监管独立与银行风险
——来自银监局局长异地交流的证据
2022-10-08刘玉海
刘玉海 赵 鹏 张 丽
一、引 言
市场化改革和金融产品创新在推动商业银行快速发展的同时，也给商业银行自身和整个金融系统带来了较大的潜在风险。由于商业银行本身的特殊性及其在现代市场经济中的重要地位，银行监管机构可以代表中小储户和金融消费者的利益，采取相应监管政策对商业银行的业务活动进行监督管理，从而降低商业银行的风险水平和维持金融系统的稳健运行(Acharya，2009)。然而，市场失灵并非实施银行监管的充分条件，在信息不对称和法律制度不完善的情况下，银行监管机构既有可能被商业银行所俘获，也有可能受地方行政部门的行政干预，而监管俘获所导致的监管失灵将会带来更加严重的福利损失(Boyer 和Ponce，2012)。因此，银行监管机构能否有效抑制商业银行风险依赖于监管的独立性。经过四十多年的渐进式改革，中国银行业监管体制在不断规范和完善，但是在财政分权和晋升激励体制下，“为增长而竞争”的地方官员具有干预银行信贷的强烈动机，因而银行监管机构在一定程度上受到利益集团的监管俘获也是一个不争的事实(钱先航等，2011)。在此背景下，中国银行业监管机构能否有效防范商业银行风险就成为一个具有重要政策含义的研究课题。
已有很多文献从监管环境、监管质量及监管强度等视角对银行监管机构的风险影响效应进行了有意义的研究。例如，Barth 等(2013)基于对各国监管当局的实际问卷调查，研究了监管当局所处的外部环境对商业银行风险承担及其经营效率的影响；Williams(2017)采用政府有效性、官员腐败程度、政治自由程度等指标作为监管质量的代理变量，评估了亚洲各国金融监管质量对商业银行风险承担的影响程度；潘敏和魏海瑞(2015)从事前发布公文、事中现场审查和事后违规惩戒的监管流程角度，实证检验了银行监管强度提升对中国商业银行风险承担的抑制效应。然而，监管的独立性是银行监管有效发挥作用的前提条件，一个严重受到行政干预和行业俘获的监管机构是无法实现监管的预期目标的。Quintyn 和Taylor(2003)最早对银行监管独立性及其金融稳定效应进行了定性研究；后续有一些文献在其基础上利用世界银行的监管调查数据，实证检验了监管独立性对银行体系稳健性的影响效应(Masciandaro 等，2016)。目前，还鲜有文献对国内银行监管独立性的风险影响效应进行研究，一个主要的障碍在于很难度量一国内部的监管独立性(Veltrop 和Haan，2014)。
本文以中国各省市银监局局长的异地交流作为刻画银行监管独立性程度提升的一次准自然实验，并采用双重差分方法评估银行监管独立性程度提升对商业银行风险水平的影响效应。本文可能在以下三个方面做出了边际贡献。第一，在现有研究银行监管独立性的文献中，如何合理地量化一国内部的监管独立性一直是一个难题，量化指标选择的差异往往使得既有文献的研究结论不一致且缺乏稳健性。本文以银监局局长异地交流作为刻画监管独立性程度提升的准自然实验，合理回避了指标选择的困难，尽可能提高了本文研究结论的稳健性。第二，在现有研究银行监管机构行为的文献中，普遍将银行监管机构看作一个抽象的整体，本文则将监管机构行为推进到作为实质个体的监管官员层面。这是因为监管机构所表现出来的各种行为本质上是监管官员动机的直接体现，而监管官员的个体特征在晋升激励制度下可能会对其行为选择产生作用(周黎安，2008)。第三，在现有研究官员异地交流效应的文献中，大多关注的是“多务型”地方官员交流的反腐败效应或经济增长效应，而本文研究的是“单务型”银监局局长交流的风险抑制效应。以“单务型”官员交流作为研究样本，不仅能更准确地捕捉到官员异地交流的相关信息，而且为官员异地交流制度提供了更多的正面支撑。
本文第二部分是实验背景与理论假说，第三部分是研究设计与数据来源，第四部分是回归结果及分析，第五部分是稳健性检验，最后是结论及启示。
二、实验背景与理论假说
（一）制度背景：银行业监管体制改革
通常将中央银行制度的确立看作现代金融监管的起点，因而真正意义上的中国金融业监管应该是从1984 年中国人民银行专门行使货币政策制定和金融监督管理等中央银行职能开始的。根据银行监管体制改革的重要时点，本文将中国银行业监管的发展进程划分为三个阶段：第一阶段是1984—1998 年，以中国人民银行专门行使中央银行职能为起始标志；第二阶段是1998—2003 年，以国有商业银行实行垂直化管理和中国人民银行跨省设置大区分行为起始标志；第三阶段是2003 年至今，以中国银行业监督管理委员会成立为起始标志。
第一阶段，分别设置四大国有专业银行，剥离原有的商业银行经营活动，使中国人民银行专职于货币政策制定和金融监督管理；后续根据“分业经营，分业监管”的需要，证券期货市场和商业保险市场的监管相继从中国人民银行剥离，分别由新成立的证监会和保监会负责执行，而银行业市场的监管仍然由中国人民银行负责。在财政分权和行政晋升激励体制下，地方官员之间为了辖区经济增长而展开激烈竞争，因此会有强烈动机干预商业银行的信贷决策。由于这一时期国有银行实行“条块管理，以块为主”的管理体制，使得地方政府对国有银行的地方分行具有较强的控制力，能够直接影响地方分行的信贷资源配置(谢平和陆磊，2003)。地方政府对商业银行和其他金融机构的过多行政干预，导致这一时期中国人民银行不能严格依法履行银行监管职能，造成这一时期各类商业银行的不良贷款过多和经营风险过高。
