由於中國大陸於 2001 年 12 月加入 WTO，對金融市場開放做出具 體承諾，並依時程漸次允許外國金融機構進入中國大陸市場開辦各項 業務，使得中國大陸銀行業進入加入改革與外資湧入的階段。60為檢視 朱浩民，〈中國銀行業之開放與臺資銀行進入策略〉，《臺灣金融財務季
加入中國大陸加入 WTO，對外國銀行在上海設立分支機構的可能影 響，我們在模型設定中，加入虛擬變數 WTO，本文考慮兩個可能影響 的年度，首先，中國大陸於 2004 年 9 月修訂〈外資金融機構管理條例 實施細則〉，簡化了外資銀行新增設分行的申請程序及取消增設分行 需間隔一年之規定，因此可能使 2005 年外國銀行增設分支機構，因此 本文第一個虛擬變數的設定，是將 2005 年設定為 1，其餘年度為 0；
其次，加入 WTO 後，金融市場開放承諾事項的完全實施為 2006 年，
因此第二個虛擬變數的設定將 2006 年設定為 1，其餘年度為 0。
由於本文的分析時間點僅至 2005 年，因此針對上海的樣本，我們 重新蒐集 2006 年，來自 30 個不同國家，計 117 家外國銀行的財務資 料，加入原有樣本後重新估計，WTO 變數分別設定為 2005 年及 2006 年的估計結果並列於表 6。
虛擬變數 WTO 的估計係數，在整體銀行家數與個別銀行分支機構 數的實證中大都為正，但不顯著。分析可能原因是 2002 年 2 月起，中 國大陸已放寬外資銀行的區域限制，外資銀行可在中國大陸任一城市 設立營業性機構，61因此加入 WTO 後，外國銀行以設立分支機構模式 投資中國大陸銀行業的現象並不顯著；另一個可能原因是進入方式選 擇的問題，由於開放外資持有中國大陸國有銀行股份，因此外資可以 採用財務投資方式，直接參股中國大陸銀行，而非以設立實體分支機 構的方式進入投資。
比較 2005 年與 2006 年的差異，在整體銀行家數部分，群聚效果 在 2006 年顯得更為明顯，隱含當地的多國籍銀行家數愈多，進入的外 國銀行也愈多。個別銀行設立分支機構數部分，外國銀行的財務規模 影響更為顯著，但地主國 GDP 和治理能力差距的影響變得不顯著，可 能原因是實體分支機構的變動通常是長期的部規畫，即使 2006 年中國
刊》，第 8 輯第 1 期，2007 年 3 月，頁 101-119。
同註 60，頁 113。
表 6 中國大陸加入 WTO 的估計結果
項目 變數名稱
國家總體銀行家數 個別銀行分支機構數
2005 2006 2005 2006
常數項 10.862
WTO 0.152
(0.12)
判定係數 0.280 0.287 0.111 0.062
樣本數 122 170 327 441
註： 因為地主國經濟前景與 WTO 兩個變數會產生完全線性重合問題，因此在國 家總體銀行家數分析中將其省略。
說 明：國家總體銀行家數的 Hausman 檢定結果，Chi-Squared (6)的值為 13.46，
顯著水準 0.036，無法拒絕虛無假設，因此隨機效果模型較適合；為求 統一，皆臚列隨機效果模型估計結果。括弧內數值為絕對 t 值；***，*
*，*分別表示顯著水準 1%、5%及 10%。
資料來源：請見表 3。
時間
大陸的 GDP 仍然持續成長，但大多數銀行在 2006 年沒有調整分支機 構數，因此使得估計的係數變得不顯著；而文化距離變得不顯著，可 能受到新加入樣本的影響，在新加入樣本中，僅一家銀行的母國與中 國大陸有相同語言，其餘 13 家皆無，而使原本顯著的估計結果受到影 響。
兩岸三地在國際金融中心的競爭中，是否因為香港回歸及中國大 陸市場的崛起與開放，而使香港與上海產生替代關係？針對這個可能 的影響因素，本文首先對香港回歸中國大陸是否有顯著影響進行檢 驗，在全部樣本中，以 1997 年為回歸的虛擬變數，重新估計結果，估 計係數不顯著，因此外國銀行在兩岸三地的擴張，在 1997 年香港回歸 前後沒有顯著差異。
