中资银行进入“一带一路”沿线国家的动机——基于异质性和拥挤效应的分析

王 冰， 范建红，闫 乐

（1，2，3 太原理工大学经济管理学院， 山西太原 030024）

一、引言

“一带一路”倡议的提出加速了中国与沿线国家在贸易、投资和金融等各个方面的合作。 商务部数据显示，2013-2018 年，中国企业对“一带一路”沿线国家直接投资超过900 亿美元， 年均增长5.2%；中国与“一带一路”沿线国家货物贸易总额超过6 万亿美元，年均增长4%，高于同期中国对外贸易增速， 占中国货物贸易总额的比重达到27.4%。可见，中国与“一带一路”沿线国家的投资与贸易发展趋势良好。“一带一路”沿线国家蕴含着大量跨境人民币结算、跨境融资投资等金融需求，为中资银行“走出去”创造了新的市场机遇。

那么，中资银行究竟秉持怎样的动机进入沿线国家以服务“一带一路”建设？目前有两类动机获得普遍关注：一是被动的“客户跟随”动机（Yiannaki，2013；Kodongo et al.，2015）， 二是主动的 “市场获取”动机（Magri et al.，2005）。 其中，就客户跟随动机来讲，吴晓云和孙轻宇（2012）又将其区分为投资引导型和贸易引导型。 目前，对于中资银行在国际化进程中是否具有客户跟随动机和市场获取动机这一问题的结论尚存在争议。大多数学者的研究支持客户跟随动机和市场获取动机 （吴晓云和孙轻宇，2012；吴晓云等，2012），然而，也有学者（许南等，2012） 的研究结果并不支持市场获取动机。 就“一带一路”沿线国家而言，现有文献探讨了中资银行在沿线国家的布局策略（张海波等，2018）和区位选择（张军等，2016；严佳佳和张婷，2018），缺乏对中资银行进入沿线国家动机的研究。

基于异质性视角， 一方面， 现有研究（王晞，2005；张海波等，2018）发现两国间的文化差异能够显著影响商业银行在东道国建立的分支机构数目。有别于文化渊源较为接近的发达国家，大多数“一带一路”沿线国家的文化背景迥异（尹轶立和刘澄，2017），中国与各沿线国家的文化距离不同。在不同文化距离下，中资银行进入沿线国家的动机是否存在差异？另一方面，“一带一路”分为“丝绸之路经济带”和“21 世纪海上丝绸之路”，其存在地理位置和经济发展水平等各方面的差异（杨逢珉和田洋洋，2018）。那么，中资银行进入“一带”和“一路”国家的动机是否存在差异？ 此外，“一带一路”倡议的实施能够促进要素自由流动，促进中国与“一带一路”国家加强合作（孙楚仁等，2017），沿线国家存在较大市场潜力和发展空间。 倡议提出前后，中资银行的国际化动机是否存在差异？ 此外，跨国银行在国际扩张中同时受到“客户跟随”等多种动机驱使。在多重动机下，动机之间相互影响，郭豪杰等（2021）将这一现象称为“动机拥挤”。 那么，当中资银行同时出于多种动机进入“一带一路”沿线国家时，是否会产生“动机拥挤”？

鉴于此，本文以进入“一带一路”沿线国家的10 家中资银行为研究对象， 采用广义最小二乘法（FGLS）， 就2009-2018 年的面板数据进行计量分析，明晰中资银行进入“一带一路”沿线国家的动机及其异质性和拥挤效应。本文创新之处包含：第一，本文聚焦于“一带一路”倡议实施背景下的沿线国家，揭示了中资银行进入“一带一路”沿线国家的投资引导型和贸易引导型客户跟随动机以及市场获取动机，深化了银行国际化动机在特定区域中的研究。第二，本文通过多维度的异质性分析，探究了银行进入“一带一路”沿线国家的动机如何随文化距离、地区和时间的不同而异，并进一步分析了动机之间的拥挤效应，拓展了银行国际化动机的研究。

