劉玉海 趙 鵬 張 麗

一、引 言

市場化改革和金融產(chǎn)品創(chuàng)新在推動商業(yè)銀行快速發(fā)展的同時，也給商業(yè)銀行自身和整個金融系統(tǒng)帶來了較大的潛在風險。由于商業(yè)銀行本身的特殊性及其在現(xiàn)代市場經(jīng)濟中的重要地位，銀行監(jiān)管機構(gòu)可以代表中小儲戶和金融消費者的利益，采取相應(yīng)監(jiān)管政策對商業(yè)銀行的業(yè)務(wù)活動進行監(jiān)督管理，從而降低商業(yè)銀行的風險水平和維持金融系統(tǒng)的穩(wěn)健運行(Acharya，2009)。然而，市場失靈并非實施銀行監(jiān)管的充分條件，在信息不對稱和法律制度不完善的情況下，銀行監(jiān)管機構(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)管失靈將會帶來更加嚴重的福利損失(Boyer 和Ponce，2012)。因此，銀行監(jiān)管機構(gòu)能否有效抑制商業(yè)銀行風險依賴于監(jiān)管的獨立性。經(jīng)過四十多年的漸進式改革，中國銀行業(yè)監(jiān)管體制在不斷規(guī)范和完善，但是在財政分權(quán)和晉升激勵體制下，“為增長而競爭”的地方官員具有干預(yù)銀行信貸的強烈動機，因而銀行監(jiān)管機構(gòu)在一定程度上受到利益集團的監(jiān)管俘獲也是一個不爭的事實(錢先航等，2011)。在此背景下，中國銀行業(yè)監(jiān)管機構(gòu)能否有效防范商業(yè)銀行風險就成為一個具有重要政策含義的研究課題。

已有很多文獻從監(jiān)管環(huán)境、監(jiān)管質(zhì)量及監(jiān)管強度等視角對銀行監(jiān)管機構(gòu)的風險影響效應(yīng)進行了有意義的研究。例如，Barth 等(2013)基于對各國監(jiān)管當局的實際問卷調(diào)查，研究了監(jiān)管當局所處的外部環(huán)境對商業(yè)銀行風險承擔及其經(jīng)營效率的影響；Williams(2017)采用政府有效性、官員腐敗程度、政治自由程度等指標作為監(jiān)管質(zhì)量的代理變量，評估了亞洲各國金融監(jiān)管質(zhì)量對商業(yè)銀行風險承擔的影響程度；潘敏和魏海瑞(2015)從事前發(fā)布公文、事中現(xiàn)場審查和事后違規(guī)懲戒的監(jiān)管流程角度，實證檢驗了銀行監(jiān)管強度提升對中國商業(yè)銀行風險承擔的抑制效應(yīng)。然而，監(jiān)管的獨立性是銀行監(jiān)管有效發(fā)揮作用的前提條件，一個嚴重受到行政干預(yù)和行業(yè)俘獲的監(jiān)管機構(gòu)是無法實現(xiàn)監(jiān)管的預(yù)期目標的。Quintyn 和Taylor(2003)最早對銀行監(jiān)管獨立性及其金融穩(wěn)定效應(yīng)進行了定性研究；后續(xù)有一些文獻在其基礎(chǔ)上利用世界銀行的監(jiān)管調(diào)查數(shù)據(jù)，實證檢驗了監(jiān)管獨立性對銀行體系穩(wěn)健性的影響效應(yīng)(Masciandaro 等，2016)。目前，還鮮有文獻對國內(nèi)銀行監(jiān)管獨立性的風險影響效應(yīng)進行研究，一個主要的障礙在于很難度量一國內(nèi)部的監(jiān)管獨立性(Veltrop 和Haan，2014)。

本文以中國各省市銀監(jiān)局局長的異地交流作為刻畫銀行監(jiān)管獨立性程度提升的一次準自然實驗，并采用雙重差分方法評估銀行監(jiān)管獨立性程度提升對商業(yè)銀行風險水平的影響效應(yīng)。本文可能在以下三個方面做出了邊際貢獻。第一，在現(xiàn)有研究銀行監(jiān)管獨立性的文獻中，如何合理地量化一國內(nèi)部的監(jiān)管獨立性一直是一個難題，量化指標選擇的差異往往使得既有文獻的研究結(jié)論不一致且缺乏穩(wěn)健性。本文以銀監(jiān)局局長異地交流作為刻畫監(jiān)管獨立性程度提升的準自然實驗，合理回避了指標選擇的困難，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)管機構(gòu)行為的文獻中，普遍將銀行監(jiān)管機構(gòu)看作一個抽象的整體，本文則將監(jiān)管機構(gòu)行為推進到作為實質(zhì)個體的監(jiān)管官員層面。這是因為監(jiān)管機構(gòu)所表現(xiàn)出來的各種行為本質(zhì)上是監(jiān)管官員動機的直接體現(xiàn)，而監(jiān)管官員的個體特征在晉升激勵制度下可能會對其行為選擇產(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)濟增長效應(yīng)，而本文研究的是“單務(wù)型”銀監(jiān)局局長交流的風險抑制效應(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。

本文第二部分是實驗背景與理論假說，第三部分是研究設(shè)計與數(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，最后是結(jié)論及啟示。

二、實驗背景與理論假說

（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，因而真正意義上的中國金融業(yè)監(jiān)管應(yīng)該是從1984 年中國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點，本文將中國銀行業(yè)監(jiān)管的發(fā)展進程劃分為三個階段：第一階段是1984—1998 年，以中國人民銀行專門行使中央銀行職能為起始標志；第二階段是1998—2003 年，以國有商業(yè)銀行實行垂直化管理和中國人民銀行跨省設(shè)置大區(qū)分行為起始標志；第三階段是2003 年至今，以中國銀行業(yè)監(jiān)督管理委員會成立為起始標志。

