周 東,趙曼如,高 峰

1.西安交通大學(xué) 經(jīng)濟(jì)與金融學(xué)院,陜西 西安 710061;2.倫敦大學(xué)學(xué)院,倫敦 WC1E6BT;3.陜西師范大學(xué) 國際商學(xué)院,陜西 西安 710119

一、問題的提出

自2001年中國加入世界貿(mào)易組織(WTO)后,中國出口貿(mào)易穩(wěn)步強(qiáng)勁增長,出口額從2001年的22 024.44億元增長至2019年的172 373.63億元,增長了近7倍,遠(yuǎn)高于國內(nèi)生產(chǎn)總值的增長速度。但是,出口的增長速度從2014年開始明顯下降。2020年以來,在全球貿(mào)易大幅萎縮的情況下,中國出口貿(mào)易逆勢而上,特別是下半年,不僅擺脫了上半年的頹勢,而且到達(dá)了歷史最高點(diǎn)。隨著2021年全球尤其是發(fā)達(dá)經(jīng)濟(jì)體逐步復(fù)工復(fù)產(chǎn)之后,中國的出口貿(mào)易可能會受到影響。另外,為促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長、拉動就業(yè),美國、日本、英國等發(fā)達(dá)國家以及印度、巴西等發(fā)展中國家先后出臺了鼓勵制造業(yè)回流的一系列舉措,雖然國外新冠肺炎疫情的持續(xù)蔓延打亂了這些國家實(shí)施制造回流的計(jì)劃,但也讓世界各國都認(rèn)識到了制造業(yè)的重要性。因此,可以預(yù)見疫情過后世界各國會加大制造業(yè)的支持力度,加速推動制造業(yè)回歸,這無疑使中國制造業(yè)企業(yè)出口在未來面臨更大的挑戰(zhàn)。

在當(dāng)前出口貿(mào)易發(fā)展面臨各種困難和挑戰(zhàn)的同時,中國金融開放領(lǐng)域也在發(fā)生著一些新的變革。2017年初,中國明確提出重點(diǎn)放寬銀行類金融機(jī)構(gòu)的外資準(zhǔn)入限制,金融業(yè)由此開啟了對外開放的新篇章。另外,中國是典型的銀行主導(dǎo)型金融體系,銀行業(yè)是金融業(yè)最重要、最核心的部分,銀行業(yè)開放無疑是金融開放的重點(diǎn),也是促進(jìn)中國金融深化發(fā)展、提升金融市場效率的關(guān)鍵[1]。從開放的實(shí)踐來看,銀行業(yè)領(lǐng)域的開放也落后于證券與保險行業(yè)。因此,本文的金融業(yè)開放主要使用銀行業(yè)開放進(jìn)行指代。從理論上說,金融業(yè)開放不僅加劇了國內(nèi)金融業(yè)競爭,進(jìn)而提高了金融服務(wù)質(zhì)量并降低了企業(yè)出口過程中的融資成本,還降低了出口企業(yè)的信息搜尋成本,弱化了國家間的貿(mào)易壁壘,從而通過緩解融資約束以及降低出口成本等兩條路徑促進(jìn)企業(yè)出口。因此,在全球疫情形式依舊嚴(yán)峻、國外制造業(yè)回流政策力度不斷加強(qiáng)的雙重背景下,如何有效推進(jìn)金融業(yè)開放、緩解嚴(yán)峻的出口形勢就成為關(guān)鍵性議題。

對壟斷的保護(hù)使得具有壟斷地位的金融機(jī)構(gòu)運(yùn)轉(zhuǎn)效率低下,一些文獻(xiàn)從銀行業(yè)的視角研究了中國金融業(yè)的逐步開放對國內(nèi)銀行業(yè)效率的影響,并指出金融業(yè)開放可以通過技術(shù)溢出效應(yīng)與市場競爭效應(yīng)兩個途徑提升國內(nèi)銀行的運(yùn)行效率[2]。但也有一些文獻(xiàn)發(fā)現(xiàn)外資銀行憑借其競爭優(yōu)勢,會給國內(nèi)銀行帶來負(fù)面的影響[3]。早期文獻(xiàn)從風(fēng)險分擔(dān)、融資約束、資金分配效率等多渠道研究了金融業(yè)對經(jīng)濟(jì)發(fā)展的促進(jìn)機(jī)制[4]。但隨著金融業(yè)的過度擴(kuò)張,其利潤和工資不斷上漲,吸引了實(shí)體企業(yè)和本應(yīng)在實(shí)體行業(yè)就業(yè)的個體涉足金融業(yè),形成了實(shí)體企業(yè)與就業(yè)的“脫實(shí)向虛”,從而對實(shí)體投資和實(shí)體經(jīng)濟(jì)發(fā)展產(chǎn)生“擠出效應(yīng)”,最終影響經(jīng)濟(jì)發(fā)展[5]。因此,一些研究基于不同國家、不同時間與不同發(fā)展階段的異質(zhì)性視角,分析了金融業(yè)發(fā)展對實(shí)體經(jīng)濟(jì)及整體經(jīng)濟(jì)發(fā)展的差異性影響[6]。近年來,隨著微觀數(shù)據(jù)的可獲得性與計(jì)量技術(shù)的發(fā)展,對經(jīng)濟(jì)發(fā)展的相關(guān)研究開始逐漸從“宏觀”向“微觀”轉(zhuǎn)換,關(guān)注到金融業(yè)發(fā)展對實(shí)體企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新、進(jìn)出口、產(chǎn)品質(zhì)量、增加值率以及加成率水平等變量的影響。制造業(yè)企業(yè)出口作為拉動中國經(jīng)濟(jì)增長的主要動力,反映了國家的制造業(yè)能力、國際競爭力以及制造業(yè)技術(shù)的前沿。而以服務(wù)實(shí)體經(jīng)濟(jì)為目標(biāo)的金融業(yè),其開放政策的績效應(yīng)以能否使實(shí)體制造業(yè)獲益作為其衡量依據(jù)。那么一個自然的問題是,金融業(yè)開放程度更高的地區(qū),其金融業(yè)內(nèi)部的競爭業(yè)態(tài)與產(chǎn)品品質(zhì)提升能否促進(jìn)制造業(yè)企業(yè)的出口?現(xiàn)有文獻(xiàn)基本從外資銀行進(jìn)入或者金融服務(wù)行業(yè)外資準(zhǔn)入政策變化的視角進(jìn)行分析,但較少從金融業(yè)開放的地區(qū)差異視角分析城市金融業(yè)開放對制造業(yè)企業(yè)出口的溢出作用,也缺乏對其背后機(jī)制的討論與刻畫。

