金融開放、自主創新與企業出口產品質量
——來自外資銀行進入中國的經驗分析

盛 斌 王 浩

(南開大學，天津 300071)

一、引言及文獻評述

出口產品質量對國際貿易競爭力、貿易增長以及企業成本加成率具有顯著促進作用(Roberts et al.,2012; Jaimovich et al.,2012;許明 等,2016)。加入WTO以來，隨著貿易自由化進程的推進和貿易政策不確定的下降，中國出口貿易經歷了持續的高速增長，連續多年位居全球第一大貨物貿易出口國的地位，但出口產品質量卻難言樂觀，與世界主要發達國家存在明顯差距，甚至有陷入“低質量陷阱”的危險(李坤望 等,2014；Feenstra et al.,2014)。更重要的是，國內要素紅利衰減和新興經濟體快速嵌入全球價值鏈分工體系逐漸削弱了中國出口企業的成本優勢，使得支撐中國對外貿易總量持續攀升的傳統比較優勢日漸式微。2019年11月，中共中央、國務院發布《關于推進貿易高質量發展的指導意見》，提出增強貿易創新能力，推動一批重點行業產品質量達到國際先進水平，積極采用先進技術和標準，提高產品質量。由此，改進和提升出口產品質量成為中國重新構筑出口競爭優勢、打破全球價值鏈“低端鎖定”困局、擴大貿易利得的重要途徑。出口產品質量升級需要大量的人力、物力、財力以及研發創新作為支撐，而金融作為國民經濟的血脈，在優化資源配置和布局、推動實體企業創新等方面具有不可忽視的重視作用(白欽先 等,2006；Hsu et al.,2014)。然而，大型國有商業銀行的壟斷地位和金融抑制現象同時存在致使中國的金融體系長期存在資源配置效率低下的問題，難以有效發揮金融支持制造強國的功能。在推動中國對外貿易發展、實現“創新驅動、質量為先”戰略目標的過程中，構建高效率運轉的金融體系成為中國政策制定者和學界共同關注的重大學術課題。

大量研究表明，通過發揮“鯰魚效應”和“外溢效應”的作用，金融開放對于推動金融發展和提高金融體系資源配置效率具有積極意義(Levine,1997;Chinn et al.,2006;Edwards et al.,2009)。作為金融供給側結構性改革的重要組成部分，“十三五”規劃和中共十九大報告均將金融開放作為中國構建新型開放型經濟格局的關鍵舉措。2018年以來，中國先后出臺一系列政策，以加速金融業開放步伐，如《關于進一步擴大金融業對外開放的有關舉措》、《關于修改〈外資保險公司管理條例〉和〈外資銀行管理條例〉的決定》以及《關于進一步做好利用外資工作的意見》。中國的金融體系是銀行主導型，外資銀行進入是觀察中國金融開放進程不可或缺的維度(1)從狹義的角度分析，金融開放主要包括兩個方面：一是金融業開放，主要指金融機構開放和金融市場開放；二是指資本賬戶開放以及與之相關的機制市場化改革，如匯率形成機制改革，貨幣國際和資本跨境自由流動等。。截至2019年底，中國境內外資銀行機構數達933家，服務網絡遍及中國27個省份，涉及50個城市，其中包括41家外商獨資銀行、118家母行直屬分行、345家外商獨資銀行直屬分行和187家代表處。在中國銀行體系日漸完善的過程中，外資銀行實現了從補充角色到“推動者”角色的轉變，成為中國銀行業發展的重要力量。那么以外資銀行進入為表征的金融開放是否提升了企業出口產品質量呢？在中國經濟處于向高質量發展階段轉變的關鍵時期，通過實施高水平金融開放、發揮金融開放的制度紅利是金融支持制造強國建設的題中之義。鑒于此，本文以外資銀行進入為切入點，考察金融開放對企業出口產品質量的效應和機制。這不僅有助于發掘驅動中國企業出口產品質量提升的因素，切實推進“貿易強國”戰略，也有助于深化金融供給側結構性改革，推動金融支持制造強國建設。

現有研究從諸多方面探討了出口產品質量的影響因素，如貿易自由化(Amiti et al.,2013)、中間品進口(Bas et al.,2015)、勞動報酬(許明，2016)、人民幣匯率變動(張明志 等,2018)、FDI(李瑞琴 等,2018)、服務業外資管制放松(彭書舟 等,2020)。然而，既有研究鮮少從金融開放角度考察中國企業出口產品質量升級問題。事實上，金融開放促進本土銀行業競爭，有助于解決長期以來困擾中國金融體系的低效率和金融抑制問題，進而緩解限制企業創新活動的融資約束，支持出口企業改善產品質量(蘭健 等,2019;劉慧 等,2021)。此外，金融開放帶來了資本、國內外先進金融科技以及擁有先進經驗的金融管理者等高端金融服務要素，企業可接觸的金融服務的種類得到擴大以及質量得以提高，有效增強了企業應對國際市場不確定性和風險的能力，提高了企業出口傾向和出口強度，有利于“出口學習效應”發揮，促使企業出口產品質量升級。由此可見，金融開放對企業出口產品質量的影響是值得研究的重要問題。有關金融開放政策效應領域的文獻則主要在宏觀層面探討了金融開放與經濟增長(Bekaert et al.,2011;楊繼梅 等，2020)、經濟波動(Mishkin,2006;Karolyi et al.,2018)以及金融體系效率(Lensink et al.,2004;Lehner et al.,2008)之間的關系，較少探討金融開放對微觀企業績效的影響。

