投資動機(jī)視角下中國銀行業(yè)對外直接投資

趙秋銀 余升國 鄧婷鈺

摘? ?要：基于“引導(dǎo)效應(yīng)論”，中國銀行業(yè)對外直接投資動機(jī)可區(qū)分為“客戶追隨動機(jī)”和“市場尋求動機(jī)”。本文選取2006—2017年18個東道國面板數(shù)據(jù)，構(gòu)建單一要素和多要素的線性回歸模型，實證分析中國銀行業(yè)對外直接投資，研究表明：中國銀行業(yè)對外直接投資傾向于雙邊貿(mào)易和投資關(guān)系密切的東道國，并且更青睞市場規(guī)模較大、制度質(zhì)量與中國相近的東道國。為此，建議中國銀行業(yè)在進(jìn)行海外擴(kuò)張時，要謹(jǐn)慎評估東道國市場情況，根據(jù)不同東道國采取差異性投資策略。

關(guān)鍵詞：銀行業(yè)對外直接投資;投資動機(jī)體系;引導(dǎo)效應(yīng)論;客戶追隨動機(jī);市場尋求動機(jī)

DOI：10.3969/j.issn.1003-9031.2019.11.002

中圖分類號：F719? ? ? ? ? ? 文獻(xiàn)標(biāo)識碼：A? ? ? ? ? ? ?文章編號：1003-9031（2019）11-0009-13

一、引? 言

隨著中國對外開放水平逐步提高，銀行業(yè)“走出去”步伐穩(wěn)步推進(jìn)，已在全球六大洲100多個國家（地區(qū)）設(shè)有分支機(jī)構(gòu)，銀行業(yè)全球經(jīng)營網(wǎng)絡(luò)己初具雛形，金融開放初具規(guī)模。國家外匯管理局關(guān)于金融機(jī)構(gòu)對外直接投資的統(tǒng)計數(shù)據(jù)顯示，2018年金融機(jī)構(gòu)對外直接投資凈流出量為909.77億人民幣，是凈流入量的2.14倍;同年金融機(jī)構(gòu)對外直接投資存量為17279.51億人民幣，同比2017年上漲了12.8個百分點。

為研究推進(jìn)銀行業(yè)國際化進(jìn)程，本文致力于從投資動機(jī)角度分析銀行業(yè)對外直接投資行為?，F(xiàn)有對對外直接投資的研究多集中在企業(yè)層面，而對銀行業(yè)進(jìn)行單獨研究特別在動因角度研究較少，且多集中在投資的區(qū)位選擇上。本文借鑒現(xiàn)有研究，以“引導(dǎo)效應(yīng)論”為理論出發(fā)點，分析投資動機(jī)對銀行業(yè)對外直接投資的異質(zhì)性影響，并針對不同的投資動機(jī)，對銀行業(yè)的國際化提出差異化的對外直接投資建議。

二、投資動機(jī)體系和研究假設(shè)的提出

20世紀(jì)80年代Aliber.R.Z（1984）首先提出了“引導(dǎo)效應(yīng)理論”，該理論認(rèn)為銀行業(yè)跨國投資的目的是提高與本國國際貿(mào)易的契合程度，并為非金融機(jī)構(gòu)的對外投資活動提供金融服務(wù)，同時指出銀行業(yè)在跨國投資過程中著重考慮東道國具備的相對優(yōu)勢。根據(jù)誘因的差異性，“引導(dǎo)效應(yīng)論”分為“貿(mào)易引導(dǎo)效應(yīng)”和“投資引導(dǎo)效應(yīng)”。前者指銀行業(yè)追隨開展國際貿(mào)易的客戶，在客戶的主要貿(mào)易伙伴國設(shè)立分支機(jī)構(gòu)，為海外客戶提供便利化服務(wù)的同時獲取穩(wěn)定的中介收入;后者指銀行業(yè)追隨客戶的對外投資方向，在客戶密集投資的東道國設(shè)立分支機(jī)構(gòu)，一方面更好地服務(wù)于原企業(yè)，另一方面能夠吸引更多的母國企業(yè)拓展海外業(yè)務(wù)?！耙龑?dǎo)效應(yīng)理論”同時指出無論是“貿(mào)易引導(dǎo)”或“投資引導(dǎo)”，銀行業(yè)對外投資的落腳點都是尋求更大的市場，東道國具備的相對優(yōu)勢是銀行業(yè)投資的重要因素。