二、文獻(xiàn)綜述

(一)金融發(fā)展與貿(mào)易的關(guān)系

國外學(xué)者就金融發(fā)展與貿(mào)易之間的關(guān)系進(jìn)行了大量研究,并發(fā)現(xiàn)國內(nèi)金融發(fā)展在國家層面[7-8]以及企業(yè)層面[9-10]都有重要的貿(mào)易促進(jìn)作用。在早期,國內(nèi)學(xué)者主要從區(qū)域?qū)用驷槍@一問題進(jìn)行了廣泛研究,并得出金融發(fā)展對中國出口貿(mào)易有明顯的促進(jìn)作用,并且這一促進(jìn)作用在東部地區(qū)更為明顯[11]。近年來,由于企業(yè)數(shù)據(jù)可得性提高,國內(nèi)學(xué)者開始基于企業(yè)微觀數(shù)據(jù)探討兩者之間的關(guān)系。楊連星等[12]發(fā)現(xiàn)金融發(fā)展有助于緩解企業(yè)出口過程中的融資約束,進(jìn)而促進(jìn)了中國企業(yè)出口增長。毛其淋等[13]對地方金融自由化與企業(yè)出口的關(guān)系進(jìn)行了研究,發(fā)現(xiàn)地方金融自由化顯著促進(jìn)了企業(yè)出口規(guī)模的擴(kuò)張,并且這一促進(jìn)效應(yīng)隨著城市商業(yè)銀行設(shè)立時間的延長而增強(qiáng)。

(二)金融業(yè)開放的效果

國外學(xué)者關(guān)于金融業(yè)開放對企業(yè)獲得信貸和業(yè)績的影響存在兩種不同的觀點(diǎn)。一些論文發(fā)現(xiàn)“撇脂”效應(yīng)(cream-skimming effect),即外資銀行只向最有利可圖的本地企業(yè)提供貸款,例如,Gormley[14]認(rèn)為外資銀行進(jìn)入會使大公司受益并且由于信息不對稱,甚至可能會傷害中小企業(yè)。然而,Giannetti等[15]發(fā)現(xiàn)外國銀行進(jìn)入有助于減少所有公司的融資約束,包括中小企業(yè)。國內(nèi)方面,學(xué)者就金融業(yè)開放對企業(yè)績效[16]、創(chuàng)新[17]以及出口[18-19]的影響進(jìn)行了大量研究,均發(fā)現(xiàn)金融業(yè)開放的促進(jìn)作用明顯。荊逢春等[18]以所在地區(qū)是否有外資銀行作為金融業(yè)開放的衡量指標(biāo),進(jìn)而從金融脆弱性的角度考察了外資銀行進(jìn)入對企業(yè)出口決策的影響,結(jié)果發(fā)現(xiàn)外資銀行的進(jìn)入會緩解企業(yè)融資約束,從而增加企業(yè)參與出口的概率,并且金融脆弱性對外資銀行進(jìn)入與企業(yè)出口概率的關(guān)系存在正向的調(diào)節(jié)作用。侯欣裕等[19]利用國家發(fā)展和改革委員會公布的《外商投資產(chǎn)業(yè)指導(dǎo)目錄》,度量了金融服務(wù)業(yè)外資準(zhǔn)入政策的動態(tài)變化,并使用投入產(chǎn)出表將其與制造業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)進(jìn)行上下游關(guān)聯(lián),進(jìn)而檢驗(yàn)了金融服務(wù)業(yè)外資政策調(diào)整對下游制造業(yè)企業(yè)出口的作用。

本文將從以下三個方面對現(xiàn)有文獻(xiàn)進(jìn)行拓展:第一,從企業(yè)異質(zhì)性的理論角度闡述金融業(yè)開放影響制造業(yè)企業(yè)出口的微觀機(jī)制,除了考慮融資約束緩解效應(yīng)外,還加入金融業(yè)開放所引起的出口成本降低效應(yīng),并提出理論假說。第二,利用逐步取消外資銀行經(jīng)營人民幣業(yè)務(wù)地域限制的外生政策沖擊來識別金融業(yè)開放與制造業(yè)企業(yè)出口的因果關(guān)系,進(jìn)而彌補(bǔ)使用《外商投資產(chǎn)業(yè)指導(dǎo)目錄》與國民行業(yè)代碼匹配來構(gòu)建中國金融業(yè)外資政策調(diào)整指標(biāo)過程中可能存在的主觀判斷問題。此外,還利用中國銀行保險監(jiān)督管理委員會關(guān)于銀行機(jī)構(gòu)的金融許可證信息,計(jì)算城市層面的金融業(yè)開放程度指標(biāo),進(jìn)而從金融業(yè)是否開放和金融業(yè)開放程度的雙重視角考察金融業(yè)開放影響制造業(yè)企業(yè)出口的效果。第三,進(jìn)一步基于異質(zhì)性考慮,探索金融業(yè)開放作用發(fā)揮在不同企業(yè)中的差異,并且對金融業(yè)開放通過緩解融資約束及降低出口成本渠道產(chǎn)生影響的中間機(jī)制進(jìn)行驗(yàn)證,并采用多種穩(wěn)健性檢驗(yàn)。

三、理論分析與假設(shè)提出

本文通過擴(kuò)展異質(zhì)性企業(yè)出口模型,將金融業(yè)開放的融資約束緩解以及出口成本降低兩種效應(yīng)納入其中,從而詳細(xì)詮釋金融業(yè)開放對企業(yè)出口的影響效果及作用機(jī)制。此外,不同的企業(yè)在外部融資依賴程度上存在差異,本文從外部融資依賴視角闡述金融業(yè)開放對企業(yè)出口的異質(zhì)性影響。

(一)消費(fèi)者與偏好

假設(shè)外國消費(fèi)者x的效用函數(shù)(U)為

(1)

其中,σ>0為產(chǎn)品種類之間的替代彈性,Ω為可供消費(fèi)的最終產(chǎn)品集合,qx(ω)為消費(fèi)者所消費(fèi)的產(chǎn)品的數(shù)量。國外市場x消費(fèi)者的預(yù)算約束(Ex)為

(2)

求解消費(fèi)者最優(yōu)化后,可以得到國外市場x消費(fèi)者對產(chǎn)品ω的需求qx(w)為

(3)

其對應(yīng)的價格指數(shù)(Px)為

(4)

(二)企業(yè)生產(chǎn)與金融服務(wù)需求

假定企業(yè)之間的一個重要差別在于外部融資依賴程度γ的不同,即金融服務(wù)的需求差異上,據(jù)此本文假定企業(yè)的生產(chǎn)函數(shù)(q)為

q=A(γXs)φl1-φ

(5)