第二阶段，通过国有商业银行的垂直化管理改革和中国人民银行的跨省设置大区分行改革，以期减少地方政府对国有商业银行和金融监管机构的行政干预。具体而言，为了有效实施货币政策和切实加强银行监管，中央政府批转了《中国人民银行省级机构改革实施方案》，决定撤销中国人民银行的各省级分行，而代之以在全国设置九个跨省大区分行。与此同时，各大型国有银行实行垂直化管理成为独立法人，其分支机构也不再与地方政府存在隶属关系，而且中央政府也上收了国有银行地方分行的信贷审批权。以上这些改革在较大范围内减少了地方政府对银行监管机构的行政俘获，并在一定程度上限制了地方政府直接从国有银行获取大量信贷资金。在此背景下，地方商业银行无疑成为地方政府获取资金的重要来源(张军和金煜，2005)，而分税制改革的实施也加大了地方政府对地方商业银行信贷行为的干预和影响。
第三阶段，设立中国银行业监督管理委员会，专门负责对全国银行业金融机构及其业务活动进行监督管理，以期防范和化解银行业金融风险，保护存款人和金融消费者的合法权益。银监会的独立设置标志着中国金融业“一行三会”监管架构的正式形成，理论上能一定程度减少来自金融机构的行业俘获和来自地方政府的行政干预(赵峰等，2014)。需要特别说明的是，为了使银行监管免受地方政府的行政干预，中国银监会在地方上采用了中央垂直化管理的模式，即银行监管系统在机构设置、人员编制、经费预算、干部职务等方面采取下管一级的原则，中国银监会直接任命各省银监局的正局长和副局长；不仅如此，银行监管系统还是一个相对封闭的内部劳动力市场，银监机构的领导干部极少从银监系统外调入，基本都是从下一级别的干部中甄选，这种“向上负责”的模式使得银监系统较少受到地方政府的干预。
（二）准自然实验：银监局局长的异地交流
银监会的独立设置在理论上能够切实加强银行业监管，从而在一定程度上降低商业银行风险，但是商业银行为了谋取垄断利益会具有俘获银监机构的强烈动机(Baker，2010)。具体而言，作为被监管者的商业银行，一方面可能会为了对自己的违规行为寻求监管庇护而进行主动行贿，另一方面则可能会为了开展新业务而不得不承受监管当局的设租盘剥(谢平和陆磊，2003)。此外，在“为增长而竞争”的晋升锦标赛模式下，作为推动辖区经济增长的重要资源，地方官员会有强烈动机干预商业银行的信贷决策，这一方面会导致商业银行不良贷款的累积(谭劲松等，2012)，另一方面则会引发地方官员对银行监管机构的行政干预(金智和赖黎，2014)。因此，银监会的垂直化管理虽然在理论上能够较大程度地降低来自地方政府的行政干预，但是银监会各级派出机构的工作场所在现实中依然位于某个地方，其必然会受到国土、交通、水电等地方职能部门的影响，因而银监机构很难免受地方政府的行政俘获。
正是因为意识到监管俘获所导致的监管失灵问题，银监会自2005 年开始在全国范围内实施银监干部的异地交流制度，主要目的是希望以此增强银行监管独立性，并以此保证监管公正和提高监管水平。例如，银监会颁布了《银监会干部交流工作暂行办法》《关于加强银监会干部交流工作的意见》等一系列文件，明确规定新任省级银监局局长原则上都应由异地交流产生，在同一单位工作满四年的市级银监分局局长原则上应进行异地任职交流。准确评估银监干部异地交流对其流入地商业银行风险承担行为的净影响效应，就是要比较该流入地商业银行在干部交流前后的风险承担行为差异。省级银监局局长的较大规模异地交流，一方面会导致流入地的商业银行风险在银监局局长交流前后的差异，另一方面又会导致有交流局长和没有交流局长的地区之间在同一时点上商业银行风险的差异。以上两方面的差异为我们利用双重差分方法评估局长异地交流引起的银行监管独立性变化效应创造了良好的准自然实验。
（三）理论假说：局长交流与银行风险
银监局局长的异地交流可以通过降低监管俘获程度、强化职业晋升激励、增强监管综合能力等途径实现银行监管独立性程度的提升。具体而言，第一，银监机构既有可能被商业银行所俘获(Delis 和Kouretas，2011)，也有可能受到地方行政部门的行政干预，而异地交流有助于降低银监局局长在同一地区任期过长而被俘获的可能性，从而增强银行监管的独立性；第二，银监局局长之间在职业晋升上存在着锦标赛竞争，异地交流可以将银监局局长的个人努力与其他随机因素对辖区监管绩效的影响效应有效分离开来(陈刚和李树，2013)，因而会强化银监局局长之间的职业晋升激励；第三，局长异地交流不仅促进了监管官员之间在职业技能上的相互学习，而且通过在不同地区的任职经历增强了监管官员化解突发性和复杂性金融风险的能力，这显然有助于提高银行监管的有效性。作为银监会下派到地方进行银行监管的负责人，银监局局长主要通过资本充足率、资产收益率、不良贷款率、银行存贷比等监管绩效指标，依照相关法规对属地商业银行进行监管。银行监管独立性程度的提升将会使属地商业银行面临更强的风险监管，此时商业银行要么选择追加资本金额或提高盈利水平，要么选择减少风险资产规模或缩小不良贷款规模，但是第一种选择的成本较高或难度较大，而第二种选择则主要通过减少信贷投放来实现(张琳和廉永辉，2015)。因此银行监管独立性程度的提升将会促使商业银行通过提高资本充足率或资产收益率及降低不良贷款率或银行存贷比等途径来降低银行风险水平。总而言之，银监局局长异地交流有助于提升银行监管的独立性程度，而银行监管独立性程度的提升将会促使商业银行通过相应途径来降低其风险水平。基于以上分析，我们提出本文第一个有待检验的研究假说。
