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在 Melitz（2003）模型基础上引入上游银行业部门，主要为下游工业部门 提供生产要素资本 k，参考 Aghion et al.（2019）的方法引入工业企业创新行为分析银行业外资开放 对企业创新的影响机理。在整个经济系统的运行机制上，假定银行业先制定资本要素价格，工业企 业根据要素价格决定创新行为，在此基础上，根据创新后的生产率决定产品产量与价格。为简化分析并引入开放条件的情形，文章将分析一个两国两要素模型且假设国内与国外完全对称。
其中，x（ω）表示消费者所消费的特定产品 ω 的数量，σ＞1 表示差异产品间的替代弹性，可知消费者的需求函数为：
其中，E 表示消费支出水平，P 表示消费者所面临的价格指数，在其他条件保持不变的情况下，P 值越低，所有企业的需求越低，根据 Aghion et al.（2019）中的定义，这也反映了一国市场的竞争程度有所上升。
其中，φ 表示企业创新前的生产率水平，ζ 表示银行业与工业之间的关联程度， 关联度越高，资本的生产效率相应越高，ρ 表示要素间的替代弹性。假定劳动力供给无弹性且市场完全竞争，劳动力价格标准化为计价单位 1。结合式（2）可知，企业利润最大化下的定价与利润水平为：
其中，pD （φ）和 pex （φ）分别表示产品的国内销售价格与出口价格，r 表示资本的价格， f 和 fex 分 别为企业生产投入的固定成本以及企业出口的固定成本，τ 表示企业在贸易中的冰山贸易成本，并 且 τ＞1，φin 和φex 分别表示企业国内生产以及出口的生产率门槛值。 文章继续沿用 Melitz（2003）中出 口企业生产率高于内销企业的假定，即 f＜fex τ σ-1 。企业技术创新刻画参考 Aghion et al.（2019），即企业创新后生产率提升，假定提升程度为 θ，且 θ≥1，即初始生产率水平为 φ 的企业在创新后生产率 上升为 θφ，而企业创新成本设定与创新程度 θ 正相关且含有二次项，具体成本函数为：
其中，φI 表示企业创新的生产率门槛值。根据式（7），当且仅当企业生产率水平较高时，企业进 行创新活动。根据微观数据显示，1998—2008 年工业企业数据库中仅 2001—2002 年和 2005—2007 年有企业研究开发费这一数据， 并且上述年份实施研发的企业比例分别为 11.8%、12.9%、9.6%、9.9% 和 10.5%，创新企业的比例远低于出口企业比例，本文假定企业创新的生产率临界值高于出口，即 2α+β+ β 2 姨 +4αβ ＞2（1+τ 1-σ ）fex τ σ-1 。结合式（7）可知，创新企业的利润函数为：
由式（8）、式（9）可以求出均衡条件下的各相关变量。进一步分析要素市场均衡情况，由式（3）— 式（5）、式（7）、式（8）可知，企业的要素需求函数为：
假定两国资本和劳动力禀赋分别为 K 和 L，银行业外资开放程度为 μ∈（0，1），数值越高，表明 银行业开放程度越高，国外资本进入国内成本越低，由对称性和要素市场均衡可知：
从而可知均衡利率 r，即融资约束为：
在银行业外资开放的刻画上，除 μ 值上升外，根据相关文献，上游服务业开放将会使上下游行业间的关联度显著提升（Bas，2020；Bai et al.，2019），并且银行业外资开放通过降低搜寻成本和信 息不对称使贸易成本显著下降（Caballero et al.，2018），假定：
根据式（12），银行业外资开放对于工业企业均衡利率影响不确定，相关文献指出，银行业外资开放将使下游企业融资成本显著下降（Xu，2011；Luo et al.，2017），假定：
根据式（9）可知：
从而可推得：
由式（7）、式（12）—式（14）、式（16）可知：
其中
式（17）中分解出贸易促进效应、融资约束效应、成本节约效应和行业竞争效应。
根据以上理论分析可得：
命题 1：银行业外资开放通过贸易促进效应、融资约束效应、成本节约效应和行业竞争效应四个渠道影响下游工业企业创新行为，对创新数量和创新质量的影响方向不确定。
命题 2：银行业外资开放效应中，除融资约束效应外，成本节约效应和贸易促进效应正向影响下游工业企业创新行为，同行业竞争效应对下游工业企业创新行为影响为负，当成本节约效应和贸易促进效应大于同行业竞争效应时有利于提升创新数量和创新质量。
中国银行业开放政策实施主要分为三个阶段：第一阶段（1994—2001 年）。1994 年《中华人民共和国外资金融机构管理条例》正式出台，外资银行大多以分行形式进入中国境内。第二阶段（2002—2006 年）。中国按照加入世界贸易组织（简称“入世”）承诺在 5 年内逐步向外资放开银行业人民币业务地域和客户限制。第三阶段（2007 年至今）。2007 年原中国银行业监督管理委员会（简称原银监会）发布《中国银行业对外开放报告》，鼓励外国银行设立或者将分行转制为中国注册法人银行。这一时期主要在国内基金代销业务、准入条件、经营门槛和行政许可方面对国民待遇进行了修订和明确
