銀行部門擴(kuò)張、融資約束緩解與全球價(jià)值鏈嵌入

胡浩然 宋顏群

（1.山東大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院 山東濟(jì)南 250100）

（2.山東財(cái)經(jīng)大學(xué)財(cái)政稅務(wù)學(xué)院 山東濟(jì)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(shì)承接了大量國際產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移，在此過程中出口企業(yè)參與全球價(jià)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(jīng)貿(mào)大國。出口企業(yè)積極融入全球生產(chǎn)鏈條和參與國際分工給中國帶來了豐厚的經(jīng)濟(jì)利益。但是，隨著國內(nèi)人口紅利逐步消失，環(huán)境、資源等內(nèi)生約束增大，國際逆全球化、貿(mào)易保護(hù)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(chǎn)鏈條并與中國同質(zhì)化競(jìng)爭(zhēng)，國內(nèi)外經(jīng)濟(jì)形勢(shì)驟變。這些因素共同導(dǎo)致了中國出口貿(mào)易國際成長環(huán)境的日益惡化，關(guān)系到出口企業(yè)在GVC分工體系的地位。在上述背景下，傳統(tǒng)依賴粗放型出口模式的發(fā)展策略難以為繼，通過供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革調(diào)整經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)有助于提升中國出口企業(yè)的競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)和在GVC分工體系中的地位。

相較于發(fā)達(dá)國家，中國當(dāng)前的金融市場(chǎng)化程度不高，金融體系的“金融抑制”狀態(tài)限制了經(jīng)濟(jì)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(chǎn)而被國有大銀行忽視，不能獲得足夠的銀行貸款并進(jìn)一步導(dǎo)致融資約束問題（Lin和Tan，1999；Almeida等，2004）。而融資約束會(huì)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(rèn)為，過去長期出于對(duì)金融風(fēng)險(xiǎn)的考慮，中國政府嚴(yán)格限制金融業(yè)的市場(chǎng)準(zhǔn)入，導(dǎo)致信貸資金的使用效率不高，大型國有銀行傾向于對(duì)國有企業(yè)和大規(guī)模企業(yè)貸款，對(duì)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(cè)結(jié)構(gòu)性改革中主動(dòng)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(tǒng)”銀行體系的基礎(chǔ)上，中國政府積極推進(jìn)銀行業(yè)市場(chǎng)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(xiǎn)等金融領(lǐng)域的準(zhǔn)入門檻，但是金融業(yè)對(duì)外開放的全面措施目前還在摸索中。另一方面，銀保監(jiān)會(huì)等部門對(duì)內(nèi)放松中小銀行市場(chǎng)準(zhǔn)入門檻的改革方興未艾，中小銀行分支機(jī)構(gòu)擴(kuò)張顯然有助于擴(kuò)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(chǎng)化改革中一個(gè)重要舉措是2009年原銀監(jiān)會(huì)出臺(tái)《關(guān)于中小商業(yè)銀行分支機(jī)構(gòu)市場(chǎng)準(zhǔn)入政策的調(diào)整意見（試行）》（銀監(jiān)辦發(fā)〔2009〕143號(hào)文，以下簡(jiǎn)稱“銀監(jiān)會(huì)143號(hào)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(chǎng)準(zhǔn)入門檻。對(duì)此，本文有待研究的問題是:第一，以銀監(jiān)會(huì)143號(hào)文為代表的銀行業(yè)市場(chǎng)化改革能否促進(jìn)中小銀行分支機(jī)構(gòu)擴(kuò)張（銀行部門擴(kuò)張）進(jìn)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(kuò)張是否可以通過緩解出口企業(yè)融資約束進(jìn)而提升其GVC分工體系的地位？本文以銀監(jiān)會(huì)143號(hào)文作為一項(xiàng)準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)，結(jié)合2004—2013年中國海關(guān)數(shù)據(jù)與工業(yè)企業(yè)匹配數(shù)據(jù)，采用雙重差分法檢驗(yàn)銀行部門擴(kuò)張對(duì)中國出口企業(yè)GVC嵌入程度的影響。研究發(fā)現(xiàn)，銀行部門的擴(kuò)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(jī)制作用。

相較于內(nèi)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(guān)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(chǎn)固定成本，其中既包括國際市場(chǎng)的信息搜集、確定和維護(hù)貿(mào)易伙伴的成本，也包括國際運(yùn)輸費(fèi)用、資金墊付與周轉(zhuǎn)等成本，更包括為了維持產(chǎn)品競(jìng)爭(zhēng)力而投入到國際銷售網(wǎng)絡(luò)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(mào)易，而一般貿(mào)易企業(yè)可能面臨更高的融資約束問題。相比于加工貿(mào)易企業(yè)可以從國際合作商獲取外源融資，一般貿(mào)易企業(yè)的借貸主要來自國內(nèi)，借貸來源相對(duì)單一，因此面臨的融資難度更高。

