監(jiān)管獨(dú)立與銀行風(fēng)險(xiǎn)
——來自銀監(jiān)局局長(zhǎng)異地交流的證據(jù)

劉玉海 趙 鵬 張 麗

一、引 言

市場(chǎng)化改革和金融產(chǎn)品創(chuàng)新在推動(dòng)商業(yè)銀行快速發(fā)展的同時(shí)，也給商業(yè)銀行自身和整個(gè)金融系統(tǒng)帶來了較大的潛在風(fēng)險(xiǎn)。由于商業(yè)銀行本身的特殊性及其在現(xiàn)代市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)中的重要地位，銀行監(jiān)管機(jī)構(gòu)可以代表中小儲(chǔ)戶和金融消費(fèi)者的利益，采取相應(yīng)監(jiān)管政策對(duì)商業(yè)銀行的業(yè)務(wù)活動(dòng)進(jìn)行監(jiān)督管理，從而降低商業(yè)銀行的風(fēng)險(xiǎn)水平和維持金融系統(tǒng)的穩(wěn)健運(yùn)行(Acharya，2009)。然而，市場(chǎng)失靈并非實(shí)施銀行監(jiān)管的充分條件，在信息不對(duì)稱和法律制度不完善的情況下，銀行監(jiān)管機(jī)構(gòu)既有可能被商業(yè)銀行所俘獲，也有可能受地方行政部門的行政干預(yù)，而監(jiān)管俘獲所導(dǎo)致的監(jiān)管失靈將會(huì)帶來更加嚴(yán)重的福利損失(Boyer 和Ponce，2012)。因此，銀行監(jiān)管機(jī)構(gòu)能否有效抑制商業(yè)銀行風(fēng)險(xiǎn)依賴于監(jiān)管的獨(dú)立性。經(jīng)過四十多年的漸進(jìn)式改革，中國(guó)銀行業(yè)監(jiān)管體制在不斷規(guī)范和完善，但是在財(cái)政分權(quán)和晉升激勵(lì)體制下，“為增長(zhǎng)而競(jìng)爭(zhēng)”的地方官員具有干預(yù)銀行信貸的強(qiáng)烈動(dòng)機(jī)，因而銀行監(jiān)管機(jī)構(gòu)在一定程度上受到利益集團(tuán)的監(jiān)管俘獲也是一個(gè)不爭(zhēng)的事實(shí)(錢先航等，2011)。在此背景下，中國(guó)銀行業(yè)監(jiān)管機(jī)構(gòu)能否有效防范商業(yè)銀行風(fēng)險(xiǎn)就成為一個(gè)具有重要政策含義的研究課題。

已有很多文獻(xiàn)從監(jiān)管環(huán)境、監(jiān)管質(zhì)量及監(jiān)管強(qiáng)度等視角對(duì)銀行監(jiān)管機(jī)構(gòu)的風(fēng)險(xiǎn)影響效應(yīng)進(jìn)行了有意義的研究。例如，Barth 等(2013)基于對(duì)各國(guó)監(jiān)管當(dāng)局的實(shí)際問卷調(diào)查，研究了監(jiān)管當(dāng)局所處的外部環(huán)境對(duì)商業(yè)銀行風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)及其經(jīng)營(yíng)效率的影響；Williams(2017)采用政府有效性、官員腐敗程度、政治自由程度等指標(biāo)作為監(jiān)管質(zhì)量的代理變量，評(píng)估了亞洲各國(guó)金融監(jiān)管質(zhì)量對(duì)商業(yè)銀行風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)的影響程度；潘敏和魏海瑞(2015)從事前發(fā)布公文、事中現(xiàn)場(chǎng)審查和事后違規(guī)懲戒的監(jiān)管流程角度，實(shí)證檢驗(yàn)了銀行監(jiān)管強(qiáng)度提升對(duì)中國(guó)商業(yè)銀行風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)的抑制效應(yīng)。然而，監(jiān)管的獨(dú)立性是銀行監(jiān)管有效發(fā)揮作用的前提條件，一個(gè)嚴(yán)重受到行政干預(yù)和行業(yè)俘獲的監(jiān)管機(jī)構(gòu)是無法實(shí)現(xiàn)監(jiān)管的預(yù)期目標(biāo)的。Quintyn 和Taylor(2003)最早對(duì)銀行監(jiān)管獨(dú)立性及其金融穩(wěn)定效應(yīng)進(jìn)行了定性研究；后續(xù)有一些文獻(xiàn)在其基礎(chǔ)上利用世界銀行的監(jiān)管調(diào)查數(shù)據(jù)，實(shí)證檢驗(yàn)了監(jiān)管獨(dú)立性對(duì)銀行體系穩(wěn)健性的影響效應(yīng)(Masciandaro 等，2016)。目前，還鮮有文獻(xiàn)對(duì)國(guó)內(nèi)銀行監(jiān)管獨(dú)立性的風(fēng)險(xiǎn)影響效應(yīng)進(jìn)行研究，一個(gè)主要的障礙在于很難度量一國(guó)內(nèi)部的監(jiān)管獨(dú)立性(Veltrop 和Haan，2014)。

本文以中國(guó)各省市銀監(jiān)局局長(zhǎng)的異地交流作為刻畫銀行監(jiān)管獨(dú)立性程度提升的一次準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)，并采用雙重差分方法評(píng)估銀行監(jiān)管獨(dú)立性程度提升對(duì)商業(yè)銀行風(fēng)險(xiǎn)水平的影響效應(yīng)。本文可能在以下三個(gè)方面做出了邊際貢獻(xiàn)。第一，在現(xiàn)有研究銀行監(jiān)管獨(dú)立性的文獻(xiàn)中，如何合理地量化一國(guó)內(nèi)部的監(jiān)管獨(dú)立性一直是一個(gè)難題，量化指標(biāo)選擇的差異往往使得既有文獻(xiàn)的研究結(jié)論不一致且缺乏穩(wěn)健性。本文以銀監(jiān)局局長(zhǎng)異地交流作為刻畫監(jiān)管獨(dú)立性程度提升的準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)，合理回避了指標(biāo)選擇的困難，盡可能提高了本文研究結(jié)論的穩(wěn)健性。第二，在現(xiàn)有研究銀行監(jiān)管機(jī)構(gòu)行為的文獻(xiàn)中，普遍將銀行監(jiān)管機(jī)構(gòu)看作一個(gè)抽象的整體，本文則將監(jiān)管機(jī)構(gòu)行為推進(jìn)到作為實(shí)質(zhì)個(gè)體的監(jiān)管官員層面。這是因?yàn)楸O(jiān)管機(jī)構(gòu)所表現(xiàn)出來的各種行為本質(zhì)上是監(jiān)管官員動(dòng)機(jī)的直接體現(xiàn)，而監(jiān)管官員的個(gè)體特征在晉升激勵(lì)制度下可能會(huì)對(duì)其行為選擇產(chǎn)生作用(周黎安，2008)。第三，在現(xiàn)有研究官員異地交流效應(yīng)的文獻(xiàn)中，大多關(guān)注的是“多務(wù)型”地方官員交流的反腐敗效應(yīng)或經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)效應(yīng)，而本文研究的是“單務(wù)型”銀監(jiān)局局長(zhǎng)交流的風(fēng)險(xiǎn)抑制效應(yīng)。以“單務(wù)型”官員交流作為研究樣本，不僅能更準(zhǔn)確地捕捉到官員異地交流的相關(guān)信息，而且為官員異地交流制度提供了更多的正面支撐。

本文第二部分是實(shí)驗(yàn)背景與理論假說，第三部分是研究設(shè)計(jì)與數(shù)據(jù)來源，第四部分是回歸結(jié)果及分析，第五部分是穩(wěn)健性檢驗(yàn)，最后是結(jié)論及啟示。

二、實(shí)驗(yàn)背景與理論假說

（一）制度背景：銀行業(yè)監(jiān)管體制改革

通常將中央銀行制度的確立看作現(xiàn)代金融監(jiān)管的起點(diǎn)，因而真正意義上的中國(guó)金融業(yè)監(jiān)管應(yīng)該是從1984 年中國(guó)人民銀行專門行使貨幣政策制定和金融監(jiān)督管理等中央銀行職能開始的。根據(jù)銀行監(jiān)管體制改革的重要時(shí)點(diǎn)，本文將中國(guó)銀行業(yè)監(jiān)管的發(fā)展進(jìn)程劃分為三個(gè)階段：第一階段是1984—1998 年，以中國(guó)人民銀行專門行使中央銀行職能為起始標(biāo)志；第二階段是1998—2003 年，以國(guó)有商業(yè)銀行實(shí)行垂直化管理和中國(guó)人民銀行跨省設(shè)置大區(qū)分行為起始標(biāo)志；第三階段是2003 年至今，以中國(guó)銀行業(yè)監(jiān)督管理委員會(huì)成立為起始標(biāo)志。

第一階段，分別設(shè)置四大國(guó)有專業(yè)銀行，剝離原有的商業(yè)銀行經(jīng)營(yíng)活動(dòng)，使中國(guó)人民銀行專職于貨幣政策制定和金融監(jiān)督管理；后續(xù)根據(jù)“分業(yè)經(jīng)營(yíng)，分業(yè)監(jiān)管”的需要，證券期貨市場(chǎng)和商業(yè)保險(xiǎn)市場(chǎng)的監(jiān)管相繼從中國(guó)人民銀行剝離，分別由新成立的證監(jiān)會(huì)和保監(jiān)會(huì)負(fù)責(zé)執(zhí)行，而銀行業(yè)市場(chǎng)的監(jiān)管仍然由中國(guó)人民銀行負(fù)責(zé)。在財(cái)政分權(quán)和行政晉升激勵(lì)體制下，地方官員之間為了轄區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)而展開激烈競(jìng)爭(zhēng)，因此會(huì)有強(qiáng)烈動(dòng)機(jī)干預(yù)商業(yè)銀行的信貸決策。由于這一時(shí)期國(guó)有銀行實(shí)行“條塊管理，以塊為主”的管理體制，使得地方政府對(duì)國(guó)有銀行的地方分行具有較強(qiáng)的控制力，能夠直接影響地方分行的信貸資源配置(謝平和陸磊，2003)。地方政府對(duì)商業(yè)銀行和其他金融機(jī)構(gòu)的過多行政干預(yù)，導(dǎo)致這一時(shí)期中國(guó)人民銀行不能嚴(yán)格依法履行銀行監(jiān)管職能，造成這一時(shí)期各類商業(yè)銀行的不良貸款過多和經(jīng)營(yíng)風(fēng)險(xiǎn)過高。