其中,l表示企業(yè)投入的勞動,A為企業(yè)生產(chǎn)率,參數(shù)φ∈[0,1]表示金融要素在企業(yè)生產(chǎn)中投入的比例。Xs為金融服務(wù)的投入量。為了簡化分析,假定勞動力供給在短期不變,同時每個勞動力可以提供1單位的金融服務(wù)。此外,借鑒已有文獻(xiàn),金融業(yè)開放引起的外資銀行進(jìn)入可以提升國內(nèi)金融業(yè)的競爭程度,進(jìn)而提高金融服務(wù)質(zhì)量并降低金融服務(wù)的價格[16-17]。因此,假設(shè)金融服務(wù)價格的表達(dá)式為Ps=wsθs,其中ws為金融業(yè)的工資水平,θs為金融管制程度,可以得到企業(yè)的可變成本為wl+PsXs。另外,通過求解給定產(chǎn)出下的最小成本問題,可以得到企業(yè)的邊際成本函數(shù)(MC):

(6)

當(dāng)金融業(yè)開放程度提高時,Ps隨之下降,即存在?Ps/?θs>0。這說明金融業(yè)開放加劇了國內(nèi)金融業(yè)競爭,進(jìn)而提高了金融服務(wù)質(zhì)量并降低了企業(yè)出口過程中的融資成本。因此,根據(jù)成本加成定價原則,可以得到企業(yè)產(chǎn)品的價格p為

(7)

企業(yè)出口到國外還需要進(jìn)行包括銷售渠道建設(shè)、物流網(wǎng)絡(luò)管理、跨文化適應(yīng)能力等方面的投資,這些投資同樣受到金融業(yè)開放的影響,例如金融業(yè)開放能夠降低出口企業(yè)的信息搜尋成本,同時有效地弱化國家間的文化壁壘,這會降低企業(yè)出口的成本。因此,本文假設(shè)企業(yè)出口的固定成本為fx=Ps/γ。結(jié)合式(3)可以得到出口企業(yè)的收益與利潤函數(shù)分別為

(8)

(9)

(三)金融業(yè)開放與企業(yè)出口行為

首先,將企業(yè)出口設(shè)定為EX=1,反之,不參與出口為EX=0。假設(shè)只有企業(yè)實(shí)施出口所獲得利潤大于利潤閥值z≥0(z服從正態(tài)分布)時,該企業(yè)才會選擇出口,即企業(yè)出口傾向可以表示為Pr(EX=1)=Pr(z≤π)=F(π),F′(π)>0,代表隨著企業(yè)出口獲得利潤的增大,企業(yè)出口傾向提高。因此,金融業(yè)開放對企業(yè)出口傾向的影響效果為

(10)

由于F′(π)>0,即企業(yè)出口傾向隨著企業(yè)出口獲得利潤的增大而提高,另外?π/?θs<0,因此可得[?Pr(EX=1)]/?θs<0,即金融業(yè)開放可以提供企業(yè)的出口傾向。另外,金融業(yè)開放對企業(yè)出口收益的影響效果可表示為

?r/?θs=(1-σ)r(φ/Ps)(?Ps/?θs)<0

(11)

由于σ>1且?Ps/?θs>0,所以有?r/?θs<0,說明提高金融業(yè)開放水平會提高制造業(yè)企業(yè)的出口收益。

式(10)(11)說明金融業(yè)開放水平影響了制造業(yè)企業(yè)的出口傾向和出口收益。其作用機(jī)制主要來源于兩個方面。一是金融業(yè)開放可以有效緩解企業(yè)面臨的融資約束,這主要是因?yàn)榻鹑跇I(yè)開放增加了國內(nèi)金融機(jī)構(gòu)的數(shù)量,加劇了金融機(jī)構(gòu)間的競爭。金融機(jī)構(gòu)為了避免其市場份額的下降,會適度下調(diào)其貸款利率,從而降低了企業(yè)的貸款成本[16-17]。另外,金融業(yè)開放引起的金融機(jī)構(gòu)間競爭加劇也促使現(xiàn)有金融機(jī)構(gòu)增加其網(wǎng)點(diǎn)數(shù)量,從而降低了與企業(yè)之間的物理距離并提高了企業(yè)融資的成功率[7]。二是金融業(yè)開放降低了企業(yè)的出口成本,這主要是因?yàn)榻鹑跇I(yè)開放有助于對外貿(mào)易中交易信息的傳遞,使目的國的企業(yè)與居民更好地了解出口國產(chǎn)品的相關(guān)信息,從而降低出口的信息成本[8]。此外,金融業(yè)開放還有利于在出口國與目的國之間形成社會網(wǎng)絡(luò),這種社會網(wǎng)絡(luò)能在一定程度上緩解出口面臨的各種正式與非正式貿(mào)易壁壘,從而有利于出口貿(mào)易的發(fā)生[6]。因此,本文認(rèn)為金融業(yè)開放主要通過緩解融資約束以及降低出口成本促進(jìn)企業(yè)的出口傾向和出口收益。據(jù)此,提出以下研究假設(shè):

假設(shè)1:金融業(yè)開放提高了企業(yè)出口傾向和出口收益。

假設(shè)2:金融業(yè)開放對企業(yè)出口傾向和出口收益的提高主要通過融資約束緩解以及出口成本降低兩種效應(yīng)實(shí)現(xiàn)。

另外,本文就式(10)(11)分別對外部融資依賴程度γ求偏導(dǎo)得到如下表達(dá)式:

(12)

(13)

假設(shè)3:金融業(yè)開放對企業(yè)出口傾向和出口收益的促進(jìn)作用在外部融資依賴程度更高的企業(yè)中表現(xiàn)得更強(qiáng)。

在中國,抵押資產(chǎn)較低的企業(yè)以及民營中小企業(yè)由于信用風(fēng)險較高,在獲得外部融資時面臨比較嚴(yán)重的融資約束[13]。在金融業(yè)開放的背景下,國內(nèi)金融業(yè)競爭程度逐漸加深,“四大銀行”占主導(dǎo)地位的金融體系逐漸發(fā)生變革。根據(jù)溢出效應(yīng),金融業(yè)競爭加劇打破了大型國有銀行的市場支配地位,并迫使“四大銀行”提升其技術(shù)和管理水平,從而為企業(yè)提供更好的質(zhì)量服務(wù)[18]。同時,金融業(yè)開放帶來的競爭壓力也迫使國內(nèi)銀行將目標(biāo)轉(zhuǎn)向抵押資產(chǎn)較低的民營中小企業(yè)[16]。由于企業(yè)出口依賴外部融資,當(dāng)金融業(yè)開放增加國內(nèi)信貸供給以及提高國內(nèi)金融機(jī)構(gòu)的效率時,抵押資產(chǎn)較低的企業(yè)以及民營中小企業(yè)獲得融資變得更加容易,從而縮小了與國有企業(yè)融資的差距,即金融業(yè)開放更有利于改善抵押資產(chǎn)較低的企業(yè)以及民營中小企業(yè)出口中的外部融資。據(jù)此,本文提出以下擴(kuò)展研究假設(shè):

假設(shè)4:金融業(yè)開放對企業(yè)出口傾向和出口收益的促進(jìn)作用在抵押資產(chǎn)較低以及民營中小企業(yè)中表現(xiàn)得更加明顯。

