王 冰， 范建紅，閆 樂

（1，2，3 太原理工大學(xué)經(jīng)濟管理學(xué)院， 山西太原 030024）

一、引言

“一帶一路”倡議的提出加速了中國與沿線國家在貿(mào)易、投資和金融等各個方面的合作。 商務(wù)部數(shù)據(jù)顯示，2013-2018 年，中國企業(yè)對“一帶一路”沿線國家直接投資超過900 億美元， 年均增長5.2%；中國與“一帶一路”沿線國家貨物貿(mào)易總額超過6 萬億美元，年均增長4%，高于同期中國對外貿(mào)易增速， 占中國貨物貿(mào)易總額的比重達到27.4%?？梢姡袊c“一帶一路”沿線國家的投資與貿(mào)易發(fā)展趨勢良好。“一帶一路”沿線國家蘊含著大量跨境人民幣結(jié)算、跨境融資投資等金融需求，為中資銀行“走出去”創(chuàng)造了新的市場機遇。

那么，中資銀行究竟秉持怎樣的動機進入沿線國家以服務(wù)“一帶一路”建設(shè)？目前有兩類動機獲得普遍關(guān)注：一是被動的“客戶跟隨”動機（Yiannaki，2013；Kodongo et al.，2015）， 二是主動的 “市場獲取”動機（Magri et al.，2005）。 其中，就客戶跟隨動機來講，吳曉云和孫輕宇（2012）又將其區(qū)分為投資引導(dǎo)型和貿(mào)易引導(dǎo)型。 目前，對于中資銀行在國際化進程中是否具有客戶跟隨動機和市場獲取動機這一問題的結(jié)論尚存在爭議。大多數(shù)學(xué)者的研究支持客戶跟隨動機和市場獲取動機 （吳曉云和孫輕宇，2012；吳曉云等，2012），然而，也有學(xué)者（許南等，2012） 的研究結(jié)果并不支持市場獲取動機。 就“一帶一路”沿線國家而言，現(xiàn)有文獻探討了中資銀行在沿線國家的布局策略（張海波等，2018）和區(qū)位選擇（張軍等，2016；嚴(yán)佳佳和張婷，2018），缺乏對中資銀行進入沿線國家動機的研究。

基于異質(zhì)性視角， 一方面， 現(xiàn)有研究（王晞，2005；張海波等，2018）發(fā)現(xiàn)兩國間的文化差異能夠顯著影響商業(yè)銀行在東道國建立的分支機構(gòu)數(shù)目。有別于文化淵源較為接近的發(fā)達國家，大多數(shù)“一帶一路”沿線國家的文化背景迥異（尹軼立和劉澄，2017），中國與各沿線國家的文化距離不同。在不同文化距離下，中資銀行進入沿線國家的動機是否存在差異？另一方面，“一帶一路”分為“絲綢之路經(jīng)濟帶”和“21 世紀(jì)海上絲綢之路”，其存在地理位置和經(jīng)濟發(fā)展水平等各方面的差異（楊逢珉和田洋洋，2018）。那么，中資銀行進入“一帶”和“一路”國家的動機是否存在差異？ 此外，“一帶一路”倡議的實施能夠促進要素自由流動，促進中國與“一帶一路”國家加強合作（孫楚仁等，2017），沿線國家存在較大市場潛力和發(fā)展空間。 倡議提出前后，中資銀行的國際化動機是否存在差異？ 此外，跨國銀行在國際擴張中同時受到“客戶跟隨”等多種動機驅(qū)使。在多重動機下，動機之間相互影響，郭豪杰等（2021）將這一現(xiàn)象稱為“動機擁擠”。 那么，當(dāng)中資銀行同時出于多種動機進入“一帶一路”沿線國家時，是否會產(chǎn)生“動機擁擠”？

鑒于此，本文以進入“一帶一路”沿線國家的10 家中資銀行為研究對象， 采用廣義最小二乘法（FGLS）， 就2009-2018 年的面板數(shù)據(jù)進行計量分析，明晰中資銀行進入“一帶一路”沿線國家的動機及其異質(zhì)性和擁擠效應(yīng)。本文創(chuàng)新之處包含：第一，本文聚焦于“一帶一路”倡議實施背景下的沿線國家，揭示了中資銀行進入“一帶一路”沿線國家的投資引導(dǎo)型和貿(mào)易引導(dǎo)型客戶跟隨動機以及市場獲取動機，深化了銀行國際化動機在特定區(qū)域中的研究。第二，本文通過多維度的異質(zhì)性分析，探究了銀行進入“一帶一路”沿線國家的動機如何隨文化距離、地區(qū)和時間的不同而異，并進一步分析了動機之間的擁擠效應(yīng)，拓展了銀行國際化動機的研究。