第一階段，分別設(shè)置四大國有專業(yè)銀行，剝離原有的商業(yè)銀行經(jīng)營活動，使中國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，分業(yè)監(jiān)管”的需要，證券期貨市場和商業(yè)保險市場的監(jiān)管相繼從中國人民銀行剝離，分別由新成立的證監(jiān)會和保監(jiān)會負責執(zhí)行，而銀行業(yè)市場的監(jiān)管仍然由中國人民銀行負責。在財政分權(quán)和行政晉升激勵體制下，地方官員之間為了轄區(qū)經(jīng)濟增長而展開激烈競爭，因此會有強烈動機干預(yù)商業(yè)銀行的信貸決策。由于這一時期國有銀行實行“條塊管理，以塊為主”的管理體制，使得地方政府對國有銀行的地方分行具有較強的控制力，能夠直接影響地方分行的信貸資源配置(謝平和陸磊，2003)。地方政府對商業(yè)銀行和其他金融機構(gòu)的過多行政干預(yù)，導(dǎo)致這一時期中國人民銀行不能嚴格依法履行銀行監(jiān)管職能，造成這一時期各類商業(yè)銀行的不良貸款過多和經(jīng)營風險過高。

第二階段，通過國有商業(yè)銀行的垂直化管理改革和中國人民銀行的跨省設(shè)置大區(qū)分行改革，以期減少地方政府對國有商業(yè)銀行和金融監(jiān)管機構(gòu)的行政干預(yù)。具體而言，為了有效實施貨幣政策和切實加強銀行監(jiān)管，中央政府批轉(zhuǎn)了《中國人民銀行省級機構(gòu)改革實施方案》，決定撤銷中國人民銀行的各省級分行，而代之以在全國設(shè)置九個跨省大區(qū)分行。與此同時，各大型國有銀行實行垂直化管理成為獨立法人，其分支機構(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)減少了地方政府對銀行監(jiān)管機構(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)，而分稅制改革的實施也加大了地方政府對地方商業(yè)銀行信貸行為的干預(yù)和影響。

第三階段，設(shè)立中國銀行業(yè)監(jiān)督管理委員會，專門負責對全國銀行業(yè)金融機構(gòu)及其業(yè)務(wù)活動進行監(jiān)督管理，以期防范和化解銀行業(yè)金融風險，保護存款人和金融消費者的合法權(quán)益。銀監(jiān)會的獨立設(shè)置標志著中國金融業(yè)“一行三會”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)，中國銀監(jiān)會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)在機構(gòu)設(shè)置、人員編制、經(jīng)費預(yù)算、干部職務(wù)等方面采取下管一級的原則，中國銀監(jiān)會直接任命各省銀監(jiān)局的正局長和副局長；不僅如此，銀行監(jiān)管系統(tǒng)還是一個相對封閉的內(nèi)部勞動力市場，銀監(jiān)機構(gòu)的領(lǐng)導(dǎo)干部極少從銀監(jiān)系統(tǒng)外調(diào)入，基本都是從下一級別的干部中甄選，這種“向上負責”的模式使得銀監(jiān)系統(tǒng)較少受到地方政府的干預(yù)。

（二）準自然實驗：銀監(jiān)局局長的異地交流

銀監(jiān)會的獨立設(shè)置在理論上能夠切實加強銀行業(yè)監(jiān)管，從而在一定程度上降低商業(yè)銀行風險，但是商業(yè)銀行為了謀取壟斷利益會具有俘獲銀監(jiān)機構(gòu)的強烈動機(Baker，2010)。具體而言，作為被監(jiān)管者的商業(yè)銀行，一方面可能會為了對自己的違規(guī)行為尋求監(jiān)管庇護而進行主動行賄，另一方面則可能會為了開展新業(yè)務(wù)而不得不承受監(jiān)管當局的設(shè)租盤剝(謝平和陸磊，2003)。此外，在“為增長而競爭”的晉升錦標賽模式下，作為推動轄區(qū)經(jīng)濟增長的重要資源，地方官員會有強烈動機干預(yù)商業(yè)銀行的信貸決策，這一方面會導(dǎo)致商業(yè)銀行不良貸款的累積(譚勁松等，2012)，另一方面則會引發(fā)地方官員對銀行監(jiān)管機構(gòu)的行政干預(yù)(金智和賴黎，2014)。因此，銀監(jiān)會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)會各級派出機構(gòu)的工作場所在現(xiàn)實中依然位于某個地方，其必然會受到國土、交通、水電等地方職能部門的影響，因而銀監(jiān)機構(gòu)很難免受地方政府的行政俘獲。

正是因為意識到監(jiān)管俘獲所導(dǎo)致的監(jiān)管失靈問題，銀監(jiān)會自2005 年開始在全國范圍內(nèi)實施銀監(jiān)干部的異地交流制度，主要目的是希望以此增強銀行監(jiān)管獨立性，并以此保證監(jiān)管公正和提高監(jiān)管水平。例如，銀監(jiān)會頒布了《銀監(jiān)會干部交流工作暫行辦法》《關(guān)于加強銀監(jiān)會干部交流工作的意見》等一系列文件，明確規(guī)定新任省級銀監(jiān)局局長原則上都應(yīng)由異地交流產(chǎn)生，在同一單位工作滿四年的市級銀監(jiān)分局局長原則上應(yīng)進行異地任職交流。準確評估銀監(jiān)干部異地交流對其流入地商業(yè)銀行風險承擔行為的凈影響效應(yīng)，就是要比較該流入地商業(yè)銀行在干部交流前后的風險承擔行為差異。省級銀監(jiān)局局長的較大規(guī)模異地交流，一方面會導(dǎo)致流入地的商業(yè)銀行風險在銀監(jiān)局局長交流前后的差異，另一方面又會導(dǎo)致有交流局長和沒有交流局長的地區(qū)之間在同一時點上商業(yè)銀行風險的差異。以上兩方面的差異為我們利用雙重差分方法評估局長異地交流引起的銀行監(jiān)管獨立性變化效應(yīng)創(chuàng)造了良好的準自然實驗。