與此同時(shí)，融資約束問題是限制中國出口企業(yè)深入?yún)⑴cGVC國際化分工體系的重要因素。現(xiàn)有研究表明，較強(qiáng)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(yùn)勝等，2018）。相反，融資約束程度越小的出口企業(yè)向高價(jià)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(huì)143號(hào)文可知，銀行業(yè)市場(chǎng)化改革極大地激勵(lì)了中小商業(yè)銀行分支機(jī)構(gòu)的擴(kuò)張，從而激發(fā)了銀行業(yè)的競(jìng)爭(zhēng)和信貸規(guī)模的擴(kuò)大（Gao等，2019），為企業(yè)獲取貸款提供了更多途徑和機(jī)會(huì)，繼而促進(jìn)了企業(yè)廣泛參與GVC分工體系。Chen等（2020）認(rèn)為，伴隨著金融市場(chǎng)化程度的提升，企業(yè)在當(dāng)?shù)氐馁J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(xiàn)主要包括以下兩個(gè)方面:第一，拓展了現(xiàn)有研究視角。已有文獻(xiàn)一般從經(jīng)濟(jì)開放等視角研究?jī)r(jià)值鏈問題（毛其淋和許家云，2018），本文將我國銀行業(yè)市場(chǎng)化改革與GVC嵌入話題進(jìn)行結(jié)合，拓展了關(guān)于金融市場(chǎng)化改革和全球價(jià)值鏈嵌入決定因素的定量研究。第二，本文結(jié)論驗(yàn)證了中小銀行部門擴(kuò)張可以提高我國出口企業(yè)的GVC嵌入程度，表明金融市場(chǎng)化改革有利于出口企業(yè)獲得更多的貿(mào)易利得，進(jìn)而有助于我國由經(jīng)貿(mào)大國向經(jīng)貿(mào)強(qiáng)國轉(zhuǎn)變，不僅對(duì)于國內(nèi)其他金融領(lǐng)域的市場(chǎng)化改革具有重要的啟示意義，而且對(duì)于未來我國金融業(yè)全面對(duì)外開放的政策制定具有一定的借鑒價(jià)值。

二、制度背景與典型事實(shí)

（一）制度背景

改革開放以來，我國一直在推進(jìn)對(duì)金融領(lǐng)域的市場(chǎng)化改革，其中既包括了直接融資的證券市場(chǎng)，也包括了以銀行業(yè)為代表的金融中介機(jī)構(gòu)。20世紀(jì)90年代初期，我國在對(duì)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(huì)融資規(guī)模存量的29%，在“十三五”時(shí)期新增直接融資規(guī)模約為39萬億元，占同期社會(huì)融資規(guī)模增量的32%。可見通過銀行業(yè)等金融中介機(jī)構(gòu)的間接融資方式依然占據(jù)主導(dǎo)地位。

盡管如此，銀行業(yè)內(nèi)部也不斷進(jìn)行著市場(chǎng)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(jù)核心地位。截至2018年，國有五大銀行的資產(chǎn)規(guī)模占銀行業(yè)金融機(jī)構(gòu)總資產(chǎn)規(guī)模的37%，以城市商業(yè)銀行為代表的地方金融機(jī)構(gòu)僅占13%。但是，在過去很長時(shí)間內(nèi)國有銀行的貸款效率和資金運(yùn)用效率偏低（Chen等，2020），角色定位于為國有企業(yè)和政策服務(wù)（林毅夫和李志赟，2005），對(duì)中小微、民營等企業(yè)服務(wù)不到位，進(jìn)而導(dǎo)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(chǎng)化改革和放松銀行管制政策符合當(dāng)前中國經(jīng)濟(jì)發(fā)展的需要。蔡衛(wèi)星和曾誠（2012）認(rèn)為，我國銀行業(yè)的市場(chǎng)化改革既需要發(fā)展城市商業(yè)銀行等地方金融機(jī)構(gòu)，也需要放開外資銀行的準(zhǔn)入管制，以此來促進(jìn)銀行業(yè)的市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)（張杰等，2017）。

為了參與和支持供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革，切實(shí)提升服務(wù)實(shí)體經(jīng)濟(jì)的質(zhì)效，深化作為服務(wù)行業(yè)和實(shí)體經(jīng)濟(jì)重要組成部分的銀行業(yè)的市場(chǎng)化改革符合國情需要。鑒于此，為促進(jìn)股份制商業(yè)銀行、城市商業(yè)銀行更好地支持地方實(shí)體經(jīng)濟(jì)、中小微企業(yè)和“三農(nóng)”的發(fā)展，2009年4月發(fā)布了銀監(jiān)會(huì)第143號(hào)文。該文主要包括以下兩點(diǎn)內(nèi)容:第一，由指標(biāo)管理模式向市場(chǎng)準(zhǔn)入機(jī)制轉(zhuǎn)變，中小商業(yè)銀行在相關(guān)地域范圍下設(shè)分支機(jī)構(gòu)，不再受數(shù)量指標(biāo)控制；簡(jiǎn)化機(jī)構(gòu)設(shè)立審批程序，將省內(nèi)分支機(jī)構(gòu)審批權(quán)限由原銀監(jiān)會(huì)下放給各省的原銀監(jiān)局。第二，已經(jīng)在省會(huì)（首府）城市設(shè)有分支機(jī)構(gòu)的股份制商業(yè)銀行，在該省（直轄市、自治區(qū)）其他城市設(shè)立分支機(jī)構(gòu)不再受數(shù)量限制，城市商業(yè)銀行在法人所在省內(nèi)設(shè)立分支機(jī)構(gòu)不受數(shù)量限制。前者的改革重點(diǎn)在于跨省設(shè)立分支機(jī)構(gòu)，后者的改革重點(diǎn)在于在省內(nèi)其他城市設(shè)立分支機(jī)構(gòu)。跨省設(shè)立分行依然需要原銀監(jiān)會(huì)審批，省內(nèi)設(shè)立分支機(jī)構(gòu)則由原地方銀監(jiān)局進(jìn)行審批。比較來看，城市商業(yè)銀行設(shè)立分支機(jī)構(gòu)的管制程度得到大幅度的放松。

