外資銀行進入中國決定因素的實證研究

摘 要：本文運用1996—2009年的面板數據，以外資銀行在華營業性機構數量為因變量，從外資銀行母國的宏觀因素、東道國的制度因素和母國與東道國的聯系三個方面檢驗外資銀行進入中國市場的影響因素。結果顯示，外資銀行進入程度與母國的經濟發展水平、母國對中國的FDI、母國與中國的雙邊貿易量呈正相關關系，與兩國的地理距離呈負相關關系，而與母國銀行業的存貸利差沒有顯著關系，并且，2006年底我國對銀行業的開放政策顯著地促進了外資銀行的進入。

關鍵詞：外資銀行進入；中國；跟隨客戶

Abstract：Using the panel data from 1996 to 2009，this paper analyses the determinants of foreign banks’ entry into China with the number of foreign banks’ business institutions as dependant variables by expounding on the micro factors of foreign banks’ home country，institutional factors of China，and the relationship between home country and China. The result shows that entry of foreign banks is positively related with the economic development level of home countries，FDI from home countries to China and international trade volumes between home countries and China. And it is negatively related with the distance between two countries and has no relationship with the interest spread of home countries. And we also find the opening policy of banking industry at the end of 2006 significantly has promoted the entry of foreign banks into China.

Key Words：entry of foreign banks，China，following clients

中圖分類號：F832 文獻標識碼：A 文章編號：1674-2265（2013）03-0062-05

2006年底，中國全面開放銀行業，外資銀行在中國的發展進入了一個新的階段。根據銀監會的統計，截至2010年底，有來自25個國家和地區的74家外國銀行在華設立90家分行，另有來自14個國家和地區的37家外資銀行在華轉制成為外資法人銀行。根據筆者的統計，在華外資銀行營業性機構數量排名前5位的國家和地區分別是香港地區、韓國、日本、法國和新加坡。其中，香港地區共有100家營業性機構，位居榜首，占全部外資銀行營業性機構數量的27%；韓國有52家，占比14%；日本有32家，占比9%；法國30家，占比8%；新加坡28家，占比7.6%。哪些因素決定一國外資銀行進入中國的程度，外資銀行進入中國的動因是什么，本文將對此進行探討。

一、國內外文獻綜述

國外有關外資銀行影響因素和進入動因的實證研究成果非常豐富，通過利用“一對多”、“多對一”或“多對多”等不同的方式來檢驗影響外資銀行進入的各種因素。本文將眾多文獻所檢驗的影響因素總結如下。

（一）銀行層面的因素

銀行規模和效率是影響外資銀行國際化經營的重要因素，?？ɡ桌筒ㄗ袈澹‵ocarelli 和Pozzolo ，2000）的研究發現，銀行規模越大，經營效率越高，越傾向于海外經營。

（二）母國的宏觀因素

主要包括母國的經濟發展狀況和監管因素。紀廉和塔斯基吉（Guillén和Tschoegl，1999）、湯姆森 （Thomsen，2000）以及福卡雷利和波佐洛（2000）的實證研究均證實，母國的經濟增長狀況越好，銀行業的整體競爭力水平越高，競爭程度越激烈，母國的銀行越傾向于跨國經營；而母國對銀行業的監管越嚴格，銀行海外經營的積極性就越低。

（三）東道國的區位因素

主要包括東道國的市場機會和制度因素。東道國的經濟增長潛力越大，現有銀行體系的效率越低，意味著東道國的市場機會越多，對外資銀行的吸引力就越大。米沙林（Moshirian，2001）、布赫（Buch，1999）、克萊森斯等（Claessens等，2001）、八森（Yamori，1998）、?？ɡ桌筒ㄗ袈澹?000）等眾多研究均證明，東道國的經濟增長率、GDP、人均GDP、東道國銀行業的平均效率等因素均與外資銀行的進入程度有關。此外，東道國的制度性因素也是外資銀行進行跨國經營所要考慮的重要因素之一，?？ɡ桌筒ㄗ袈澹?000）以及克萊森斯等（2001）的研究發現，東道國對銀行業的監管是否嚴格、金融自由化水平的高低、稅負水平的高低、法制的健全與否等均是重要的制度性因素。