假说1：银监局局长的异地交流有利于抑制商业银行的风险行为。
在交流局长上任初期，由于围绕前任银监局局长建立起来的监管俘获网络已经破裂，而围绕交流局长的利益关系网络因其上任时间较短而尚未形成，加之交流局长尚需一段时间去熟悉流入地的监管业务，因而局长上任初期的银行监管可以保持较强的独立性，这将有利于抑制商业银行风险行为；但是，随着交流局长在本地任职年限的延长，其被商业银行和地方政府俘获的概率将会逐步增大，围绕交流官员的监管俘获网络将逐步形成，相应的商业银行风险也将逐渐增加(范子英和田彬彬，2016)。因此，局长异地交流对银行监管独立性程度的提升效应，可能只具有水平效应而不具有长期效应，即局长异地交流的风险抑制效应将会最终随着局长在流入地任职时间的延长而弱化。基于以上分析，我们提出本文第二个有待检验的研究假说。
假说2：局长异地交流的风险抑制效应将随着其任职年限的增加而逐渐减弱。
三、研究设计与数据来源
（一）银行风险测度
现有相关文献对于商业银行风险的测度主要包括市场风险、经营风险及信用风险。其中，衡量商业银行市场风险的常用指标是股票价格及其收益率的波动(Fiordelisi和Mare，2014；谭政勋等，2016)，但是由于截至2020 年8 月中国仅有51 家上市商业银行，而在本文的研究样本中绝大多数城市商业银行为非上市银行，无法获取所有样本银行的股票价格及其收益率的数据，因此本文没有考察商业银行的市场风险。从理论上而言，预期违约概率(EDF)是目前衡量商业银行经营风险的首选指标(Altunbas等，2011)，但是由于中国尚缺乏商业银行的违约数据库，而且经验预期违约概率函数也没有建立，因此无法以预期违约概率衡量中国商业银行的经营风险；从实证上而言，衡量商业银行经营风险的常用指标是Z 值(Z-Score)和资产收益率的波动率(Laeven 和Levine，2009；Lepetit 和Strobel，2015)。Z 值的具体计算如下式所示，其中mROA 表示资产收益率的移动平均值，mCAR 表示资本充足率的移动平均值，( ROA)是以标准差形式表示的资产收益率的波动率。从中可以发现，Z 值和资产收益率的波动率是两个密切关联的指标，后者衡量了Z 值中的风险因素(汪莉，2017)。
Z 值是一个统筹考虑了商业银行的经营稳定性、盈利能力及其财务杠杆状况的综合指标，能更全面地衡量商业银行经营过程中所面临的破产风险和所具有的偿付能力(Houston 等，2010； 珺顾海峰和于家 ，2019)，因此本文也采用Z 值(Z-Score)来衡量银行经营风险，并将资产收益率的波动率作为辅助稳健性指标。由上述分析可知，Z 值越大，资产收益率的波动率越小，则表示银行经营风险越低。从样本数据的可得性出发，我们采用3 年期的滚动数据来计算Z 值。比如，某商业银行的数据年份是2003—2015年，计算Z 值的年份分别为2003—2005 年、2004—2006 年……2013—2015 年，共11个年份跨度。在每个年份跨度内，分别计算资产收益率的移动平均值、资本充足率的移动平均值及资产收益率的标准差。需要说明的是，由于Z 值本身偏度较高，同时也为了与其他的银行风险测度指标在回归系数解读中保持一致，参考 Laeven 和Levine(2009)的做法，我们在回归分析中对Z 值进行了对数化处理。
长期以来，我国商业银行的业务结构较为单一，贷款是商业银行资产端的主要业务，因此信用风险是商业银行需要重点关注的风险。不良贷款率(NPL，即不良贷款与贷款总额之比)是衡量商业银行信贷业务损失的常用指标，其反映了商业银行存在违约风险的贷款占比，但是由于贷款五级分类操作空间较大，而且很多城市商业银行还进行了大规模的不良资产剥离处置工作，所以这种非市场化的人为操作和政策调整极有可能导致不良贷款率的统计失真(张雪兰和何德旭，2012)。相比之下，贷款拨备率(LPR，即贷款损失准备计提与贷款总额之比)是商业银行对其自身信贷风险的预期承担，更加具有前瞻性和主动性。综合多方面因素的考虑，本文选取贷款拨备率(LPR)作为银行信用风险的衡量指标，并将不良贷款率(NPL)作为辅助稳健性指标。贷款拨备率和不良贷款率的数值越大，则表示银行信用风险越高。
（二）计量模型设定
