胡浩然 宋顏群

（1.山東大學經濟學院 山東濟南 250100）

（2.山東財經大學財政稅務學院 山東濟南 250014）

一、引 言

改革開放以來，中國依靠人口紅利、資源成本低等比較優(yōu)勢承接了大量國際產業(yè)轉移，在此過程中出口企業(yè)參與全球價值鏈（global value chain，GVC）的程度不斷加深，使得中國迅速成為全球性經貿大國。出口企業(yè)積極融入全球生產鏈條和參與國際分工給中國帶來了豐厚的經濟利益。但是，隨著國內人口紅利逐步消失，環(huán)境、資源等內生約束增大，國際逆全球化、貿易保護主義等浪潮不斷興起，以及東南亞等發(fā)展中國家積極融入全球生產鏈條并與中國同質化競爭，國內外經濟形勢驟變。這些因素共同導致了中國出口貿易國際成長環(huán)境的日益惡化，關系到出口企業(yè)在GVC分工體系的地位。在上述背景下，傳統依賴粗放型出口模式的發(fā)展策略難以為繼，通過供給側結構性改革調整經濟結構有助于提升中國出口企業(yè)的競爭優(yōu)勢和在GVC分工體系中的地位。

相較于發(fā)達國家，中國當前的金融市場化程度不高，金融體系的“金融抑制”狀態(tài)限制了經濟的持續(xù)健康發(fā)展（Mckinnon，2010）。中小微、民營等企業(yè)由于缺乏豐富的抵押資產而被國有大銀行忽視，不能獲得足夠的銀行貸款并進一步導致融資約束問題（Lin和Tan，1999；Almeida等，2004）。而融資約束會提高企業(yè)參與出口的門檻，是影響中國企業(yè)參與GVC分工體系決策的重要因素（Nagaraj，2014；Chen等，2020）。王磊（2016）認為，過去長期出于對金融風險的考慮，中國政府嚴格限制金融業(yè)的市場準入，導致信貸資金的使用效率不高，大型國有銀行傾向于對國有企業(yè)和大規(guī)模企業(yè)貸款，對中小微企業(yè)、民營企業(yè)等貸款積極性不高。因此，銀行業(yè)作為金融體系中的重要環(huán)節(jié)，需要在參與和支持深化供給側結構性改革中主動作為。在以中國人民銀行為核心和國有五大銀行為主體的“大一統”銀行體系的基礎上，中國政府積極推進銀行業(yè)市場化改革，謀求建立多種類型銀行部門共生的全新銀行體系。一方面，未來中國將逐步降低外資在銀行、證券和保險等金融領域的準入門檻，但是金融業(yè)對外開放的全面措施目前還在摸索中。另一方面，銀保監(jiān)會等部門對內放松中小銀行市場準入門檻的改革方興未艾，中小銀行分支機構擴張顯然有助于擴大銀行體系的可貸資金規(guī)模和途徑。

在深化銀行業(yè)市場化改革中一個重要舉措是2009年原銀監(jiān)會出臺《關于中小商業(yè)銀行分支機構市場準入政策的調整意見（試行）》（銀監(jiān)辦發(fā)〔2009〕143號文，以下簡稱“銀監(jiān)會143號文”），主要目的是降低股份制商業(yè)銀行和城商行等中小銀行的市場準入門檻。對此，本文有待研究的問題是:第一，以銀監(jiān)會143號文為代表的銀行業(yè)市場化改革能否促進中小銀行分支機構擴張（銀行部門擴張）進而為出口企業(yè)提供更多的融資貸款支持？第二，銀行部門擴張是否可以通過緩解出口企業(yè)融資約束進而提升其GVC分工體系的地位？本文以銀監(jiān)會143號文作為一項準自然實驗，結合2004—2013年中國海關數據與工業(yè)企業(yè)匹配數據，采用雙重差分法檢驗銀行部門擴張對中國出口企業(yè)GVC嵌入程度的影響。研究發(fā)現，銀行部門的擴張顯著提高了中國出口企業(yè)的GVC嵌入程度，融資約束緩解在其中起到了重要的機制作用。

相較于內銷企業(yè)，出口企業(yè)一般面臨著更高的融資約束問題。首先，出口企業(yè)大多為規(guī)模以下企業(yè)，中國海關出口企業(yè)中規(guī)模以下企業(yè)大約占86%。由于小規(guī)模企業(yè)更加容易被銀行拒之門外，因而往往面臨著融資難問題（王磊，2016；Almeida等，2004）。其次，出口企業(yè)面臨更高的生產固定成本，其中既包括國際市場的信息搜集、確定和維護貿易伙伴的成本，也包括國際運輸費用、資金墊付與周轉等成本，更包括為了維持產品競爭力而投入到國際銷售網絡和研發(fā)創(chuàng)新的成本（Greenaway和Kneller，2010；Chen等，2020）。最后，80%以上的出口企業(yè)從事一般貿易，而一般貿易企業(yè)可能面臨更高的融資約束問題。相比于加工貿易企業(yè)可以從國際合作商獲取外源融資，一般貿易企業(yè)的借貸主要來自國內，借貸來源相對單一，因此面臨的融資難度更高。