二、文獻綜述

（一）中資銀行進入“一帶一路”沿線國家的研究

一些學(xué)者從理論方面探討了中資銀行進入“一帶一路”沿線國家的戰(zhàn)略和風(fēng)險。 基于戰(zhàn)略角度，胡浩（2015）針對中資銀行提出經(jīng)營地域多元化和業(yè)務(wù)多元化的戰(zhàn)略轉(zhuǎn)型之路， 以及捕捉潛在市場進入機會，建成全面覆蓋“一帶一路”的服務(wù)網(wǎng)絡(luò)，打造世界級產(chǎn)品線，提高對“一帶一路”全能金融服務(wù)能力等轉(zhuǎn)型對策。 基于風(fēng)險角度， 李虹含（2016）指出，“一帶一路”倡議涉及的國家眾多，文化差異大， 可能制約中資銀行在其中的布局與發(fā)力。 同時，地緣政治、社會環(huán)境和經(jīng)濟等因素差異所造成的國別風(fēng)險、所屬法系與法制健全程度不一和銀行標(biāo)準(zhǔn)存在差異等也會給中資銀行跨境經(jīng)營帶來風(fēng)險（郭德香和李璐瑋，2018）。 對此，中資銀行需要尋找適合區(qū)位以降低國際化經(jīng)營的風(fēng)險。 杜婕和張墨竹（2021）構(gòu)建了“一帶一路”倡議下中資銀行國際化合作評估體系，利用SVM 支持向量機模型發(fā)現(xiàn)，東盟、中歐、東歐三個區(qū)域是最適合中資銀行開拓業(yè)務(wù)的區(qū)位。 一些學(xué)者（張海波等，2018） 實證研究了中資銀行在 “一帶一路”沿線國家區(qū)位選擇的影響因素。 然而，動機是行為的先導(dǎo)，在制定戰(zhàn)略進入“一帶一路”沿線國家并考慮風(fēng)險時，中資銀行首先需要明確國際化行為的動機。

（二）銀行國際化動機的研究

1.客戶跟隨動機

當(dāng)母國客戶跨出國門開展國際化業(yè)務(wù)時，銀行作為“理性經(jīng)濟人”，出于維系客戶和獲取收益的本能，會跟隨客戶到國外建立分支機構(gòu)為母國企業(yè)提供金融保障性服務(wù)，以降低“流失客戶”的機會成本。 Graham 和Krugman（1995）將銀行的這種動機定義為“客戶跟隨”動機。一些國內(nèi)外學(xué)者的研究也證實了銀行進行國際化的客戶跟隨動機 （吳曉云等，2012；吳曉云和孫輕宇，2012；張海波等，2018）?？蛻舾S動機是一種防御型動機 （趙征和黃憲，2012），Aliber（1984）將其分為投資引導(dǎo)型和貿(mào)易引導(dǎo)型。 對于投資引導(dǎo)型動機，Aliber（1984）認(rèn)為，隨著經(jīng)濟全球化的進一步深入，國外直接投資將成為刺激經(jīng)濟增長的新動力，銀行將追隨開展對外直接投資的母國客戶走向國外， 繼續(xù)為其提供金融服務(wù)。 貿(mào)易引導(dǎo)型動機最早由Aliber（1984）提出，他認(rèn)為銀行進行海外擴張， 在東道國設(shè)立分支機構(gòu)，主要是配合與東道國有貿(mào)易往來的母國企業(yè)，提供貿(mào)易結(jié)算和支付服務(wù)，以在國際化經(jīng)營中獲取穩(wěn)定的中介收入。

客戶跟隨動機可以用內(nèi)部化理論（Buckle and Casson，1976） 和折中范式中的內(nèi)部化優(yōu)勢和所有權(quán)優(yōu)勢理論（Dunning，1980）進行解釋。根據(jù)內(nèi)部化理論，由于金融市場的不完善及出于國際財務(wù)保密等一些特殊金融業(yè)務(wù)的需要，有些金融業(yè)務(wù)很難與別國銀行合作展開，而跨國銀行借助遍布全球的分支機構(gòu)的靈活性，可以降低金融交易的成本和風(fēng)險（賴建平，2000）。 根據(jù)折中范式中的內(nèi)部化優(yōu)勢理論，跟隨客戶的銀行所具有的比較優(yōu)勢是總行和跨國公司總部之間的業(yè)務(wù)聯(lián)系和密切關(guān)系，這種密切關(guān)系在國際市場上得以保存，是一種內(nèi)部關(guān)系在東道國市場的延續(xù)。此外，由于穩(wěn)定的銀企關(guān)系，跨國銀行具有節(jié)省資金、轉(zhuǎn)移成本和進行轉(zhuǎn)移定價等內(nèi)部化優(yōu)勢。 而且，跨國銀行對來自母國的企業(yè)擁有信息優(yōu)勢，通過在國外建立分支機構(gòu)為其提供專業(yè)服務(wù)，也可將該優(yōu)勢內(nèi)部化（趙征和黃憲，2012）。根據(jù)折中范式中的所有權(quán)優(yōu)勢理論，跨國銀行需要具有一定的無形資產(chǎn)和有形資產(chǎn)占有上的優(yōu)勢，才能更好地服務(wù)于現(xiàn)有客戶。無形資產(chǎn)占有優(yōu)勢包括對客戶的熟悉程度、在客戶中積累的信譽、服務(wù)技能、管理技術(shù)以及異國運營經(jīng)驗等，有形資產(chǎn)占有優(yōu)勢包括跨國銀行的企業(yè)規(guī)模、資金實力、信息溝通技術(shù)和人力資源等。

