城市商業銀行設立、融資約束與行業效率

胡秋陽，李文芳

（南開大學 經濟學院，天津 300071）

一、問題的提出

黨的二十大報告提出，高質量發展是全面建設社會主義現代化國家的首要任務，要著力提高全要素生產率，推動經濟實現質的有效提升和量的合理增長。《中華人民共和國國民經濟和社會發展第十四個五年規劃和2035 年遠景目標綱要》提出，要健全具有高度適應性、競爭力、普惠性的現代金融體系，構建金融有效支持實體經濟的體制機制。Brandt等［1］研究發現，自2008年國際金融危機以來，中國全要素生產率增長速度放緩，從金融危機前十年的平均2.8%降至2009—2018年的0.7%。要素不合理配置造成的資源誤置是導致生產率損失的關鍵，矯正要素錯配是提升全要素生產率的核心路徑。如Hsieh和Klenow［2］指出，若中國的資源配置效率能夠達到美國的水平，制造業全要素生產率將提高30%—50%，若消除要素市場扭曲，制造業全要素生產率可以提高86.6%—115%。金融體系作為現代經濟的核心，是矯正要素錯配、優化資源配置的有效手段。King 和Levine［3］認為，完善的金融體系能夠降低交易成本、改善信息不對稱、識別并投資于最有競爭力的企業和行業，從而改善資本跨企業配置，優化資源配置效率。中國金融體系以間接金融為主導，信貸資源配置效率直接影響企業融資規模和融資成本，對企業生存發展起決定性作用。在中國銀行體系中，大型國有銀行和全國性股份制銀行占據主導地位，跨企業配置信貸資源時存在“規模歧視”“所有制歧視”，具有生產力優勢和潛在行業競爭力的中小民營企業往往受到信貸配給約束，資源向高效企業流動過程受阻。Buera等［4］研究發現，融資約束會造成企業間資本和人才錯配，高效率的有潛力的企業難以入場，低效率的企業拒絕退場，最終造成效率損失。黨的十九大以來，黨中央、國務院深入推進金融供給側結構性改革，著力“構建金融有效支持實體經濟的體制機制”，要求“增強金融普惠性”，建設以地方銀行業為核心的地方金融體系，具有地方性特征的城市商業銀行、農村商業銀行等金融機構迅猛發展。郭峰和熊瑞祥［5］研究證實，地區金融機構的顯著特征是本地化經營，金融資源主要服務當地企業和居民，具有“人緣、地緣、血緣”的軟信息優勢，為受信貸歧視的高效中小企業獲取外部融資提供機遇和可能。那么，地方金融機構發展是否能夠通過緩解高效中小企業融資困境、改善信貸資源配置，進而優化資源配置效率助力全要素生產率提升？這一問題的解答對于厘清地區金融發展的經驗和教訓，深度認識小微企業金融服務高質量發展，系統理解提升小微企業金融服務效能如何助力經濟高質量發展均有助益。

金融發展與經濟增長的關系歷來受到學術界重視，金融發展對實體經濟影響的研究文獻包括微觀層面上的企業融資約束［6］、企業進出口［7］、企業投資及創新創業等［8］，宏觀層面上的地區經濟增長［5］、外商直接投資［9］、勞動力就業及收入分配等［10］。關于地方金融對行業效率影響的研究，學者們并未探究具體的微觀作用路徑，側重于地區整體層面資源配置效應［11］。鑒于此，本文利用城市商業銀行分批次設立的準自然實驗，構建多期雙重差分模型探究地方金融發展的資源配置效應、效率效應和微觀作用機制。本文的邊際貢獻可能在于：第一，本文立足于城市商業銀行與行業資源配置效率和行業全要素生產率的研究主旨，系統地考察了城市商業銀行設立的經濟效應，從經濟高質量發展內涵出發、契合“提質增效”意義上金融服務實體經濟主題。第二，本文將宏微觀視角相結合，揭示了城市商業銀行產生經濟效應的具體作用路徑，為降低制造業資源錯配、促進行業高質量發展提供參照。此外，與已有研究多從競爭視角考察銀行業發展的微觀作用機制不同［12］，本文側重于地方金融服務小微企業的市場定位，這有利于深化理解小微企業金融服務效能提升如何助力經濟高質量發展。第三，本文借助城市商業銀行設立的準自然實驗構建多期雙重差分模型，能夠克服現有的關于銀行業結構對實體經濟影響和“小銀行優勢”存在性經驗分析等相關研究中可能存在的內生性問題［13］，是對現有研究的補充。

