姜凌　支宏娟

摘 要：結(jié)合中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫與銀行業(yè)競爭數(shù)據(jù)，實(shí)證檢驗(yàn)銀行業(yè)競爭對企業(yè)規(guī)模分布狀態(tài)的影響。研究發(fā)現(xiàn)：樣本期間內(nèi)我國企業(yè)規(guī)模分布Pareto指數(shù)呈現(xiàn)逐年上升的趨勢，表明企業(yè)規(guī)模分布越來越均勻；銀行業(yè)競爭對不同規(guī)模等級企業(yè)的成長具有非均衡性影響，更加有利于中小企業(yè)成長，進(jìn)而促使企業(yè)規(guī)模分布更加均勻。一系列檢驗(yàn)均表明上述結(jié)論非常穩(wěn)健。本研究為優(yōu)化我國企業(yè)規(guī)模分布和促進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型提供一個新的思路。

關(guān)鍵詞：銀行業(yè)競爭；企業(yè)規(guī)模分布；融資約束；企業(yè)成長

中圖分類號：F832.1

基金項目：本文獲得國家社會科學(xué)基金項目“區(qū)域經(jīng)濟(jì)一體化與南北經(jīng)濟(jì)關(guān)系研究”（15BJL070）；中央高?；究蒲袠I(yè)務(wù)費(fèi)重點(diǎn)研究基地項目（JBK140402）；中央高校科研業(yè)務(wù)費(fèi)專項資金資助項目（JBK1507061）的資助。

作者簡介：支宏娟（1987—），女，廣西桂林人，西南財經(jīng)大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院博士研究生，研究方向?yàn)榻鹑凇H經(jīng)濟(jì)關(guān)系；姜凌（1954—），男，山東曲阜人，西南財經(jīng)大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院博士、教授、博士生導(dǎo)師，研究方向?yàn)閲H金融與國際經(jīng)濟(jì)關(guān)系。

一、引言及文獻(xiàn)綜述

自改革開放以來，我國經(jīng)濟(jì)維持了三十多年的高速增長，創(chuàng)造了“中國奇跡”，在這一過程中，作為經(jīng)濟(jì)活動主體的企業(yè)無疑發(fā)揮了至關(guān)重要的作用。但我國大企業(yè)一直在相對規(guī)模上占據(jù)主導(dǎo)地位，中小企業(yè)的發(fā)展相對不足，企業(yè)規(guī)模分布偏離均勻狀態(tài)（盛斌和毛其淋，2015）。企業(yè)規(guī)模分布不均勻問題制約了產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的轉(zhuǎn)型升級和經(jīng)濟(jì)的健康運(yùn)行（李旭超等，2017），因此，深入考察影響我國企業(yè)規(guī)模分布的因素及研究促使企業(yè)規(guī)模分布變得更加均勻的策略顯得十分有必要。

早期關(guān)于企業(yè)規(guī)模分布的吉爾布瑞特定律指出，不同規(guī)模等級企業(yè)的成長率不存在顯著差異，企業(yè)規(guī)模分布近似呈對數(shù)正態(tài)分布（Gibrat，1931）。而大量基于廣泛數(shù)據(jù)的研究卻發(fā)現(xiàn)企業(yè)規(guī)模分布不符合該定律，并主要圍繞企業(yè)規(guī)模分布是否符合齊夫法則（Zipfs Law）展開。如Zipf（1949）的研究發(fā)現(xiàn)美國企業(yè)規(guī)模分布的Pareto指數(shù)接近1。Okuyama等（1999）對日本、Fujiwara等（2004）對歐洲、Cirillo（2010）對意大利和Giovanni等（2011）對法國進(jìn)行考察，發(fā)現(xiàn)上述經(jīng)濟(jì)體的企業(yè)規(guī)模分布基本上遵循Zipf分布。近年來我國企業(yè)規(guī)模分布問題開始引起重視。方明月和聶輝華（2008）通過對我國工業(yè)企業(yè)規(guī)模分布進(jìn)行測算，發(fā)現(xiàn)我國的企業(yè)規(guī)模偏離Zipf分布。Zhang等（2009）的研究發(fā)現(xiàn)Zipf法則適用于2002—2007年間我國500家最大的企業(yè)。

