中資銀行境外分支機構與投資分析

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摘要：隨著內資金融機構的境外分支迅速發(fā)展，研究其是否提升投資便利化是我國金融對外開放的重要命題。利用2003—2018年中國對51個經(jīng)濟體的OFDI流量數(shù)據(jù)和中資銀行在東道國（地區(qū)）的子公司及分支機構數(shù)量的數(shù)據(jù)，可以考察中資銀行境外分支機構對我國對外直接投資的影響。實證研究表明：銀行的境外分支機構數(shù)量與中國企業(yè)對該經(jīng)濟體的直接投資正相關；基于分位數(shù)處理效應（QTE）模型的因果分析證實了這一結果不是由反向因果關系驅動的；異質性分析表明，對于市場導向型投資以及治理水平較差的經(jīng)濟體，中資銀行境外分支機構的促進作用更為明顯。研究結果為我國提升銀行國際化水平以推動實體企業(yè)“走出去”提供了政策依據(jù)。

關鍵詞：銀行境外分支機構；對外直接投資；信息不對稱

一、引言

過去三十年中，受益于旨在鼓勵跨國公司境外投資的“走出去”政策，中國對外直接投資顯著增加。特別是2013年“一帶一路”倡議的提出，使中國跨國公司的境外投資進一步增長。根據(jù)《中國對外直接投資公報2018》數(shù)據(jù)，我國OFDI從1990年的8.3億美元增加到2018年的1430.4億美元。但當前全球經(jīng)濟深度調整，貿(mào)易保護主義抬頭，中國對外直接投資面臨更多的不確定性，尤其是來自發(fā)達國家的審查。金融機構境外布局對于像中國這樣的新興經(jīng)濟體可能尤為重要，因為母國金融中介在克服這些摩擦和降低交易成本方面可以發(fā)揮重要作用。這提出了一個重要的研究命題，即隨著我國金融對外開放的進一步擴大，以“五大行”為代表的中資銀行積極擴大子公司和分支機構的境外網(wǎng)絡，那么中資銀行境外分支機構是否促進了中國的對外直接投資？傳統(tǒng)的跨境投資理論側重于以實際經(jīng)濟因素來解釋投資流動的方向和數(shù)量，從壟斷優(yōu)勢、內部化理論和國際生產(chǎn)折衷（OIL）理論，到邊際產(chǎn)業(yè)轉移理論和Helpman等①提出的企業(yè)異質性理論，都是從生產(chǎn)率或稟賦角度來闡述跨國公司的國際化路徑。經(jīng)驗文獻方面，一些文獻認為引力變量（如文化距離，母國的人均GDP和相對勞動稟賦）會影響OFDI②；另一些則強調了東道國制度和金融發(fā)展在吸引外國直接投資中的重要性，證明了雙邊匯率的作用。①近年來，越來越多的文獻探討了金融因素，特別是跨境金融機構在對外直接投資中的重要性。Hale認為與母國銀行的特定業(yè)務關系可以更無縫地進行金融交易，包括降低與東道國新的銀行建立聯(lián)系將產(chǎn)生的相關費用和信息壁壘。②一些研究認為，在更基本層面上，與母國銀行合作可以幫助降低與語言障礙、文化差異或體制差異相關的交易和通訊成本。③此外，Alfaro等發(fā)現(xiàn)外資銀行提高了當?shù)亟鹑隗w系的效率，對OFDI和經(jīng)濟增長具有積極影響。④Ongena等認為，中國銀行的境外分布可以促進和維持公司的對外直接投資。⑤Poelhekke提供的證據(jù)表明，荷蘭的全球銀行使國內企業(yè)海外投資更容易，尤其是在法治薄弱或腐敗的國家中。⑥Kandilov等使用美國制造業(yè)數(shù)據(jù)，證實了東道國銀行放松管制吸引了更多數(shù)量和更高數(shù)額的跨國并購交易。⑦但一些研究認為這種正相關性來源于銀行海外布局的“跟隨客戶”（followtheclient）的特點，即銀行進入國外市場是為了滿足已建立的客戶對海外銀行業(yè)務的需求。Qian和Delios使用銀行層面的數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)，日本銀行在20世紀90年代的全球擴張模式在一定程度上是跟隨現(xiàn)有客戶進入東道國市場。⑧Wezel的經(jīng)驗證據(jù)表明，當考慮到亞洲市場時，德國銀行確實會跟隨其客戶。⑨國內研究方面，大多采用案例或比較分析，驗證銀行海外分支機構是否通過提供東道國（地區(qū)）的軟信息而促進外國直接投資。⑩總結以往文獻，探索母國金融機構海外發(fā)展與對外直接投資之間關系的論文較少，僅有的一些經(jīng)驗文獻也沒有得出二者因果關系的共識。因此，在金融對外開放步伐加快以及“金融服務實體”戰(zhàn)略全面實施的背景下，研究中資銀行國際化水平能否支持我國實體經(jīng)濟更好地“走出去”具有重要的理論和現(xiàn)實意義。本文實證分析了中資銀行境外分支機構與OFDI的因果聯(lián)系，從而擴展了現(xiàn)有文獻。此外，在最近多數(shù)研究強調金融全球化風險的背景下，本文認為大型國際銀行的一個可能被低估的好處是對OFDI的促進作用，從而為更全面的金融全球化的成本收益分析提供了參考。