二、文献综述

（一）中资银行进入“一带一路”沿线国家的研究

一些学者从理论方面探讨了中资银行进入“一带一路”沿线国家的战略和风险。 基于战略角度，胡浩（2015）针对中资银行提出经营地域多元化和业务多元化的战略转型之路， 以及捕捉潜在市场进入机会，建成全面覆盖“一带一路”的服务网络，打造世界级产品线，提高对“一带一路”全能金融服务能力等转型对策。 基于风险角度， 李虹含（2016）指出，“一带一路”倡议涉及的国家众多，文化差异大， 可能制约中资银行在其中的布局与发力。 同时，地缘政治、社会环境和经济等因素差异所造成的国别风险、所属法系与法制健全程度不一和银行标准存在差异等也会给中资银行跨境经营带来风险（郭德香和李璐玮，2018）。 对此，中资银行需要寻找适合区位以降低国际化经营的风险。 杜婕和张墨竹（2021）构建了“一带一路”倡议下中资银行国际化合作评估体系，利用SVM 支持向量机模型发现，东盟、中欧、东欧三个区域是最适合中资银行开拓业务的区位。 一些学者（张海波等，2018） 实证研究了中资银行在 “一带一路”沿线国家区位选择的影响因素。 然而，动机是行为的先导，在制定战略进入“一带一路”沿线国家并考虑风险时，中资银行首先需要明确国际化行为的动机。

（二）银行国际化动机的研究

1.客户跟随动机

当母国客户跨出国门开展国际化业务时，银行作为“理性经济人”，出于维系客户和获取收益的本能，会跟随客户到国外建立分支机构为母国企业提供金融保障性服务，以降低“流失客户”的机会成本。 Graham 和Krugman（1995）将银行的这种动机定义为“客户跟随”动机。一些国内外学者的研究也证实了银行进行国际化的客户跟随动机 （吴晓云等，2012；吴晓云和孙轻宇，2012；张海波等，2018）。客户跟随动机是一种防御型动机 （赵征和黄宪，2012），Aliber（1984）将其分为投资引导型和贸易引导型。 对于投资引导型动机，Aliber（1984）认为，随着经济全球化的进一步深入，国外直接投资将成为刺激经济增长的新动力，银行将追随开展对外直接投资的母国客户走向国外， 继续为其提供金融服务。 贸易引导型动机最早由Aliber（1984）提出，他认为银行进行海外扩张， 在东道国设立分支机构，主要是配合与东道国有贸易往来的母国企业，提供贸易结算和支付服务，以在国际化经营中获取稳定的中介收入。

客户跟随动机可以用内部化理论（Buckle and Casson，1976） 和折中范式中的内部化优势和所有权优势理论（Dunning，1980）进行解释。根据内部化理论，由于金融市场的不完善及出于国际财务保密等一些特殊金融业务的需要，有些金融业务很难与别国银行合作展开，而跨国银行借助遍布全球的分支机构的灵活性，可以降低金融交易的成本和风险（赖建平，2000）。 根据折中范式中的内部化优势理论，跟随客户的银行所具有的比较优势是总行和跨国公司总部之间的业务联系和密切关系，这种密切关系在国际市场上得以保存，是一种内部关系在东道国市场的延续。此外，由于稳定的银企关系，跨国银行具有节省资金、转移成本和进行转移定价等内部化优势。 而且，跨国银行对来自母国的企业拥有信息优势，通过在国外建立分支机构为其提供专业服务，也可将该优势内部化（赵征和黄宪，2012）。根据折中范式中的所有权优势理论，跨国银行需要具有一定的无形资产和有形资产占有上的优势，才能更好地服务于现有客户。无形资产占有优势包括对客户的熟悉程度、在客户中积累的信誉、服务技能、管理技术以及异国运营经验等，有形资产占有优势包括跨国银行的企业规模、资金实力、信息沟通技术和人力资源等。

2.市场获取动机

Fieleke（1977）指出，银行海外分支机构在为母国客户提供服务后， 积累了在国外经营的经验，下一个目标是发展与当地公司和公民的业务，即“滩头”理论。 具体来说，非银行企业在海外市场建立“滩头”后，追随企业的银行便会利用这一“滩头阵地”的业务了解东道国的商业环境，获得经验并发现新的商业机会，进而凭借其所获取的东道国新客户，与当地银行展开竞争并获得市场份额。 银行通过获取东道国市场布局国际化网络的行为通常被认为是出于“市场获取动机”。 Yamori（1998）也指出，金融机构不仅追随制造类企业，而且会独立于制造类企业的决策以决定自身国际化策略，即出于自身动机以获取东道国银行业务机会而进行国际化。 市场获取动机是一种进取型动机，市场获取假说认为，跨国银行旨在追逐东道国经济成长的市场机会，会采取积极进取的战略与当地银行竞争（赵征和黄宪，2012）， 力求获得本地银行的业务机会。已有学者针对美国银行 （Goldberg and Grosse，1994）和日本金融机构（Yamori，1998）的国际化研究证实了这一点。 可见，银行一般会选择在市场潜力大的地方建立分支机构。