與以往文獻相比，本文的邊際貢獻在于：(1)在理論研究方面，已有關于金融發展對出口產品質量的研究均從內部金融擴張、銀行競爭、集群商業信用等視角展開，本文則以外資銀行進入為切入點，將金融發展對出口產品質量的研究視角延伸至外部，既拓展了金融發展對出口產品質量影響的研究，也豐富了出口產品質量升級影響因素領域方面的文獻。(2)金融開放引發的經濟波動、金融風險等負面影響一直是學術界關注的焦點問題。本文則基于貿易升級視角，提供了金融開放與制造業高質量發展的微觀企業證據，有助于全面地、科學地評估金融開放政策的經濟效應，因此，從實踐指導意義來看，本文的研究為中國金融開放政策的制定提供了可借鑒的經驗依據。(3)在內生性問題處理上，本文采用1994年城市層面的外資銀行機構數目的歷史數據通過構造工具變量和多時點DID模型的方法識別外資銀行進入對企業出口產品質量的因果效應，從而增強了結論可靠性。

二、理論分析

本部分借鑒Melitz et al.(2008)、Antoniades(2015)的研究，先簡要闡述企業創新與出口產品質量間的關系，在此基礎上，具體分析外資銀行進入對企業創新的影響機制，從而構建外資銀行進入影響企業出口產品質量的邏輯鏈條，進而為下文實證分析提供理論支撐。

(一)消費者行為假設

假定代表性消費者的效用函數為：

(1)

(2)

給定市場規模L,得到廠商總的需求函數：

(3)

(二)廠商行為假設

企業創新引致產品質量升級，且創新存在固定成本。由此設定企業成本函數如下：

TCi=qici+θ(zi)2

(4)

其中，第一項表示生產的可變成本，第二項表示創新的固定成本，參數θ刻畫了企業生產成本對創新的靈敏度。θ越大，表明企業生產成本隨著企業創新而大幅上升，即企業創新能力越弱，反之則越強。企業的決策步驟為：第一步，在給定產品質量水平下，企業產品價格設定為邊際成本的加成；第二步，企業根據利潤最大化原則決定產品產量。在Melitz et al.(2008)的框架下，假設在位企業和退出企業的邊際成本臨界值為CD，邊際成本為CD的企業利潤為零，產品產量q(CD)為0。此時，企業利潤函數可表示為(2)限于篇幅，具體推導過程不再展開，備索。：

(5)

將式(5)對z進行求導，得到企業利潤最大化條件下選擇的最優產品質量：

(6)

將z*對θ進行求導，得到：

(7)

式(7)表明，利潤最大化下的產品最優質量隨著企業創新能力的上升(θ值下降)而提高。因此，如何促進企業創新、提高企業創新能力成為企業產品質量升級的關鍵所在。

(三)外資銀行進入和企業創新

梳理現有文獻，本文將外資銀行進入對企業創新的影響歸納為以下兩個方面：一是融資約束緩解效應。外資銀行進入通過以下途徑緩解企業融資約束，支持企業創新活動：(1)外資銀行進入為東道國企業提供了利用國際資本市場的途徑，客觀上會在東道國信貸市場形成引資效應，從而提高企業融資可得性。(2)外資銀行進入促使東道國銀行系統競爭加劇(Claessens et al.,2001;陳雄兵 等，2012)，而競爭性銀行業市場結構有利于緩解企業融資約束。一方面，銀行業競爭促使信貸市場由賣方市場向買方市場轉變，從而提高了企業談判能力，也迫使銀行提高經營效率和服務質量，有利于降低貸款利率和抵押品擔保門檻，優化貸款審批流程，從而改善企業外部融資環境。另一方面，面對外資銀行爭奪優質客戶的競爭壓力，本土銀行有動力改變自身風險承擔意愿，加大搜集和挖掘企業信息力度，使得原本因信息不透明程度較低而被排斥出信貸市場的中小企業更易獲得銀行信貸支持(Clarke et al.，2006)。(3)外資銀行進入通過溢出效應促使東道國企業信貸融資成本下降。外資銀行通常在信息搜集、貸后監管、風險項目篩選、風險轉移和管理等方面存在技術優勢，在溢出效應影響下，通過示范、人員流動、競爭等渠道提高了本土銀行在高風險、強信息不對稱的創新項目上的篩選和甄別能力，有助于降低銀企間信息不對稱程度，促使銀行對創新項目要求更低的風險溢價，從而緩解創新企業的融資約束。