與此同時，融資約束問題是限制中國出口企業(yè)深入參與GVC國際化分工體系的重要因素?，F有研究表明，較強的融資約束顯著提高了一國企業(yè)參與出口的門檻，影響了企業(yè)參與GVC的決策（Nagaraj，2014），最終不利于出口企業(yè)GVC嵌入程度的提升（呂越等，2016；高運勝等，2018）。相反，融資約束程度越小的出口企業(yè)向高價值鏈環(huán)節(jié)攀升的概率越大（馬述忠等，2017），金融支持政策有助于中國出口企業(yè)GVC分工體系地位的提升（王磊，2016）。從銀監(jiān)會143號文可知，銀行業(yè)市場化改革極大地激勵了中小商業(yè)銀行分支機構的擴張，從而激發(fā)了銀行業(yè)的競爭和信貸規(guī)模的擴大（Gao等，2019），為企業(yè)獲取貸款提供了更多途徑和機會，繼而促進了企業(yè)廣泛參與GVC分工體系。Chen等（2020）認為，伴隨著金融市場化程度的提升，企業(yè)在當地的貸款來源和規(guī)模將增加，其面臨的融資約束壓力將得到釋放。

區(qū)別于以往研究，本文的邊際貢獻主要包括以下兩個方面:第一，拓展了現有研究視角。已有文獻一般從經濟開放等視角研究價值鏈問題（毛其淋和許家云，2018），本文將我國銀行業(yè)市場化改革與GVC嵌入話題進行結合，拓展了關于金融市場化改革和全球價值鏈嵌入決定因素的定量研究。第二，本文結論驗證了中小銀行部門擴張可以提高我國出口企業(yè)的GVC嵌入程度，表明金融市場化改革有利于出口企業(yè)獲得更多的貿易利得，進而有助于我國由經貿大國向經貿強國轉變，不僅對于國內其他金融領域的市場化改革具有重要的啟示意義，而且對于未來我國金融業(yè)全面對外開放的政策制定具有一定的借鑒價值。

二、制度背景與典型事實

（一）制度背景

改革開放以來，我國一直在推進對金融領域的市場化改革，其中既包括了直接融資的證券市場，也包括了以銀行業(yè)為代表的金融中介機構。20世紀90年代初期，我國在對外開放的前沿地區(qū)上海市和深圳市分別成立了證券交易所。但是截至2020年，以證券融資為代表的直接融資僅占社會融資規(guī)模存量的29%，在“十三五”時期新增直接融資規(guī)模約為39萬億元，占同期社會融資規(guī)模增量的32%?？梢娡ㄟ^銀行業(yè)等金融中介機構的間接融資方式依然占據主導地位。

盡管如此，銀行業(yè)內部也不斷進行著市場化改革。以央行為中心和國有五大銀行為主體的銀行體系在中國金融體系中依然占據核心地位。截至2018年，國有五大銀行的資產規(guī)模占銀行業(yè)金融機構總資產規(guī)模的37%，以城市商業(yè)銀行為代表的地方金融機構僅占13%。但是，在過去很長時間內國有銀行的貸款效率和資金運用效率偏低（Chen等，2020），角色定位于為國有企業(yè)和政策服務（林毅夫和李志赟，2005），對中小微、民營等企業(yè)服務不到位，進而導致融資難問題（王磊，2016；Wei和Wang，1997）。鑒于此，持續(xù)深化銀行業(yè)的市場化改革和放松銀行管制政策符合當前中國經濟發(fā)展的需要。蔡衛(wèi)星和曾誠（2012）認為，我國銀行業(yè)的市場化改革既需要發(fā)展城市商業(yè)銀行等地方金融機構，也需要放開外資銀行的準入管制，以此來促進銀行業(yè)的市場競爭（張杰等，2017）。

為了參與和支持供給側結構性改革，切實提升服務實體經濟的質效，深化作為服務行業(yè)和實體經濟重要組成部分的銀行業(yè)的市場化改革符合國情需要。鑒于此，為促進股份制商業(yè)銀行、城市商業(yè)銀行更好地支持地方實體經濟、中小微企業(yè)和“三農”的發(fā)展，2009年4月發(fā)布了銀監(jiān)會第143號文。該文主要包括以下兩點內容:第一，由指標管理模式向市場準入機制轉變，中小商業(yè)銀行在相關地域范圍下設分支機構，不再受數量指標控制；簡化機構設立審批程序，將省內分支機構審批權限由原銀監(jiān)會下放給各省的原銀監(jiān)局。第二，已經在省會（首府）城市設有分支機構的股份制商業(yè)銀行，在該省（直轄市、自治區(qū)）其他城市設立分支機構不再受數量限制，城市商業(yè)銀行在法人所在省內設立分支機構不受數量限制。前者的改革重點在于跨省設立分支機構，后者的改革重點在于在省內其他城市設立分支機構?？缡≡O立分行依然需要原銀監(jiān)會審批，省內設立分支機構則由原地方銀監(jiān)局進行審批。比較來看，城市商業(yè)銀行設立分支機構的管制程度得到大幅度的放松。

