外資銀行進入是否影響了中國企業進口？*

毛其淋 趙柯雨

（1.南開大學經濟學院 天津 300071）

（2.北京大學國家發展研究院 北京 100871）

一、引 言

在2001年加入世界貿易組織（WTO）后，中國分階段取消了對外資銀行的地域限制與客戶限制。在2006年11月，國務院發布了《中華人民共和國外資銀行管理條例》，明確提出在中國境內注冊的外資銀行法人獲得開展本幣業務的國民待遇，從某種程度上說，這是中國金融業走向全面開放的里程碑。2017年1月國務院發布了《關于擴大對外開放積極利用外資若干措施的通知》，在服務業方面重點放寬銀行類金融機構的外資準入限制。截至2017年底，外資銀行已在華設立了39家法人機構（下設分行323家），122家母行直屬分行和143家代表處，機構數量持續增加。在放寬外資銀行進入限制的同時，中國進口貿易也取得了長足的發展。中國進口貿易額從2000年的18 638.81億元增長至2013年的121 037.46億元，年均增長率高達15.5%，目前中國已是全球第二大進口國。近年來，中國政府高度重視進口貿易的發展，將實行積極的進口政策作為中國對外開放戰略布局中的重要一環。《對外貿易發展“十二五”規劃》明確指出，要擴大進口規模，優化進口產品結構，提高先進技術、關鍵零部件等高質量產品的的進口比重；《國家十四五規劃綱要》進一步強調要降低進口關稅和制度性成本，促進進口來源多元化；此外，連續三屆在上海舉辦的中國國際進口博覽會更是表明了中國實施擴大進口貿易戰略的堅定決心。

基于此，本文感興趣的一個重要問題是，外資銀行進入是否有助于促進中國企業進口？如果是，其背后可能的途徑是什么？從理論上而言，外資銀行進入可能會通過融資渠道影響企業進口，具體地，外資銀行進入會加劇本土銀行業的競爭，并通過技術溢出效應降低本土銀行的經營管理成本，從而降低企業的貸款利率，緩解企業的融資約束，使企業有足夠的資金去克服擴大進口所需的固定成本和可變成本，提升企業的進口規模。中國加入WTO后分階段取消對外資銀行的地域限制為本文研究外資銀行進入對企業進口的影響提供了一個難得的準自然實驗機會。本文基于中國工業企業數據和海關貿易數據的合并樣本，采用倍差法（DID）系統地考察外資銀行進入對企業進口的影響效應及作用機制。

本文的主要發現是，外資銀行進入通過“融資約束緩解”顯著提升了當地企業的進口規模；異質性分析表明，外資銀行進入對民營企業進口的促進效應大于國有企業，對純一般貿易企業進口的促進效應大于純加工貿易企業和混合貿易企業，對中間品進口的促進效應大于資本品和消費品，對東部地區企業進口的促進效應大于中西部。與已有文獻相比，本文可能的創新之處主要包括以下幾個方面:第一，本文首次系統研究了外資銀行進入對中國制造業企業進口行為的影響，有助于更加全面地評估外資銀行進入的微觀經濟效應，同時在一定程度上豐富了有關中國企業進口行為影響因素的文獻。第二，本文進行了豐富的異質性分析，系統地檢驗了外資銀行進入對不同類型企業、不同類型產品進口的差異性影響。第三，本文利用豐富的樣本數據檢驗了外資銀行進入影響企業進口的渠道，有助于深化對外資銀行進入與企業進口之間內在關系的理解。