第二階段，通過國(guó)有商業(yè)銀行的垂直化管理改革和中國(guó)人民銀行的跨省設(shè)置大區(qū)分行改革，以期減少地方政府對(duì)國(guó)有商業(yè)銀行和金融監(jiān)管機(jī)構(gòu)的行政干預(yù)。具體而言，為了有效實(shí)施貨幣政策和切實(shí)加強(qiáng)銀行監(jiān)管，中央政府批轉(zhuǎn)了《中國(guó)人民銀行省級(jí)機(jī)構(gòu)改革實(shí)施方案》，決定撤銷中國(guó)人民銀行的各省級(jí)分行，而代之以在全國(guó)設(shè)置九個(gè)跨省大區(qū)分行。與此同時(shí)，各大型國(guó)有銀行實(shí)行垂直化管理成為獨(dú)立法人，其分支機(jī)構(gòu)也不再與地方政府存在隸屬關(guān)系，而且中央政府也上收了國(guó)有銀行地方分行的信貸審批權(quán)。以上這些改革在較大范圍內(nèi)減少了地方政府對(duì)銀行監(jiān)管機(jī)構(gòu)的行政俘獲，并在一定程度上限制了地方政府直接從國(guó)有銀行獲取大量信貸資金。在此背景下，地方商業(yè)銀行無疑成為地方政府獲取資金的重要來源(張軍和金煜，2005)，而分稅制改革的實(shí)施也加大了地方政府對(duì)地方商業(yè)銀行信貸行為的干預(yù)和影響。

第三階段，設(shè)立中國(guó)銀行業(yè)監(jiān)督管理委員會(huì)，專門負(fù)責(zé)對(duì)全國(guó)銀行業(yè)金融機(jī)構(gòu)及其業(yè)務(wù)活動(dòng)進(jìn)行監(jiān)督管理，以期防范和化解銀行業(yè)金融風(fēng)險(xiǎn)，保護(hù)存款人和金融消費(fèi)者的合法權(quán)益。銀監(jiān)會(huì)的獨(dú)立設(shè)置標(biāo)志著中國(guó)金融業(yè)“一行三會(huì)”監(jiān)管架構(gòu)的正式形成，理論上能一定程度減少來自金融機(jī)構(gòu)的行業(yè)俘獲和來自地方政府的行政干預(yù)(趙峰等，2014)。需要特別說明的是，為了使銀行監(jiān)管免受地方政府的行政干預(yù)，中國(guó)銀監(jiān)會(huì)在地方上采用了中央垂直化管理的模式，即銀行監(jiān)管系統(tǒng)在機(jī)構(gòu)設(shè)置、人員編制、經(jīng)費(fèi)預(yù)算、干部職務(wù)等方面采取下管一級(jí)的原則，中國(guó)銀監(jiān)會(huì)直接任命各省銀監(jiān)局的正局長(zhǎng)和副局長(zhǎng)；不僅如此，銀行監(jiān)管系統(tǒng)還是一個(gè)相對(duì)封閉的內(nèi)部勞動(dòng)力市場(chǎng)，銀監(jiān)機(jī)構(gòu)的領(lǐng)導(dǎo)干部極少?gòu)你y監(jiān)系統(tǒng)外調(diào)入，基本都是從下一級(jí)別的干部中甄選，這種“向上負(fù)責(zé)”的模式使得銀監(jiān)系統(tǒng)較少受到地方政府的干預(yù)。

（二）準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)：銀監(jiān)局局長(zhǎng)的異地交流

銀監(jiān)會(huì)的獨(dú)立設(shè)置在理論上能夠切實(shí)加強(qiáng)銀行業(yè)監(jiān)管，從而在一定程度上降低商業(yè)銀行風(fēng)險(xiǎn)，但是商業(yè)銀行為了謀取壟斷利益會(huì)具有俘獲銀監(jiān)機(jī)構(gòu)的強(qiáng)烈動(dòng)機(jī)(Baker，2010)。具體而言，作為被監(jiān)管者的商業(yè)銀行，一方面可能會(huì)為了對(duì)自己的違規(guī)行為尋求監(jiān)管庇護(hù)而進(jìn)行主動(dòng)行賄，另一方面則可能會(huì)為了開展新業(yè)務(wù)而不得不承受監(jiān)管當(dāng)局的設(shè)租盤剝(謝平和陸磊，2003)。此外，在“為增長(zhǎng)而競(jìng)爭(zhēng)”的晉升錦標(biāo)賽模式下，作為推動(dòng)轄區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的重要資源，地方官員會(huì)有強(qiáng)烈動(dòng)機(jī)干預(yù)商業(yè)銀行的信貸決策，這一方面會(huì)導(dǎo)致商業(yè)銀行不良貸款的累積(譚勁松等，2012)，另一方面則會(huì)引發(fā)地方官員對(duì)銀行監(jiān)管機(jī)構(gòu)的行政干預(yù)(金智和賴?yán)瑁?014)。因此，銀監(jiān)會(huì)的垂直化管理雖然在理論上能夠較大程度地降低來自地方政府的行政干預(yù)，但是銀監(jiān)會(huì)各級(jí)派出機(jī)構(gòu)的工作場(chǎng)所在現(xiàn)實(shí)中依然位于某個(gè)地方，其必然會(huì)受到國(guó)土、交通、水電等地方職能部門的影響，因而銀監(jiān)機(jī)構(gòu)很難免受地方政府的行政俘獲。

正是因?yàn)橐庾R(shí)到監(jiān)管俘獲所導(dǎo)致的監(jiān)管失靈問題，銀監(jiān)會(huì)自2005 年開始在全國(guó)范圍內(nèi)實(shí)施銀監(jiān)干部的異地交流制度，主要目的是希望以此增強(qiáng)銀行監(jiān)管獨(dú)立性，并以此保證監(jiān)管公正和提高監(jiān)管水平。例如，銀監(jiān)會(huì)頒布了《銀監(jiān)會(huì)干部交流工作暫行辦法》《關(guān)于加強(qiáng)銀監(jiān)會(huì)干部交流工作的意見》等一系列文件，明確規(guī)定新任省級(jí)銀監(jiān)局局長(zhǎng)原則上都應(yīng)由異地交流產(chǎn)生，在同一單位工作滿四年的市級(jí)銀監(jiān)分局局長(zhǎng)原則上應(yīng)進(jìn)行異地任職交流。準(zhǔn)確評(píng)估銀監(jiān)干部異地交流對(duì)其流入地商業(yè)銀行風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)行為的凈影響效應(yīng)，就是要比較該流入地商業(yè)銀行在干部交流前后的風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)行為差異。省級(jí)銀監(jiān)局局長(zhǎng)的較大規(guī)模異地交流，一方面會(huì)導(dǎo)致流入地的商業(yè)銀行風(fēng)險(xiǎn)在銀監(jiān)局局長(zhǎng)交流前后的差異，另一方面又會(huì)導(dǎo)致有交流局長(zhǎng)和沒有交流局長(zhǎng)的地區(qū)之間在同一時(shí)點(diǎn)上商業(yè)銀行風(fēng)險(xiǎn)的差異。以上兩方面的差異為我們利用雙重差分方法評(píng)估局長(zhǎng)異地交流引起的銀行監(jiān)管獨(dú)立性變化效應(yīng)創(chuàng)造了良好的準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)。

（三）理論假說：局長(zhǎng)交流與銀行風(fēng)險(xiǎn)

銀監(jiān)局局長(zhǎng)的異地交流可以通過降低監(jiān)管俘獲程度、強(qiáng)化職業(yè)晉升激勵(lì)、增強(qiáng)監(jiān)管綜合能力等途徑實(shí)現(xiàn)銀行監(jiān)管獨(dú)立性程度的提升。具體而言，第一，銀監(jiān)機(jī)構(gòu)既有可能被商業(yè)銀行所俘獲(Delis 和Kouretas，2011)，也有可能受到地方行政部門的行政干預(yù)，而異地交流有助于降低銀監(jiān)局局長(zhǎng)在同一地區(qū)任期過長(zhǎng)而被俘獲的可能性，從而增強(qiáng)銀行監(jiān)管的獨(dú)立性；第二，銀監(jiān)局局長(zhǎng)之間在職業(yè)晉升上存在著錦標(biāo)賽競(jìng)爭(zhēng)，異地交流可以將銀監(jiān)局局長(zhǎng)的個(gè)人努力與其他隨機(jī)因素對(duì)轄區(qū)監(jiān)管績(jī)效的影響效應(yīng)有效分離開來(陳剛和李樹，2013)，因而會(huì)強(qiáng)化銀監(jiān)局局長(zhǎng)之間的職業(yè)晉升激勵(lì)；第三，局長(zhǎng)異地交流不僅促進(jìn)了監(jiān)管官員之間在職業(yè)技能上的相互學(xué)習(xí)，而且通過在不同地區(qū)的任職經(jīng)歷增強(qiáng)了監(jiān)管官員化解突發(fā)性和復(fù)雜性金融風(fēng)險(xiǎn)的能力，這顯然有助于提高銀行監(jiān)管的有效性。作為銀監(jiān)會(huì)下派到地方進(jìn)行銀行監(jiān)管的負(fù)責(zé)人，銀監(jiān)局局長(zhǎng)主要通過資本充足率、資產(chǎn)收益率、不良貸款率、銀行存貸比等監(jiān)管績(jī)效指標(biāo)，依照相關(guān)法規(guī)對(duì)屬地商業(yè)銀行進(jìn)行監(jiān)管。銀行監(jiān)管獨(dú)立性程度的提升將會(huì)使屬地商業(yè)銀行面臨更強(qiáng)的風(fēng)險(xiǎn)監(jiān)管，此時(shí)商業(yè)銀行要么選擇追加資本金額或提高盈利水平，要么選擇減少風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)規(guī)?；蚩s小不良貸款規(guī)模，但是第一種選擇的成本較高或難度較大，而第二種選擇則主要通過減少信貸投放來實(shí)現(xiàn)(張琳和廉永輝，2015)。因此銀行監(jiān)管獨(dú)立性程度的提升將會(huì)促使商業(yè)銀行通過提高資本充足率或資產(chǎn)收益率及降低不良貸款率或銀行存貸比等途徑來降低銀行風(fēng)險(xiǎn)水平?？偠灾y監(jiān)局局長(zhǎng)異地交流有助于提升銀行監(jiān)管的獨(dú)立性程度，而銀行監(jiān)管獨(dú)立性程度的提升將會(huì)促使商業(yè)銀行通過相應(yīng)途徑來降低其風(fēng)險(xiǎn)水平。基于以上分析，我們提出本文第一個(gè)有待檢驗(yàn)的研究假說。