可以預(yù)期的是，銀監(jiān)會(huì)143號(hào)文的實(shí)施降低了中小商業(yè)銀行異地新設(shè)分支機(jī)構(gòu)的進(jìn)入成本，直接效果體現(xiàn)為分支機(jī)構(gòu)數(shù)量的快速上升。為了直觀地觀測(cè)銀監(jiān)會(huì)143號(hào)文的改革效果，我們繪制了城市商業(yè)銀行數(shù)量的變化趨勢(shì)，并且以不受政策直接影響的國有五大銀行作為參照。可以看出，國有五大銀行和城市商業(yè)銀行分支機(jī)構(gòu)的數(shù)量一直呈現(xiàn)上升趨勢(shì)；從絕對(duì)數(shù)量角度看，國有五大銀行數(shù)量遠(yuǎn)大于城市商業(yè)銀行數(shù)量；從相對(duì)趨勢(shì)角度看，2009年以后城市商業(yè)銀行數(shù)量的上升趨勢(shì)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(jī)構(gòu)的數(shù)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(shí)間點(diǎn)與銀監(jiān)會(huì)143號(hào)文的實(shí)施時(shí)間相符合，從而展示了銀監(jiān)會(huì)143號(hào)文改革的直接效果是促進(jìn)城市商業(yè)銀行分支機(jī)構(gòu)的快速擴(kuò)張。

（二）典型事實(shí)

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(píng)價(jià)一國對(duì)外貿(mào)易的競(jìng)爭(zhēng)力。相對(duì)于以出口額衡量的貿(mào)易規(guī)模，附加值貿(mào)易（trade in value added）能夠區(qū)分一國貿(mào)易規(guī)模中附加值的國內(nèi)來源部分和國外來源部分，其中國外來源部分體現(xiàn)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(jìn)而能更真實(shí)地反映一國在全球貿(mào)易中的真實(shí)貿(mào)易利得（王孝松等，2017）。本文初步測(cè)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(xiàn)下降趨勢(shì)，2009—2013年下滑趨勢(shì)得到遏制且有所反彈。2009年出現(xiàn)較大變化，時(shí)間點(diǎn)與銀監(jiān)會(huì)143號(hào)文改革的時(shí)間點(diǎn)一致，因此銀行業(yè)市場(chǎng)化改革可能在其中起到了積極作用。

2.銀監(jiān)會(huì)143號(hào)文改革的初步效果

考慮到銀監(jiān)會(huì)143號(hào)文改革主要降低了城市商業(yè)銀行在同省內(nèi)部其他城市設(shè)立分支機(jī)構(gòu)的市場(chǎng)準(zhǔn)入門檻，因此城市商業(yè)銀行擴(kuò)張的方向主要是沒有設(shè)立過分支機(jī)構(gòu)的城市。除此之外，Rajan和Zingales（2003）提出的利益集團(tuán)理論認(rèn)為，一個(gè)城市的在位銀行數(shù)量越多，為了避免銀行業(yè)同質(zhì)化競(jìng)爭(zhēng)并減少利潤損失，其通過政治網(wǎng)絡(luò)限制新分支機(jī)構(gòu)進(jìn)入市場(chǎng)的動(dòng)力越強(qiáng)。因此，綜合銀監(jiān)會(huì)143號(hào)文和利益集團(tuán)理論，本文以2009年之前是否已設(shè)立城市商業(yè)銀行分支機(jī)構(gòu)作為城市分組變量的劃分依據(jù)，將沒有設(shè)立過分支機(jī)構(gòu)的城市視為實(shí)驗(yàn)組，其他城市作為對(duì)照組。

本文首先觀察實(shí)驗(yàn)組和對(duì)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(duì)比實(shí)驗(yàn)組和對(duì)照組來看，相較于對(duì)照組實(shí)驗(yàn)組出口企業(yè)的平均GVC嵌入程度在2009年以后出現(xiàn)較大幅度的提升，而2009年以前實(shí)驗(yàn)組和對(duì)照組出口企業(yè)平均GVC嵌入程度的變化趨勢(shì)基本趨同。從圖1左圖可以看出，銀監(jiān)會(huì)143號(hào)文帶來的銀行業(yè)市場(chǎng)化改革很可能導(dǎo)致了實(shí)驗(yàn)組城市出口企業(yè)GVC嵌入程度的相對(duì)提升。

圖1 銀監(jiān)會(huì)143號(hào)文改革的初步效果

其次，從前文分析可知，銀監(jiān)會(huì)143號(hào)文改革的作用機(jī)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(xiàn)有研究依然沒有定論。一些研究采用KZ指數(shù)、WW指數(shù)和SA指數(shù)，但也有研究認(rèn)為上述指標(biāo)財(cái)務(wù)變量中存在諸多內(nèi)生性，并且參數(shù)設(shè)定基于美國數(shù)據(jù)，可能并不適用中國數(shù)據(jù)（劉貫春等，2019）。本文認(rèn)為，銀監(jiān)會(huì)143號(hào)文改革有助于城商行分支機(jī)構(gòu)的擴(kuò)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(kuò)張而將獲得更多的融資貸款機(jī)會(huì)和途徑，出口企業(yè)面臨的外源融資約束程度也將減小。

對(duì)于銀行而言，銀行部門擴(kuò)張會(huì)使得信貸規(guī)模擴(kuò)大，但是對(duì)于企業(yè)而言，銀行信貸是企業(yè)的負(fù)債。因此，實(shí)驗(yàn)組城市出口企業(yè)平均負(fù)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(xiàn)出口企業(yè)融資約束程度的變化。本文進(jìn)一步觀察實(shí)驗(yàn)組和對(duì)照組城市出口企業(yè)的平均負(fù)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(fù)債總額在2009年以前實(shí)驗(yàn)組和對(duì)照組的變化趨勢(shì)基本一致，2009年以后實(shí)驗(yàn)組與對(duì)照組相比出現(xiàn)較大幅度的提升。因此，可以推斷，銀監(jiān)會(huì)143號(hào)文改革顯著提高了銀行信貸規(guī)模或者出口企業(yè)平均負(fù)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(biāo)和數(shù)據(jù)