二、文獻綜述與研究假說

（一）文獻綜述

本文研究與兩類文獻密切相關:其一是融資約束對企業進口行為的影響，其二是外資銀行進入對企業績效的影響。在第一類文獻中，已有研究得出了相對一致的結論，認為融資約束會抑制企業進口。例如，Bas和Berthou（2012）利用印度制造業企業面板數據，Fauceglia（2015）基于亞洲、非洲、美洲等中低收入水平國家的跨國數據均表明信貸約束會明顯削弱企業進口資本品的可能性。Wagner（2015）使用2008—2010年德國企業級數據表明，企業進口可能性、進口規模以及進口來源國數量隨著企業融資約束的降低而增加。近年來，國內學者開始關注融資約束與中國企業進口行為的關系，得出了與其他國家類似的結論。例如，李華鋒和彭龍（2014）考察了融資約束對中國企業進口多元化水平的影響，發現融資約束通過降低進口產品數量限制了中國企業進口多元化水平。魏浩等（2019）在貿易四元邊際的分析框架下進行實證分析，發現融資約束對中國企業進口決策、進口規模、進口來源國數量、進口產品種類具有顯著的抑制作用。

與本文相關的另一類文獻則是考察外資銀行進入對企業績效的影響。其中，Lai等（2015）以中國加入WTO為背景，考察了外資銀行進入對中國制造業生產率增長的影響，發現外資銀行進入對行業總體生產率增長沒有明顯的影響，但外資銀行準入的技術效應導致外部融資依存度高的企業的生產率增長得更快。諸竹君等（2018）利用中國工業企業數據專門考察了外資銀行進入對企業加成率的影響，發現在外資銀行進入程度越大的地區，企業加成率的提升幅度越大。進一步地，諸竹君等（2020）從理論與實證的角度考察了外資銀行進入對下游企業創新行為的影響，發現外資銀行進入顯著促進了企業創新。

通過以上文獻梳理不難看出，目前已有不少文獻證實了融資約束對企業進口行為的抑制作用，但是相比之下，系統考察外資銀行進入對企業績效影響的文獻相對較少，且主要聚焦于生產率、加成率等角度，鮮有學者關注外資銀行進入對國際貿易尤其是企業進口行為究竟會產生怎樣的影響。有鑒于此，本文將以中國加入WTO后分階段取消對外資銀行的地域限制作為準自然實驗，采用倍差法系統地研究外資銀行進入對中國制造業企業進口行為的影響效應與作用機制，試圖彌補現有文獻的不足。

（二）研究假說

目前，學者們普遍認為融資約束是影響企業進出口貿易決策的關鍵因素之一（Mu?ls and Pisu，2009；李華鋒和彭龍，2014；黃先海等，2016；許家云等，2017）。概括起來，融資約束的緩解可能從如下兩個維度促進企業進口:第一，企業進口需要一定的固定成本，如建立新的購買渠道、充分搜集與進口產品及進口來源國相關信息所帶來的成本等（Mu?ls和Pisu，2009；Bas和Berthou，2012；Fauceglia，2015），融資約束的緩解意味著企業有更多資金來克服進口的固定成本，從而擴大了企業進口貿易的廣度（李華鋒和彭龍，2014）；第二，企業在進口產品時需要直接支付貨款及運輸費用，隨著企業進口貿易產品價值和數量的提升，企業需要支付更多的可變成本，融資約束的緩解可以使企業有充足的資金購買更多、更高質量的進口中間品，進而提升了進口貿易的深度（黃先海等，2016；許家云等，2017）。

外資銀行進入會對本土銀行體系的規模與結構產生沖擊，影響下游企業的融資成本，進而通過“融資約束緩解”渠道對企業的進口行為產生影響。第一，外資銀行進入促進了本土銀行體系的競爭（Clarke等，2003），為應對外資銀行帶來的競爭壓力，本土銀行會采取降低借貸價差、降低金融產品價格的方式來維持或擴大其市場份額，吸納更多存貸款（Xu，2011），從而削減了企業的借貸成本，使企業能夠以較低的成本獲取更多資金以從事進口活動。第二，在發展中國家，外資銀行的經營效率要高于本土銀行（Bhattacharyya等，1997），外資銀行進入通過技術溢出促使本土銀行采取更為高效的管理模式（Levine，1996），壓縮其經營成本（Lensink和Hermes，2004；Lu和Mieno，2020）。此外，為了豐富利潤來源，本土銀行還可能大力擴展投資銀行業務和中間業務，使其非利息收入增加（Lu和Mieno，2020；Lensink和Hermes，2004）。本土銀行運營成本的下降和非利息收入的增加為貸款利率的下降提供了更多操作空間（Xu，2011）。基于上述分析不難看出，金融業對外開放有助于提升本土銀行體系的信貸供給能力，降低企業借貸成本，從而有利于緩解企業所面臨的融資約束，使企業擁有更雄厚的資金實力以提升進口水平?；诖?，本文提出以下待檢驗的研究假說。