二、銀行境外分支機構促進OFDI的理論機制

銀行境外分支機構可通過直接和間接兩類渠道對OFDI產(chǎn)生積極影響，如圖1所示。（一）直接影響?？鐕y行將通過以下渠道直接降低跨境投資的固定成本，從而增加目標公司池的規(guī)模和質量：（1）克服信息不對稱——銀行境外分支機構擁有潛在的子公司及其所在行業(yè)的專門信息，并通過與當?shù)厣虝⒋笫桂^、地方政府和法律機構的聯(lián)系，可以向客戶提供法律法規(guī)、地方發(fā)展和融資機會方面的信息。（2）縮小母國與東道國（地區(qū)）之間的治理距離——母國和東道國（地區(qū)）的制度質量可能不同，這使得難以判斷投資者的保護以及在投資變壞時的法律追索范圍。銀行境外分支機構可以幫助縮小子公司與跨國公司之間在國家層面上的治理距離，這些市場摩擦與語言、地理、文化以及投資者保護和稅收待遇的差異有關。（3）安排內部資本市場——熟悉母公司運營和本地外部資本市場缺陷的跨國銀行能夠以最有效的方式幫助跨國公司安排內部資本市場，并幫助其在其他金融市場融資。（4）直接提供融資——當海外投資需要大量貸款或發(fā)行公司債券，境外金融機構也使銀團貸款和在多個市場上出售公司債券成為可能。根據(jù)異質性投資理論的思路，企業(yè)在解決不確定性之前做出是否進行海外投資的決策。對外直接投資要求企業(yè)在境外不可逆地投資I（σ）的前期成本，σ代表信息不對稱以及東道國（地區(qū)）與母國的制度差異，I（σ）包括目標公司的搜尋成本和克服治理距離的成本。為了簡化，假設跨國公司生產(chǎn)采用簡單新古典的生產(chǎn)函數(shù)形式：Yi=AiKαiNβiL1-α-βi（1）產(chǎn)出Y取決于生產(chǎn)率水平A、資本K、資源N以及勞動L。在考慮信息不對稱以及東道國（地區(qū)）與母國的制度差異后，投資收益率可表示為：ri=MPKi=α[1-τ]i(σ)Ai()KiLiα-1()NiLiβ=α[1-τ]i(σ)Aikα-1inβi（2）其中，τi(σ)代表信息不對稱和治理距離對利潤的侵蝕，一國的投資收益率與該國的技術水平、人均資源豐富程度成正比，與人均資本密集度Ki和τi(σ)成反比。假設企業(yè)自有資金只能承擔前期固定成本的比例為θ，其余(1-θ)I的資金以Fj(σ)的成本進行外部融資，則企業(yè)對外直接投資的收益率為：πi(σ)=α[1-τ]i(σ)Aikα-1inβi-(1-θ)I(σ)Fj(σ)（3）由于∂τi(σ)/∂σ>0，∂I(σ)/∂σ>0，∂Fj(σ)/∂σ>0，因此：∂πi(σ)/∂σ<0（4）由此，我們可以得到假設：母國境外金融機構的建立能夠降低企業(yè)境外投資的搜尋成本和融資成本，進而提高OFDI。（二）間接影響。銀行分支機構導致東道國（地區(qū)）信貸市場狀況的改善，有助于當?shù)厥袌鲆?guī)模擴大并對企業(yè)的持續(xù)經(jīng)營產(chǎn)生積極影響，從而促進本國的對外直接投資。