本文以“引導(dǎo)效應(yīng)論”為理論基礎(chǔ)，從客戶角度和東道國市場角度，將中國銀行業(yè)對外直接投資的動因區(qū)分為“客戶追隨動機(jī)”和“市場尋求動機(jī)”，前者用本國與東道國雙邊貿(mào)易額和對外直接投資額來衡量，后者用市場規(guī)模和制度質(zhì)量來衡量，從而構(gòu)建了投資動機(jī)的理論體系。

（一）客戶追隨動機(jī)

根據(jù)Aliber.R.Z（1984）的“引導(dǎo)效應(yīng)論”，銀行業(yè)對外直接投資受“貿(mào)易引導(dǎo)”和“投資引導(dǎo)”，追隨客戶的貿(mào)易和投資選擇，形成銀行業(yè)對外投資的“客戶追隨動機(jī)”。作為金融市場的主體，銀行業(yè)的經(jīng)營行為要滿足非金融行業(yè)的發(fā)展訴求。對于非金融行業(yè)而言，由于規(guī)模擴(kuò)張、比較優(yōu)勢顯著等原因，業(yè)務(wù)逐步向境外延伸。服務(wù)于這類國際貿(mào)易和投資產(chǎn)生的非金融行業(yè)的銀行，必須跟隨企業(yè)進(jìn)行海外擴(kuò)張。一方面更好地為企業(yè)提供咨詢、結(jié)算、融資等服務(wù)，提高客戶粘性;另一方面可收取中介費用獲得額外收入。

基于“客戶追隨動機(jī)”，銀行業(yè)對外直接投資受到東道國和母國間雙邊貿(mào)易和投資關(guān)系的影響。從雙邊貿(mào)易角度，大部分學(xué)者的研究認(rèn)為，雙邊貿(mào)易對銀行業(yè)對外直接投資有促進(jìn)作用。Peter Van（1970）研究發(fā)現(xiàn)，美國外資銀行絕大多數(shù)是為其母國跨國企業(yè)提供資金融通和交易服務(wù)，直觀反映了銀行業(yè)對外直接投資的“客戶追隨動機(jī)”。Jain（1986）對美國銀行在發(fā)展中國家的投資情況進(jìn)行回歸分析，實證結(jié)果顯示各國間的雙邊貿(mào)易額與銀行在該國的投資額呈正相關(guān)關(guān)系。Esperanca.J.P&Gulamhussen.M.A（2001）以不同國家外資銀行為研究對象，分析得到東道國與母國雙邊貿(mào)易是跨國銀行在該國設(shè)立分支機(jī)構(gòu)意愿的增函數(shù)。嚴(yán)佳佳和張婷（2018）以“一帶一路”沿線的東盟國為研究對象，發(fā)現(xiàn)雙邊貿(mào)易額與銀行在海外設(shè)立機(jī)構(gòu)的數(shù)量顯著正相關(guān)。從投資引導(dǎo)角度，Brealey.R.（1996）的研究驗證了對外直接投資與外資銀行海外辦事處數(shù)量的正相關(guān)關(guān)系。根據(jù)以上分析提出以下兩個假設(shè)。

假設(shè)1：中國銀行業(yè)對外直接投資傾向于貿(mào)易關(guān)系密切的東道國。

假設(shè)2：中國銀行業(yè)對外直接投資傾向于投資關(guān)系密切的東道國。

（二）市場尋求動機(jī)