二、理論分析與研究假設

金融市場不完備或金融摩擦的存在顯著抑制了全要素生產率的提高。Modigliani 和Miller［14］研究指出，在完美無摩擦的資本市場中，企業的外部融資成本與內部融資成本相等，企業可以充分籌集用于投資的資金。此時，企業的實體投資決策將不受其外部融資約束的影響，資本能夠流暢地從低生產率項目流向高生產率項目。然而，金融活動規模、結構和效率等方面發展水平低、金融契約不完善、信息不對稱和委托—代理等問題的存在，導致資本市場不完善，企業外部融資成本顯著高于內部融資成本，企業實體投資受融資摩擦制約，資本無法從低效率企業項目流向高效率企業項目，資本配置過程由于偏離效率原則存在錯配問題。此外，企業面臨的融資約束能夠扭曲傳統資本和人力資本在不同生產單位之間的分配，影響廠商的進入退出決策［4］。而以上資源錯配現象造成了較為嚴重的效率損失［15］。

城市商業銀行發展有助于完善金融體系，優化金融資源市場化配置。在中國，信貸供求矛盾阻礙資源配置效率，降低行業全要素生產率。市場化程度更高的小企業盈利能力和生產率水平整體高于大型企業［16］，但大中型銀行主導型金融體系在信貸資金配置過程中往往歧視中小企業［17］。以林毅夫和李永軍［6］為代表的經濟學家所提出的“中小銀行優勢假說”和相關實證研究大部分支持中小銀行的發展能夠完善銀行業結構，可以紓解生產效率較高、具有市場潛力的小規模企業的融資困境，因而以城市商業銀行為代表的中小銀行發展為改善信貸配置效率、優化資源配置提供了可能。

綜上，筆者認為，城市商業銀行的設立能夠改善信貸資源配置，進而提升行業資源配置效率和行業全要素生產率，整體上提高行業效率，筆者稱其存在“資源配置效應”“效率效應”。基于以上分析，筆者提出以下假設：

假設1：城市商業銀行的設立能夠提高行業效率。

假設1a：城市商業銀行的設立能夠提高行業資源配置效率。

假設1b：城市商業銀行的設立能夠提高行業全要素生產率。

城市商業銀行等中小銀行發展能夠推進金融資源市場化配置的關鍵是其能夠減輕高效中小企業面臨的融資歧視，主要原因在于：一方面，如蔡宏波等［18］指出，中小銀行與小規模企業之間存在“金融共生”關系。受制于自身資產規模小、風險承受能力弱等問題，在與大型企業和有政府信用背書的國有企業的業務競奪中，中小銀行相對國有銀行和大型股份制銀行往往處于劣勢，必須瞄準中小企業業務形成其核心競爭力。另一方面，中小銀行在獲取中小企業信息方面擁有明顯優勢。除財務報表、抵押物等硬信息匱乏外，中小企業實行個人化或家庭化管理，個人魅力和才能是影響企業經營管理的關鍵因素，呈現“軟信息”豐富的信息特征。而與組織結構復雜和信息傳遞鏈條較長的大型銀行相比，組織結構較為簡單、傳遞鏈條短的中小銀行處理軟信息的摩擦成本更低、更擅長獲取和利用非公開信息，從而更愿意為依賴“軟信息”、財務透明度較低但具有市場潛力的企業提供關系貸款。而且，作為深耕當地信貸市場的金融機構，中小銀行更了解當地企業資金需求模式、產業結構變化以及政策形勢，這種地緣關系也使得中小銀行能夠緩解信息不對稱問題，為其與當地企業維系長期互動提供便利。基于以上分析，筆者提出如下假設：