（三）理論假說：局長交流與銀行風險

銀監(jiān)局局長的異地交流可以通過降低監(jiān)管俘獲程度、強化職業(yè)晉升激勵、增強監(jiān)管綜合能力等途徑實現(xiàn)銀行監(jiān)管獨立性程度的提升。具體而言，第一，銀監(jiān)機構(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)局局長在同一地區(qū)任期過長而被俘獲的可能性，從而增強銀行監(jiān)管的獨立性；第二，銀監(jiān)局局長之間在職業(yè)晉升上存在著錦標賽競爭，異地交流可以將銀監(jiān)局局長的個人努力與其他隨機因素對轄區(qū)監(jiān)管績效的影響效應(yīng)有效分離開來(陳剛和李樹，2013)，因而會強化銀監(jiān)局局長之間的職業(yè)晉升激勵；第三，局長異地交流不僅促進了監(jiān)管官員之間在職業(yè)技能上的相互學(xué)習，而且通過在不同地區(qū)的任職經(jīng)歷增強了監(jiān)管官員化解突發(fā)性和復(fù)雜性金融風險的能力，這顯然有助于提高銀行監(jiān)管的有效性。作為銀監(jiān)會下派到地方進行銀行監(jiān)管的負責人，銀監(jiān)局局長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)管績效指標，依照相關(guān)法規(guī)對屬地商業(yè)銀行進行監(jiān)管。銀行監(jiān)管獨立性程度的提升將會使屬地商業(yè)銀行面臨更強的風險監(jiān)管，此時商業(yè)銀行要么選擇追加資本金額或提高盈利水平，要么選擇減少風險資產(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現(xiàn)(張琳和廉永輝，2015)。因此銀行監(jiān)管獨立性程度的提升將會促使商業(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險水平?？偠灾?，銀監(jiān)局局長異地交流有助于提升銀行監(jiān)管的獨立性程度，而銀行監(jiān)管獨立性程度的提升將會促使商業(yè)銀行通過相應(yīng)途徑來降低其風險水平?；谝陨戏治?，我們提出本文第一個有待檢驗的研究假說。

假說1：銀監(jiān)局局長的異地交流有利于抑制商業(yè)銀行的風險行為。

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

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

三、研究設(shè)計與數(shù)據(jù)來源

（一）銀行風險測度

現(xiàn)有相關(guān)文獻對于商業(yè)銀行風險的測度主要包括市場風險、經(jīng)營風險及信用風險。其中，衡量商業(yè)銀行市場風險的常用指標是股票價格及其收益率的波動(Fiordelisi和Mare，2014；譚政勛等，2016)，但是由于截至2020 年8 月中國僅有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)銀行的市場風險。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)營風險的首選指標(Altunbas等，2011)，但是由于中國尚缺乏商業(yè)銀行的違約數(shù)據(jù)庫，而且經(jīng)驗預(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商業(yè)銀行的經(jīng)營風險；從實證上而言，衡量商業(yè)銀行經(jīng)營風險的常用指標是Z 值(Z-Score)和資產(chǎn)收益率的波動率(Laeven 和Levine，2009；Lepetit 和Strobel，2015)。Z 值的具體計算如下式所示，其中mROA 表示資產(chǎn)收益率的移動平均值，mCAR 表示資本充足率的移動平均值，( ROA)是以標準差形式表示的資產(chǎn)收益率的波動率。從中可以發(fā)現(xiàn)，Z 值和資產(chǎn)收益率的波動率是兩個密切關(guān)聯(lián)的指標，后者衡量了Z 值中的風險因素(汪莉，2017)。

Z 值是一個統(tǒng)籌考慮了商業(yè)銀行的經(jīng)營穩(wěn)定性、盈利能力及其財務(wù)杠桿狀況的綜合指標，能更全面地衡量商業(yè)銀行經(jīng)營過程中所面臨的破產(chǎn)風險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)營風險，并將資產(chǎn)收益率的波動率作為輔助穩(wěn)健性指標。由上述分析可知，Z 值越大，資產(chǎn)收益率的波動率越小，則表示銀行經(jīng)營風險越低。從樣本數(shù)據(jù)的可得性出發(fā)，我們采用3 年期的滾動數(shù)據(jù)來計算Z 值。比如，某商業(yè)銀行的數(shù)據(jù)年份是2003—2015年，計算Z 值的年份分別為2003—2005 年、2004—2006 年……2013—2015 年，共11個年份跨度。在每個年份跨度內(nèi)，分別計算資產(chǎn)收益率的移動平均值、資本充足率的移動平均值及資產(chǎn)收益率的標準差。需要說明的是，由于Z 值本身偏度較高，同時也為了與其他的銀行風險測度指標在回歸系數(shù)解讀中保持一致，參考 Laeven 和Levine(2009)的做法，我們在回歸分析中對Z 值進行了對數(shù)化處理。

長期以來，我國商業(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)，因此信用風險是商業(yè)銀行需要重點關(guān)注的風險。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，其反映了商業(yè)銀行存在違約風險的貸款占比，但是由于貸款五級分類操作空間較大，而且很多城市商業(yè)銀行還進行了大規(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，即貸款損失準備計提與貸款總額之比)是商業(yè)銀行對其自身信貸風險的預(yù)期承擔，更加具有前瞻性和主動性。綜合多方面因素的考慮，本文選取貸款撥備率(LPR)作為銀行信用風險的衡量指標，并將不良貸款率(NPL)作為輔助穩(wěn)健性指標。貸款撥備率和不良貸款率的數(shù)值越大，則表示銀行信用風險越高。