可以預期的是，銀監(jiān)會143號文的實施降低了中小商業(yè)銀行異地新設分支機構的進入成本，直接效果體現為分支機構數量的快速上升。為了直觀地觀測銀監(jiān)會143號文的改革效果，我們繪制了城市商業(yè)銀行數量的變化趨勢，并且以不受政策直接影響的國有五大銀行作為參照?？梢钥闯觯瑖形宕筱y行和城市商業(yè)銀行分支機構的數量一直呈現上升趨勢；從絕對數量角度看，國有五大銀行數量遠大于城市商業(yè)銀行數量；從相對趨勢角度看，2009年以后城市商業(yè)銀行數量的上升趨勢明顯大于國有五大銀行，國有五大銀行與城市商業(yè)銀行分支機構的數量比由2004年的9.2倍逐步下降到2013年的5.6倍。其中最為明顯的變化時間點與銀監(jiān)會143號文的實施時間相符合，從而展示了銀監(jiān)會143號文改革的直接效果是促進城市商業(yè)銀行分支機構的快速擴張。

（二）典型事實

1.我國出口企業(yè)GVC嵌入程度演化

GVC分工體系地位可以綜合評價一國對外貿易的競爭力。相對于以出口額衡量的貿易規(guī)模，附加值貿易（trade in value added）能夠區(qū)分一國貿易規(guī)模中附加值的國內來源部分和國外來源部分，其中國外來源部分體現了企業(yè)參與國際分工的垂直專業(yè)化程度或者GVC嵌入程度（Koopman等，2012；Upward等，2013；Wang等，2013），進而能更真實地反映一國在全球貿易中的真實貿易利得（王孝松等，2017）。本文初步測算了出口企業(yè)GVC的嵌入程度。2004—2013年出口企業(yè)平均GVC嵌入程度為20.1%，2004—2008年整體變化呈現下降趨勢，2009—2013年下滑趨勢得到遏制且有所反彈。2009年出現較大變化，時間點與銀監(jiān)會143號文改革的時間點一致，因此銀行業(yè)市場化改革可能在其中起到了積極作用。

2.銀監(jiān)會143號文改革的初步效果

考慮到銀監(jiān)會143號文改革主要降低了城市商業(yè)銀行在同省內部其他城市設立分支機構的市場準入門檻，因此城市商業(yè)銀行擴張的方向主要是沒有設立過分支機構的城市。除此之外，Rajan和Zingales（2003）提出的利益集團理論認為，一個城市的在位銀行數量越多，為了避免銀行業(yè)同質化競爭并減少利潤損失，其通過政治網絡限制新分支機構進入市場的動力越強。因此，綜合銀監(jiān)會143號文和利益集團理論，本文以2009年之前是否已設立城市商業(yè)銀行分支機構作為城市分組變量的劃分依據，將沒有設立過分支機構的城市視為實驗組，其他城市作為對照組。

本文首先觀察實驗組和對照組城市出口企業(yè)的平均GVC嵌入程度的變化，如圖1左圖所示。對比實驗組和對照組來看，相較于對照組實驗組出口企業(yè)的平均GVC嵌入程度在2009年以后出現較大幅度的提升，而2009年以前實驗組和對照組出口企業(yè)平均GVC嵌入程度的變化趨勢基本趨同。從圖1左圖可以看出，銀監(jiān)會143號文帶來的銀行業(yè)市場化改革很可能導致了實驗組城市出口企業(yè)GVC嵌入程度的相對提升。

圖1 銀監(jiān)會143號文改革的初步效果

其次，從前文分析可知，銀監(jiān)會143號文改革的作用機制可能直接來源于融資貸款的支持和緩解出口企業(yè)的融資約束程度。如何有效地度量企業(yè)的融資約束程度，現有研究依然沒有定論。一些研究采用KZ指數、WW指數和SA指數，但也有研究認為上述指標財務變量中存在諸多內生性，并且參數設定基于美國數據，可能并不適用中國數據（劉貫春等，2019）。本文認為，銀監(jiān)會143號文改革有助于城商行分支機構的擴張，不難推斷原本中小微、民營等高融資約束企業(yè)由于銀行部門的擴張而將獲得更多的融資貸款機會和途徑，出口企業(yè)面臨的外源融資約束程度也將減小。

對于銀行而言，銀行部門擴張會使得信貸規(guī)模擴大，但是對于企業(yè)而言，銀行信貸是企業(yè)的負債。因此，實驗組城市出口企業(yè)平均負債總額的變化既可以反向反映銀行信貸規(guī)模的變化，又可以體現出口企業(yè)融資約束程度的變化。本文進一步觀察實驗組和對照組城市出口企業(yè)的平均負債總額的變化，如圖1右圖所示。可以看出，出口企業(yè)平均負債總額在2009年以前實驗組和對照組的變化趨勢基本一致，2009年以后實驗組與對照組相比出現較大幅度的提升。因此，可以推斷，銀監(jiān)會143號文改革顯著提高了銀行信貸規(guī)?；蛘叱隹谄髽I(yè)平均負債總額，有助于降低城市出口企業(yè)的融資約束程度。

三、方法、指標和數據

（一）研究方法

為考察銀監(jiān)會143號文改革對我國出口企業(yè)GVC嵌入程度的影響，本文采用雙重差分法進行實證檢驗。具體地，本文構建計量模型如下:

