一、引　言

长期以来，我国企业不仅广泛存在融资难问题，而且在不同企业间还普遍存在金融所有制歧视（Harrison和Mcmillan，2003；Firth等，2009；Poncet等，2010；戴静和张建华，2013；余子良和佟家栋，2016），这些都反映出社会资本配置的低效率。为了提升社会资本配置效率，摆脱低效信贷体系，改革开放后，我国政府开展了一系列的银行业结构性改革。其中一个关键性的组成部分就是放松银行管制，鼓励除工农中建四大国有商业银行之外的股份制商业银行和城市商业银行的发展。^①本文以股份制商业银行发展为切入口，研究了银行业结构性改革中的银行管制放松对社会资源配置的影响，并探讨了金融所有制歧视是否因此得到了有效纠正。

资源误配（Resource Misallocation）在发展中国家广泛存在并造成了严重的效率损失（Lu和Yu，2015）。Hiesh和Klenow（2009）对中国资源配置效率的研究表明，资源误配可以解释中美之间近50%的全要素生产率差异。中国推动银行业结构性改革的根本目的在于提升金融系统效率以优化社会资源配置。从理论上看，银行管制放松将促进金融行业竞争，使银行更加关注盈利能力，在开展相业务时具有更强的市场导向，经营业绩好的企业则更容易获得融资支持，从而实现社会资源的优化配置。同时，银行贷款与企业资金链关系密切，贷款行为的市场化使资金流向更有效率的企业，低效率企业则会因无法继续获得资金支持而退出市场，从而有助于发挥市场的“选择效应”，推进企业的优胜劣汰。尤其是部分高效率的私营企业能借此获得规模经济，效率进一步得到提升，而部分低效率的国有企业也可破产重组，增强国有资产的活力。Firth等（2009）发现，国有商业银行的非国有企业贷款份额仅为7%；Song等（2011）同样指出，由于政府对银行的绝对控股，银行贷款严重偏向于国有企业。因此，我们更加期盼股份制商业银行发展能够促使资本流入优质的民营企业。

已有研究证实了银行贷款行为会因金融市场竞争而表现出“去行政化”特征（蔡卫星和曾诚，2012），但也有研究发现中国银行业借贷存在显著的所有制歧视（Poncet等，2010）。此外，Ferri（2009）以及Chen等（2016）均质疑中国的金融低效能否因商业银行的发展而得到有效的改善。因此，银行管制放松能否提升社会资源配置效率、纠正金融所有制歧视，仍是一个有待检验的问题。综合已有文献，我们尚未发现有研究基于全局的视角，直接全面地评估银行业改革带来的资源配置效率的变化。针对这一问题的研究不仅是对我国改革开放以来银行业改革效果的综合评估，更可为下一步的深化改革提供可能的方向，而且有助于探寻通过金融体制改革实现我国经济“去杠杆”的方案，因而具有重要的现实意义。

本文基于2000—2006年中国微观企业数据和来自银监会网站的城市金融发展数据，利用城市中股份制商业银行的支行数量占比来构建银行管制放松指标，考察了其对资源配置效率的影响。本文利用企业的微观信息构造资源误配指标，从宏观经济角度考察了银行管制放松的资源配置效应，并探索了其作用机制。这不仅丰富了中国金融市场化的相关研究，而且直接评估了中国银行业改革效果，对政策的制定具有重要的参考价值和指导意义。同时，本文还探讨了潜在的金融所有制歧视问题，细分样本检验了银行管制放松能否缓解所有制歧视，以及优化社会资源配置的主要渠道。本文进一步分所有制引入企业的进入退出行为和模式，更确切地发现银行管制放松激发了市场的选择效应，通过优胜劣汰降低了私营企业的资源误配程度。

本文研究表明，股份制商业银行的发展可以纠正我国的资源误配，这一纠正作用主要表现为商业银行发展通过激发市场的选择效应，改善了私营企业的资源误配。但同时，股份制商业银行的发展会加剧国有企业的资源误配，且不能显著改善私营企业、国有企业与外资企业之间的资源误配，因而对于“所有制歧视”可能仍是无能为力的。拓展性研究表明，上述机制在外向型行业以及市场化程度低和金融竞争激烈的地区更加显著。