（二）計量模型設(shè)定

雖然可以通過比較局長交流前后兩個時期的商業(yè)銀行風險差異來評價局長交流的風險抑制效應(yīng)，但是資產(chǎn)規(guī)模、盈利能力、宏觀環(huán)境等諸多因素也會影響商業(yè)銀行的風險承擔，因此忽略這些影響因素而將局長交流前后銀行風險差異完全歸結(jié)于銀監(jiān)局局長交流顯然是不準確的。由于在同一年份有些省市的銀監(jiān)局局長是交流而來的，另一些省市的銀監(jiān)局局長則是本地晉升的，因而理論上我們可以通過雙重差分模型(DID)來估計銀監(jiān)局局長交流對商業(yè)銀行風險行為的凈影響效應(yīng)，但考慮到局長異地交流在時間上是不斷變化的而沒有統(tǒng)一的時間節(jié)點，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i 是省市、j 是銀行、t 是年份，表示隨機擾動項；Risk 是商業(yè)銀行的經(jīng)營風險(Z-Score)或信用風險(LPR)；Exchange表示銀監(jiān)局局長異地交流的二維虛擬變量，即當某省市某年份的銀監(jiān)局局長是交流而來的，則賦值為1，否則賦值0，顯然其作用等價于標準DID 模型中的交互項；是銀行固定效應(yīng)，是時間固定效應(yīng)，是省份時間固定效應(yīng)，這等價于控制了處理組虛擬變量和處置前后時間虛擬變量(范子英和田彬彬，2016)。因此，估計的就是雙重差分模型的結(jié)果，其度量了銀監(jiān)局局長交流對商業(yè)銀行風險的凈影響效應(yīng)；亦即，如果銀監(jiān)局局長異地交流制度能顯著提升銀行監(jiān)管獨立性程度，導(dǎo)致商業(yè)銀行風險水平降低，則預(yù)期顯著為正向(經(jīng)營風險Z-Score)或顯著為負向(信用風險LPR)。

X 是影響商業(yè)銀行風險承擔的控制變量，包括在任年齡、性別、教育背景、任職時間等局長個人特征變量，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)銀行注冊地的宏觀經(jīng)濟環(huán)境。具體而言，在任年齡(Age)是以任職當年年份減去局長出生年份進行衡量。性別變量(Sex)則以虛擬變量的形式進行體現(xiàn)，局長為男性則賦值為1，否則賦值為0。受教育程度(Education)是根據(jù)官員任職時的學(xué)歷進行賦值，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。任職時間(Tenure)是局長在同一省市同一職位上從開始任職到最終離開的年數(shù)。由于局長的上任時間和離任時間通常發(fā)生于某一年的某一月份，本文采用既有相關(guān)文獻的處理方式(陳剛和李樹，2013)，倘若局長在某一年的前半年(1～6 月)上任，則將這一年作為其上任開始年份；如果局長在某一年的后半年(7～12 月)上任，則從下一年開始計算其任職時間。同理，倘若局長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；如果局長在一年中的后半段歷任，則將這一年納入其任職時間。資產(chǎn)規(guī)模(Asset)以銀行總資產(chǎn)的對數(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)濟環(huán)境(GDP)則以城市商業(yè)銀行注冊地的GDP 同比增速進行衡量。

此外，異地交流的銀監(jiān)局局長對銀行風險承擔行為的影響，還嚴重依賴于局長在其流入地的任職時間。理論上，隨著交流局長在本地任職年限的延長，其被商業(yè)銀行和地方政府俘獲的概率將會逐步增大，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)銀行風險也將逐漸增加。因此，局長異地交流對銀行監(jiān)管獨立性的提升效應(yīng)，可能只具有水平效應(yīng)而不具有長期效應(yīng)，即局長異地交流的風險抑制效應(yīng)將會最終隨著局長在流入地任職時間的延長而弱化。我們在模型(1)的基礎(chǔ)上加入了銀監(jiān)局局長異地交流(Exchange)與其在流入地任職時間(Tenure)的交互項得到模型(2)。當被解釋變量是Z-Score 時，我們預(yù)期交互項的估計系數(shù)顯著為負向；當被解釋變量是LPR時，我們預(yù)期顯著為正向。需要說明的是，由于銀行的風險行為與其特征變量及其注冊地的宏觀經(jīng)濟環(huán)境之間有可能存在聯(lián)立內(nèi)生性問題，所以我們在具體回歸中采用的是商業(yè)銀行特征及其注冊地宏觀經(jīng)濟環(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)局局長異地交流數(shù)據(jù)兩個部分。由于四大國有銀行和股份制商業(yè)銀行在省市層面的詳細數(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重，我們最終采用的是2003—2015年全國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)計數(shù)據(jù)來自Bankscope 數(shù)據(jù)庫和各城市商業(yè)銀行年報。此外，銀監(jiān)局局長異地交流數(shù)據(jù)是作者手工收集整理的，通過銀監(jiān)會年報和其他網(wǎng)絡(luò)渠道跟蹤和匯總了每一位銀監(jiān)局局長的個人信息和任職經(jīng)歷，將之整理成一個相對完善的局長簡歷數(shù)據(jù)庫，其中任職經(jīng)歷包括上一個工作地、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)局局長交流樣本是除了海南和西藏之外的中國大陸29 個省級行政區(qū)及除了深圳之外的其他4 個計劃單列市。本文主要變量的描述性統(tǒng)計請見附錄2。

四、回歸結(jié)果及分析

（一）基準回歸結(jié)果

我們首先對模型(1)進行回歸分析，以檢驗第一個理論假說。為了規(guī)避銀行異質(zhì)性對其風險行為的影響，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)局局長異地交流對商業(yè)銀行風險行為的基本回歸結(jié)果?；貧w(1)僅放入反映局長交流效應(yīng)的二維虛擬變量，結(jié)果顯示局長交流效應(yīng)的系數(shù)顯著為正向，這表明局長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)果顯示局長交流效應(yīng)的系數(shù)仍然顯著為正向，因此局長異地交流對銀行經(jīng)營風險具有顯著的抑制效應(yīng)。與之相似，回歸(4)僅放入了反映局長交流效應(yīng)的二維虛擬變量，結(jié)果顯示局長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)果仍然顯示局長異地交流對銀行信用風險具有顯著的抑制效應(yīng)。這就基本驗證了本文的第一個理論假說，即銀監(jiān)局局長的異地交流能有效降低監(jiān)管俘獲的程度，提高銀行監(jiān)管的獨立性程度，進而有利于商業(yè)銀行風險的防范和化解。