（一）研究方法

為考察銀監(jiān)會(huì)143號(hào)文改革對(duì)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(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)。具體地，本文構(gòu)建計(jì)量模型如下:

其中，下標(biāo)、、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(shí)驗(yàn)組城市設(shè)置為1，對(duì)照組城市設(shè)置為0；09為政策沖擊的時(shí)間虛擬變量，2009年及之后年份設(shè)置為1，否則為0。交叉項(xiàng)×09是本文主要關(guān)注的對(duì)象，它的估計(jì)系數(shù)刻畫了銀行部門擴(kuò)張對(duì)出口企業(yè)GVC嵌入程度的因果效應(yīng)，如果通過顯著性檢驗(yàn)且大于0，則表明銀行部門擴(kuò)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(fù)雜，銀行部門擴(kuò)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(jì)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(xiàn)實(shí)意義，在企業(yè)層面本文篩選出可能影響GVC指標(biāo)的7個(gè)企業(yè)層面控制變量用于控制企業(yè)特征；同時(shí)，考慮到銀監(jiān)會(huì)143號(hào)文改革作用在城市層面，本文構(gòu)造5個(gè)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(yīng)。

企業(yè)層面的控制變量包括:企業(yè)員工數(shù)量，用從業(yè)人數(shù)的對(duì)數(shù)衡量；企業(yè)年齡，用企業(yè)實(shí)際生存年限的對(duì)數(shù)衡量；資本密集度，用人均固定資產(chǎn)存量的對(duì)數(shù)衡量；是否為外資企業(yè)，將外資企業(yè)設(shè)置為1，其他為0；是否為國有企業(yè)，將國有企業(yè)設(shè)置為1，其他為0；出口產(chǎn)品技術(shù)密集度的虛擬變量，借鑒Lall（2000）的研究思路將出口產(chǎn)品分類為資源依賴型和高、中、低三個(gè)層次的技術(shù)密集型，并依據(jù)各產(chǎn)品的出口額比重加總至企業(yè)層面，進(jìn)而設(shè)置中技術(shù)密集度和高技術(shù)密集度兩個(gè)虛擬變量。城市層面的控制變量包括:赫芬達(dá)爾指數(shù)（指數(shù)），用城市中2位數(shù)行業(yè)所有企業(yè)資產(chǎn)份額平方項(xiàng)之和來衡量；政府支出比，用財(cái)政支出占城市GDP的比重來衡量；經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平，用城市GDP除以總?cè)丝诤笕?duì)數(shù)來衡量，并折算為2004年價(jià)格；人力資本，用每萬人在校大學(xué)生數(shù)量取對(duì)數(shù)來衡量；經(jīng)濟(jì)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(gè)維度的固定效應(yīng)，盡可能地控制不可觀測(cè)因素對(duì)模型的干擾。企業(yè)固定效應(yīng)μ用于刻畫不隨企業(yè)變化的固有特征；年份固定效應(yīng)λ用于刻畫不隨時(shí)間變化的特征因素；省份—年份雙向固定效應(yīng)?用于刻畫城市所處省份的時(shí)變宏觀環(huán)境，可以將實(shí)驗(yàn)組和對(duì)照組的樣本限定在省份內(nèi)部進(jìn)行對(duì)比。

（二）指標(biāo)選取

GVC反映了產(chǎn)品在不同國家或地區(qū)的生產(chǎn)工序、環(huán)節(jié)的國際分工體系。企業(yè)的附加值貿(mào)易包含了國內(nèi)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(xiàn)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(cè)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(jìn)口都用于中間投入，加工貿(mào)易方式進(jìn)口全部作為中間投入品，一般貿(mào)易方式進(jìn)口則同比例用于國內(nèi)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(jìn)口、出口和國內(nèi)銷售，和分別表示加工貿(mào)易和一般貿(mào)易，國內(nèi)銷售用企業(yè)的銷售產(chǎn)值減去出口交貨值得出。

本文借鑒呂越等（2016）的做法對(duì)上述方法進(jìn)行了改進(jìn)，具體如公式（3）所示:一方面，根據(jù)BEC（Broad Economic Categories）編碼識(shí)別出中間投入品，由于海關(guān)HS產(chǎn)品碼與BEC編碼是一一對(duì)應(yīng)關(guān)系，并且BEC產(chǎn)品分類包括資本品、中間品和消費(fèi)品，本文僅保留中間品對(duì)應(yīng)的一般貿(mào)易進(jìn)口；另一方面，由于部分加工貿(mào)易企業(yè)并沒有將進(jìn)口的中間品全部投入生產(chǎn)，而是轉(zhuǎn)賣給國內(nèi)其他企業(yè)，進(jìn)而造成過度進(jìn)口和過度出口，本文將過度進(jìn)口和出口企業(yè)剔除。

