省份/行业固定效应与年份固定效应的交乘项固定效应
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本部分我们考察城商行促进地区经济增长的微观机制。
如本文的理论分析所述，城商行促进地区经济增长的微观机制包括：城商行成立增加本地企业从银行获得贷款的可能性，进而促进本地企业产出的增长。在表４中，我们利用1998-2011年中国工业企业数据库，研究了城商行的成立对企业从银行获得贷款可能性的影响。借鉴Bao et al.(2015)的做法，我们使用企业是否有利息支出作为企业是否从银行获得贷款的代理变量：如果有利息支出取值为１，否则取值为０。我们设定了如下形式的计量经济学模型：
其中，loan(cijt)表示ｃ城市的ｉ行业中的ｊ企业在第ｔ年中是否从银行获得贷款。cbank(ct)表示ｃ城市第ｔ年是否成立了城市商业银行，成立当年及之后年份取值为１，成立之前取值为零。ρ(j) 表示企业固定效应，用以控制企业层面不随时间改变的不可观测因素对企业是否从银行获得贷款的影响。β(it)表示三位数行业固定效应与年份固定效应的交互项，用以控制三位数行业层面逐年变化的不可观测因素对企业工业总产值的影响，例如，三位数行业层面逐年变化的需求冲击对企业是否从银行获得贷款的影响。γ(pt)表示省份固定效应与年份固定效应的交互项，用来控制省份层面随时间变化的不可观测因素对企业是否从银行获得贷款的影响，例如，省份层面逐年变化的经济波动对企业是否从银行获得贷款概率的影响。控制这样一组固定效应的好处是此时我们识别关键解释变量的系数δ所用的变异(variation)是来自同一年同一个省内部不同地级市之间，这样识别出来的δ比不控制这一组固定效应时更加准确，这 一做 法和Wang(2013)研究我国开发区经济效果一文相同。Inzcj(it)表示用企业资产总计的对数度量的企业规模。ε(cijt)表示随机扰动项。
表４报告了城商行成立与企业从银行获得贷款可能性之间关系的逐步回归结果。第(1)列是混合截面数据中的一元回归，此时系数符号同预期相反且显著，这可能是因为存在遗漏变量问题。第(2)列进一步控制了企业层面的固定效应。第(3)列在第(2)列的基础上进一步控制了年份固定效应，以控制全国层面随时间改变的不可观测因素，如全国层面信贷周期的影响。此时，关键解释变量的系数不再负显著。第(4)列在第(3)列的基础上进一步控制了省份固定效应与年份固定效应的交互项，以控制省份层面随时间变化的不可观测因素对企业是否从银行获得贷款的影响，例如，省份层面逐年变化的经济波动对企业是否从银行获得贷款概率的影响。此时我们关心的系数的符号开始变得同预期一致，并且在１％的水平上显著。第(4)列在第(3)列的基础上进一步控制了三位数行业固定效应与年份固定效应的交互项。第(6)列在第(5)列的基础上进一步控制了企业固定资产合计的对数。控制最严格的第(6)列结果显示，平均说来，城商行的成立使得企业从银行获得贷款的可能性提高了约0.43%。
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