假設2：城市商業銀行的設立能夠通過緩解中小企業面臨的融資約束進而提高行業效率。

三、研究設計

（一）變量選取

1. 被解釋變量：行業效率

本文被解釋變量為行業效率，用行業資源配置效率和行業全要素生產率兩個變量衡量。行業資源配置效率通過行業生產率離散程度來反映，離散程度越低，意味著行業資源配置越有效率。借鑒Hsieh 和Klenow［2］，選取四位數行業全要素生產率標準差（TFPSD）和90—10 分位數差（TFPQD）作為行業生產率離散程度的代理變量。行業全要素生產率（TFPI）的計算則沿襲Olley和Pakes［19］的方法，將其定義為行業內企業全要素生產率的加權平均值，選取企業市場份額作為權重，即企業增加值占四位數行業增加值的比例。對于企業全要素生產率，本文采用OP 方法和LP 方法測算。①企業全要素生產率的詳細計算過程未在正文中列出，留存備索。LP 方法和OP 方法均可以修正傳統估計方法存在同時性偏差問題，但OP 方法使用生存概率模型估計企業進入退出行為，能夠進一步減少樣本選擇偏誤，本文以OP 方法測得的企業全要素生產率作為基礎性指標變量，以LP方法測得的企業全要素生產率用于穩健性檢驗。

2. 解釋變量：是否成立城市商業銀行（Bank）

如果城市在樣本期內設立過城市商業銀行，則屬于實驗組城市，在設立城市商業銀行的當年和之后的年份Bank取值為1，否則為對照組城市，Bank取值為0。

3. 機制變量：融資約束

本文機制變量為融資約束，用行業外部融資依賴度（Efd）和企業內部融資約束（FC）兩個變量來衡量。參照簡澤等［20］的方法，利用企業資產負債率來表示企業外部融資依賴度，將企業對外部資本的依賴程度在城市—產業層面加總得到城市—行業層面外部融資依賴度（Efd），加總方式為取1998—2007年企業外部融資依賴程度的平均值。借鑒蔡衛星［21］等的相關研究，采用企業利息支出/負債總計衡量企業內部融資約束（FC）。

4. 控制變量

本文的控制變量主要從行業特征、城市特征和企業特征三個方面選取。（1）行業特征方面，借鑒吳晗和賈潤崧［22］的研究，選取如下控制變量：企業平均年齡（iage），用樣本企業的平均年齡衡量；企業規模（iscale），用企業從業人員年均人數的自然對數值衡量；研發投入（newsale），用行業內企業新產品銷售額占總銷售額的比重均值衡量；國有企業比例（soe），用國有企業占比衡量；競爭程度（HHI），用行業每個競爭主體市場份額的平方總和衡量。（2）城市特征方面，參考陳勇兵等［23］的研究，控制一系列城市特征Bct以保證處理組和對照組間的相似性。Bct=Sc，1994× yeart，其中，Sc，1994是依據城市商業銀行設立政策文件選取的1994年地區事前特征變量，包括：地區城市信用社特征，本文選取了城市信用社存款余額（CXs）、城市信用社貸款余額（CXf）和城市信用社資本規模（CXc）的自然對數反映城市商業銀行設立時各城市的金融結構基礎；地區經濟發展環境（Indue），用第二產業產值占國內生產總值的比重衡量；市轄區人口密度（Pdensity），用單位市轄區面積內人口數量的自然對數反映城市商業銀行服務受眾群體狀況，與其“服務城市居民”定位對應；政府財政支出（Gc），用政府財政支出占GDP的比重衡量，一定程度上反映政府對經濟的干預；地區企業存量（Fnum）和地區資本存量（Fcap），用企業保有量和企業資本存量的自然對數衡量。（3）企業特征方面，控制變量具體包括：成立年限（age），用企業成立的時間計算；企業規模（size），用企業從業人員數量衡量；資產負債率（lev），用資產負債率衡量；人均資本（pcap），用人均資本的自然對數值計算；人均工資（pwage），用人均工資的自然對數值表示；資產利潤率（ROA），用企業的資產利潤率衡量；yeart表示年份虛擬變量。