四、模型設(shè)定與數(shù)據(jù)來源

(一)模型設(shè)定

本文計(jì)量方程設(shè)定如下:

Pr(EP=1)=φ(α+βFBit+γX+εt+εp+εi+μfit)

(14)

EXfit=α+βFBit+γX+εt+εp+εi+μfit

(15)

式(14)的被解釋變量為企業(yè)是否出口的虛擬變量,其中出口取值為1,不出口取值為0,由于該被解釋變量為典型的二值分布,因此采用Probit模型對其進(jìn)行估計(jì)。式(15)是就金融業(yè)開放對企業(yè)出口收益影響的檢驗(yàn),本文利用企業(yè)出口交貨值的對數(shù)來衡量。FBit表示t年i地區(qū)的金融業(yè)開放指標(biāo);X為一組控制變量,包括國有資本占比(soe)、企業(yè)年齡(age)、企業(yè)規(guī)模(scale)、行業(yè)競爭程度(hhi);εt、εp和εi分別是控制年份、企業(yè)所屬行業(yè)和地區(qū)的固定效應(yīng),μfit為殘差項(xiàng)。

(二)變量調(diào)整與測算

1.金融業(yè)開放指標(biāo)界定

由于本文的金融業(yè)開放主要使用銀行業(yè)開放進(jìn)行指代,為此,選擇各地市是否取消對外資銀行的限制以及外資銀行數(shù)量等兩個變量分別對金融業(yè)是否開放與金融業(yè)開放程度進(jìn)行量化。

(1)金融業(yè)是否開放。根據(jù)WTO有關(guān)協(xié)議,中國將逐步取消對外資銀行的限制。自加入WTO起前4年分批開放深圳、上海、大連、天津等20個城市,加入后5年內(nèi)取消所有地域限制。本文借鑒諸竹君等[16]的研究,將當(dāng)年取消對外資銀行的限制作為金融業(yè)是否開放(FB)的一項(xiàng)準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)來對金融業(yè)開放與制造業(yè)企業(yè)出口的因果關(guān)系進(jìn)行識別,以準(zhǔn)確評估金融業(yè)開放對制造業(yè)企業(yè)出口的凈影響。選擇逐步取消對外資銀行的限制作為金融業(yè)開放外生沖擊的優(yōu)點(diǎn)有二:一是具有較好的外生性,逐步取消對外資銀行的限制可以看作是一種外生政策沖擊因素,從而避免了直接使用外資銀行進(jìn)入所引致的內(nèi)生性問題;二是具有較強(qiáng)的客觀性,由于逐步取消對外資銀行限制的城市很明確,而使用《外商投資產(chǎn)業(yè)指導(dǎo)目錄》構(gòu)建中國金融業(yè)外資政策調(diào)整指標(biāo),不可避免地在金融業(yè)外資政策內(nèi)容與國民經(jīng)濟(jì)代碼匹配的過程中存在主觀判斷,因此,使用前者避免了在指標(biāo)構(gòu)造上的誤差。

(2)金融業(yè)開放程度?；谥袊y行保險監(jiān)督管理委員會關(guān)于銀行機(jī)構(gòu)的金融許可證信息,計(jì)算出外資銀行數(shù)量(FBN),并對其取對數(shù)形式,以此作為中國金融業(yè)開放程度的衡量指標(biāo)。選擇該變量而非外資銀行占比的原因在于:外資銀行在技術(shù)、管理水平等方面都優(yōu)于國內(nèi)銀行,較少的外資銀行就足以帶來顯著的競爭效應(yīng),進(jìn)而對國內(nèi)金融機(jī)構(gòu)信貸供給及效率產(chǎn)生較強(qiáng)的影響,因此,選擇外資銀行數(shù)量可以避免利用外資銀行占比衡量金融業(yè)開放程度可能帶來的影響低估甚至是偏誤。

2.控制變量

其中

saleij為j行業(yè)第i企業(yè)的銷售產(chǎn)值。變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果見表1。

表1 變量說明及描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果

(三)數(shù)據(jù)來源

本文通過匹配2000—2013年中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫和中國海關(guān)貿(mào)易數(shù)據(jù)庫企業(yè)層面的微觀數(shù)據(jù)就本文提出的金融業(yè)開放對中國制造業(yè)企業(yè)出口的影響進(jìn)行經(jīng)驗(yàn)研究。選擇利用該數(shù)據(jù)進(jìn)行分析的原因有二:一是中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫和中國海關(guān)貿(mào)易數(shù)據(jù)庫涵蓋的數(shù)據(jù)量足夠大,能充分代表中國制造業(yè)的經(jīng)營及出口狀況,這是上市公司數(shù)據(jù)庫以及各類調(diào)研數(shù)據(jù)所欠缺的;二是目前雖有部分?jǐn)?shù)據(jù)平臺提供了中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫和中國海關(guān)貿(mào)易數(shù)據(jù)庫2014—2015年的數(shù)據(jù),但2015年后沒有數(shù)據(jù)供應(yīng)部門繼續(xù)跟進(jìn),并且2013年后的數(shù)據(jù)質(zhì)量存疑。但考慮到2019年開始金融開放明顯加快,因此,本文還使用2003—2020年上市公司的相關(guān)數(shù)據(jù)進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)(1)使用2003—2020年上市公司數(shù)據(jù)的原因主要是上市公司數(shù)據(jù)庫自2003年才開始對上市公司的收入按地區(qū)進(jìn)行分類。。

由于2006年底取消了所有地域?qū)ν赓Y銀行的限制,故金融業(yè)是否開放(FB)影響效果的樣本期為2000—2006年;金融業(yè)開放程度(FBN)影響效果的樣本期為2000—2013年,并將樣本限制為制造業(yè)企業(yè)。另外,對2002年前后的行業(yè)代碼進(jìn)行匹配,并利用行業(yè)平減指數(shù)將涉及貨幣表示的變量進(jìn)行價格調(diào)整。本文還刪除了出口交貨值、工業(yè)總產(chǎn)值小于零以及就業(yè)人數(shù)小于8人的樣本企業(yè)。

五、回歸結(jié)果分析

(一)基準(zhǔn)回歸

根據(jù)式(14)(15),本文就金融業(yè)開放對制造業(yè)企業(yè)出口的影響效果進(jìn)行估計(jì),基準(zhǔn)回歸結(jié)果如表2所示。第(1)(2)列為以金融業(yè)是否開放作為自變量的估計(jì)結(jié)果,第(3)(4)列是金融業(yè)開放程度作為自變量的估計(jì)結(jié)果。回歸結(jié)果中,金融業(yè)是否開放的估計(jì)系數(shù)在第(1)(2)列均顯著為正,這一估計(jì)結(jié)果說明金融業(yè)越開放的城市,其制造業(yè)企業(yè)的出口傾向和出口收益越高。類似的,金融業(yè)開放程度的估計(jì)系數(shù)在第(3)(4)列也顯著為正。該結(jié)果說明,整體上城市金融業(yè)開放水平提高,企業(yè)的出口傾向和出口收益顯著增加。即無論是從金融業(yè)是否開放,還是金融業(yè)開放程度上來看,均有利于中國制造業(yè)企業(yè)出口。這與本文的理論假設(shè)一致,可能的原因是,就現(xiàn)階段而言,金融業(yè)開放的正外部性逐漸形成,這種正外部性不僅有利于緩解企業(yè)面臨的融資約束,還有助于傳遞對外貿(mào)易中的交易信息,降低企業(yè)的出口成本,從而提升企業(yè)出口概率與出口收益。據(jù)此,本文假設(shè)1得到驗(yàn)證。