本文的边际贡献体现在：第一，关于银行管制放松或地方金融发展的已有研究只是关注了地方经济增长与出口、微观企业成长、银行内部行为转变等某一方面的局部影响，而没有关注其对资源配置的全局效应。本文的研究不仅对现有文献是一个重要的补充，而且从资源配置角度对政策制定具有更直接的参考价值。第二，本文深入挖掘了银行管制放松的资源配置效应背后的理论机理，即通过促进私营企业的资源优化配置来降低整体的资源误配水平，并进一步探讨了金融所有制歧视问题，这对金融发展、融资约束等已有相关文献是一个有益的补充。第三，本文从资源配置角度，通过对理论机制的剖析和检验，为Ferri（2009）的担忧提供了直接的经验证据。本文研究表明，鼓励其他类型商业银行发展对提升资源配置效率固然有所帮助，但解决问题的根本可能依然在于深化大型国有银行改革，这对于进一步推进金融改革具有一定的参考价值。

二、文献回顾与研究假设

实现资源优化配置是政策制定者的核心目标之一。中国长期的市场化改革成效明显，政府政策的资源配置效应在学术界引起了广泛关注，代表性的研究有：Lu和Yu（2015）、马光荣和李力行（2014）、蒋为和张龙鹏（2015）、钱学锋等（2015，2016）、张天华和张少华（2016）以及刘啟仁和黄建忠（2016）。

1984年中国人民银行的商业银行业务分离后，中国逐步形成一个银行主导型金融体制（Levine，1999），对于经济体内的大多数企业，银行是外部资金最重要的来源。已有研究认为，我国金融体制的低效主要源于政府对银行的完全支配，行政命令产生了非市场性的干预（Allen等，2005）。国内外学者重点关注了中国银行业发展对经济增长和企业生产率的影响，但并未得到一致的结论。^③我们认为，基于中国银行业在社会资源配置中的基础性地位，银行业改革可能会对中国经济产生深远的影响。鼓励股份制商业银行发展是我国政府推动银行体制改革的重要尝试。股份制商业银行是对四大国有商业银行的重要补充，可以提升银行间的竞争水平（Lin等，2015；Chen等，2016），推动银行行为的去行政化。基于上述分析，本文提出以下假设：

假设1：在银行业结构性改革中，银行管制放松有助于纠正资源误配水平。

中国企业普遍存在融资约束问题，而且私营企业面临更加严重的融资约束（Firth等，2009；Poncet等，2010；Song等，2011；余子良和佟家栋，2016）。而银行业结构性改革的重要政策目标之一就是通过鼓励发展股份制商业银行来缓解私营企业的融资约束。因此，优质的私营企业可能更容易达到应有的融资水平，整体资源配置效率得到提升。此外，蔡卫星和曾诚（2012）指出，银行业竞争也会促使银行的贷款行为向商业性方向转变。以股份制商业银行为代表的地方金融的发展扩大了信贷供给主体，而且与四大国有银行展开了竞争，竞争的压力使四大国有银行更加重视贷款效率和经营效益。因此，原本未能得到贷款的优质企业更容易获得贷款，而原本依靠贷款续命的“僵尸企业”则可能退出市场。基于上述分析，本文提出以下假设：