虽然可以通过比较局长交流前后两个时期的商业银行风险差异来评价局长交流的风险抑制效应，但是资产规模、盈利能力、宏观环境等诸多因素也会影响商业银行的风险承担，因此忽略这些影响因素而将局长交流前后银行风险差异完全归结于银监局局长交流显然是不准确的。由于在同一年份有些省市的银监局局长是交流而来的，另一些省市的银监局局长则是本地晋升的，因而理论上我们可以通过双重差分模型(DID)来估计银监局局长交流对商业银行风险行为的净影响效应，但考虑到局长异地交流在时间上是不断变化的而没有统一的时间节点，本文最终采用了一种变通的DID模型(Cameron 和Trivedi，2005)，如式(1)所示。其中，下标i 是省市、j 是银行、t 是年份，表示随机扰动项；Risk 是商业银行的经营风险(Z-Score)或信用风险(LPR)；Exchange表示银监局局长异地交流的二维虚拟变量，即当某省市某年份的银监局局长是交流而来的，则赋值为1，否则赋值0，显然其作用等价于标准DID 模型中的交互项；是银行固定效应，是时间固定效应，是省份时间固定效应，这等价于控制了处理组虚拟变量和处置前后时间虚拟变量(范子英和田彬彬，2016)。因此，估计的就是双重差分模型的结果，其度量了银监局局长交流对商业银行风险的净影响效应；亦即，如果银监局局长异地交流制度能显著提升银行监管独立性程度，导致商业银行风险水平降低，则预期显著为正向(经营风险Z-Score)或显著为负向(信用风险LPR)。
X 是影响商业银行风险承担的控制变量，包括在任年龄、性别、教育背景、任职时间等局长个人特征变量，资产规模、盈利能力、贷款规模等商业银行特征变量(Dell 等，2019)，以及商业银行注册地的宏观经济环境。具体而言，在任年龄(Age)是以任职当年年份减去局长出生年份进行衡量。性别变量(Sex)则以虚拟变量的形式进行体现，局长为男性则赋值为1，否则赋值为0。受教育程度(Education)是根据官员任职时的学历进行赋值，本科及以下学历赋值为0，硕士研究生学历赋值为1，博士研究生学历赋值为2。任职时间(Tenure)是局长在同一省市同一职位上从开始任职到最终离开的年数。由于局长的上任时间和离任时间通常发生于某一年的某一月份，本文采用既有相关文献的处理方式(陈刚和李树，2013)，倘若局长在某一年的前半年(1～6 月)上任，则将这一年作为其上任开始年份；如果局长在某一年的后半年(7～12 月)上任，则从下一年开始计算其任职时间。同理，倘若局长在一年中的前半段离任，则将前一年作为其任职结束年份；如果局长在一年中的后半段历任，则将这一年纳入其任职时间。资产规模(Asset)以银行总资产的对数值衡量，盈利能力(ROA)以银行总资产的收益率衡量，贷款规模(Loan)以银行总资产中贷款所占比重来衡量，宏观经济环境(GDP)则以城市商业银行注册地的GDP 同比增速进行衡量。
此外，异地交流的银监局局长对银行风险承担行为的影响，还严重依赖于局长在其流入地的任职时间。理论上，随着交流局长在本地任职年限的延长，其被商业银行和地方政府俘获的概率将会逐步增大，围绕交流官员的监管俘获网络将逐步形成，相应的商业银行风险也将逐渐增加。因此，局长异地交流对银行监管独立性的提升效应，可能只具有水平效应而不具有长期效应，即局长异地交流的风险抑制效应将会最终随着局长在流入地任职时间的延长而弱化。我们在模型(1)的基础上加入了银监局局长异地交流(Exchange)与其在流入地任职时间(Tenure)的交互项得到模型(2)。当被解释变量是Z-Score 时，我们预期交互项的估计系数显著为负向；当被解释变量是LPR时，我们预期显著为正向。需要说明的是，由于银行的风险行为与其特征变量及其注册地的宏观经济环境之间有可能存在联立内生性问题，所以我们在具体回归中采用的是商业银行特征及其注册地宏观经济环境的滞后一期变量。
（三）数据来源说明
我们所使用的数据主要包括商业银行层面的数据和银监局局长异地交流数据两个部分。由于四大国有银行和股份制商业银行在省市层面的详细数据不可得，而各地区农村商业银行的相关数据在样本期间缺失较为严重，我们最终采用的是2003—2015年全国121 家城市商业银行的非平衡面板数据。城市商业银行的统计数据来自Bankscope 数据库和各城市商业银行年报。此外，银监局局长异地交流数据是作者手工收集整理的，通过银监会年报和其他网络渠道跟踪和汇总了每一位银监局局长的个人信息和任职经历，将之整理成一个相对完善的局长简历数据库，其中任职经历包括上一个工作地、此前工作地、本地任职年限、任职后去向等信息。由于深圳目前没有本市设立的城市商业银行，而海南省和西藏自治区的城市商业银行则设立较晚，所以我们的银监局局长交流样本是除了海南和西藏之外的中国大陆29 个省级行政区及除了深圳之外的其他4 个计划单列市。本文主要变量的描述性统计请见附录2。
四、回归结果及分析
（一）基准回归结果
我们首先对模型(1)进行回归分析，以检验第一个理论假说。为了规避银行异质性对其风险行为的影响，本文所有回归均是银行层面的固定效应模型。表1 给出了银监局局长异地交流对商业银行风险行为的基本回归结果。回归(1)仅放入反映局长交流效应的二维虚拟变量，结果显示局长交流效应的系数显著为正向，这表明局长异地交流能够显著提高Z 值；在此基础上，回归(2)加入了主要的控制变量，结果显示局长交流效应的系数仍然显著为正向，因此局长异地交流对银行经营风险具有显著的抑制效应。与之相似，回归(4)仅放入了反映局长交流效应的二维虚拟变量，结果显示局长异地交流能够显著降低贷款拨备率；在此基础上，回归(5)加入了主要的控制变量，结果仍然显示局长异地交流对银行信用风险具有显著的抑制效应。这就基本验证了本文的第一个理论假说，即银监局局长的异地交流能有效降低监管俘获的程度，提高银行监管的独立性程度，进而有利于商业银行风险的防范和化解。