2.市場獲取動機

Fieleke（1977）指出，銀行海外分支機構(gòu)在為母國客戶提供服務(wù)后， 積累了在國外經(jīng)營的經(jīng)驗，下一個目標(biāo)是發(fā)展與當(dāng)?shù)毓竞凸竦臉I(yè)務(wù)，即“灘頭”理論。 具體來說，非銀行企業(yè)在海外市場建立“灘頭”后，追隨企業(yè)的銀行便會利用這一“灘頭陣地”的業(yè)務(wù)了解東道國的商業(yè)環(huán)境，獲得經(jīng)驗并發(fā)現(xiàn)新的商業(yè)機會，進而憑借其所獲取的東道國新客戶，與當(dāng)?shù)劂y行展開競爭并獲得市場份額。 銀行通過獲取東道國市場布局國際化網(wǎng)絡(luò)的行為通常被認(rèn)為是出于“市場獲取動機”。 Yamori（1998）也指出，金融機構(gòu)不僅追隨制造類企業(yè)，而且會獨立于制造類企業(yè)的決策以決定自身國際化策略，即出于自身動機以獲取東道國銀行業(yè)務(wù)機會而進行國際化。 市場獲取動機是一種進取型動機，市場獲取假說認(rèn)為，跨國銀行旨在追逐東道國經(jīng)濟成長的市場機會，會采取積極進取的戰(zhàn)略與當(dāng)?shù)劂y行競爭（趙征和黃憲，2012）， 力求獲得本地銀行的業(yè)務(wù)機會。已有學(xué)者針對美國銀行 （Goldberg and Grosse，1994）和日本金融機構(gòu)（Yamori，1998）的國際化研究證實了這一點。 可見，銀行一般會選擇在市場潛力大的地方建立分支機構(gòu)。

市場獲取動機可以用折中范式中的區(qū)位優(yōu)勢和所有權(quán)優(yōu)勢理論（Dunning，1980）解釋。基于折中范式區(qū)位優(yōu)勢理論， 當(dāng)在母國市場受到限制或者在母國發(fā)展達到飽和狀態(tài)時，為了開發(fā)新市場，銀行需要進行國際化， 進入有助于在東道國獲取客戶的區(qū)位； 這些區(qū)位的優(yōu)勢體現(xiàn)在東道國具有良好的金融環(huán)境，諸如發(fā)達的金融市場、穩(wěn)定的政治環(huán)境以及便利的交通、通信設(shè)施等。 基于折中范式所有權(quán)優(yōu)勢理論， 銀行在這些區(qū)位中具有一定的所有權(quán)優(yōu)勢，即管理技術(shù)、信息處理能力、營銷技能以及異國運營經(jīng)驗等， 才能更好地在東道國運營下去；通過所有權(quán)優(yōu)勢，銀行在國際化中可以克服在東道國所面臨的外來者劣勢。

客戶跟隨動機和市場獲取動機的主要區(qū)別如表1 所示。

表1 銀行國際化動機類型

（三）文獻述評

現(xiàn)有文獻對銀行國際化中客戶跟隨動機和市場獲取動機的研究已較為成熟， 但鮮有學(xué)者探究中資銀行進入“一帶一路”沿線國家的動機。由此，本文以“一帶一路”倡議為研究背景，探究中資銀行進入“一帶一路”沿線國家的客戶跟隨動機和市場獲取動機。此外，考慮到國家之間的價值取向、宗教信仰和語言等文化差異對中資銀行國際化動機可能產(chǎn)生影響，需要探究文化距離對中資銀行國際化動機的影響?！耙粠А焙汀耙宦贰眹以诮?jīng)濟水平等方面存在一定差距，需要分別探究中資銀行進入“一帶”和“一路”國家的動機?！耙粠б宦贰背h提出后，中國與沿線國家的投資和貿(mào)易往來更為頻繁， 需要探究倡議提出前后中資銀行國際化動機的變化。進一步分析，郭豪杰等（2021）認(rèn)為，動機之間可能存在擁擠效應(yīng)，因此，需要考察3 類動機之間是否存在擁擠效應(yīng)。

三、研究設(shè)計

（一）樣本選擇

通過查詢《中國金融年鑒》（2006-2012）和各中資銀行2009-2018 年間的年報及其網(wǎng)站公布的信息等可知中，截至2018 年底，中資銀行在27 個“一帶一路”沿線國家建立了分支機構(gòu)。 本文進一步剔除了缺失文化距離數(shù)據(jù)的國家， 最終得到的樣本如表2 所示。以2009-2018 年為考察區(qū)間，工行、農(nóng)行、中行、建行、交行、中信、招商等10 家中資銀行進入了“一帶一路”沿線國家。