（四）母國與東道國的聯系

鑒于布里默和達爾（Brimmer和Dahl，1975）等人提出跨國銀行業的發展是其追隨母國客戶的一個必然反應，即銀行跨國經營的目的是為了跟隨業務擴展到國外的母國客戶，向其提供服務，以防止客戶流失。如果“跟隨客戶”假說成立，那么外資銀行的進入程度就應該與兩國之間聯系的緊密程度有直接關系。眾多學者對此進行了實證檢驗，所選的解釋變量主要有三個：母國對東道國非金融行業的FDI、母國與東道國的雙邊貿易量以及兩國的地理距離和文化淵源。

1. 母國對東道國的FDI。許多針對不同國家的研究成果證實了母國對東道國的FDI與外資銀行進入東道國程度之間的正向相關關系。例如，戈德堡等（Goldberg等，1990）、米勒等（Miller等，1998）、奈伊等（Nigh等，1986）和薩加里（Sagari，1992）等。然而，一些學者不贊同外資銀行進入與FDI之間的關系就能證實“跟隨客戶”假說。克拉克等（Clarke等，2001）認為，即使實證結果顯示二者存在正向相關關系，也難以證明是否是非銀行FDI帶動了銀行部門的FDI，也不能證明外資銀行只向或主要向本國客戶的關聯公司提供服務。米勒等（1998）發現，發展中國家的外資銀行進入與FDI之間沒有顯著關系?？赡艿脑蚴怯捎诎l展中國家市場競爭不充分，銀行利潤率更高，從而使得外資銀行在非銀行的跨國公司之前進入這些國家，甚至是外資銀行的進入促進非銀行部門FDI的增長。

2. 母國與東道國的雙邊貿易量。許多文獻在研究外資銀行進入程度與FDI關系的同時，也驗證了外資銀行進入程度與兩國雙邊貿易量之間的關系，多數研究證實了二者存在顯著的正相關關系。例如戈德堡等（1990）、布赫等（1999）和八森（1998）。但是，也有一些文獻的研究結果表明，外資銀行進入與兩國的貿易聯系沒有顯著正向關系。例如，米勒等（1998）。

3. 母國與東道國的地理距離和文化淵源。一般認為，母國與東道國的地理距離和文化淵源的遠近也會影響到跨國銀行是否進入到該國市場的決策。一些文獻的實證結果證明，母國與東道國的地理距離越近，外資銀行就越傾向于進入該國，例如，鮑爾和塔斯基吉（Ball和Tschoegel，1982）、格羅斯和戈德堡（Grosse和Goldberg，1991）。但是，也有一些文獻的實證結果顯示，外資銀行進入與兩國距離遠近沒有顯著關系，如安東寧等（Antonin等，2004）。

隨著越來越多的外資銀行進入中國，有關外資銀行進入中國的實證研究越來越豐富。苗啟虎和王海鵬（2004）、王晞（2005）、毛澤盛和楊蕾（2005）、張紅軍和楊朝軍（2008）、張紅軍（2009）以及張紅軍和鄭忠良（2009）等均對外資銀行的進入動因問題進行了實證研究，但主要存在兩個方面的問題：首先，除了張紅軍（2009）采用了面板數據外，其他文獻采用的數據多為截面數據和時間序列數據。其次，文獻數據的年份較早，可能難以反映中國銀行業對外開放的最新狀況。

二、實證分析

（一）提出假設

借鑒已有的研究成果，在前文所述的影響外資銀行進入的各類因素中，本文選取以下三個方面的因素進行實證檢驗。

1. 母國的宏觀因素。已有的實證檢驗證明，母國的經濟增長狀況越好，銀行業的整體競爭力水平越高，競爭程度越激烈，母國的銀行越傾向于跨國經營。因此本文提出以下假設：

假設1：母國的經濟發展程度越高，該國外資銀行越傾向于進入中國。

假設2：母國的銀行業競爭越激烈，該國外資銀行越傾向于進入中國。

2. 東道國的制度因素。大量實證檢驗證明，東道國的市場機會和制度因素也會影響到外資銀行是否進入該國。由于本文研究的是外資銀行進入中國的“多對一”問題，因此東道國的經濟增長率、人均GDP、對銀行業的監管是否嚴格、稅負水平的高低等因素都不應進入回歸模型。但是，鑒于中國銀行業的開放是一個漸進的過程，特別是在2006年底，我國履行入世承諾，對外資銀行實行國民待遇，中國銀行業進入了完全開放的充分競爭階段，這一重大的制度性因素的改變可能會影響到外資銀行的進入選擇，因此，本文提出如下假設。