學(xué)者們并沒有停留在企業(yè)規(guī)模分布的表象上，而是進(jìn)一步挖掘影響企業(yè)規(guī)模分布的深層次因素。他們分別考察了技術(shù)因素（Marsili，2005）、全球化（Nocke & Yeaple，2008）、兼并和收購（Cefis，et al.，2009）、勞動管制政策（Hasan & Jandoc，2013）、市場和政府（楊其靜等，2010）、環(huán)境規(guī)制（孫學(xué)敏和王杰，2014）、貿(mào)易自由化（盛斌和毛其淋，2015）等因素在企業(yè)規(guī)模分布中的作用。然而，目前尚未有文獻(xiàn)針對銀行業(yè)競爭和企業(yè)規(guī)模分布之間的關(guān)系進(jìn)行研究。鑒于此，本文在現(xiàn)有文獻(xiàn)的基礎(chǔ)上，結(jié)合我國銀行業(yè)改革大背景，從銀行業(yè)競爭視角考察我國的企業(yè)規(guī)模分布狀態(tài)。

二、我國企業(yè)規(guī)模分布的特征事實(shí)與理論假設(shè)

（一）我國企業(yè)規(guī)模分布的特征事實(shí)

企業(yè)規(guī)模分布的Pareto指數(shù)常被用于刻畫企業(yè)規(guī)模分布狀態(tài)。本文借鑒González-Val（2010）的方法，令Pareto分布的表達(dá)式為 ，其中， 為企業(yè) 的規(guī)模， 為企業(yè)規(guī)模分布的Pareto指數(shù)。再根據(jù)企業(yè) 的規(guī)模 大于 的概率 等價于企業(yè) 按照企業(yè)規(guī)模降序排列之后的位次 與企業(yè)數(shù) 的比值，即 ，得到如下計量模型：

其中， 為企業(yè) 按照企業(yè)規(guī)模降序排列所在的位序， 為常數(shù)項， 為隨機(jī)擾動項。企業(yè)規(guī)模分布的Pareto指數(shù) 的經(jīng)濟(jì)含義為：若 ，表明大企業(yè)發(fā)展相對充分，中小企業(yè)發(fā)展不足。 越小表明企業(yè)規(guī)模分布的不均勻程度越高，越是偏離Zipf分布（González-Val，2010）。若 越接近1，則表明企業(yè)規(guī)模分布越均勻，越趨于Zipf分布。

根據(jù)式（1）測算我國企業(yè)規(guī)模分布的Pareto指數(shù)，結(jié)果見表1。觀察可見，無論是總體樣本還是分年度樣本，1999—2007年間我國企業(yè)規(guī)模分布的Pareto指數(shù)均小于1，并且均通過了1%的顯著性水平檢驗(yàn)，表明相比于大企業(yè)，我國中小企業(yè)的發(fā)展不充分，企業(yè)規(guī)模分布不均勻；隨著時間的推移，我國企業(yè)規(guī)模分布的Pareto指數(shù)在總體上呈現(xiàn)逐步上升趨勢，表明中小企業(yè)的發(fā)展?jié)撃艿玫搅烁蟪潭鹊尼尫?，與大企業(yè)的規(guī)模差距逐漸縮小，企業(yè)規(guī)模分布趨于均勻。

此外，進(jìn)一步考察我國各地區(qū)和各行業(yè)的企業(yè)規(guī)模分布狀況，我們分別以省市地區(qū)和兩位碼行業(yè)為單位，采用式（1）分別估算1999—2007年8年30個省市（不包括西藏）和37個工業(yè)行業(yè)的Pareto指數(shù)。 就地區(qū)層面來看，我國企業(yè)規(guī)模分布存在明顯的地區(qū)差異。在我國31個省（市）中，浙江的Pareto指數(shù)平均值最高，為0.85，青海的Pareto指數(shù)平均值最低，為0.44；其他省（市）的Pareto指數(shù)平均值介于0.44到0.85之間。各省（市）的Pareto指數(shù)在總體上均呈現(xiàn)出逐年上升的趨勢。就行業(yè)層面來看，我國企業(yè)規(guī)模分布也存在明顯的行業(yè)差異。在樣本數(shù)據(jù)所涉及的行業(yè)中，紡織服裝、服飾業(yè)的Pareto指數(shù)平均值最高，為0.86；石油和天然氣開采業(yè)的Pareto指數(shù)平均值最低，僅為0.32。同時，各行業(yè)的Pareto指數(shù)在總體上也都呈現(xiàn)逐年上升的趨勢。

最后，本文繪制出各地區(qū)和各行業(yè)企業(yè)規(guī)模分布Pareto指數(shù)的分布頻次圖。鑒于篇幅限制，本文僅列出1999、2003和2007年地區(qū)和行業(yè)層面企業(yè)規(guī)模分布Pareto指數(shù)的分布頻次圖（詳見圖1和圖2）?？梢钥闯?，各地區(qū)和各行業(yè)企業(yè)規(guī)模分布Pareto指數(shù)均小于1，表明無論是在地區(qū)層面還是行業(yè)層面，大企業(yè)在相對規(guī)模上均占據(jù)主導(dǎo)地位，中小企業(yè)的發(fā)展相對不足；各地區(qū)和各行業(yè)的企業(yè)規(guī)模分布Pareto指數(shù)均呈現(xiàn)穩(wěn)步上升的趨勢，表明企業(yè)規(guī)模分布在地區(qū)維度和行業(yè)維度上都變得更加均勻。