表2 金融業(yè)開放對制造業(yè)企業(yè)出口影響的回歸估計(jì)結(jié)果

國有資本占比以及行業(yè)競爭程度對制造業(yè)企業(yè)出口存在顯著的抑制作用,主要是因?yàn)閲匈Y本占比以及行業(yè)競爭程度對企業(yè)生產(chǎn)率存在負(fù)向影響,使企業(yè)難以達(dá)到出口所要求的生產(chǎn)率準(zhǔn)入門檻,進(jìn)而抑制了企業(yè)出口。而企業(yè)年齡和企業(yè)規(guī)模均對制造業(yè)企業(yè)出口有顯著的正向影響,也就是說隨著企業(yè)年齡及規(guī)模的增大,制造業(yè)企業(yè)的出口傾向和出口收益均顯著提高。

(二)影響機(jī)制分析(2)限于篇幅,以金融業(yè)開放程度作為自變量的分析過程及結(jié)果未在表中列示,如有興趣,可直接向筆者索要。

理論分析表明,金融業(yè)開放水平影響了制造業(yè)企業(yè)的出口傾向和出口收益。其作用機(jī)制主要有兩個方面:一是金融業(yè)開放加劇了國內(nèi)金融業(yè)競爭,進(jìn)而提高了金融服務(wù)質(zhì)量并降低了企業(yè)出口過程中的融資成本,從而有效緩解企業(yè)面臨的融資約束;二是金融業(yè)開放降低了出口企業(yè)的信息搜尋成本,有效地弱化了國家間的貿(mào)易壁壘,從而降低企業(yè)的出口成本。因此,本文認(rèn)為金融業(yè)開放主要通過緩解融資約束以及降低出口成本促進(jìn)企業(yè)的出口傾向和出口收益。接下來考察金融業(yè)開放能否通過上述兩條路徑影響中國制造業(yè)企業(yè)的出口。

1.緩解融資約束

本文借鑒侯欣裕等[19]的研究,通過計(jì)算企業(yè)的SA指數(shù)來衡量融資約束程度,SA指數(shù)的計(jì)算公式為:SA=-0.737×size+0.043×size2-0.040×age,其中,size為企業(yè)資產(chǎn)總額的對數(shù)值,age為企業(yè)年齡,該指數(shù)取值為負(fù),絕對值越大表示企業(yè)融資約束越大。金融業(yè)開放通過緩解融資約束對企業(yè)出口產(chǎn)生影響的回歸結(jié)果見表3第(1)～(3)列。第(1)列的估計(jì)結(jié)果表明,FB的估計(jì)系數(shù)顯著為負(fù),說明隨著金融業(yè)的開放,企業(yè)的融資約束程度降低。第(2)(3)列在基準(zhǔn)模型的基礎(chǔ)上加入融資約束變量SA,由估計(jì)結(jié)果可以看出,融資約束變量SA顯著為負(fù),FB的估計(jì)系數(shù)仍顯著為正,說明金融業(yè)開放通過緩解融資約束促進(jìn)了企業(yè)出口。

表3 金融業(yè)開放對制造業(yè)企業(yè)出口影響機(jī)制的回歸估計(jì)結(jié)果

2.降低出口成本

本文對企業(yè)出口成本的測算借鑒劉斌等[20]的做法。金融業(yè)開放通過降低出口成本對企業(yè)出口產(chǎn)生影響的回歸結(jié)果見表3第(4)～(6)列。第(4)列金融業(yè)開放對企業(yè)出口成本影響的估計(jì)結(jié)果表明,FB的估計(jì)系數(shù)顯著為負(fù),說明隨著金融業(yè)開放,企業(yè)的出口成本降低。第(5)(6)列在基準(zhǔn)模型的基礎(chǔ)上加入出口成本變量cost,由估計(jì)結(jié)果可以看出,出口成本變量cost顯著為負(fù),FB的估計(jì)系數(shù)仍顯著為正。這說明,金融業(yè)開放通過降低出口成本促進(jìn)了企業(yè)出口。同時也說明,金融業(yè)開放不僅通過緩解融資約束促進(jìn)了企業(yè)出口,還通過降低出口成本對企業(yè)出口產(chǎn)生促進(jìn)作用,即本文的假設(shè)2得到初步驗(yàn)證。

(三)異質(zhì)性影響

1.外部融資依賴異質(zhì)性估計(jì)結(jié)果

在式(14)(15)中分別加入金融業(yè)開放和企業(yè)外部融資依賴度的交互項(xiàng),以該系數(shù)衡量外部融資依賴度在金融業(yè)開放影響企業(yè)出口中的調(diào)節(jié)作用。表4第(1)(2)列是基于出口傾向和出口收益的回歸結(jié)果,其中FB系數(shù)顯著為正,金融業(yè)開放和企業(yè)外部融資依賴度交互項(xiàng)的系數(shù)同樣顯著為正。這說明外部融資依賴度越高的企業(yè)越容易受到金融業(yè)開放的出口促進(jìn)效應(yīng),也就是說對于金融業(yè)開放引起的外資銀行進(jìn)入對外部融資依賴度越高的企業(yè)影響更為明顯。據(jù)此,本文的假設(shè)3得到初步驗(yàn)證。

2.所有制異質(zhì)性的估計(jì)結(jié)果

中國不同所有制企業(yè)的出口水平、融資約束情況存在顯著差異性,因此有必要針對不同所有制類型進(jìn)行子樣本檢驗(yàn)。本文在式(14)(15)中分別加入金融業(yè)開放和國有企業(yè)虛擬變量的交互項(xiàng),以該系數(shù)衡量金融業(yè)開放對所有制異質(zhì)性企業(yè)出口影響的差異。表4第(3)(4)是所有制異質(zhì)性的估計(jì)結(jié)果,其中FB的系數(shù)顯著為正,金融業(yè)開放和國有企業(yè)虛擬變量交互項(xiàng)的系數(shù)顯著為負(fù)。這說明民營企業(yè)更容易受到金融業(yè)開放的出口促進(jìn)效應(yīng),可能的原因是民營企業(yè)面臨較為嚴(yán)峻的外部融資約束,金融業(yè)開放為其提供了潛在的多元化外部融資渠道。