假设2：银行管制放松优化资源配置的作用在私人资本占比高的行业中更强。

有学者指出企业融资上的所有制差异是非市场性的，将其称为“金融所有制歧视”（戴静和张建华，2013），即与国有企业相比，私营企业更难获得银行贷款。^⑤改革前的国有独资商业银行的信贷分配存在“政策选择顺序”（Huang，2003），即国有企业总是优先获得贷款。这也得到了Poncet等（2010）、余子良和佟家栋（2016）等研究的证明。仅从政策目标上看，股份制商业银行发展应有助于消除企业融资的所有制差异。但从银行贷款行为角度分析，上述判断却可能不成立。我们认为，造成企业融资所有制差异的一大根源在于不同所有制企业的贷款风险差异，国有企业比民营企业更不容易破产。因此，站在银行的角度，贷款给国有企业的风险更低。造成企业融资所有制差异的另一大根源在于当地政府的干预，即申广军（2016）所指出的“僵尸企业”问题。出于保证当地就业的需要，有一部分国有企业没有选址在最优位置，造成在市场经济中竞争力不足。出于维持就业与社会稳定的需要，地方政府总会设法通过财政补贴或干预银行贷款的方式阻止其退出市场，从而形成“僵尸企业”。股份制商业银行大多仍是国家控股，不可避免地受到当地政府的影响（Wang，2017），而且潜在的坏账可能会使其更难从“僵尸企业”中脱身。基于上述分析，本文提出以下假设：

假设3：银行管制放松可能无法有效纠正金融所有制歧视。

三、研究设计

（一）数据来源与处理

本文数据的来源与处理如下：（1）2000—2006年的《中国工业企业数据库》提供了企业异质性信息，可供我们测算企业加成率，并通过加总的方式获取细分行业信息。（2）基于银监会网站上的金融许可证查询系统，获取1995—2006年各地级市各个银行的分支机构信息，进一步处理得到本文的核心解释变量−城市股份制商业银行发展水平。（3）2000—2006年的《中国海关数据库》提供了企业出口的相关信息，我们通过加总的方式可获取细分行业出口方面的信息。（4）1995—2006年的《城市统计年鉴》为我们提供了城市层面的其他信息。本文主要参照Brandt等（2012）的做法，对《中国工业企业数据库》的相关数据进行了处理。我们主要利用《中国工业企业数据库》提供的邮政编码匹配了城市层面的变量，然后按照省市县码进行了复核。

（二）银行管制放松指标的选取

本文的银行管制放松指标选取的是根据银监会2010年标准划分的股份制商业银行的分支机构数量占比。限于数据的可得性，使用支行数量来反映银行的市场份额和规模是学术界一种常见的做法，如蔡卫星和曾诚（2012）、Chen等（2016）等。本文之所以选择股份制商业银行而非城市商业银行，主要是因为：第一，股份制商业银行是中国银行业的“第二梯队”，更具有代表性。第二，本文的样本期为2000—2006年，而且我们需要使用滞后5年的数据。第一家城市商业银行在1995年成立，且在2004年才可以在外地市设立分支机构，而股份制商业银行1987年开始出现，有更久的发展历史。综合上述情况，我们选择股份制商业银行的支行数量占比作为银行管制放松指标，反映银行业的结构性改革进程。

（三）资源误配指标的构建

借鉴Lerner（1934）的思想，当社会资源达到最优配置时，加成率应达到均等。因此，考虑到资本和劳动的行业专用性以及中国地区保护和市场分割的现实情况，我们使用城市—行业内加成率离散度来衡量资源误配程度。企业成本加成率的测算借鉴De Loecker和Warzynski（2012）的做法，即中间投入的产出弹性与支出份额之比，产出弹性的测算参照Lu和Yu（2015）的做法。本文采用泰尔指数、变异系数和标准差这三种方式来衡量其离散度，借鉴Lu和Yu（2015）的做法，将泰尔指数作为本文的核心指标。与变异系数和标准差相比，泰尔指数采用加权的做法，纳入了偏离程度信息，更能准确反映加成率的离散度。此外，当所选定的城市—行业内只有一家企业时，泰尔指数仍可以反映这种配置结果，但变异系数和标准差却不能有效刻画这种情形。为了规避单一方法下可能存在的测算误差问题，我们还使用会计法来计算企业的加成率。本文借鉴Dai和Xu（2017）的做法，使用企业销售额除以销售额与利润之差来表示。