市场获取动机可以用折中范式中的区位优势和所有权优势理论（Dunning，1980）解释。基于折中范式区位优势理论， 当在母国市场受到限制或者在母国发展达到饱和状态时，为了开发新市场，银行需要进行国际化， 进入有助于在东道国获取客户的区位； 这些区位的优势体现在东道国具有良好的金融环境，诸如发达的金融市场、稳定的政治环境以及便利的交通、通信设施等。 基于折中范式所有权优势理论， 银行在这些区位中具有一定的所有权优势，即管理技术、信息处理能力、营销技能以及异国运营经验等， 才能更好地在东道国运营下去；通过所有权优势，银行在国际化中可以克服在东道国所面临的外来者劣势。

客户跟随动机和市场获取动机的主要区别如表1 所示。

表1 银行国际化动机类型

（三）文献述评

现有文献对银行国际化中客户跟随动机和市场获取动机的研究已较为成熟， 但鲜有学者探究中资银行进入“一带一路”沿线国家的动机。由此，本文以“一带一路”倡议为研究背景，探究中资银行进入“一带一路”沿线国家的客户跟随动机和市场获取动机。此外，考虑到国家之间的价值取向、宗教信仰和语言等文化差异对中资银行国际化动机可能产生影响，需要探究文化距离对中资银行国际化动机的影响。“一带”和“一路”国家在经济水平等方面存在一定差距，需要分别探究中资银行进入“一带”和“一路”国家的动机。“一带一路”倡议提出后，中国与沿线国家的投资和贸易往来更为频繁， 需要探究倡议提出前后中资银行国际化动机的变化。进一步分析，郭豪杰等（2021）认为，动机之间可能存在拥挤效应，因此，需要考察3 类动机之间是否存在拥挤效应。

三、研究设计

（一）样本选择

通过查询《中国金融年鉴》（2006-2012）和各中资银行2009-2018 年间的年报及其网站公布的信息等可知中，截至2018 年底，中资银行在27 个“一带一路”沿线国家建立了分支机构。 本文进一步剔除了缺失文化距离数据的国家， 最终得到的样本如表2 所示。以2009-2018 年为考察区间，工行、农行、中行、建行、交行、中信、招商等10 家中资银行进入了“一带一路”沿线国家。

表2 中资银行在“一带一路”沿线样本国家布局情况

（二）变量及测量

1.被解释变量

本文将中资银行在东道国的分支机构数目作为被解释变量。银行在进入东道国时主要采用4 种形式：代表处、分行、子行、附属公司（Aliber，1984；吴晓云等，2012）。 4 种形式的分支机构各具特点，从股权归属看， 代表处和分行为母行拥有全部股权，子行和附属公司为母行拥有控股股权或全部股权； 从风险程度看，4 种分支机构形式的风险依次由低到高。本文选择这4 种形式计算中资银行在沿线国家分支机构的数目。

2.解释变量

Williams（2010）认为，客户跟随动机可将客户的跨境活动归结为两个方面，即对外直接投资和对外贸易。张红军和郑忠良（2009）在验证客户跟随假说时，将FDI 作为解释变量。因此，本文参考这一做法，也用FDI 验证投资引导型客户跟随动机。 参考吴晓云等（2012）的做法，本文采用中国与东道国的双边贸易额验证贸易引导型客户跟随动机。苗启虎和王海鹏（2004）认为，一国GDP 会受到国家大小和人口总量的影响， 因此用人均GDP 更能表征国家的市场规模。 人均GDP 越高，表明东道国市场规模越大，拥有资源越多，市场机会越多。 因此，本文用人均GDP 验证市场获取动机。