三、實證模型、變量及數(shù)據(jù)

（一）實證模型。1.基準回歸模型。本文的基準實證模型表述為：lnOFDIjt=β0+β1lnbranchjt-1+Z'Φ+et，et∼lid(0,σ)2t（5）其中，lnOFDI是中國對東道國（地區(qū)）對外直接投資流量的對數(shù)值，Z表示在截面和時間維度上變化的解釋變量向量，如母國銀行分支機構使得在t年母國對j國或地區(qū)的直接投資更多，則β1>0。2.基于分位數(shù)處理效應模型（QTE）的因果效應模型。盡管回歸分析可以指示因變量影響的大小和方向，但難以排除反向因果關系的影響。利用分位數(shù)處理效應模型可以量化核心解釋變量的變化在不同的分位數(shù)水平下可能產(chǎn)生的因果效應。通過加權分位數(shù)回歸可以一致地估計條件QTE（δτ）：(β)τ,δτ=argmin∑WAAIi×ρτ(Y)i-Xiβ-Diδ（6）其中，ρτ(u)=u×[τ-1(u<0)]。QTE的估計需要使用logit回歸對傾向得分進行初步的非參數(shù)估計，得到相應的權重代入，可以得到QTE的估計結果：E[W]AAIiρτ(Y)i-Xiβ-Diδ=Pr(D)1>D0Eéëùûρ|τ(Y)i-Xiβ-DiδD1>D0（7）（二）變量說明與數(shù)據(jù)。1.核心解釋變量。該變量是作者手動整理的12家中資銀行①境外分支數(shù)量的自然對數(shù)加1（lnbranch），以校正銀行數(shù)量變量的偏度。我們以實際成立年份為準，而不是分支項目新批準的時間。2.東道國（地區(qū)）控制變量?；貧w隱含地始終控制著母國機構，因此，本文控制會影響OFDI的東道國（地區(qū)）特征變量集。（1）人均實際國內生產(chǎn)總值的自然對數(shù)（GDPj）以及增長率（ggdpj）：以捕捉市場規(guī)模和宏觀經(jīng)濟狀況的變化。（2）自然資源豐裕程度（eng）：考慮到中國對外投資的“尋求資源”動機，引入以燃料與礦石金屬出口之和占總出口的比重衡量的要素稟賦變量。（3）金融發(fā)展（fd）：為了控制信貸市場的深度，我們引入了私人信貸占GDP的比例，指標的改善表明金融發(fā)展水平有所提高，它影響跨國公司籌集外部資金的能力。（4）法定公司稅率（tax）：以捕捉跨國公司可能受到的稅收因素的影響。（5）人力資本（tech）：使用人均專利數(shù)度量。（6）治理指標（ins）：以ICRG的“控制腐敗”“制度質量”“法治”“投資狀況”四個指標的均值衡量。3.引力變量。（1）中國與東道國（地區(qū)）人均GDP的差值（gdp_gap）：由于人均工資往往和一國的經(jīng)濟發(fā)展水平掛鉤，母國與東道國（地區(qū)）的勞動成本差異構成了縱向對外直接投資的主要影響因素。（2）貿(mào)易聯(lián)系程度（trade），以東道國（地區(qū)）進出口與中國GDP之比來衡量。（3）實際匯率變動（er）以及匯率的波動率（vol）：以獲取財富和估值影響。由于包括了雙邊貿(mào)易聯(lián)系指標，因此引力變量不再引入貿(mào)易引力模型中的雙邊距離以及共同的文化起源和語言等變量。本文基于2003—2018年間中國對51個國家和地區(qū)①OFDI的經(jīng)驗背景下，研究金融“走出去”對實體企業(yè)“走出去”的影響。東道國（地區(qū)）的選擇是基于中資銀行在研究期間至少在其境內有一家一級分支機構的原則。表1列出了有關變量的數(shù)據(jù)來源以及描述性統(tǒng)計。位根檢驗基本在95％的置信水平拒絕單位根的原假設，即所有回歸變量都是平穩(wěn)的。