四、银行管制放松的资源配置效应

（一）基准估计

在基准分析中，我们估计了以下模型：

其中，下标c表示城市，下标j表示GB4行业，下标t表示年份， $ \theta $ 表示固定效应。^⑥被解释变量为加成离散度（Markup_Dispersion），我们分别使用泰尔指数（Theil Index）、变异系数（C.V.）和标准差（S.D.）来衡量。鉴于可能存在的异常值问题，我们在估计中仅保留了大于零的泰尔指数，并在上端进行了10%的缩尾处理。核心解释变量为银行管制放松（CB），使用城市中股份制商业银行发展水平来反映。鉴于它是城市层面的变量，宏观变量发挥作用往往具有时滞性，同时为了缓解反向因果可能带来的内生性问题，我们采用其滞后五期值。^⑦如果 $ {\beta _1}$ 显著为负，则假设1成立。

基准估计结果见表1。列（1）—列（3）使用De Loecker和Warzynski（2012）的方法测算企业加成，列（4）—列（6）则使用Dai和Xu（2017）的方法测算企业加成，被解释变量分别为城市—GB4层面的泰尔指数、变异系数和标准差，我们也在城市—GB2层面进行了估计（限于篇幅，结果未列示）。从中可以看出，银行管制放松对成本加成离散度具有显著的负向作用，而且在不同的加成测算方法与离散度衡量指标下保持一致。^⑫这表明银行管制放松降低了我国的资源误配程度，假设1得到验证。

这一结果与我们的预期和观察到的事实基本一致。首先，随着银行管制的放松，股份制商业银行进入市场并快速发展，金融业竞争渐趋激烈。这促使银行在贷款业务中更加注重效率和回报，优质企业更容易获得贷款。其次，股份制商业银行的发展扩大了资金供给，可以缓解因国有商业银行的“贷款规模”限制而造成的融资难题。再次，银行业结构性改革可以缓解中小企业尤其是私营企业的融资约束，私营企业可获得更多的资金注入。最后，银行管制放松所带来的资金供给扩大可以有效降低进入门槛，促进优胜劣汰，增强市场活力。基于上述分析，银行管制放松使优质企业更容易获得资金，弥补了国有商业银行的供给不足，纠正了社会资源误配，提升了资源配置效率。

（二）稳健性检验

1. 模型设定方面的稳健性检验：（1）增加省份—年份固定效应；（2）增加股份制商业银行发展水平的滞后三期值；（3）增加城市层面的其他变量并进行对比。^⑧我们发现基准结果保持稳健，而且短期滞后项的作用完全被吸收，城市层面的变量只有城市平均工资显著，而且未能带来R²的明显上升。受限于《城市统计年鉴》的数据质量，样本量还会有所损失。我们对比后发现，遗漏城市层面其他变量并不会造成对银行管制放松作用的高估，从而可使用一个更简洁的实证模型进行研究。

2. 样本方面的稳健性检验：（1）补回基准估计中被剔除的样本；（2）对缩尾处理进行敏感性考察；（3）仅保留城市—GB4层面企业数大于10的组；（4）仅考虑中国加入WTO即2002年之后的样本；（5）仅考虑2004年之后的样本，2004年我国银监会出台《城市商业银行监管和发展纲要》，明确了商业银行的发展思路和方向；（6）仅保留东部地区（不包括东北三省）的样本；（7）剔除北京和上海。本文的基准结果保持稳健。

3. 银行管制放松指标的稳健性检验：（1）考察城市商业银行（CCB）的影响，如上文所说，城市商业银行在样本期内发展比较滞后，没有表现出显著的影响；（2）在股份制商业银行的基础上加入城市商业银行；（3）使用股份制商业银行与中农中建交“五大”银行机构数量的比值；（4）参考张杰等（2017）的实证策略，直接考察银行竞争的影响。^⑭检验结果与基准结果保持一致。