3.控制变量

（1）通货膨胀率。 东道国的通货膨胀率可能影响外资银行在东道国经营的成本和市场机会。 因此，本文将通货膨胀率作为控制变量。（2）市场支配程度。市场支配程度在一定程度上决定了企业经营的自由权限，这可能影响外资银行在东道国业务的开展。 因此，本文将通货膨胀率作为控制变量。 （3）风险资本可用性。东道国的风险资本可用性关系着企业家在东道国获得创业资金的可能性，影响银行承受风险的能力，进一步会影响外资银行进入东道国的动机。因此，将风险资本可用性作为控制变量。（4）地理距离。 地理距离影响要素在国家间流动的成本，从而影响外资银行的进入成本。因此，本文将地理距离作为控制变量。 需要说明的是，为了获取动态地理距离数据， 本研究参考蒋冠宏和蒋殿春（2012）的处理方法，用两国首都间地理距离与平均国际油价的乘积来衡量地理距离。 （5）集聚经济效应。 集聚经济效应较好的国家经济实力较好，更能够吸引国外投资者的进入。 因此，本文将集聚经济效应作为控制变量。参考严佳佳和张婷（2018）的研究， 本文用每10 万成年人拥有的商业银行分支机构数衡量东道国集聚经济效应。（6）自然资源禀赋。自然资源禀赋影响着国家的投资和贸易布局，进而影响外资银行的进入动机。 因此，本文将自然资源禀赋作为控制变量。

（三）指标体系和数据来源

基于以上分析，本文构建了各变量测量的指标体系，相关指标的数据来源如表3 所示。

表3 指标体系和数据来源

（四）模型的设定

面板数据的估计模型通常可以分为3 种，即固定效应模型、 随机效应模型和混合估计模型。三者的区别在于：混合估计模型认为回归方程估计结果在截距项和斜率项上是一样的，而固定效应模型和随机效应模型认为回归方程估计结果在截距项和斜率项上是不一样的。 其中，固定效应模型和随机效应模型的区别在于：随机效应模型认为误差项和解释变量不相关，而固定效应模型认为误差项和解释变量相关。 在实证分析前，本文通过F 检验、LM 检验和Hausman 检验确定选用的模型，检验结果如表4 所示。

表4 模型选择检验结果

根据表4 的模型选择检验结果，本文建立回归模型如下：

其中，β0、β1、β2为常数项； 截面个体特征αi为随机变量；εit表示残差项；i=1,2,3,…，N，表示截面个体；μit表示随机误差项；t=1，2，3， …，T， 表示年份；NUM 表示中资银行在东道国建立的分支机构数目；lnFDI、lnBT 和lnPGDP 分别表示FDI、双边贸易额和人均GDP 的自然对数；X 代表控制变量的合集。

考虑到面板数据回归结果对样本数据的异方差较为敏感，并且同一个体在不同时期的误差项往往存在自相关，为此本文对面板数据进行了异方差和序列相关检验，检验结果如表5 所示。

表5 异方差和序列相关检验结果

由表5 可知，模型均存在异方差和序列相关问题。 参考石榴红等（2013）的做法，本文采用广义最小二乘法（FGLS）修正异方差和序列相关问题。

四、基准回归

（一）描述性统计分析

表6 为所有变量NUM、lnFDI、lnBT、lnPGDP、IR、MDD、VCA、GD、AEE、NER 的描述性分析结果。

表6 各变量描述性统计分析结果

（二）基准回归结果

本文采用FGLS 对2009-2018 年的面板数据进行回归分析，结果如表7 所示。

表7 基准回归结果

由模型1-1 可知，lnFDI 的回归系数为0.947，在1%水平上显著，表明中国对“一带一路”沿线国家的FDI 显著影响了中资银行在这些国家建立的分支机构数目；FDI 越大， 中资银行建立的分支机构数目越多，验证了中资银行在“一带一路”沿线国家建立分支机构时具备投资引导型客户跟随动机。 当企业开展跨国投资业务时，需要银行利用境外分支机构网络为其提供跟随式金融服务 （刘功润，2017）。 相对东道国银行而言，母国银行具有所有权优势，其对客户的熟悉程度更高，由母国银行在东道国的分支机构提供这些服务更为便捷、安全和高效；同时，还有利于节省沟通成本，这是母国银行内部化优势的体现。 对于中资银行而言，随着企业跨国投资业务的扩展， 若中资银行不主动跟随客户进入东道国， 就有可能导致其与跨国企业原有客户关系被破坏， 从而造成银行客户资源的流失以及利润水平的下降 （周阳和原雪梅，2014）；此外，跟随客户走向东道国还可以获得境外中间业务收入。 因此，中资银行跟随投资型客户进入东道国， 对跨国企业和中资银行而言是一个“双赢”的选择。