（三）數(shù)據(jù)來源

本文實(shí)證分析主要基于中國海關(guān)數(shù)據(jù)庫和工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫，借鑒Yu（2015）的三步匹配法，使用企業(yè)名稱、郵編和電話號(hào)碼等信息對(duì)海關(guān)數(shù)據(jù)和工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)進(jìn)行匹配，合并后時(shí)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(dòng)機(jī)、生產(chǎn)行為等方面存在顯著差異，本文將企業(yè)名稱中包含“經(jīng)貿(mào)”、 “科貿(mào)”、 “外經(jīng)”、 “進(jìn)出口”和“貿(mào)易”等字段的樣本進(jìn)行了剔除（Ahn等，2011）。借鑒Brandt等（2012）的做法，本文對(duì)工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)進(jìn)行了處理，刪除了工業(yè)總產(chǎn)值、固定資產(chǎn)、銷售產(chǎn)值等關(guān)鍵變量缺失或者小于0以及企業(yè)職工人數(shù)小于8等不符合會(huì)計(jì)準(zhǔn)則的數(shù)據(jù)。由于行業(yè)編碼標(biāo)準(zhǔn)在1994年、2002年和2011年發(fā)生了變化，本文按2002年國家統(tǒng)計(jì)局的行業(yè)統(tǒng)計(jì)標(biāo)準(zhǔn)《國民經(jīng)濟(jì)行業(yè)分類》（GB/T 4754-2002）進(jìn)行了統(tǒng)一。城市層面的數(shù)據(jù)來源于《中國城市統(tǒng)計(jì)年鑒》。

四、實(shí)證結(jié)果與分析

（一）基準(zhǔn)回歸結(jié)果

表1報(bào)告了基準(zhǔn)回歸的檢驗(yàn)結(jié)果。第（1）列為沒有加入控制變量的檢驗(yàn)結(jié)果，第（2）列到第（6）列為逐步加入控制變量的檢驗(yàn)結(jié)果。交叉項(xiàng)×09的估計(jì)系數(shù)顯著為正，說明銀行部門擴(kuò)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(zhǔn)計(jì)量模型，其中交叉項(xiàng)的系數(shù)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(kuò)張?jiān)谔嵘隹谄髽I(yè)GVC嵌入程度中大約起到了4.3%的作用。

表1 基準(zhǔn)回歸的檢驗(yàn)結(jié)果

（二）平行趨勢(shì)檢驗(yàn)

雙重差分法估計(jì)能夠有效識(shí)別因果關(guān)系的前提是在政策實(shí)施之前，實(shí)驗(yàn)組和對(duì)照組的變化需要大致滿足平行趨勢(shì)。對(duì)此檢驗(yàn)，本文需要在公式（1）的基礎(chǔ)上將時(shí)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(jìn)行估計(jì)，如公式（4）所示。本文將2008年設(shè)置為基準(zhǔn)年份，為了直觀起見，本文將×的估計(jì)系數(shù)繪制在圖2中，帶有“▲”的實(shí)線部分刻畫了銀行部門擴(kuò)張的邊際效應(yīng)，虛線部分描繪的是95%的置信區(qū)間。

圖2 銀行部門擴(kuò)張對(duì)出口企業(yè)GVC的動(dòng)態(tài)影響效應(yīng)

圖2顯示，2008年為基準(zhǔn)年份線的左側(cè)邊際效應(yīng)線，較為平坦且沒有通過顯著性檢驗(yàn)，右側(cè)邊際效應(yīng)線出現(xiàn)明顯上升，說明實(shí)驗(yàn)組和對(duì)照組在政策實(shí)施之前滿足平行趨勢(shì)的假設(shè)。同時(shí)，在政策實(shí)施的當(dāng)年（2009年）和第一年（2010年）交叉項(xiàng)×的估計(jì)系數(shù)沒有通過顯著性檢驗(yàn)。但是，從第二年開始（2011—2013年），銀行部門擴(kuò)張顯著提升了出口企業(yè)的GVC嵌入程度。因此，銀行部門擴(kuò)張對(duì)出口企業(yè)GVC嵌入程度的影響具有一定的時(shí)滯效應(yīng)，這一時(shí)滯時(shí)期大約在兩年以內(nèi)，這可能與城市商業(yè)銀行分支機(jī)構(gòu)的申請(qǐng)、審批和設(shè)立需要一段準(zhǔn)備時(shí)間有關(guān)。

（三）作用機(jī)制檢驗(yàn)

1.中介效應(yīng)檢驗(yàn)

綜合前文理論分析，隨著中小銀行部門的擴(kuò)張，整個(gè)銀行體系可以為實(shí)體經(jīng)濟(jì)提供更多的信貸資金，進(jìn)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(kuò)張?zhí)岣叱隹谄髽I(yè)GVC嵌入程度的內(nèi)在作用機(jī)制。考慮到銀行的信貸資金構(gòu)成了出口企業(yè)的負(fù)債，銀行部門擴(kuò)張引致的信貸規(guī)模效應(yīng)可以用出口企業(yè)的債務(wù)規(guī)模變化度量。本文用出口企業(yè)負(fù)債總額并取對(duì)數(shù)來衡量債務(wù)規(guī)模（）。接下來，本文使用中介效應(yīng)模型對(duì)作用機(jī)制進(jìn)行檢驗(yàn)，回歸方程如公式（5）、（6）所示，表示中介變量。

當(dāng)企業(yè)債務(wù)規(guī)模（）作為中介變量（）時(shí)，基于公式（5）的回歸結(jié)果如表2第（1）列所示。可以看出，交叉項(xiàng)×09的估計(jì)系數(shù)顯著為正，表明在銀行業(yè)市場(chǎng)化改革以后，銀行部門的擴(kuò)張顯著擴(kuò)大了出口企業(yè)從銀行獲得的信貸資金和其自身的債務(wù)規(guī)模，進(jìn)而有助于降低出口企業(yè)的外部融資約束程度。基于公式（6）的回歸結(jié)果顯示，的估計(jì)系數(shù)顯著為正，說明出口企業(yè)的債務(wù)規(guī)模與嵌入程度呈現(xiàn)正相關(guān)關(guān)系；同時(shí)，交叉項(xiàng)×09的系數(shù)值和顯著性與表1第（6）列相比出現(xiàn)明顯下降。上述結(jié)果綜合表明，債務(wù)規(guī)模提升或者融資約束下降是銀行部門擴(kuò)張?zhí)嵘隹谄髽I(yè)嵌入程度的中介渠道。