（三）处理内生性问题：基于IV-2SLS的再考察

本文的基准估计可能存在以下内生性问题：第一，核心解释变量可能存在测量误差；第二，即使采用了滞后五期项，仍可能存在反向因果问题。为了缓解上述问题，我们尝试引入工具变量进行了2SLS估计。我们使用中国银行业对外开放进程作为工具变量。其逻辑在于，中国在加入WTO后，以地级市为单位，逐步放开了外资银行在华经营的准入限制和人民币业务限制，这具有很好的外生性。各年度放开限制的城市名录来自中国人民银行所发布的文件。同时，银行业开放水平也是银行管制程度的重要衡量依据，因而与股份制商业银行发展具有相关性。具体而言，我们分别基于实际开放顺序和入世承诺表构造了DID形式的变量，取值为1表示在年份t城市c不存在对外资银行的经营限制。^⑮此外，我们还借鉴Fisman和Svenson（2007）以及Lewbel（1997）的思想构建工具变量进行了考察。结果表明，与基准结果相比，两阶段估计中核心解释变量的作用有所增强。这意味着即使存在一定的内生性问题，也只是低估了核心解释变量的影响，而不会改变基准分析的定性结论。

五、资源优化配置效应如何体现

（一）机制检验

在基准估计中，我们发现银行管制放松有助于降低社会资源的误配程度。我们进一步构建了以下模型来探讨影响机制：

其中，核心解释变量为交互项 $ C{B_{c,t - 5}} \times Privat{e_{j,t}}$ ， $ Privat{e_{j,t}}$ 表示行业的私人资本占比。如果 $ {\alpha _1}$ 显著为负，则假设2成立。我们增加了城市—年份联合固定效应，以控制城市招商引资行为、城市发展水平等因素。这不仅能够吸收股份制商业银行发展的水平项，而且可以大大降低遗漏变量的风险。估计结果见表2。为了避免大量城市—GB4行业内只有1家企业的情况，同时尽可能使更多的城市—行业组进入样本，我们在机制分析中基于GB2行业展开。表2中交互项的系数估计结果显著为负，表明银行管制放松对私人资本占比更高的行业具有更强的纠正资源误配的作用，假设2得到验证。

（二）细化分析

基于Chen等（2016）以及余子良和佟家栋（2016）的研究，所有制因素可能会影响银行管制放松的资源配置效应。基本逻辑如下：商业银行发展最直接的作用是扩大资金供给，结合其定位与发展方向，私营企业将更容易获得的资金而实现扩张。这有助于提升市场活力，实现优胜劣汰，缩小私营企业的差异。而国有企业在融资方面本就具有优势，且主要从国有大型商业银行获得资金支持，其资源配置可能不会受到商业银行发展的影响。外资企业的融资主要来源于海外的母公司，资源配置状况同样可能不会受到商业银行发展的影响。基于此，商业银行发展可以使私营企业更容易获得所需资源，在资源投入后，根据边际效应递减的原理，其平均成本加成应下降。这可能有助于缩小私营企业与国有及外资企业的平均成本加成差异，提升资源在不同所有制企业间的配置效率。

本文引入所有制因素，利用《中国工业企业数据库》提供的企业资本构成信息，将样本划分为私营企业（PE）、国有企业（SOE）和外资（合资）企业（JV），^⑰以成本加成离散度作为被解释变量分别进行了估计，结果如表3中列（1）—列（3）所示。另外，将被解释变量更换为三组企业两两之间的成本加成均值差距 ，^⑨考察了银行管制放松对不同所有制企业之间资源配置效率的影响（组间差异），估计结果如表3列（4）—列（6）所示，从而识别股份制商业银行发展如何影响整体资源配置情况。列（7）—列（9）中的被解释变量则分别为私营、国有与外资三类企业的平均成本加成（水平效应）。结果表明，银行管制放松降低了私营企业的资源误配水平，但加剧了国有企业的资源误配，同时不会影响三类企业的平均成本加成以及两两之间的成本加成差距。这意味着资源在私营企业和国有企业之间的配置并没有得到优化，潜在的金融所有制歧视未能得到有效纠正，假设3得到验证。