二是出口促進效應。企業參與出口活動既能夠通過“出口學習”效應獲得新技術、新知識，也可以通過出口獲得“規模經濟”效應來降低生產成本，從而促進企業創新。一方面，隨著企業出口和銷售的增加，企業利潤函數會發生變化，為獲得更高的利潤，企業往往會采用更高水平的技術，從而產生“引致技術升級”效應(Bustos,2011),或者企業為更好地從出口中學習而事前進行研發(Dai et al.,2013),進而激勵企業進行創新。然而，相比國內市場，國際市場具有更大的不確性和風險，如匯兌風險、目的國政治風險及海外分銷商違約風險等，因此出口企業對外匯業務、國際金融與風險管理等金融服務方面的要求較高。相比于本土銀行，跨國經營的外資銀行在海外市場信息搜集、外匯業務及國際金融業務等方面存在比較優勢，能有效支持企業出口活動，如外資銀行可以利用其廣泛存在的海外分支機構進行跨國調查，合理評估海外市場出口收益和市場狀況，從而促進企業出口(De Nicola et al.,2017)。此外，外資銀行憑借其覆蓋全球的交易和結算網絡，幫助企業快速實現跨境軋差交易結算，提高企業外匯運營效率，以有效規避匯兌損失。另一方面，外資銀行進入帶來的市場競爭效應，迫使國內金融服務商改善經營效率，擴大金融服務產品的種類，并相應提高質量，使得優質金融產品和服務惠及更多下游制造業，以重塑企業生產優勢(Liu et al.,2020)。如高效率的國際信用證、托收服務不僅幫助企業縮短出口交易周期，及時規避匯率、市場風險，而且也加速了企業的出口經營周期，減少出口活動帶來的時間延誤導致的成本增加問題，降低企業出口的固定成本和可變成本，促使更多企業開展出口活動。因此外資銀行進入通過直接或間接效應提高了企業出口參與度和出口強度，有利于企業在“邊出口、邊學習”過程中提高創新能力。

總結上述理論分析，外資銀行通過融資約束緩解效應和出口促進效應增強企業創新能力，進而對企業出口產品質量升級發揮正向影響。至此，本文提出如下研究假說：

H1：外資銀行進入有助于促進企業出口產品質量升級。

H2：外資銀行進入通過發揮融資約束緩解效應和出口促進效應促進企業創新，進而影響企業出口產品質量。

三、計量模型、變量和數據

(一)計量模型設定

本部分構建中介效應模型，以對前文理論部分進行驗證。具體形式如下：

(M1)

(M2)

(M3)

M1考察了外資銀行進入對企業出口產品質量的影響；M2考察了外資銀行進入對企業創新的影響；M3識別了創新在金融開放影響企業出口質量的中介效應。根據中介效應模型理論，創新的中介效應主要通過兩方面體現：一是M2中外資銀行進入對企業創新的影響；二是在M1中加入創新變量后，考察M1和M2的估價結果——中外資銀行進入的系數變化。

(二)變量說明

(1)企業出口產品質量。本文對企業出口產品質量的測算采用事后推理法(施炳展 等，2014)，該測算方法定位在“企業-國家-產品-年份”等四個維度。在產品需求函數基礎上，將企業i對h國出口的以海關HS-8編碼的產品數量表示為：

(8)

將式(8)進行對數化處理，得到：

ln Qiht=χiht-σln piht+ωiht

(9)

(2)外資銀行進入。本文基于中國銀保監會提供的金融許可證信息，從而識別出城市j在t年的外資銀行(包括法人銀行、分行、支行)數量FBjt，并以FB_enterjt=ln(1+FBjt)來衡量地級市層面的金融開放程度。

(3)企業創新。現有文獻在刻畫企業創新能力時主要使用TFP(全要素生產率)、R&D費用、新產品產值、企業專利申請量等指標。理論上，學者們將產出中無法被要素累積所解釋的部分TFP歸功于技術進步，然而，即使在不存在技術進步的情況下，僅是要素組合發生改變也能帶來產出的增長，因此使用TFP衡量企業創新存在較大誤差。如李兵等(2016)指出，使用OP、LP、ACF等參數、半參數方法估計出的TFP與企業創新之間關聯度較弱。R&D費用、新產品產值等指標在中國工業企業數據庫中存在多個年度的樣本缺失，樣本損失問題嚴重。本文使用專利申請數量衡量企業創新能力，其優勢在于：一方面，專利是企業創新活動的直接結果，因此使用專利申請數量能直觀體現企業創新能力；另一方面，專利是公開的，更新頻率高，數據可得性和及時性較高，有利于把握最新的技術趨勢。