研究假說1:外資銀行進入通過緩解企業融資約束對企業進口產生促進效應。

考慮到企業融資可分為內源融資和外源融資，金融業對外開放主要通過信貸擴張緩解企業的外源融資約束。不同行業由于行業特定固定成本的投入不同，對外源融資的依賴程度存在差異，金融業發展將在更大程度上促進高外部融資依賴度行業的發展（Rajan和Zingales，1998）。醫藥制造業、化學纖維制造業、通信設備、計算機及其他電子設備制造業等資本密集型行業和技術密集型行業往往需要大量資金來購置機器設備、引入先進技術等，因此這些行業中企業的外源融資需求高于勞動密集型行業中的企業。金融業對外開放為企業增添了新的外源融資渠道，外部融資依賴度越高的行業中企業融資約束改善的程度越大（Lai等，2015；諸竹君等，2018），從而金融業對外開放對這些行業中企業進口的促進作用也就越強?；诖?，本文進一步提出以下待檢驗的研究假說。

研究假說2:在外部融資依賴度越高的行業，外資銀行進入對企業進口的促進效應越大。

三、計量模型、變量與數據

（一）計量模型的設定

本文主要研究目的是考察外資銀行進入是否會影響中國企業的進口行為。由于中國加入WTO后外資銀行準入具有分批試點的特征，本文以此作為準自然實驗，構建了多批次沖擊倍差模型進行實證分析，具體實證模型構建如下:

其中，表示企業，表示行業，表示城市，表示年份。因變量IMP表示企業進口，主要采用企業在期進口額的自然對數值來衡量。核心解釋變量FBEntry表示外資銀行進入虛擬變量，用城市在期的外資銀行進入衡量，如果外資銀行在期進入城市，則該變量取1，否則取0（在此設置中FBEntry相當于傳統倍差模型中的交互項，可拆分為Treat×Post 其中，為處理組虛擬變量，處理組內的城市取1，其他城市取0；為政策沖擊時間虛擬變量，若城市在年實施外資銀行準入，取1，反之取0。）。估計系數刻畫的是與沒有外資銀行進入的城市相比，有外資銀行進入城市的企業進口規模在外資銀行進入之后的相對變化幅度；具體而言，如果顯著為正，表明金融業對外開放促進了企業進口規模的擴張?？刂谱兞?span id="g0gggggg" class="emphasis_italic">X為可能影響企業進口的其他因素的集合，包括:企業規模（），采用企業就業人數的對數值來衡量；企業經營年限（），用企業所在年份與其開業年份的差值來衡量；資本密集度（），與彭倩和干鎧駿（2020）的做法相似，用固定資產對企業就業人數的比值取對數衡量；政府補貼虛擬變量（），如果企業獲得政府補貼，該變量取1，否則取0；國有企業虛擬變量（）和外資企業虛擬變量（），與姚博和汪紅駒（2019）類似，如果企業的所有制類型是國有企業（外資企業），則（）取1，否則取0；進口關稅率（），用4位碼行業層面進口產品平均關稅率衡量。λ和δ分別為企業固定效應和年份固定效應；ε表示隨機誤差項。

（二）數據

本文主要使用了中國工業企業數據庫和海關貿易數據庫這兩個大型微觀數據庫。我們借鑒Brandt等（2012）的方法，利用企業法人代碼、企業名稱、電話號碼以及郵編等信息對不同年份的企業樣本進行匹配；另外，我們選取制造業進行考察，即對電力、燃氣及水的生產和供應業數據以及采礦業數據進行了刪除；與Brandt等（2012）的做法類似，我們對2003年前后的中國工業行業分類代碼進行了調整統一；我們進一步參照Yu（2015）的做法，對異常樣本進行了刪除。本文使用的海關貿易數據庫提供了中國所有進出口企業的月度產品貿易數據，出于分析的需要，我們將其加總得到年份層面的數據。另外，我們借鑒Yu（2015）的方法對以上中國工業企業數據庫與海關貿易數據庫進行合并，合并后樣本的時間跨度為2000—2006年?？紤]到貿易中間商與其他制造業企業在進出口動機、生產行為等方面存在顯著差異，為了得到準確的研究結論，我們進一步刪除了貿易中間商樣本。