文章构造了两种外资银行进入代理变量：①根据第二阶段“入世”政策冲击设立了外资银行进入虚拟变量（fb），开放第 1 年后 fbrt =1， 由于 2006 年底人民币业务地域限制放开，故虚拟变量样本期设定为 1998—2006 年；②根据城市 r 第 t 年外资银行进入数量构造连续变量（fbn），fbnrt =ln（1+fb_nrt ），其中，fb_nrt 表示城市层面外资银行进入存量（Xu，2011），连续变量样本期设定为 1998—2013 年。方法是：根据中国银行保险监督管理委员会关于银行机构的金融许可证信息，计算出外资银行数量（包含法人银行、分行、支行），金融许可证状态包含持有、新设立、失控和退出，文章汇总了各类外资银行信息，以批准设立日期作为进入当年，失控和退出日期作为退出当年，在城市—年份层面加总可得外资银行进入数量。
专利申请数量由三类专利申请总数加总可得，基准模型采用对数化的专利申请量（patent），同时可得对数化后的三类专利数量 invention（发明专利）、utility （实用新型专利）和 design（外观设计专利）。
关于专利申请质量，目前学术界仍然缺少公认的代理变量。参考相关文献，文章采用专利申请后年均他引次数对数值（cit）表示（Kogan et al.，2017）。由于专利被引存在右侧“断尾”的问题，文章仅考察专利申请后 5 年内的专利被引量。 此外，根据《专利法》 相关界定，发明是指对产品、方法或其改进所提出的新的技术方案，相比实用新型和外观设计专利，其具有更高的创新程度，文章同时采用发明专利申请量占比（inven_ratio）作为专利申请质量指标。专利技术溢出还与被引行业宽度有关，某一专利被越多行业引用，表明技术溢出宽度越高（Acharya and Xu，2017），这一特性可定义为专利通用性程度（generality），公式为：
其中，totali 表示企业 i 申请的特定专利他引量，nj 表示专利在行业 j 中他引量，该值越大，反映特定专利被引宽度越高，专利通用性程度越好。文章根据专利被引情况，在 4 位码行业层面计算了专利通用性程度。参考 Acharya and Xu（2017）设定专利原创性程度（originality），公式为：
其中，total 和 n分别表示企业 i 申请专利中引用前置专利总量和在行业 j 中引用数量，该值越大，反映特定专利引用前置专利的宽度越高，专利创新交叉性越好，原创性程度越高。
文章通过引入计量模型检验外资银行进入对中国企业创新行为的影响， 分别从创新数量和质量双重视角完整评价银行业开放的创新效应。具体的计量模型设定如下：
式（20）中，y 表示企业创新代理变量（数量和质量），在引入外资银行进入虚拟变量（fb）后，纳入企业层面（Z′ijt ）、行业层面（Z′jt ）和城市层面控制变量（Z′rt ）。式（21）中，将核心解释变量换为城市层面外资银行进入数量对数值 （fbn）， 以此考察城市层面连续变量冲击对企业创新行为的影响，式 （20）和式（21）的样本年限分别是 1998—2006 年和 1998—2013 年。此外，基准模型中控制了城市、 企业、2 位码行业—年份、 省份—年份固定效应：{T}={ζr ，ζi ，ζjt ，ζpt }。其中，2 位码行业—年份和省 份—年份固定效应控制行业和省份随时间变动的冲击对创新的可能影响。为控制序列相关性和异方差对参数标准差估计的影响，随机误差项 εirjt 在地级市层面聚类。由于核心解释变量与被解释变量分别在地级市和企业层面，故不会产生明显的“反向因果”问题，但仍存在可能的“遗漏变量”引致的内生性问题，由于核心变量 fbrt在地级市—年份层面，该层面冲击可能同时与 fbrt和 yirjt 相关。
具体而言，外资进入（取消人民币业务地域限制）可能不是严格外生，政策制定者根据不同城市的相关属性选择优先开放城市，如果上述城市层面特征与成为优先开放城市具有正相关性，而 fbrt和 yirjt 正相关，遗漏城市层面特征可能造成核心变量系数估计向上偏误，需要控制上述城市层面特征变量，基准模型中纳入城市—年份层面常住人口对数值（pop）、人均 GDP 对数值（gdpp）、实际使用外资金额对数值（fdi）、银行和保险业从业人数占比（bratio）作为控制变量。此外，采用系统 GMM 法进行稳健性检验。
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