表1 基准回归结果
理论上，银监局局长交流对商业银行风险的抑制效应依赖于其在流入地的任职时间。为此，我们基于模型(2)进行回归分析，以检验第二个理论假说。在回归(2)和回归(5)的基础上，回归(3)和回归(6)分别加入了局长异地交流与其任职时间的交互项，两个回归结果均显示局长任职时间的延长将会逐渐削弱局长异地交流的风险抑制效应，这就基本验证了本文的第二个理论假说。具体而言，随着交流局长在本地任职时间的延长，其被商业银行和地方政府俘获的概率将会逐步增大，相应的商业银行风险也将逐渐增加，因而局长异地交流对银行监管独立性程度的提升只是具有水平效应而无长期效应，即局长异地交流对商业银行风险的影响也会随着银监局长在流入地任职时间的延长而趋弱。这一方面说明本文以局长异地交流来刻画和捕捉银行监管独立性程度提升的相关信息是合理的；另一方面，也反映出单一的干部异地交流制度尚不足以成为防止银行监管俘获和化解商业银行风险的充分的制度保障，还需要金融协同监管、经费保障制度等其他监管制度改革的配合，以进一步保障银行监管的独立性。
控制变量的回归结果显示，银监局局长的任职期限虽然能够显著降低银行经营风险，但对银行信用风险的影响效应并不显著；局长的性别无论是对经营风险还是对信用风险均没有产生显著的影响效应；局长的学历对银行经营风险和信用风险均具有显著的提高作用，这意味着学历高的银监局局长反而导致辖区内的商业银行风险更高，这可能是因为受教育程度越高的银监局局长往往在银行监管的实践经验上存在某些不足，也可能是因为本文的局长学历数据没有对在职和全职的研究生学历进行区分而影响了估计结果；局长的年龄不仅显著提高了银行经营风险，而且显著提高了银行信用风险，这可能是因为年龄越大的局长感觉晋升无望而放松了银行监管，甚至为了将来能到商业银行或当地政府谋职而放松了监督管理。此外，资产规模、盈利能力、贷款规模等银行个体特征均能显著降低银行经营风险和信用风险，而商业银行注册地的GDP 增长率对其经营风险和信用风险虽具有正向影响，但仅有后者通过显著性检验。
（二）平行趋势检验
使用双重差分模型的一个重要前提是对照组银行和处理组银行的风险承担行为必须满足事前平行趋势假设。此外，基于模型(1)得到的基准回归结果，仅能捕捉银监局局长异地交流对商业银行风险行为的平均影响效应，却未能反映这一影响效应是否存在时滞性，以及是否具有持续性等动态特征。为此，本文借鉴Xu(2017)的事件分析法，在模型(1)的基础上加入了局长异地交流的前项虚拟变量和后项虚拟变量得到模型(3)。由于 Exchange表示某省市i 的银监局局长在某年份t 是否由异地交流而来，那么 Exchange表示第m 期的前项虚拟变量，其用于检验局长异地交流之前的效应并以此验证事前平行趋势假设；E xchange表示第n 期的后项虚拟变量，其用于识别局长异地交流之后的影响来考察局长交流的动态效应。
图1(被解释变量是银行经营风险)和图2(被解释变量是银行信用风险)，展示了模型(3)的前项虚拟变量和后项虚拟变量的估计值及其95%置信区间。可以发现，对照组银行和处理组银行的风险承担行为在银监局局长异地交流之前都不存在显著差异，这说明本文的双重差分模型设置是满足事前平行趋势假设的。还可发现，银监局局长的异地交流对处理组银行经营风险和信用风险的动态效应，在影响程度上均呈现出先上升后下降的变化特征。具体而言，局长异地交流的风险抑制效应在交流当年虽有影响但不显著，交流后的第二年开始产生显著影响并在第三年其影响力达到最大，交流后的第四年仍有显著影响但在第五年其影响已不再显著。这表明，局长异地交流对商业银行风险的抑制效应存在一年左右的政策时滞，而且随着任职时间的延长呈现先上升后下降的“倒U 型”趋势，这进一步验证了本文的第二个理论假说。
图1 银监局局长异地交流对商业银行经营风险(Z-Score)的事件分析法估计结果
图2 银监局局长异地交流对商业银行信用风险(LPR)的事件分析法估计结果
（三）替代性假说的排除
以上回归结果也可能同时存在两个其他的替代性假说，这些替代性假说的存在将严重干扰本文的研究结论。对此，我们需要对这些替代性假说进行相关检验并予以排除。第一个替代性假说是，可能某些遗漏变量同时影响银监局局长的异地交流和商业银行的风险行为，使得本文的研究结论与监管俘获或监管独立性之间并无多大的关联。例如，尽管我们的统计表明银监局局长交流的主要目的是提高银行监管的独立性程度，但我们并不能排除以培养干部为目的的交流。如果培养干部的最终目的是提拔，银监会则可能倾向于将局长交流到金融发展良好的省市，而这些地区的商业银行风险通常相对较小，即金融发展水平同时导致了局长异地交流和商业银行低风险，因而我们的基准回归结果可能仅仅是一个巧合。为了检验这一替代性假说，我们通过对各省市的不良贷款率均值进行排序，从原样本中剔除了不良贷款率最低的五个省市。