假說1：銀監(jiān)局局長(zhǎng)的異地交流有利于抑制商業(yè)銀行的風(fēng)險(xiǎn)行為。

在交流局長(zhǎng)上任初期，由于圍繞前任銀監(jiān)局局長(zhǎng)建立起來的監(jiān)管俘獲網(wǎng)絡(luò)已經(jīng)破裂，而圍繞交流局長(zhǎng)的利益關(guān)系網(wǎng)絡(luò)因其上任時(shí)間較短而尚未形成，加之交流局長(zhǎng)尚需一段時(shí)間去熟悉流入地的監(jiān)管業(yè)務(wù)，因而局長(zhǎng)上任初期的銀行監(jiān)管可以保持較強(qiáng)的獨(dú)立性，這將有利于抑制商業(yè)銀行風(fēng)險(xiǎn)行為；但是，隨著交流局長(zhǎng)在本地任職年限的延長(zhǎng)，其被商業(yè)銀行和地方政府俘獲的概率將會(huì)逐步增大，圍繞交流官員的監(jiān)管俘獲網(wǎng)絡(luò)將逐步形成，相應(yīng)的商業(yè)銀行風(fēng)險(xiǎn)也將逐漸增加(范子英和田彬彬，2016)。因此，局長(zhǎng)異地交流對(duì)銀行監(jiān)管獨(dú)立性程度的提升效應(yīng)，可能只具有水平效應(yīng)而不具有長(zhǎng)期效應(yīng)，即局長(zhǎng)異地交流的風(fēng)險(xiǎn)抑制效應(yīng)將會(huì)最終隨著局長(zhǎng)在流入地任職時(shí)間的延長(zhǎng)而弱化?；谝陨戏治?，我們提出本文第二個(gè)有待檢驗(yàn)的研究假說。

假說2：局長(zhǎng)異地交流的風(fēng)險(xiǎn)抑制效應(yīng)將隨著其任職年限的增加而逐漸減弱。

三、研究設(shè)計(jì)與數(shù)據(jù)來源

（一）銀行風(fēng)險(xiǎn)測(cè)度

現(xiàn)有相關(guān)文獻(xiàn)對(duì)于商業(yè)銀行風(fēng)險(xiǎn)的測(cè)度主要包括市場(chǎng)風(fēng)險(xiǎn)、經(jīng)營(yíng)風(fēng)險(xiǎn)及信用風(fēng)險(xiǎn)。其中，衡量商業(yè)銀行市場(chǎng)風(fēng)險(xiǎn)的常用指標(biāo)是股票價(jià)格及其收益率的波動(dòng)(Fiordelisi和Mare，2014；譚政勛等，2016)，但是由于截至2020 年8 月中國(guó)僅有51 家上市商業(yè)銀行，而在本文的研究樣本中絕大多數(shù)城市商業(yè)銀行為非上市銀行，無法獲取所有樣本銀行的股票價(jià)格及其收益率的數(shù)據(jù)，因此本文沒有考察商業(yè)銀行的市場(chǎng)風(fēng)險(xiǎn)。從理論上而言，預(yù)期違約概率(EDF)是目前衡量商業(yè)銀行經(jīng)營(yíng)風(fēng)險(xiǎn)的首選指標(biāo)(Altunbas等，2011)，但是由于中國(guó)尚缺乏商業(yè)銀行的違約數(shù)據(jù)庫(kù)，而且經(jīng)驗(yàn)預(yù)期違約概率函數(shù)也沒有建立，因此無法以預(yù)期違約概率衡量中國(guó)商業(yè)銀行的經(jīng)營(yíng)風(fēng)險(xiǎn)；從實(shí)證上而言，衡量商業(yè)銀行經(jīng)營(yíng)風(fēng)險(xiǎn)的常用指標(biāo)是Z 值(Z-Score)和資產(chǎn)收益率的波動(dòng)率(Laeven 和Levine，2009；Lepetit 和Strobel，2015)。Z 值的具體計(jì)算如下式所示，其中mROA 表示資產(chǎn)收益率的移動(dòng)平均值，mCAR 表示資本充足率的移動(dòng)平均值，( ROA)是以標(biāo)準(zhǔn)差形式表示的資產(chǎn)收益率的波動(dòng)率。從中可以發(fā)現(xiàn)，Z 值和資產(chǎn)收益率的波動(dòng)率是兩個(gè)密切關(guān)聯(lián)的指標(biāo)，后者衡量了Z 值中的風(fēng)險(xiǎn)因素(汪莉，2017)。

Z 值是一個(gè)統(tǒng)籌考慮了商業(yè)銀行的經(jīng)營(yíng)穩(wěn)定性、盈利能力及其財(cái)務(wù)杠桿狀況的綜合指標(biāo)，能更全面地衡量商業(yè)銀行經(jīng)營(yíng)過程中所面臨的破產(chǎn)風(fēng)險(xiǎn)和所具有的償付能力(Houston 等，2010； 珺顧海峰和于家 ，2019)，因此本文也采用Z 值(Z-Score)來衡量銀行經(jīng)營(yíng)風(fēng)險(xiǎn)，并將資產(chǎn)收益率的波動(dòng)率作為輔助穩(wěn)健性指標(biāo)。由上述分析可知，Z 值越大，資產(chǎn)收益率的波動(dòng)率越小，則表示銀行經(jīng)營(yíng)風(fēng)險(xiǎn)越低。從樣本數(shù)據(jù)的可得性出發(fā)，我們采用3 年期的滾動(dòng)數(shù)據(jù)來計(jì)算Z 值。比如，某商業(yè)銀行的數(shù)據(jù)年份是2003—2015年，計(jì)算Z 值的年份分別為2003—2005 年、2004—2006 年……2013—2015 年，共11個(gè)年份跨度。在每個(gè)年份跨度內(nèi)，分別計(jì)算資產(chǎn)收益率的移動(dòng)平均值、資本充足率的移動(dòng)平均值及資產(chǎn)收益率的標(biāo)準(zhǔn)差。需要說明的是，由于Z 值本身偏度較高，同時(shí)也為了與其他的銀行風(fēng)險(xiǎn)測(cè)度指標(biāo)在回歸系數(shù)解讀中保持一致，參考 Laeven 和Levine(2009)的做法，我們?cè)诨貧w分析中對(duì)Z 值進(jìn)行了對(duì)數(shù)化處理。

長(zhǎng)期以來，我國(guó)商業(yè)銀行的業(yè)務(wù)結(jié)構(gòu)較為單一，貸款是商業(yè)銀行資產(chǎn)端的主要業(yè)務(wù)，因此信用風(fēng)險(xiǎn)是商業(yè)銀行需要重點(diǎn)關(guān)注的風(fēng)險(xiǎn)。不良貸款率(NPL，即不良貸款與貸款總額之比)是衡量商業(yè)銀行信貸業(yè)務(wù)損失的常用指標(biāo)，其反映了商業(yè)銀行存在違約風(fēng)險(xiǎn)的貸款占比，但是由于貸款五級(jí)分類操作空間較大，而且很多城市商業(yè)銀行還進(jìn)行了大規(guī)模的不良資產(chǎn)剝離處置工作，所以這種非市場(chǎng)化的人為操作和政策調(diào)整極有可能導(dǎo)致不良貸款率的統(tǒng)計(jì)失真(張雪蘭和何德旭，2012)。相比之下，貸款撥備率(LPR，即貸款損失準(zhǔn)備計(jì)提與貸款總額之比)是商業(yè)銀行對(duì)其自身信貸風(fēng)險(xiǎn)的預(yù)期承擔(dān)，更加具有前瞻性和主動(dòng)性。綜合多方面因素的考慮，本文選取貸款撥備率(LPR)作為銀行信用風(fēng)險(xiǎn)的衡量指標(biāo)，并將不良貸款率(NPL)作為輔助穩(wěn)健性指標(biāo)。貸款撥備率和不良貸款率的數(shù)值越大，則表示銀行信用風(fēng)險(xiǎn)越高。

（二）計(jì)量模型設(shè)定

雖然可以通過比較局長(zhǎng)交流前后兩個(gè)時(shí)期的商業(yè)銀行風(fēng)險(xiǎn)差異來評(píng)價(jià)局長(zhǎng)交流的風(fēng)險(xiǎn)抑制效應(yīng)，但是資產(chǎn)規(guī)模、盈利能力、宏觀環(huán)境等諸多因素也會(huì)影響商業(yè)銀行的風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)，因此忽略這些影響因素而將局長(zhǎng)交流前后銀行風(fēng)險(xiǎn)差異完全歸結(jié)于銀監(jiān)局局長(zhǎng)交流顯然是不準(zhǔn)確的。由于在同一年份有些省市的銀監(jiān)局局長(zhǎng)是交流而來的，另一些省市的銀監(jiān)局局長(zhǎng)則是本地晉升的，因而理論上我們可以通過雙重差分模型(DID)來估計(jì)銀監(jiān)局局長(zhǎng)交流對(duì)商業(yè)銀行風(fēng)險(xiǎn)行為的凈影響效應(yīng)，但考慮到局長(zhǎng)異地交流在時(shí)間上是不斷變化的而沒有統(tǒng)一的時(shí)間節(jié)點(diǎn)，本文最終采用了一種變通的DID模型(Cameron 和Trivedi，2005)，如式(1)所示。其中，下標(biāo)i 是省市、j 是銀行、t 是年份，表示隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)；Risk 是商業(yè)銀行的經(jīng)營(yíng)風(fēng)險(xiǎn)(Z-Score)或信用風(fēng)險(xiǎn)(LPR)；Exchange表示銀監(jiān)局局長(zhǎng)異地交流的二維虛擬變量，即當(dāng)某省市某年份的銀監(jiān)局局長(zhǎng)是交流而來的，則賦值為1，否則賦值0，顯然其作用等價(jià)于標(biāo)準(zhǔn)DID 模型中的交互項(xiàng)；是銀行固定效應(yīng)，是時(shí)間固定效應(yīng)，是省份時(shí)間固定效應(yīng)，這等價(jià)于控制了處理組虛擬變量和處置前后時(shí)間虛擬變量(范子英和田彬彬，2016)。因此，估計(jì)的就是雙重差分模型的結(jié)果，其度量了銀監(jiān)局局長(zhǎng)交流對(duì)商業(yè)銀行風(fēng)險(xiǎn)的凈影響效應(yīng)；亦即，如果銀監(jiān)局局長(zhǎng)異地交流制度能顯著提升銀行監(jiān)管獨(dú)立性程度，導(dǎo)致商業(yè)銀行風(fēng)險(xiǎn)水平降低，則預(yù)期顯著為正向(經(jīng)營(yíng)風(fēng)險(xiǎn)Z-Score)或顯著為負(fù)向(信用風(fēng)險(xiǎn)LPR)。

