中资银行境外分支机构与投资分析

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1、Word参考资料，下载后可编辑中资银行境外分支机构与投资分析 摘要：随着内资金融机构的境外分支迅速开展，研究其是否提升投资便利化是我国金融对外开放的重要命题。利用20_20_年中国对51个经济体的OFDI流量数据和中资银行在东道国(地区)的子公司及分支机构数量的数据，可以考察中资银行境外分支机构对我国对外直接投资的影响。实证研究讲明：银行的境外分支机构数量与中国企业对该经济体的直接投资正相关；基于分位数处理效应(QTE)模型的因果分析证实了这一结果不是由反向因果关系驱动的；异质性分析讲明，对于市场导向型投资以及治理水平较差的经济体，中资银行境外分支机构的推动作用更为明显。研究结果为我国提升银行

2、国际化水平以推动实体企业“走出去”提供了政策依据。 关键词：银行境外分支机构；对外直接投资；信息不对称 一、引言 过去三十年中，受益于旨在鼓舞跨国公司境外投资的“走出去”政策，中国对外直接投资显著增加。特别是20_年“一带一路”建议的提出，使中国跨国公司的境外投资进一步增长。依据中国对外直接投资公报20_数据，我国OFDI从1990年的8.3亿美元增加到20_年的1430.4亿美元。但当前全球经济深度调整，贸易爱护主义抬头，中国对外直接投资面临更多的不确定性，尤其是来自兴旺国家的审查。金融机构境外布局对于像中国这样的新兴经济体可能尤为重要，因为母国金融中介在克服这些摩擦和降低交易本钱方面可以发

3、挥重要作用。这提出了一个重要的研究命题，即随着我国金融对外开放的进一步扩大，以“五大行”为代表的中资银行积极扩大子公司和分支机构的境外网络，那么中资银行境外分支机构是否推动了中国的对外直接投资？传统的跨境投资理论侧重于以实际经济因素来解释投资流淌的方向和数量，从垄断优势、内部化理论和国际生产折衷(OIL)理论，到边际产业转移理论和Helpman等提出的企业异质性理论，都是从生产率或禀赋角度来阐述跨国公司的国际化路径。经验文献方面，一些文献认为引力变量(如文化距离，母国的人均GDP和相对劳动禀赋)会影响OFDI；另一些则强调了东道国制度和金融开展在吸引外国直接投资中的重要性，证明了双边汇率的作用

4、。近年来，越来越多的文献探讨了金融因素，特别是跨境金融机构在对外直接投资中的重要性。Hale认为与母国银行的特定业务关系可以更无缝地进行金融交易，包括降低与东道国新的银行建立联系将产生的相关费用和信息壁垒。一些研究认为，在更根本层面上，与母国银行合作可以关心降低与语言障碍、文化差异或体制差异相关的交易和通讯本钱。此外，Alfaro等发觉外资银行提高了当地金融体系的效率，对OFDI和经济增长具有积极影响。Ongena等认为，_银行的境外分布可以推动和维持公司的对外直接投资。Poelhekke提供的证据讲明，荷兰的全球银行使国内企业海外投资更容易，尤其是在法治薄弱或腐败的国家中。Kandilov等

5、使用美国制造业数据，证实了东道国银行放松管制吸引了更多数量和更高数额的跨国并购交易。但一些研究认为这种正相关性来源于银行海外布局的“跟随客户”(followtheclient)的特点，即银行进入国外市场是为了满足已建立的客户对海外银行业务的需求。Qian和Delios使用银行层面的数据发觉，日本银行在20世纪90年代的全球扩张模式在一定程度上是跟随现有客户进入东道国市场。Wezel的经验证据讲明，当考虑到亚洲市场时，德国银行确实会跟随其客户。国内研究方面，大多采纳案例或比较分析，验证银行海外分支机构是否通过提供东道国(地区)的软信息而推动外国直接投资。总结以往文献，探究母国金融机构海外开展与对

6、外直接投资之间关系的论文较少，仅有的一些经验文献也没有得出二者因果关系的共识。因此，在金融对外开放步伐加快以及“金融服务实体”战略全面实施的背景下，研究中资银行国际化水平能否支持我国实体经济更好地“走出去”具有重要的理论和现实意义。本文实证分析了中资银行境外分支机构与OFDI的因果联系，从而扩展了现有文献。此外，在最近多数研究强调金融全球化风险的背景下，本文认为大型国际银行的一个可能被低估的好处是对OFDI的推动作用，从而为更全面的金融全球化的本钱收益分析提供了参考。 二、银行境外分支机构推动OFDI的理论机制 银行境外分支机构可通过直接和间接两类渠道对OFDI产生积极影响，如图1所示。(一)