與此同時(shí)，隨著銀行部門擴(kuò)張發(fā)揮信貸規(guī)模效應(yīng)，出口企業(yè)的外源融資成本降低，出口企業(yè)負(fù)債運(yùn)營能力有所提升，利息支出也隨之增多（Li和Yu，2009）。考慮到企業(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(dǎo)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(chǎn)的利息支出比（）衡量企業(yè)的融資約束程度，該數(shù)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(dāng)企業(yè)利息支出比（）作為中介變量（）時(shí)，基于公式（5）的回歸結(jié)果如表2第（3）列所示。可以看出，交叉項(xiàng)×09的估計(jì)系數(shù)在1%水平顯著為正，說明銀行部門擴(kuò)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(shí)，基于公式（6）的回歸結(jié)果表明，的估計(jì)系數(shù)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(xiàn)正相關(guān)關(guān)系；交叉項(xiàng)×09的系數(shù)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(kuò)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(jī)制檢驗(yàn)結(jié)果

2.關(guān)于企業(yè)融資約束的異質(zhì)性檢驗(yàn)

如前文所述，銀行部門擴(kuò)張的作用機(jī)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(zhì)性，對(duì)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(jī)會(huì)較小，銀行部門擴(kuò)張帶來信貸支持的作用可能更強(qiáng)，進(jìn)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(jī)制的發(fā)揮，銀行部門擴(kuò)張?zhí)岣咴靖呷谫Y約束出口企業(yè)GVC嵌入程度的作用應(yīng)當(dāng)更大。

從異質(zhì)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(jù)，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(xiàn)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(shì)，可以獲得的地方融資和政策支持較多，融資約束壓力較小（Lin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(qiáng)，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(kuò)張對(duì)提升出口企業(yè)GVC嵌入程度的異質(zhì)性作用。本文分別以總資產(chǎn)和銷售收入作為企業(yè)規(guī)模的衡量指標(biāo)，按照企業(yè)規(guī)模的中位數(shù)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(xiàng)×09顯著為正，但是第（2）、（4）列交叉項(xiàng)的系數(shù)沒有通過顯著性檢驗(yàn)。因此，銀行部門擴(kuò)張主要提高了小規(guī)模出口企業(yè)的GVC嵌入程度，但是對(duì)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(zhì)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(jù)，表4是按照企業(yè)所有制形式分組的檢驗(yàn)結(jié)果。可以看出，僅第（1）列交叉項(xiàng)×09的估計(jì)系數(shù)顯著為正，這說明銀行部門擴(kuò)張主要提高了民營出口企業(yè)的GVC嵌入程度，對(duì)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(kuò)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(zhì)性

（四）異質(zhì)性檢驗(yàn)① 異質(zhì)性檢驗(yàn)結(jié)果請(qǐng)見《經(jīng)濟(jì)科學(xué)》官網(wǎng)“附錄與擴(kuò)展”。

（1）貿(mào)易方式的差異性。加工貿(mào)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(mào)易企業(yè)原材料和產(chǎn)品銷售依賴于國際合作商，特別是外資背景的加工貿(mào)易企業(yè)的外源融資能力更強(qiáng)，面臨的融資約束程度一般更小，因此銀行部門擴(kuò)張降低企業(yè)融資約束的機(jī)制作用可能不顯著。另一方面，加工貿(mào)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(mào)易質(zhì)量不高，現(xiàn)階段提高加工貿(mào)易企業(yè)的國內(nèi)附加值率符合國家發(fā)展的需要。但是，一般貿(mào)易企業(yè)的國內(nèi)附加值率較高，在國際分工體系的地位較低，提升一般貿(mào)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(mào)易方式進(jìn)行分組檢驗(yàn)。不難發(fā)現(xiàn)，從加工貿(mào)易企業(yè)到混合貿(mào)易企業(yè)，再到一般貿(mào)易企業(yè)，交叉項(xiàng)×09的估計(jì)系數(shù)逐步由負(fù)數(shù)轉(zhuǎn)變?yōu)檎龜?shù)，并且僅最后一列的交叉項(xiàng)系數(shù)通過了顯著性檢驗(yàn)。這說明銀行部門擴(kuò)張主要提升了一般貿(mào)易企業(yè)的GVC嵌入程度，符合當(dāng)前國家政策的導(dǎo)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(kuò)張對(duì)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(gè)樣本組。從檢驗(yàn)結(jié)果可以發(fā)現(xiàn)，僅第（1）列的交叉項(xiàng)×09的系數(shù)通過了顯著性檢驗(yàn)，說明銀行部門擴(kuò)張對(duì)東部地區(qū)出口企業(yè)GVC嵌入程度的提升作用更強(qiáng)。背后原因可能是:一方面，東部地區(qū)的經(jīng)濟(jì)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(chǎng)化改革以后地方申請(qǐng)、審批和設(shè)立新城市商業(yè)銀行分支機(jī)構(gòu)的效率可能更高。另一方面，是否設(shè)立新的城市商業(yè)銀行分支機(jī)構(gòu)是以市場(chǎng)需求為導(dǎo)向和以營利為目的，東部地區(qū)的出口企業(yè)眾多，因而對(duì)信貸資金的需求更大，當(dāng)?shù)卦O(shè)立新銀行分支機(jī)構(gòu)的積極性更高。

五、穩(wěn)健性檢驗(yàn)

（一）預(yù)期效應(yīng)