對“引導(dǎo)效應(yīng)論”的進(jìn)一步分析，發(fā)現(xiàn)東道國市場所具備的相對優(yōu)勢是影響銀行業(yè)對外投資的重要因素，形成投資的市場尋求動機(jī)。母國企業(yè)進(jìn)行跨國經(jīng)營以盈利為主要目的，無論是對外貿(mào)易還是投資都需要對東道國市場情況和風(fēng)險情況進(jìn)行充分評估，確認(rèn)有利可圖是其向該國擴(kuò)張的首要條件。同樣的，銀行作為市場主體，其經(jīng)營的最終目的是以最小的風(fēng)險獲得最大化的市場利潤。從盈利角度，銀行業(yè)會選擇市場規(guī)模較大的東道國進(jìn)行海外擴(kuò)張。基于此，本文認(rèn)為市場規(guī)模更大的東道國對銀行業(yè)具有更強(qiáng)的投資吸引力。Barrell&Pain（1996）采用東道國人均國內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP）衡量市場規(guī)模，實證得出市場規(guī)模與企業(yè)海外投資顯著正相關(guān)。Brealey&Kaplanis（1996）采用東道國國內(nèi)生產(chǎn)總值衡量市場規(guī)模，結(jié)果同樣是顯著的正向影響。國內(nèi)學(xué)者張云飛（2015）認(rèn)為市場規(guī)模對企業(yè)對外直接投資的影響在發(fā)達(dá)國家與發(fā)展中國家有不同效果，但均為正相關(guān)。本文提出假設(shè)3。

假設(shè)3：中國銀行業(yè)對外直接投資傾向于市場規(guī)模較大的東道國。

從風(fēng)險規(guī)避角度，東道國良好的政治、法律環(huán)境有利于降低銀行業(yè)海外投資風(fēng)險。Papaioannaou（2005）研究發(fā)現(xiàn)法律體系及制度的完善程度與銀行投資力度正相關(guān)，法律體系及制度不完善國家的市場環(huán)境相對較差，在此開辦業(yè)務(wù)經(jīng)營成本高，不宜投資。Bloningen（2005）的研究表明，東道國良好的政治制度會促進(jìn)跨國企業(yè)對外直接投資。陳恩和陳博（2015）研究發(fā)現(xiàn)東道國政治制度環(huán)境對中國直接投資有顯著吸引作用。王金波（2018）認(rèn)為中國對外投資傾向于政治穩(wěn)定、制度質(zhì)量良好的東道國。本文提出假設(shè)4。

假設(shè)4：中國銀行業(yè)對外直接投資傾向于制度質(zhì)量較高的東道國。

三、樣本選擇、變量選取及模型構(gòu)建

（一）模型構(gòu)建

為驗證假設(shè)1構(gòu)造銀行業(yè)對外投資與雙邊貿(mào)易額的估計方程，對外投資采用中國五大商業(yè)銀行①海外設(shè)立分支機(jī)構(gòu)的數(shù)量表示，雙邊貿(mào)易額用貨物進(jìn)出口總額表示，于是得到：

1nbnjt=α1jt+β11nbtvjt+μ1jt? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? （1）

其中，bnjt表示t年中國五大商業(yè)銀行在j東道國設(shè)立海外分支機(jī)構(gòu)的數(shù)量，btv是母國與東道國的雙邊貿(mào)易額取對數(shù)，α是常數(shù)項，μ是隨機(jī)誤差項，β1是回歸系數(shù)。

式（2）是在式（1）的基礎(chǔ)上加上控制變量的回歸模型，基于林德假設(shè)①的基本原理，收入差距與雙邊貿(mào)易額有直接的相關(guān)關(guān)系，為避免在回歸中出現(xiàn)多重共線性問題，式（2）中剔除了收入差距（gdpd）作為控制變量，具體回歸模型為：

1nbnjt=α2jt+β21nbtνjt+τ11npatjt+τ21ndisjt+τ3sculjt+τ4jfcjt+μ2jt? ? ?（2）

其中，pat表示東道國居民專利申請數(shù)，dis為中國首都北京到東道國首都的地理距離，cul表示中國與東道國文化距離，ifc表示東道國是否有金融中心的虛擬變量。

為驗證假設(shè)2，同樣首先構(gòu)造一個中國對外直接投資與銀行海外設(shè)立分支機(jī)構(gòu)數(shù)量的一元回歸模型，再構(gòu)建加入控制變量的多元回歸模型，具體模型見式（3）和式（4）：

