中小商业银行的异地扩张与企业贷款—— 来自工业企业的经验证据.pdf

June2023【农村金融研究5 1中小商业银行的异地扩张与企业贷款中小商业银行的异地扩张与企业贷款一来自工业企业的经验证据王超超董艳摘要2 0 0 6 年以来，随着市场准入政策的调整，中小商业银行迎来规模较大的异地扩张进程。论文利用国家统计局工业企业数据，考察了中小商业银行异地扩张对企业信贷融资的影响。研究发现，平均而言，中小商业银行进入异地市场，对当地企业的贷款可获得性和贷款规模均有促进作用。但异质性分析表明，中小商业银行进入异地市场，对当地企业贷款规模的正向影响，在大企业、国有企业、外部融资依赖度更高的行业中表现得更加明显。特别地，中小商业银行异地扩张对中小企业贷款并无显著的提升作用。论文为准确认识中小商业银行异地扩张在信贷资源配置中的作用提供了实证基础，也为制定更具针对性的中小企业融资支持政策提供了参考依据。关键词中小商业银行；异地扩张；企业贷款；中小企业贷款中图分类号F832.3文献标识码A文章编号10 0 3-18 12（2 0 2 3）0 6-0 0 5 1-17一、引言从世界范围来看，很多国家对银行经营的区域范围均有限制，并经历了从严格限制到逐步放松限制的过程。例如，从2 0 世纪7 0 年代中期到9 0 年代初期，美国各州先后放松了对银行跨区域经营的约束。19 9 4年，里格尔尼尔法案（Riegle-NealAct）颁布，在全国层面允许银行跨州经营（Krishnamurthy，2 0 15）。西班牙从19 8 9 年开始，允许国内的储蓄银行跨区域设立分支机构（Grifell-Tatj&Lovell，19 9 6)。意大利于19 9 0 年取消了对银行分支机构数量和经营区域范围的限制(DeglInnocentietal.，2 0 18)。中国的情况与之类似。在中国的商业银行体系中，已实现全国性布局的是国有大型商业银行，其余类型的商业银行由于成立时间较晚，以及市场准入政策等其他因素的制约，其分支机构往往分布在相对较少的地区。例如，在2 0 0 6 年以前，城市商业银行经营的地区范围仅限于其注册地（一般为地级市）。自2 0 0 6年以来，随着城市商业银行异地分支机构管理办法关于允许股份制商业银行在县域设立分支机构有关事项的通知关于中小商业银行分支机构市场准入政策的调整意见（试行)等政策文件的出台，针对中小商业银行的异地 市场准人管制逐步放松。在这一背景下，中小商业银行迎来难得的发展机遇，其异地扩张步伐明显加快，异地分支机构数量大幅增加。据统计，截至2 0 11年末，中小商业银行在新拓展的地区设立的支行超过6 0 0 0 个。在各地级市内，外地中小商业银行的支行数量，占所有商业银行支行总数的比例（全国平均值），由2 0 0 6 年的3.5%增加至2 0 11年的9.2%，市场影响力显著提升。但是，出于对经营风险等因作者简介：王超超，西南财经大学经济与管理研究院博士研究生；董艳，西南财经大学经济与管理研究院教授、博士生导师。基金项目：本文为国家自然科学基金面上项目“市场缺陷下货币政策对银行风险的影响研究”（编号：7 18 7 3 10 5）的研究成果。52农村金融研究1June20232023年第0 6 期（总第5 19 期农村金融研究素的考量，监管政策于2 0 11年重新收紧，尤其对于城市商业银行，其省内扩张与省外扩张均陷人“停滞”。直至原银监会办公厅于2 0 13 年2 月下发关于做好2 0 13 年农村金融服务工作的通知，“允许城市商业银行在辖内和周边经济紧密区申设分支机构，但不跨省区，抑制盲目扩张冲动”，城市商业银行的省内扩张才开始“复苏”，逐渐向省内其他城市增设分支机构。截至目前，这一进程仍在持续，但扩张规模要明显小于2011年之前。以上对中小商业银行异地扩张历程的回顾，反映出相关监管政策也在根据监管实践不断优化调整。事实上，监管层当时放松中小商业银行的异地市场准人管制，其主要政策目标之一是通过增加信贷供给主体，改善企业（尤其是中小企业）的信贷融资，这在关于中小商业银行分支机构市场准入政策的调整意见（试行)中有明确体现。但是，中小商业银行异地扩张对企业的信贷融资究竟造成了何种影响，鲜有文献基于充分的实证研究作出回答。此外，对这一问题的回答，在当前经济发展背景下具有特殊意义。当前，我国经济发展面临的需求收缩、供给冲击、预期转弱三重压力尚未得到明显缓解，新冠疫情冲击的余波尚未消散，企业生产经营仍然面临不少困难，尤其是中小企业融资问题仍然较为突出。