(4)控制變量。參考許和連等(2016)、張明志等(2018)、李瑞琴等(2018)的研究辦法，本文選擇如下控制變量：行業競爭程度(hhi)，用三分位行業層面的企業市場份額平方和來度量市場競爭程度；行業外資占有率(fdir)，用行業外資(包括港澳臺資本和外商資本)占該行業實收資本的份額表示；企業規模(size)，采用企業職工數量對數值衡量；企業年齡(age)，采用樣本年份減去企業開業時間后加1的對數值表示；企業全要素生產率(tfp),利用Head et al.(2003)的方法進行測算； 加工貿易強度(pti),用企業加工貿易出口額占總出口額的比重衡量；企業資本密集度(kir),用人均固定資產取對數表示，對企業固定資產總額用以2000年為基期的固定資產投資價格指數進行平減；人民幣匯率(rexchange)，采用企業層面人民幣實際匯率值表示。

(三)數據來源及處理

本文涉及的數據來源主要包括：一是2000—2013年中國工業企業數據庫和相應年份的海關貿易數據庫的匹配數據。匹配前按照通行的做法對原始工業企業數據進行清理，并將樣本期內工業企業行業代碼按照GB/T4754-2002進行調整；對海關貿易數據庫的處理參見施炳展等(2014)的研究。參考既有研究對中國工業企業數據庫和中國海關貿易數據庫的匹配方法，最終本文得到2000—2013年144284家企業，共556673個樣本觀測值。二是國家知識產權局發布的《中國專利數據庫文摘》，通過將專利數據按照企業年份進行加總得到企業層面各年度的專利總數和發明專利、實用新型專利的具體申請數量。隨后，本文使用企業名稱、企業簡稱、企業關鍵詞等字段將專利數據與中國工業企業數據進行合并。三是中國銀保監會提供的金融機構許可證信息，包括金融機構的名稱、成立日期、退出日期、機構地址、機構類型等信息。本文根據銀監會發布的《金融許可證機構編碼編制規則(試行)》和分支機構成立日期及退出日期,保留當年地級市層面的商業銀行分支機構樣本，并利用銀保監會提供的《外國及港澳臺銀行分行名單》識別外資銀行。

除上述數據來源外，本文其他數據來源有：用于計算企業層面實際匯率的IFS(International Financial Statistics)數據庫和EIU(Economist Intelligence Unit)數據庫；各行業外資使用情況來自于2000—2013年的《中國工業統計年鑒》。

四、經驗估計結果及分析

(一)基準估計結果

表1匯報了對M1進行全樣本估計的基準結果。第(1)列為僅考慮年份、城市固定效應情況下外資銀行進入對企業出口產品質量的影響。結果顯示，FB_enter系數在1%的水平下顯著為正，表明外資銀行進入顯著促進了企業出口質量提高。第(2)列考慮了行業層面變量和行業固定效應的影響；第(3)列繼續加入企業層面變量并進行面板RE(隨機效應)估計。第(4)列運用面板FE(固定效應)模型控制企業固定效應，發現FB_enter系數絕對值和顯著性均未發生顯著變化，反映出在剔除眾多因素影響之后，外資銀行進入仍然對企業產品質量升級發揮了明顯的促進作用。第(5)列進一步控制了二位碼層面的行業-年份固定效應和省份-年份固定效應，雖然此時外資銀行進入對企業質量升級的解釋力有所減弱，但仍在1%的水平下顯著。考慮到市場潛力、基礎設施、制度環境等因素會影響外資銀行在華區位選擇，造成外資銀行進入城市樣本與未進入城市樣本存在系統差異，從而有可能導致上述估計結果因樣本選擇偏差而有所偏誤，因此本文采用Heckman兩階段模型糾正樣本偏差的影響。第(6)列報告了糾正樣本選擇偏差影響的估計結果，其中，逆米爾斯比率(imr)顯著為正，證實了控制樣本選擇偏誤的合理性，并且核心解釋變量FB_enter仍顯著為正，表明在考慮樣本選擇偏差問題后，核心結論未受影響。綜合表1估計結果可知，外資銀行進入顯著提升了所在區域內企業口產品質量，是影響中國出口產品質量的重要驅動力。

表1 基準估計結果

(續表1)

(二)內生性問題處理

(1)工具變量法。本文將1994年城市外資金融機構數目fb_94作為外資銀行進入的工具變量，并進行兩階段最小二乘法(2SLS)回歸。表2的第(1)列中第一階段估計結果顯示，fb_94估計系數在1%水平上顯著為正，且第一階段F值統計量為25373.38，遠遠大于10，說明城市外資銀行進入與該城市歷史上外資金融機構數目存在較強相關性，滿足工具變量相關性要求。表2的第(2)列中第二階段回歸結果中,Kleibergen-PaapK rk LM檢驗(識別不足檢驗)和Kleibergen-Paap Wald rk F檢驗(弱識別檢驗)均顯著拒絕了原假設，說明本文工具變量的選擇存在合理性。2SLS估計結果顯示，FB_enter系數值為0.0078，在1%水平上顯著為正，表明在考慮內生性問題后，外資銀行進入確實有助于提升區域內企業出口產品質量。