1nbnjt=α3jt+β31nsofdijt+μ3jt? ? ? ? ? ? ? ? ? ?（3）

1nbnjt=α4jt+β41nsofdijt+η11npatjt+η21ndisjt+η3sculjt+η41ngdpdjt+η5ifcjt+μ4jt? ? ? ? （4）

其中，1nsofdi是中國對外直接投資存量的對數(shù);回歸系數(shù)β4表示銀行基于追隨投資導(dǎo)向的動機(jī)對銀行業(yè)對外直接投資的影響;gdpg表示母國與東道國的收入距離。

為了驗證假設(shè)3和假設(shè)4，同樣依次構(gòu)造了式（5）—（8）：

1nbnjt=α5jt+β51ngdpjt+μ5jt? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? （5）

1nbnjt=α6jt+β61ngdpjt+φ11npatjt+φ21ndisjt+φ3sculjt+φ4ifcjt+μ6jt? ? ?（6）

1nbnjt=α7jt+β7 spolicyjt+μ7jt? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? （7）

1nbnjt=α8jt+β8 spolicyjt+?1npatjt+?21ndisjt+?3sculjt+?41ngdpdjt+?5ifcjt+μ8jt? ? ? （8）

其中，lngdp表示東道國國內(nèi)生產(chǎn)總值的對數(shù);policy是東道國的制度質(zhì)量。值得注意的是，在式（6）中，考慮到收入距離與人均國內(nèi)生產(chǎn)總值可能會出現(xiàn)多重共線性問題，故將收入距離剔除。

以上是針對本文四個假設(shè)以單要素為核心解釋變量構(gòu)造的回歸模型，然而在分析銀行業(yè)對外投資時，不能僅考慮其中一種要素的影響，為了在一定程度上解決單要素回歸時的遺漏變量問題，本文將四個要素綜合考慮，構(gòu)建式（9）和式（10）的多元線性回歸模型。

1nbnjt=α9jt+β91nbtvjt+β101nsofdijt+β111ngdpjt+β12spolicyjt++μ9jt? ?（9）

[? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? 1nbnjt=α10jt+β131nbtvjt+β141nsofdijt+β151ngdpjt+β16spolicyjt+

γ11npatjt+γ21ndisjt+γ3sculjt+γ4jfcjt+μ10jt][（10）]

考慮到收入距離可能與雙邊貿(mào)易額和國內(nèi)生產(chǎn)總值產(chǎn)生共線性問題，式（9）和式（10）同樣剔除了收入距離。

（二）變量選擇和描述性統(tǒng)計

1.被解釋變量

中國銀行業(yè)對外投資主要以跨國并購和新建投資為主，投資主體以工、農(nóng)、中、建、交五大國有銀行為主。其中，跨國并購是指銀行以現(xiàn)金或股權(quán)或兩者組合的形式收購目標(biāo)國銀行，并獲得該銀行所有權(quán)的過程;新建投資是指銀行在東道國設(shè)立機(jī)構(gòu)，從而開展跨國業(yè)務(wù)。中國銀行業(yè)在進(jìn)行對外直接投資時，主要有設(shè)立分行、代表處、附屬行、合資銀行四種方式。本文采用五大銀行海外分支機(jī)構(gòu)數(shù)目解釋其在東道國的投資力度，其中統(tǒng)計機(jī)構(gòu)數(shù)量包括海外分行、子行和代表處（見表1）。

2.核心解釋變量

（1）雙邊貿(mào)易額。雙邊貿(mào)易額越大，貿(mào)易關(guān)系越密切，則母國企業(yè)與該東道國經(jīng)貿(mào)交往越頻繁，服務(wù)于母國企業(yè)的銀行業(yè)在該東道國設(shè)立分支機(jī)構(gòu)的意愿更強(qiáng)烈。結(jié)合假設(shè)1，本文認(rèn)為雙邊貿(mào)易額與銀行海外分支機(jī)構(gòu)數(shù)量呈正比。

（2）對外直接投資存量：對外直接投資存量的大小衡量了投資關(guān)系的密切程度，存量值越大，母國與東道國關(guān)系越密切，數(shù)據(jù)來源于中國對外投資統(tǒng)計公報。結(jié)合假設(shè)2，本文認(rèn)為中國對外直接投資存量與銀行海外分支機(jī)構(gòu)數(shù)量呈正比。

