賦予地方政府風險處置屬地責任能降低區域金融風險嗎？

王 霞，李樂樂

（蘭州財經大學1.中國西北金融研究中心2.金融學院，甘肅 蘭州 730020）

一、引言

防范化解金融風險是近年來我國的一項重要任務，在此過程中，我國一再強調并不斷強化地方政府金融風險監督處置的屬地責任。早在2014年，國務院就出臺了《關于界定中央和地方金融監管職責和風險處置責任的意見》，賦予地方政府部分金融活動的監管職責，主要承擔一些新型金融活動和金融機構的風險處置。2017年第五次全國金融工作會議進一步強調了地方政府的監管職責和風險處置屬地責任，確立了央地雙層金融監管和風險處置體制。2018年10月，各省、自治區、直轄市在原省級金融辦的基礎上，陸續掛牌成立地方金融監督管理局，作為較獨立的部門對地方金融機構進行更加充分有效的金融監管。2023年的金融監督管理體系改革進一步剝離了地方金融監督管理局的金融協調服務職能，意味著地方政府需要更好地承擔地方金融風險防范化解職責。

從理論上分析，由于地方政府發展經濟與防范風險之間存在天然矛盾，賦予地方政府風險處置屬地責任不一定能夠降低區域金融風險。從實踐來看，我國一再對金融監管體制進行改革，意味著加強地方金融監管必不可少，但真正發揮地方政府降低區域金融風險的作用還需要一定的條件。本文在理論分析的基礎上，運用DID法實證檢驗賦予地方政府風險處置屬地責任能否降低區域金融風險。

二、文獻回顧與研究假設

現有文獻更多側重于研究地方金融監管對區域金融風險的影響作用。戴鵬贊和岑磊（2016）[1]對于金融業發展和政府監管的關系進行研究，發現政府監管對金融業有序發展具有顯著促進作用；王曙光和王彬（2022）[2]提出地方金融監管體系建設的滯后和不完善導致金融機構風險難以控制，會加大區域金融風險發生的可能性；黃祥鐘和高淵（2022）[3]基于雙重差分模型研究發現，2017年地方金融監管改革有助于整體降低地區金融風險。還有少數學者從銀行信貸質量角度出發進行研究。Jansen（2003）[4]認為金融監管一旦放松，會導致融資要求降低，間接導致銀行貸款質量下降；段軍山和莊旭東（2020）[5]發現加強地方金融監管能夠降低銀行不良貸款率，可以更加有效地防范金融風險；邱新國和陳明興（2021）[6]運用系統GMM方法研究得出地方金融監管能夠降低金融機構不良貸款率，改善區域金融生態環境，進而促進區域金融平穩發展；王璐（2020）[7]提出地方層面的金融監管受地方政府的無形壓力和影響，難以實現嚴格監管政府債務風險的初衷，會間接加大金融風險的發生概率，而地方政府債務風險的監督和管理對于區域財政安全保障和經濟金融穩定發展均具有重要意義[8-9]。

分稅制改革后，地方政府財權與事權不匹配問題加上地方官員的政績考核，導致地方政府債務超常規膨脹。地方政府無論是出于維持地方經濟社會發展的需要或官員自身升遷的需要都可能會大量舉債，而地方債務規模擴張對區域金融風險有空間溢出效應[10]。同時，地方政府對轄區內的金融機構有一定的行政干預權。一方面，地方政府為提高政績，往往對金融機構進行間接或直接的行政干預，導致各地區信貸資源會向特定的企業和國有部門傾斜，國有企業存在的違約傾向會造成金融資源財政化，帶來金融風險[11]。另一方面，金融資源向有國有資產支撐的政府部門和國有企業集中，會導致政府和國有企業杠桿率過度上升，造成金融機構間的風險傳遞[12]。同小歌等（2022）[13]研究發現，地方官員的晉升激勵會導致金融資源配置效率下降，而提高金融資源配置效率能夠顯著降低本地區和相鄰地區的系統性金融風險[14]。可見，地方政府對金融機構的行政干預造成的金融資源錯配對防范區域金融風險極為不利。

那么賦予地方政府風險處置屬地責任后會是怎樣呢？當地方政府履行對地方金融的監督管理權力、承擔地方金融風險處置屬地責任時，地方政府一定程度上會更加注重區域金融風險的防范和化解，其中可能通過調整地方政府債務和金融資源配置效率兩條途徑。因此，提出如下假設：