3.抵押資產(chǎn)異質(zhì)性的估計(jì)結(jié)果

在金融市場欠發(fā)達(dá)國家融資時,企業(yè)可以抵押的有形資產(chǎn)的可用性很重要。將企業(yè)層面的抵押資產(chǎn)定義為固定資產(chǎn)與總資產(chǎn)的比率,并在式(14)(15)中分別加入金融業(yè)開放和抵押資產(chǎn)的交互項(xiàng),以該系數(shù)衡量金融業(yè)開放對抵押資產(chǎn)異質(zhì)性企業(yè)出口影響的差異。表4第(5)(6)列是不同抵押資產(chǎn)企業(yè)的回歸,

表4 企業(yè)異質(zhì)性下金融業(yè)開放對制造業(yè)企業(yè)出口影響的估計(jì)結(jié)果

其中FB的系數(shù)顯著為正,金融業(yè)開放和抵押資產(chǎn)交互項(xiàng)的系數(shù)顯著為負(fù)。這說明擁有較小抵押資產(chǎn)的企業(yè)更容易受到金融業(yè)開放的出口促進(jìn)效應(yīng)影響,也間接證明了金融業(yè)開放引起的外資銀行進(jìn)入并未形成“撇脂效應(yīng)”,相反可以使擁有較小抵押資產(chǎn)的企業(yè)獲益更多。

4.企業(yè)規(guī)模異質(zhì)性的估計(jì)結(jié)果

本文在式(14)(15)中分別加入金融業(yè)開放和企業(yè)規(guī)模的交互項(xiàng),以該系數(shù)衡量金融業(yè)開放對規(guī)模異質(zhì)性企業(yè)出口影響的差異。表4第(7)(8)列是不同規(guī)模企業(yè)的回歸結(jié)果,其中FB的系數(shù)顯著為正,金融業(yè)開放和企業(yè)規(guī)模交互項(xiàng)的系數(shù)顯著為負(fù)。這說明小規(guī)模企業(yè)更容易受到金融業(yè)開放的出口促進(jìn)效應(yīng)影響,也就是說對于金融業(yè)開放引起的外資銀行進(jìn)入在小規(guī)模企業(yè)的外部融資上發(fā)揮了較大改善作用。綜合所有制異質(zhì)性、抵押資產(chǎn)異質(zhì)性以及企業(yè)規(guī)模異質(zhì)性的估計(jì)結(jié)果,金融業(yè)開放對企業(yè)出口傾向和出口收益的促進(jìn)作用在抵押資產(chǎn)較低以及民營中小企業(yè)中表現(xiàn)得更加明顯,本文的假設(shè)4得到驗(yàn)證。

(四)穩(wěn)健性檢驗(yàn)(3)由于穩(wěn)健性檢驗(yàn)1～4是針對以金融業(yè)是否開放作為自變量的估計(jì)結(jié)果,而穩(wěn)健性檢驗(yàn)5是針對以金融業(yè)開放程度作為自變量的估計(jì)結(jié)果,因此,穩(wěn)健性檢驗(yàn)1～4使用的是2000—2006年所有制造業(yè)企業(yè)的相關(guān)數(shù)據(jù),而穩(wěn)健性檢驗(yàn)5使用的是2000—2013年所有制造業(yè)企業(yè)的相關(guān)數(shù)據(jù)。穩(wěn)健性檢驗(yàn)6是改變樣本進(jìn)行的檢驗(yàn),使用的數(shù)據(jù)在下文中有具體說明,此處不再贅述。

1.控制其他政策和經(jīng)濟(jì)沖擊

樣本時期內(nèi)除了金融業(yè)開放政策外,仍有其他一些政策和經(jīng)濟(jì)沖擊影響中國制造業(yè)企業(yè)的出口。本文著重考慮進(jìn)口沖擊和外資自由化這兩個政策經(jīng)濟(jì)沖擊?？刂七M(jìn)口沖擊和外資自由化的回歸結(jié)果見表5第(1)(2)列(4)這里使用關(guān)稅(tariff)與外資限制政策(fdi)對進(jìn)口自由化與外資自由化進(jìn)行衡量。,進(jìn)口沖擊與外資自由化對制造業(yè)企業(yè)出口傾向和出口收益均為正向影響,并且除了進(jìn)口沖擊出口傾向外均在1%的水平下顯著。另外,在控制進(jìn)口沖擊與外資自由化后,金融業(yè)開放的估計(jì)系數(shù)仍顯著為正,說明即使在控制進(jìn)口沖擊和外資自由化后,金融業(yè)開放對中國制造業(yè)企業(yè)出口仍然產(chǎn)生了顯著的促進(jìn)影響。

2.傾向得分匹配—倍差法

考慮到實(shí)施金融業(yè)開放的城市可能并不是隨機(jī)的,導(dǎo)致存在樣本選擇問題的可能性,為了避免這一問題,本文還運(yùn)用傾向得分匹配對樣本的選擇性偏誤進(jìn)行控制,進(jìn)而在對樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行匹配的基礎(chǔ)上對基準(zhǔn)模型重新進(jìn)行估計(jì),基于傾向得分匹配—倍差法(PSM-DID)的估計(jì)結(jié)果見表5第(3)(4)列。由結(jié)果可知,金融業(yè)開放的系數(shù)與基準(zhǔn)估計(jì)結(jié)果基本一致,說明基準(zhǔn)估計(jì)結(jié)果是穩(wěn)健的。

表5 穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果Ⅰ

3.平行趨勢及動態(tài)效應(yīng)檢驗(yàn)

利用雙重差分法進(jìn)行估計(jì)的一個前提條件是,政策實(shí)施之前的實(shí)驗(yàn)組和控制組應(yīng)保持相同的變化趨勢。為了對同趨勢進(jìn)行檢驗(yàn),本部分進(jìn)一步對金融業(yè)開放對制造業(yè)企業(yè)出口的影響在年度之間的動態(tài)趨勢進(jìn)行分解和分析。具體而言,post代表發(fā)生金融業(yè)開放之后各年份的影響效應(yīng),如post1、post2分別表示金融業(yè)開放政策實(shí)施后1年與后2年的影響效應(yīng)。類似的,pre表示發(fā)生金融業(yè)開放之前各年份的影響效應(yīng),即pre1表示金融業(yè)開放發(fā)生前1年的影響效應(yīng)。估計(jì)結(jié)果見表5第(5)(6)列。由結(jié)果可知,金融業(yè)開放實(shí)施前的系數(shù)不顯著,而實(shí)施之后與金融業(yè)開放實(shí)施當(dāng)年的估計(jì)結(jié)果類似,均顯著為正,并且金融業(yè)開放實(shí)施之后的第一年的系數(shù)遠(yuǎn)大于第二年的系數(shù),這說明金融業(yè)開放對制造業(yè)企業(yè)出口的促進(jìn)作用在短期增強(qiáng)后趨于平緩。