（3）市場規(guī)模。當(dāng)母國市場趨于飽和時，企業(yè)會尋求海外市場擴(kuò)張，而市場規(guī)模大的東道國對跨國企業(yè)有巨大的吸引力。銀行作為市場的金融主體，基于逐利的目的其所服務(wù)的非金融行業(yè)的海外擴(kuò)張，激勵了銀行業(yè)的海外擴(kuò)張行為。本文采用東道國國內(nèi)生產(chǎn)總值表示市場規(guī)模。結(jié)合假設(shè)3，本文認(rèn)為東道國國內(nèi)生產(chǎn)總值與銀行海外分支機(jī)構(gòu)數(shù)量呈正比。

（4）制度質(zhì)量。本文根據(jù)世界銀行發(fā)布的全球治理指數(shù)中的六個維度指標(biāo)①對東道國制度質(zhì)量進(jìn)行衡量，采用主成分分析法確定各項指標(biāo)的權(quán)重，隨后通過加權(quán)平均的方式計算制度質(zhì)量的綜合指標(biāo)，最后對該綜合指標(biāo)進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化處理得到實證的制度質(zhì)量指標(biāo)，記為policy。制度質(zhì)量值越高，東道國制度規(guī)范性與管制性越強(qiáng)。

3. 控制變量

（1）居民專利申請數(shù)。居民申請專利的數(shù)量越多，該國技術(shù)水平越高，該變量來源于世界銀行數(shù)據(jù)庫。

（2）地理距離。根據(jù)經(jīng)典投資理論，母國更傾向于選擇地理距離較近的地區(qū)進(jìn)行投資，而貿(mào)易引力模型認(rèn)為，國家間地理距離與雙邊貿(mào)易負(fù)相關(guān)，故有必要選擇地理距離作為控制變量。本文采用中國首都北京，到各個東道國首都的距離作為本文的地理距離變量。

（3）文化距離。文化距離測度采用霍夫斯泰德文化六維度指標(biāo)，采用較為流行的“KS”指數(shù)測算文化距離。將文化六個維度②指標(biāo)按照以下公式進(jìn)行綜合，得到衡量文化距離的綜合指標(biāo)。

其中，culj表示中國與東道國j的文化距離;Iij為東道國j第i維度的霍斯夫泰德指標(biāo)得分;I為母國a第i維度的霍斯夫泰德指標(biāo)得分;V表示第i維度指標(biāo)的方差。該指標(biāo)取值范圍為0～17.93。由于文化距離與其他指標(biāo)沒有可比性，本文對該指標(biāo)進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化處理。

（4）收入距離。根據(jù)林德假說，一國收入水平影響國內(nèi)需求結(jié)構(gòu)，從而決定國家特定的產(chǎn)品偏好模式。兩國收入水平越相似，偏好也越相似，需求越接近，重疊需求量越大，兩國貿(mào)易量也越大。本文認(rèn)為母國和東道國收入差距會對銀行業(yè)對外直接投資產(chǎn)生影響，而收入差距采用東道國與母國國內(nèi)生產(chǎn)總值的絕對值進(jìn)行衡量。

（5）是否有金融中心。該解釋變量為虛擬變量，沒有國際金融中心的東道國的IFC值設(shè)置為0，擁有國際金融中心的東道國的IFC值設(shè)置為1。本文根據(jù)2018年3月發(fā)布的《全球金融中心指數(shù)報告》中全球金融中心前二十名的排名情況，判斷東道國是否擁有國際金融中心。

4.數(shù)據(jù)來源及描述性統(tǒng)計

本文選取了2006—2017年18個東道國的面板數(shù)據(jù)，數(shù)據(jù)來源及變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果見表2。