假設3： 中國對外資銀行的開放政策促進了外資銀行進入中國。

3. 母國與東道國的聯系。如果“跟隨客戶”假說成立，那么外資銀行的進入程度就應該與兩國之間聯系的緊密程度有直接關系。本文借鑒已有文獻的研究成果，提出如下假設：

假設4：母國對中國的FDI越多，該國外資銀行越傾向于進入中國。

假設5：母國對中國的進出口額越大，該國外資銀行越傾向于進入中國。

假設6：母國與中國的地理距離越近，該國外資銀行越傾向于進入中國。

（二）變量選取及模型設定

1. 因變量。由于不能獲得各國或各家外資銀行在華資產規模的具體數據，本文選取從1996—2009年外資銀行在華營業性機構數量作為因變量，其中營業性機構包括外資銀行分行、外資獨資銀行和合資銀行，記為NUM。數據是根據《中國人民銀行統計季報》（2010年第4季度）的《外資、合資營業性金融機構在華設立情況》整理得到，涉及20個國家和地區。

2. 自變量。參照國內外的研究經驗并根據所能獲得的數據資料情況，本文對與上述假設有關的自變量定義如下：

（1）母國的人均GDP：本文采用歷年外資銀行母國人均GDP的自然對數值作為衡量母國經濟發展程度的指標，記作LNGDP，數據來源于世界銀行的WDI數據庫。

（2）母國的存貸利率差：本文選取歷年母國的存貸款利率差作為衡量母國銀行業競爭激烈程度的指標（記作GAP），一般認為，一國的銀行業競爭越激烈，存貸款利率差越小，數據來源于世界銀行的WDI數據庫。

（3）虛擬變量：為考察2006年底我國銀行業的開放政策是否促進了外資銀行的進入，本文引入虛擬變量DUMMY07，在樣本中設定該值在2007、2008和2009年為1，其余年份為0。

（4）母國對中國的FDI：本文采用外資銀行母國對中國歷年的FDI的自然對數作為解釋變量之一，記作LNFDI，數據來自于歷年的《中國統計年鑒》中“按國別（地區）分實際外商投資額”。

（5）母國與中國的進出口額：本文采用外資銀行母國與中國歷年的對外貿易進出口額的自然對數作為解釋變量之一，記作LNTRADE，數據來自于歷年的《中國統計年鑒》中“我國同各國（地區）海關貨物進出口總額”。

（6）地理距離：本文采用中國與外資銀行母國地理距離的自然對數作為解釋變量之一，記作LNDISTANCE，數據來源于網站http：//www.distancefromto.net/。

綜上所述，本文設定基于面板數據的回歸模型如下：

[NUMit=cit+β1LNGDPit+β2GAPit+β3DUMMY07+β4LNFDIit+β5LNTRADEit+β6LNDISTANCEi+εit]

其中，i=1，…，N；t=1，…，T。

根據本文設定的假設，預期各估計參數的符號如下：[β1>0]，[β2<0]，[β3>0]，[β4>0]，[β5>0]，[β6<0]。

本文采用面板數據（Panel Data）進行回歸。面板數據分析有三種常用的模型，分別是混合數據普通最小二乘法（pooled OLS）、固定效應（fixed effect）模型和隨機效應（random effect）模型。本文將使用三種方法進行回歸，并通過相關檢驗確定合適的模型結果。

（三）回歸結果

首先，本文對樣本中除虛擬變量外的所有變量進行了相關性測試，分析結果顯示，NUM變量與LNGDP有一定的正相關關系，與 LNDISTANCE有顯著的負相關關系，NUM與LNTRADE和LNFDI均有顯著的正相關關系，其中，與LNFDI的相關性更強，但是LNTRADE與LNFDI之間也存在顯著的正相關關系（0.760）。同時，NUM與GAP不存在顯著的相關關系，相關系數只有-0.008。

表1列出了相應的回歸結果。首先加入模型的全部自變量進行回歸，估計方法采用個體固定效應和個體隨機效應，回歸結果如表2中的（1）和（2）所示，經過Eviews提供的似然比檢驗拒絕了零假設，表明來自不同國家的個體效應是不同的，故此本文沒有列出使用混合回歸模型的回歸結果。使用Hausman檢驗，結果也拒絕了零假設。但是由于模型中的LNDISTANCE為不隨時間變化的變量，不能出現在固定效應模型當中，本文仍將隨機效應模型估計的結果列出。

從回歸結果（1）和（2）中可以看到，LNGDP的系數在1%水平上顯著為正，假設1得到驗證，即母國的經濟發展程度越高，該國外資銀行越傾向于進入中國；GAP的系數均不顯著，與之前的相關性檢驗結論相同，假設2沒有得到驗證，表明母國銀行業競爭的激烈程度與外資銀行進入我國沒有顯著的關系。