表2 中資銀行在“一帶一路”沿線樣本國家布局情況

（二）變量及測量

1.被解釋變量

本文將中資銀行在東道國的分支機構(gòu)數(shù)目作為被解釋變量。銀行在進入東道國時主要采用4 種形式：代表處、分行、子行、附屬公司（Aliber，1984；吳曉云等，2012）。 4 種形式的分支機構(gòu)各具特點，從股權(quán)歸屬看， 代表處和分行為母行擁有全部股權(quán)，子行和附屬公司為母行擁有控股股權(quán)或全部股權(quán)； 從風(fēng)險程度看，4 種分支機構(gòu)形式的風(fēng)險依次由低到高。本文選擇這4 種形式計算中資銀行在沿線國家分支機構(gòu)的數(shù)目。

2.解釋變量

Williams（2010）認(rèn)為，客戶跟隨動機可將客戶的跨境活動歸結(jié)為兩個方面，即對外直接投資和對外貿(mào)易。張紅軍和鄭忠良（2009）在驗證客戶跟隨假說時，將FDI 作為解釋變量。因此，本文參考這一做法，也用FDI 驗證投資引導(dǎo)型客戶跟隨動機。 參考吳曉云等（2012）的做法，本文采用中國與東道國的雙邊貿(mào)易額驗證貿(mào)易引導(dǎo)型客戶跟隨動機。苗啟虎和王海鵬（2004）認(rèn)為，一國GDP 會受到國家大小和人口總量的影響， 因此用人均GDP 更能表征國家的市場規(guī)模。 人均GDP 越高，表明東道國市場規(guī)模越大，擁有資源越多，市場機會越多。 因此，本文用人均GDP 驗證市場獲取動機。

3.控制變量

（1）通貨膨脹率。 東道國的通貨膨脹率可能影響外資銀行在東道國經(jīng)營的成本和市場機會。 因此，本文將通貨膨脹率作為控制變量。（2）市場支配程度。市場支配程度在一定程度上決定了企業(yè)經(jīng)營的自由權(quán)限，這可能影響外資銀行在東道國業(yè)務(wù)的開展。 因此，本文將通貨膨脹率作為控制變量。 （3）風(fēng)險資本可用性。東道國的風(fēng)險資本可用性關(guān)系著企業(yè)家在東道國獲得創(chuàng)業(yè)資金的可能性，影響銀行承受風(fēng)險的能力，進一步會影響外資銀行進入東道國的動機。因此，將風(fēng)險資本可用性作為控制變量。（4）地理距離。 地理距離影響要素在國家間流動的成本，從而影響外資銀行的進入成本。因此，本文將地理距離作為控制變量。 需要說明的是，為了獲取動態(tài)地理距離數(shù)據(jù)， 本研究參考蔣冠宏和蔣殿春（2012）的處理方法，用兩國首都間地理距離與平均國際油價的乘積來衡量地理距離。 （5）集聚經(jīng)濟效應(yīng)。 集聚經(jīng)濟效應(yīng)較好的國家經(jīng)濟實力較好，更能夠吸引國外投資者的進入。 因此，本文將集聚經(jīng)濟效應(yīng)作為控制變量。參考嚴(yán)佳佳和張婷（2018）的研究， 本文用每10 萬成年人擁有的商業(yè)銀行分支機構(gòu)數(shù)衡量東道國集聚經(jīng)濟效應(yīng)。（6）自然資源稟賦。自然資源稟賦影響著國家的投資和貿(mào)易布局，進而影響外資銀行的進入動機。 因此，本文將自然資源稟賦作為控制變量。

（三）指標(biāo)體系和數(shù)據(jù)來源

基于以上分析，本文構(gòu)建了各變量測量的指標(biāo)體系，相關(guān)指標(biāo)的數(shù)據(jù)來源如表3 所示。

表3 指標(biāo)體系和數(shù)據(jù)來源

（四）模型的設(shè)定

面板數(shù)據(jù)的估計模型通?？梢苑譃? 種，即固定效應(yīng)模型、 隨機效應(yīng)模型和混合估計模型。三者的區(qū)別在于：混合估計模型認(rèn)為回歸方程估計結(jié)果在截距項和斜率項上是一樣的，而固定效應(yīng)模型和隨機效應(yīng)模型認(rèn)為回歸方程估計結(jié)果在截距項和斜率項上是不一樣的。 其中，固定效應(yīng)模型和隨機效應(yīng)模型的區(qū)別在于：隨機效應(yīng)模型認(rèn)為誤差項和解釋變量不相關(guān)，而固定效應(yīng)模型認(rèn)為誤差項和解釋變量相關(guān)。 在實證分析前，本文通過F 檢驗、LM 檢驗和Hausman 檢驗確定選用的模型，檢驗結(jié)果如表4 所示。

表4 模型選擇檢驗結(jié)果

根據(jù)表4 的模型選擇檢驗結(jié)果，本文建立回歸模型如下：

其中，β0、β1、β2為常數(shù)項； 截面?zhèn)€體特征αi為隨機變量；εit表示殘差項；i=1,2,3,…，N，表示截面?zhèn)€體；μit表示隨機誤差項；t=1，2，3， …，T， 表示年份；NUM 表示中資銀行在東道國建立的分支機構(gòu)數(shù)目；lnFDI、lnBT 和lnPGDP 分別表示FDI、雙邊貿(mào)易額和人均GDP 的自然對數(shù)；X 代表控制變量的合集。