在此背景下，通过系统深人的实证研究，准确估计中小商业银行异地扩张对企业信贷融资的效应，不仅有利于认识中小商业银行异地扩张在信贷资源配置中的作用，而且能够为制定更具针对性的中小企业融资支持政策提供参考依据。本文基于工业企业数据库和原银保监会的商业银行分支机构数据，详细分析了中小商业银行异地扩张对企业信贷融资的影响。相比于已有文献，本文的边际贡献主要体现在以下三个方面：首先，本文丰富了银行异地扩张对实体企业的影响这一领域的研究文献。大量文献聚焦于银行异地扩张背景下，企业在获得银行信贷之后的投资、创新、增长等行为和状态的变化，但对银行异地扩张引起的信贷资源在众多企业之间的配置效应缺乏关注。本文的研究能够弥补这一不足。其次，本文在实证分析中采用了更为有效的识别策略，获得了更为准确的识别效果。尽管有少量文献直接考察银行异地扩张对企业信贷融资的影响，但主要以地区为研究对象，采用地区级别的贷款总量数据进行实证分析，削弱了识别效力。本文以企业个体为研究对象，采用更为微观的企业贷款数据，提升了识别效力。最后，本文发现，通过放松异地市场准入管制，鼓励中小商业银行异地扩张，难以起到促进中小企业贷款的作用。这一发现为进一步优化调整相关政策措施，精准助力中小企业融资提供了参考。本文其余部分安排如下：第二部分是文献综述和研究假说的提出，第三部分介绍本文采用的数据、变量和实证模型，第四部分为实证检验结果，最后是研究结论与启示。文献综述和研究假说(一)文献综述跨区域扩张是银行实现规模增长的重要方式4，首先会对银行自身的诸多方面产生影响。大量文献聚焦于这一领域，并从银行的经营绩效、风险水平、资产质量、公司治理等多个维度展开分析。在经营绩效方面，研究表明，跨区域扩张虽然增加了银行的运营成本，但也使市场份额显著提升（蔡卫星，2 0 16；宋常、李晓楠，2 0 2 1；Bergeretal.，2 0 10）；关于跨区域扩张对银行盈利能力的效应，目前尚无定论，李广子(2 0 14)，June2023I农村金融研究53中小商业银行的异地扩张与企业贷款DeglInnocenti et al.(2018)，宋常、李晓楠(2 0 2 1)均认为，跨区域扩张显著削弱了银行的盈利能力，但王擎等(2 0 12)、蔡卫星(2 0 16)发现，跨区域经营对银行的资产收益率并无显著影响。在风险水平方面，已有研究揭示出更为复杂的关系。尽管一部分研究结果显示，跨区域经营能够降低银行自身的风险水平（王擎等，2012；G o e t z e t a l.，2 0 16)，但Meslier etal.(2016)认为，跨区域扩张对银行自身风险水平的效应，受到扩张形式、企业规模等调节变量的显著影响。在资产质量方面，越来越多的证据显示，跨区域扩张对银行资产质量没有负面影响（卢独景，2 0 12；Goetzetal.，2 0 16；A r p i n g，2 0 19)。在公司治理方面，易志强(2 0 12)基于城商行的数据发现，跨区域经营弱化了地方政府对城商行的控制力，并且使独立董事、股权激励等内部治理机制的作用得以释放，从而提升了公司治理效能。综合来看，这一领域的文献注重考察跨区域扩张对银行经营指标的影响，但较少涉及银行跨区域扩张过程中的具体业务（尤其是企业贷款业务）特征。事实上，正是银行与企业之间的以贷款业务为主要形式的“互动”，才形成了具有特定大小的银行经营指标。因此，单纯考察跨区域扩张对银行经营指标的效应，难以获得对跨区域扩张影响经营指标的完整认识。为此，本文将从企业端人手，通过分析银行跨区域扩张对企业信贷融资的效应，进而推断其对银行经营指标的影响，从而能够对已有的关于跨区域扩张影响银行经营指标的文献形成有益补充。银行通过跨区域扩张，进入新的市场，改变了新市场中的信贷供给格局，因此会对新市场中的企业活动造成不容忽视的影响。根据已有研究的结论，一方面，由于外地银行的进入使企业面临的融资约束得到缓解（江康奇，2 0 2 0；Meslier et al.，2 0 2 0），初创企业的“出生率”显著提升（Black&Strahan，2 0 0 2；张光利等，2 0 2 2）；另一方面，市场中原有企业的行为和状态也发生显著改变。首先，由于企业贷款的主要用途之一是投资，因此银行跨区域扩张使企业投资额发生变化(Zarutskie，2 0 0 6；李志生、金凌，2 0 2 1)，尤其是研发投资显著增加，从而使创新成果明显增多（张杰等，2 0 17；吕铁、王海成，2 0 19；戴静等，2 0 2 0)。