商业银行发展降低了私营企业的资源误配水平，在上文已有诸多解释，这里不再赘述。而国有企业的成本加成离散度反而因商业银行发展而有所扩大，这与我们的预期并不一致。我们认为最有可能的原因是：风险永远是银行发放贷款时要考虑的重要指标，国有企业有国家作为后盾，尽管国企改革不断推进，但是国企破产重组仍是少数。因此，国有企业总是更具优先级的客户。而由于国有大型商业银行的“贷款规模”限制，优质的国有企业能够获得足额的贷款，而业绩较差的国有企业只能获得勉强维持经营的贷款。随着银行管制的放松，其他商业银行进入市场，资金供给扩大。鉴于国有企业的低风险特征，业绩较差的国有企业获得了更多的贷款，从而加剧了资源误配。此外，出于保证就业和财政收入的考虑，政府往往会通过财政补贴或干预贷款的方式，挽救一些理应退出市场的企业，即“僵尸企业”。而计划经济年代建立起来的许多国有企业的选址目标是非经济性的，经常是为了吸纳就业、维持社会稳定，这就导致国有企业中出现了不少的僵尸企业。申广军（2016）发现“僵尸企业”比例与国有企业比例高度正相关。因此，国有企业的退出渠道受阻，造成其资源误配状况加剧。

（三）进入退出因素的影响

我们进一步排除了进入退出因素的干扰，仅保留一直存活的企业重新进行了估计，结果如表4所示。比较表4和表3的结果，可以帮助我们判定进入退出因素的作用。结果表明，银行管制放松对私营企业成本加成离散度的影响变得不显著，对国有企业的正向作用则变小，对私营企业的平均成本加成有负向影响，但基本上不会影响三类企业之间的成本加成差异。这意味着商业银行发展纠正私营企业资源误配的作用是通过企业进入退出实现的，也揭示出国有企业的进入退出行为可能不是市场选择下的优胜劣汰。改革开放后，中国在不断探索国企改革方案，进入20世纪90年代后，逐步执行“有进有退”的策略，即推动国有资本更多地向关系国家安全和国民经济命脉的重要行业和关键领域集中，在其他行业逐步退出，推进企业调整重组，支持有条件的企业做大做强。在这种情况下，具有竞争力的国有企业可能通过外资合作或个人承包的模式向三资企业或私营企业转型，^⑳而在重要行业和关键领域，却有效率较低的国有企业尝试进入，股份制商业银行发展为它们融资提供了便利，从而加剧了资源误配。此外，在剔除进入退出因素后，股份制商业银行发展对私营企业的平均成本加成存在负向影响。基于边际效应递减的原理，这说明只有长期存活的企业才能获得商业银行发展所带来的资金注入。银行往往需要时间来观察以评定风险，这就有可能使一个潜在的优质企业在成长的黄金时期因融资不足而错失发展良机，甚至被迫退出市场。因此，建立新型的信用审核机制，对于发挥商业银行优化资源配置的作用可能是非常重要的。股份制商业银行发展对组间差异的影响仍是不显著的，说明即使资金流入持续存活的私营企业也是不够充分的，无助于缓解不同所有制企业间的资源误配。

我们还挖掘了银行管制放松所产生的“选择效应”及不同所有制企业进入退出的具体模式。我们在城市—GB2行业—年份层面构造了进入率、退出率和调整率这三个指标。^㉑估计结果见表5，其中列（1）—列（3）是国有企业的结果，列（4）—列（6）是私营企业的结果。从中可以看到，银行管制放松倾向于抑制国有企业的进入退出行为，且在退出方面表现出很强的负向效应；但银行管制放松却倾向于促进私营企业的进入退出行为，且在进入和退出方面都表现出强有力的促进作用。我们发现，银行管制放松抑制了国有企业的进入退出行为，造成了“选择效应”的缺失，加剧了资源误配；但银行管制放松却极大地促进了私营企业的进入退出行为，激发出市场的“选择效应”，提升了私营企业的资源配置效率。