（二）理論假設(shè)

學(xué)術(shù)界針對銀行業(yè)競爭結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系的研究比較豐富，但至今尚未得出一致的觀點(diǎn)。主要觀點(diǎn)有以下幾種：第一種觀點(diǎn)認(rèn)為競爭性的銀行業(yè)結(jié)構(gòu)會促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長。如Claessens & Laeven（2005）發(fā)現(xiàn)較低的銀行集中度有利于經(jīng)濟(jì)發(fā)展。第二種觀點(diǎn)認(rèn)為壟斷的銀行業(yè)結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟(jì)增長之間呈非線性關(guān)系。如Maudos & de Fernández（2007）發(fā)現(xiàn)銀行壟斷程度與經(jīng)濟(jì)增長之間可能存在倒U型關(guān)系。第三種觀點(diǎn)則認(rèn)為銀行業(yè)競爭結(jié)構(gòu)并不會影響經(jīng)濟(jì)增長。如Valverdie（2003）發(fā)現(xiàn)銀行業(yè)競爭不會對經(jīng)濟(jì)增長產(chǎn)生影響。針對已有研究中存在的分歧，林毅夫等（2009）指出，經(jīng)濟(jì)發(fā)展中的最優(yōu)金融結(jié)構(gòu)需要與相應(yīng)階段實(shí)體經(jīng)濟(jì)對金融服務(wù)的需求相適應(yīng)。我國是一個發(fā)展中國家，中小企業(yè)對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)是經(jīng)濟(jì)增長的重要來源，因此，我國現(xiàn)階段最優(yōu)的金融體系構(gòu)成應(yīng)該是以區(qū)域性中小銀行為主導(dǎo)。林毅夫等（2009）的觀點(diǎn)表明競爭性的銀行業(yè)結(jié)構(gòu)有利于我國經(jīng)濟(jì)增長。

具體到企業(yè)層面，由于我國的金融市場不完善并且金融體系為銀行主導(dǎo)型，銀行信貸是企業(yè)外源融資的重要來源，企業(yè)獲取銀行信貸的難易程度與銀行業(yè)的內(nèi)部結(jié)構(gòu)和信貸資源的分布狀況密切相關(guān)。在銀行間缺乏競爭且信貸資源相對集中時，銀行在銀企關(guān)系中居于主導(dǎo)地位、具有很大的話語權(quán)，它們會通過設(shè)置較高的貸款門檻篩選“優(yōu)質(zhì)客戶”（方芳和蔡衛(wèi)星，2016），企業(yè)為獲得銀行貸款不得不支付較高的貸款成本；如果銀行業(yè)競爭加強(qiáng)或者信貸資源不再僅僅局限于少數(shù)銀行機(jī)構(gòu)，銀行信貸不僅會有所增加（Rice & Strahan，2010），企業(yè)的貸款利率也會趨于下降（Degryse & Ongena，2005；Martinez-Miera & Repullo，2010），企業(yè)的融資約束會有所緩解。因此，競爭性的銀行業(yè)結(jié)構(gòu)有利于我國企業(yè)成長。

而競爭性的銀行業(yè)結(jié)構(gòu)對我國不同規(guī)模等級企業(yè)的影響存在差異性，具體表現(xiàn)為：中小企業(yè)比大企業(yè)更能受益于銀行業(yè)競爭度的提高。主要原因有以下兩個：其一，相比大企業(yè)，中小企業(yè)對銀行業(yè)內(nèi)部結(jié)構(gòu)調(diào)整更加敏感。因此，相對大企業(yè)，中小企業(yè)融資渠道更窄，融資問題尤為突出，也更加需要借力于地區(qū)銀行業(yè)結(jié)構(gòu)的改善來緩解信貸歧視，增加銀行貸款的可得性（Beck，et al.，2008）。其二，我國銀行業(yè)中存在著一種基于規(guī)模的專業(yè)化分工，即大銀行主要貸款給大企業(yè)而中小銀行主要貸款給中小企業(yè)（林毅夫等，2009）。這種分工模式的形成有以下幾個原因：首先，在風(fēng)險分散方面，大銀行資產(chǎn)規(guī)模大，能夠有效應(yīng)對大企業(yè)的大筆資金貸款所帶來的金融風(fēng)險，而資產(chǎn)規(guī)模較小的中小銀行如果貸款給大企業(yè)，則難以通過資產(chǎn)組合來達(dá)到分散風(fēng)險的目的。其次，在交易成本方面，大銀行將大筆資金貸給單個大企業(yè)，意味著其只需要承擔(dān)單次信息收集和工作審批的成本，而如果分散貸給多個中小企業(yè)，收集信息和審批工作的多次重復(fù)會使得其必須支付相對較高的總交易成本。最后，在信息處理方面，大銀行的組織結(jié)構(gòu)較為復(fù)雜、信息處理鏈條較長，決定了其在收集客戶信息、項目未來發(fā)展?jié)摿Φ取败洝毙畔⒎矫娌痪哂斜容^優(yōu)勢（Stein，2002）；中小銀行組織結(jié)構(gòu)扁平化、決策鏈短，能夠提供較強(qiáng)的收集潛在借款者的“軟”激勵（Jayaratne and Wolken，1999）。