进一步，企业创新成果增多，能够提高企业出口的国内附加值率(DomesticValue AddedRatio），从而对企业出口产生积极效应（盛斌、王浩，2 0 2 2)。其次，银行跨区域扩张引致的企业投资和出口等行为的改变，最终会体现在企业的增长率上。针对美国银行业的研究表明，银行的跨州扩张，在整体上显著促进了企业资产的增长率(Berger et al.，2 0 2 0），或者至少有利于小企业的规模增长(Krishnamurthy，2 0 15）。再次，银行跨区域扩张引起的竞争，能够通过缓解企业融资约束、减少顺周期的借贷，显著降低企业的风险水平(Jiangetal.，2 0 2 0)。综上所述，这一领域的研究，主要关注银行异地扩张背景下，企业在获得银行信贷之后的一系列行为和状态的变化，但较少关注企业的信贷融资本身受到的银行异地扩张的影响。更进一步，已有研究较少关注银行异地扩张引起的信贷资源在众多企业之间的配置效应。具体而言，在银行异地扩张背景下，当多家外地银行进人一个地区，很可能对该地区的信贷资源配置产生实质性影响，这种影响可能在总量方面和结构方面同时存在。银行异地扩张对信贷资源配置的结构性影响尤其值得关注，因为它既可能缓解也可能加剧，业已存在并且备受关注的信贷资源配置失衡”问题（例如中小企业信贷融资难问题）。但银行异地扩张对信贷资源配置的实际效应如何，尚未有充分的实证研究作出回答。本文将以中小商业银行异地扩张为背景，详细考察中小商业银行异地扩张对企业信贷融资的效应，进而对地区信贷资源配置的影响，从而能够弥补已有研究的不足。事实上，有少量文献直接考察了银行跨区域扩张对企业信贷融资的影响，但主要采用地区级别的加总54农村金融研究1June20232023年第0 6 期（总第5 19 期农村金融研究数据进行实证分析，缺乏基于微观企业数据的研究结果。例如，Rose(1993)、Ja y a r a t n e&St r a h a n(19 9 6)在分析美国银行业的跨州扩张和州内扩张对企业贷款的冲击时，采用的是州一级的贷款统计数据；Patti&Gobbi(2001)在研究意大利国内的银行异地扩张对信贷供给的影响时，使用的是省一级的信贷供给总量统计数据。彭德荣等(2 0 2 0)在考察股份制和城市商业银行异地扩张引起的市场竞争，对中小企业信贷可得性的影响时，运用省一级的企业借贷数据进行实证分析。以上研究由于以地区为研究对象，采用地区级别的加总数据，实证分析的识别效力受到了削弱。本文将以企业个体为研究对象，采用微观层面的企业贷款数据进行实证分析，提升了识别效力。此外，国外银行异地扩张或跨区域扩张的形式，与中国的银行可能存在很大差异。例如，美国各州放松银行的市场准人管制后，银行异地扩张的形式不仅包括在新市场设立新的分支机构，还包括大量的兼并和收购(Rice&Strahan，2 0 10；K r i s h n a m u r t h y，2 0 15；Be r g e r e t a l.，2 0 2 0)。而在中国，银行异地扩张的主要形式是在异地市场设立新的分支机构。这意味着中国的银行异地扩张，对企业信贷融资的具体效应，可能与国外存在很大不同，值得采用微观数据进行详细分析。(二)研究假说本文在已有研究的基础上，分析中小商业银行的异地扩张对企业信贷融资的效应。当多家外地中小商业银行通过异地扩张进入一个地区，会对该地区内企业贷款的可获得性和规模产生直接影响。一方面，根据“市场力量假说”，随着地区内银行数量增多，银行业竞争程度上升，使得信贷供给量增加，贷款利率降低（Guzman，2 0 0 0；L o v e&Pe r i a，2 0 15)，这无疑会在整体上增加企业贷款的可获得性和规模。尽管“信息假说”认为，银行业竞争程度增加不利于银企之间长期关系的形成，从而难以克服信息不对称和代理问题，因此会妨碍企业获得贷款Petersen&Rajan，19 9 5），但是，关于中国银行业的众多实证研究结果，并不支持“信息假说”（尹志超等，2 0 15；戴静等，2 0 2 0；李志生、金凌，2 0 2 1）。另一方面，地区内银行数量的增多，意味着银行和企业之间的平均地理距离被缩短，银行能够以更低的成本开展贷前调查和贷后监督，有利于降低银企之间的信息不对称程度，促成贷款协议的达成(Petersen&Rajan，2002；D e g r y s e&O n g e n e，2 0 0 5）。