（四）拓展性研究

我们借鉴已有研究成果，进一步从行业特征、城市特征与金融业竞争水平的角度进行了拓展性分析，并证明了已有结论，结果如表6所示。在列（1）中，借鉴Pavcnik（2002）的研究，将行业分为外向型行业和内向型行业，设置哑变量Dummy_Export，外向型行业取1。外向型行业中私营企业占比往往较大，如果表3的结果是可靠的，那么我们应观察到在外向型行业中，股份制商业银行发展优化资源配置的作用更强，结果与预期相符。在列（2）中，我们引入樊纲的市场化指数（Marketization），如果表3的结论是合理的，那么我们应观察到在市场化程度低的城市中，股份制商业银行发展通过优化竞争环境，改善资源配置的作用更强，结果与预期相符。在列（3）中，我们区分了省会城市和非省会城市，设置哑变量Dummy_Capital，省会城市取1。省会城市的制度质量和市场化程度往往更高，所得结果与列（2）类似。在列（4）中，我们引入金融市场竞争（Herf. Index）。优质的私营企业获得贷款支持的条件是更有效率的信贷机制，如果表3的结论成立，那么在金融竞争激烈的城市中，股份制商业银行发展优化资源配置的作用应更强，结果同样与预期相符。

六、结论与启示

本文利用地级市的银行分支机构信息与工业企业微观数据，研究了我国银行业结构性改革中的银行管制放松对社会资源配置的影响及机制。研究表明，银行管制放松后，股份制商业银行发展可以纠正我国的资源误配，这一纠正作用主要表现为激发了市场的选择效应，降低了私营企业的资源误配程度。值得指出的是，银行管制放松会加剧国有企业的资源误配，且金融所有制歧视也没有得到根本性的扭转。拓展性研究表明，上述结论在外向型行业以及市场化程度低和金融竞争激烈的地区更加显著。

基于上述研究结论，我们可得到如下启示：第一，本文从资源配置角度评估了我国银行业结构性改革的成效。我们发现，银行管制放松推动了银行多元化，在一定程度上促进了我国资源优化配置。这意味着我国银行业结构性改革总体而言是有效的。第二，本文的研究为我国深化银行业改革指出了努力的方向。银行业放松管制并没有根本性地纠正金融所有制歧视，我国银行业改革的关键仍在于深化大型国有商业银行改革，实现其经营市场化和资金存贷行为去行政化，提升其经营效率。这应成为未来一段时期内我国金融领域的主要任务。第三，银行业改革可尝试与国企改革实现联动。本文研究发现，市场的选择效应是股份制商业银行发展提升资源配置效率的关键，而进入退出受阻是这一作用在国有企业失效的一个重要原因。这意味着推动国有企业行为的市场化将有助于进一步激发银行业改革的红利。

　　* 作者感谢匿名审稿人、郁志豪、黄建忠、何晓波等专家学者，以及蒋为、刘晴、杨连星等2017年中国世界经济学会国际贸易论坛与会专家提出的建设性意见！当然，文责自负！

① 本文依照银监会2010年报，将我国银行做了如下划分：3家政策性银行（国家开发银行、中国进出口银行和中国农业发展银行）、5家大型商业银行（中、农、工、建、交）、12家股份制商业银行（中信、华夏、招商、深发、光大、民生、浦发、渤海、广发、兴业、恒丰、浙商）、中国邮政储蓄银行、147家城市商业银行、85家农村商业银行以及349家村镇银行，下文以此划分为标准。本文以2000—2006年股份制商业银行的发展来反映银行管制放松。

② 马光荣和李力行（2014）从金融契约效率的视角；Lu和Yu（2015）从贸易自由化的视角；蒋为和张龙鹏（2015）从补贴差异化的视角；钱学锋等（2015）从出口退税政策的视角；张天华和张少华（2016）、钱学锋等（2016）从偏向性政策的视角；刘啟仁和黄建忠（2016）从汇改后的人民币升值的视角分别探讨了其资源配置效应。

③ 在经济增长方面，Guariglia和Poncet（2008）论证了金融扭曲对经济增长的影响，贾春新等（2008）则考察了国有商业银行发展和竞争对当地经济增长的促进作用，但Wang（2017）却认为城市商业银行的建立使地方政府获得了寻租能力并抑制了经济增长。在企业生产率方面，Lai等（2016）发现外资银行进入中国整体上抑制了企业的生产率，但方芳和蔡卫星（2016）以及余超和杨云红（2016）却发现金融竞争有助于促进企业成长并提升企业生产率。