表2 內生性問題處理

(2)雙重差分法。2001年加入世界貿易組織(WTO)后，中國為履行入世后對銀行業全面開放的承諾，需要在五年過渡期內分批次取消對外資銀行進入的地域限制。在過渡期內，外資銀行準許進入城市受制于行政命令，因此對企業而言相當于外生沖擊，這有助于緩解內生性困擾。基于此，本文將中國加入WTO后逐步放開外資銀行準入限制視為一個準自然實驗，通過建立多時點DID(雙重差分)模型重新檢驗外資銀行進入的質量升級效應，具體形式如下：

(10)

其中，Enterjt的賦值原則是：如果城市j在t年屬于準許外資銀行進入城市，Enterjt則為1，否則為0。根據DID模型，Enter等于0識別了外資銀行進入之前以及沒有外資銀行進入的樣本，即對照組；Enter等于1識別了外資銀行進入樣本，即處理組。參數β衡量了處理效應大小，即外資銀行進入企業出口產品質量的影響。由于2006年底之后，全國范圍內取消對外資銀行準入限制，因此限定式(10)的樣本時間段為2000—2006年，回歸結果見表2第(3)列。結果顯示，Enter的系數估計值顯著為正，說明相對于外資銀行進入之前以及沒有外資銀行進入的城市，外資銀行進入明顯促進了進駐城市內企業出口產品質量。

運用多時點DID模型需要滿足平行趨勢假設，即：外資銀行進入之前，對照組和處理組的企業出口產品質量變動具有相同的趨勢；而在移除外資銀行準入限制之后，處理組內企業出口產品質量需要顯著高于對照組。為檢驗是否滿足平行趨勢條件，本文以外資銀行進入當年作為基準組，并估計以下方程：

(11)

其中，βn(n=-1,-2,-3,-4)刻畫了相對于外資銀行進入當年，外資銀行進入前1～4年內對照組和處理組企業出口產品質量變動趨勢；βm(m=1,2,3,4,5)刻畫了相對于外資銀行進入當年，外資銀行進入后1～5年對照組和處理組企業出口產品質量變動趨勢。平行趨勢假設要求βn不顯著，βm顯著大于0，圖1展示了平行趨勢檢驗的結果(3)限于篇幅，式(3)的平行趨勢回歸結果未報告，備索。。圖1顯示，在90%的置信區間內，βn并不顯著異于0，而βm則顯著大于0，平行趨勢檢驗通過，表明基于DID模型的估計結果是可靠的。

圖1 平行趨勢檢驗圖

(三)穩健性檢驗

(1)采用不同指標衡量主要變量。本文采用虛擬變量FB_dum來刻畫外資銀行進入行為。具體的，如果城市j在t年存在外資銀行，則FB_dum賦值為1，否則為0，結果報告在表3的第(1)列。目前，對企業出口產品質量的衡量除了本文所使用的KSW方法外，還有一種應用較為廣泛的方法是供給需求信息加總測算法(簡稱FR方法)。本文借鑒余淼杰等(2017)對FR方法的拓展，重新測算企業出口產品質量并進行基準回歸，結果報告在表3的第(2)列。在表3的第(1)列和第(2)列中，FB_dum和FB_enter的系數均1%水平上顯著為正，表明指標變換并未實質性改變本文核心結論。

(2)高維面板估計。基準回歸證實了外資銀行進入對微觀企業出口產品質量升級的積極影響，如果這種影響是穩健的，那么我們應該在中觀層面發現了經驗證據。為此，我們進一步將本文企業層面的面板數據處理成“城市-行業-所有制”的高維面板數據，從而考察外資銀行進入對中觀層面出口產品質量的影響。另外，高維面板樣本可以為本文的實證估計帶來另一方面的優勢，即控制企業出口動態的影響。李坤望等(2014)的研究認為，企業出口動態對中國出口產品質量具有顯著影響，而基于企業層面的樣本數據則忽略了企業進入、退出引致的資源配置效應對出口產品質量的影響，這有可能導致本文核心結論有所偏誤。“城市-行業-所有制”的高維面板樣本則涵蓋了企業進入、退出的影響，有助于得到更穩健的結論。表3的第(3)列匯報了基于高維面板數據的估計結果。其中，FB_enter在5%的水平顯著為正，表明即使在中觀層面上，外資銀行進入依然顯著促進了中國企業出口產品質量改善，本文結論具有較強穩健性。