X 是影響商業(yè)銀行風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)的控制變量，包括在任年齡、性別、教育背景、任職時(shí)間等局長(zhǎng)個(gè)人特征變量，資產(chǎn)規(guī)模、盈利能力、貸款規(guī)模等商業(yè)銀行特征變量(Dell 等，2019)，以及商業(yè)銀行注冊(cè)地的宏觀經(jīng)濟(jì)環(huán)境。具體而言，在任年齡(Age)是以任職當(dāng)年年份減去局長(zhǎng)出生年份進(jìn)行衡量。性別變量(Sex)則以虛擬變量的形式進(jìn)行體現(xiàn)，局長(zhǎng)為男性則賦值為1，否則賦值為0。受教育程度(Education)是根據(jù)官員任職時(shí)的學(xué)歷進(jìn)行賦值，本科及以下學(xué)歷賦值為0，碩士研究生學(xué)歷賦值為1，博士研究生學(xué)歷賦值為2。任職時(shí)間(Tenure)是局長(zhǎng)在同一省市同一職位上從開始任職到最終離開的年數(shù)。由于局長(zhǎng)的上任時(shí)間和離任時(shí)間通常發(fā)生于某一年的某一月份，本文采用既有相關(guān)文獻(xiàn)的處理方式(陳剛和李樹，2013)，倘若局長(zhǎng)在某一年的前半年(1～6 月)上任，則將這一年作為其上任開始年份；如果局長(zhǎng)在某一年的后半年(7～12 月)上任，則從下一年開始計(jì)算其任職時(shí)間。同理，倘若局長(zhǎng)在一年中的前半段離任，則將前一年作為其任職結(jié)束年份；如果局長(zhǎng)在一年中的后半段歷任，則將這一年納入其任職時(shí)間。資產(chǎn)規(guī)模(Asset)以銀行總資產(chǎn)的對(duì)數(shù)值衡量，盈利能力(ROA)以銀行總資產(chǎn)的收益率衡量，貸款規(guī)模(Loan)以銀行總資產(chǎn)中貸款所占比重來衡量，宏觀經(jīng)濟(jì)環(huán)境(GDP)則以城市商業(yè)銀行注冊(cè)地的GDP 同比增速進(jìn)行衡量。

此外，異地交流的銀監(jiān)局局長(zhǎng)對(duì)銀行風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)行為的影響，還嚴(yán)重依賴于局長(zhǎng)在其流入地的任職時(shí)間。理論上，隨著交流局長(zhǎng)在本地任職年限的延長(zhǎng)，其被商業(yè)銀行和地方政府俘獲的概率將會(huì)逐步增大，圍繞交流官員的監(jiān)管俘獲網(wǎng)絡(luò)將逐步形成，相應(yīng)的商業(yè)銀行風(fēng)險(xiǎn)也將逐漸增加。因此，局長(zhǎng)異地交流對(duì)銀行監(jiān)管獨(dú)立性的提升效應(yīng)，可能只具有水平效應(yīng)而不具有長(zhǎng)期效應(yīng)，即局長(zhǎng)異地交流的風(fēng)險(xiǎn)抑制效應(yīng)將會(huì)最終隨著局長(zhǎng)在流入地任職時(shí)間的延長(zhǎng)而弱化。我們?cè)谀Ｐ?1)的基礎(chǔ)上加入了銀監(jiān)局局長(zhǎng)異地交流(Exchange)與其在流入地任職時(shí)間(Tenure)的交互項(xiàng)得到模型(2)。當(dāng)被解釋變量是Z-Score 時(shí)，我們預(yù)期交互項(xiàng)的估計(jì)系數(shù)顯著為負(fù)向；當(dāng)被解釋變量是LPR時(shí)，我們預(yù)期顯著為正向。需要說明的是，由于銀行的風(fēng)險(xiǎn)行為與其特征變量及其注冊(cè)地的宏觀經(jīng)濟(jì)環(huán)境之間有可能存在聯(lián)立內(nèi)生性問題，所以我們?cè)诰唧w回歸中采用的是商業(yè)銀行特征及其注冊(cè)地宏觀經(jīng)濟(jì)環(huán)境的滯后一期變量。

（三）數(shù)據(jù)來源說明

我們所使用的數(shù)據(jù)主要包括商業(yè)銀行層面的數(shù)據(jù)和銀監(jiān)局局長(zhǎng)異地交流數(shù)據(jù)兩個(gè)部分。由于四大國(guó)有銀行和股份制商業(yè)銀行在省市層面的詳細(xì)數(shù)據(jù)不可得，而各地區(qū)農(nóng)村商業(yè)銀行的相關(guān)數(shù)據(jù)在樣本期間缺失較為嚴(yán)重，我們最終采用的是2003—2015年全國(guó)121 家城市商業(yè)銀行的非平衡面板數(shù)據(jù)。城市商業(yè)銀行的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)來自Bankscope 數(shù)據(jù)庫(kù)和各城市商業(yè)銀行年報(bào)。此外，銀監(jiān)局局長(zhǎng)異地交流數(shù)據(jù)是作者手工收集整理的，通過銀監(jiān)會(huì)年報(bào)和其他網(wǎng)絡(luò)渠道跟蹤和匯總了每一位銀監(jiān)局局長(zhǎng)的個(gè)人信息和任職經(jīng)歷，將之整理成一個(gè)相對(duì)完善的局長(zhǎng)簡(jiǎn)歷數(shù)據(jù)庫(kù)，其中任職經(jīng)歷包括上一個(gè)工作地、此前工作地、本地任職年限、任職后去向等信息。由于深圳目前沒有本市設(shè)立的城市商業(yè)銀行，而海南省和西藏自治區(qū)的城市商業(yè)銀行則設(shè)立較晚，所以我們的銀監(jiān)局局長(zhǎng)交流樣本是除了海南和西藏之外的中國(guó)大陸29 個(gè)省級(jí)行政區(qū)及除了深圳之外的其他4 個(gè)計(jì)劃單列市。本文主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)請(qǐng)見附錄2。

四、回歸結(jié)果及分析

（一）基準(zhǔn)回歸結(jié)果

我們首先對(duì)模型(1)進(jìn)行回歸分析，以檢驗(yàn)第一個(gè)理論假說。為了規(guī)避銀行異質(zhì)性對(duì)其風(fēng)險(xiǎn)行為的影響，本文所有回歸均是銀行層面的固定效應(yīng)模型。表1 給出了銀監(jiān)局局長(zhǎng)異地交流對(duì)商業(yè)銀行風(fēng)險(xiǎn)行為的基本回歸結(jié)果。回歸(1)僅放入反映局長(zhǎng)交流效應(yīng)的二維虛擬變量，結(jié)果顯示局長(zhǎng)交流效應(yīng)的系數(shù)顯著為正向，這表明局長(zhǎng)異地交流能夠顯著提高Z 值；在此基礎(chǔ)上，回歸(2)加入了主要的控制變量，結(jié)果顯示局長(zhǎng)交流效應(yīng)的系數(shù)仍然顯著為正向，因此局長(zhǎng)異地交流對(duì)銀行經(jīng)營(yíng)風(fēng)險(xiǎn)具有顯著的抑制效應(yīng)。與之相似，回歸(4)僅放入了反映局長(zhǎng)交流效應(yīng)的二維虛擬變量，結(jié)果顯示局長(zhǎng)異地交流能夠顯著降低貸款撥備率；在此基礎(chǔ)上，回歸(5)加入了主要的控制變量，結(jié)果仍然顯示局長(zhǎng)異地交流對(duì)銀行信用風(fēng)險(xiǎn)具有顯著的抑制效應(yīng)。這就基本驗(yàn)證了本文的第一個(gè)理論假說，即銀監(jiān)局局長(zhǎng)的異地交流能有效降低監(jiān)管俘獲的程度，提高銀行監(jiān)管的獨(dú)立性程度，進(jìn)而有利于商業(yè)銀行風(fēng)險(xiǎn)的防范和化解。