表1 基準回歸結(jié)果

理論上，銀監(jiān)局局長交流對商業(yè)銀行風險的抑制效應(yīng)依賴于其在流入地的任職時間。為此，我們基于模型(2)進行回歸分析，以檢驗第二個理論假說。在回歸(2)和回歸(5)的基礎(chǔ)上，回歸(3)和回歸(6)分別加入了局長異地交流與其任職時間的交互項，兩個回歸結(jié)果均顯示局長任職時間的延長將會逐漸削弱局長異地交流的風險抑制效應(yīng)，這就基本驗證了本文的第二個理論假說。具體而言，隨著交流局長在本地任職時間的延長，其被商業(yè)銀行和地方政府俘獲的概率將會逐步增大，相應(yīng)的商業(yè)銀行風險也將逐漸增加，因而局長異地交流對銀行監(jiān)管獨立性程度的提升只是具有水平效應(yīng)而無長期效應(yīng)，即局長異地交流對商業(yè)銀行風險的影響也會隨著銀監(jiān)局長在流入地任職時間的延長而趨弱。這一方面說明本文以局長異地交流來刻畫和捕捉銀行監(jiān)管獨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)銀行風險的充分的制度保障，還需要金融協(xié)同監(jiān)管、經(jīng)費保障制度等其他監(jiān)管制度改革的配合，以進一步保障銀行監(jiān)管的獨立性。

控制變量的回歸結(jié)果顯示，銀監(jiān)局局長的任職期限雖然能夠顯著降低銀行經(jīng)營風險，但對銀行信用風險的影響效應(yīng)并不顯著；局長的性別無論是對經(jīng)營風險還是對信用風險均沒有產(chǎn)生顯著的影響效應(yīng)；局長的學(xué)歷對銀行經(jīng)營風險和信用風險均具有顯著的提高作用，這意味著學(xué)歷高的銀監(jiān)局局長反而導(dǎo)致轄區(qū)內(nèi)的商業(yè)銀行風險更高，這可能是因為受教育程度越高的銀監(jiān)局局長往往在銀行監(jiān)管的實踐經(jīng)驗上存在某些不足，也可能是因為本文的局長學(xué)歷數(shù)據(jù)沒有對在職和全職的研究生學(xué)歷進行區(qū)分而影響了估計結(jié)果；局長的年齡不僅顯著提高了銀行經(jīng)營風險，而且顯著提高了銀行信用風險，這可能是因為年齡越大的局長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?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)模等銀行個體特征均能顯著降低銀行經(jīng)營風險和信用風險，而商業(yè)銀行注冊地的GDP 增長率對其經(jīng)營風險和信用風險雖具有正向影響，但僅有后者通過顯著性檢驗。

（二）平行趨勢檢驗

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

圖1(被解釋變量是銀行經(jīng)營風險)和圖2(被解釋變量是銀行信用風險)，展示了模型(3)的前項虛擬變量和后項虛擬變量的估計值及其95%置信區(qū)間?？梢园l(fā)現(xiàn)，對照組銀行和處理組銀行的風險承擔行為在銀監(jiān)局局長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假設(shè)的。還可發(fā)現(xiàn)，銀監(jiān)局局長的異地交流對處理組銀行經(jīng)營風險和信用風險的動態(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，局長異地交流的風險抑制效應(yīng)在交流當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，局長異地交流對商業(yè)銀行風險的抑制效應(yīng)存在一年左右的政策時滯，而且隨著任職時間的延長呈現(xiàn)先上升后下降的“倒U 型”趨勢，這進一步驗證了本文的第二個理論假說。

圖1 銀監(jiān)局局長異地交流對商業(yè)銀行經(jīng)營風險(Z-Score)的事件分析法估計結(jié)果

圖2 銀監(jiān)局局長異地交流對商業(yè)銀行信用風險(LPR)的事件分析法估計結(jié)果

（三）替代性假說的排除

以上回歸結(jié)果也可能同時存在兩個其他的替代性假說，這些替代性假說的存在將嚴重干擾本文的研究結(jié)論。對此，我們需要對這些替代性假說進行相關(guān)檢驗并予以排除。第一個替代性假說是，可能某些遺漏變量同時影響銀監(jiān)局局長的異地交流和商業(yè)銀行的風險行為，使得本文的研究結(jié)論與監(jiān)管俘獲或監(jiān)管獨立性之間并無多大的關(guān)聯(lián)。例如，盡管我們的統(tǒng)計表明銀監(jiān)局局長交流的主要目的是提高銀行監(jiān)管的獨立性程度，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)會則可能傾向于將局長交流到金融發(fā)展良好的省市，而這些地區(qū)的商業(yè)銀行風險通常相對較小，即金融發(fā)展水平同時導(dǎo)致了局長異地交流和商業(yè)銀行低風險，因而我們的基準回歸結(jié)果可能僅僅是一個巧合。為了檢驗這一替代性假說，我們通過對各省市的不良貸款率均值進行排序，從原樣本中剔除了不良貸款率最低的五個省市。

第二個替代性假說是，交流而來的銀監(jiān)局局長能力更強，導(dǎo)致了轄區(qū)商業(yè)銀行風險相對更低，這說明那些注冊地沒有發(fā)生由交流局長任職的商業(yè)銀行風險更高，并不是因為非交流局長更加容易被商業(yè)銀行或地方政府“俘獲”，而僅僅是因為他們的工作能力不足。因此，我們的基準回歸結(jié)果可能與銀行監(jiān)管俘獲或監(jiān)管獨立性沒有關(guān)系。我們通過兩種方式檢驗這一替代性假說：首先，考慮到能力越強的銀監(jiān)局局長獲得晉升的概率越大，我們將所有獲得晉升的銀監(jiān)局局長所對應(yīng)的商業(yè)銀行樣本進行了刪除，研究樣本中僅有北京和上海兩地的銀監(jiān)局局長獲得了晉升，故從原樣本中剔除了北京和上海這兩個直轄市；其次，一些文獻顯示，在同級別的官員中，初次任職年齡越低的官員，其工作能力通常越強，因而初次擔任銀監(jiān)局局長的年齡可以在一定程度上度量能力的差異，為此我們在計量模型中加入了初次擔任銀監(jiān)局局長的年齡(age1)。