考慮到面板數(shù)據(jù)回歸結(jié)果對樣本數(shù)據(jù)的異方差較為敏感，并且同一個體在不同時期的誤差項往往存在自相關(guān)，為此本文對面板數(shù)據(jù)進行了異方差和序列相關(guān)檢驗，檢驗結(jié)果如表5 所示。

表5 異方差和序列相關(guān)檢驗結(jié)果

由表5 可知，模型均存在異方差和序列相關(guān)問題。 參考石榴紅等（2013）的做法，本文采用廣義最小二乘法（FGLS）修正異方差和序列相關(guān)問題。

四、基準(zhǔn)回歸

（一）描述性統(tǒng)計分析

表6 為所有變量NUM、lnFDI、lnBT、lnPGDP、IR、MDD、VCA、GD、AEE、NER 的描述性分析結(jié)果。

表6 各變量描述性統(tǒng)計分析結(jié)果

（二）基準(zhǔn)回歸結(jié)果

本文采用FGLS 對2009-2018 年的面板數(shù)據(jù)進行回歸分析，結(jié)果如表7 所示。

表7 基準(zhǔn)回歸結(jié)果

由模型1-1 可知，lnFDI 的回歸系數(shù)為0.947，在1%水平上顯著，表明中國對“一帶一路”沿線國家的FDI 顯著影響了中資銀行在這些國家建立的分支機構(gòu)數(shù)目；FDI 越大， 中資銀行建立的分支機構(gòu)數(shù)目越多，驗證了中資銀行在“一帶一路”沿線國家建立分支機構(gòu)時具備投資引導(dǎo)型客戶跟隨動機。 當(dāng)企業(yè)開展跨國投資業(yè)務(wù)時，需要銀行利用境外分支機構(gòu)網(wǎng)絡(luò)為其提供跟隨式金融服務(wù) （劉功潤，2017）。 相對東道國銀行而言，母國銀行具有所有權(quán)優(yōu)勢，其對客戶的熟悉程度更高，由母國銀行在東道國的分支機構(gòu)提供這些服務(wù)更為便捷、安全和高效；同時，還有利于節(jié)省溝通成本，這是母國銀行內(nèi)部化優(yōu)勢的體現(xiàn)。 對于中資銀行而言，隨著企業(yè)跨國投資業(yè)務(wù)的擴展， 若中資銀行不主動跟隨客戶進入東道國， 就有可能導(dǎo)致其與跨國企業(yè)原有客戶關(guān)系被破壞， 從而造成銀行客戶資源的流失以及利潤水平的下降 （周陽和原雪梅，2014）；此外，跟隨客戶走向東道國還可以獲得境外中間業(yè)務(wù)收入。 因此，中資銀行跟隨投資型客戶進入東道國， 對跨國企業(yè)和中資銀行而言是一個“雙贏”的選擇。

由模型1-2 可知，lnBT 的回歸系數(shù)為1.483，在1%水平上顯著，表明中國與“一帶一路”沿線國家的雙邊貿(mào)易額顯著影響了中資銀行在這些國家建立的分支機構(gòu)數(shù)目； 雙邊貿(mào)易額越大，中資銀行建立的分支機構(gòu)數(shù)目越多，驗證了中資銀行在“一帶一路”沿線國家建立分支機構(gòu)時具備貿(mào)易引導(dǎo)型客戶跟隨動機。 一些大型跨國企業(yè)的對外貿(mào)易行為常對為其提供金融服務(wù)的金融機構(gòu)的業(yè)務(wù)活動產(chǎn)生重要影響 （閆彥明，2006），例如，其可能促進母國銀行進入跨國企業(yè)對外貿(mào)易的區(qū)位。 此外，對外貿(mào)易規(guī)模越大意味著需要更多的配套備兌信用證、保理以及換匯等金融業(yè)務(wù)（李偉軍，2011），由具有所有權(quán)優(yōu)勢和內(nèi)部化優(yōu)勢的母國銀行提供金融服務(wù)，能減少跨國企業(yè)金融交易的成本和風(fēng)險；同時，母國銀行也可從中獲益。

由模型1-3 可知，lnPGDP 的回歸系數(shù)為0.500，在5%水平上顯著，表明“一帶一路”沿線國家的人均GDP 顯著影響了中資銀行在這些國家建立的分支機構(gòu)數(shù)目；人均GDP 越高，中資銀行建立的分支機構(gòu)數(shù)目越多，驗證了中資銀行在“一帶一路” 沿線國家建立分支機構(gòu)時具備市場獲取動機。從母國角度講，作為新興市場國家，中國的金融業(yè)發(fā)展速度較快，中資銀行積累了一定資金、技術(shù)和經(jīng)驗，在進入東道國時顯得游刃有余，能夠有效地將所具備的所有權(quán)優(yōu)勢應(yīng)用于市場機會中，有效把握當(dāng)前的市場需求。而且“開拓海外市場”是進入者實施國際化戰(zhàn)略最明顯且直接的目標(biāo)之一（熊會兵和鄧新明，2010），實施國際化戰(zhàn)略的進入者往往會選擇進入市場潛力大的東道國。 從東道國角度講，在“一帶一路”倡議下，隨著中國與各沿線國家的經(jīng)濟往來越發(fā)頻繁， 對金融業(yè)務(wù)辦理的需求也增大，沿線國家體現(xiàn)出的區(qū)位優(yōu)勢能夠吸引中資銀行“主動出擊”，在“一帶一路”沿線國家建立分支機構(gòu)，以獲取當(dāng)?shù)厥袌觥?/p>