由此，本文提出以下理論假說：銀行業(yè)競爭提高了企業(yè)規(guī)模分布的Pareto指數(shù)，促進(jìn)企業(yè)規(guī)模分布變得更加均勻。

三、計量模型、變量與數(shù)據(jù)

（一）模型設(shè)定和變量說明

如理論中分析，銀行業(yè)競爭會促使企業(yè)規(guī)模分布變得更加均勻。因此，本文構(gòu)建如下計量模型：

其中， 、 、 分別代表行業(yè)、地區(qū)和年份， 、 和 分別為行業(yè)、地區(qū)和年份的固定效應(yīng)； 為企業(yè)規(guī)模分布的Pareto指數(shù)對數(shù)值； 為銀行業(yè)競爭； 為控制變量； 為誤差項。

銀行業(yè)競爭為本文的核心解釋變量。本文參考馬君潞等（2013）的研究，采用樊綱等（2003，2004，2007，2010）編制的中國各地區(qū)市場化指數(shù)中的金融業(yè)競爭指數(shù)來測度銀行業(yè)競爭。該指數(shù)是采用各?。ㄊ校┓菄薪鹑跈C(jī)構(gòu)吸收存款占全部金融機(jī)構(gòu)吸收存款的比例進(jìn)行衡量。對2004—2007年中國金融統(tǒng)計年鑒中該指標(biāo)的計算結(jié)果表明，平均而言銀行吸收存款所占金融機(jī)構(gòu)吸收存款的比例高達(dá)96%，因此，本文采用該指標(biāo)來測度銀行業(yè)的競爭程度。

為了盡可能地減少模型中遺漏變量產(chǎn)生的誤差，本文加入以下控制變量：

行業(yè)銷售收入增長率（ ）。本文采用某地區(qū)某行業(yè)的年銷售額增長率來測度。

市場集中度（ ）。市場集中度的具體測度公式為： ， 為企業(yè) 在第 年銷售額， 為行業(yè) 在第 年銷售總額。

國有經(jīng)濟(jì)比重（ ）。本文采用各地區(qū)各行業(yè)國有企業(yè)工業(yè)總產(chǎn)值在該地區(qū)該行業(yè)工業(yè)總產(chǎn)值中所占比重來表示。

城市化水平（ ）。本文采用各地區(qū)非農(nóng)人口在總?cè)丝谥兴急戎貋肀硎尽?/p>

經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平（ ）。本文采用各地區(qū)人均實(shí)際GDP對數(shù)值來表示，其中人均實(shí)際GDP為名義值經(jīng)GDP平減指數(shù)轉(zhuǎn)化而成

政府干預(yù)程度（ ）。本文采用地方政府財政支出占GDP比重來表示。

貿(mào)易開放程度（ ）。本文采用各地區(qū)進(jìn)出口總額占GDP比重來表示，利用人民幣對美元匯率將美元計價的進(jìn)出口額轉(zhuǎn)化為人民幣價格。

（二）數(shù)據(jù)處理及來源

企業(yè)規(guī)模分布Pareto指數(shù)以及所有行業(yè)變量的各項數(shù)據(jù)均來源于國家統(tǒng)計局的工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫，時間跨度為1999—2007年。 在進(jìn)行實(shí)證前，本文根據(jù)戴覓和余淼杰（2011）等的通常做法，對工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫的數(shù)據(jù)進(jìn)行如下處理：（1）刪除每年企業(yè)代碼的重復(fù)值；（2）依照2003年啟用的行業(yè)分類對2002年及之前年份的行業(yè)代碼進(jìn)行調(diào)整；（3）刪除總資產(chǎn)、固定資產(chǎn)合計、固定資產(chǎn)凈值年平均余額、工業(yè)總產(chǎn)值、銷售收入、全部從業(yè)人員年平均數(shù)缺失或者小于等于零的企業(yè)樣本；（4）刪除全部從業(yè)人員年平均數(shù)小于6的企業(yè)樣本；（5）刪除一些不符合會計原則的樣本，如企業(yè)總資產(chǎn)小于流動資產(chǎn)、企業(yè)總資產(chǎn)小于固定資產(chǎn)凈值等。