根據《中國入世協定書》，2001—2005年中國20個城市分階段實行外資銀行準入，我們以此為依據確定外資銀行進入（）這一核心解釋變量的取值。此外，由于與外資銀行相關的數據并沒有統一的數據來源，我們通過查閱中國銀行保險監督管理委員會官網、《中國銀行業對外開放報告》、歷年《中國金融年鑒》及各大外資銀行官網獲取了外資銀行來源國、進入時間、在華分布情況等相關信息。

四、回歸結果與分析

（一）基本回歸結果

表1報告了基準倍差法模型的估計結果。其中第（1）列沒有控制可觀測的控制變量，初步回歸結果顯示，變量的估計系數在1%水平上顯著為正，這表明與沒有外資銀行進入的城市相比，有外資銀行進入城市的企業進口規模在外資銀行進入之后出現更大幅度的提升，即外資銀行進入顯著提升了當地企業的進口規模。第（2）—（7）列逐步加入了隨時間變化的企業層面及行業層面控制變量，結果顯示，變量的估計系數均為正并通過了1%水平的顯著性檢驗，表明本文的核心回歸結果具有很好的穩定性，即外資銀行進入顯著促進了進口規模的擴大。從表1第（7）列完整的回歸結果可以看到，外資銀行進入使當地企業的進口額提高了13.01%，表明外資銀行進入會顯著促進當地企業加大進口力度，這驗證了理論假設1。導致這一結果的可能原因是，外資銀行進入為當地企業提供了更多的信貸資源，有效緩解了企業所面臨的外源融資約束，使企業有足夠的資金克服擴大進口所帶來的固定成本和可變成本，進而使企業的進口額提高。

表1 基準回歸結果

控制變量的估計結果顯示，企業規模（）、資本勞動比（）的估計系數均在1水平上顯著為正，這說明規模越大、資本勞動比越高的企業進口規模越大，對此可能的解釋是，大型企業和資本勞動比高的企業的資金實力通常相對雄厚，可以更好地克服進口貿易中的流動性約束，從而擁有較大的進口規模。此外，國有企業虛擬變量（）的估計系數顯著為負，意味著國有企業的進口規模較小，這可能是因為國有企業具有較強的政治關聯，能夠借此從國內獲得關鍵性生產資源和投入要素，因此對進口的依賴較小。

（二）穩健性檢驗

1.外資銀行進入虛擬變量的外生性檢驗

倍差法的一個重要假定是政策沖擊是外生的。城市—年份維度的外資銀行進入虛擬變量相對于企業進口規模來說是宏觀變量，微觀層面的企業進口通常難以對城市—年份層面的外資銀行進入產生影響，因此，本文的倍差法模型設定可以在一定程度上緩解反向因果導致的內生性問題。然而，由于外資銀行進入的城市選擇可能與這些地區的經濟、金融發展水平等城市維度的宏觀經濟因素相關（李青原和章尹賽楠，2021），而這些因素可能會影響當地企業的進口水平，若是如此，外資銀行進入這一政策沖擊可能并非外生。為排除這一問題，本文采用兩種方法對外資銀行進入的外生性進行檢驗。

第一，考慮到外資銀行進入的城市選擇和進入批次設定，可能與城市層面的總進口水平、就業規模、融資約束、政府補貼水平等相關。為檢驗外資銀行進入的區位選擇是否為外生，我們以外資銀行進入虛擬變量作為被解釋變量，對城市—年份層面的進口規模（）、就業規模（）、企業融資約束（利息支出占總資產的比值）的平均值（1）、政府補貼水平（）進行OLS估計，同時控制了城市固定效應和年份固定效應?；貧w結果如表2第（1）列所示，估計結果表明，城市層面各解釋變量的估計系數均不顯著，表明本文所構建的外資銀行進入虛擬變量滿足外生性。