（二）數據來源和處理

本文數據主要來源于中國工業企業數據庫、中國銀行業監督管理委員會官方網站公布的金融許可證信息、《中國金融年鑒》、《中國城市統計年鑒》、《中國分省份市場化指數報告》以及擇城網、人民網、各地方政府網站以及百度百科等。企業層面數據來自中國工業企業數據庫。該數據庫包括全部國有及規模以上非國有工業企業樣本，具有樣本大、指標多、時間長、地理信息具體等諸多優點，能夠較好地滿足核心指標測算和異質性識別的需求。但聶輝華等［24］指出，該數據也存在著樣本匹配混亂、指標存在缺失和指標大小異常等問題。本文借鑒Brandt 等［25］的研究，構建非平衡面板，統一了2003 年前后四位數行業的統計口徑，并刪除了數據庫中的錯誤記錄。在此基礎上測算制造業企業全要素生產率和城市—行業層面生產率和生產率離散度。由于工業企業數據庫2008 年及其之后未提供工業增加值、中間品投入等測量行業全要素生產率所需要的關鍵指標，因此，本文所選數據區間為1998—2007年。根據《中國金融年鑒》，結合各銀行官方網站以及金融許可證信息，獲取城市商業銀行所在地和成立時間等信息，識別各地級市首次設立城市商業銀行的時間。城市商業銀行設立數據與郭峰和熊瑞祥［5］存在一定出入。除數據源有一定差異外，郭峰和熊瑞祥［5］是以前一年6—12 月和當年1—5 月作為當年的城市商業銀行設立數統計的，本文則是以當年自然年進行統計的。本文選取的城市特征指標由《中國城市統計年鑒》計算獲得。官員特征信息則主要來自擇城網。為避免異常值影響，本文連續變量在1%和99%水平上進行Winsorize縮尾處理，最終獲得行業層面樣本243 494個，企業層面樣本1 332 542個。

（三）描述性統計

本文關于被解釋變量、解釋變量、機制變量和控制變量的描述性統計結果如表1所示。從表1可以看出，各主要變量的描述性統計結果都在可控范圍之內，可以進行實證分析。

表1 主要變量的描述性統計結果

（四）模型設定

由于城市商業銀行設立具有明顯的分批分次、逐步推廣的特征，本文借鑒郭峰和熊瑞祥［5］的研究，采用多期雙重差分模型考察城市商業銀行設立的經濟效應。

1. 基準回歸模型

本文參考Beck 等［26］的做法，基于1998—2007 年城市—行業—時間三維面板數據考察城市商業銀行設立的資源配置效應和效率效應，設定多期雙重差分模型如下：

其中，c、j 和t 分別表示城市、行業和年份。Ycjt分別表示c 城市t 年份j 行業的資源配置效率（TFPSD、TFPQD）和全要素生產率（TFPI）。Bankct表示c城市t年份是否設立城市商業銀行。Xcjt表示城市特征和行業特征控制變量。μcj表示城市—行業固定效應，vt表示年份固定效應，εcjt表示隨機誤差項。系數β反映了城市商業銀行設立的影響。

2. 機制檢驗模型

本文借鑒江艇［27］的研究，直接考察城市商業銀行設立對企業是否具有融資紓困效果。考慮到不同城市—行業存在差異性影響，沿襲Rajan 和Zingales［28］的處理方法，本文引入外部融資依賴度捕捉城市商業銀行對不同城市—行業的影響差異，模型設定如下：

其中，Efdcj表示c城市中四位數j行業的外部融資依賴度。系數δ反映了城市商業銀行設立對不同外部融資依賴度行業資源配置效率或全要素生產率的影響差異。

企業層面，檢驗城市商業銀行設立是否緩解盈利能力更強的中小企業融資約束，模型如下：

其中，FC 表示企業面臨的融資約束程度。此外，除了控制城市特征和行業特征變量外，還控制了企業層面特征Zit，控制企業個體效應μit。根據企業盈利能力是否高于行業中值將企業劃分為高盈利（HROA = 1）和低盈利（HROA = 0）兩種，引入解釋變量Bank×HROA，其系數λ反映了城市商業銀行設立對盈利能力更強的企業融資約束的影響差異。

四、實證分析

（一）基準回歸分析

本文基于模型（1）的估計結果如表2 列（1）—列（2）所示，從中可以看出，Bank 對行業生產率離散程度的影響系數均顯著為負，表明城市商業銀行設立能夠顯著降低城市內行業生產率的離散程度，反映了行業資源配置效率有所改善。從經濟意義上分析，以列（1）為例，按照TFPSD 的估算均值為0.805 計算，城市商業銀行設立使行業全要素生產率標準差（TFPSD）降低了2.86%（0.023/0.805×100%）。上述結果驗證了資源配置效應的顯著性，即城市商業銀行設立能夠改善資源配置效率，假設1a 成立。進一步地，對城市商業銀行設立的效率效應檢驗結果如表2 列（3）所示，從中可以看出，Bank 的系數顯著為正，說明設立城市商業銀行能夠顯著提升行業全要素生產率（TFPI）水平。從經濟意義來看，按照TFPI的估算均值為2.316計算，城市商業銀行設立使行業全要素生產率提高了3.41%（0.079/2.316×100%）。以上結論驗證了假設1b，城市商業銀行設立的效率效應顯著，即城市商業銀行設立能夠提高行業全要素生產率。