基于以上分析，本文提出假说1：假说1：对于一个地区内的企业而言，外地中小商业银行的进人，对其贷款可获得性和贷款规模均有促进作用。上面分析了中小商业银行的异地扩张对企业贷款的平均效应，但是由于不同的企业在规模、所有制、外部融资依赖度等方面存在明显差异，银行异地扩张引致的贷款增量在不同企业之间的分布可能非常不均衡。从企业规模维度来看，本文认为，当外地中小商业银行进入一个地区，其所引致的贷款增量将更多地流向大企业，而中小企业所得相对较少。原因在于：一方面，相对于本地银行，外地中小商业银行不具有信息优势，而中小企业的信息透明度本身较低，这会妨碍外地中小商业银行向中小企业放贷(Sengupta，2007)。具体而言，中小企业的显著特点是经营和管理缺乏规范性，普遍缺少“硬信息”。因此，银行对中小企业贷款资质的审查，极大地依赖于“软信息”。然而中小企业的软信息是需要通过较多频次的接触，建立“关系”（Petersen&Rajan，19 9 4）才能获得的。即使在本地市场，相对于大企业，银行向中小企业发放贷June20231农村金融研究55中小商业银行的异地扩张与企业贷款款的意愿程度也较低（王霄、张捷，2 0 0 3)。而当外地中小商业银行进人一个新的异地市场，面对相对陌生的市场环境和企业，更加难以充分获取中小企业的软信息。它们的中小企业贷款业务会受到更大的限制。而从事大企业贷款业务时，银行几乎不依赖软信息就能作出信贷决策，所以，外地中小商业银行会把更多贷款投向大企业。另一方面，虽然林毅夫等（2 0 0 9)、张一林等（2 0 19）指出，中小银行在中小企业贷款方面具有比较优势，但这种优势建立在中小银行管理层级较少（因而信息传递链条较短）、长期深耕一个地区（因而能够通过与中小企业建立长期关系来克服信息不对称问题）的基础之上。当中小商业银行进人相对陌生的新市场，往往由“总行一支行”两级管理架构转变为“总行一分行一支行”三级管理架构，管理层级增多（王滨，2010）；同时也不再具备关于当地企业的信息优势。因此，当中小银行进人新的异地市场，已基本不具备中小企业贷款方面的比较优势，因此会把更多贷款投向大企业。据此，本文提出假说2：假说2：外地中小商业银行的进入，对地区内企业贷款规模的正向影响，在大企业中表现得更加明显。从企业所有制维度来看，中小商业银行异地扩张对国有企业贷款的影响要大于对私营企业贷款的影响。大量研究表明，我国银行业在贷款业务中存在明显的“所有制歧视”，即更偏好于向国有企业放贷，而“歧视”私营企业（江伟、李斌，2 0 0 6；郭威、杨弘业，2 0 19；张晖明等，2 0 2 2）。主要原因在于：一方面，地方政府为促进地方投资增长，有较强的激励干预银行信贷业务，引导信贷资源优先向国有企业倾斜（沈红波等，2 0 13；王珏等，2 0 15）；而且，地方保护主义行为也会导致信贷资源向地方国有企业倾斜（张晖明等，2022)。另一方面，相比于私营企业，国有企业一般拥有政府的隐性担保，在信贷融资过程中只需接受较低强度的银行审查和监督（江伟、李斌，2 0 0 6；沈红波等，2 0 13)。因此，相对于私营企业，国有企业在银行贷款上具有很大优势。以上分析的是一般情形，下面考虑外地中小商业银行进入异地市场的情形。外地中小商业银行由于缺乏本地企业的详细信息，难以判断多数企业的违约风险，此时可能更加偏好相对“安全”的企业客户。而相比于私营企业，国有企业除了具有一定的规模优势外，还有政府提供的隐性担保，相对而言更为“安全”，因此，进人新市场的中小商业银行，会更倾向于向国有企业放贷。基于以上分析，本文提出假说3：假说3：外地中小商业银行的进入，对地区内企业贷款规模的正向影响，在国有企业中表现得更加明显。从外部融资依赖度的维度来看，本文预期，外地中小商业银行的进入，会对外部融资依赖度较高的行业中的企业产生更大影响。这是由于，如果企业所属行业的外部融资依赖度较高，则更容易受到银行业贷款供给变化的影响（Rajan&Zingales，19 9 8；蒋冠宏，2 0 16；Yeetal.，2 0 19)。需要说明的是，外部融资依赖度是企业所属行业的特征，而不是企业个体的特征。因此，从外部融资依赖度的维度来分析企业贷款，本质上是从行业整体的视角来看待问题。此时，虽然本文在提出假说2 和假说3 时考虑的企业层面的规模特征、所有制特征仍然会起作用，但起支配作用的将是行业整体的特征。