表3 穩健性檢驗結果

(3)基于外資銀行進入管制全面放松的外生沖擊檢驗。2006年末，中國政府相繼頒布《中華人民共和國外資銀行管理條例》和《中華人民共和國外資銀行管理條例實施細則》，解除對外資銀行進入區域和人民幣業務的管制措施，取消對外資銀行在華經營的非審慎性限制，中國銀行業開放進入嶄新的發展階段。在本文樣本期內，從外資銀行進入數量來看，2000—2006年城市層面的外資銀行數目的中位數為0，而2007—2013年這一數值則為2；從外資銀行進入區域來看，2000—2006年外資銀行進入城市共計25個，而2007—2013年外資銀行的進入區域則擴大至全國27個省份60個城市。基于以上事實，我們推測外資銀行進入促進中國企業出口質量升級的效果在2006年之后可能要更加顯著。為此，本文設置虛擬變量year_dum來識別2006年之后的樣本年份，并通過在基準方程中引入fb_deregulation變量的方式來驗證上述推測，其中，fb_deregulation是FB_enter與year_dum的交互項，用以刻畫2006年之后外資銀行進入對中國企業出口產品質量的影響，結果見表3的第(4)列。結果顯示，fb_deregulation系數顯著為正，意味著相較于2006年之前，外資銀行對企業出口質量的提升力在2006年之后要更強，證實了本文之前的猜測。同時，FB_enter系數仍在10%的水平上為正，表明在利用外資銀行進入管制全面放松的這一外生沖擊削弱潛在的內生性擔憂后，本文核心結論仍然成立。

(4)數據截留和異常值問題。考慮到本文測算得到的出口產品質量指標取值大都介于0和1之間，具有明顯的范圍限制，基準回歸所得結論可能因數據截留問題而有所偏誤。為穩健起見，本文采用雙限制Tobit模型重新估計基準模型，估計結果見表3的第(5)列。另外，為進一步排除異常值干擾，本文對企業出口產品質量進行上下1%縮尾后重新回歸，結果見表3的第(6)列。根據表3的第(5)列、第(6)列可知，FB_enter系數值雖有所起伏，但仍在1%的水平上顯著，表明在考慮異常值和數據截留問題后，本文核心結論未發生改變。

(四)作用機制檢驗

前文理論分析顯示，企業創新是外資銀行進入影響企業出口產品質量的中介變量，本部分利用M1～M3組成的中介效應模型來識別創新的中介效應。表4的第(1)列為M2的回歸結果，FB_enter系數顯著為正，說明外資銀行進入對企業創新發揮了顯著的正向作用，外資銀行進入強度越大，企業創新活動越頻繁。表4的第(2)列為M3的回歸結果，其中，Invention與企業出口產品質量呈現顯著正向關系，企業創新能力越強，出口產品質量越高；FB_enter系數仍顯著為正，但與表1的第(6)列相比，FB_enter的系數由0.0023下降至0.0019，即加入企業創新變量后，外資銀行進入對企業出口產品質量的邊際效應下降。根據中介效應模型，第(1)—(2)列的回歸結果證實了外資銀行進入通過企業創新的中介渠道作用于企業出口產品質量。進一步地，我們將M2中企業專利申請總量依次替換為企業發明專利申請量(patent_innovation)、企業實用專利申請量(patent_utility)并進行回歸，以考察外資銀行進入對企業創新質量的影響，結果分別匯報在表4的第(3)列、第(4)列。結果顯示，外資銀行進入對企業發明專利和實用專利均表現為顯著的促進作用，但比較第(3)列、第(4)列中FB_enter系數值可知，外資銀行進入對企業實用專利的促進效果要強于對發明專利的促進效果。

表4 作用機制分析

(五)異質性分析

(1)企業異質性。考慮到企業在生產率和所有制方面的顯著差異，本文將進一步探討外資銀行進入后的質量升級效應在企業異質性方面的差異。根據樣本企業生產率四分位值臨界值，本文將樣本企業劃分為(0，25%]、(25%，50%]、(50%，75%]、(75%，100%]四個區間，回歸結果見表5的第(1)—(4)列。總體而言，外資銀行進入對各區間生產率企業均表現出質量促進作用，但這種正向作用只對位于(25%，50%]、(50%，75%]區間的企業顯著，表明外資銀行進入的質量促進效應存在生產率門檻值。低生產率企業往往存在缺乏創新意識、研發人員儲備不足、創新效率低下等問題，即使外部融資環境改善也難以有效改善其研發產出，因而外資銀行進入對其產品質量促進效果不明顯。高生產率企業出口獲利能力較強，創新活動能夠獲得較強的內部資金保障，企業創新的外部融資依賴度較低，因而高生產率企業的創新強度對融資環境改善的敏感度較低，外資銀行進入對高生產率企業出口產品質量的邊際改善力下降。