表1 基準(zhǔn)回歸結(jié)果

理論上，銀監(jiān)局局長(zhǎng)交流對(duì)商業(yè)銀行風(fēng)險(xiǎn)的抑制效應(yīng)依賴于其在流入地的任職時(shí)間。為此，我們基于模型(2)進(jìn)行回歸分析，以檢驗(yàn)第二個(gè)理論假說。在回歸(2)和回歸(5)的基礎(chǔ)上，回歸(3)和回歸(6)分別加入了局長(zhǎng)異地交流與其任職時(shí)間的交互項(xiàng)，兩個(gè)回歸結(jié)果均顯示局長(zhǎng)任職時(shí)間的延長(zhǎng)將會(huì)逐漸削弱局長(zhǎng)異地交流的風(fēng)險(xiǎn)抑制效應(yīng)，這就基本驗(yàn)證了本文的第二個(gè)理論假說。具體而言，隨著交流局長(zhǎng)在本地任職時(shí)間的延長(zhǎng)，其被商業(yè)銀行和地方政府俘獲的概率將會(huì)逐步增大，相應(yīng)的商業(yè)銀行風(fēng)險(xiǎn)也將逐漸增加，因而局長(zhǎng)異地交流對(duì)銀行監(jiān)管獨(dú)立性程度的提升只是具有水平效應(yīng)而無長(zhǎng)期效應(yīng)，即局長(zhǎng)異地交流對(duì)商業(yè)銀行風(fēng)險(xiǎn)的影響也會(huì)隨著銀監(jiān)局長(zhǎng)在流入地任職時(shí)間的延長(zhǎng)而趨弱。這一方面說明本文以局長(zhǎng)異地交流來刻畫和捕捉銀行監(jiān)管獨(dú)立性程度提升的相關(guān)信息是合理的；另一方面，也反映出單一的干部異地交流制度尚不足以成為防止銀行監(jiān)管俘獲和化解商業(yè)銀行風(fēng)險(xiǎn)的充分的制度保障，還需要金融協(xié)同監(jiān)管、經(jīng)費(fèi)保障制度等其他監(jiān)管制度改革的配合，以進(jìn)一步保障銀行監(jiān)管的獨(dú)立性。

控制變量的回歸結(jié)果顯示，銀監(jiān)局局長(zhǎng)的任職期限雖然能夠顯著降低銀行經(jīng)營(yíng)風(fēng)險(xiǎn)，但對(duì)銀行信用風(fēng)險(xiǎn)的影響效應(yīng)并不顯著；局長(zhǎng)的性別無論是對(duì)經(jīng)營(yíng)風(fēng)險(xiǎn)還是對(duì)信用風(fēng)險(xiǎn)均沒有產(chǎn)生顯著的影響效應(yīng)；局長(zhǎng)的學(xué)歷對(duì)銀行經(jīng)營(yíng)風(fēng)險(xiǎn)和信用風(fēng)險(xiǎn)均具有顯著的提高作用，這意味著學(xué)歷高的銀監(jiān)局局長(zhǎng)反而導(dǎo)致轄區(qū)內(nèi)的商業(yè)銀行風(fēng)險(xiǎn)更高，這可能是因?yàn)槭芙逃潭仍礁叩你y監(jiān)局局長(zhǎng)往往在銀行監(jiān)管的實(shí)踐經(jīng)驗(yàn)上存在某些不足，也可能是因?yàn)楸疚牡木珠L(zhǎng)學(xué)歷數(shù)據(jù)沒有對(duì)在職和全職的研究生學(xué)歷進(jìn)行區(qū)分而影響了估計(jì)結(jié)果；局長(zhǎng)的年齡不僅顯著提高了銀行經(jīng)營(yíng)風(fēng)險(xiǎn)，而且顯著提高了銀行信用風(fēng)險(xiǎn)，這可能是因?yàn)槟挲g越大的局長(zhǎng)感覺晉升無望而放松了銀行監(jiān)管，甚至為了將來能到商業(yè)銀行或當(dāng)?shù)卣\職而放松了監(jiān)督管理。此外，資產(chǎn)規(guī)模、盈利能力、貸款規(guī)模等銀行個(gè)體特征均能顯著降低銀行經(jīng)營(yíng)風(fēng)險(xiǎn)和信用風(fēng)險(xiǎn)，而商業(yè)銀行注冊(cè)地的GDP 增長(zhǎng)率對(duì)其經(jīng)營(yíng)風(fēng)險(xiǎn)和信用風(fēng)險(xiǎn)雖具有正向影響，但僅有后者通過顯著性檢驗(yàn)。

（二）平行趨勢(shì)檢驗(yàn)

使用雙重差分模型的一個(gè)重要前提是對(duì)照組銀行和處理組銀行的風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)行為必須滿足事前平行趨勢(shì)假設(shè)。此外，基于模型(1)得到的基準(zhǔn)回歸結(jié)果，僅能捕捉銀監(jiān)局局長(zhǎng)異地交流對(duì)商業(yè)銀行風(fēng)險(xiǎn)行為的平均影響效應(yīng)，卻未能反映這一影響效應(yīng)是否存在時(shí)滯性，以及是否具有持續(xù)性等動(dòng)態(tài)特征。為此，本文借鑒Xu(2017)的事件分析法，在模型(1)的基礎(chǔ)上加入了局長(zhǎng)異地交流的前項(xiàng)虛擬變量和后項(xiàng)虛擬變量得到模型(3)由于樣本期間銀監(jiān)局長(zhǎng)的平均任職年限是3.5 年，所以本文將局長(zhǎng)異地交流的前項(xiàng)期限和后項(xiàng)期限均設(shè)置為4 年。根據(jù)計(jì)量模型(3)，如果對(duì)照組銀行和處理組銀行在局長(zhǎng)異地交流之前有著相似的風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)行為，那么前項(xiàng)虛擬變量的估計(jì)系數(shù) 將都不顯著，即其置信區(qū)間將圍繞坐標(biāo)圖的0 軸上下波動(dòng)。。由于 Exchange表示某省市i 的銀監(jiān)局局長(zhǎng)在某年份t 是否由異地交流而來，那么 Exchange表示第m 期的前項(xiàng)虛擬變量，其用于檢驗(yàn)局長(zhǎng)異地交流之前的效應(yīng)并以此驗(yàn)證事前平行趨勢(shì)假設(shè)；E xchange表示第n 期的后項(xiàng)虛擬變量，其用于識(shí)別局長(zhǎng)異地交流之后的影響來考察局長(zhǎng)交流的動(dòng)態(tài)效應(yīng)。

圖1(被解釋變量是銀行經(jīng)營(yíng)風(fēng)險(xiǎn))和圖2(被解釋變量是銀行信用風(fēng)險(xiǎn))，展示了模型(3)的前項(xiàng)虛擬變量和后項(xiàng)虛擬變量的估計(jì)值及其95%置信區(qū)間?？梢园l(fā)現(xiàn)，對(duì)照組銀行和處理組銀行的風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)行為在銀監(jiān)局局長(zhǎng)異地交流之前都不存在顯著差異，這說明本文的雙重差分模型設(shè)置是滿足事前平行趨勢(shì)假設(shè)的。還可發(fā)現(xiàn)，銀監(jiān)局局長(zhǎng)的異地交流對(duì)處理組銀行經(jīng)營(yíng)風(fēng)險(xiǎn)和信用風(fēng)險(xiǎn)的動(dòng)態(tài)效應(yīng)，在影響程度上均呈現(xiàn)出先上升后下降的變化特征。具體而言，局長(zhǎng)異地交流的風(fēng)險(xiǎn)抑制效應(yīng)在交流當(dāng)年雖有影響但不顯著，交流后的第二年開始產(chǎn)生顯著影響并在第三年其影響力達(dá)到最大，交流后的第四年仍有顯著影響但在第五年其影響已不再顯著。這表明，局長(zhǎng)異地交流對(duì)商業(yè)銀行風(fēng)險(xiǎn)的抑制效應(yīng)存在一年左右的政策時(shí)滯，而且隨著任職時(shí)間的延長(zhǎng)呈現(xiàn)先上升后下降的“倒U 型”趨勢(shì)，這進(jìn)一步驗(yàn)證了本文的第二個(gè)理論假說。

圖1 銀監(jiān)局局長(zhǎng)異地交流對(duì)商業(yè)銀行經(jīng)營(yíng)風(fēng)險(xiǎn)(Z-Score)的事件分析法估計(jì)結(jié)果

圖2 銀監(jiān)局局長(zhǎng)異地交流對(duì)商業(yè)銀行信用風(fēng)險(xiǎn)(LPR)的事件分析法估計(jì)結(jié)果

（三）替代性假說的排除

以上回歸結(jié)果也可能同時(shí)存在兩個(gè)其他的替代性假說，這些替代性假說的存在將嚴(yán)重干擾本文的研究結(jié)論。對(duì)此，我們需要對(duì)這些替代性假說進(jìn)行相關(guān)檢驗(yàn)并予以排除。第一個(gè)替代性假說是，可能某些遺漏變量同時(shí)影響銀監(jiān)局局長(zhǎng)的異地交流和商業(yè)銀行的風(fēng)險(xiǎn)行為，使得本文的研究結(jié)論與監(jiān)管俘獲或監(jiān)管獨(dú)立性之間并無多大的關(guān)聯(lián)。例如，盡管我們的統(tǒng)計(jì)表明銀監(jiān)局局長(zhǎng)交流的主要目的是提高銀行監(jiān)管的獨(dú)立性程度，但我們并不能排除以培養(yǎng)干部為目的的交流。如果培養(yǎng)干部的最終目的是提拔，銀監(jiān)會(huì)則可能傾向于將局長(zhǎng)交流到金融發(fā)展良好的省市，而這些地區(qū)的商業(yè)銀行風(fēng)險(xiǎn)通常相對(duì)較小，即金融發(fā)展水平同時(shí)導(dǎo)致了局長(zhǎng)異地交流和商業(yè)銀行低風(fēng)險(xiǎn)，因而我們的基準(zhǔn)回歸結(jié)果可能僅僅是一個(gè)巧合。為了檢驗(yàn)這一替代性假說，我們通過對(duì)各省市的不良貸款率均值進(jìn)行排序，從原樣本中剔除了不良貸款率最低的五個(gè)省市。

第二個(gè)替代性假說是，交流而來的銀監(jiān)局局長(zhǎng)能力更強(qiáng)，導(dǎo)致了轄區(qū)商業(yè)銀行風(fēng)險(xiǎn)相對(duì)更低，這說明那些注冊(cè)地沒有發(fā)生由交流局長(zhǎng)任職的商業(yè)銀行風(fēng)險(xiǎn)更高，并不是因?yàn)榉墙涣骶珠L(zhǎng)更加容易被商業(yè)銀行或地方政府“俘獲”，而僅僅是因?yàn)樗麄兊墓ぷ髂芰Σ蛔?。因此，我們的基?zhǔn)回歸結(jié)果可能與銀行監(jiān)管俘獲或監(jiān)管獨(dú)立性沒有關(guān)系。我們通過兩種方式檢驗(yàn)這一替代性假說：首先，考慮到能力越強(qiáng)的銀監(jiān)局局長(zhǎng)獲得晉升的概率越大，我們將所有獲得晉升的銀監(jiān)局局長(zhǎng)所對(duì)應(yīng)的商業(yè)銀行樣本進(jìn)行了刪除，研究樣本中僅有北京和上海兩地的銀監(jiān)局局長(zhǎng)獲得了晉升，故從原樣本中剔除了北京和上海這兩個(gè)直轄市；其次，一些文獻(xiàn)顯示，在同級(jí)別的官員中，初次任職年齡越低的官員，其工作能力通常越強(qiáng)，因而初次擔(dān)任銀監(jiān)局局長(zhǎng)的年齡可以在一定程度上度量能力的差異，為此我們?cè)谟?jì)量模型中加入了初次擔(dān)任銀監(jiān)局局長(zhǎng)的年齡(age1)。