表2 基準回歸結果

（二）平行趨勢檢驗

借鑒Beck等［26］的處理方法，本文在基準回歸中引入一系列虛擬變量追蹤考察城市商業銀行設立與行業資源配置和全要素生產率之間關系的動態變化：

圖1 b：對TFPI的平行趨勢檢驗結果

圖1 a：對TFSD的平行趨勢檢驗結果

（三）安慰劑檢驗

本文進行如下安慰劑檢驗：為每個城市隨機虛構城市商業銀行成立時間，再利用基準模型進行實證檢驗，重點比較城市商業銀行設立對行業生產率離散程度和行業全要素生產率的估計系數與基準回歸的差異，并進行了500次隨機化測試。估計系數和對應P值的估計結果如圖2a和圖2b所示，兩張圖分別呈現了對資源配置效應和效率效應的安慰劑檢驗結果。從中可以看出，無論是資源配置效應還是效率效應，在500次的隨機化測試中，解釋變量的估計系數以零為均值呈現正態分布，說明測試均符合隨機化的要求。并且，隨機測試得到的估計系數均顯著異于圖中豎虛線所在的位置（分別對應基準回歸中解釋變量的系數-0.023 和0.079），說明資源配置效應和效率效應確實是由城市商業銀行設立帶來的結果，而并非由其他特征導致的。

圖2 b：對TFPI的安慰劑檢驗結果

圖2 a：對TFPSD的安慰劑檢驗結果

（四）穩健性檢驗② 穩健性檢驗結果未在正文中列出，留存備索。

為檢驗城市商業銀行設立影響效應的穩健性，本文圍繞雙重差分估計可能存在的相關疑慮而展開，從是否存在遺漏變量、是否存在測量誤差、是否存在其他政策沖擊干擾進行穩健性檢驗。

1. 工具變量估計

Bai 和Jia［29］研究指出，當遺漏變量對政策前后的效果不同時，雙重差分模型不能完全排除由遺漏變量導致的內生性問題。城市商業銀行是在許多地方城市信用社暴露出經濟管理質量低和不良風險比例高等問題的背景下，為防范化解地方金融風險設立的。可能存在不可觀測因素在城市商業銀行設立前后的經濟影響不同，同時，該變量也影響當地金融風險，這將導致估計結果偏誤。因此，本文對地方金融風險選擇工具變量進行穩健性檢驗。

本文選取儒家學院數量（Confucian）作為地方金融風險的工具變量。首先，Fisman 等［30］發現，文化等非正式制度是影響基于信任的金融活動的關鍵因素。陳頤［31］進一步指出，儒家文化歷來重視信任并通過倫理教育指導和規范人們的行為，在義利問題上強調“誠招天下客，譽從信中來”“童叟無欺”等經營理念，這在一定程度上能夠影響當地金融服務對象的信用意識和違約風險，進而影響地方金融風險，滿足相關性條件。當地儒家學院的開設本身并不直接影響企業間資源配置和行業全要素生產率水平，能夠滿足外生性條件，因此，儒家學院數量能夠較好地滿足工具變量要求。工具變量第一階段估計結果均明顯拒絕弱工具變量假設，說明工具變量較好地滿足了相關性條件。第二階段估計結果顯示，城市商業銀行設立的資源配置效應和效率效應均顯著，說明本文基準結論穩健。此外，工具變量估計系數大小和顯著性均有一定程度的提高，表明初始的DID估計結果是相對保守的。

2. 更換被解釋變量估算方法

為避免行業全要素生產率計算方法選擇造成的測量誤差，本文采用LP 方法對行業全要素生產率進行替代性測度，并基于模型（1）進行穩健性檢驗，估計結果仍然顯著支持研究結論。