四、實證結果與分析

（一）基準模型。本文旨在分析中國對東道國（地區(qū)）的OFDI與上一年度中資銀行在東道國（地區(qū)）一級分支機構數(shù)量的關系。表2給出了估計得出的基準回歸結果。在（1）—（3）列中，僅包括核心解釋變量外的所有控制變量；在（4）—（6）列中，加入了東道國（地區(qū)）中資銀行境外分支數(shù)量的1年滯后（lnbrancht-1），括號中報告了異方差穩(wěn)健標準差。核心解釋變量方面，在所有模型設定中，lnbrancht-1的系數(shù)均為正且顯著，證實了本文的研究假設：東道國（地區(qū)）中資銀行分支機構數(shù)量的增長與隨后中國企業(yè)進入該市場可能性的增加有關。就邊際影響程度而言，從（4）列到（6）列的系數(shù)估計約為0.11—0.13，這表明如果中資銀行t—1年內在東道國（地區(qū)）的子公司或分支機構增加1個百分點，則中國企業(yè)在東道國（地區(qū)）的OFDI增長了約0.12個百分點。控制變量的符號與先前的文獻相一致。東道國（地區(qū)）實際GDP的對數(shù)及其增長率的系數(shù)顯著為正，表明中國對外直接投資存在市場尋求的動機。東道國（地區(qū)）自然資源出口份額的系數(shù)為正，表明中國對外直接投資也存在資源尋求的動機。盡管中國是主要的“制造工廠”，但與經(jīng)濟和人口規(guī)模相比，自然資源和燃料稟賦相對較低；但eng系數(shù)不顯著，其原因可能在于資源對境外投資的影響具有異質性，且由于“資源詛咒”，自然資源的豐裕與東道國（地區(qū)）的制度質量較低有關。來源國（地區(qū)）信貸占GDP比率的系數(shù)為正，這表明金融發(fā)展水平更高的東道國（地區(qū)）收到的投資較多。技術水平和稅率分別具有正和負的顯著系數(shù)。中國與東道國（地區(qū)）人均GDP的差異的系數(shù)為正且顯著，這表明一個國家內較快的增長意味著跨境并購交易更具成本優(yōu)勢。中國與東道國（地區(qū)）之間貿(mào)易關系的程度具有負系數(shù)但不顯著，與先前的文獻一致，表明出口與對外直接投資的促進和抑制效應可能同時發(fā)揮作用。研究結果也支持中國OFDI更多流向治理水平高的東道國（地區(qū)），因為企業(yè)能夠得到有效的產(chǎn)權保護和穩(wěn)定的發(fā)展空間。東道國（地區(qū)）貨幣升值以及匯率波動增加將降低OFDI流量。金融文獻表明，公司估值的變化是并購活動的潛在誘因。因此匯率升值將導致東道國（地區(qū)）被收購公司的估值更高，成本上升降低跨境并購交易。由于隨機擾動項的零均值假定難以滿足，因此OLS估計的結果可能有偏。作為比較，本文使用泊松偽極大似然（PPML）估計量進行了估計。PPML估計的另一個優(yōu)點是它不把投資取對數(shù)，因此不會刪除零觀測值。結果表明，盡管銀行業(yè)分支機構數(shù)量系數(shù)變小，但它們在統(tǒng)計上仍然具有很高的顯著性，即中國境外金融機構的建立顯著促進了中國對東道國（地區(qū)）的直接投資。其他系數(shù)的大小和重要性在PPML估算下大部分保持不變。動態(tài)面板模型的估算可以控制潛在的自相關和內生性，結果仍然表明，中資銀行分支對OFDI具有積極和顯著的影響。動態(tài)面板模型還將1年滯后的對外直接投資包括在內，由于過去的境外直接投資可能是當前境外直接投資的重要解釋變量，其他估算結果也非常相似。