4.樣本選擇偏差的檢驗(yàn)

一是限定地區(qū)樣本。分析樣本只限定在整個樣本期間內(nèi)金融業(yè)實(shí)施開放的城市,而不是實(shí)施金融業(yè)開放和未實(shí)施金融業(yè)開放的城市比較,可以規(guī)避研究樣本選擇所導(dǎo)致的參數(shù)估計(jì)偏誤問題。限定地區(qū)樣本的分析結(jié)果見表6第(1)(2)列,FB的估計(jì)系數(shù)仍顯著為正,與基準(zhǔn)回歸模型的結(jié)果相似,并且當(dāng)只關(guān)注金融業(yè)開放城市時,出口傾向和出口收益的系數(shù)比全樣本估計(jì)的系數(shù)要大。

二是樣本選擇模型。為了克服樣本選擇問題導(dǎo)致的估計(jì)結(jié)果偏誤,本文還利用樣本選擇模型的兩步估計(jì)法重新進(jìn)行估計(jì),估計(jì)結(jié)果見表6第(3)～(5)列。結(jié)果顯示,金融業(yè)開放的估計(jì)系數(shù)仍顯著為正,這些回歸結(jié)果與基準(zhǔn)回歸模型的結(jié)果相似,說明金融業(yè)開放在控制樣本選擇性偏誤后對企業(yè)出口傾向和出口收益的影響仍然顯著。此外,逆米爾斯比率(imr)在第二步關(guān)于制造業(yè)企業(yè)出口傾向及出口收益的估計(jì)結(jié)果均顯著,說明存在樣本選擇偏誤,并且采用樣本選擇模型進(jìn)行估計(jì)是有必要且有效的。

表6 穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果Ⅱ

5.內(nèi)生性檢驗(yàn)

內(nèi)生性問題產(chǎn)生的可能原因是中國出口貿(mào)易轉(zhuǎn)型升級也會影響外資銀行進(jìn)入,例如,中國出口貿(mào)易轉(zhuǎn)型升級有利于企業(yè)績效及利潤的提高,也吸引了外資銀行的進(jìn)入,即可能存在金融業(yè)開放與出口貿(mào)易轉(zhuǎn)型升級的雙向因果關(guān)系,從而導(dǎo)致估計(jì)結(jié)果出現(xiàn)偏誤。解決雙向因果關(guān)系引致的內(nèi)生性問題最常用的方法就是尋找與金融業(yè)開放程度相關(guān),但不受出口貿(mào)易轉(zhuǎn)型升級影響的工具變量。為此,本文采用本省除本市外其他城市金融業(yè)開放程度的平均值作為本市金融業(yè)開放程度的工具變量,這是因?yàn)楸臼〕臼型馄渌鞘薪鹑跇I(yè)開放程度的平均值不太可能影響本市制造業(yè)企業(yè)的出口行為,而本省的各個城市之間,其金融業(yè)開放程度可能通過地區(qū)之間的溢出而互相影響,所以選擇該變量作為本市金融業(yè)開放程度的工具變量滿足了工具變量的基本要求。具體的估計(jì)結(jié)果見表6第(6)(7)列。由工具變量回歸結(jié)果發(fā)現(xiàn),第一階段F檢驗(yàn)值為42.24,遠(yuǎn)大于10,說明不存在弱工具變量問題。此外,第二階段金融業(yè)開放程度(FBN)估計(jì)系數(shù)在1%的水平下顯著為正,與前文的估計(jì)結(jié)果一致,說明在考慮內(nèi)生性問題后基準(zhǔn)回歸分析結(jié)果是穩(wěn)健的。

6.更換樣本

考慮到2019年開始中國金融開放明顯加快,將樣本更換為2003—2020年的上市公司數(shù)據(jù),以檢驗(yàn)前文估計(jì)結(jié)果的穩(wěn)健性。上市公司的相關(guān)數(shù)據(jù)來源于國泰安CSMAR數(shù)據(jù)庫,由于國泰安CSMAR數(shù)據(jù)庫并未直接給出上市公司的出口數(shù)據(jù),本文利用上市公司按地區(qū)的分類收入,通過篩選得到上市公司各年是否出口以及出口的營業(yè)收入。更換樣本的具體估計(jì)結(jié)果見表7(5)以金融業(yè)是否開放為自變量的樣本區(qū)間仍為2003—2006年。。表7第(1)(2)列為以金融業(yè)是否開放(FB)作為自變量的估計(jì)結(jié)果;第(3)(4)列是金融業(yè)開放程度(FBN)作為自變量的估計(jì)結(jié)果。具體回歸結(jié)果中,金融業(yè)是否開放(FB)以及金融業(yè)開放程度(FBN)的系數(shù)均顯著為正,并且表7第(3)(4)列的估計(jì)結(jié)果與表2第(3)(4)列金融業(yè)開放程度(FBN)的系數(shù)相比,前者大于后者,該結(jié)果說明延長樣本區(qū)間后,金融業(yè)開放對企業(yè)出口傾向及出口收益產(chǎn)生了更明顯的促進(jìn)作用。表7的回歸結(jié)果也表明,即使使用上市公司的相關(guān)數(shù)據(jù),前文的估計(jì)結(jié)果依然是穩(wěn)健的。

表7 穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果Ⅲ

六、拓展分析

前文的研究證實(shí)了金融業(yè)開放通過緩解企業(yè)的融資約束以及降低出口成本對中國制造業(yè)企業(yè)出口產(chǎn)生的積極影響,并考察了其作用機(jī)制以及異質(zhì)性影響。由此引出了兩個問題:一是金融業(yè)開放引起的制造業(yè)企業(yè)出口是否對內(nèi)銷形成沖擊?二是金融業(yè)開放對中國制造業(yè)企業(yè)出口的促進(jìn)是否提升了企業(yè)就業(yè)和生產(chǎn)率?為回答上述兩個問題,本文從以下兩個方面進(jìn)行研究:第一,以企業(yè)國內(nèi)銷售額作為因變量,考察金融業(yè)開放對制造業(yè)企業(yè)內(nèi)銷的影響;第二,在自變量中加入金融業(yè)開放和企業(yè)出口額的交互項(xiàng),考察金融業(yè)開放推動制造業(yè)企業(yè)出口對企業(yè)就業(yè)和生產(chǎn)率的影響。具體回歸模型如下:

domfit=α+βFBit+γX+εt+εp+εi+μfit

(16)

lfit=α+β1FBit+β2FBit×EXfit+β3EXfit+γX+εt+εp+εi+μfit

(17)

tfpfit=α+β1FBit+β2FBit×EXfit+β3EXfit+γX+εt+εp+εi+μfit

(18)