（三）變量平穩(wěn)性檢驗

表3為各變量單位根檢驗結(jié)果。LLC檢驗結(jié)果顯示，水平序列的制度質(zhì)量檢驗結(jié)果不顯著，其他變量均顯著，而在一階差分序列，所有變量都通過了平穩(wěn)性檢驗。IPS檢驗結(jié)果顯示，水平序列有個別變量不顯著，而在一階差分序列，所有變量均在1%水平通過顯著性檢驗，顯著拒絕“有單位根”的原假設(shè)，所有變量都是一階單整的。值得說明的是，本文并沒有對地理距離、文化距離、收入距離和是否有金融中心進(jìn)行單位根檢驗，因為這四個變量均不隨時間變化，沒有“隨機(jī)趨勢”，是嚴(yán)格平穩(wěn)的變量。

四、實證結(jié)果

為了驗證理論推導(dǎo)中的四個假設(shè)，本文基于上文構(gòu)建的計量模型，首先采用普通最小二乘法，其次以豪斯曼檢驗為基礎(chǔ)，進(jìn)行隨機(jī)效應(yīng)模型或固定效應(yīng)模型的回歸分析。回歸結(jié)果如表4和表5所示。

表4中（1）和（2）列對應(yīng)模型式（1）和式（2），目的是驗證假設(shè)1?；貧w結(jié)果顯示，銀行海外設(shè)立分支機(jī)構(gòu)數(shù)量與雙邊貿(mào)易額呈正比。隨機(jī)效應(yīng)一元回歸模型顯示，雙邊貿(mào)易額增長一個百分點時，海外設(shè)立機(jī)構(gòu)數(shù)量增加0.4939個百分點，該彈性值在1%水平顯著。添加控制變量后，豪斯曼檢驗值為17.59，在1%水平顯著，選用固定效應(yīng)模型，結(jié)果同樣顯示雙邊貿(mào)易對分支機(jī)構(gòu)的設(shè)立數(shù)量正向相關(guān)，回歸系數(shù)為0.5378，同樣在1%水平顯著。說明受貿(mào)易引導(dǎo)中國銀行業(yè)跟隨客戶在雙邊貿(mào)易密切的東道國新設(shè)或增設(shè)分支機(jī)構(gòu)，驗證了假設(shè)1的合理性。

表4中（3）和（4）列對應(yīng)模型式（3）和式（4），是對假設(shè)2的檢驗。回歸結(jié)果顯示，中國對特定東道國直接投資存量與銀行在該國設(shè)立分支機(jī)構(gòu)數(shù)量呈正比。一元隨機(jī)效應(yīng)模型回歸系數(shù)值為0.2936，在1%水平顯著，即當(dāng)對外投資存量增長一個百分點時，銀行設(shè)立分支機(jī)構(gòu)的數(shù)量增加0.2936個百分點。加入控制變量后，豪斯曼檢驗在1%水平顯著，采用固定效應(yīng)模型，結(jié)果同樣支持對外投資存量與海外機(jī)構(gòu)設(shè)立數(shù)量呈正相關(guān)結(jié)論，彈性系數(shù)值為0.3060，同樣在1%水平顯著。這說明，受投資引導(dǎo)，中國銀行業(yè)選擇與母國投資關(guān)系密切的東道國進(jìn)行投資，驗證了假設(shè)2的合理性。

表4中（5）列和（6）列對應(yīng)模型式（5）和式（6），是對假設(shè)3的檢驗。檢驗結(jié)果顯示，東道國市場規(guī)模與中國銀行業(yè)在該國設(shè)立分支機(jī)構(gòu)數(shù)量呈正比，固定效應(yīng)模型回歸系數(shù)值為1.2246，在1%水平顯著。加入控制變量后，固定效應(yīng)模型回歸結(jié)果顯示，市場規(guī)模同樣與銀行海外分支機(jī)構(gòu)設(shè)立數(shù)量正相關(guān)。意味著中國銀行業(yè)對外投資選址傾向于市場規(guī)模較大的東道國，驗證了假設(shè)3的合理性。