7、直接影响。跨国银行将通过以下渠道直接降低跨境投资的固定本钱，从而增加目标公司池的规模和质量：(1)克服信息不对称银行境外分支机构拥有潜在的子公司及其所在行业的专门信息，并通过与当地商会、大使馆、地方_和法律机构的联系，可以向客户提供法律法规、地方开展和融资时机方面的信息。(2)缩小母国与东道国(地区)之间的治理距离母国和东道国(地区)的制度质量可能不同，这使得难以推断投资者的爱护以及在投资变坏时的法律追索范围。银行境外分支机构可以关心缩小子公司与跨国公司之间在国家层面上的治理距离，这些市场摩擦与语言、地理、文化以及投资者爱护和税收待遇的差异有关。(3)安排内部资本市场熟悉母公司运营和本地外部资

8、本市场缺陷的跨国银行能够以最有效的方式关心跨国公司安排内部资本市场，并关心其在其他金融市场融资。(4)直接提供融资当海外投资需要大量贷款或发行公司债券，境外金融机构也使银团贷款和在多个市场上出售公司债券成为可能。依据异质性投资理论的思路，企业在解决不确定性之前做出是否进行海外投资的决策。对外直接投资要求企业在境外不可逆地投资I()的前期本钱，代表信息不对称以及东道国(地区)与母国的制度差异，I()包括目标公司的搜寻本钱和克服治理距离的本钱。为了简化，假如跨国公司生产采纳简单新古典的生产函数形式：Yi=AiKiNiL1-i(1)产出Y取决于生产率水平A、资本K、资源N以及劳动L。在考虑信息不对称

9、以及东道国(地区)与母国的制度差异后，投资收益率可表示为：ri=MPKi=1-i（）Ai（）KiLi-1（）NiLi=1-i（）Aik-1ini(2)其中，i（）代表信息不对称和治理距离对利润的侵蚀，一国的投资收益率与该国的技术水平、人均资源丰富程度成正比，与人均资本密集度Ki和i（）成反比。假如企业自有资金只能承当前期固定本钱的比例为，其余（1-）I的资金以Fj（）的本钱进行外部融资，则企业对外直接投资的收益率为：i（）=1-i（）Aik-1ini-（1-）I（）Fj（）(3)由于?i（）/?0，?I（）/?0，?Fj（）/?0，因此：?i（）/?0。2.基于分位数处理效应模型(QTE)的因

10、果效应模型。尽管回归分析可以指示因变量影响的大小和方向，但难以排除反向因果关系的影响。利用分位数处理效应模型可以量化核心解释变量的变化在不同的分位数水平下可能产生的因果效应。通过加权分位数回归可以一致地估量条件QTE()：（）,=argminWAAIi（Y）i-Xi-Di(6)其中，（u）=u-1（uD0E?|（Y）i-Xi-DiD1D0(7)(二)变量说明与数据。1.核心解释变量。该变量是作者手动整理的12家中资银行境外分支数量的自然对数加1(lnbranch)，以校正银行数量变量的偏度。我们以实际成立年份为准，而不是分支项目新批准的时间。2.东道国(地区)操纵变量。回归隐含地始终操纵着母国

11、机构，因此，本文操纵会影响OFDI的东道国(地区)特征变量集。(1)人均实际国内生产总值的自然对数(GDPj)以及增长率(ggdpj)：以捕捉市场规模和宏观经济状况的变化。(2)自然资源丰裕程度(eng)：考虑到中国对外投资的“寻求资源”动机，引入以燃料与矿石金属出口之和占总出口的比重衡量的要素禀赋变量。(3)金融开展(fd)：为了操纵信贷市场的深度，我们引入了私人信贷占GDP的比例，指标的改善讲明金融开展水平有所提高，它影响跨国公司筹集外部资金的能力。(4)法定公司税率(tax)：以捕捉跨国公司可能受到的税收因素的影响。(5)人力资本(tech)：使用人均专利数度量。(6)治理指标(ins)

12、：以ICRG的“操纵腐败”“制度质量”“法治”“投资状况”四个指标的均值衡量。3.引力变量。(1)中国与东道国(地区)人均GDP的差值(gdp_gap)：由于人均工资往往和一国的经济开展水平挂钩，母国与东道国(地区)的劳动本钱差异构成了纵向对外直接投资的主要影响因素。(2)贸易联系程度(trade)，以东道国(地区)进出口与中国GDP之比来衡量。(3)实际汇率变动(er)以及汇率的波动率(vol)：以获得财宝和估值影响。由于包括了双边贸易联系指标，因此引力变量不再引入贸易引力模型中的双边距离以及共同的文化起源和语言等变量。本文基于20_20_年间中国对51个国家和地区OFDI的经验背景下，研究