表5 企業異質性回歸結果

本文將樣本企業劃分為國有企業、民營企業和外資企業三種類型，估計結果見表5的第(5)—(7)列。表5結果顯示，外資銀行進入對國有企業產品質量升級并無顯著影響，但對私營企業和外資企業兩個子樣本均產生了顯著的正向影響。進一步對比得出，外資銀行進入對外資企業的正向質量促進效應強于民營企業。有關外資銀行進入區位選擇的研究指出：一國銀行業跨國經營主要是為本國企業服務，即存在“客戶追隨”動機(Torsten et al.,2004)。田素華等(2010)也發現，外資銀行更多是提高了上海外資企業的資源(信貸)獲取能力。本文的經驗發現則進一步支持了外資銀行進入區位選擇的“客戶追隨”假說。私營企業在外資銀行進入后平均出口產品質量提升0.0027，超過全樣本平均水平。私營企業生產率水平較高且研發意愿強烈，但由于中國金融體系存在“所有制”歧視等方面原因，導致這類企業容易陷入“融資難”、“融資貴”的困境，降低了企業研發意愿，不利于出口產品質量升級。外資銀行進入既拓寬了民營企業融資渠道，又加劇了本土銀行業競爭，促使本土銀行業提高對民營企業信貸配置意愿，有利于緩解民營企業融資約束，促進出口產品質量改善。進一步地，部分學者研究發現，民營企業融資約束出現的原因并不在于企業產權而在于企業規模(茍琴 等，2014)。與東道國銀行相比，外資銀行在企業“軟信息”方面儲備不足，因此外資銀行的貸款對象主要面向“硬信息”豐富的大型企業，即產生“選摘櫻桃”效應。因此，我們預期外資銀行進入對民營企業的質量升級效應將主要集中在大型企業樣本中，我們進一步按照企業員工數將民營企業劃分為大型企業、中型企業和小型企業，以進行驗證(4)限于篇幅未報告，備索。。結果發現，FB_enter的系數值在三類民營企業子樣本中大小依次為：大型企業(0.0072)、中型企業(0.0035)、小型企業(0.0016)。且只在大、中型企業樣本中顯著，與預期一致。

(2)行業異質性。上游服務業開放會通過所謂的“漣漪效應”對下游制造業企業產生影響(Arnold et al.,2011),因此行業層面的異質性也有可能影響外資銀行的進入效應。本文從兩方面考察行業異質性的影響：一是基于上下游產業關聯視角，考察下游不同制造業行業的銀行業投入比列的影響。首先，利用《中國投入產出表》(2002年、2007年、2012年)計算直接消耗系數得到io_ratio(銀行業投入產出關聯度)。需要說明的是，由于投入產出部門中并未單列出銀行業部門，本文以投入產出表中的金融業投入代替銀行業投入。然后，根據io_ratio變量的中位數，將樣本企業劃分為高、低銀行業投入產出關聯度行業并進行估計，結果匯報分別匯報在表6的第(1)—(2)列。結果顯示，FB_enter系數在第(1)列中的估計值明顯高于第(2)列中的估計值，且顯著性水平更高，這說明外資銀行進入產生的競爭紅利，借助“漣漪效應”渠道更多地惠及了下游高銀行業投入行業，從而對該類行業的出口產品質量表現出更強的促進效果。二是基于行業專利密集度視角。表4結果表明，創新促進效應是外資銀行進入提升企業出口產品質量的中介渠道，如果這一機制是穩健的，我們預計外資銀行的質量升級效應將在專利密集型行業更為明顯。為此，根據國家知識產權局發布的《專利密集型產業目錄(2016)》，本文將樣本劃分為專利密集型行業和非專利密集型行業兩類子樣本，以驗證上述推理，估計結果見表6的第(3)—(4)列。比較第(3)列和第(4)列中FB_enter系數估計值可知，外資銀行進入對專利密集型行業企業的質量提升幅度要大于對非專利密集型行業，進一步佐證了機制分析結果的穩健性。

表6 行業異質性回歸結果

五、制度環境的調節效應

大量文獻研究發現，制度環境既對企業出口產品質量發揮著重要作用，也是影響金融發展的經濟效應的重要因素(Berkowitz et al.,2006;盛斌 等，2019)。制度環境的優化導致企業生產和交易成本降低，內部資源配置效率提高，從而有益于出口產品質量提升。同時，良好的制度環境不僅能夠通過加強企業信息披露方式緩解銀企間信息不對稱程度，還能夠通過完善的法律保護體系提升金融契約的簽訂效率和履行質量，從而提高金融體系風險承擔意愿和對實體經濟的信貸支持。較低的地理流動性和高昂的退出成本使得跨國公司一般偏好在高制度質量的國家或地區進行直接投資；同樣地，制度質量也影響著外資金融機構的進入決策和經營發展(Lensinkel et al.,2004；Papaioannou,2009)。改革開放以來，中國各地區市場化步伐不一，導致各地區制度環境呈現較大差異性。那么，我們不禁要問，制度環境是否對外資銀行進入的質量提升效應存在調節作用呢？為回答這個問題，我們在M1模型基礎上引入制度環境變量institution,得到如下模型：

(12)