而从行业整体视角来看，外地中小商业银行的进人引致的贷款供给变化，无疑会对更加依赖外部融资的行业造成更大的影响。基于此，本文提出假说4：假说4：外地中小商业银行的进人，对地区内企业贷款规模的正向影响，在外部融资依赖度较高的行业中表现得更加明显。接下来，本文将利用微观数据对以上假说进行实证检验。56农村金融研究IJune20232023年第0 6 期（总第5 19 期农村金融研究三、研究设计(一)数据说明本文以2 0 0 6-2 0 11年我国制造业企业为研究对象，考察中小商业银行异地扩张对企业信贷融资的影响。之所以将观察期设定在2 0 0 6-2 0 11年，是由于中小商业银行的异地扩张受到监管政策的直接影响。2 0 0 6 一2011年是中小商业银行市场准人政策的“放松期”，在此期间，中小商业银行的异地扩张十分活跃。但在2011-2013年，市场准入政策发生方向性变化，由放松”变为“收紧”，在政策“收紧期”，中小商业银行的异地扩张几乎处于停滞状态。因此，为了获得更为准确的识别结果，本文将观察期设定在2 0 0 6-2 0 11年这一政策“放松期”。本文的数据来源包括：国家统计局中国工业企业数据库、原银保监会网站“各级金融机构持有的金融许可证信息”数据库、国家企业信用信息公示系统，以及中国城市统计年鉴。工业企业数据库收录了所有国有工业企业和年销售收人在5 0 0 万元以上的非国有工业企业。本文参照聂辉华等（2 0 12）的方法，对该数据库中存在异常值的样本进行了清理。原银保监会网站“各级金融机构持有的金融许可证信息”数据库提供了关于商业银行分支机构的详细信息，可用于构建中小商业银行异地扩张相关指标，以及描述银行业竞争程度。此外，本文还使用了中国城市统计年鉴中各地级市的经济特征数据。将上述数据匹配后，最终得到6 6 48 2 2 条企业一年度观测值。为了排除极端值的影响，本文对所有连续型变量进行了上下1%的缩尾处理。(二)变量定义和描述性统计1.变量定义(1)企业贷款(Loan)本文从两个维度描述企业贷款(Loan）：企业贷款的可获得性(Loan_A）和企业贷款的规模(Loan_B)。Loan_A是一个二值虚拟变量，当它取值为1时，表示企业在年内获得了银行贷款；当它取值为0 时，则表示并未获得银行贷款。借鉴郭峰、熊瑞祥(2 0 18）的研究，本文根据企业在年内是否有利息支出，判断企业是否获得银行贷款。此外，借鉴Cai&Liu(2009)、方明月（2 0 14）的研究，本文用利息支出占销售收人的比例，来度量企业贷款的规模(Loan_B)。由于利息支出与贷款规模之间的高度正相关关系，采用利息支出作为企业贷款规模的代理变量有其合理性。同时，为增强不同企业之间的可比性，将利息支出与销售收入的比值作为最终使用的代理变量。（2）外地中小商业银行的“进人规模”(Entry)本文以企业为研究对象，来分析中小商业银行的异地扩张对企业贷款的影响。对于一个城市内的企业而言，“中小商业银行的异地扩张”表现为外地中小商业银行的“进人”。因此，本文采用“外地中小商业银行的进人规模（Entry）”来描述中小商业银行的异地扩张。借鉴诸竹君等(2 0 2 0)、盛斌、王浩(2 0 2 1)、Claessens et al.(2001)的研究，本文使用Num和Share这两个指标来度量外地中小银行的进人规模。Num是外地中小商业银行在城市内设立的分支机构总数（取自然对数）。Share是外地中小商业银行分支机构的数量占比，即Num与城市内所有商业银行分支机构总数的比值。June20231农村金融研究57中小商业银行的异地扩张与企业贷款表1主要变量的定义变量名变量定义Loan_A虚拟变量，表示企业是否获得银行贷款，如果企业在年内获得了银行贷款，则取值为1，否则取值为0Loan_B企业贷款的规模，用利息支出占销售收入的比例作为其代理变量Num外地中小商业银行在地级市内设立的分支机构总数（取自然对数）Share外地中小商业银行分支机构的数量占比，即Num与地级市内所有商业银行分支机构总数的比值Lnage企业年龄的自然对数Lnassets企业总资产的自然对数ROA企业的资产回报率，用于度量企业的盈利能力DtoA企业的资产负债率，用于度量企业的偿债能力HHI基于银行分支机构数量构建的赫芬达尔赫希曼指数，用于度量地级市内的银行业竞争程度LnPGDP企业所在地级市的人均地区生产总值的自然对数R_GDP企业所在地级市的地区生产总值的增长率(3)控制变量参照李广子等(2 0 16)、Chemmanur et al.