其次，本文在香港與上海個別的迴歸模型中，加入同一時點對方 城市的外國銀行家數，以檢驗外國銀行在香港與上海的擴張是否有替 代關係，變數名稱設為香港上海替代關係，若香港與上海存在替代關 係，則估計的係數值應為負。重新估算的結果列如表 7。
不管以整體國家銀行家數或全部銀行設立的分支機構數分析，香 港與上海替代關係變數的估計值皆顯著為正，顯示香港與上海的競爭 態勢上，未產生替代關係，反而是相輔相成，可能是多國籍銀行藉由 在香港的投資轉進大陸，使這些國家的銀行同時在兩個城市設立分支 機構，或者因為多國籍銀行在香港的營運經驗，增加其對中國大陸市 場的熟悉度，而增設較多的分支機構。
表 7 香港與上海替代關係估計結果
判定係數 0.523 0.395 0.569 0.415
樣本數 139 132 139 132
註： 由於此分析要比較的是整體城市的替代關係，因此迴歸模型的被解釋變數，修改 為國家整體在香港和上海設立分支機構的總數，而非個別銀行設立的分支機構 數。
因為香港銀行業自由度指標皆為 1，會產生奇異矩陣(Singular Matrix)而無法估 計，因此在國家總體銀行家數分析中將其省略。
說 明：國家總體銀行家數的 Hausman 檢定結果，Chi-Squared (6)的值為 13.46，
顯著水準 0.036，無法拒絕虛無假設，因此隨機效果模型較適合；為求統 一，皆臚列隨機效果模型估計結果。括弧內數值為絕對 t 值；***，**，*
分別表示顯著水準 1%、5%及 10%。
資料來源：請見表 3。
地點
治理能力對銀行業海外擴張的可能影響，除了兩國之間政府治理 能力的差異外，地主國政府本身的治理能力高低可能也是地主國的區 位優勢，因此我們改用地主國治理能力的政治穩定程度、政府部門執 行力、法規品質、法律規則及貪污的控管五個構面的實際分數重新估 計。62
使用地主國治理能力的實際分數，對國家總體銀行家數估計結果 的影響不大，僅使地理距離與文化距離的顯著性降低；但在個別銀行 分支機構數的估計結果中，產生二個主要差異，一是地主國的經濟前 景係數，在 95%信賴水準下顯著為正，顯示地主國的經濟前景愈佳，
個別銀行設立的分支機構愈多，其次是治理能力中的政府部門執行力 係數顯著為負，與預期不符，可能原因是政府執行力較差，多國籍銀 行面對的總體營運環境較差，因此需要設立更多的分支機構，以達成 銀行在當地的投資營運目標。
葛羅斯與戈德堡探討外國銀行是否追隨顧客到美國的文章中，將 雙邊貿易總額分別以出口到美國與自美國進口代替時，係數皆顯著為 正，與使用雙邊貿易總額結果一致；但進口與出口一起放入迴歸式 時，出口到美國仍為正顯著，自美國進口變成負顯著。63 艾斯培藍卡 與古蘭豪斯文中發現母國到美國的進口增加，該國籍銀行在美國的分 支機構數目顯著增加，而母國到美國的出口增加，會使分支機構數目 顯著減少。64
為了檢視出口與進口的影響，我們將雙邊貿易額變數分為地主國
第六個構面是人民言論自由，因為這個構面與銀行營運與風險管控較無直接 關連，因此未放入模型中。
Robert Grosse & Lawrence G. Goldberg, “Foreign Bank Activity in the United States: An Analysis by Country of Origin,” pp. 1108-1109.
José Paulo Esperanca & Mohamed Azzim Gulamhussen, “(Re)Testing the
‘Follow the Customer’ Hypothesis in Multinational Bank Expansion,” pp.
287-290.
出口與地主國進口兩個變數，重新進行估計，當以國家總體銀行家數 分析時，若單獨放入出口及進口變數，二個變數的估計係數都顯著為 正；若二個變數同時放入迴歸式中，則二個係數皆為正，但不顯著。
以個別銀行設立分支機構數分析時，不管單獨使用進口與出口或同時 加入這二個變數，其係數估計結果都不顯著，與表 5 的結果相同。因此 改變兩國貿易程度的衡量，不影響主要結果。