表5中（7）和（8）列對應(yīng)模型式（7）和式（8），是對假設(shè)4的檢驗。兩式固定效應(yīng)模型回歸結(jié)果顯示：東道國制度質(zhì)量與中國銀行業(yè)海外設(shè)立分支機(jī)構(gòu)的數(shù)量呈反比，回歸系數(shù)在1%水平顯著為負(fù)，與本文的理論假設(shè)不符。因此，本文采用普通最小二乘法對式（7）和式（8）進(jìn)行輔助性回歸，結(jié)果發(fā)現(xiàn)OLS回歸顯示兩者顯著正相關(guān)（見（7）列和（9）列）?？赡艿慕忉屖牵恒y行業(yè)進(jìn)行對外直接投資的東道國制度質(zhì)量普遍優(yōu)于中國，反而阻礙了銀行業(yè)的對外直接投資。這與余壯雄和付利（2017）同樣采用WGI六維度指數(shù)表示國家制度質(zhì)量，研究得出制度質(zhì)量距離是阻礙中國企業(yè)投資于這些東道國的重要因素。此時，銀行業(yè)更愿意在制度質(zhì)量相近，也就是制度質(zhì)量較差的東道國增加機(jī)構(gòu)設(shè)立的數(shù)量。另外，比起制度因素，銀行業(yè)對外設(shè)立分支機(jī)構(gòu)更加注重雙邊經(jīng)貿(mào)關(guān)系，更加注重市場的盈利水平。因此，表5的結(jié)果推翻了假設(shè)4，認(rèn)為制度質(zhì)量與銀行業(yè)在特定東道國設(shè)立分支機(jī)構(gòu)的數(shù)量呈反比。

表5中列（9）和（10）對應(yīng)模型式（9）和式（10），將假設(shè)1、2、3和4中核心要素綜合進(jìn)行多元線性回歸。結(jié)果顯示：第一，雙邊貿(mào)易額與銀行海外設(shè)立機(jī)構(gòu)數(shù)量呈正比，假設(shè)1成立，值得注意的是，添加控制變量后，雙邊貿(mào)易額的回歸系數(shù)并不顯著，說明東道國距離、專利水平等因素減弱了中國銀行業(yè)增加該國投資的顯著性。第二，對外直接投資存量與海外設(shè)立機(jī)構(gòu)數(shù)量呈正比，假設(shè)2成立。第三，市場規(guī)模與設(shè)立機(jī)構(gòu)數(shù)量呈正比，假設(shè)3成立。第四，制度質(zhì)量與海外設(shè)立機(jī)構(gòu)數(shù)量呈反比，假設(shè)4不成立，可能是由于中國銀行業(yè)更愿意增加對制度質(zhì)量與中國相近的東道國的投資。

五、穩(wěn)健性檢驗

（一）高收入東道國

根據(jù)世界銀行數(shù)據(jù)庫對全球國家（地區(qū)）的劃分，分為高收入國家、中高等收入國家、中等收入國家、中低收入國家和低收入國家。銀行業(yè)向外擴(kuò)張會首先選擇經(jīng)濟(jì)實力較強(qiáng)的國家和地區(qū)，在中等收入或低收入國家（地區(qū)）設(shè)立分支機(jī)構(gòu)的數(shù)量較少，所以為了直觀地分析基準(zhǔn)回歸的穩(wěn)健性，此處選取了12個高收入國家2006—2017年面板數(shù)據(jù)作為研究樣本，回歸結(jié)果見表6。結(jié)果顯示，雙邊貿(mào)易額估計系數(shù)為正（如列（2）和列（10）），符合假設(shè)1，單一要素回歸系數(shù)在1%水平顯著，多元回歸正系數(shù)不顯著，說明中國與東道國雙邊投資關(guān)系、市場規(guī)模等原因顯著減弱了雙邊貿(mào)易關(guān)系的顯著性。對外直接投資存量估計系數(shù)同樣顯著為正（列（4）和列（10）），符合假設(shè)2。市場規(guī)模估計系數(shù)為正，符合假設(shè)3，但多元回歸系數(shù)并不顯著，原因可能是高收入國家國內(nèi)生產(chǎn)總值高，其市場規(guī)模在高收入國家間差異性不大，所以對銀行海外設(shè)立分支機(jī)構(gòu)的數(shù)量的影響不顯著。制度質(zhì)量回歸系數(shù)為負(fù)，不符合假設(shè)4。以上結(jié)論和基準(zhǔn)回歸結(jié)果類似，驗證了基準(zhǔn)回歸的穩(wěn)健性。