第二，本文還采用Hazard模型方法（李青原和章尹賽楠，2021）對外資銀行進入虛擬變量的外生性進行檢驗，具體分兩步進行。第一步，剔除各企業外資銀行進入一年后的觀測值，僅保留外資銀行進入之前和外資銀行進入當年的觀測值；第二步，將基準回歸中企業進口規模和企業維度控制變量替換為相應變量在城市—年份層面的平均值，并在城市—年份維度進行OLS估計，以直接檢驗不同城市之間的差異。回歸結果如表2第（2）列所示，外資銀行進入對不同地區的平均進口水平沒有顯著影響，表明外資銀行進入對企業進口的促進效應不是由地區層面的其他經濟變量導致的。

表2 外資銀行進入虛擬變量的外生性檢驗

2.平行趨勢檢驗與動態效應估計

前文倍差法估計結果可靠性的一個重要前提是要求滿足平行趨勢假設，即在政策沖擊發生之前（在本文中為外資銀行進入），處理組與對照組的結果變量（即企業進口）應該具有相似的變化趨勢。這里采用事件分析法的思路來檢驗平行趨勢假設是否成立，具體地，我們設定如下回歸模型:

其中，表示外資銀行進入的時期:若是負數，表示外資銀行進入之前的時期，若為正數則表示外資銀行進入之后的時期。FBTreat表示處理組虛擬變量，外資銀行進入的地區取1，反之取0；1{=}表示外資銀行進入第年的虛擬變量。在式（2）中，交叉項的估計參數α是我們最為關注的，它們刻畫了金融業對外開放對企業進口的年度效應。具體而言，如果在外資銀行進入前各交叉項的估計系數α（＜0）不顯著，則表明處理組與對照組的結果變量在外資銀行進入前具有相似的變化趨勢，進而滿足平行趨勢假設。

針對式（2）的回歸結果，外資銀行進入前各交叉項估計系數均不顯著，而外資銀行進入后各交叉項估計系數均顯著為正，表明處理組與對照組企業進口額的變化在外資銀行進入前沒有顯著差異，即政策沖擊發生之前滿足平行趨勢假設。與此不同的是，在外資銀行進入的當年及其之后的時期，各交叉項的估計系數均為正且至少通過了10%水平的顯著性檢驗。我們還注意到，隨著時間推移，交叉項的估計系數值逐步增大，表明在外資銀行進入之后，外資銀行進入對企業進口的促進作用隨時間推移逐步增強。為了更直觀地分析外資銀行進入對企業進口的動態效應，我們將表3第（1）列的估計結果繪制在圖1中。從中可以清晰地看出，外資銀行進入之前動態效應曲線相對平緩且均不顯著；而外資銀行進入以后，動態效應曲線開始向右上方傾斜，且傾斜幅度總體上呈擴大趨勢，說明外資銀行進入對企業進口的促進效應隨著時間的推移不斷增強。上述檢驗整體上說明了處理組和對照組企業進口額的變化在外資銀行進入前滿足平行趨勢假設，因此本文倍差法估計結果是可靠的。

圖1 動態影響效應

3.企業進口規模的其他度量

不同企業進口規模的度量方法可能會對本文的估計結果產生影響。在前文，我們使用企業進口額的自然對數值作為企業進口的衡量指標。為了穩健起見，這里采用企業進口占工業增加值的比重取自然對數來衡量企業進口。相應的回歸結果見表3第（1）列，核心解釋變量的回歸系數仍然在1%的水平上顯著為正，再次表明外資銀行進入顯著促進了企業進口規模的擴大，具體而言，外資銀行進入使得當地企業的進口密集度提高了6.91%，可見本文的核心結論并不會隨著企業進口規模度量方法的不同而改變。