表2 給出了以上兩個(gè)替代性假說的估計(jì)結(jié)果。第一個(gè)回歸和第二個(gè)回歸是將不良貸款率最低的五個(gè)省市從原樣本中剔除之后，第三個(gè)和第四個(gè)回歸則是將北京和上海兩個(gè)直轄市從原樣本中剔除以后而分別重新基于模型(1)對(duì)銀行經(jīng)營(yíng)風(fēng)險(xiǎn)和信用風(fēng)險(xiǎn)得到的估計(jì)結(jié)果，可以發(fā)現(xiàn)局長(zhǎng)交流效應(yīng)的系數(shù)與基準(zhǔn)回歸相比沒有出現(xiàn)明顯的變化，這說明地區(qū)金融稟賦和局長(zhǎng)工作能力對(duì)本文的基本結(jié)論影響很小。第五個(gè)和第六個(gè)回歸是控制初次擔(dān)任銀監(jiān)局局長(zhǎng)的年齡之后，分別重新基于模型(1)得到的估計(jì)結(jié)果，可以發(fā)現(xiàn)初次擔(dān)任銀監(jiān)局局長(zhǎng)的年齡與商業(yè)銀行Z 值之間顯著負(fù)相關(guān)，而與銀行貸款撥備率之間顯著正相關(guān)，這說明初次擔(dān)任銀監(jiān)局局長(zhǎng)的年齡越低，則其轄區(qū)內(nèi)的商業(yè)銀行風(fēng)險(xiǎn)越低，即能力越強(qiáng)的銀監(jiān)局局長(zhǎng)轄區(qū)內(nèi)的商業(yè)銀行風(fēng)險(xiǎn)越低；重要的是，在控制銀監(jiān)局局長(zhǎng)能力之后，我們發(fā)現(xiàn)局長(zhǎng)異地交流仍然顯著降低了銀行經(jīng)營(yíng)風(fēng)險(xiǎn)和信用風(fēng)險(xiǎn)，這進(jìn)一步說明監(jiān)管獨(dú)立性程度提升是商業(yè)銀行風(fēng)險(xiǎn)降低的一個(gè)主要解釋。

表2 替代性假說的排除

（四）局長(zhǎng)交流的異質(zhì)性

前文的分析已經(jīng)驗(yàn)證了局長(zhǎng)異地交流確實(shí)能夠顯著抑制流入地的商業(yè)銀行風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)行為，那么不同類型的銀監(jiān)局局長(zhǎng)交流會(huì)使他們對(duì)商業(yè)銀行的風(fēng)險(xiǎn)抑制效應(yīng)有所不同嗎？在理論上，由于在溝通銀監(jiān)會(huì)與省級(jí)銀監(jiān)局之間的信息交流以及在復(fù)制和推廣成功的監(jiān)管經(jīng)驗(yàn)等方面存在諸多差異，銀監(jiān)局局長(zhǎng)的平行交流和垂直交流可能具有不一樣的風(fēng)險(xiǎn)抑制效應(yīng)。具體而言，一方面，局長(zhǎng)垂直交流有利于促進(jìn)銀監(jiān)會(huì)上下級(jí)機(jī)構(gòu)之間的信息溝通，幫助銀監(jiān)會(huì)獲取省級(jí)銀監(jiān)局的更多真實(shí)信息，從而更有力地保障中央政策意圖在地方層面的貫徹執(zhí)行；另一方面，與垂直交流局長(zhǎng)相比，平行交流局長(zhǎng)可能具有更為豐富和成熟的風(fēng)險(xiǎn)管控經(jīng)驗(yàn)，即平行交流局長(zhǎng)可能比垂直交流局長(zhǎng)具有更為顯著的銀行風(fēng)險(xiǎn)抑制效應(yīng)(Huang，2002)。

為了檢驗(yàn)銀監(jiān)局局長(zhǎng)的平行交流和垂直交流是否具有不一樣的風(fēng)險(xiǎn)抑制效應(yīng)，我們將計(jì)量模型(1)中的局長(zhǎng)交流變量分拆為局長(zhǎng)的水平交流變量(Level)和垂直交流變量(Vertical)。表3 給出了局長(zhǎng)交流異質(zhì)性的影響效應(yīng)。其回歸結(jié)果顯示，局長(zhǎng)平行交流和垂直交流的經(jīng)營(yíng)風(fēng)險(xiǎn)抑制效應(yīng)均顯著為正向而僅在影響程度上有所差異，這可能是因?yàn)槠叫薪涣骶珠L(zhǎng)并不具有優(yōu)于垂直交流局長(zhǎng)的風(fēng)險(xiǎn)管控經(jīng)驗(yàn)，且銀監(jiān)會(huì)目前可能也尚未有通過“空降”官員到地方任職以加強(qiáng)當(dāng)?shù)劂y行風(fēng)險(xiǎn)管控的政策意圖；另一方面，只有局長(zhǎng)垂直交流對(duì)銀行信用風(fēng)險(xiǎn)具有顯著的抑制效應(yīng)，而局長(zhǎng)水平交流的信用風(fēng)險(xiǎn)抑制效應(yīng)并不顯著，這表明局長(zhǎng)平行交流和垂直交流對(duì)商業(yè)銀行信用風(fēng)險(xiǎn)的影響效應(yīng)是存在某些差異的，可能是因?yàn)榇怪苯涣骶珠L(zhǎng)在銀監(jiān)會(huì)上下級(jí)機(jī)構(gòu)之間的信息溝通上具有更為便捷的優(yōu)勢(shì)，能夠更好地貫徹執(zhí)行上級(jí)機(jī)構(gòu)的政策意圖。

表3 銀監(jiān)局局長(zhǎng)交流的異質(zhì)性

（五）商業(yè)銀行的異質(zhì)性

越來越多的城市商業(yè)銀行通過異地新設(shè)分支機(jī)構(gòu)或跨區(qū)持股其他銀行等方式實(shí)施跨區(qū)經(jīng)營(yíng)，以期通過機(jī)構(gòu)擴(kuò)張實(shí)現(xiàn)規(guī)模經(jīng)濟(jì)、范圍經(jīng)濟(jì)及共同保險(xiǎn)效應(yīng)；與此同時(shí)，聯(lián)合重組或公開上市也正在成為城市商業(yè)銀行改善經(jīng)營(yíng)業(yè)績(jī)、提高管理水平及強(qiáng)化抗風(fēng)險(xiǎn)能力的重要途徑。由于城商行在公開上市與跨地區(qū)經(jīng)營(yíng)等方面均存在明顯差異，因而銀監(jiān)局局長(zhǎng)的異地交流對(duì)商業(yè)銀行風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)的影響效應(yīng)可能存在異質(zhì)性。為此，本文參照Cai 等(2016)的模型設(shè)定，在模型(1)的基礎(chǔ)上進(jìn)一步構(gòu)建三重差分模型(4)對(duì)銀行異質(zhì)性進(jìn)行識(shí)別檢驗(yàn)。其中，Heteroge 依次表示城商行是否跨區(qū)經(jīng)營(yíng)與是否公開上市等兩個(gè)指標(biāo)，、和分別表示銀行時(shí)間固定效應(yīng)、銀行省份固定效應(yīng)及省份時(shí)間固定效應(yīng)，其他變量設(shè)置與模型(1)保持一致。即三重差分模型以城市商業(yè)銀行沒有跨區(qū)經(jīng)營(yíng)(或沒有公開上市)為基準(zhǔn)，在全樣本回歸中引入了商業(yè)銀行跨區(qū)經(jīng)營(yíng)虛擬變量與銀監(jiān)局局長(zhǎng)異地交流虛擬變量的交互項(xiàng)Exchange × Heteroge (或商業(yè)銀行公開上市虛擬變量與銀監(jiān)局長(zhǎng)異地交流虛擬變量的交互項(xiàng))。

表4 給出了城市商業(yè)銀行異質(zhì)性的影響效應(yīng)。

表4 城市商業(yè)銀行的異質(zhì)性

其前兩列是對(duì)城商行跨區(qū)經(jīng)營(yíng)與否的回歸結(jié)果，可以發(fā)現(xiàn)無論城市商業(yè)銀行是否進(jìn)行跨地區(qū)經(jīng)營(yíng)，銀監(jiān)局局長(zhǎng)異地交流對(duì)銀行經(jīng)營(yíng)風(fēng)險(xiǎn)(Z-Score)和信用風(fēng)險(xiǎn)(LPR)均具有顯著的抑制效應(yīng)，而局長(zhǎng)異地交流的銀行風(fēng)險(xiǎn)抑制效應(yīng)對(duì)于沒有跨地區(qū)經(jīng)營(yíng)的城市商業(yè)銀行而言影響程度相對(duì)更大。這可能是因?yàn)橹挥羞_(dá)到風(fēng)險(xiǎn)評(píng)級(jí)水準(zhǔn)和滿足各項(xiàng)監(jiān)管要求的城市商業(yè)銀行才會(huì)被當(dāng)?shù)劂y監(jiān)局允許跨地區(qū)經(jīng)營(yíng)，而且城商行跨地區(qū)經(jīng)營(yíng)也能有效分散投資風(fēng)險(xiǎn)、優(yōu)化收入結(jié)構(gòu)及降低不良貸款率。其后兩列是對(duì)城市商業(yè)銀行公開上市與否的回歸結(jié)果，可以發(fā)現(xiàn)無論銀行是否已經(jīng)公開上市，銀監(jiān)局局長(zhǎng)異地交流對(duì)其經(jīng)營(yíng)風(fēng)險(xiǎn)和信用風(fēng)險(xiǎn)均具有顯著的抑制效應(yīng)，但是銀監(jiān)局局長(zhǎng)交流的風(fēng)險(xiǎn)抑制效應(yīng)對(duì)于沒有公開上市的城市商業(yè)銀行而言影響程度相對(duì)更大。這可能是因?yàn)樯鲜秀y行的公司治理機(jī)制和資本補(bǔ)充渠道相比非上市銀行而言更為完善，同時(shí)上市銀行受到的市場(chǎng)監(jiān)督壓力也比非上市銀行更大，故而上市銀行在應(yīng)對(duì)監(jiān)管當(dāng)局壓力時(shí)的處境和反應(yīng)可能會(huì)異于非上市銀行。