H1：賦予地方政府風險處置屬地責任能降低區域金融風險；

H2：賦予地方政府風險處置屬地責任能通過降低地方政府債務水平降低區域金融風險；

H3：賦予地方政府風險處置屬地責任會通過提高金融資源配置效率進而降低區域金融風險。

三、研究設計

（一）模型設定

本文采用雙重差分法（DID），研究賦予地方政府風險處置屬地責任在區域金融風險防控中的政策效應，構建模型如下：

其中，i代表省份，t代表年份，Riskit代表區域金融風險水平，Treat代表省份虛擬變量，Time代表時間虛擬變量，Treat*Time是賦予屬地金融監管和風險處置責任這一政策實施的估計量，其系數α1可以衡量該項政策對于降低區域金融風險的實施效果，Xit表示控制變量，μi和δt分別是省份、時間固定效應，εit為隨機誤差項。

由于各省份于2018年10月起陸續掛牌成立地方金融監管局，結合前文分析并基于現實意義，本文選擇2019 年為政策節點。實驗組和對照組的設定參照黃祥忠和高淵（2022）[3]的研究，按照改革前（2010—2018年）時間段內每個省份區域金融風險的平均值進行分組，首先計算樣本省份2019年之前區域金融風險的平均值，選取該時間段內區域金融風險的中位數作為參照，將平均值高于中位數的省份作為實驗組，平均值低于中位數的省份作為對照組。如此劃分的原因是，此項政策目的在于更好地防范化解區域金融風險，相對來說，這一政策實施對于區域金融風險較高的地區更具針對性，故將政策實施前區域金融風險平均值高于中位數的省份作為實驗組，其他省份作為對照組①實驗組包括北京、內蒙古、黑龍江、江蘇、浙江、安徽、福建、江西、山東、廣東、廣西、海南、貴州、陜西、甘肅、新疆16個省份；對照組包括天津、河北、山西、遼寧、吉林、上海、河南、湖北、湖南、重慶、四川、云南、青海、寧夏14個省份。。

（二）變量設置

1.被解釋變量：區域金融風險（Risk）。參考沈麗和范文曉（2021）[10]的方法，基于銀行、股票市場、保險市場和房地產市場四個維度選取代表性指標構建區域金融風險指標體系，運用熵權法計算得到全國30個省、自治區和直轄市2010—2021年的區域金融風險水平①限于篇幅原因，計算過程不再贅述，計算出的各省份區域風險水平結果如有需要，可向作者索?。?592760727@qq.com。

2.核心解釋變量：Treat*Time，即賦予地方政府風險處置屬地責任這一政策的實施。對于Treat和Time兩個虛擬變量賦值規則如下：如果樣本觀測值位于實驗組，則Treat=1，否則Treat=0；當樣本觀測值處于2019年及以后Time=1，否則Time=0。

3.控制變量。參考毛捷和黃春元（2018）[15]、馮智杰和劉麗瓏（2021）[16]、陳蕾等（2021）[17]及王霞和王芳（2022）[18]的研究中控制變量的選取方法，結合本文的研究問題選擇以下控制變量：經濟發展水平（lnrjgdp）、城鎮化率（urban）、通貨膨脹率（ir）、人口增長率（pop）、固定資產投資（fai）、經濟開放度（open）、存款利率（r）、財政赤字率（chizi）。

（三）數據來源及描述性統計

限于數據的完整性及可獲得性，不包括西藏自治區和港澳臺地區，選取2010—2021年我國30個省、自治區、直轄市的面板數據。原始數據主要來源于《中國金融年鑒》《中國統計年鑒》、中國人民銀行官網、Wind數據庫及各省份統計年鑒。對于少數缺失數據，先查找相關統計年報和相關報道進行補充，最終缺失的數據用線性插值法進行填補。各個變量的描述性統計如表1所示。

表1 變量描述性統計

四、實證檢驗

（一）基準回歸分析

表2報告了模型（1）的回歸結果。列（1）僅控制了省份固定效應，核心解釋變量Treat*Time 的系數顯著為負，說明賦予地方政府風險處置屬地責任這一政策改革能夠顯著降低區域金融風險。列（2）在列（1）的基礎上，控制了時間固定效應，Treat*Time 的系數仍然顯著為負。列（3）和列（4）為加入控制變量的結果，在控制省份和時間固定效應以及加入各控制變量的情況下，這項政策的系數為-0.025，在1%的水平上顯著，說明賦予地方政府風險處置屬地責任能夠降低區域金融風險水平，假設1得以驗證。