第二个替代性假说是，交流而来的银监局局长能力更强，导致了辖区商业银行风险相对更低，这说明那些注册地没有发生由交流局长任职的商业银行风险更高，并不是因为非交流局长更加容易被商业银行或地方政府“俘获”，而仅仅是因为他们的工作能力不足。因此，我们的基准回归结果可能与银行监管俘获或监管独立性没有关系。我们通过两种方式检验这一替代性假说：首先，考虑到能力越强的银监局局长获得晋升的概率越大，我们将所有获得晋升的银监局局长所对应的商业银行样本进行了删除，研究样本中仅有北京和上海两地的银监局局长获得了晋升，故从原样本中剔除了北京和上海这两个直辖市；其次，一些文献显示，在同级别的官员中，初次任职年龄越低的官员，其工作能力通常越强，因而初次担任银监局局长的年龄可以在一定程度上度量能力的差异，为此我们在计量模型中加入了初次担任银监局局长的年龄(age1)。
表2 给出了以上两个替代性假说的估计结果。第一个回归和第二个回归是将不良贷款率最低的五个省市从原样本中剔除之后，第三个和第四个回归则是将北京和上海两个直辖市从原样本中剔除以后而分别重新基于模型(1)对银行经营风险和信用风险得到的估计结果，可以发现局长交流效应的系数与基准回归相比没有出现明显的变化，这说明地区金融禀赋和局长工作能力对本文的基本结论影响很小。第五个和第六个回归是控制初次担任银监局局长的年龄之后，分别重新基于模型(1)得到的估计结果，可以发现初次担任银监局局长的年龄与商业银行Z 值之间显著负相关，而与银行贷款拨备率之间显著正相关，这说明初次担任银监局局长的年龄越低，则其辖区内的商业银行风险越低，即能力越强的银监局局长辖区内的商业银行风险越低；重要的是，在控制银监局局长能力之后，我们发现局长异地交流仍然显著降低了银行经营风险和信用风险，这进一步说明监管独立性程度提升是商业银行风险降低的一个主要解释。
表2 替代性假说的排除
（四）局长交流的异质性
前文的分析已经验证了局长异地交流确实能够显著抑制流入地的商业银行风险承担行为，那么不同类型的银监局局长交流会使他们对商业银行的风险抑制效应有所不同吗？在理论上，由于在沟通银监会与省级银监局之间的信息交流以及在复制和推广成功的监管经验等方面存在诸多差异，银监局局长的平行交流和垂直交流可能具有不一样的风险抑制效应。具体而言，一方面，局长垂直交流有利于促进银监会上下级机构之间的信息沟通，帮助银监会获取省级银监局的更多真实信息，从而更有力地保障中央政策意图在地方层面的贯彻执行；另一方面，与垂直交流局长相比，平行交流局长可能具有更为丰富和成熟的风险管控经验，即平行交流局长可能比垂直交流局长具有更为显著的银行风险抑制效应(Huang，2002)。
为了检验银监局局长的平行交流和垂直交流是否具有不一样的风险抑制效应，我们将计量模型(1)中的局长交流变量分拆为局长的水平交流变量(Level)和垂直交流变量(Vertical)。表3 给出了局长交流异质性的影响效应。其回归结果显示，局长平行交流和垂直交流的经营风险抑制效应均显著为正向而仅在影响程度上有所差异，这可能是因为平行交流局长并不具有优于垂直交流局长的风险管控经验，且银监会目前可能也尚未有通过“空降”官员到地方任职以加强当地银行风险管控的政策意图；另一方面，只有局长垂直交流对银行信用风险具有显著的抑制效应，而局长水平交流的信用风险抑制效应并不显著，这表明局长平行交流和垂直交流对商业银行信用风险的影响效应是存在某些差异的，可能是因为垂直交流局长在银监会上下级机构之间的信息沟通上具有更为便捷的优势，能够更好地贯彻执行上级机构的政策意图。
表3 银监局局长交流的异质性
（五）商业银行的异质性
越来越多的城市商业银行通过异地新设分支机构或跨区持股其他银行等方式实施跨区经营，以期通过机构扩张实现规模经济、范围经济及共同保险效应；与此同时，联合重组或公开上市也正在成为城市商业银行改善经营业绩、提高管理水平及强化抗风险能力的重要途径。由于城商行在公开上市与跨地区经营等方面均存在明显差异，因而银监局局长的异地交流对商业银行风险承担的影响效应可能存在异质性。为此，本文参照Cai 等(2016)的模型设定，在模型(1)的基础上进一步构建三重差分模型(4)对银行异质性进行识别检验。其中，Heteroge 依次表示城商行是否跨区经营与是否公开上市等两个指标，、和分别表示银行时间固定效应、银行省份固定效应及省份时间固定效应，其他变量设置与模型(1)保持一致。即三重差分模型以城市商业银行没有跨区经营(或没有公开上市)为基准，在全样本回归中引入了商业银行跨区经营虚拟变量与银监局局长异地交流虚拟变量的交互项Exchange × Heteroge (或商业银行公开上市虚拟变量与银监局长异地交流虚拟变量的交互项)。
表4 给出了城市商业银行异质性的影响效应。
表4 城市商业银行的异质性