(2020)的做法，本文选取如下控制变量：企业个体层面的控制变量包括企业年龄的自然对数(Lnage)、企业总资产的自然对数(Lnassets)、企业的资产回报率(ROA)，以及企业的资产负债率(DtoA）；地区层面的控制变量包括企业所在地级市的银行业竞争程度(HHI)、人均地区生产总值的自然对数(LnPGDP)，以及地区生产总值的增长率(R_GDP)。其中，对企业所在地级市的银行业竞争程度(HHI）的度量，借鉴了Chong et al.(2013)、姜付秀等(2 0 19)的方法，即以地级市内各家商业银行的分支机构（支行）数量占比为基础来构建集中度指数（赫芬达尔一赫希曼指数）：(#branchkayHHIet=Z k(#branch(1)其中，#branchkct是截至t年年末银行k在城市c内设立的分支机构总数，#branchct是截至t年年末城市c内所有银行分支机构的总数。HHIct是银行业竞争程度的反向指标，取值越大，代表银行业竞争程度越低。将各主要变量的定义汇集于表1中。2.变量的描述性统计表2 是对主要变量的描述性统计。在企业层面，获得银行贷款的样本占比为6 9.0%；企业的利息支出占销售收入的平均比例为0.9%；企业的平均资产回报率为0.10 7，平均资产负债率为0.5 5 3。在地区层面，外地中小商业银行分支机构的平均数量占比为9.1%；以银行分支机构数量占比的平方和度量的银行业集中度，其平均水平为0.16 7。此外，本文根据外地中小商业银行在地级市内设立的分支机构总数（取自然对数）Num的中位数，将样本划分为两部分，分别进行统计。统计发现，对于Num取值较高的一组样本，Loan_A的均值为0.7 0 6，Loan_B的均值为0.0 0 9；而Num取值较低的一组样本，Loan_A的均值为0.6 7 2，LoanB的均值为0.0 0 8，均低于前者。而且，利用外地中小商业银行分支机构的数量占比Share的中位数，进行分样本统计，也得到了类似的结果。这初步显示出，外地中小商业银行较大的“进人规模”，与较高的企业贷款可获得性和贷款规模相关联。本文后续将围绕两者的关系作更为严格而全面的实证分析。(三)实证模型为考察中小商业银行的异地扩张对企业贷款的影响，本文采用如下实证模型：Loanie=,+,Entryet+,Controlsiet+Indus+City+0,+ict(2)58农村金融研究1June20232023年第0 6 期（总第5 19 期农村金融研究其中，i、C、t 分别表示企业、城市（地级市）和年份。因变量Loanict包括两个变量Loan_Aict 和Loan_Bict。L o a n _Aict是一个二值虚拟变量，代表企业贷款的可获得性，当它取值为1时，表示城市c内的企业i在t年内获得了银行贷款；当它取值为0 时，则表示没有获得银行贷款。Loan_Bit是截至t年城市c内企业i的贷款规模。Entryct是核心解释变量，表示截至t年外地中小商业银行进人城市c的“规模”，简称“进人规模”，用Numct和Sharect来度量。Numct是截至t年外地中小商业银行在城市c内设立的分支机构总数（取自然对数）。Sharect是外地中小商业银行分支机构的数量占比，即Numct与城市c内所有商业银行分支机构总数的比值。Controlsict是一组控制变量，包括企业个体层面的控制变量，以及地区层面的控制变量。Indus，Ci t y，o t 分别表示行业、城市和年份固定效应。表2 变量的描述性统计变量名样本量均值标准差最小值中位数最大值Loan_A664,8220.6900.4630.0001.0001.000Loan_B664,8220.0090.0120.0000.0030.042Num664,8222.6231.7110.0002.7735.187Share664,8220.0910.1170.0000.0640.520Lnage664,8222.0360.7220.0002.0794.143Lnassets664,8223.0371.1391.3122.8755.526ROA664,8220.1070.152-0.0360.0440.544DtoA664,8220.5530.2600.0740.5770.957HHI664,8220.1670.0800.0720.1460.844LnPGDP664,8221.4770.4780.0101.4522.851R_GDP664,8220.1350.027-0.0120.1370.329表3 