表2 給出了以上兩個替代性假說的估計結(jié)果。第一個回歸和第二個回歸是將不良貸款率最低的五個省市從原樣本中剔除之后，第三個和第四個回歸則是將北京和上海兩個直轄市從原樣本中剔除以后而分別重新基于模型(1)對銀行經(jīng)營風險和信用風險得到的估計結(jié)果，可以發(fā)現(xiàn)局長交流效應(yīng)的系數(shù)與基準回歸相比沒有出現(xiàn)明顯的變化，這說明地區(qū)金融稟賦和局長工作能力對本文的基本結(jié)論影響很小。第五個和第六個回歸是控制初次擔任銀監(jiān)局局長的年齡之后，分別重新基于模型(1)得到的估計結(jié)果，可以發(fā)現(xiàn)初次擔任銀監(jiān)局局長的年齡與商業(yè)銀行Z 值之間顯著負相關(guān)，而與銀行貸款撥備率之間顯著正相關(guān)，這說明初次擔任銀監(jiān)局局長的年齡越低，則其轄區(qū)內(nèi)的商業(yè)銀行風險越低，即能力越強的銀監(jiān)局局長轄區(qū)內(nèi)的商業(yè)銀行風險越低；重要的是，在控制銀監(jiān)局局長能力之后，我們發(fā)現(xiàn)局長異地交流仍然顯著降低了銀行經(jīng)營風險和信用風險，這進一步說明監(jiān)管獨立性程度提升是商業(yè)銀行風險降低的一個主要解釋。

表2 替代性假說的排除

（四）局長交流的異質(zhì)性

前文的分析已經(jīng)驗證了局長異地交流確實能夠顯著抑制流入地的商業(yè)銀行風險承擔行為，那么不同類型的銀監(jiān)局局長交流會使他們對商業(yè)銀行的風險抑制效應(yīng)有所不同嗎？在理論上，由于在溝通銀監(jiān)會與省級銀監(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)驗等方面存在諸多差異，銀監(jiān)局局長的平行交流和垂直交流可能具有不一樣的風險抑制效應(yīng)。具體而言，一方面，局長垂直交流有利于促進銀監(jiān)會上下級機構(gòu)之間的信息溝通，幫助銀監(jiān)會獲取省級銀監(jiān)局的更多真實信息，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，與垂直交流局長相比，平行交流局長可能具有更為豐富和成熟的風險管控經(jīng)驗，即平行交流局長可能比垂直交流局長具有更為顯著的銀行風險抑制效應(yīng)(Huang，2002)。

為了檢驗銀監(jiān)局局長的平行交流和垂直交流是否具有不一樣的風險抑制效應(yīng)，我們將計量模型(1)中的局長交流變量分拆為局長的水平交流變量(Level)和垂直交流變量(Vertical)。表3 給出了局長交流異質(zhì)性的影響效應(yīng)。其回歸結(jié)果顯示，局長平行交流和垂直交流的經(jīng)營風險抑制效應(yīng)均顯著為正向而僅在影響程度上有所差異，這可能是因為平行交流局長并不具有優(yōu)于垂直交流局長的風險管控經(jīng)驗，且銀監(jiān)會目前可能也尚未有通過“空降”官員到地方任職以加強當?shù)劂y行風險管控的政策意圖；另一方面，只有局長垂直交流對銀行信用風險具有顯著的抑制效應(yīng)，而局長水平交流的信用風險抑制效應(yīng)并不顯著，這表明局長平行交流和垂直交流對商業(yè)銀行信用風險的影響效應(yīng)是存在某些差異的，可能是因為垂直交流局長在銀監(jiān)會上下級機構(gòu)之間的信息溝通上具有更為便捷的優(yōu)勢，能夠更好地貫徹執(zhí)行上級機構(gòu)的政策意圖。

表3 銀監(jiān)局局長交流的異質(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)分支機構(gòu)或跨區(qū)持股其他銀行等方式實施跨區(qū)經(jīng)營，以期通過機構(gòu)擴張實現(xiàn)規(guī)模經(jīng)濟、范圍經(jīng)濟及共同保險效應(yīng)；與此同時，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)營業(yè)績、提高管理水平及強化抗風險能力的重要途徑。由于城商行在公開上市與跨地區(qū)經(jīng)營等方面均存在明顯差異，因而銀監(jiān)局局長的異地交流對商業(yè)銀行風險承擔的影響效應(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)上進一步構(gòu)建三重差分模型(4)對銀行異質(zhì)性進行識別檢驗。其中，Heteroge 依次表示城商行是否跨區(qū)經(jīng)營與是否公開上市等兩個指標，、和分別表示銀行時間固定效應(yīng)、銀行省份固定效應(yīng)及省份時間固定效應(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(或沒有公開上市)為基準，在全樣本回歸中引入了商業(yè)銀行跨區(qū)經(jīng)營虛擬變量與銀監(jiān)局局長異地交流虛擬變量的交互項Exchange × Heteroge (或商業(yè)銀行公開上市虛擬變量與銀監(jiān)局長異地交流虛擬變量的交互項)。