式(16)是就金融業(yè)開放對制造業(yè)企業(yè)內(nèi)銷的回歸模型,domfit利用企業(yè)總產(chǎn)值與出口交貨值之差的對數(shù)來衡量。式(17)(18)是考察金融業(yè)開放推動制造業(yè)企業(yè)出口對企業(yè)就業(yè)和生產(chǎn)率影響的回歸模型,lfit利用企業(yè)就業(yè)總?cè)藬?shù)的對數(shù)表示,tfpfit為利用索洛余值法計(jì)算得到的企業(yè)全要素生產(chǎn)率。拓展分析所使用的數(shù)據(jù)與基準(zhǔn)回歸一致,即金融業(yè)是否開放(FB)影響效果的研究使用的是2000—2006年所有制造業(yè)企業(yè)的相關(guān)數(shù)據(jù),金融業(yè)開放程度(FBN)對影響效果的研究使用的是2000—2013年所有制造業(yè)企業(yè)的相關(guān)數(shù)據(jù)。

(一)金融業(yè)開放對制造業(yè)企業(yè)內(nèi)銷的影響

金融業(yè)開放對制造業(yè)企業(yè)出口存在促進(jìn)作用,但是如果制造業(yè)企業(yè)出口的增加是以內(nèi)銷的減少作為代價,則金融業(yè)開放對制造業(yè)企業(yè)的促進(jìn)效果將減弱。為此本文利用式(16)考察了金融業(yè)開放對制造業(yè)企業(yè)內(nèi)銷的影響。表8第(1)(2)列的結(jié)果顯示,與金融業(yè)開放對中國制造業(yè)企業(yè)出口的影響相同,金融業(yè)開放也會促進(jìn)中國制造業(yè)企業(yè)的內(nèi)銷。這一結(jié)果說明,金融業(yè)開放促進(jìn)了中國制造業(yè)企業(yè)在國內(nèi)與國外兩個市場的擴(kuò)張,有利于制造業(yè)企業(yè)更好地利用國內(nèi)國際兩個市場。

(二)金融業(yè)開放、制造業(yè)企業(yè)出口及對企業(yè)就業(yè)和生產(chǎn)率的影響

企業(yè)出口能夠提高就業(yè)和生產(chǎn)率。金融業(yè)開放對中國制造業(yè)企業(yè)出口的積極影響,這可能會進(jìn)一步影響企業(yè)就業(yè)和生產(chǎn)率。表8第(3)(4)列為金融業(yè)開放和制造業(yè)企業(yè)出口對企業(yè)就業(yè)的影響?；貧w結(jié)果顯示,與既有研究金融發(fā)展與就業(yè)的文獻(xiàn)結(jié)論一致,金融業(yè)開放的系數(shù)均顯著為正。同時,金融業(yè)開放與企業(yè)出口收益的交乘項(xiàng)回歸系數(shù)為正,說明金融業(yè)開放通過對制造業(yè)企業(yè)出口的促進(jìn)作用,使企業(yè)就業(yè)顯著提升。表8第(5)(6)列為金融業(yè)開放和制造業(yè)企業(yè)出口對企業(yè)生產(chǎn)率的影響,回歸結(jié)果顯示,與既有研究金融業(yè)開放與企業(yè)生產(chǎn)率的文獻(xiàn)結(jié)論一致,金融業(yè)開放的系數(shù)均顯著為正。同時,金融業(yè)開放與企業(yè)出口額的交乘項(xiàng)回歸系數(shù)為正,說明金融業(yè)開放通過對制造業(yè)企業(yè)出口的促進(jìn),使企業(yè)生產(chǎn)率顯著提高。

表8 拓展分析的回歸估計(jì)結(jié)果

七、結(jié)論及政策啟示

近年來,金融業(yè)開放成為形成全面開放新格局的主力軍?；诮鹑诜?wù)在企業(yè)出口中的重要作用,本文從地區(qū)層面考察了金融業(yè)開放對中國制造業(yè)企業(yè)出口的影響效果及作用機(jī)制。首先,將金融業(yè)開放納入異質(zhì)性企業(yè)出口模型,進(jìn)而闡述金融業(yè)開放影響制造業(yè)企業(yè)出口的微觀機(jī)制,除了考慮融資約束緩解效應(yīng)外,本文還加入金融業(yè)開放所引起的出口成本降低效應(yīng),并提出理論假說;其次,利用2000—2013年中國工業(yè)企業(yè)和海關(guān)數(shù)據(jù),對金融業(yè)開放影響中國制造業(yè)企業(yè)出口的效果進(jìn)行實(shí)證研究。結(jié)果表明:金融業(yè)開放顯著提高了制造業(yè)企業(yè)的出口傾向和出口收益,其中外部融資依賴程度較高、抵押資產(chǎn)較低的制造業(yè)企業(yè)以及民營中小企業(yè)受到金融業(yè)開放的促進(jìn)作用更明顯;金融業(yè)開放主要是通過緩解企業(yè)的融資約束以及降低出口成本促進(jìn)了制造業(yè)企業(yè)出口;金融業(yè)開放在促進(jìn)制造業(yè)企業(yè)出口的同時也提升了企業(yè)內(nèi)銷,并且金融業(yè)開放引致的中國制造業(yè)企業(yè)出口提升了企業(yè)就業(yè)與企業(yè)生產(chǎn)率。

本文對于中國進(jìn)一步實(shí)施金融業(yè)對外開放以及促進(jìn)制造業(yè)企業(yè)出口具以下政策啟示。第一,從近年來中國出臺的多項(xiàng)金融政策可以看到,增強(qiáng)金融服務(wù)實(shí)體經(jīng)濟(jì)能力,推進(jìn)金融業(yè)與制造業(yè)聯(lián)動發(fā)展已成為中國經(jīng)濟(jì)發(fā)展的趨勢。應(yīng)進(jìn)一步推動金融業(yè)的對外開放,支持中國外貿(mào)行業(yè)前進(jìn),使其發(fā)展邁上新的臺階。第二,應(yīng)關(guān)注不同的制造業(yè)企業(yè)對金融業(yè)開放的靈敏度存在差異,重點(diǎn)關(guān)注外部融資依賴程度高、抵押資產(chǎn)較低的制造業(yè)企業(yè)以及民營中小企業(yè)的金融服務(wù)獲得,從而讓盡可能多的企業(yè)都享受到金融業(yè)開放帶來的制度紅利。第三,著力緩解企業(yè)融資約束以及降低企業(yè)出口成本。金融業(yè)開放促進(jìn)中國制造業(yè)企業(yè)出口主要通過融資約束緩解以及出口成本降低這兩條路徑來實(shí)現(xiàn),因此,政府一方面要引導(dǎo)金融機(jī)構(gòu)向企業(yè)合理讓利,另一方面要支持電子商務(wù)發(fā)展以及外貿(mào)公共信息化建設(shè),盡量降低企業(yè)融資及出口成本,助力企業(yè)在當(dāng)前復(fù)雜國際形勢下保持出口穩(wěn)定增長。