其中，下標、、和分別代表出口企業(yè)、城市、省份和年份。因變量為出口企業(yè)的嵌入程度，借鑒王孝松等（2017）和Koopman等（2012）的做法，本文使用企業(yè)出口的國外增加值率衡量出口企業(yè)的GVC嵌入程度。為政策分組虛擬變量，實驗組城市設置為1，對照組城市設置為0；09為政策沖擊的時間虛擬變量，2009年及之后年份設置為1，否則為0。交叉項×09是本文主要關注的對象，它的估計系數刻畫了銀行部門擴張對出口企業(yè)GVC嵌入程度的因果效應，如果通過顯著性檢驗且大于0，則表明銀行部門擴張有助于提高出口企業(yè)嵌入GVC的程度。

鑒于影響出口企業(yè)GVC的因素紛繁復雜，銀行部門擴張只是影響因素之一，為盡可能排除其他因素的干擾，本文在計量模型中納入控制變量。借鑒已有研究的做法（呂越等，2016；王孝松等，2017）和現實意義，在企業(yè)層面本文篩選出可能影響GVC指標的7個企業(yè)層面控制變量用于控制企業(yè)特征；同時，考慮到銀監(jiān)會143號文改革作用在城市層面，本文構造5個城市層面的控制變量用于控制城市特征和樣本的選擇效應。

企業(yè)層面的控制變量包括:企業(yè)員工數量，用從業(yè)人數的對數衡量；企業(yè)年齡，用企業(yè)實際生存年限的對數衡量；資本密集度，用人均固定資產存量的對數衡量；是否為外資企業(yè)，將外資企業(yè)設置為1，其他為0；是否為國有企業(yè)，將國有企業(yè)設置為1，其他為0；出口產品技術密集度的虛擬變量，借鑒Lall（2000）的研究思路將出口產品分類為資源依賴型和高、中、低三個層次的技術密集型，并依據各產品的出口額比重加總至企業(yè)層面，進而設置中技術密集度和高技術密集度兩個虛擬變量。城市層面的控制變量包括:赫芬達爾指數（指數），用城市中2位數行業(yè)所有企業(yè)資產份額平方項之和來衡量；政府支出比，用財政支出占城市GDP的比重來衡量；經濟發(fā)展水平，用城市GDP除以總人口后取對數來衡量，并折算為2004年價格；人力資本，用每萬人在校大學生數量取對數來衡量；經濟開放程度，用外國直接投資額占城市GDP的比重衡量。

除此之外，本文還引入企業(yè)、年份和省份—年份三個維度的固定效應，盡可能地控制不可觀測因素對模型的干擾。企業(yè)固定效應μ用于刻畫不隨企業(yè)變化的固有特征；年份固定效應λ用于刻畫不隨時間變化的特征因素；省份—年份雙向固定效應?用于刻畫城市所處省份的時變宏觀環(huán)境，可以將實驗組和對照組的樣本限定在省份內部進行對比。

（二）指標選取

GVC反映了產品在不同國家或地區(qū)的生產工序、環(huán)節(jié)的國際分工體系。企業(yè)的附加值貿易包含了國內附加值（DVA）和國外附加值（FVA）兩部分，其中國外附加值直接體現了企業(yè)參與國際分工的GVC嵌入程度。借鑒以往研究的做法（王孝松等，2017；呂越等，2016；Koopman等，2012），本文使用企業(yè)出口的國外附加值率來衡量出口企業(yè)的GVC嵌入程度。本文主要借鑒Upward等（2013）和Wang等（2013）的方法測算企業(yè)出口的國外附加值率，該方法假定企業(yè)所有的進口都用于中間投入，加工貿易方式進口全部作為中間投入品，一般貿易方式進口則同比例用于國內銷售和國外出口。企業(yè)出口的國外附加值率（GVC）如公式（2）所示，其中，、、分別表示企業(yè)的進口、出口和國內銷售，和分別表示加工貿易和一般貿易，國內銷售用企業(yè)的銷售產值減去出口交貨值得出。

本文借鑒呂越等（2016）的做法對上述方法進行了改進，具體如公式（3）所示:一方面，根據BEC（Broad Economic Categories）編碼識別出中間投入品，由于海關HS產品碼與BEC編碼是一一對應關系，并且BEC產品分類包括資本品、中間品和消費品，本文僅保留中間品對應的一般貿易進口；另一方面，由于部分加工貿易企業(yè)并沒有將進口的中間品全部投入生產，而是轉賣給國內其他企業(yè)，進而造成過度進口和過度出口，本文將過度進口和出口企業(yè)剔除。