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

其前兩列是對城商行跨區(qū)經(jīng)營與否的回歸結(jié)果，可以發(fā)現(xiàn)無論城市商業(yè)銀行是否進行跨地區(qū)經(jīng)營，銀監(jiān)局局長異地交流對銀行經(jīng)營風險(Z-Score)和信用風險(LPR)均具有顯著的抑制效應(yīng)，而局長異地交流的銀行風險抑制效應(yīng)對于沒有跨地區(qū)經(jīng)營的城市商業(yè)銀行而言影響程度相對更大。這可能是因為只有達到風險評級水準和滿足各項監(jiān)管要求的城市商業(yè)銀行才會被當?shù)劂y監(jiān)局允許跨地區(qū)經(jīng)營，而且城商行跨地區(qū)經(jīng)營也能有效分散投資風險、優(yōu)化收入結(jié)構(gòu)及降低不良貸款率。其后兩列是對城市商業(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)局局長異地交流對其經(jīng)營風險和信用風險均具有顯著的抑制效應(yīng)，但是銀監(jiān)局局長交流的風險抑制效應(yīng)對于沒有公開上市的城市商業(yè)銀行而言影響程度相對更大。這可能是因為上市銀行的公司治理機制和資本補充渠道相比非上市銀行而言更為完善，同時上市銀行受到的市場監(jiān)督壓力也比非上市銀行更大，故而上市銀行在應(yīng)對監(jiān)管當局壓力時的處境和反應(yīng)可能會異于非上市銀行。

（六）影響途徑檢驗

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

首先，我們參考張健華和王鵬(2012)的研究思路，計量檢驗了局長異地交流對商業(yè)銀行Z 值的三個組成部分(即資產(chǎn)收益率、資本充足率及資產(chǎn)收益率的標準差)的影響效應(yīng)，借此探討局長交流影響銀行經(jīng)營風險的作用途徑。表5 的前三個回歸分別顯示了局長異地交流對資產(chǎn)收益率(ROA)、資本充足率(CAR)及資產(chǎn)收益率標準差((ROA))的影響效應(yīng)，結(jié)果顯示局長異地交流對銀行資本充足率和資產(chǎn)收益率標準差均有顯著影響，而對銀行資產(chǎn)收益率則沒有顯著影響。這表明，局長異地交流對銀行經(jīng)營風險的抑制效應(yīng)主要來源于促進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 計量回歸的被解釋變量與基準回歸模型相比發(fā)生了較大改變，我們對其控制變量也進行了相應(yīng)的調(diào)整，即將基準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

其次，我們探討局長異地交流影響銀行信用風險的可能作用途徑。根據(jù)銀監(jiān)會于2006 年頒布實施的《商業(yè)銀行風險監(jiān)管核心指標(試行)》，銀監(jiān)局局長可能會通過提高商業(yè)銀行的資本充足率(CAR)和貸款損失計提撥備及推動不良貸款核銷等措施來降低商業(yè)銀行的信用風險。大量的財經(jīng)報道也顯示，銀監(jiān)局局長在對轄區(qū)信用風險進行監(jiān)控時重點關(guān)注壓縮不良貸款規(guī)模和降低不良貸款率。表5 的后三個回歸分別顯示了局長異地交流對銀行不良貸款規(guī)模(NLS)、撥備覆蓋率(PCR)及存貸款比例(DLR)的影響效應(yīng)，結(jié)果顯示局長異地交流對銀行不良貸款規(guī)模和存貸款比例均具有顯著影響，而對銀行撥備覆蓋率則沒有顯著影響。這表明，局長異地交流對銀行信用風險的抑制效應(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險行為的。

五、穩(wěn)健性檢驗

（一）安慰劑檢驗

本文通過人為地改變局長交流上任的年份來構(gòu)造一種安慰劑檢驗，以進一步考察局長交流效應(yīng)的穩(wěn)健性。需要說明的是，人為地提前局長交流上任年份，實際上捕捉的是前一任局長的影響效應(yīng)，同時考慮到樣本期間局長的任期普遍較短，因此本文僅將局長交流上任的年份人為地推后1～3 期，進而根據(jù)模型(1)再次進行回歸分析。如果局長異地交流引起的監(jiān)管獨立性程度提升確實是商業(yè)銀行風險降低的一個主要解釋，那么局長交流效應(yīng)的估計系數(shù)在安慰劑檢驗的回歸結(jié)果中就應(yīng)該是不顯著的。本文附錄3 表7 的第一個回歸和第二個回歸匯報了安慰劑檢驗的估計結(jié)果，可以發(fā)現(xiàn)人為地推后局長交流上任的年份之后，局長異地交流對銀行經(jīng)營風險和信用風險的估計系數(shù)均是不顯著的，這表明局長交流的風險抑制效應(yīng)在一定時期內(nèi)是相當穩(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)營風險的測度指標。由銀行Z 值的計算公式可知，資產(chǎn)收益率的波動率與Z 值是兩個相互關(guān)聯(lián)的指標，前者衡量了Z 值中的風險因素，可以認為資產(chǎn)收益率的波動率是一個更純的經(jīng)營風險指標。我們使用資產(chǎn)收益率的標準差代替銀行Z 值作為經(jīng)營風險的測度指標，對局長交流的經(jīng)營風險抑制效應(yīng)進行穩(wěn)健性檢驗，估計結(jié)果詳見本文附錄3 表7 的第三個回歸，可以發(fā)現(xiàn)局長異地交流對銀行經(jīng)營風險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)作為銀行信用風險的代理變量，對局長交流的信用風險抑制效應(yīng)進行穩(wěn)健性檢驗，估計結(jié)果見本文附錄3 表7 的第四個回歸，可以發(fā)現(xiàn)局長異地交流對銀行信用風險仍然具有顯著的抑制效應(yīng)。

（三）弱內(nèi)生性樣本的檢驗

根據(jù)任職時間可將交流局長分為兩類情況：第一類是在任時間小于三年的銀監(jiān)局局長，這可能是由于局長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，這類交流局長存在著較為嚴重的內(nèi)生性；第二類是在任時間達到三年及以上且已經(jīng)達到退休年齡或仍然在任的銀監(jiān)局局長，這類交流局長的內(nèi)生性相對較弱。本文附錄3表8 的第一個回歸和第二個回歸給出了采用弱內(nèi)生性樣本的估計結(jié)果，從中可以發(fā)現(xiàn)，局長異地交流對商業(yè)銀行Z 值具有顯著的正向影響，而對商業(yè)銀行貸款撥備率則具有顯著的負向影響，這表明局長異地交流對銀行經(jīng)營風險和信用風險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)局局長離任之后，會繼續(xù)進入政府部門任職，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)門機制”(Revolving Door)極易導(dǎo)致監(jiān)管機構(gòu)被利益集團“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)象的這些局長可能是因為在局長任上存在著討好地方政府或利益集團的行為，從而為他們離任之后進入政府部門或商業(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，并基于模型(1)重新進行回歸分析。本文附錄3 表8 的第三個回歸和第四個回歸給出了剔除可能發(fā)生合謀樣本之后的估計結(jié)果，從中可以發(fā)現(xiàn)，局長異地交流對銀行經(jīng)營風險和信用風險仍然具有顯著的抑制效應(yīng)。