3. 排除其他政策干擾

為了保證結論的嚴謹性，本文借鑒陳勇兵等［23］的相關研究，從企業融資渠道和宏觀經濟發展狀況等維度排除其他政策干擾。包括：（1）農村商業銀行的設立和發展。由于農村商業銀行與城市商業銀行同屬地方性金融機構，其設立和發展也可能影響該地區的資源配置和全要素生產率。為排除該因素的干擾，本文在基準模型（1）中進一步控制了各地區農商行數量的自然對數值（RCB）。（2）大中型銀行分支機構。企業的融資渠道除中小銀行外，大型國有銀行和全國性股份制銀行也可能為其提供融資，因此，本文在基準模型中進一步控制了各地區不同年份已設立大中型商業銀行網點數量的自然對數值（Bankbranch）。（3）外商直接投資。外商直接投資可能為企業提供資金，在模型（1）中進一步控制各省市外商直接投資實際使用金額的自然對數值（lnFDI）。（4）交通基礎設施。交通基礎設施能顯著影響全要素生產率，各地區之間交通基礎設施發展存在明顯差異，為排除該因素干擾，在基準模型中引入各地區年末道路總長度的自然對數值（lnRoad）。此外，還對上述因素全部進行控制。上述結果均與本文基本結論一致，即在排除其他因素影響后，本文結論依然穩健。

（五）機制分析

表3 和表4 報告了對融資機制的檢驗結果。表3 報告了基于模型（2）估計的行業層面證據。行業資源配置效應的估計結果如表3 列（1）和列（2）所示，Bank × Efd 對行業生產率離散程度（TFPSD、TFPQD）的系數均顯著為負，表明城市商業銀行設立對該行業資源配置效率的積極影響對于更依賴外部融資的行業更顯著。對行業全要素生產率（TFPI）的估計結果如表3 列（3）所示，Bank × Efd的系數顯著為正，表明城市商業銀行設立對行業全要素生產率的促進作用對于更依賴外部融資的行業更顯著。吳晗和賈潤崧［22］指出，中國行業外部融資依賴度在一定程度上可以反映行業資源配置狀況的扭曲程度，因此，該結果從行業層面驗證了城市商業銀行設立可以改善信貸資源的配置。

表3 城市商業銀行設立的融資機制驗證：行業層面證據

表4 機制檢驗結果：企業層面證據

表4 列（1）—列（3）報告了基于模型（3）的全樣本和分樣本回歸結果。全樣本估計結果顯示，Bank × HROA 的系數顯著為負，表明就企業整體而言，城市商業銀行設立有利于盈利能力較強的企業獲得融資，優化了信貸資源配置。依規模劃分樣本時，中小企業和大型企業的估計結果分別如表4 列（2）和列（3）所示，對比Bank×HROA 的系數能夠發現，中小企業的系數大小和顯著性均高于大企業，這表明，相較于大企業，城市商業銀行設立更有利于中小企業中盈利能力強的企業獲得信貸資源。上述結論與理論研究中提出的中小銀行發展能夠促進信貸資源向有效率的企業流動、改善資源配置，通過緩解高效率中小企業面臨的融資約束相一致。

與已有文獻論證的以城市商業銀行為代表的中小銀行通過“銀行競爭渠道”緩解企業融資約束不同［32］，本文強調城市商業銀行設立通過獲取和處理企業“軟信息”，降低與中小企業的信息不對稱程度，通過“信息渠道”緩解中小企業在信貸市場上的劣勢地位。因此，本文進一步拆解了城市商業銀行設立對緩解中小企業融資約束的詳細作用機制。首先，區分不同地區期初銀行業競爭程度，檢驗不同競爭程度下城市商業銀行設立對中小企業融資的作用效果是否存在差異，依據銀行分支機構數量計算基期銀行業競爭水平，按照是否高于全國平均水平將地區劃分為高競爭程度（comp_bank = 1） 和低競爭程度（comp_bank = 0），模型（3） 中引入Bank、HROA 和comp_bank的交互項，針對中小企業樣本得到的估計結果如表4列（4）所示，結果顯示，Bank ×HROA × comp_bank 的系數顯著為負，表明對于銀行競爭程度越高的地區，城市商業銀行設立對高盈利中小企業的作用效果更顯著，這一結果與銀行競爭加劇渠道的預期相反，表明城市商業銀行設立通過加劇本地銀行競爭的促進作用很小。其次，考察城市商業銀行發揮獲取利用“軟信息”的優勢緩解銀行與中小企業信息不對稱的信息渠道是否存在。借鑒Levine 等［33］的研究，從中小企業的進入年限和資產有形性兩個維度考察。一方面，新進入中小企業相比在位中小企業信息更不透明、更依賴于“軟信息”，如果信息渠道存在，城市商業銀行設立的效果對新進入的中小企業應更為顯著；另一方面，有形資產比例更低的中小企業信息不透明度更高，如果信息渠道存在，對于有形資產比例更低的中小企業作用效果應更為顯著。為了比較城市商業銀行設立對新進入中小企業（Dum_Entr = 1）和在位中小企業（Dum_Entr = 0）影響的差異。本文在模型（3）中引入Bank、HROA 和Dum_Entr的交互項，針對中小企業樣本得到的估計結果如表4 列（5）所示，結果顯示，Bank × HROA × Dum_Entr 的系數顯著為負，表明城市商業銀行設立對新進入的中小企業的作用效果更為顯著。最后，比較城市商業銀行設立對有形資產比例較高和較低的中小企業的作用效果。依據企業無形資產占總資產的比例是否高于行業均值，將中小企業劃分為資產有形性低（itang = 1）和有形性高（itang = 1）兩種，在模型（3）中引入Bank、HROA 和itang的交互項，再針對中小企業樣本得到的估計結果如表4 列（6）所示，結果顯示，Bank ×HROA × itang的系數顯著為負，表明城市商業銀行設立對資產有形性較低的中小企業的作用效果更為顯著。上述結果與信息渠道存在的預期一致。以上結果驗證了本文的假設2。