銀行業(yè)競爭數(shù)據(jù)來源于樊綱等（2003，2004，2007，2010）編制的《中國市場化指數(shù)》報告。人民幣對美元匯率數(shù)據(jù)來源于2000—2008年《中國統(tǒng)計年鑒》。其余地區(qū)變量所涉及的數(shù)據(jù)均來源于《新中國六十年統(tǒng)計資料匯編》。

四、實(shí)證結(jié)果與分析

（一）基本回歸結(jié)果

表2中第（1）—（3）列為企業(yè)規(guī)模分布的基本回歸結(jié)果。其中，第（1）列是不添加任何控制變量，銀行業(yè)競爭單獨(dú)對企業(yè)規(guī)模分布進(jìn)行回歸的估計結(jié)果。可以看出，銀行業(yè)競爭（ ）的估計系數(shù)為正，并且通過了1%的顯著性水平檢驗(yàn)（估計系數(shù)為0.0477，t值為24.79），表明銀行業(yè)競爭更加有利于釋放中小企業(yè)的發(fā)展?jié)撃埽岣吡似髽I(yè)規(guī)模分布的Pareto指數(shù)，促使企業(yè)規(guī)模分布變得更加均勻。初步驗(yàn)證了前文的理論假說。第（2）（3）列為逐步加入控制變量的回歸結(jié)果。對比第（1）列，盡管銀行業(yè)競爭的估計系數(shù)絕對值明顯變小，但仍然顯著為正，表明銀行業(yè)競爭對企業(yè)規(guī)模分布的影響和第（1）列是一致的，估計結(jié)果具有較好的穩(wěn)健性。

觀察控制變量的估計系數(shù)。行業(yè)銷售收入增長率（ ）的估計系數(shù)不顯著，表明該因素不是企業(yè)規(guī)模分布的重要影響因素。市場集中度（ ）對企業(yè)規(guī)模分布的影響效應(yīng)顯著為負(fù)，是由于中小企業(yè)在規(guī)模、資源、市場影響力等諸多方面不及大企業(yè)，在競爭激烈的環(huán)境中，其面臨的不確定性和風(fēng)險要大于大企業(yè)（Yan & DaCosta，2016），其成長性不及大企業(yè)。國有經(jīng)濟(jì)比重（ ）的估計系數(shù)顯著為負(fù)，意味著國有企業(yè)能夠獲得比非國有企業(yè)更多的發(fā)展機(jī)會（王鳳榮和高飛，2012），出現(xiàn)這一現(xiàn)象的可能原因是國有企業(yè)擁有一定的行政壟斷地位。城市化水平（ ）對企業(yè)規(guī)模分布存在顯著正影響，表明城市化水平的提升更加有利于中小企業(yè)的發(fā)展。經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平（ ）的估計系數(shù)顯著為正，表明較高的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平雖然有利于各種規(guī)模等級企業(yè)的成長（方芳和蔡衛(wèi)星，2016），但卻促使中小企業(yè)獲得更快的成長。政府干預(yù)程度（ ）的估計系數(shù)顯著為正，意味著政府干預(yù)對企業(yè)規(guī)模分布的影響效應(yīng)為正，可能是政府的“支持”政策更加有利于中小企業(yè)成長（潘紅波等，2008）。貿(mào)易開放度（ ）的估計系數(shù)不顯著，表明貿(mào)易開放度不是企業(yè)規(guī)模分布的重要影響因素，原因可能是貿(mào)易開放度的提高既為企業(yè)提供了廣闊的國際市場，也給企業(yè)帶來了負(fù)面沖擊（盛斌和毛其淋，2015），這兩種力量未給不同規(guī)模等級企業(yè)的成長性帶來顯著的差異。

（二）工具變量估計

銀行業(yè)競爭可能存在內(nèi)生性。一方面，銀行業(yè)競爭與企業(yè)規(guī)模分布之間存在反向因果關(guān)系，即企業(yè)規(guī)模分布會引起地區(qū)經(jīng)濟(jì)環(huán)境變化，進(jìn)而影響地區(qū)銀行業(yè)競爭結(jié)構(gòu)（Hasan，et al.，2017）；另一方面，存在遺漏變量問題，即存在一些既影響企業(yè)規(guī)模分布又影響銀行業(yè)競爭的因素，未加以控制。上述兩方面會導(dǎo)致銀行業(yè)競爭的內(nèi)生性。工具變量法可以有效解決內(nèi)生性問題。已有相關(guān)文獻(xiàn)普遍將法律起源用作國家間金融發(fā)展、金融結(jié)構(gòu)的工具變量（Beck，et al.，2003），但我國各地區(qū)的法律不存在差異，難以從這一角度尋找工具變量來克服地區(qū)銀行業(yè)競爭的內(nèi)生性（Guariglia & Poncet，2008），故本文參考朱晶晶等（2015）文獻(xiàn)的做法，采用銀行業(yè)競爭的一階滯后項作為它的工具變量。