（五）控制銀行業(yè)監(jiān)管強度

基準回歸以銀監(jiān)局局長的異地交流作為刻畫銀行監(jiān)管獨立性程度提升的一次準自然實驗，并采用DID 方法評估了銀行監(jiān)管獨立性程度提升對商業(yè)銀行風險水平的影響效應(yīng)，但是監(jiān)管獨立性的風險抑制效應(yīng)顯然會受到中國銀行業(yè)監(jiān)管實施強度的影響。為此，我們在模型(1)的基礎(chǔ)上引入了銀行監(jiān)管強度(Regulation)及其與局長異地交流的交互項(Exchange×Regulation)進行穩(wěn)健性檢驗，其中銀行監(jiān)管強度采用中國銀監(jiān)會在各年年報中發(fā)布監(jiān)管公文的頻率進行衡量。本文附錄3 表9 的第一個回歸和第二個回歸給出了控制銀行監(jiān)管強度之后的估計結(jié)果，可以發(fā)現(xiàn)銀行監(jiān)管強度的提高不僅自身具有顯著的風險抑制效應(yīng)，而且可以強化局長異地交流的風險抑制效應(yīng)；更重要的是，在控制銀行監(jiān)管強度之后，局長異地交流的風險抑制效應(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)局局長的異地交流也會同時影響到農(nóng)村商業(yè)銀行的風險承擔行為，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重的缺失問題。對此，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)文獻中也普遍存在，如Zhang 等(2018)在研究不良貸款、道德風險與中國銀行業(yè)監(jiān)管制度時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 的第三個回歸和第四個回歸給出了包括農(nóng)村商業(yè)銀行樣本之后的估計結(jié)果，從中可以發(fā)現(xiàn)，銀監(jiān)局局長的異地交流對區(qū)域性商業(yè)銀行的經(jīng)營風險和信用風險仍然具有顯著的抑制效應(yīng)。

六、結(jié)論及啟示

銀行風險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)過三十多年的漸進式改革，中國銀行業(yè)監(jiān)管體制在不斷規(guī)范和逐步完善，銀監(jiān)機構(gòu)也采取各種措施不斷加強監(jiān)管力度，以期及時防范和化解銀行業(yè)風險。理論上，銀監(jiān)機構(gòu)業(yè)務(wù)運作的獨立性是實現(xiàn)有效銀行監(jiān)管的必要條件，但現(xiàn)實中銀監(jiān)機構(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具有俘獲銀監(jiān)機構(gòu)的強烈動機，另一方面地方官員在財政分權(quán)和晉升激勵體制下會具有干預(yù)銀監(jiān)機構(gòu)的強烈動機，顯然一個受到俘獲的銀監(jiān)機構(gòu)將會嚴重影響其進行銀行監(jiān)管的有效性。本文討論并評估了銀行監(jiān)管獨立性在中國銀行業(yè)風險管控中的重要作用，首先從理論上分析了銀監(jiān)局局長異地交流對商業(yè)銀行風險承擔的影響效應(yīng)，然后對局長異地交流的風險抑制效應(yīng)進行了實證檢驗。

具體而言，本文以各省市銀監(jiān)局局長的異地交流作為刻畫銀行監(jiān)管獨立性程度提升的一次準自然實驗，基于2003—2015 年全國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估了銀行監(jiān)管獨立性，提升對商業(yè)銀行風險行為的影響效應(yīng)。我們發(fā)現(xiàn)，局長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)管的獨立性程度，對商業(yè)銀行風險具有顯著的抑制效應(yīng)；局長異地交流的銀行風險抑制效應(yīng)存在一年左右的政策時滯，而且隨著其任職時間的延長呈現(xiàn)先上升后下降的“倒U 型”趨勢；局長平行交流和垂直交流對銀行經(jīng)營風險的抑制效應(yīng)均顯著為正，而對銀行信用風險的抑制效應(yīng)僅在局長垂直交流時顯著；局長異地交流的銀行風險抑制效應(yīng)對于沒有跨區(qū)經(jīng)營或沒有公開上市的商業(yè)銀行而言影響程度相對更大；局長交流對銀行經(jīng)營風險的抑制效應(yīng)主要來源于資本充足率的提高，而對信用風險的抑制效應(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)管強度的提高不僅自身具有顯著的風險抑制效應(yīng)，而且可以強化局長異地交流的風險抑制效應(yīng)。此外，局長的學(xué)歷和年齡等個人特征也不同程度地影響了銀行的風險行為。穩(wěn)健性檢驗表明本文研究結(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)管的獨立性程度，對商業(yè)銀行風險具有顯著的抑制效應(yīng)，所以應(yīng)該繼續(xù)加強銀監(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)局局長異地交流的銀行風險抑制效應(yīng)將會最終隨著其在流入地任職時間的延長而弱化，這就需要對銀監(jiān)干部任期設(shè)定一個上限。從銀監(jiān)局局長交流動態(tài)效應(yīng)的估計結(jié)果來看，四年應(yīng)該作為銀監(jiān)局局長任期的上限，一旦超過這一上限就應(yīng)對銀監(jiān)局局長再次進行異地交流。最后，由于銀監(jiān)局局長異地交流對銀行監(jiān)管獨立性程度的提升效應(yīng)只具有水平效應(yīng)而不具有長期效應(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)銀行風險的充分制度保障，而是還需要問責機制建立、高級監(jiān)管人員聘免等其他監(jiān)管制度改革的配合，才能進一步增強和保障銀行監(jiān)管的獨立性。