任何政策在實(shí)施過程中都是不斷推進(jìn)的，銀行業(yè)市場(chǎng)化改革也不例外，該政策在正式實(shí)施之前通常會(huì)有媒體報(bào)道或者會(huì)議決策信息。因此，潛在可以設(shè)立城市商業(yè)銀行分支機(jī)構(gòu)的地區(qū)可能對(duì)該政策的實(shí)施存在一定的預(yù)期，進(jìn)而可能干擾外生政策的實(shí)施效果。為了檢驗(yàn)是否存在預(yù)期效應(yīng)，本文將政策實(shí)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(jìn)行回歸。檢驗(yàn)結(jié)果如表5第（1）列所示，可以看出×09的估計(jì)系數(shù)顯著為正，但是政策實(shí)施前×08的系數(shù)沒有通過顯著性檢驗(yàn)。因此，銀監(jiān)會(huì)143號(hào)文改革在實(shí)施之前并沒有形成出口企業(yè)GVC嵌入程度調(diào)整的預(yù)期，具備較強(qiáng)的外生性。

（二）安慰劑檢驗(yàn)

雙重差分法適合使用的一個(gè)重要條件是在銀監(jiān)會(huì)143號(hào)文實(shí)施之前，實(shí)驗(yàn)組和對(duì)照組需要滿足平行趨勢(shì)假設(shè)。本文對(duì)政策實(shí)施前的實(shí)驗(yàn)組和對(duì)照組進(jìn)行反事實(shí)的安慰劑檢驗(yàn)。具體而言，本文選用銀監(jiān)會(huì)143號(hào)文實(shí)施之前的樣本（2004—2008年），分別假設(shè)銀監(jiān)會(huì)143號(hào)文發(fā)生在2005年、2006年和2007年，然后重新進(jìn)行回歸分析。如果虛擬的銀行業(yè)市場(chǎng)化改革調(diào)整年份對(duì)出口企業(yè)GVC嵌入程度的影響不顯著，則基準(zhǔn)模型的回歸結(jié)果是可信的。表5第（2）列到第（4）列的回歸結(jié)果顯示，交叉項(xiàng)×的估計(jì)系數(shù)沒有通過顯著性檢驗(yàn)。

表5 預(yù)期效應(yīng)和安慰劑檢驗(yàn)

（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(jīng)過完善處理的出口企業(yè)GVC指標(biāo)（如公式（2）所示），相應(yīng)的檢驗(yàn)結(jié)果如表6第（1）列所示，可以看出交叉項(xiàng)×09的估計(jì)系數(shù)顯著為正，與基本模型一致。在基準(zhǔn)模型基礎(chǔ)上進(jìn)一步加入行業(yè)固定效應(yīng)，回歸結(jié)果如表6第（2）列所示，交叉項(xiàng)×09的估計(jì)系數(shù)顯著為正，本文結(jié)論沒有發(fā)生實(shí)質(zhì)變化。

本文樣本為出口企業(yè)，而出口企業(yè)的貿(mào)易方式存在顯著差別，一般可以分為一般貿(mào)易企業(yè)和加工貿(mào)易企業(yè)。由于一般貿(mào)易企業(yè)和加工貿(mào)易企業(yè)受到的產(chǎn)業(yè)政策、稅收政策和國際貿(mào)易環(huán)境等存在一定差異，為了排除貿(mào)易方式發(fā)展趨勢(shì)不同造成的影響，本文進(jìn)一步控制貿(mào)易方式的時(shí)間趨勢(shì)，即設(shè)置貿(mào)易方式虛擬變量與時(shí)間趨勢(shì)項(xiàng)（）的交互項(xiàng)，表示年份的順序，將2004年設(shè)置為1，則2013年為10。相應(yīng)的檢驗(yàn)結(jié)果如表6第（3）列所示，可以看出交叉項(xiàng)×09的估計(jì)系數(shù)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(shí)別銀行部門擴(kuò)張對(duì)出口企業(yè)GVC嵌入程度影響時(shí)，存在一個(gè)基本的假設(shè):銀行的服務(wù)對(duì)象為本地企業(yè)。盡管這個(gè)假設(shè)基本符合客觀現(xiàn)實(shí)，但是大城市的金融體系較為發(fā)達(dá)且金融市場(chǎng)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(yīng)。為解決這一問題，本文將直轄市、省會(huì)城市和計(jì)劃單列市從研究樣本中剔除，檢驗(yàn)結(jié)果如表6第（4）列所示，可以發(fā)現(xiàn)交叉項(xiàng)×09的估計(jì)系數(shù)顯著為正，與基準(zhǔn)檢驗(yàn)的回歸結(jié)果一致。

（五）排除識(shí)別框架的系統(tǒng)性偏差

本文進(jìn)行準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)的基礎(chǔ)是準(zhǔn)確識(shí)別實(shí)驗(yàn)組和對(duì)照組的城市，否則將造成識(shí)別框架的系統(tǒng)性偏差。本文借鑒Li等（2016）的研究思路進(jìn)行隨機(jī)抽樣實(shí)驗(yàn)，如果前文對(duì)實(shí)驗(yàn)組和對(duì)照組城市的設(shè)定存在系統(tǒng)性偏差，則隨機(jī)抽樣的結(jié)果可能同表1第（6）列的回歸結(jié)果相近。具體地，本文設(shè)置500次隨機(jī)抽樣實(shí)驗(yàn)，隨機(jī)抽取城市作為新的實(shí)驗(yàn)組，其他城市作為新的對(duì)照組，然后基于公式（1）重新進(jìn)行檢驗(yàn)，圖3描繪了交叉項(xiàng)×09估計(jì)系數(shù)的隨機(jī)抽樣分布。圖3顯示，500次隨機(jī)抽樣估計(jì)系數(shù)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(cè)，與表1第（6）列的估計(jì)系數(shù)值（0.0084）顯著不同。因此，本文對(duì)實(shí)驗(yàn)組和對(duì)照組城市的設(shè)置不存在系統(tǒng)性偏差。