4.動態面板估計

由于企業進口規模的擴大往往需要一定的時間，企業當期的進口規?？赡芘c上一期的進口規模密切相關，因此，作為一個穩健性檢驗，我們將企業進口規模的滯后項作為解釋變量引入回歸模型中，進而構建動態面板回歸模型。此外，將被解釋變量的滯后項作為解釋變量的優勢還體現為可以控制部分非觀測影響因素。具體地，我們建立以下動態面板模型:

我們使用兩步系統廣義矩估計方法（SYS-GMM）對式（3）進行估計，回歸結果如表3第（2）列所示。企業進口額一階滯后項（IMP）的回歸系數顯著為正，這意味著企業進口行為確實存在著明顯的慣性特征，上一期的企業進口額與當期的企業進口額呈顯著的正向相關關系。核心解釋變量的回歸系數在1%水平上顯著為正，再次表明外資銀行進入對企業進口規模擴大產生了顯著的促進作用，與前文的基準回歸結果一致。

5.控制更多維度的固定效應

在基準倍差法估計中，我們控制了企業固定效應和年份固定效應，但非觀測的地區—年份和行業—年份的特定因素也可能會對城市外資銀行進入水平和企業進口額產生影響。例如，中國不同地區的經濟發展速度存在較大差異，此外，中國不同行業的行業周期具有明顯的非同步性，行業所處的行業周期階段會影響該行業中企業的進口規模及融資約束，這些因素均有可能導致回歸結果出現偏誤。因此，我們在基準回歸的基礎上，進一步控制了地區—年份固定效應和行業—年份固定效應以確?；貧w結果的穩健性。表3第（3）列和第（4）列分別報告了控制地區—年份固定效應和行業—年份固定效應的回歸結果，我們發現，核心解釋變量的回歸系數仍然顯著為正，且系數大小與基準回歸結果相似，說明地區—年份和行業—年份水平上的非觀測因素并未對本文的核心結果產生實質性影響。

表3 其他穩健性檢驗

五、影響渠道檢驗與異質性分析

（一）影響渠道檢驗

在理論假說部分，我們提出了“融資約束緩解”是外資銀行促進企業進口的潛在影響渠道。接下來，我們對此作進一步深入的檢驗，以驗證理論假說2是否成立。具體地，我們借鑒孫靈燕和李榮林（2012）的做法，以企業利息支出與總資產的比值（1）來衡量企業所面臨的融資約束。該比值越大，即企業利息支出占比越多，表明企業越容易從銀行體系獲得貸款，因而企業面臨的融資約束越小，反之則表明企業面臨的融資約束越大。我們將渠道變量1作為因變量，作為核心解釋變量進行回歸，估計結果如表4第（1）列所示。我們發現，核心解釋變量的回歸系數在5水平上顯著為正，表明外資銀行進入有效緩解了企業面臨的外部融資約束。

為了確保以上影響渠道檢驗的可靠性，下面換用其他指標來衡量企業融資約束。與楊暢和龐瑞芝（2017）的做法類似，我們從債務融資能力的角度刻畫企業面臨的信貸約束程度，具體采用企業負債占總資產的比重（2）來衡量企業融資約束。該比值越大，說明企業的融資約束程度越小，反之說明企業的融資約束程度越大。從表4第（2）列的回歸結果可以看到，核心解釋變量的回歸系數顯著為正，表明外資銀行進入顯著提升了企業負債占總資產的比重，可見在外資銀行進入后，企業所面臨的外部融資約束得到了顯著緩解。