由模型1-2 可知，lnBT 的回归系数为1.483，在1%水平上显著，表明中国与“一带一路”沿线国家的双边贸易额显著影响了中资银行在这些国家建立的分支机构数目； 双边贸易额越大，中资银行建立的分支机构数目越多，验证了中资银行在“一带一路”沿线国家建立分支机构时具备贸易引导型客户跟随动机。 一些大型跨国企业的对外贸易行为常对为其提供金融服务的金融机构的业务活动产生重要影响 （闫彦明，2006），例如，其可能促进母国银行进入跨国企业对外贸易的区位。 此外，对外贸易规模越大意味着需要更多的配套备兑信用证、保理以及换汇等金融业务（李伟军，2011），由具有所有权优势和内部化优势的母国银行提供金融服务，能减少跨国企业金融交易的成本和风险；同时，母国银行也可从中获益。

由模型1-3 可知，lnPGDP 的回归系数为0.500，在5%水平上显著，表明“一带一路”沿线国家的人均GDP 显著影响了中资银行在这些国家建立的分支机构数目；人均GDP 越高，中资银行建立的分支机构数目越多，验证了中资银行在“一带一路” 沿线国家建立分支机构时具备市场获取动机。从母国角度讲，作为新兴市场国家，中国的金融业发展速度较快，中资银行积累了一定资金、技术和经验，在进入东道国时显得游刃有余，能够有效地将所具备的所有权优势应用于市场机会中，有效把握当前的市场需求。而且“开拓海外市场”是进入者实施国际化战略最明显且直接的目标之一（熊会兵和邓新明，2010），实施国际化战略的进入者往往会选择进入市场潜力大的东道国。 从东道国角度讲，在“一带一路”倡议下，随着中国与各沿线国家的经济往来越发频繁， 对金融业务办理的需求也增大，沿线国家体现出的区位优势能够吸引中资银行“主动出击”，在“一带一路”沿线国家建立分支机构，以获取当地市场。

（三） 稳健性检验

1.缩尾处理法

本文为消除离群值对估计结果的影响，参考张蕊和余进韬（2021）的做法，对所有解释变量在1%和99%分位上进行缩尾处理，然后用缩尾后的解释变量重新估计，结果如表8 所示。

表8 缩尾处理的稳健性检验结果

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 的系数和显著性未发生明显变化，表明中资银行进入“一带一路”沿线国家的投资引导型和贸易引导型客户跟随动机以及市场获取动机均成立，验证了表7 结果的稳健性。

2.增加控制变量

本文参考李雪等（2021）的做法，采用增加控制变量的方法对表6 的回归结果进行稳健性检验。 银行稳健性体现了银行在面对金融或政治风险时的抗压能力，这种抗压能力关系着中资银行在东道国生存的长久性。 因此，增加银行稳健性（BR）作为控制变量，数据来自全球竞争力报告（2009-2018），结果如表9 所示。

表9 增加控制变量的稳健性检验结果

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， 增加银行稳健性作为控制变量后， 中资银行进入沿线国家的3 个动机仍成立，进一步佐证了表7 结果的稳健性。

五、进一步分析

（一）异质性分析

1.文化距离异质性

对于文化距离的测量， 学者多根据Hofstede的国家文化维度数据来计算。 基于数据的完整性，本文根据Hofstede 文化框架构建的权力距离（Power Distance，PD）、 个人/集体主义（Individualism vs Collectivism，IC）、男/女性度（Masculinity vs Femininity，MF） 和 不 确 定 性 规 避（Uncertainty Avoidance，UA）4 个维度的评分计算文化距离。Kogut 和Singh（1988）根据Hofstede 的文化维度构造了KSI 方法以有效测度文化距离。 但该文化距离公式并未反映国家之间的文化距离会随着交往的增加而逐渐缩小这一重要事实 （綦建红等，2012）。 因此，本文利用綦建红等（2012）对KSI 指数进行改进后的公式测算文化距离，如（4）所示：