Hausman檢驗(yàn)拒絕“所有解釋變量均為外生”的假設(shè)，表明銀行業(yè)競爭是內(nèi)生變量。由于模型恰好識別，不需要進(jìn)行Sargan檢驗(yàn)。運(yùn)用工具變量進(jìn)行2SLS的回歸結(jié)果見表2第（4）—（6）列。本文未報出第一階段回歸的具體結(jié)果。但應(yīng)該指出的是，第一階段回歸的F值均大于10，滯后項的估計系數(shù)均顯著為正，表明所選工具變量不是弱工具變量。相比于基本回歸結(jié)果，表2第（4）—（6）列中銀行業(yè)競爭的估計系數(shù)變大，說明變量內(nèi)生性使得OLS估計低估了銀行業(yè)競爭對企業(yè)規(guī)模分布的影響效應(yīng)。同時，銀行業(yè)競爭度的系數(shù)依然能通過1%的顯著性水平檢驗(yàn)，且擬合優(yōu)度有小幅度上升。以上結(jié)果表明銀行業(yè)競爭的一階滯后項能夠在一定程度上解決銀行業(yè)競爭的內(nèi)生性，提高本文模型對我國企業(yè)規(guī)模分布的解釋力。

（三）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

首先，企業(yè)規(guī)模分布的Pareto指數(shù)測度方法的選擇問題。本文借鑒Gabaix & Ibragimov（2011）的方法進(jìn)行測度，具體的測度公式為： ，其中， 為企業(yè)規(guī)模分布的Pareto指數(shù)。將從上述公式計算得出的Pareto指數(shù)取對數(shù)后對式（2）進(jìn)行回歸，結(jié)果見表3第（1）—（3）列。相比于表2第（1）—（3）列，表3第（1）—（3）列中銀行業(yè)競爭度的估計系數(shù)雖然有略微下降，但依然顯著為正，表明銀行業(yè)競爭度的提升有助于促使企業(yè)規(guī)模變得更加均勻。此外，其他變量的估計系數(shù)符號、大小和顯著性沒有發(fā)生根本變化。通過檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，銀行業(yè)競爭對企業(yè)規(guī)模分布的影響效應(yīng)大小，會受到企業(yè)規(guī)模分布Pareto指數(shù)測度方法選擇的影響。然而，二者之間的顯著正向關(guān)系并沒有受到影響，前文的結(jié)論是穩(wěn)健的。

其次，銀行業(yè)競爭度測度指標(biāo)選擇問題。本文借鑒方芳和蔡衛(wèi)星（2016），采用 的對數(shù)值作為銀行業(yè)競爭的替代指標(biāo)。其中， 是前工、農(nóng)、中、建、交五大銀行分支機(jī)構(gòu)占該省（市）全部商業(yè)銀行分支機(jī)構(gòu)數(shù)的比重。 使用上述銀行業(yè)競爭的替代指標(biāo)對式（2）進(jìn)行回歸的估計結(jié)果見表3第（4）—（6）列。相比于表2第（1）—（3）列，銀行業(yè)競爭的估計系數(shù)雖然有較大幅度提高，但仍然能通過1%的顯著性水平檢驗(yàn)；貿(mào)易開放度的符號轉(zhuǎn)變?yōu)樨?fù)；國有經(jīng)濟(jì)比重和城市化水平的估計系數(shù)有一定幅度變大；其他變量系數(shù)的符號、數(shù)值和顯著性沒有發(fā)生根本改變，所以前文關(guān)于銀行業(yè)競爭有利于促使企業(yè)規(guī)模分布更加均勻的結(jié)論是穩(wěn)健的。