表2 DID基準回歸結果

（二）穩健性檢驗

1.平行趨勢檢驗

為保證DID估計結果合理有效，需要對實驗組和對照組的區域金融風險作平行趨勢檢驗，來判斷實驗組和對照組的區域金融風險在政策實施前后的變化情況。按照前文樣本設置的時間節點，以2019 年為基期，采用事件研究法進行平行趨勢檢驗。圖1報告了95%置信區間內平行趨勢檢驗的回歸系數，可以看出在政策實施前兩組樣本不存在明顯差異，且系數均不顯著；在政策實施之后系數由正轉負，說明賦予地方政府金融監管和風險處置屬地責任對于區域金融風險的降低作用開始出現，且效果逐年增大并趨于顯著。由此可見，前文雙差分模型滿足平行趨勢檢驗。

圖1 平行趨勢檢驗

2.異質性討論

為進一步探討此項政策在我國不同地區的效果，按國家統計局的地區劃分標準，將樣本分成東部、中部、西部三組，繼續考察賦予地方政府風險處置屬地責任對區域金融風險影響的地區性差異。檢驗結果如表3所示。第1列結果顯示，Treat*Time 的系數為-0.049，在5%的水平上顯著，說明賦予地方政府風險處置屬地責任對東部地區的區域金融風險有顯著的減緩作用；從第2列和第3列的結果來看，估計系數不顯著且絕對值更小，說明該政策對中西部地區金融風險的降低作用小于東部地區且不顯著。可見這項政策效果呈現出顯著的地區差異，其原因可能在于東部地區對地方政府官員的考核更為全面，地方政府官員的任期更長，地方政府債務依存度相對較小。

表3 異質性檢驗結果

3.安慰劑檢驗

上述結果可能受遺漏變量和不可觀測因素等的影響，因此借鑒La Ferrara等（2012）[19]、李廣眾和賈凡勝（2020）[20]的方法，采用假設改變政策發生時間和隨機篩選實驗組兩種方法做安慰劑檢驗，來排除不可觀測因素的影響，確保結論穩健。

（1）假設改變政策發生時間

借鑒李廣眾和賈凡勝（2020）[20]的研究方法，假設這項政策實施時間改變，檢驗能否得到降低區域金融風險的政策效應。若將政策發生時間改變后，仍能得到相應的政策效應，則表明上文基準回歸結果并不可靠，需進一步考慮其他的不可觀測因素，而非只關注政策改革；反之，則說明上文基準回歸結果可靠。具體做法為：選取政策還未真正實施的2010—2018 年時間段為樣本區間，分別假定2015 年和2016 年為政策實施年份，重新按照前文的檢驗過程進行檢驗，結果如表4所示?？梢园l現，假定將政策實施時間分別向前推三年和四年后，Treat*Time 的系數分別為0.002和0.001且不顯著，表明將政策發生的時間改變后，并沒得到降低區域金融風險的政策效果。由此說明，賦予地方政府風險處置屬地責任能夠降低區域金融風險，前文結果具有穩健性。

表4 安慰劑檢驗

（2）隨機篩選實驗組

借鑒La Ferrara等（2012）[19]的做法，隨機篩選實施政策改革的省份，并隨機化改革時間，由此構造省份—改革時間兩個層面的隨機實驗。接著按式（1）進行回歸，根據偽實驗組回歸得到的估計系數再次判斷基準回歸結果的可靠性。為加強人為構造虛假實驗的估計效果，將上述過程重復500次，最后繪制出回歸過程中估計系數和t值的核密度圖，如圖2和圖3中虛線所示。若隨機實驗中，估計系數和t值都分布在0附近，且偏離真實的估計系數和t 值，則說明該項政策效應并不是其他遺漏變量和不可觀測因素的影響。圖2 和圖3中，豎實線代表基準回歸所得的真實估計系數和t值，可以看出，虛假估計系數和t值均分布在0附近，且偏離了真實值，這表明基準回歸所得的結論穩健。