（二）2008—2017年子樣本回歸

2008年爆發(fā)了全球性金融危機(jī)，中國的金融業(yè)也受到了影響，考慮到這一特殊經(jīng)濟(jì)事實，本文分離出2008—2017年數(shù)據(jù)做子樣本回歸（見表7），同時也是對基準(zhǔn)回歸的穩(wěn)健性檢驗。

表7中雙邊貿(mào)易額、對外投資存量和市場規(guī)?；貧w系數(shù)均顯著為正，驗證了本文前三個假設(shè)的合理性，制度質(zhì)量的系數(shù)顯著為負(fù)，假設(shè)4不成立。該結(jié)果說明基準(zhǔn)回歸結(jié)果是穩(wěn)健的。

六、結(jié)論及對策建議

本文根據(jù)“引導(dǎo)效應(yīng)論”，將中國銀行業(yè)對外直接投資的動機(jī)區(qū)分為“客戶追隨動機(jī)”和“市場尋求動機(jī)”，據(jù)此構(gòu)建投資動機(jī)理論體系，并提出四個假設(shè)，同時選取18個東道國2006—2017年的面板數(shù)據(jù)，構(gòu)建以單一要素和多要素的線性回歸模型，驗證理論假設(shè)的適用性，主要結(jié)論如下：

基于銀行對外直接投資的“客戶追隨動機(jī)”，中國銀行業(yè)受“貿(mào)易引導(dǎo)”和“投資引導(dǎo)”，會在與中國有密切貿(mào)易和投資往來的東道國增加分支機(jī)構(gòu)數(shù)量?；诖?，中國銀行業(yè)更愿意在客戶集聚地設(shè)立分支機(jī)構(gòu)，方便為客戶提供服務(wù)，提高客戶粘性，增加中介服務(wù)收入。

基于銀行業(yè)對外直接投資的“市場尋求動機(jī)”，本文從盈利和風(fēng)險規(guī)避兩個角度，中國銀行業(yè)對外直接投資傾向于市場規(guī)模較大和制度質(zhì)量與中國相近的東道國。銀行和企業(yè)一樣，處于市場主體地位，東道國市場規(guī)模促進(jìn)中國銀行業(yè)對其直接投資，市場規(guī)模與銀行設(shè)立分支機(jī)構(gòu)數(shù)量呈顯著正相關(guān)。從風(fēng)險規(guī)避角度，銀行業(yè)對外投資的風(fēng)險主要體現(xiàn)在政治、規(guī)制風(fēng)險，由于經(jīng)營管理差異，制度質(zhì)量優(yōu)于中國的東道國來說，制度質(zhì)量越高反而會制約銀行業(yè)的持續(xù)投資，中國銀行業(yè)更愿意選擇與中國制度質(zhì)量相近的東道國增加海外機(jī)構(gòu)的數(shù)量，這有利于降低銀行業(yè)的投資風(fēng)險，因此認(rèn)為中國銀行業(yè)對外投資傾向于制度質(zhì)量與中國相近的東道國。

綜上所述，影響中國銀行業(yè)對外投資的因素可區(qū)分為雙邊貿(mào)易關(guān)系、雙邊投資關(guān)系、東道國市場規(guī)模和東道國制度質(zhì)量。銀行業(yè)對外投資要做好海外擴(kuò)展的前期準(zhǔn)備工作和目標(biāo)市場的評估工作。從追隨客戶角度的投資動機(jī)角度，建議銀行業(yè)謹(jǐn)慎評估與特定東道國的雙邊貿(mào)易關(guān)系，選擇貿(mào)易和投資往來密切的東道國進(jìn)行投資;從市場尋求的投資動機(jī)角度，建議銀行業(yè)重點評估東道國市場的盈利水平和抗風(fēng)險能力，市場規(guī)模大且制度質(zhì)量與中國相近的東道國是增加銀行分支機(jī)構(gòu)數(shù)量的合理選擇。

（責(zé)任編輯：孟潔）

參考文獻(xiàn)：

[1]Aliber R Z.International Banking：A Survey[J].Journal of Money Credit&Banking， 1984，16（4）：661-678.