（三）數據來源

本文實證分析主要基于中國海關數據庫和工業(yè)企業(yè)數據庫，借鑒Yu（2015）的三步匹配法，使用企業(yè)名稱、郵編和電話號碼等信息對海關數據和工業(yè)企業(yè)數據進行匹配，合并后時間跨度為2004—2013年。由于中間商與其他制造業(yè)企業(yè)在出口動機、生產行為等方面存在顯著差異，本文將企業(yè)名稱中包含“經貿”、 “科貿”、 “外經”、 “進出口”和“貿易”等字段的樣本進行了剔除（Ahn等，2011）。借鑒Brandt等（2012）的做法，本文對工業(yè)企業(yè)數據進行了處理，刪除了工業(yè)總產值、固定資產、銷售產值等關鍵變量缺失或者小于0以及企業(yè)職工人數小于8等不符合會計準則的數據。由于行業(yè)編碼標準在1994年、2002年和2011年發(fā)生了變化，本文按2002年國家統計局的行業(yè)統計標準《國民經濟行業(yè)分類》（GB/T 4754-2002）進行了統一。城市層面的數據來源于《中國城市統計年鑒》。

四、實證結果與分析

（一）基準回歸結果

表1報告了基準回歸的檢驗結果。第（1）列為沒有加入控制變量的檢驗結果，第（2）列到第（6）列為逐步加入控制變量的檢驗結果。交叉項×09的估計系數顯著為正，說明銀行部門擴張可以有效地提高出口企業(yè)在GVC的嵌入程度。表1第（6）列加入了全部的控制變量，本文將其作為基準計量模型，其中交叉項的系數值為0.0084，與被解釋變量GVC平均值0.195的比值約等于0.043，這說明銀行部門擴張在提升出口企業(yè)GVC嵌入程度中大約起到了4.3%的作用。

表1 基準回歸的檢驗結果

（二）平行趨勢檢驗

雙重差分法估計能夠有效識別因果關系的前提是在政策實施之前，實驗組和對照組的變化需要大致滿足平行趨勢。對此檢驗，本文需要在公式（1）的基礎上將時間虛擬變量（09）更換為歷年的年份虛擬變量（Year），并且與政策分組虛擬變量（TREAT）做乘積，然后重新進行估計，如公式（4）所示。本文將2008年設置為基準年份，為了直觀起見，本文將×的估計系數繪制在圖2中，帶有“▲”的實線部分刻畫了銀行部門擴張的邊際效應，虛線部分描繪的是95%的置信區(qū)間。

圖2 銀行部門擴張對出口企業(yè)GVC的動態(tài)影響效應

圖2顯示，2008年為基準年份線的左側邊際效應線，較為平坦且沒有通過顯著性檢驗，右側邊際效應線出現明顯上升，說明實驗組和對照組在政策實施之前滿足平行趨勢的假設。同時，在政策實施的當年（2009年）和第一年（2010年）交叉項×的估計系數沒有通過顯著性檢驗。但是，從第二年開始（2011—2013年），銀行部門擴張顯著提升了出口企業(yè)的GVC嵌入程度。因此，銀行部門擴張對出口企業(yè)GVC嵌入程度的影響具有一定的時滯效應，這一時滯時期大約在兩年以內，這可能與城市商業(yè)銀行分支機構的申請、審批和設立需要一段準備時間有關。

（三）作用機制檢驗

1.中介效應檢驗

綜合前文理論分析，隨著中小銀行部門的擴張，整個銀行體系可以為實體經濟提供更多的信貸資金，進而降低出口企業(yè)外源融資的約束程度。而融資約束是限制出口企業(yè)參與GVC分工體系的重要因素（Nagaraj，2014）。因此，降低融資約束可能是銀行部門擴張?zhí)岣叱隹谄髽I(yè)GVC嵌入程度的內在作用機制?？紤]到銀行的信貸資金構成了出口企業(yè)的負債，銀行部門擴張引致的信貸規(guī)模效應可以用出口企業(yè)的債務規(guī)模變化度量。本文用出口企業(yè)負債總額并取對數來衡量債務規(guī)模（）。接下來，本文使用中介效應模型對作用機制進行檢驗，回歸方程如公式（5）、（6）所示，表示中介變量。

當企業(yè)債務規(guī)模（）作為中介變量（）時，基于公式（5）的回歸結果如表2第（1）列所示?？梢钥闯?，交叉項×09的估計系數顯著為正，表明在銀行業(yè)市場化改革以后，銀行部門的擴張顯著擴大了出口企業(yè)從銀行獲得的信貸資金和其自身的債務規(guī)模，進而有助于降低出口企業(yè)的外部融資約束程度?；诠剑?）的回歸結果顯示，的估計系數顯著為正，說明出口企業(yè)的債務規(guī)模與嵌入程度呈現正相關關系；同時，交叉項×09的系數值和顯著性與表1第（6）列相比出現明顯下降。上述結果綜合表明，債務規(guī)模提升或者融資約束下降是銀行部門擴張?zhí)嵘隹谄髽I(yè)嵌入程度的中介渠道。