基准回归：外地中小商业银行异地扩张与企业贷款(1)(2)(3)(4)Loan_ALoan_ALoan_BLoan_B1.990*0.003*Num(0.121)(0.001)0.397*0.002*Share(0.035)(0.000)0.716*0.713*-0.007-0.007ROA(0.022)(0.022)(0.000)(0.000)0.147*0.146*0.000*0.000*Lnage(0.006)(0.006)(0.000)(0.000)0.5520.5520.0020.002Lnassets(0.004)(0.004)(0.000)(0.000)0.357*0.359*0.0050.005DtoA(0.013)(0.013)(0.000)(0.000)0.255*0.417*0.002*0.003*HHI(0.049)(0.048)(0.000)(0.000)-0.453*-0.539-0.002*-0.002*LnPGDP(0.014)(0.013)(0.000)(0.000)0.1990.174-0.019*-0.018*R_GDP(0.145)(0.145)(0.001)(0.001)行业效应是是是是地区效应是是是是年份效应是是是是N664822664822664822664822pseudo R?/Adj.R?0.1620.1610.1880.187注：括号内是稳健标准误，*、*、*分别代表在10%、5%、1%水平上显著（以下各表同）。ict为误差项。本文使用企业个体层面的聚类稳健标准误。此外，为了尽可能缓解内生性问题，本文将企业个体层面的所有解释变量滞后一期。四、实证结果(一)基准回归结果表3 是基于模型(2)的回归结果。在第(1）列和第(2）列中，因变量是表示企业贷款可获得性的LoanJune20231农村金融研究59中小商业银行的异地扩张与企业贷款表4采用核心解释变量的其他度量指标时的结果(1)(2)(3)(4)LoanALoan_ALoan_BLoan_B3.105*0.018*Incre_Num(0.417)(0.002)0.062*0.002*Num_pc(0.007)(0.001)控制变量是是是是是是行业效应地区效应是年份效应是是是是N664822664822664822664822pseudo R2/Adj.R20.1600.1610.1870.188表5考虑时变的地区差异时的结果(1)(2)(3)(4)Loan_ALoan_ALoan_BLoan_B2.327*0.005*Num(0.105)(0.000)0.449*0.005*Share(0.033)(0.000)控制变量是是是行业效应是是是地区年份效应是是是是N664822664822664822664822pseudo R?/Adj.R?0.1470.1460.2030.205A；核心解释变量是表示外地中小商业银行“进入规模”的Num(Share)，其系数为正数,并且在1%水平上显著。在第(3）列和第（4）列中，因变量为表示企业贷款规模的Loan_B，核心解释变量Num(Share)的系数为正数，并且在1%水平上显著。以上结果说明，对于一个地区内的企业而言，外地中小商业银行的进人，对其贷款可获得性和贷款规模均有促进作用。本文的假说1得到验证。(二)稳健性检验1.采用核心解释变量的其他度量指标在模型(2）中，本文采用Num和Share来度量核心解释变量Entry。此处借鉴李青原、章尹赛楠(2 0 2 1)的方法，采用另外两个指标-Incre_Num和Num_pc来度量核心解释变量Entry。In c r e _ Nu m是城市内年内新增的外地中小商业银行分支机构数目（单位为：千个）。相对于采用存量指标，采用增量指标能够在一定程度上排除其他干扰因素的影响，有助于更好地识别中小商业银行异地扩张对企业贷款的影响。Num_pc是城市内的外地中小商业银行分支机构总数(Num）与城市人口总数的比值（单位为：千个亿人）。之所以采用这一指标，是考虑到城市规模可能带来的影响。因为相同数量的外地中小银行分支机构，对规模较大和较小的城市中企业贷款的影响，可能存在一定程度的差异，对前者的影响可能较小。因此，为增加不同城市之间的可比性，利用城市人口数量对Num进行了调整。将Incre_Num和Num_pc代人模型(2），重新进行回归，结果如表4所示。