再次，銀行業(yè)競爭影響企業(yè)規(guī)模分布的行業(yè)差異性。為進(jìn)一步考察銀行業(yè)競爭對企業(yè)規(guī)模分布的影響是否存在行業(yè)差異性，引入行業(yè)的外部融資依賴度（ ）。針對行業(yè)外部融資依賴度的測度，本文參考劉斌等（2015）的方法，將銀行業(yè)競爭與行業(yè)外部融資依賴度的交互項 引入式（2）。具體的回歸結(jié)果見表4第（1）—（3）列。觀察可見，銀行業(yè)競爭與行業(yè)外部融資依賴度的交互項（ ）的估計系數(shù)為正，且能通過1%的顯著性水平檢驗(yàn)；城市化水平的系數(shù)有所變大，經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的系數(shù)明顯變??；其他變量系數(shù)的符號、大小及顯著性都沒有發(fā)生根本性改變，表明銀行業(yè)競爭對企業(yè)規(guī)模分布的影響效應(yīng)為正；與此同時，前者對后者的正影響效應(yīng)在外部融資依賴度較高的行業(yè)中更大。

最后，銀行業(yè)競爭影響企業(yè)規(guī)模分布的地區(qū)差異性。為了考察銀行業(yè)競爭對企業(yè)規(guī)模分布的影響效應(yīng)是否存在區(qū)域差異，我們將全部樣本區(qū)分為東部和中西部樣本，在式（2）中引入地區(qū)虛擬變量（ ）、銀行業(yè)競爭與地區(qū)虛擬變量的交互項（ ）?；貧w結(jié)果見表4第（4）—（6）列。觀察可見：（1）銀行業(yè)競爭與地區(qū)虛擬變量交互項（ ）的估計系數(shù)為負(fù)，并且通過了1% 的顯著性水平檢驗(yàn)，表明銀行業(yè)競爭對中西部地區(qū)的企業(yè)規(guī)模分布趨向均勻有顯著的促進(jìn)作用；（2）地區(qū)虛擬變量（ ）的系數(shù)為負(fù)，顯著性混合，表明所處區(qū)域?qū)ζ髽I(yè)規(guī)模分布沒有影響，可能是由于區(qū)位因素對不同規(guī)模等級企業(yè)的成長有相同的影響效應(yīng)；（3）銀行業(yè)競爭的估計系數(shù)為正，且均能通過1% 的顯著性水平檢驗(yàn)；（4）其他控制變量系數(shù)符號、大小和顯著性無顯著變化。因此，前文的結(jié)論是穩(wěn)健的。

（四）反事實(shí)模擬分析

上文計量結(jié)果顯示，銀行業(yè)對促進(jìn)企業(yè)規(guī)模分布朝均勻化狀態(tài)轉(zhuǎn)變具有正向促進(jìn)作用，那么銀行業(yè)競爭在多大程度上影響了企業(yè)規(guī)模分布，銀行業(yè)競爭對企業(yè)規(guī)模分布的凈影響效應(yīng)如何，本文采用反事實(shí)模擬方法對上述問題進(jìn)行考察。表5為銀行業(yè)競爭與企業(yè)規(guī)模分布的反事實(shí)模擬結(jié)果。其中，情形（A）表示銀行業(yè)競爭設(shè)定為初始值，情形（B）表示銀行業(yè)競爭設(shè)定為樣本均值，情形（B）—（A）表示樣本期間內(nèi)銀行業(yè)競爭程度的提高導(dǎo)致企業(yè)規(guī)模分布Pareto指數(shù)變化的凈效應(yīng)。表5給出了銀行業(yè)競爭與原始Pareto指數(shù)以及與修正Pareto指數(shù)計量回歸得到的模擬值和模擬差異值。可以看出，樣本期間內(nèi)銀行業(yè)競爭程度的提高促使企業(yè)規(guī)模分布Pareto指數(shù)上升，從而證實(shí)了銀行業(yè)競爭程度的提高對企業(yè)規(guī)模分布有凈正向影響。

表5 銀行業(yè)競爭與企業(yè)規(guī)模分布的反事實(shí)模擬結(jié)果

反事實(shí)情形 原始Pareto指數(shù) 修正Pareto指數(shù)

情形（A） 0.5846 0.6537

情形（B） 0.6059 0.6773

（B）—（A） 0.0213 0.0236

五、結(jié)論

企業(yè)規(guī)模分布問題是涉及企業(yè)進(jìn)入、退出以及產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整等諸多領(lǐng)域的重要研究內(nèi)容，然而鮮有學(xué)者從銀行業(yè)競爭視角對此問題展開研究。本文基于工業(yè)企業(yè)微觀數(shù)據(jù)，對銀行業(yè)競爭在企業(yè)規(guī)模分布演進(jìn)中扮演的角色進(jìn)行考察。研究發(fā)現(xiàn)：1999—2007年間我國企業(yè)規(guī)模分布Pareto指數(shù)均小于1，表明大企業(yè)在相對規(guī)模上占據(jù)主導(dǎo)地位，中小企業(yè)發(fā)展不足；地區(qū)層面和行業(yè)層面的企業(yè)規(guī)模分布Pareto指數(shù)均呈現(xiàn)穩(wěn)步上升的趨勢，意味著企業(yè)規(guī)模分布越來越均勻；銀行業(yè)競爭對不同規(guī)模企業(yè)的成長具有非均衡性影響，更加有助于中小企業(yè)成長而使企業(yè)規(guī)模分布趨于均勻。進(jìn)一步的檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，相對于外部融資依賴度較低的行業(yè)，銀行業(yè)競爭對外部融資依賴度較高行業(yè)的企業(yè)規(guī)模分布影響效應(yīng)更大。此外，銀行業(yè)競爭對中西部地區(qū)的企業(yè)規(guī)模分布趨向均勻的促進(jìn)作用更加顯著。運(yùn)用反事實(shí)模擬方法也進(jìn)一步證實(shí)銀行業(yè)競爭對企業(yè)規(guī)模分布有凈正向影響。