其中，CDic表示i 国与中国的文化距离，Iki表示i 国在k 文化维度上的得分，Ikc表示中国在k 文化维度上的得分，Vk表示所有样本国在k 维度上得分的方差，Tic表示i 国与中国的建交年数。 文化距离数据来源于Hofstede 网站2015 年数据， 建交时间来源于中国外交部官方网站。

根据文化距离中位数，本文将样本分为低文化距离组和高文化距离组，回归结果如表10 所示。

表10 文化距离异质性检验

由模型4-1 和模型4-4 可知，投资引导型客户跟随动机在低文化距离和高文化距离国家均得到了验证，且中资银行进入高文化距离国家的投资引导型客户跟随动机更强烈。 由模型4-2 和模型4-5可知，贸易引导型客户跟随动机在低文化距离和高文化距离国家均得到了验证，且中资银行进入高文化距离国家的贸易引导型客户跟随动机更强烈。这一结果表明文化差异对客户跟随动机发挥了“距离杠杆”作用。 文化距离较大意味着中资银行在跟随母国客户进入沿线国家后，拥有更多的学习和交流机会；通过在当地获取、利用和整合知识（陈怀超等，2020），中资银行深入了解并把握东道国市场的优势凸显，并能够克服其所遇到的未知阻力。

由模型4-3 和模型4-6 可知，市场获取动机仅在低文化距离国家得到验证。可能的原因是：首先，企业在海外开展业务时，两国之间的文化距离会影响其在东道国的合法性（Li and Parboteeah，2015）。相对于客户跟随动机，中资银行主动进入东道国市场时，不依赖母国客户，相对陌生的环境会使其面临更大的合法性障碍。 其次，沿线国家的文化是长久积淀形成的，对当地民众的价值判断以及消费抉择有着极其深刻的影响（李俊久等，2020）。 当中资银行基于市场获取动机进入沿线国家服务于东道国客户时，文化所带来的深层次影响可能使得东道国客户对外来者持观望和怀疑的防御性态度。

2.地区异质性

“一带一路”是“丝绸之路经济带”和“21 世纪海上丝绸之路”的简称，本文将“一带一路”沿线国家划分为“一带”国家和“一路”国家，分别检验客户跟随动机和市场获取动机，回归结果如表11 所示。

表11 地区异质性检验结果

由模型5-1 和模型5-4 可知，投资引导型客户跟随动机仅在“一路”国家得到验证。 “一带”和“一路”国家FDI 均值分别为10.566 和12.704，表明中国对“一路”沿线国家投资力度大于“一带”国家，因而中资银行跟随投资型客户进入“一带”国家的机会少，投资引导型客户跟随动机在“一带”国家未得到验证。 由模型5-2 和模型5-5 可知，贸易引导型客户跟随动机在“一带”国家和“一路”国家均得到验证，且中资银行进入“一路”国家的贸易引导型客户跟随动机更强烈。 “一路”国家包含东盟国家，而沿线国家大部分为发展中国家或新兴经济体，中国与这些发展中国家之间的贸易活动可利用“中国-东盟自贸区”顺利进行（卜晶晶和王博君，2018），中国与“一路”国家的贸易潜力更大，因而中资银行进入“一路”国家的贸易引导型客户跟随动机更强烈。由模型5-3 和模型5-6 可知， 市场获取动机仅在“一路”国家得到验证，未在“一带”国家得到验证的原因可能是： 由于中国文化深刻影响亚洲其他各国，使得中国与亚洲其他各国的“心理距离”较为接近，有利于降低中国企业沟通与交易的“无形成本”（钟晓君，2019）。因此，中资银行的国际化路径通常以亚洲其他国家为起点；而样本中“一带”国家大部分为中东欧国家，中资银行还未有足够丰富的国际化经验进入“一带”国家。

3.时间异质性

本文以2013 年末为时间节点， 对2009-2013 年和2014-2018 年期间的两组面板数据进行计量分析，明晰“一带一路”倡议提出前后，中资银行进入沿线国家的动机， 回归结果如表12所示。