（六）影響途徑檢驗(yàn)

既然局長(zhǎng)異地交流具有顯著的銀行風(fēng)險(xiǎn)抑制效應(yīng)，那么銀監(jiān)局局長(zhǎng)交流是通過什么途徑影響了商業(yè)銀行風(fēng)險(xiǎn)呢？

首先，我們參考張健華和王鵬(2012)的研究思路，計(jì)量檢驗(yàn)了局長(zhǎng)異地交流對(duì)商業(yè)銀行Z 值的三個(gè)組成部分(即資產(chǎn)收益率、資本充足率及資產(chǎn)收益率的標(biāo)準(zhǔn)差)的影響效應(yīng)，借此探討局長(zhǎng)交流影響銀行經(jīng)營(yíng)風(fēng)險(xiǎn)的作用途徑。表5 的前三個(gè)回歸分別顯示了局長(zhǎng)異地交流對(duì)資產(chǎn)收益率(ROA)、資本充足率(CAR)及資產(chǎn)收益率標(biāo)準(zhǔn)差((ROA))的影響效應(yīng)，結(jié)果顯示局長(zhǎng)異地交流對(duì)銀行資本充足率和資產(chǎn)收益率標(biāo)準(zhǔn)差均有顯著影響，而對(duì)銀行資產(chǎn)收益率則沒有顯著影響。這表明，局長(zhǎng)異地交流對(duì)銀行經(jīng)營(yíng)風(fēng)險(xiǎn)的抑制效應(yīng)主要來源于促進(jìn)了銀行資本充足率的提高，而非其資產(chǎn)收益率的提高。需要說明的是，表5 計(jì)量回歸的被解釋變量與基準(zhǔn)回歸模型相比發(fā)生了較大改變，我們對(duì)其控制變量也進(jìn)行了相應(yīng)的調(diào)整，即將基準(zhǔn)回歸模型中的銀行盈利能力更換成了銀行凈利息收益率。

表5 影響途徑檢驗(yàn)

其次，我們探討局長(zhǎng)異地交流影響銀行信用風(fēng)險(xiǎn)的可能作用途徑。根據(jù)銀監(jiān)會(huì)于2006 年頒布實(shí)施的《商業(yè)銀行風(fēng)險(xiǎn)監(jiān)管核心指標(biāo)(試行)》，銀監(jiān)局局長(zhǎng)可能會(huì)通過提高商業(yè)銀行的資本充足率(CAR)和貸款損失計(jì)提撥備及推動(dòng)不良貸款核銷等措施來降低商業(yè)銀行的信用風(fēng)險(xiǎn)。大量的財(cái)經(jīng)報(bào)道也顯示，銀監(jiān)局局長(zhǎng)在對(duì)轄區(qū)信用風(fēng)險(xiǎn)進(jìn)行監(jiān)控時(shí)重點(diǎn)關(guān)注壓縮不良貸款規(guī)模和降低不良貸款率。表5 的后三個(gè)回歸分別顯示了局長(zhǎng)異地交流對(duì)銀行不良貸款規(guī)模(NLS)、撥備覆蓋率(PCR)及存貸款比例(DLR)的影響效應(yīng)，結(jié)果顯示局長(zhǎng)異地交流對(duì)銀行不良貸款規(guī)模和存貸款比例均具有顯著影響，而對(duì)銀行撥備覆蓋率則沒有顯著影響。這表明，局長(zhǎng)異地交流對(duì)銀行信用風(fēng)險(xiǎn)的抑制效應(yīng)主要來源于資本充足率的提高、不良貸款規(guī)模的減少及存貸款比例的提高，而非撥備覆蓋率的提高?？傮w而言，銀監(jiān)局局長(zhǎng)的異地交流主要是通過促使銀行資本充足率的提高來抑制銀行風(fēng)險(xiǎn)行為的。

五、穩(wěn)健性檢驗(yàn)

（一）安慰劑檢驗(yàn)

本文通過人為地改變局長(zhǎng)交流上任的年份來構(gòu)造一種安慰劑檢驗(yàn)，以進(jìn)一步考察局長(zhǎng)交流效應(yīng)的穩(wěn)健性。需要說明的是，人為地提前局長(zhǎng)交流上任年份，實(shí)際上捕捉的是前一任局長(zhǎng)的影響效應(yīng)，同時(shí)考慮到樣本期間局長(zhǎng)的任期普遍較短，因此本文僅將局長(zhǎng)交流上任的年份人為地推后1～3 期，進(jìn)而根據(jù)模型(1)再次進(jìn)行回歸分析。如果局長(zhǎng)異地交流引起的監(jiān)管獨(dú)立性程度提升確實(shí)是商業(yè)銀行風(fēng)險(xiǎn)降低的一個(gè)主要解釋，那么局長(zhǎng)交流效應(yīng)的估計(jì)系數(shù)在安慰劑檢驗(yàn)的回歸結(jié)果中就應(yīng)該是不顯著的。本文附錄3 表7 的第一個(gè)回歸和第二個(gè)回歸匯報(bào)了安慰劑檢驗(yàn)的估計(jì)結(jié)果，可以發(fā)現(xiàn)人為地推后局長(zhǎng)交流上任的年份之后，局長(zhǎng)異地交流對(duì)銀行經(jīng)營(yíng)風(fēng)險(xiǎn)和信用風(fēng)險(xiǎn)的估計(jì)系數(shù)均是不顯著的，這表明局長(zhǎng)交流的風(fēng)險(xiǎn)抑制效應(yīng)在一定時(shí)期內(nèi)是相當(dāng)穩(wěn)健的。

（二）更換被解釋變量

在前文的回歸結(jié)果中，我們均將商業(yè)銀行Z 值作為其經(jīng)營(yíng)風(fēng)險(xiǎn)的測(cè)度指標(biāo)。由銀行Z 值的計(jì)算公式可知，資產(chǎn)收益率的波動(dòng)率與Z 值是兩個(gè)相互關(guān)聯(lián)的指標(biāo)，前者衡量了Z 值中的風(fēng)險(xiǎn)因素，可以認(rèn)為資產(chǎn)收益率的波動(dòng)率是一個(gè)更純的經(jīng)營(yíng)風(fēng)險(xiǎn)指標(biāo)。我們使用資產(chǎn)收益率的標(biāo)準(zhǔn)差代替銀行Z 值作為經(jīng)營(yíng)風(fēng)險(xiǎn)的測(cè)度指標(biāo)，對(duì)局長(zhǎng)交流的經(jīng)營(yíng)風(fēng)險(xiǎn)抑制效應(yīng)進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)，估計(jì)結(jié)果詳見本文附錄3 表7 的第三個(gè)回歸，可以發(fā)現(xiàn)局長(zhǎng)異地交流對(duì)銀行經(jīng)營(yíng)風(fēng)險(xiǎn)仍然具有顯著的抑制效應(yīng)。此外，我們以不良貸款率(即不良貸款/貸款總額，NPL)作為銀行信用風(fēng)險(xiǎn)的代理變量，對(duì)局長(zhǎng)交流的信用風(fēng)險(xiǎn)抑制效應(yīng)進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)，估計(jì)結(jié)果見本文附錄3 表7 的第四個(gè)回歸，可以發(fā)現(xiàn)局長(zhǎng)異地交流對(duì)銀行信用風(fēng)險(xiǎn)仍然具有顯著的抑制效應(yīng)。

（三）弱內(nèi)生性樣本的檢驗(yàn)

根據(jù)任職時(shí)間可將交流局長(zhǎng)分為兩類情況：第一類是在任時(shí)間小于三年的銀監(jiān)局局長(zhǎng)，這可能是由于局長(zhǎng)任職不合格而被撤職，也可能是由于快速獲得晉升而導(dǎo)致的，這類交流局長(zhǎng)存在著較為嚴(yán)重的內(nèi)生性；第二類是在任時(shí)間達(dá)到三年及以上且已經(jīng)達(dá)到退休年齡或仍然在任的銀監(jiān)局局長(zhǎng)，這類交流局長(zhǎng)的內(nèi)生性相對(duì)較弱。本文附錄3表8 的第一個(gè)回歸和第二個(gè)回歸給出了采用弱內(nèi)生性樣本的估計(jì)結(jié)果，從中可以發(fā)現(xiàn)，局長(zhǎng)異地交流對(duì)商業(yè)銀行Z 值具有顯著的正向影響，而對(duì)商業(yè)銀行貸款撥備率則具有顯著的負(fù)向影響，這表明局長(zhǎng)異地交流對(duì)銀行經(jīng)營(yíng)風(fēng)險(xiǎn)和信用風(fēng)險(xiǎn)均具有顯著的抑制效應(yīng)。因此，本文的主要結(jié)論不受樣本選擇的影響。

（四）剔除可能發(fā)生合謀的樣本

一些銀監(jiān)局局長(zhǎng)離任之后，會(huì)繼續(xù)進(jìn)入政府部門任職，或者在商業(yè)銀行和工商企業(yè)任職。這種“政企轉(zhuǎn)換的旋轉(zhuǎn)門機(jī)制”(Revolving Door)極易導(dǎo)致監(jiān)管機(jī)構(gòu)被利益集團(tuán)“俘獲”，因此需要引起我們的特別關(guān)注。發(fā)生“旋轉(zhuǎn)門”現(xiàn)象的這些局長(zhǎng)可能是因?yàn)樵诰珠L(zhǎng)任上存在著討好地方政府或利益集團(tuán)的行為，從而為他們離任之后進(jìn)入政府部門或商業(yè)銀行任職打下了基礎(chǔ)。為此，我們從研究樣本中剔除掉這些發(fā)生“旋轉(zhuǎn)門”現(xiàn)象的銀監(jiān)局局長(zhǎng)，并基于模型(1)重新進(jìn)行回歸分析。本文附錄3 表8 的第三個(gè)回歸和第四個(gè)回歸給出了剔除可能發(fā)生合謀樣本之后的估計(jì)結(jié)果，從中可以發(fā)現(xiàn)，局長(zhǎng)異地交流對(duì)銀行經(jīng)營(yíng)風(fēng)險(xiǎn)和信用風(fēng)險(xiǎn)仍然具有顯著的抑制效應(yīng)。