其前两列是对城商行跨区经营与否的回归结果，可以发现无论城市商业银行是否进行跨地区经营，银监局局长异地交流对银行经营风险(Z-Score)和信用风险(LPR)均具有显著的抑制效应，而局长异地交流的银行风险抑制效应对于没有跨地区经营的城市商业银行而言影响程度相对更大。这可能是因为只有达到风险评级水准和满足各项监管要求的城市商业银行才会被当地银监局允许跨地区经营，而且城商行跨地区经营也能有效分散投资风险、优化收入结构及降低不良贷款率。其后两列是对城市商业银行公开上市与否的回归结果，可以发现无论银行是否已经公开上市，银监局局长异地交流对其经营风险和信用风险均具有显著的抑制效应，但是银监局局长交流的风险抑制效应对于没有公开上市的城市商业银行而言影响程度相对更大。这可能是因为上市银行的公司治理机制和资本补充渠道相比非上市银行而言更为完善，同时上市银行受到的市场监督压力也比非上市银行更大，故而上市银行在应对监管当局压力时的处境和反应可能会异于非上市银行。
（六）影响途径检验
既然局长异地交流具有显著的银行风险抑制效应，那么银监局局长交流是通过什么途径影响了商业银行风险呢？
首先，我们参考张健华和王鹏(2012)的研究思路，计量检验了局长异地交流对商业银行Z 值的三个组成部分(即资产收益率、资本充足率及资产收益率的标准差)的影响效应，借此探讨局长交流影响银行经营风险的作用途径。表5 的前三个回归分别显示了局长异地交流对资产收益率(ROA)、资本充足率(CAR)及资产收益率标准差((ROA))的影响效应，结果显示局长异地交流对银行资本充足率和资产收益率标准差均有显著影响，而对银行资产收益率则没有显著影响。这表明，局长异地交流对银行经营风险的抑制效应主要来源于促进了银行资本充足率的提高，而非其资产收益率的提高。需要说明的是，表5 计量回归的被解释变量与基准回归模型相比发生了较大改变，我们对其控制变量也进行了相应的调整，即将基准回归模型中的银行盈利能力更换成了银行净利息收益率。
表5 影响途径检验
其次，我们探讨局长异地交流影响银行信用风险的可能作用途径。根据银监会于2006 年颁布实施的《商业银行风险监管核心指标(试行)》，银监局局长可能会通过提高商业银行的资本充足率(CAR)和贷款损失计提拨备及推动不良贷款核销等措施来降低商业银行的信用风险。大量的财经报道也显示，银监局局长在对辖区信用风险进行监控时重点关注压缩不良贷款规模和降低不良贷款率。表5 的后三个回归分别显示了局长异地交流对银行不良贷款规模(NLS)、拨备覆盖率(PCR)及存贷款比例(DLR)的影响效应，结果显示局长异地交流对银行不良贷款规模和存贷款比例均具有显著影响，而对银行拨备覆盖率则没有显著影响。这表明，局长异地交流对银行信用风险的抑制效应主要来源于资本充足率的提高、不良贷款规模的减少及存贷款比例的提高，而非拨备覆盖率的提高。总体而言，银监局局长的异地交流主要是通过促使银行资本充足率的提高来抑制银行风险行为的。
五、稳健性检验
（一）安慰剂检验
本文通过人为地改变局长交流上任的年份来构造一种安慰剂检验，以进一步考察局长交流效应的稳健性。需要说明的是，人为地提前局长交流上任年份，实际上捕捉的是前一任局长的影响效应，同时考虑到样本期间局长的任期普遍较短，因此本文仅将局长交流上任的年份人为地推后1～3 期，进而根据模型(1)再次进行回归分析。如果局长异地交流引起的监管独立性程度提升确实是商业银行风险降低的一个主要解释，那么局长交流效应的估计系数在安慰剂检验的回归结果中就应该是不显著的。本文附录3 表7 的第一个回归和第二个回归汇报了安慰剂检验的估计结果，可以发现人为地推后局长交流上任的年份之后，局长异地交流对银行经营风险和信用风险的估计系数均是不显著的，这表明局长交流的风险抑制效应在一定时期内是相当稳健的。
（二）更换被解释变量
在前文的回归结果中，我们均将商业银行Z 值作为其经营风险的测度指标。由银行Z 值的计算公式可知，资产收益率的波动率与Z 值是两个相互关联的指标，前者衡量了Z 值中的风险因素，可以认为资产收益率的波动率是一个更纯的经营风险指标。我们使用资产收益率的标准差代替银行Z 值作为经营风险的测度指标，对局长交流的经营风险抑制效应进行稳健性检验，估计结果详见本文附录3 表7 的第三个回归，可以发现局长异地交流对银行经营风险仍然具有显著的抑制效应。此外，我们以不良贷款率(即不良贷款/贷款总额，NPL)作为银行信用风险的代理变量，对局长交流的信用风险抑制效应进行稳健性检验，估计结果见本文附录3 表7 的第四个回归，可以发现局长异地交流对银行信用风险仍然具有显著的抑制效应。
（三）弱内生性样本的检验
根据任职时间可将交流局长分为两类情况：第一类是在任时间小于三年的银监局局长，这可能是由于局长任职不合格而被撤职，也可能是由于快速获得晋升而导致的，这类交流局长存在着较为严重的内生性；第二类是在任时间达到三年及以上且已经达到退休年龄或仍然在任的银监局局长，这类交流局长的内生性相对较弱。本文附录3表8 的第一个回归和第二个回归给出了采用弱内生性样本的估计结果，从中可以发现，局长异地交流对商业银行Z 值具有显著的正向影响，而对商业银行贷款拨备率则具有显著的负向影响，这表明局长异地交流对银行经营风险和信用风险均具有显著的抑制效应。因此，本文的主要结论不受样本选择的影响。
（四）剔除可能发生合谋的样本