（三） 穩(wěn)健性檢驗

1.縮尾處理法

本文為消除離群值對估計結(jié)果的影響，參考張蕊和余進韜（2021）的做法，對所有解釋變量在1%和99%分位上進行縮尾處理，然后用縮尾后的解釋變量重新估計，結(jié)果如表8 所示。

表8 縮尾處理的穩(wěn)健性檢驗結(jié)果

NUM模型2-1 模型2-2 模型2-3 NER -0.001（-0.175）-0.009（-1.179）lnFDI 0.956***（8.210）lnBT 1.488***（9.757）lnPGDP 0.503**（2.136）Constant -14.378**（-2.439）-0.011*（-1.929）13.788**（2.371）N 190 190 190 Wald 123.400 157.220 46.880 P 0.000 0.000 0.000-26.507***（-4.324）

由表8 可知，lnFDI、lnBT、lnPGDP 的系數(shù)和顯著性未發(fā)生明顯變化，表明中資銀行進入“一帶一路”沿線國家的投資引導(dǎo)型和貿(mào)易引導(dǎo)型客戶跟隨動機以及市場獲取動機均成立，驗證了表7 結(jié)果的穩(wěn)健性。

2.增加控制變量

本文參考李雪等（2021）的做法，采用增加控制變量的方法對表6 的回歸結(jié)果進行穩(wěn)健性檢驗。 銀行穩(wěn)健性體現(xiàn)了銀行在面對金融或政治風(fēng)險時的抗壓能力，這種抗壓能力關(guān)系著中資銀行在東道國生存的長久性。 因此，增加銀行穩(wěn)健性（BR）作為控制變量，數(shù)據(jù)來自全球競爭力報告（2009-2018），結(jié)果如表9 所示。

表9 增加控制變量的穩(wěn)健性檢驗結(jié)果

NUM模型3-1 模型3-2 模型3-3 lnPGDP 0.936***（3.771）Constant -13.753**（-2.360）-25.988***（-4.293）14.333**（2.576）190 190 190 Wald 129.820 166.350 68.890 P 0.000 0.000 0.000 N

由表9 可知， 增加銀行穩(wěn)健性作為控制變量后， 中資銀行進入沿線國家的3 個動機仍成立，進一步佐證了表7 結(jié)果的穩(wěn)健性。

五、進一步分析

（一）異質(zhì)性分析

1.文化距離異質(zhì)性

對于文化距離的測量， 學(xué)者多根據(jù)Hofstede的國家文化維度數(shù)據(jù)來計算。 基于數(shù)據(jù)的完整性，本文根據(jù)Hofstede 文化框架構(gòu)建的權(quán)力距離（Power Distance，PD）、 個人/集體主義（Individualism vs Collectivism，IC）、男/女性度（Masculinity vs Femininity，MF） 和 不 確 定 性 規(guī) 避（Uncertainty Avoidance，UA）4 個維度的評分計算文化距離。Kogut 和Singh（1988）根據(jù)Hofstede 的文化維度構(gòu)造了KSI 方法以有效測度文化距離。 但該文化距離公式并未反映國家之間的文化距離會隨著交往的增加而逐漸縮小這一重要事實 （綦建紅等，2012）。 因此，本文利用綦建紅等（2012）對KSI 指數(shù)進行改進后的公式測算文化距離，如（4）所示：

其中，CDic表示i 國與中國的文化距離，Iki表示i 國在k 文化維度上的得分，Ikc表示中國在k 文化維度上的得分，Vk表示所有樣本國在k 維度上得分的方差，Tic表示i 國與中國的建交年數(shù)。 文化距離數(shù)據(jù)來源于Hofstede 網(wǎng)站2015 年數(shù)據(jù)， 建交時間來源于中國外交部官方網(wǎng)站。

根據(jù)文化距離中位數(shù)，本文將樣本分為低文化距離組和高文化距離組，回歸結(jié)果如表10 所示。

表10 文化距離異質(zhì)性檢驗

由模型4-1 和模型4-4 可知，投資引導(dǎo)型客戶跟隨動機在低文化距離和高文化距離國家均得到了驗證，且中資銀行進入高文化距離國家的投資引導(dǎo)型客戶跟隨動機更強烈。 由模型4-2 和模型4-5可知，貿(mào)易引導(dǎo)型客戶跟隨動機在低文化距離和高文化距離國家均得到了驗證，且中資銀行進入高文化距離國家的貿(mào)易引導(dǎo)型客戶跟隨動機更強烈。這一結(jié)果表明文化差異對客戶跟隨動機發(fā)揮了“距離杠桿”作用。 文化距離較大意味著中資銀行在跟隨母國客戶進入沿線國家后，擁有更多的學(xué)習(xí)和交流機會；通過在當(dāng)?shù)孬@取、利用和整合知識（陳懷超等，2020），中資銀行深入了解并把握東道國市場的優(yōu)勢凸顯，并能夠克服其所遇到的未知阻力。