回歸結果（1）和（2）顯示，反映政策變化的虛擬變量DUMMY07在1%的水平上均顯著為正，假設3得到驗證，即2006年底中國對外資銀行的全面開放政策促進了外資銀行進入中國。

在回歸結果（1）和（2）中，LNFDI的系數均顯著為正，假設4得到驗證，即母國對中國的FDI越多，該國外資銀行越傾向于進入中國，即“跟隨客戶”假說得到了一定的驗證。為了確?；貧w結果的穩健性，本文在剔除了回歸系數不顯著的GAP變量以及可能造成多重共線性的LNGDP和LNTRADE變量后再次回歸，結果如表中的回歸結果（3）和（4）所示，LNFDI仍然顯著為正。另外，此時經過Hausman檢驗，不能拒絕零假設，應選用隨機效應模型。

在回歸結果（1）和（2）中，LNTRADE的系數顯著為負，與相關性檢驗中NUM與LNTRADE呈顯著正相關關系的結果不相符合，可能的原因是LNTRADE變量與LNFDI及其他變量相關性較強，產生了多重共線性所造成的，因此，本文剔除了回歸系數不顯著的GAP變量以及可能造成多重共線性的LNGDP和LNFDI變量后再次回歸，結果如表中的（5）和（6）所示，LNTRADE的系數也都顯著為正，因此，假設5也得到了驗證，母國和中國之間的進出口額越高，外資銀行越傾向于進入我國。

如前文所述，由于LNDISTANCE是不隨時間變化的變量，不能進入固定效應模型，在隨機效應模型估計的結果（2）、（4）和（6）中，其系數均顯著為負，假設6得到很好的驗證，即母國與中國的地理距離越近，該國外資銀行越傾向于進入中國。

另外，由于我國對外資銀行的開放是漸進式的，在不同階段有不同的特征，其中1998—2001年，由于受到亞洲金融危機等因素的負面影響，我國外資銀行的發展進入調整階段，個別年份出現了負增長。為確保回歸結果的穩健性，本文又選取2002—2009年的數據再次進行回歸，回歸結果與表3的結果一致，由于篇幅所限，在此略去。

三、結論

本文在借鑒中外相關研究文獻的基礎上，選用1996—2009年的面板數據，從母國的宏觀因素、東道國的政策性因素以及母國與東道國的聯系三個方面，檢驗外資銀行進入我國的影響因素，得到以下結論：

首先，在母國宏觀層面的因素當中，本文驗證了外資銀行母國經濟發展水平與外資銀行進入之間的正相關關系，回歸結果顯示，人均GDP越高的國家，該國銀行越傾向于進入我國。但是母國銀行業競爭激烈程度與外資銀行進入之間的關系沒有得到驗證，存貸款利率差與外資銀行在華機構數量沒有顯著關系。本文認為可能的原因有以下兩個方面：第一，外資銀行更多是為“跟隨客戶”或被我國的利潤機會所吸引而主動進入我國，而不是被母國的競爭壓力所迫而進入我國。第二，由于數據獲得的限制，本文所選的因變量為外資銀行營業性機構數據而非外資銀行的在華資產額，由于外資銀行的進入和退出需耗費一定的成本和時間，外資銀行在華機構數量可能對母國的存貸款利率差變化不敏感。

其次，本文對東道國政策性因素對外資銀行進入的影響進行了驗證。回歸結果顯示， 2006年底我國對銀行業的開放政策顯著地促進了外資銀行的進入，表明外資銀行在開放政策出臺前，一直尋求進入中國市場，只是限于監管部門對外資銀行在地域、業務和服務對象方面的種種限制而未能大舉進入。

最后，本文對母國與東道國之間的影響因素也進行了檢驗，結果顯示，外資銀行母國對中國的FDI與外資銀行進入有顯著的正相關關系，母國與我國之間的進出口貿易額也與外資銀行進入有顯著的正相關關系，“跟隨客戶”假說得到了一定的驗證。但是外資銀行進入我國后，是否真的“跟隨客戶”，專注于服務來自母國的公司客戶還有待于進一步驗證。同時，回歸結果顯示，外資銀行母國與我國的地理距離與外資銀行進入有顯著的負相關關系，表明與中國相距越近的國家，該國的銀行越傾向于進入我國。

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（責任編輯 耿 欣；校對 GX）