[參考文獻(xiàn)]

戴覓、余淼杰， 2011. 企業(yè)出口前研發(fā)投入、出口及生產(chǎn)率進(jìn)步——來自中國制造業(yè)企業(yè)的證據(jù) [J]. 經(jīng)濟(jì)學(xué)（季刊）， （11）： 211–230.

杜傳忠、郭樹龍. 2012. 經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)軌期中國企業(yè)成長的影響因素及其機(jī)理分析[J]. 中國工業(yè)經(jīng)濟(jì)， （11）： 97-109.

樊綱、王小魯. 2003. 中國市場化指數(shù)——各地區(qū)市場化相對進(jìn)程2001年[M]. 北京： 經(jīng)濟(jì)科學(xué)出版社.

樊綱、王小魯. 2004. 中國市場化指數(shù)——各地區(qū)市場化相對進(jìn)程2004年度報告 [M]. 北京： 經(jīng)濟(jì)科學(xué)出版社.

樊綱、王小魯. 2007. 中國市場化指數(shù)——各地區(qū)市場化相對進(jìn)程2006年度報告 [M]. 北京： 經(jīng)濟(jì)科學(xué)出版社.

樊綱、王小魯. 2010. 中國市場化指數(shù)——各地區(qū)市場化相對進(jìn)程2009年度報告 [M]. 北京： 經(jīng)濟(jì)科學(xué)出版社.

方芳、蔡衛(wèi)星， 2016. 銀行業(yè)競爭與企業(yè)成長：來自工業(yè)企業(yè)的經(jīng)驗(yàn)證據(jù) [J]. 管理世界， （7）：63–75.

方明月、聶輝華， 2008. 企業(yè)規(guī)模決定因素的經(jīng)驗(yàn)考察——來自中國企業(yè)面板的證據(jù)[J]. 南開經(jīng)濟(jì)研究，（6）： 27–36.

干春暉、鄒俊、王健. 2015. 地方官員任期、企業(yè)資源獲取與產(chǎn)能過剩 [J]. 中國工業(yè)經(jīng)濟(jì)， （3）： 44-56.

李捷瑜、黃宇豐. 2010. 轉(zhuǎn)型經(jīng)濟(jì)中的賄賂與企業(yè)增長 [J]. 經(jīng)濟(jì)學(xué)（季刊），（4）： 1468-1484.

李旭超、羅德明、金祥榮， 2017. 資源錯置與中國企業(yè)規(guī)模分布特征 [J]. 中國社會科學(xué)，（2）： 25–43+205–206.

林毅夫、孫希芳， 2008. 銀行業(yè)結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟(jì)增長 [J]. 經(jīng)濟(jì)研究， （9）： 31–45.

劉斌、袁其剛、商輝， 2015. 融資約束、歧視與企業(yè)規(guī)模分布——基于中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)的分析 [J]. 財貿(mào)經(jīng)濟(jì)， （3）： 72–87.

林毅夫、孫希芳、姜燁， 2009. 經(jīng)濟(jì)發(fā)展中的最優(yōu)金融結(jié)構(gòu)理論初探 [J].經(jīng)濟(jì)研究， （8）：45–49.

馬君潞、郭沐炫、李澤廣. 2013. 銀行業(yè)競爭、代理成本與借款期限結(jié)構(gòu)——來自中國上市公司的經(jīng)驗(yàn)證據(jù) [J]. 金融研究， （4）： 71-84.

潘紅波、夏新平、余明桂， 2008. 政府干預(yù)、政治關(guān)聯(lián)與地方國有企業(yè)并購 [J]. 經(jīng)濟(jì)研究， （1）： 41–52.

沈凌、田國強(qiáng). 2009. 貧富差別、城市化與經(jīng)濟(jì)增長——一個基于需求因素的經(jīng)濟(jì)學(xué)分析 [J]. 經(jīng)濟(jì)研究，（1）： 19-29.