表12 时间异质性检验结果

由模型6-1 和模型6-4 可知，投资引导型客户跟随动机在“一带一路”倡议提出前后均得到验证，且倡议提出后中资银行的投资引导型客户跟随动机更强烈。 由模型6-2 和模型6-5 可知，贸易引导型客户跟随动机在倡议提出前后均得到验证，且倡议提出后中资银行的贸易引导型客户跟随动机更强烈。 由模型6-3 和模型6-6 可知，市场获取动机在倡议提出前后均得到验证，且倡议提出后中资银行的市场获取动机更强烈。

（二）拥挤效应检验

中资银行进入“一带一路”沿线国家的动机之间是否会相互增强或削弱，即是否存在“挤入效应”或“挤出效应”？ 本文参考一些学者（金辉，2013；郭豪杰等，2021）的做法，将解释变量两两交互，检验动机之间的拥挤效应，结果如表13 所示。

表13 拥挤效应检验

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，FDI 与双边贸易额的交互系数为0.371，且在1%水平上正向显著，表明存在拥挤效应，且为“挤入效应”；由模型7-2 可知，FDI 与人均GDP 的交互系数为0.526， 且在1%水平上正向显著，表明存在拥挤效应，且为“挤入效应”；由模型7-3 可知， 双边贸易额与人均GDP 的交互系数为0.696，且在1%水平上正向显著，表明存在拥挤效应，且为“挤入效应”。

由上述结果可知，中资银行进入“一带一路”沿线国家的动机之间存在“挤入效应”，即投资引导型客户跟随动机、贸易引导型客户跟随动机和市场获取动机之间存在相互增强的作用。 中国对“一带一路”沿线国家的直接投资和贸易之间存在良好的双向互动关系（韩小蕊，2020），即两者之间呈现“以贸易促进投资、以投资带动贸易”的关系。中国对沿线国家的对外直接投资带动了贸易发展，从而增强了贸易型客户对中资银行的“拉动效应”，即增强了贸易引导型客户跟随动机。 同样，贸易对投资的促进作用也会增强中资银行进入沿线国家的投资引导型客户跟随动机。 因此，投资引导型和贸易引导型客户跟随动机之间存在相互增强的作用。当中资银行跟随投资型和贸易型客户进入沿线国家建立“滩头”后，其在沿线国家建立的分支机构能够积累海外市场信息和经营经验，缓解国际化扩张中的风险和不确定性，增强中资银行在“一带一路”沿线国家“扎根” 的信心， 从而促进其争取当地市场的“红利”，即增强了中资银行的市场获取动机。而当中资银行开始为当地客户提供金融服务后，由于深入沿线国家金融市场， 其海外经营能力得到快速提高，在母国客户心中建立了良好形象，这会推动母国客户追随银行国际化，增强中资银行的客户跟随动机。

六、结论

本文根据内部化理论和折中范式，将中资银行进入沿线国家的动机分为客户跟随动机（包括投资引导型和贸易引导型）和市场获取动机，运用FGLS法对中资银行2009-2018 年在“一带一路”沿线国家的面板数据进行回归分析，验证中资银行国际化的两类动机，并进一步检验文化距离异质性、地区异质性和时间异质性以及各动机之间的拥挤效应，得出研究结论如下：

第一，中资银行进入“一带一路”沿线国家的投资引导型客户跟随动机得到验证。 进一步分析发现，当中国与沿线国家文化距离较大时，投资引导型客户跟随动机更强烈；分“一带”和“一路”国家看，此动机仅在“一路”国家得到验证；在“一带一路”倡议提出后，投资引导型客户跟随动机更强烈。第二，中资银行进入“一带一路”沿线国家的贸易引导型客户跟随动机得到验证。 进一步分析发现，当中国与沿线国家文化距离较大时，贸易引导型客户跟随动机更强烈；分“一带”和“一路”国家看，此动机在“一路”国家更强烈；在“一带一路”倡议提出后，贸易引导型客户跟随动机更强烈。第三，中资银行进入“一带一路”沿线国家的市场获取动机得到验证。 进一步分析发现，当中国与沿线国家文化距离较小时，中资银行才具备此动机；分“一带”和“一路”国家看，此动机仅在“一路”国家得到验证；在“一带一路”倡议提出后，市场获取动机更强烈。 第四，中资银行进入“一带一路”沿线国家的投资引导型客户跟随动机、贸易引导型客户跟随动机和市场获取动机之间存在拥挤效应，且为“挤入效应”。