為了進一步檢驗“融資約束緩解”這一影響渠道的合理性，我們采用分組回歸的方式來探究外資銀行進入對不同外部融資依賴度行業中企業進口規模的影響。外部融資依賴度較高的行業中的企業難以靠企業內源融資滿足進口需求，進而其進口行為相對更容易受到外部融資約束的限制。因此，如果融資約束緩解是外資銀行進入促進企業進口的重要渠道，那么在理論上，外資銀行進入對高外部融資依賴度行業中企業進口的促進效應將更大。本文借鑒Rajan和Zingales（1998）、Lai等（2015）的做法來構造行業外部融資依賴度指標，具體地，我們采用行業內所使用的外部資產（即資本支出減去現金流）占該行業總資本支出的比重來衡量，并在此基礎上，以行業外部融資依賴度的中位數為臨界點將總樣本劃分為高外部融資依賴度行業與低外部融資依賴度行業，進行分組回歸。對上述兩類子樣本的回歸結果分別報告在表4第（3）列和第（4）列。從中可以看到，在兩個子樣本回歸中，核心解釋變量的回歸系數均顯著為正，表明外資銀行進入對以上兩類企業進口均產生了促進作用。通過進一步比較發現，表4第（3）列中變量的回歸系數大于第（4）列，說明在外部融資依賴度越高的行業，外資銀行進入對企業進口的促進效應越大。具體地，外資銀行進入使高外部融資依賴度行業和低外部融資依賴度行業中的企業的進口規模分別擴大了13.90%和9.92%。以上分析驗證了理論假說2，同時也從側面進一步印證了“融資約束緩解”這一影響渠道對企業進口的重要性。

表4 影響渠道

（二）異質性影響

（1）企業所有制。不同所有制的企業的外部融資約束、進出口水平不同，且銀行系統對不同所有制企業的貸款偏好也不同，因此，外資銀行進入對不同所有制企業融資約束的緩解程度不同。有鑒于此，我們接下來檢驗外資銀行進入對不同所有制企業進口的影響是否存在差異性。表5第（1）—（3）列分別報告了基于國有企業、民營企業和外資企業子樣本的回歸結果。從中可以看到，外資銀行進入對國有企業進口沒有明顯的影響，而對民營企業和外資企業進口產生了顯著的促進效應，并且對民營企業進口的促進效應最大。對上述差異性影響可能的解釋是:第一，四大國有銀行占據著中國金融體系的主導地位，政府可以通過國有銀行將信貸資源更多地分配給國有企業，本土銀行提供的貸款能夠滿足國有企業的外部融資需求，因此外資銀行進入對國有企業融資約束的緩解效應較弱，從而對其進口沒有產生明顯的促進作用；第二，與此不同的是，中國民營企業由于信息透明度較低、存在預算硬約束等原因受到本土銀行的信貸歧視（Brandt和Li，2003），使民營企業長期面臨著融資難的問題（Cull等，2009），外資銀行進入通過提供多元化外部融資渠道，極大地緩解了民營企業的融資約束問題（諸竹君等，2018），使其有更多資金來提升進口規模；第三，外資銀行對其來源國的駐華外資企業可能存在著一定的貸款偏好，從而可以通過“融資約束緩解”渠道提升外資企業的進口規模，不過由于外資企業還可以通過其來源國資本市場進行融資，故外資銀行進入對外資企業進口的正向效應弱于民營企業。

（2）企業貿易方式?？紤]到中國對外貿易存在典型的加工貿易特征，而加工貿易企業與其他貿易方式企業在經濟行為上有著較大差異。為了考察外資銀行進入對企業進口的影響是否與貿易方式有關，這里根據貿易方式將總樣本劃分為純加工貿易企業、混合貿易企業和純一般貿易企業三個子樣本。對以上三個子樣本的回歸結果分別報告在表5第（4）—（6）列?；貧w結果顯示，在純加工貿易企業子樣本回歸中，變量的回歸系數不顯著，表明外資銀行進入對純加工貿易企業的進口規模沒有產生明顯的影響；而在混合貿易企業和純一般貿易企業子樣本回歸中，變量的回歸系數均在1%水平上顯著為正，表明外資銀行進入對這兩類貿易方式企業的進口產生了顯著的促進作用，通過進一步比較可以看到，外資銀行進入對純一般貿易企業進口的促進作用大于混合貿易企業，影響程度分別為17.46%和10.33%。導致上述差異性影響的可能原因是:純加工貿易企業的原材料、零部件等均由國外一方提供，企業只需要對進口原料進行加工處理，并且中國的加工貿易集中在附加值較低的勞動密集型行業，因此純加工貿易企業無須支付大量的生產資料購置成本，外部融資需求相對較?。患円话阗Q易企業進行商品生產所需的所有原料均需要自行購置，該種類型企業需要支付大量的固定成本以進入進口市場、構建進口渠道等（黃先海等，2016），且隨著進口規模增加，可變成本也不斷遞增，因此純一般貿易企業生產經營及從事進口貿易所需的資金規模較大，往往面臨著更嚴重的外部融資約束；混合貿易企業同時從事加工貿易和一般貿易，可根據自身的財務狀況調整企業內部加工貿易和一般貿易的比重，所面臨的融資約束程度介于純加工貿易企業和純一般貿易企業之間。因此，當外資銀行進入時，一般貿易企業的融資約束在更大程度上得到緩解，從而對其進口的促進作用相對更大。