（六）異質性分析

1. 市場化程度異質性

樊綱等［34］研究指出，東部地區的市場化指數明顯高于中西部地區，本文依地理位置將全樣本劃分為東部和中西部地區兩組對模型（1）進行分樣本回歸，估計結果如表5 所示。表5 列（1）—列（4）報告了東部地區和中西部地區城市商業銀行設立的行業資源配置效應估計結果。結果顯示，東部地區Bank對行業資源配置效率的影響系數顯著高于中西部地區。表5列（5）和列（6）是對東部地區和中西地區城市商業銀行設立產生的效率效應的估計結果。結果表明，東部地區Bank 對行業全要素生產率的系數顯著高于中西部地區。上述結果說明，城市商業銀行設立對于市場化程度較高的地區具有更為顯著的行業資源配置效應和效率效應，即城市商業銀行的作用效果與所在地區的市場化程度有關。

表5 市場化程度異質性回歸結果

2. 官員特征異質性

錢先航等［35］發現，官員將自身的晉升意愿嵌入到作為銀行股東的政府之中，影響了政府對銀行信貸配置的行政干預激勵，進而影響銀行的資源配置效應和效率效應。本文依據地區市委書記是否發生更替劃分樣本，對模型（1）的估計結果如表6 所示。結果顯示，無論是資源配置效應還是效率效應，Bank 的系數在市委書記晉升壓力較小即發生官員更替的城市更為顯著、影響效應更大，該結果表明，當市委書記發生變更時，地方官員晉升壓力越小，對資源進行行政干預的概率較低，城市商業銀行設立的影響效應更為顯著。

表6 官員特征異質性回歸結果

五、研究結論與政策建議

本文基于中國城市商業銀行分批次組建、分步驟推廣的準自然實驗，以規模以上制造業企業為樣本，構建多期雙重差分模型探究城市商業銀行設立對行業效率的作用效果和微觀實現路徑。研究表明：第一，城市商業銀行設立能夠改善行業資源配置效率，提升行業全要素生產率，具有顯著的資源配置效應和效率效應。第二，機制檢驗結果顯示，城市商業銀行設立通過緩解高盈利中小企業的融資約束進而優化信貸資源配置。進一步對具體機制的詳細拆分發現，城市商業銀行主要通過發揮自身在軟信息獲取利用上的優勢而非促進競爭而作用于企業融資。第三，異質性分析發現，城市商業銀行設立的資源配置效應和效率效應在市場化程度較高、行政干預較少的地區更為顯著。

根據以上研究結論，筆者提出以下政策建議：第一，應繼續發展城市商業銀行等地方性金融機構，發揮其小銀行優勢，構筑服務于當地經濟及當地中小企業的金融服務體系，實現地區性和全國性銀行機構間的優勢互補，優化金融結構。第二，作為地方性金融機構，城市商業銀行應牢牢把握服務本地中小微企業的市場定位，“扎根本土”而非“攻城掠地”，充分發揮其對當地經濟發展、企業融資需求和企業信用狀況的信息優勢，提供差異化的特色服務。第三，地方政府應減少或避免對金融資源配置的干預，以最大限度減輕對市場機制的扭曲，進一步推動銀行部門的市場化改革，暢通資金要素的市場化流動渠道。同時，要通過適當規制，避免銀行機構僅僅通過兼并地方銀行來爭奪市場份額。