由模型4-3 和模型4-6 可知，市場獲取動機僅在低文化距離國家得到驗證。可能的原因是：首先，企業(yè)在海外開展業(yè)務(wù)時，兩國之間的文化距離會影響其在東道國的合法性（Li and Parboteeah，2015）。相對于客戶跟隨動機，中資銀行主動進入東道國市場時，不依賴母國客戶，相對陌生的環(huán)境會使其面臨更大的合法性障礙。 其次，沿線國家的文化是長久積淀形成的，對當(dāng)?shù)孛癖姷膬r值判斷以及消費抉擇有著極其深刻的影響（李俊久等，2020）。 當(dāng)中資銀行基于市場獲取動機進入沿線國家服務(wù)于東道國客戶時，文化所帶來的深層次影響可能使得東道國客戶對外來者持觀望和懷疑的防御性態(tài)度。

2.地區(qū)異質(zhì)性

“一帶一路”是“絲綢之路經(jīng)濟帶”和“21 世紀(jì)海上絲綢之路”的簡稱，本文將“一帶一路”沿線國家劃分為“一帶”國家和“一路”國家，分別檢驗客戶跟隨動機和市場獲取動機，回歸結(jié)果如表11 所示。

表11 地區(qū)異質(zhì)性檢驗結(jié)果

由模型5-1 和模型5-4 可知，投資引導(dǎo)型客戶跟隨動機僅在“一路”國家得到驗證。 “一帶”和“一路”國家FDI 均值分別為10.566 和12.704，表明中國對“一路”沿線國家投資力度大于“一帶”國家，因而中資銀行跟隨投資型客戶進入“一帶”國家的機會少，投資引導(dǎo)型客戶跟隨動機在“一帶”國家未得到驗證。 由模型5-2 和模型5-5 可知，貿(mào)易引導(dǎo)型客戶跟隨動機在“一帶”國家和“一路”國家均得到驗證，且中資銀行進入“一路”國家的貿(mào)易引導(dǎo)型客戶跟隨動機更強烈。 “一路”國家包含東盟國家，而沿線國家大部分為發(fā)展中國家或新興經(jīng)濟體，中國與這些發(fā)展中國家之間的貿(mào)易活動可利用“中國-東盟自貿(mào)區(qū)”順利進行（卜晶晶和王博君，2018），中國與“一路”國家的貿(mào)易潛力更大，因而中資銀行進入“一路”國家的貿(mào)易引導(dǎo)型客戶跟隨動機更強烈。由模型5-3 和模型5-6 可知， 市場獲取動機僅在“一路”國家得到驗證，未在“一帶”國家得到驗證的原因可能是： 由于中國文化深刻影響亞洲其他各國，使得中國與亞洲其他各國的“心理距離”較為接近，有利于降低中國企業(yè)溝通與交易的“無形成本”（鐘曉君，2019）。因此，中資銀行的國際化路徑通常以亞洲其他國家為起點；而樣本中“一帶”國家大部分為中東歐國家，中資銀行還未有足夠豐富的國際化經(jīng)驗進入“一帶”國家。

3.時間異質(zhì)性

本文以2013 年末為時間節(jié)點， 對2009-2013 年和2014-2018 年期間的兩組面板數(shù)據(jù)進行計量分析，明晰“一帶一路”倡議提出前后，中資銀行進入沿線國家的動機， 回歸結(jié)果如表12所示。

表12 時間異質(zhì)性檢驗結(jié)果

由模型6-1 和模型6-4 可知，投資引導(dǎo)型客戶跟隨動機在“一帶一路”倡議提出前后均得到驗證，且倡議提出后中資銀行的投資引導(dǎo)型客戶跟隨動機更強烈。 由模型6-2 和模型6-5 可知，貿(mào)易引導(dǎo)型客戶跟隨動機在倡議提出前后均得到驗證，且倡議提出后中資銀行的貿(mào)易引導(dǎo)型客戶跟隨動機更強烈。 由模型6-3 和模型6-6 可知，市場獲取動機在倡議提出前后均得到驗證，且倡議提出后中資銀行的市場獲取動機更強烈。

（二）擁擠效應(yīng)檢驗

中資銀行進入“一帶一路”沿線國家的動機之間是否會相互增強或削弱，即是否存在“擠入效應(yīng)”或“擠出效應(yīng)”？ 本文參考一些學(xué)者（金輝，2013；郭豪杰等，2021）的做法，將解釋變量兩兩交互，檢驗動機之間的擁擠效應(yīng)，結(jié)果如表13 所示。

表13 擁擠效應(yīng)檢驗

NUM模型7-1 模型7-2 模型7-3 AEE 0.033*（1.901）0.063***（3.553）NER -0.002（-0.350）0.043**（2.391）-0.009（-1.535）lnFDI 0.759***（6.090）0.004（0.620）0.861***（8.221）lnBT 1.285***（7.739）1.510***（11.005）lnPGDP 0.056（0.264）0.672***（3.794）lnFDI×lnBT 0.371***（8.645）lnFDI×lnPGDP 0.526***（6.510）lnBT×lnPGDP 0.696***（5.479）Constant -34.540***（-6.718）-15.471***（-2.702）N 190 190 190 Wald 318.150 221.670 253.760 P 0.000 0.000 0.000-10.614**（-2.058）