13、金融“走出去”对实体企业“走出去”的影响。东道国(地区)的选择是基于中资银行在研究期间至少在其境内有一家一级分支机构的原则。表1列出了有关变量的数据来源以及描述性统计。位根检验根本在95的置信水平拒绝单位根的原假如，即所有回归变量都是平稳的。 四、实证结果与分析 (一)基准模型。本文旨在分析中国对东道国(地区)的OFDI与上一年度中资银行在东道国(地区)一级分支机构数量的关系。表2给出了估量得出的基准回归结果。在(1)(3)列中，仅包括核心解释变量外的所有操纵变量；在(4)(6)列中，参加了东道国(地区)中资银行境外分支数量的1年滞后(lnbrancht-1)，括号中报告了异方差稳健标准差。核

14、心解释变量方面，在所有模型设定中，lnbrancht-1的系数均为正且显著，证实了本文的研究假如：东道国(地区)中资银行分支机构数量的增长与随后中国企业进入该市场可能性的增加有关。就边际影响程度而言，从(4)列到(6)列的系数估量约为0.110.13，这讲明假如中资银行t1年内在东道国(地区)的子公司或分支机构增加1个百分点，则中国企业在东道国(地区)的OFDI增长了约0.12个百分点。操纵变量的符号与先前的文献相一致。东道国(地区)实际GDP的对数及其增长率的系数显著为正，讲明中国对外直接投资存在市场寻求的动机。东道国(地区)自然资源出口份额的系数为正，讲明中国对外直接投资也存在资源寻求的动

15、机。尽管中国是主要的“制造工厂”，但与经济和人口规模相比，自然资源和燃料禀赋相对较低；但eng系数不显著，其原因可能在于资源对境外投资的影响具有异质性，且由于“资源诅咒”，自然资源的丰裕与东道国(地区)的制度质量较低有关。来源国(地区)信贷占GDP比率的系数为正，这讲明金融开展水平更高的东道国(地区)收到的投资较多。技术水平和税率分别具有正和负的显著系数。中国与东道国(地区)人均GDP的差异的系数为正且显著，这讲明一个国家内较快的增长意味着跨境并购交易更具本钱优势。中国与东道国(地区)之间贸易关系的程度具有负系数但不显著，与先前的文献一致，讲明出口与对外直接投资的推动和抑制效应可能同时发挥作用

16、。研究结果也支持中国OFDI更多流向治理水平高的东道国(地区)，因为企业能够得到有效的产权爱护和稳定的开展空间。东道国(地区)货币升值以及汇率波动增加将降低OFDI流量。金融文献讲明，公司估值的变化是并购活动的潜在诱因。因此汇率升值将导致东道国(地区)被收购公司的估值更高，本钱上升降低跨境并购交易。由于随机扰动项的零均值假定难以满足，因此OLS估量的结果可能有偏。作为比较，本文使用泊松伪极大似然(PPML)估量量进行了估量。PPML估量的另一个优点是它不把投资取对数，因此不会删除零观测值。结果讲明，尽管银行业分支机构数量系数变小，但它们在统计上仍然具有很高的显著性，即中国境外金融机构的建立显著

17、推动了中国对东道国(地区)的直接投资。其他系数的大小和重要性在PPML估算下大局部保持不变。动态面板模型的估算可以操纵潜在的自相关和内生性，结果仍然讲明，中资银行分支对OFDI具有积极和显著的影响。动态面板模型还将1年滞后的对外直接投资包括在内，由于过去的境外直接投资可能是当前境外直接投资的重要解释变量，其他估算结果也非常相似。(二)异质性分析。本局部将讨论银行境外分支机构对OFDI积极影响的异质性(区分投资动机与制度质量)，以更清楚地了解这种推动作用背后的机制，回归结果如下页表3所示。1.投资动机的异质性。依据异质性对外直接投资理论，旨在利用国外市场相对国内市场生产本钱优势的投资称为“垂直”

18、OFDI，这种对外直接投资的产出大局部会返销回国或再出口到世界各地，与此相对，旨在服务东道国市场的投资称为“水平”OFDI。遵循Grossman和Helpman模型的逻辑，金融全球化可以推动外国直接投资，但同时也可以推动贸易，而贸易又可以替代OFDI，这意味着企业减少了垂直一体化供给商的动机。参考项本武的研究结论，本文依据跨国公司的产品外销比例将51个东道国和地区按投资动机分为两类：第一类是出口导向型，这些东道国的产品外销比例较大，包括劳动力本钱低或国内市场需求小的兴旺国家；第二类是市场导向型，这些东道国(地区)的共同特征是市场需求大。在表3(1)(2)列中，中资银行境外分支机构对出口导向型对