（五）控制銀行業(yè)監(jiān)管強(qiáng)度

基準(zhǔn)回歸以銀監(jiān)局局長(zhǎng)的異地交流作為刻畫銀行監(jiān)管獨(dú)立性程度提升的一次準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)，并采用DID 方法評(píng)估了銀行監(jiān)管獨(dú)立性程度提升對(duì)商業(yè)銀行風(fēng)險(xiǎn)水平的影響效應(yīng)，但是監(jiān)管獨(dú)立性的風(fēng)險(xiǎn)抑制效應(yīng)顯然會(huì)受到中國(guó)銀行業(yè)監(jiān)管實(shí)施強(qiáng)度的影響。為此，我們?cè)谀Ｐ?1)的基礎(chǔ)上引入了銀行監(jiān)管強(qiáng)度(Regulation)及其與局長(zhǎng)異地交流的交互項(xiàng)(Exchange×Regulation)進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)，其中銀行監(jiān)管強(qiáng)度采用中國(guó)銀監(jiān)會(huì)在各年年報(bào)中發(fā)布監(jiān)管公文的頻率進(jìn)行衡量。本文附錄3 表9 的第一個(gè)回歸和第二個(gè)回歸給出了控制銀行監(jiān)管強(qiáng)度之后的估計(jì)結(jié)果，可以發(fā)現(xiàn)銀行監(jiān)管強(qiáng)度的提高不僅自身具有顯著的風(fēng)險(xiǎn)抑制效應(yīng)，而且可以強(qiáng)化局長(zhǎng)異地交流的風(fēng)險(xiǎn)抑制效應(yīng)；更重要的是，在控制銀行監(jiān)管強(qiáng)度之后，局長(zhǎng)異地交流的風(fēng)險(xiǎn)抑制效應(yīng)仍然非常顯著。

（六）加入農(nóng)村商業(yè)銀行

農(nóng)村商業(yè)銀行也是地方性商業(yè)銀行的重要組成部分，銀監(jiān)局局長(zhǎng)的異地交流也會(huì)同時(shí)影響到農(nóng)村商業(yè)銀行的風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)行為，因而有必要在研究樣本中加入農(nóng)村商業(yè)銀行。與城市商業(yè)銀行相比，農(nóng)村商業(yè)銀行起步較晚、規(guī)模較小且數(shù)量眾多，但是其相關(guān)數(shù)據(jù)在樣本期間存在較為嚴(yán)重的缺失問題。對(duì)此，我們最終在原有研究樣本中僅增加了17 家農(nóng)村商業(yè)銀行的非平衡面板數(shù)據(jù)。這種情況在既有相關(guān)文獻(xiàn)中也普遍存在，如Zhang 等(2018)在研究不良貸款、道德風(fēng)險(xiǎn)與中國(guó)銀行業(yè)監(jiān)管制度時(shí)也僅在研究樣本中納入了11 家農(nóng)村商業(yè)銀行。本文附錄3 表9 的第三個(gè)回歸和第四個(gè)回歸給出了包括農(nóng)村商業(yè)銀行樣本之后的估計(jì)結(jié)果，從中可以發(fā)現(xiàn)，銀監(jiān)局局長(zhǎng)的異地交流對(duì)區(qū)域性商業(yè)銀行的經(jīng)營(yíng)風(fēng)險(xiǎn)和信用風(fēng)險(xiǎn)仍然具有顯著的抑制效應(yīng)。

六、結(jié)論及啟示

銀行風(fēng)險(xiǎn)的有效管控既依賴于銀行內(nèi)部治理水平的逐步提高，又仰仗于銀行外部監(jiān)管環(huán)境的不斷改善。經(jīng)過三十多年的漸進(jìn)式改革，中國(guó)銀行業(yè)監(jiān)管體制在不斷規(guī)范和逐步完善，銀監(jiān)機(jī)構(gòu)也采取各種措施不斷加強(qiáng)監(jiān)管力度，以期及時(shí)防范和化解銀行業(yè)風(fēng)險(xiǎn)。理論上，銀監(jiān)機(jī)構(gòu)業(yè)務(wù)運(yùn)作的獨(dú)立性是實(shí)現(xiàn)有效銀行監(jiān)管的必要條件，但現(xiàn)實(shí)中銀監(jiān)機(jī)構(gòu)有其自身的利益訴求，一方面商業(yè)銀行為了謀取壟斷利益會(huì)具有俘獲銀監(jiān)機(jī)構(gòu)的強(qiáng)烈動(dòng)機(jī)，另一方面地方官員在財(cái)政分權(quán)和晉升激勵(lì)體制下會(huì)具有干預(yù)銀監(jiān)機(jī)構(gòu)的強(qiáng)烈動(dòng)機(jī)，顯然一個(gè)受到俘獲的銀監(jiān)機(jī)構(gòu)將會(huì)嚴(yán)重影響其進(jìn)行銀行監(jiān)管的有效性。本文討論并評(píng)估了銀行監(jiān)管獨(dú)立性在中國(guó)銀行業(yè)風(fēng)險(xiǎn)管控中的重要作用，首先從理論上分析了銀監(jiān)局局長(zhǎng)異地交流對(duì)商業(yè)銀行風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)的影響效應(yīng)，然后對(duì)局長(zhǎng)異地交流的風(fēng)險(xiǎn)抑制效應(yīng)進(jìn)行了實(shí)證檢驗(yàn)。

具體而言，本文以各省市銀監(jiān)局局長(zhǎng)的異地交流作為刻畫銀行監(jiān)管獨(dú)立性程度提升的一次準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)，基于2003—2015 年全國(guó)121 家城市商業(yè)銀行的非平衡面板數(shù)據(jù)，采用雙重差分方法評(píng)估了銀行監(jiān)管獨(dú)立性，提升對(duì)商業(yè)銀行風(fēng)險(xiǎn)行為的影響效應(yīng)。我們發(fā)現(xiàn)，局長(zhǎng)異地交流能夠有效抑制監(jiān)管俘獲的可能性、提高銀行監(jiān)管的獨(dú)立性程度，對(duì)商業(yè)銀行風(fēng)險(xiǎn)具有顯著的抑制效應(yīng)；局長(zhǎng)異地交流的銀行風(fēng)險(xiǎn)抑制效應(yīng)存在一年左右的政策時(shí)滯，而且隨著其任職時(shí)間的延長(zhǎng)呈現(xiàn)先上升后下降的“倒U 型”趨勢(shì)；局長(zhǎng)平行交流和垂直交流對(duì)銀行經(jīng)營(yíng)風(fēng)險(xiǎn)的抑制效應(yīng)均顯著為正，而對(duì)銀行信用風(fēng)險(xiǎn)的抑制效應(yīng)僅在局長(zhǎng)垂直交流時(shí)顯著；局長(zhǎng)異地交流的銀行風(fēng)險(xiǎn)抑制效應(yīng)對(duì)于沒有跨區(qū)經(jīng)營(yíng)或沒有公開上市的商業(yè)銀行而言影響程度相對(duì)更大；局長(zhǎng)交流對(duì)銀行經(jīng)營(yíng)風(fēng)險(xiǎn)的抑制效應(yīng)主要來源于資本充足率的提高，而對(duì)信用風(fēng)險(xiǎn)的抑制效應(yīng)則主要來源于資本充足率的提高和不良貸款規(guī)模的縮??；銀行監(jiān)管強(qiáng)度的提高不僅自身具有顯著的風(fēng)險(xiǎn)抑制效應(yīng)，而且可以強(qiáng)化局長(zhǎng)異地交流的風(fēng)險(xiǎn)抑制效應(yīng)。此外，局長(zhǎng)的學(xué)歷和年齡等個(gè)人特征也不同程度地影響了銀行的風(fēng)險(xiǎn)行為。穩(wěn)健性檢驗(yàn)表明本文研究結(jié)論是可靠的。

本文的政策啟示是非常直觀的。首先，由于銀監(jiān)局局長(zhǎng)的異地交流能夠有效抑制監(jiān)管俘獲的可能性，在一定程度上可以提高銀行監(jiān)管的獨(dú)立性程度，對(duì)商業(yè)銀行風(fēng)險(xiǎn)具有顯著的抑制效應(yīng)，所以應(yīng)該繼續(xù)加強(qiáng)銀監(jiān)系統(tǒng)干部在地區(qū)之間的輪換與交流。其次，由于銀監(jiān)局局長(zhǎng)異地交流的銀行風(fēng)險(xiǎn)抑制效應(yīng)將會(huì)最終隨著其在流入地任職時(shí)間的延長(zhǎng)而弱化，這就需要對(duì)銀監(jiān)干部任期設(shè)定一個(gè)上限。從銀監(jiān)局局長(zhǎng)交流動(dòng)態(tài)效應(yīng)的估計(jì)結(jié)果來看，四年應(yīng)該作為銀監(jiān)局局長(zhǎng)任期的上限，一旦超過這一上限就應(yīng)對(duì)銀監(jiān)局局長(zhǎng)再次進(jìn)行異地交流。最后，由于銀監(jiān)局局長(zhǎng)異地交流對(duì)銀行監(jiān)管獨(dú)立性程度的提升效應(yīng)只具有水平效應(yīng)而不具有長(zhǎng)期效應(yīng)，這反映出單一的干部異地交流制度尚不足以成為防止銀行監(jiān)管俘獲和化解商業(yè)銀行風(fēng)險(xiǎn)的充分制度保障，而是還需要問責(zé)機(jī)制建立、高級(jí)監(jiān)管人員聘免等其他監(jiān)管制度改革的配合，才能進(jìn)一步增強(qiáng)和保障銀行監(jiān)管的獨(dú)立性。