④ 虽然存贷款利差对银行收益的影响在近些年逐步下降，但在本文的样本区间内，存贷款利差仍是银行收益的重要来源。

⑤ 也有研究聚焦于外资企业和本土企业的融资表现差异，认为本土企业出于获得外部融资的目的而寻找外资入股，外资注入可以显著缓解本土企业的融资约束（Manova等，2015）。但我们认为，从金融发展的角度看，国有企业和民营企业之间的融资表现差异可能更值得关注。

⑥ 本文引入城市—行业的联合固定效应（θ_c,j）来控制城市的地理区位、文化传承、发展历史、产业政策或经济发展思路差异等因素，以及行业的固有技术差异、发展阶段等因素；同时，引入行业—年份的联合固定效应（θ_j,t）来控制可能发生的技术冲击、需求冲击以及中间品供给冲击等因素。

⑦ 这也可以帮助我们规避2001年后多次政策调整对银行贷款行为的影响，如2001年的《商业银行中间业务暂行规定》、2004年的《关于推进资本市场改革开放和稳定发展的若干意见》等。

⑧ 本文选取了城市的人均GDP（反映城市经济发展水平）、总人口（反映城市规模）、第三产业GDP占比（反映服务业发达程度）以及平均工资（反映用工成本）等可能影响资源配置的因素。在稳健性检验中，我们发现这些因素并不起关键性的作用，是否加入对β₁的估计精度影响非常小。出于简便的考虑，我们在基准估计结果中略去了这些因素。

⑨ 以PE和SOE为例，Dis_PE_SOE=|mean（Markup_PE）—mean（Markup_SOE）|。

⑩ 类似的做法也可参见刘啟仁和黄建忠（2016）、钱学锋等（2015）。

⑪ 相关更详细的说明也可参见钱学锋等（2015）。

⑫ 我们发现列（1）中核心解释变量的作用明显小于列（2）和列（3），这是因为被解释变量的测算方法不同，所得到的分布也不同。与其他两个指标相比，泰尔指数的均值更小，而且分布更集中，因此变动率更小，解释变量的作用也更小。

⑬ 为了保持与后续两个指标样本的一致性，在基准回归中我们剔除了无法计算标准差和变异系数的城市-行业组，因此造成与统计性描述存在样本量的差异，在后续的稳健性检验中，我们会将相应样本补足再次进行考察。

⑭ 银行管制放松并不简单等同于银行业竞争，本文在拓展性研究中进一步区分了银行管制放松和银行业竞争。我们将银行分为五家大型商业银行、股份制商业银行、城商行（农商行）以及外资银行四类，将各类银行的分支机构数与所在城市的银行分支机构总数之比看作市场份额，求出赫芬达尔指数（Herf. Index）。赫芬达尔指数反映市场份额的集中度，常用于衡量市场竞争程度，数值越大表明市场竞争程度越低。

⑮ 实际开放进程可参见http://pdf.dfcfw.com/pdf/H3_AP201807191168223501_1.pdf，入世承诺表的开放进程可参见Chen等（2016）。

⑯ 具体可见于Chen等（2016）。

⑰ 我们将私营企业界定为个人资本金与法人资本金总和超过50%的企业，国有企业则为国有资本金与集体资本金总和超过50%的企业，其他为外资独资及合资企业。

⑱ 我们使用三组企业各自的平均成本加成之差的绝对值来反映平均成本加成差距。

⑲ 我们的数据也表明，私营企业的流动性大致是国有企业的8倍。

⑳ 本文数据表明，对于轻工业等竞争性较强的制造业行业，2000—2006年国有企业占比总体上均下降超过200%。

㉑ 我们首先匹配了1999年和2007年的工业企业数据库数据，识别出进入企业和退出企业。如果企业在上一年不存在而当年存在，则定义为进入企业；如果当年存在而下一年不存在，则界定为退出企业。然后，加总获得城市c的行业i中在t年度国有企业和私营企业的总数以及进入和退出的企业数；最后，以进入企业总数除以当年企业总数得到进入率，以退出企业总数除以当年企业总数得到退出率，以进入退出企业总数除以当年企业总数得到调整率。我们在回归时剔除了相应比率等于零的样本。