式(12)中，institution為制度環境變量。借鑒張杰等(2010)的研究，本文衡量地區制度質量的方法為：institution=marindex(1-disindes),其中，marindex為各地區市場化進程總得分，disindes是按照價格指數法測算的市場分割指數。為揭示不同制度環境分量的影響，結合本文研究，我們選擇金融市場化水平(institutio_fm)和知識產權保護(institutio_ip)作為制度環境的代理變量，在更細分的維度上考察制度環境的調節效應。表7匯報了對式(12)的回歸結果(5)由于數據限制，2010—2013年各地區的市場化進程總得分、金融市場化程度、知識產權保護度為根據2009年與之前年度各指標的平均增長率外推得到。。

表7 制度環境調節效應回歸結果

根據表7的第(1)列結果，FB_enter×institution的系數估計值在5%的水平上顯著為正，表明隨著地區制度環境的改善，外資銀行進入對企業出口產品質量的提升作用較大，即制度環境強化了外資銀行進入的質量升級效果。第(2)列中FB_enter×institution_fm的系數估計值在1%的水平上顯著為正，說明較高的金融市場化水平有利于發揮外資銀行進入的正向質量促進作用。外資銀行在東道國企業“軟信息”方面存在不足，而金融市場化水平越高的地區也就意味著金融中介組織較完善，從而有效降低外資銀行的信息搜索成本，激勵其增強金融服務水平及金融創新能力，從而更大程度上提升外資銀行進入的質量升級效應。第(3)列中FB_enter×institution_ip的系數估計值在5%的水平上顯著為正，說明加強知識產權保護對外資銀行進入的質量提升效果具有正向調節作用。加強知識產權保護有助于降低企業知識產權和專利被侵犯的概率，提高企業從事技術創新活動的積極性和主動性，進而強化創新作為外資銀行進入影響企業出口產品質量的中介機制，從而對出口產品質量表現出更強的促進效果。

六、結論和啟示

推動以質量變革為基礎的對外貿易發展是新時期中國經濟高質量發展的重要內容，而這需要金融體系在優化資源配置、促進實體經濟創新方面發揮支撐作用。金融開放是中國構建新型開放經濟體的重要方面，實施高水平的金融開放既是中國深化金融供給側結構性改革的內在要求，也是經濟高質量發展的有力支撐。基于此，本文使用2000—2013年中國企業微觀數據，研究了以外資銀行進入為表征的金融開放對企業出口產品質量升級的影響效應及其作用機制。得到如下結論：第一，外資銀行進入對所在城市的企業出口產品質量發揮了顯著的促進作用，在利用1994年城市層面的外資銀行機構數目的歷史數據構造工具變量和多時點DID模型的方法解決內生性問題后，結論依舊穩健。第二，創新促進渠道是外資銀行進入影響企業出口產品質量的重要機制，對創新質量的分析表明，外資銀行進入對企業實用專利的促進效果要強于對發明專利的促進效果。第三，制度環境的調節效應顯示，良好的制度環境、較高的金融市場化水平和嚴格的知識產權保護強化了外資銀行進入的質量升級效應。第四，企業層面的異質性分析表明，外資銀行進入只對中高生產率企業、外資企業、民營企業具有顯著的產品質量提升效果，而在控制企業所有制的前提下，外資銀行進入對民營企業的質量提升效果主要體現在大、中型民營企業上；行業層面的異質性分析表明，與銀行業投入產出關聯度越大的行業和專利申請密集度越強的行業，外資銀行進入的質量升級效果越明顯。

本文的研究結論具有一定的啟示意義：(1)在堅持采取宏觀審慎開放策略、有效防范和化解金融開放引致的系統性金融風險的基礎上，要堅持穩步、有效的金融開放步伐，逐步解除在權益和債務類證券投資對國際資本的限制，通過強化事中和事后監管、放寬自然人流動限制的方式進一步降低金融機構外資準入門檻，提高中國金融開放水平，充分發揮金融開放對經濟高質量發展的支持作用。(2)外資銀行進入對中小民營企業出口產品質量升級的作用較弱，這其中重要的原因是此類企業信息透明度較差，為此，一方面要建立健全企業信息披露制度，大力培育發達的金融中介市場，降低外資銀行信息收集成本，另一方面政府也應通過給予相應的政策優惠，鼓勵和引導外資銀行對中小民營企業的融資支持。(3)制度環境強化了外資銀行進入的質量升級效應，因此，政府應當堅持擴大金融開放和推動國內經濟體制改革“兩手都要抓、兩手都要硬”的政策，進一步改善營商環境和制度環境，充分享受金融開放的政策紅利。(4)以強化外資銀行進入的“鯰魚效應”和“技術溢出效應”為突破口，深入促進外資銀行經營本土化，如通過簡化外資銀行發債流程和降低發債門檻的方式促進外資銀行境內融資；放寬和擴大外資銀行參股中資銀行條件和比例，鼓勵外資銀行以多元化方式參股中資銀行，放寬中外合資銀行中方主要股東選擇范圍等，弱化外資銀行“外來者劣勢”，努力消除外資銀行因文化和制度距離造成的“水土不服”現象，從而充分發揮外資銀行進入服務實體經濟的效果。