圖3 TREAT×Post09估計(jì)系數(shù)的隨機(jī)抽樣分布

（六）更改模型設(shè)定

出口企業(yè)GVC嵌入程度提升主要由銀監(jiān)會(huì)143號(hào)文改革后銀行部門擴(kuò)張導(dǎo)致，政策實(shí)施地區(qū)城市商業(yè)銀行數(shù)量特別是新增數(shù)量會(huì)發(fā)生較大變化。本文首先以城市商業(yè)銀行新增分支機(jī)構(gòu)數(shù)量（加1后取自然對(duì)數(shù)，使用表示）作為銀行部門擴(kuò)張的衡量指標(biāo)，檢驗(yàn)結(jié)果如表7第（1）列所示，可以看出的估計(jì)系數(shù)顯著為正。其次，基準(zhǔn)模型使用政策分組虛擬變量（TREAT）區(qū)分實(shí)驗(yàn)組和對(duì)照組，但是在實(shí)施銀行業(yè)市場(chǎng)化改革后，每個(gè)地區(qū)的城市商業(yè)銀行新增分支機(jī)構(gòu)數(shù)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(xiàng)，然后重新進(jìn)行檢驗(yàn)。回歸結(jié)果如表7第（2）列所示，交叉項(xiàng)×09的估計(jì)系數(shù)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(jìn)行結(jié)合。具體而言，本文在表7第（1）列的基礎(chǔ)上，將2009年銀行業(yè)市場(chǎng)化改革沖擊作為工具變量，使用兩階段最小二乘法（2SLS）進(jìn)行檢驗(yàn)。觀察第一階段結(jié)果可知，工具變量×09的估計(jì)系數(shù)顯著為正，并且通過了相關(guān)性檢驗(yàn)。同時(shí)，Kleibergen-Paaprk LM統(tǒng)計(jì)量的值小于0.1，拒絕了工具變量與內(nèi)生變量無關(guān)的原假設(shè)；Wald統(tǒng)計(jì)量大于10，說明工具變量與內(nèi)生變量具有較強(qiáng)的相關(guān)性，因而不存在弱工具變量問題。結(jié)合第二階段結(jié)果可知，的估計(jì)系數(shù)顯著為正，這與本文基本結(jié)論一致。

表7 更改模型設(shè)定和使用工具變量法

六、結(jié)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(shí)貿(mào)易利得是新時(shí)期中國經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)向高質(zhì)量增長模式的重要途徑。隨著金融體系的完善和經(jīng)濟(jì)發(fā)展階段的需要，中國政府倡導(dǎo)對(duì)銀行業(yè)進(jìn)行市場(chǎng)化改革，其中不僅包括降低金融業(yè)的外部準(zhǔn)入門檻，還包括放松銀行等金融機(jī)構(gòu)在國內(nèi)的市場(chǎng)準(zhǔn)入管制。本文具體以銀監(jiān)會(huì)143號(hào)文的銀行業(yè)市場(chǎng)化改革外生政策作為準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)案例，使用雙重差分法系統(tǒng)地評(píng)估了銀行部門擴(kuò)張對(duì)出口企業(yè)GVC嵌入程度的影響和作用機(jī)制。本文發(fā)現(xiàn)，銀行部門擴(kuò)張顯著提高了出口企業(yè)的GVC嵌入程度。作用機(jī)制檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，銀行部門擴(kuò)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(jià)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(jù)劃分樣本組，最后都驗(yàn)證了銀行部門擴(kuò)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(jìn)一步證明了降低企業(yè)融資約束的機(jī)制作用。異質(zhì)性檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，銀行部門擴(kuò)張主要提升了一般貿(mào)易企業(yè)和東部地區(qū)出口企業(yè)的GVC嵌入程度。

基于結(jié)論，本文提出如下政策建議:第一，大力推進(jìn)金融市場(chǎng)化改革。根據(jù)本文的結(jié)論，以銀行業(yè)為代表的金融市場(chǎng)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(jìn)一步推進(jìn)銀行及其他金融業(yè)的市場(chǎng)化改革舉措，例如完善金融業(yè)的市場(chǎng)準(zhǔn)入政策等，有助于中國從貿(mào)易大國向貿(mào)易強(qiáng)國轉(zhuǎn)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(chǎng)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(jìn)而促進(jìn)中小微企業(yè)、民營企業(yè)的發(fā)展，因此改革過程中應(yīng)當(dāng)重點(diǎn)關(guān)注企業(yè)的融資約束問題。第三，關(guān)注銀行業(yè)市場(chǎng)化改革帶來的異質(zhì)性經(jīng)濟(jì)效果。貿(mào)易在區(qū)域的協(xié)調(diào)發(fā)展是新時(shí)期中國“國際國內(nèi)雙循環(huán)”新發(fā)展途徑的重要一環(huán)，但本文發(fā)現(xiàn)銀行業(yè)市場(chǎng)化改革帶來的經(jīng)濟(jì)效果在中西部地區(qū)并不明顯。對(duì)此，中央政府應(yīng)當(dāng)對(duì)不同地區(qū)實(shí)施各有特色、符合當(dāng)?shù)匕l(fā)展特點(diǎn)的銀行業(yè)市場(chǎng)化改革，重點(diǎn)促進(jìn)中西部等欠發(fā)達(dá)地區(qū)的政策改革效果，實(shí)現(xiàn)銀行業(yè)市場(chǎng)化改革在不同地區(qū)的協(xié)調(diào)進(jìn)行。