一些银监局局长离任之后，会继续进入政府部门任职，或者在商业银行和工商企业任职。这种“政企转换的旋转门机制”(Revolving Door)极易导致监管机构被利益集团“俘获”，因此需要引起我们的特别关注。发生“旋转门”现象的这些局长可能是因为在局长任上存在着讨好地方政府或利益集团的行为，从而为他们离任之后进入政府部门或商业银行任职打下了基础。为此，我们从研究样本中剔除掉这些发生“旋转门”现象的银监局局长，并基于模型(1)重新进行回归分析。本文附录3 表8 的第三个回归和第四个回归给出了剔除可能发生合谋样本之后的估计结果，从中可以发现，局长异地交流对银行经营风险和信用风险仍然具有显著的抑制效应。
（五）控制银行业监管强度
基准回归以银监局局长的异地交流作为刻画银行监管独立性程度提升的一次准自然实验，并采用DID 方法评估了银行监管独立性程度提升对商业银行风险水平的影响效应，但是监管独立性的风险抑制效应显然会受到中国银行业监管实施强度的影响。为此，我们在模型(1)的基础上引入了银行监管强度(Regulation)及其与局长异地交流的交互项(Exchange×Regulation)进行稳健性检验，其中银行监管强度采用中国银监会在各年年报中发布监管公文的频率进行衡量。本文附录3 表9 的第一个回归和第二个回归给出了控制银行监管强度之后的估计结果，可以发现银行监管强度的提高不仅自身具有显著的风险抑制效应，而且可以强化局长异地交流的风险抑制效应；更重要的是，在控制银行监管强度之后，局长异地交流的风险抑制效应仍然非常显著。
（六）加入农村商业银行
农村商业银行也是地方性商业银行的重要组成部分，银监局局长的异地交流也会同时影响到农村商业银行的风险承担行为，因而有必要在研究样本中加入农村商业银行。与城市商业银行相比，农村商业银行起步较晚、规模较小且数量众多，但是其相关数据在样本期间存在较为严重的缺失问题。对此，我们最终在原有研究样本中仅增加了17 家农村商业银行的非平衡面板数据。这种情况在既有相关文献中也普遍存在，如Zhang 等(2018)在研究不良贷款、道德风险与中国银行业监管制度时也仅在研究样本中纳入了11 家农村商业银行。本文附录3 表9 的第三个回归和第四个回归给出了包括农村商业银行样本之后的估计结果，从中可以发现，银监局局长的异地交流对区域性商业银行的经营风险和信用风险仍然具有显著的抑制效应。
六、结论及启示
银行风险的有效管控既依赖于银行内部治理水平的逐步提高，又仰仗于银行外部监管环境的不断改善。经过三十多年的渐进式改革，中国银行业监管体制在不断规范和逐步完善，银监机构也采取各种措施不断加强监管力度，以期及时防范和化解银行业风险。理论上，银监机构业务运作的独立性是实现有效银行监管的必要条件，但现实中银监机构有其自身的利益诉求，一方面商业银行为了谋取垄断利益会具有俘获银监机构的强烈动机，另一方面地方官员在财政分权和晋升激励体制下会具有干预银监机构的强烈动机，显然一个受到俘获的银监机构将会严重影响其进行银行监管的有效性。本文讨论并评估了银行监管独立性在中国银行业风险管控中的重要作用，首先从理论上分析了银监局局长异地交流对商业银行风险承担的影响效应，然后对局长异地交流的风险抑制效应进行了实证检验。
具体而言，本文以各省市银监局局长的异地交流作为刻画银行监管独立性程度提升的一次准自然实验，基于2003—2015 年全国121 家城市商业银行的非平衡面板数据，采用双重差分方法评估了银行监管独立性，提升对商业银行风险行为的影响效应。我们发现，局长异地交流能够有效抑制监管俘获的可能性、提高银行监管的独立性程度，对商业银行风险具有显著的抑制效应；局长异地交流的银行风险抑制效应存在一年左右的政策时滞，而且随着其任职时间的延长呈现先上升后下降的“倒U 型”趋势；局长平行交流和垂直交流对银行经营风险的抑制效应均显著为正，而对银行信用风险的抑制效应仅在局长垂直交流时显著；局长异地交流的银行风险抑制效应对于没有跨区经营或没有公开上市的商业银行而言影响程度相对更大；局长交流对银行经营风险的抑制效应主要来源于资本充足率的提高，而对信用风险的抑制效应则主要来源于资本充足率的提高和不良贷款规模的缩小；银行监管强度的提高不仅自身具有显著的风险抑制效应，而且可以强化局长异地交流的风险抑制效应。此外，局长的学历和年龄等个人特征也不同程度地影响了银行的风险行为。稳健性检验表明本文研究结论是可靠的。
本文的政策启示是非常直观的。首先，由于银监局局长的异地交流能够有效抑制监管俘获的可能性，在一定程度上可以提高银行监管的独立性程度，对商业银行风险具有显著的抑制效应，所以应该继续加强银监系统干部在地区之间的轮换与交流。其次，由于银监局局长异地交流的银行风险抑制效应将会最终随着其在流入地任职时间的延长而弱化，这就需要对银监干部任期设定一个上限。从银监局局长交流动态效应的估计结果来看，四年应该作为银监局局长任期的上限，一旦超过这一上限就应对银监局局长再次进行异地交流。最后，由于银监局局长异地交流对银行监管独立性程度的提升效应只具有水平效应而不具有长期效应，这反映出单一的干部异地交流制度尚不足以成为防止银行监管俘获和化解商业银行风险的充分制度保障，而是还需要问责机制建立、高级监管人员聘免等其他监管制度改革的配合，才能进一步增强和保障银行监管的独立性。