由模型7-1 可知，F(xiàn)DI 與雙邊貿(mào)易額的交互系數(shù)為0.371，且在1%水平上正向顯著，表明存在擁擠效應(yīng)，且為“擠入效應(yīng)”；由模型7-2 可知，F(xiàn)DI 與人均GDP 的交互系數(shù)為0.526， 且在1%水平上正向顯著，表明存在擁擠效應(yīng)，且為“擠入效應(yīng)”；由模型7-3 可知， 雙邊貿(mào)易額與人均GDP 的交互系數(shù)為0.696，且在1%水平上正向顯著，表明存在擁擠效應(yīng)，且為“擠入效應(yīng)”。

由上述結(jié)果可知，中資銀行進入“一帶一路”沿線國家的動機之間存在“擠入效應(yīng)”，即投資引導(dǎo)型客戶跟隨動機、貿(mào)易引導(dǎo)型客戶跟隨動機和市場獲取動機之間存在相互增強的作用。 中國對“一帶一路”沿線國家的直接投資和貿(mào)易之間存在良好的雙向互動關(guān)系（韓小蕊，2020），即兩者之間呈現(xiàn)“以貿(mào)易促進投資、以投資帶動貿(mào)易”的關(guān)系。中國對沿線國家的對外直接投資帶動了貿(mào)易發(fā)展，從而增強了貿(mào)易型客戶對中資銀行的“拉動效應(yīng)”，即增強了貿(mào)易引導(dǎo)型客戶跟隨動機。 同樣，貿(mào)易對投資的促進作用也會增強中資銀行進入沿線國家的投資引導(dǎo)型客戶跟隨動機。 因此，投資引導(dǎo)型和貿(mào)易引導(dǎo)型客戶跟隨動機之間存在相互增強的作用。當(dāng)中資銀行跟隨投資型和貿(mào)易型客戶進入沿線國家建立“灘頭”后，其在沿線國家建立的分支機構(gòu)能夠積累海外市場信息和經(jīng)營經(jīng)驗，緩解國際化擴張中的風(fēng)險和不確定性，增強中資銀行在“一帶一路”沿線國家“扎根” 的信心， 從而促進其爭取當(dāng)?shù)厥袌龅摹凹t利”，即增強了中資銀行的市場獲取動機。而當(dāng)中資銀行開始為當(dāng)?shù)乜蛻籼峁┙鹑诜?wù)后，由于深入沿線國家金融市場， 其海外經(jīng)營能力得到快速提高，在母國客戶心中建立了良好形象，這會推動母國客戶追隨銀行國際化，增強中資銀行的客戶跟隨動機。

六、結(jié)論

本文根據(jù)內(nèi)部化理論和折中范式，將中資銀行進入沿線國家的動機分為客戶跟隨動機（包括投資引導(dǎo)型和貿(mào)易引導(dǎo)型）和市場獲取動機，運用FGLS法對中資銀行2009-2018 年在“一帶一路”沿線國家的面板數(shù)據(jù)進行回歸分析，驗證中資銀行國際化的兩類動機，并進一步檢驗文化距離異質(zhì)性、地區(qū)異質(zhì)性和時間異質(zhì)性以及各動機之間的擁擠效應(yīng)，得出研究結(jié)論如下：

第一，中資銀行進入“一帶一路”沿線國家的投資引導(dǎo)型客戶跟隨動機得到驗證。 進一步分析發(fā)現(xiàn)，當(dāng)中國與沿線國家文化距離較大時，投資引導(dǎo)型客戶跟隨動機更強烈；分“一帶”和“一路”國家看，此動機僅在“一路”國家得到驗證；在“一帶一路”倡議提出后，投資引導(dǎo)型客戶跟隨動機更強烈。第二，中資銀行進入“一帶一路”沿線國家的貿(mào)易引導(dǎo)型客戶跟隨動機得到驗證。 進一步分析發(fā)現(xiàn)，當(dāng)中國與沿線國家文化距離較大時，貿(mào)易引導(dǎo)型客戶跟隨動機更強烈；分“一帶”和“一路”國家看，此動機在“一路”國家更強烈；在“一帶一路”倡議提出后，貿(mào)易引導(dǎo)型客戶跟隨動機更強烈。第三，中資銀行進入“一帶一路”沿線國家的市場獲取動機得到驗證。 進一步分析發(fā)現(xiàn)，當(dāng)中國與沿線國家文化距離較小時，中資銀行才具備此動機；分“一帶”和“一路”國家看，此動機僅在“一路”國家得到驗證；在“一帶一路”倡議提出后，市場獲取動機更強烈。 第四，中資銀行進入“一帶一路”沿線國家的投資引導(dǎo)型客戶跟隨動機、貿(mào)易引導(dǎo)型客戶跟隨動機和市場獲取動機之間存在擁擠效應(yīng)，且為“擠入效應(yīng)”。