與此同時，隨著銀行部門擴張發(fā)揮信貸規(guī)模效應，出口企業(yè)的外源融資成本降低，出口企業(yè)負債運營能力有所提升，利息支出也隨之增多（Li和Yu，2009）?？紤]到企業(yè)借貸能力還受到企業(yè)自身規(guī)模因素的制約，為了剔除企業(yè)規(guī)模不同導致外部融資能力差異，本文借鑒孫靈燕和李榮林（2012）的做法，使用企業(yè)利息支出除以固定資產的利息支出比（）衡量企業(yè)的融資約束程度，該數值越大則說明企業(yè)外源融資約束特別是信貸約束越小。當企業(yè)利息支出比（）作為中介變量（）時，基于公式（5）的回歸結果如表2第（3）列所示?？梢钥闯觯徊骓棥?9的估計系數在1%水平顯著為正，說明銀行部門擴張顯著提高了出口企業(yè)的利息支出比例或者降低了融資約束程度。同時，基于公式（6）的回歸結果表明，的估計系數顯著為正，說明出口企業(yè)的利息支出比例與GVC嵌入程度呈現正相關關系；交叉項×09的系數值和顯著性相較于表1第（6）列明顯下降。綜合來看，本文再次證明了利息支出比例上升或者融資約束程度下降是銀行部門擴張?zhí)嵘隹谄髽I(yè)GVC嵌入程度的顯著中介渠道。

表2 作用機制檢驗結果

2.關于企業(yè)融資約束的異質性檢驗

如前文所述，銀行部門擴張的作用機制主要來自出口企業(yè)融資約束程度的下降。基于企業(yè)或者行業(yè)異質性，對于原本存在高融資約束的企業(yè)，其從銀行等途徑獲得足夠外部融資的機會較小，銀行部門擴張帶來信貸支持的作用可能更強，進而相較于原本低融資約束的企業(yè)可以獲取更多的信貸資金。因此，隨著緩解融資約束作用機制的發(fā)揮，銀行部門擴張?zhí)岣咴靖呷谫Y約束出口企業(yè)GVC嵌入程度的作用應當更大。

從異質性角度分析，首先，企業(yè)規(guī)模大小是銀行判斷企業(yè)信用能力的重要依據，小規(guī)模企業(yè)不容易受到國有銀行的重視，因而面臨著較大的融資約束問題（Almeida等，2004）。也有文獻將小規(guī)模企業(yè)作為高融資約束企業(yè)，將大規(guī)模企業(yè)作為低融資約束企業(yè)（劉貫春等，2019）。其次，所有制形式是區(qū)分企業(yè)融資約束程度大小的重要方式，國有企業(yè)擁有明顯的所有制優(yōu)勢，可以獲得的地方融資和政策支持較多，融資約束壓力較?。↙in和Tan，1999）。外資出口企業(yè)一般具有穩(wěn)定國際合作商，外源融資能力較強，面臨的融資約束程度較小。而民營出口企業(yè)一般規(guī)模較小，可以獲取融資的途徑較少，面臨著較大的融資約束問題。

本文首先從企業(yè)規(guī)模角度觀察銀行部門擴張對提升出口企業(yè)GVC嵌入程度的異質性作用。本文分別以總資產和銷售收入作為企業(yè)規(guī)模的衡量指標，按照企業(yè)規(guī)模的中位數將樣本企業(yè)劃分為小規(guī)模出口企業(yè)和大規(guī)模出口企業(yè)兩組。從表3第（1）、（3）列可以看出，交叉項×09顯著為正，但是第（2）、（4）列交叉項的系數沒有通過顯著性檢驗。因此，銀行部門擴張主要提高了小規(guī)模出口企業(yè)的GVC嵌入程度，但是對本身融資約束程度較小的大規(guī)模出口企業(yè)的作用并不明顯。

表3 企業(yè)規(guī)模的異質性

其次，本文以所有制形式作為企業(yè)融資約束的劃分依據，表4是按照企業(yè)所有制形式分組的檢驗結果?？梢钥闯?，僅第（1）列交叉項×09的估計系數顯著為正，這說明銀行部門擴張主要提高了民營出口企業(yè)的GVC嵌入程度，對融資約束程度較小的國有和外資出口企業(yè)的作用不顯著。因此，綜合來看，銀行部門擴張起到了降低出口企業(yè)融資約束的作用，并且主要提升高融資約束樣本組中出口企業(yè)的GVC嵌入程度。

表4 所有制形式的異質性

（四）異質性檢驗① 異質性檢驗結果請見《經濟科學》官網“附錄與擴展”。

（1）貿易方式的差異性。加工貿易企業(yè)一般具有“兩頭在外”的特征，并且大部分為外資企業(yè)。一方面，加工貿易企業(yè)原材料和產品銷售依賴于國際合作商，特別是外資背景的加工貿易企業(yè)的外源融資能力更強，面臨的融資約束程度一般更小，因此銀行部門擴張降低企業(yè)融資約束的機制作用可能不顯著。另一方面，加工貿易企業(yè)一般具有較高的GVC嵌入程度，但是出口加工方式帶來的貿易質量不高，現階段提高加工貿易企業(yè)的國內附加值率符合國家發(fā)展的需要。但是，一般貿易企業(yè)的國內附加值率較高，在國際分工體系的地位較低，提升一般貿易企業(yè)的GVC嵌入程度有助于中國出口企業(yè)更好地參與國際分工，提高國際垂直專業(yè)化的分工水平。因此，本文區(qū)分貿易方式進行分組檢驗。不難發(fā)現，從加工貿易企業(yè)到混合貿易企業(yè)，再到一般貿易企業(yè)，交叉項×09的估計系數逐步由負數轉變?yōu)檎龜?，并且僅最后一列的交叉項系數通過了顯著性檢驗。這說明銀行部門擴張主要提升了一般貿易企業(yè)的GVC嵌入程度，符合當前國家政策的導向。