表5 外資銀行進入的異質性影響（1）

（4）地區差異。中國不同地區的金融和經濟發展水平都存在較大差異，因此，有必要研究外資銀行進入對不同地區企業進口的異質性影響。考慮到中國西部地區企業的樣本量較小，這里將全樣本分為東部地區企業和中西部地區企業兩個子樣本。表6第（4）和第（5）列分別報告了外資銀行進入對東部地區和中西部地區企業進口影響的回歸結果。我們發現，在東部地區子樣本回歸中，變量的回歸系數顯著為正，而它在中西部地區子樣本回歸中不顯著，表明外資銀行進入對東部地區企業進口的促進效應明顯大于中西部地區企業。我們認為導致上述差異性影響的可能原因主要有以下兩點:第一，2006年12月底，長江三角洲、珠江三角洲及京津唐地區的外資銀行營業性機構占全國總數的89.8%，其他地區僅占10.2%，由此可見，中國東部地區外資銀行數量遠多于中西部地區，因此外資銀行進入為東部地區企業提供了更為豐富的融資渠道；第二，東部地區的金融發展水平高于中西部地區，2006年末，東部地區銀行業金融機構的資產總額占比高達63%，良好的金融運行環境使東部地區企業更傾向于利用金融中介機構進行融資，而中西部地區企業可能需要利用內源融資和外部非正規融資渠道來籌集資金，從而其融資約束對外資銀行進入并不敏感。

表6 外資銀行進入的異質性影響（2）

六、結論與政策啟示

本文以中國加入WTO后分階段取消對外資銀行的地域限制作為準自然實驗，首次采用多批次沖擊倍差法系統地考察了外資銀行進入對中國制造業企業進口行為的影響效應與作用機制，并從企業所有制、企業貿易方式、進口產品類型、地區層面等四個角度進行異質性分析。

本文主要得出了以下研究結論:第一，外資銀行進入顯著提升了當地企業的進口規模，外資銀行進入后，當地企業進口規模擴大了13.01%。我們從多個維度進行穩健性檢驗，該結論仍然成立。第二，影響機制檢驗結果表明，外資銀行進入通過“融資約束緩解”渠道促進了企業進口，并且在外部融資依賴度越高的行業，外資銀行進入對企業進口的促進效應越大。第三，外資銀行進入對不同企業的進口促進效應存在異質性，從企業所有制來看，外資銀行對民營企業進口行為的促進效應大于國有企業；從企業貿易方式來看，外資銀行進入對純一般貿易企業進口行為的促進效應大于純加工貿易企業和混合貿易企業；從進口產品類型來看，外資銀行進入對企業中間品進口的促進效應大于資本品和消費品；從不同地區來看，外資銀行進入對東部地區企業的進口促進效應大于中西部地區。

本文的研究結論對于中國金融發展、進出口結構優化、制造業企業發展等具有重要的政策啟示:外資銀行進入通過緩解企業融資約束促進了企業進口，因此，擴大進口戰略的實施有賴于中國金融市場的健全與發展，應在穩步推進金融業開放進程的同時深化金融體制改革，引導本土銀行和外資銀行共同緩解民營企業、行業外部融資依賴度高的企業所面臨的融資難問題，在防范金融風險的同時，適時加大中西部地區的開放力度，縮小中西部地區與東部地區的經濟與金融發展差距，加強金融業對外開放對實體經濟發展的推動作用。