可以看到，无论是在以Loan_A为因变量的回归中，还是在以Loan_B为因变量的回归中，Incre_Num和Num_pc的系数均为正数，并且至少在5%水平上显著。这一结果与基准回归的结果十分类似。2.考虑时变的地区差异带来的影响在基准回归中，本文考虑了不随时间变化的地区因素的影响。但是，模型中仍然可能遗漏掉时变的地区差异(或地区政策差异）带来的影响。为此，本文借鉴郭哗等(2 0 2 0)的研究，在模型(2)中增加了地区和年份的交互固定效应，重新进行回归。表5报告了回归结果。与基准回归的结果十分接近，表5的四列回归中，核心解释变量Num和Share的系数均为正数，并且在1%水平上显著。60名农村金融研究IJune20232023年第0 6 期（总第519 期农村金融研究3.内生性问题的处理由于模型(2)中的因变量Loan属于企业个体层面的变量，而核心解释变量Entry属于地区层面的变量，存在内生性问题的程度可能较轻，但仍然不能排除反向因果和遗漏变量带来的影响。一方面，一个地区内的企业，其贷款可获得性和贷款规模可能会影响外地表6 利用外生冲击缓解内生性问题(1)(2)(3)(4)Loan_ALoan_ALoan_BLoan_B0.575*0.007*NumxAfter(0.098)(0.000)0.521*0.004*SharexAfter(0.043)(0.000)控制变量是是是是是行业效应是地区效应是是是年份效应是是是是N664822664822664822664822pseudo R2/Adj.R?0.1610.1610.1880.187中小商业银行进入该地区的决策，从而影响其“进入规模”（反向因果）；另一方面，难以观测到的企业特征或地区特征，可能会同时影响地区内的企业贷款和外地中小商业银行的“进人规模”（遗漏变量）。为此，本文采用如下两种方法来缓解内生性问题：（1）利用市场准人政策放松带来的外生冲击自2 0 0 6 年以来，原银监会先后多次逐步放松了中小商业银行的异地市场准入政策，其中，尤以2 0 0 9 年的政策力度最大，中小商业银行异地扩张的限制条件被大幅放宽。对于一个地区内的企业个体而言，上述管制政策调整引起的外地中小商业银行“进入规模”的变化具有外生性。因此，可以利用政策调整引起的外地中小商业银行进入规模”的外生变化，来缓解可能存在的内生性问题。具体而言，由于2 0 0 9 年的放松政策力度最大，可以预期，外地中小商业银行异地扩张对企业贷款的影响，在2 0 0 9 年以后会更加明显。因此，本文借鉴盛斌、王浩(2 0 2 1)的方法，构建虚拟变量After来标识2 0 0 9 年以后的年份(2 0 0 9 年及以后年份的取值为1，2 0 0 9 年之前年份的取值为0)，并用它与模型(2)中的Entry组成交互项，形成如下的回归：Loanict=bo+b,Entryet+After+b,After+b,.Controlset+Indus+City+0,+ict(3)-b.Entr模型(3)中除After以外的所有变量均与模型(2)中相同。如果模型的估计结果符合预期，则交互项EntryAfter的系数应当是一个正数，并且在统计上显著。表6 汇报了模型的估计结果。其中，第(1)一(2)列的因变量为表示企业贷款可获得性的Loan_A，第(3)-（4）列的因变量为表示企业贷款规模的Loan_B。在四列回归中，交互项EntryAfter的系数均为正数，并且在1%水平上显著。以上结果表明，外地中小商业银行异地扩张对企业贷款的影响，在2 0 0 9 年以后更加明显。进而在一定程度上说明，在利用市场准人政策放松这一外生冲击，削弱潜在的内生性问题后，基准回归中的发现依然成立。(2)工具变量法借鉴张杰等(2 0 17)的研究，本文选择A_Entryct作为模型(2)中核心解释变量Entryct的工具变量。A_Entryct是同一省份内与地级市c的GDP最接近的三个地级市截至t年的外地中小商业银行平均进入规模”，本文采用两个指标来度量它：A_Numet和A_Sharet。A _ Nu mc t 是外地中小商业银行在 三个地级市”内设立的分支机构数量的平均值，A_Sharet是外地中小商业银行在“三个地级市”内设立的分支机构数量占比的平均值。June20231农村金融研究61中小商业银行的异地扩张与企业贷款表7 采用工具变量法缓解内生性问题（1）(1)(2)Loan_ALoan