（2）地理位置的差異性。鑒于我國出口企業(yè)的地理分布存在較大差異，本文從地理位置視角來考察銀行部門擴張對出口企業(yè)GVC嵌入程度影響的差異性，具體分為東部地區(qū)、中部地區(qū)和西部地區(qū)三個樣本組。從檢驗結果可以發(fā)現，僅第（1）列的交叉項×09的系數通過了顯著性檢驗，說明銀行部門擴張對東部地區(qū)出口企業(yè)GVC嵌入程度的提升作用更強。背后原因可能是:一方面，東部地區(qū)的經濟發(fā)展階段更高，地方政府部門的行政效率也更高，銀行業(yè)市場化改革以后地方申請、審批和設立新城市商業(yè)銀行分支機構的效率可能更高。另一方面，是否設立新的城市商業(yè)銀行分支機構是以市場需求為導向和以營利為目的，東部地區(qū)的出口企業(yè)眾多，因而對信貸資金的需求更大，當地設立新銀行分支機構的積極性更高。

五、穩(wěn)健性檢驗

（一）預期效應

任何政策在實施過程中都是不斷推進的，銀行業(yè)市場化改革也不例外，該政策在正式實施之前通常會有媒體報道或者會議決策信息。因此，潛在可以設立城市商業(yè)銀行分支機構的地區(qū)可能對該政策的實施存在一定的預期，進而可能干擾外生政策的實施效果。為了檢驗是否存在預期效應，本文將政策實施前一年的年份虛擬變量（Year）與政策分組虛擬變量（TREAT）的乘積加入到公式（1）中進行回歸。檢驗結果如表5第（1）列所示，可以看出×09的估計系數顯著為正，但是政策實施前×08的系數沒有通過顯著性檢驗。因此，銀監(jiān)會143號文改革在實施之前并沒有形成出口企業(yè)GVC嵌入程度調整的預期，具備較強的外生性。

（二）安慰劑檢驗

雙重差分法適合使用的一個重要條件是在銀監(jiān)會143號文實施之前，實驗組和對照組需要滿足平行趨勢假設。本文對政策實施前的實驗組和對照組進行反事實的安慰劑檢驗。具體而言，本文選用銀監(jiān)會143號文實施之前的樣本（2004—2008年），分別假設銀監(jiān)會143號文發(fā)生在2005年、2006年和2007年，然后重新進行回歸分析。如果虛擬的銀行業(yè)市場化改革調整年份對出口企業(yè)GVC嵌入程度的影響不顯著，則基準模型的回歸結果是可信的。表5第（2）列到第（4）列的回歸結果顯示，交叉項×的估計系數沒有通過顯著性檢驗。

表5 預期效應和安慰劑檢驗

（三）更換變量和增加控制條件

本文將被解釋變量更換為沒有經過完善處理的出口企業(yè)GVC指標（如公式（2）所示），相應的檢驗結果如表6第（1）列所示，可以看出交叉項×09的估計系數顯著為正，與基本模型一致。在基準模型基礎上進一步加入行業(yè)固定效應，回歸結果如表6第（2）列所示，交叉項×09的估計系數顯著為正，本文結論沒有發(fā)生實質變化。

本文樣本為出口企業(yè)，而出口企業(yè)的貿易方式存在顯著差別，一般可以分為一般貿易企業(yè)和加工貿易企業(yè)。由于一般貿易企業(yè)和加工貿易企業(yè)受到的產業(yè)政策、稅收政策和國際貿易環(huán)境等存在一定差異，為了排除貿易方式發(fā)展趨勢不同造成的影響，本文進一步控制貿易方式的時間趨勢，即設置貿易方式虛擬變量與時間趨勢項（）的交互項，表示年份的順序，將2004年設置為1，則2013年為10。相應的檢驗結果如表6第（3）列所示，可以看出交叉項×09的估計系數依然顯著為正。

表6 更換變量、增加控制條件和剔除特殊城市

（四）剔除特殊城市

在識別銀行部門擴張對出口企業(yè)GVC嵌入程度影響時，存在一個基本的假設:銀行的服務對象為本地企業(yè)。盡管這個假設基本符合客觀現實，但是大城市的金融體系較為發(fā)達且金融市場較為開放，周邊城市的企業(yè)可以此為渠道獲得貸款，因此，可能存在信貸的“溢出”效應。為解決這一問題，本文將直轄市、省會城市和計劃單列市從研究樣本中剔除，檢驗結果如表6第（4）列所示，可以發(fā)現交叉項×09的估計系數顯著為正，與基準檢驗的回歸結果一致。