（二）異質性分析。本部分將討論銀行境外分支機構對OFDI積極影響的異質性（區(qū)分投資動機與制度質量），以更清晰地了解這種促進作用背后的機制，回歸結果如下頁表3所示。1.投資動機的異質性。根據(jù)異質性對外直接投資理論，旨在利用國外市場相對國內市場生產(chǎn)成本優(yōu)勢的投資稱為“垂直”O(jiān)FDI，這種對外直接投資的產(chǎn)出大部分會返銷回國或再出口到世界各地，與此相對，旨在服務東道國市場的投資稱為“水平”O(jiān)FDI。遵循Grossman和Helpman模型的邏輯，金融全球化可以促進外國直接投資，但同時也可以促進貿(mào)易，而貿(mào)易又可以替代OFDI，這意味著企業(yè)減少了垂直一體化供應商的動機。①參考項本武的研究結論，②本文依據(jù)跨國公司的產(chǎn)品外銷比例將51個東道國和地區(qū)按投資動機分為兩類：第一類是出口導向型，這些東道國的產(chǎn)品外銷比例較大，包括勞動力成本低或國內市場需求小的發(fā)達國家①；第二類是市場導向型，這些東道國（地區(qū)）的共同特征是市場需求大②。在表3（1）（2）列中，中資銀行境外分支機構對出口導向型對外直接投資的影響小于對市場導向型OFDI的影響。最近的文獻發(fā)現(xiàn)，金融全球化尤其是以更多的全球化銀行的形式，降低了貿(mào)易的風險和成本。Niepmann和Schmidt-Eisenlohr認為，銀行信用證供應的減少會降低出口。③銀行了解客戶的信譽，全球化的銀行越多，獲得信用證就越容易，進行貿(mào)易也就越容易。2.治理水平的異質性。如果銀行為跨國公司提供便利的渠道是通過利用其信息優(yōu)勢或通過縮小治理距離，那么，在治理不透明的國家或地區(qū)開展業(yè)務，軟信息收集困難，銀行業(yè)子公司和分支機構的作用應該更大。為了檢驗這一點，本文以《國際國家風險指南》（ICRG）四個指標所衡量的東道國（地區(qū)）治理水平（ins）的中位數(shù)區(qū)分治理水平高（低），考察主要結論是否具有顯著差異，結果如表3中（3）（4）列所示。在治理薄弱的經(jīng)濟體，中資銀行境外分支對外直接投資系數(shù)為正，且邊際效應大于治理水平較高的經(jīng)濟體。對于治理水平（低）的經(jīng)濟體，邊際效應為0.210，對于治理水平（高）的經(jīng)濟體，邊際效應為0.083。在腐敗和法治情況較差的經(jīng)濟體，外國公司選擇錯誤的商業(yè)伙伴、做出錯誤投資決策的可能性更高，外國公司對普通子公司的有效控制程度可能很低，這增加了廣泛尋求最佳合作伙伴的可能性，而銀行境外分支機構具有提供相關信息的優(yōu)勢。（三）因果關系檢驗。銀行境外分支機構和對外直接投資之間的正相關性也可能反映了銀行“追隨”其客戶的情況，而因變量1年的滯后可能不足以規(guī)避這種可能性，或者它不能充分應對共識性，即銀行和跨國公司都進入境外市場，在東道國（地區(qū)）銷售產(chǎn)品和服務，并對投資環(huán)境中未觀察到的變動做出反應。銀行境外分支機構與影響對外直接投資的未觀察到的成分之間的正相關關系，將使OLS估計值偏向上方。如果我們想將表2的估計解釋為因果關系，那么必須承認，在包括所有控制變量之后，在沒有中國銀行境外分支的情況下，母公司將以相等的概率進入東道國（地區(qū)）。