19、外直接投资的影响小于对市场导向型OFDI的影响。最近的文献发觉，金融全球化尤其是以更多的全球化银行的形式，降低了贸易的风险和本钱。Niepmann和Schmidt-Eisenlohr认为，银行信用证供给的减少会降低出口。银行了解客户的信誉，全球化的银行越多，获得信用证就越容易，进行贸易也就越容易。2.治理水平的异质性。假如银行为跨国公司提供便利的渠道是通过利用其信息优势或通过缩小治理距离，那么，在治理不透明的国家或地区开展业务，软信息收集困难，银行业子公司和分支机构的作用应该更大。为了检验这一点，本文以国际国家风险指南(ICRG)四个指标所衡量的东道国(地区)治理水平(ins)的中位数区分治理

20、水平高(低)，考察主要结论是否具有显著差异，结果如表3中(3)(4)列所示。在治理薄弱的经济体，中资银行境外分支对外直接投资系数为正，且边际效应大于治理水平较高的经济体。对于治理水平(低)的经济体，边际效应为0.210，对于治理水平(高)的经济体，边际效应为0.083。在腐败和法治情况较差的经济体，外国公司选择错误的商业伙伴、做出错误投资决策的可能性更高，外国公司对一般子公司的有效操纵程度可能很低，这增加了广泛寻求最正确合作伙伴的可能性，而银行境外分支机构具有提供相关信息的优势。(三)因果关系检验。银行境外分支机构和对外直接投资之间的正相关性也可能反映了银行“追随”其客户的情况，而因变量1年的

21、滞后可能缺乏以躲避这种可能性，或者它不能充分应对共识性，即银行和跨国公司都进入境外市场，在东道国(地区)销售产品和服务，并对投资环境中未观看到的变动做出反响。银行境外分支机构与影响对外直接投资的未观看到的成分之间的正相关关系，将使OLS估量值偏向上方。假如我们想将表2的估量解释为因果关系，那么必须认可，在包括所有操纵变量之后，在没有_银行境外分支的情况下，母公司将以相等的概率进入东道国(地区)。测试反向因果关系的一种比较流行的方法是使用银行部门法规的更改作为工具变量，银行业管制变量将直接影响银行对外直接投资，而不直接影响非金融对外直接投资。但因为银行业管制指标在各年份之间的变动幅度不大，所以本

22、文选择分位数处理效应模型检验银行分支机构境外布局与OFDI之间的因果关系。表4报告了各类样本下银行境外分支机构的QTE回归系数。结果证实了在因果关系模型中，主要影响是稳健的。lnbrancht-1的系数在25%、50%、75%的分位点上均为正，这讲明银行境外分支机构有助于中国对该东道国(地区)的对外直接投资。就显著性而言，系数根本在5的水平上显著。因果测试得出的结论是，反向因果关系至少不会驱动主要结果。此外，各列的系数幅度逐渐减小，全样本回归中lnbrancht-1的系数由0.218递减至0.110，讲明随着银行进入东道国(地区)，其对公司进入产生的边际影响逐渐降低。五、结论与政策建议中国在全

23、球价值链中地位的变化以及不断出现的贸易摩擦都要求我国企业主动整合全球资源，积极地进行对外直接投资。在我国不断扩大金融开放以及大型全球银行兴起的背景下，研究中资银行境外分支机构对OFDI的影响具有重要意义。利用手工收集的中资银行境外分支机构和子公司数量信息以及中国对51个经济体的OFDI数据，本文从经验上检验了20_年至20_年中国的银行子公司和分支机构是否推动了对外直接投资。得出的主要结论如下：第一，在操纵了东道国(地区)的特性和引力变量后，中资银行一级分支机构更多的东道国(地区)更有可能吸引中国公司投资。第二，研究提供了异质性影响的证据，在市场导向型投资动机以及治理水平较差的东道国(地区)，

24、中资银行境外分支机构对OFDI的影响要大得多。第三，为了进一步进行因果关系检验，本文采纳了分位数处理效应模型，回归得到类似的结果，即银行在东道国(地区)市场分支机构数量与接下来的一年进入同一市场的直接投资有正相关关系，证实了反向因果关系不会驱动主要结果。 本文的结论具有如下政策含义。首先，充分利用金融对外开放带来的机遇，提升银行国际化经营水平。完善境外分支网络，使企业在“走出去”过程中，能够得到全方位的金融服务和金融支持。其次，优化金融机构境外布局，提升金融机构服务我国企业“走出去”的有效性。随着我国企业“走出去”空间分布越来越广泛，面对的金融环境也日趋复杂，风险和信息的不对称性加大，银行境外分支机构有必要加强与“走出去”企业的合作，加大业务创新，满足跨国公司高层次金融服务的需求。最后，加强对银行跨境经营业务的审慎监管。最近，许多研究都集中在改善跨境银行监管以应对将来危机方面，但是，对银行海外开展的福利评估必须权衡投资便利化收益与可能带来的金融风险传染。为了保存跨境银行为实体经济和OFDI带来的收益，监管机构应致力于降低相应的金融传染风险。 12