（五）排除識別框架的系統性偏差

本文進行準自然實驗的基礎是準確識別實驗組和對照組的城市，否則將造成識別框架的系統性偏差。本文借鑒Li等（2016）的研究思路進行隨機抽樣實驗，如果前文對實驗組和對照組城市的設定存在系統性偏差，則隨機抽樣的結果可能同表1第（6）列的回歸結果相近。具體地，本文設置500次隨機抽樣實驗，隨機抽取城市作為新的實驗組，其他城市作為新的對照組，然后基于公式（1）重新進行檢驗，圖3描繪了交叉項×09估計系數的隨機抽樣分布。圖3顯示，500次隨機抽樣估計系數值的分布基本以0為中心，基本符合正態(tài)分布，并且全部在豎直線的左側，與表1第（6）列的估計系數值（0.0084）顯著不同。因此，本文對實驗組和對照組城市的設置不存在系統性偏差。

圖3 TREAT×Post09估計系數的隨機抽樣分布

（六）更改模型設定

出口企業(yè)GVC嵌入程度提升主要由銀監(jiān)會143號文改革后銀行部門擴張導致，政策實施地區(qū)城市商業(yè)銀行數量特別是新增數量會發(fā)生較大變化。本文首先以城市商業(yè)銀行新增分支機構數量（加1后取自然對數，使用表示）作為銀行部門擴張的衡量指標，檢驗結果如表7第（1）列所示，可以看出的估計系數顯著為正。其次，基準模型使用政策分組虛擬變量（TREAT）區(qū)分實驗組和對照組，但是在實施銀行業(yè)市場化改革后，每個地區(qū)的城市商業(yè)銀行新增分支機構數量存在一定差異。為了突出政策分組變量的差異性，本文將替換為TREAT，并且與年份虛擬變量（Year）相乘作為新的交叉項，然后重新進行檢驗?；貧w結果如表7第（2）列所示，交叉項×09的估計系數依然顯著為正，與前文一致。

此外，本文將工具變量法與雙重差分法進行結合。具體而言，本文在表7第（1）列的基礎上，將2009年銀行業(yè)市場化改革沖擊作為工具變量，使用兩階段最小二乘法（2SLS）進行檢驗。觀察第一階段結果可知，工具變量×09的估計系數顯著為正，并且通過了相關性檢驗。同時，Kleibergen-Paaprk LM統計量的值小于0.1，拒絕了工具變量與內生變量無關的原假設；Wald統計量大于10，說明工具變量與內生變量具有較強的相關性，因而不存在弱工具變量問題。結合第二階段結果可知，的估計系數顯著為正，這與本文基本結論一致。

表7 更改模型設定和使用工具變量法

六、結論與政策含義

提升國際分工體系的垂直專業(yè)化程度和獲取更多的真實貿易利得是新時期中國經濟轉向高質量增長模式的重要途徑。隨著金融體系的完善和經濟發(fā)展階段的需要，中國政府倡導對銀行業(yè)進行市場化改革，其中不僅包括降低金融業(yè)的外部準入門檻，還包括放松銀行等金融機構在國內的市場準入管制。本文具體以銀監(jiān)會143號文的銀行業(yè)市場化改革外生政策作為準自然實驗案例，使用雙重差分法系統地評估了銀行部門擴張對出口企業(yè)GVC嵌入程度的影響和作用機制。本文發(fā)現，銀行部門擴張顯著提高了出口企業(yè)的GVC嵌入程度。作用機制檢驗發(fā)現，銀行部門擴張有效緩解了企業(yè)的融資約束程度，并且以此為影響渠道提升了出口企業(yè)在全球價值鏈中的嵌入程度。此外，以企業(yè)規(guī)模、所有制形式為依據劃分樣本組，最后都驗證了銀行部門擴張主要提升了高融資約束樣本組出口企業(yè)的GVC嵌入程度，進一步證明了降低企業(yè)融資約束的機制作用。異質性檢驗發(fā)現，銀行部門擴張主要提升了一般貿易企業(yè)和東部地區(qū)出口企業(yè)的GVC嵌入程度。

基于結論，本文提出如下政策建議:第一，大力推進金融市場化改革。根據本文的結論，以銀行業(yè)為代表的金融市場化改革能夠提升出口企業(yè)的GVC嵌入程度。中國政府采取進一步推進銀行及其他金融業(yè)的市場化改革舉措，例如完善金融業(yè)的市場準入政策等，有助于中國從貿易大國向貿易強國轉變。第二，著重緩解中小微企業(yè)、民營企業(yè)等高融資約束企業(yè)的融資難問題。融資難是中小微企業(yè)、民營企業(yè)在發(fā)展過程中遇到的主要問題，而以銀行業(yè)為代表的金融市場化改革能夠較好地解決中小微企業(yè)、民營企業(yè)等高融資約束企業(yè)的融資難問題，進而促進中小微企業(yè)、民營企業(yè)的發(fā)展，因此改革過程中應當重點關注企業(yè)的融資約束問題。第三，關注銀行業(yè)市場化改革帶來的異質性經濟效果。貿易在區(qū)域的協調發(fā)展是新時期中國“國際國內雙循環(huán)”新發(fā)展途徑的重要一環(huán)，但本文發(fā)現銀行業(yè)市場化改革帶來的經濟效果在中西部地區(qū)并不明顯。對此，中央政府應當對不同地區(qū)實施各有特色、符合當地發(fā)展特點的銀行業(yè)市場化改革，重點促進中西部等欠發(fā)達地區(qū)的政策改革效果，實現銀行業(yè)市場化改革在不同地區(qū)的協調進行。