測試反向因果關系的一種比較流行的方法是使用銀行部門法規(guī)的更改作為工具變量，銀行業(yè)管制變量將直接影響銀行對外直接投資，而不直接影響非金融對外直接投資。但因為銀行業(yè)管制指標在各年份之間的變動幅度不大，所以本文選擇分位數(shù)處理效應模型檢驗銀行分支機構境外布局與OFDI之間的因果關系。表4報告了各類樣本下銀行境外分支機構的QTE回歸系數(shù)。結果證實了在因果關系模型中，主要影響是穩(wěn)健的。lnbrancht-1的系數(shù)在25%、50%、75%的分位點上均為正，這表明銀行境外分支機構有助于中國對該東道國（地區(qū)）的對外直接投資。就顯著性而言，系數(shù)基本在5％的水平上顯著。因果測試得出的結論是，反向因果關系至少不會驅動主要結果。此外，各列的系數(shù)幅度逐漸減小，全樣本回歸中l(wèi)nbrancht-1的系數(shù)由0.218遞減至0.110，表明隨著銀行進入東道國（地區(qū)），其對公司進入產(chǎn)生的邊際影響逐漸降低。五、結論與政策建議中國在全球價值鏈中地位的變化以及不斷出現(xiàn)的貿(mào)易摩擦都要求我國企業(yè)主動整合全球資源，積極地進行對外直接投資。在我國不斷擴大金融開放以及大型全球銀行興起的背景下，研究中資銀行境外分支機構對OFDI的影響具有重要意義。利用手工收集的中資銀行境外分支機構和子公司數(shù)量信息以及中國對51個經(jīng)濟體的OFDI數(shù)據(jù)，本文從經(jīng)驗上檢驗了2003年至2018年中國的銀行子公司和分支機構是否促進了對外直接投資。得出的主要結論如下：第一，在控制了東道國（地區(qū)）的特性和引力變量后，中資銀行一級分支機構更多的東道國（地區(qū)）更有可能吸引中國公司投資。第二，研究提供了異質性影響的證據(jù)，在市場導向型投資動機以及治理水平較差的東道國（地區(qū)），中資銀行境外分支機構對OFDI的影響要大得多。第三，為了進一步進行因果關系檢驗，本文采用了分位數(shù)處理效應模型，回歸得到類似的結果，即銀行在東道國（地區(qū)）市場分支機構數(shù)量與接下來的一年進入同一市場的直接投資有正相關關系，證實了反向因果關系不會驅動主要結果。

本文的結論具有如下政策含義。首先，充分利用金融對外開放帶來的機遇，提升銀行國際化經(jīng)營水平。完善境外分支網(wǎng)絡，使企業(yè)在“走出去”過程中，能夠得到全方位的金融服務和金融支持。其次，優(yōu)化金融機構境外布局，提升金融機構服務我國企業(yè)“走出去”的有效性。隨著我國企業(yè)“走出去”空間分布越來越廣泛，面對的金融環(huán)境也日趨復雜，風險和信息的不對稱性加大，銀行境外分支機構有必要加強與“走出去”企業(yè)的合作，加大業(yè)務創(chuàng)新，滿足跨國公司高層次金融服務的需求。最后，加強對銀行跨境經(jīng)營業(yè)務的審慎監(jiān)管。最近，許多研究都集中在改善跨境銀行監(jiān)管以應對未來危機方面，但是，對銀行海外發(fā)展的福利評估必須權衡投資便利化收益與可能帶來的金融風險傳染。為了保留跨境銀行為實體經(jīng)濟和OFDI帶來的收益，監(jiān)管機構應致力于降低相應的金融傳染風險。

作者:安蕾 蔣瑛 單位:南京審計大學金融學院