圖2 估計系數核密度圖

圖3 t值核密度圖

4.基于PSM-DID方法的分析

為了更好地選擇實驗組和對照組，參考石大千等（2018）[21]和盧盛峰等（2021）[22]的方法，使用傾向得分匹配分析法，來實證檢驗在實驗組和對照組其他條件相似的情況下，賦予地方政府風險處置屬地責任與區域金融風險之間的因果關系。運用PSM-DID方法分析過程中，本文在計算傾向得分時使用Logit回歸，同時采用最近鄰1∶1匹配的方式對各個省份進行匹配。匹配后，用滿足共同支撐假設的樣本按式（1）重新進行DID估計。表5報告了使用PSM-DID分析方法的回歸結果，結果顯示Treat*Time 的系數均顯著為負，且估計系數的絕對值相較于基準回歸更大，表明在使用傾向得分匹配得到更為精確的實驗組和對照組樣本后，政策效果更加明顯，進一步說明前文的結果穩健可靠。

表5 基于傾向得分匹配后的雙差分模型估計

五、機制檢驗

基于前文實證檢驗所得結論，試圖進一步分析賦予地方政府風險處置屬地責任影響區域金融風險的可能渠道，主要基于兩方面考慮：一是考慮到地方政府債務，二是金融資源錯配問題。地方政府債務和金融資源配置效率都與地方政府緊密相關，也都會導致金融風險的積累，那么賦予地方政府風險處置屬地責任后，地方政府債務和金融資源配置效率是否會在降低區域金融風險的過程中起到一定中介作用呢？

為驗證假設2和假設3，使用Baron和Kenny（1986）[23]提出的依次檢驗法來驗證，具體步驟如下：

第一步，驗證賦予地方政府風險處置屬地責任對區域金融風險的影響。

第二步，驗證賦予地方政府金融風險處置屬地責任對中介變量的影響。

第三步，將賦予地方政府風險處置屬地責任變量與兩個中介變量分別同時作為解釋變量，納入同一回歸方程，驗證地方政府債務和金融資源配置效率的中介作用。

其中，media為中介變量，包括地方政府債務gdebt和金融資源配置效率fine。根據模型（2）（3）（4）的設定，對中介效應是否顯著的判斷依據為：第一，檢驗系數α1，如果α1顯著，則進行下一步檢驗；第二，檢驗系數β1和系數λ2，如果β1和λ2均顯著，則gdebt的中介效應顯著，如果有一個不顯著，則要用Sobel檢驗，來判斷是否具有中介效應；第三，檢驗系數λ1和λ2，如果系數λ1和λ2都顯著，則存在部分中介效應，如果系數λ2顯著，系數λ1不顯著，則存在完全中介效應。

（一）基于地方政府債務視角

借鑒鐘輝勇和陸銘（2015）[24]與彭沖和陸銘（2019）[25]的研究，同時考慮地方政府債務數據的可得性，選擇采用省級的城投債余額與GDP之比代表地方政府債務水平。在進行地方政府債務的中介效應分析時，為了更好地控制宏觀經濟中其他因素對地方政府債務的影響，在式（3）的控制變量中加入存款利率和財政赤字率，結果如表6所示。表中列（2）顯示，Treat*Time 的系數β1在10%的水平上顯著為負，說明賦予地方政府風險處置屬地責任能夠降低地方政府的債務規模。列（3）顯示系數λ1和λ2均顯著，且系數λ2顯著為正，以上結果說明地方政府債務對區域金融風險具有正向作用，也就是說，地方政府債務的降低會引起區域金融風險水平的降低。由于賦予地方政府風險處置屬地責任能夠降低地方政府債務，故其能通過降低地方政府債務水平進而降低區域金融風險，以此得出假設2成立，且地方政府債務起到了部分中介作用。

表6 地方政府債務中介效應檢驗

（二）基于金融資源配置效率視角

關于金融資源配置效率的測度基本集中在金融業投入和產出視角，研究方法有包絡數據分析方法（DEA）、超效率DEA模型分析方法和隨機前沿函數（SFA）分析方法。DEA是傳統測算效率的一種非參數方法，可以不考慮量綱問題，但測算出的效率取值均在0 ～1，無法進一步比對。因此，參考馮銳等（2022）[14]的研究方法，運用隨機前沿函數（SFA）分析方法，基于金融資源投入和產出效率來測算金融資源配置效率。在各地區金融資源投入和產出指標選取方面，根據柯布—道格拉斯生產函數，選取金融業從業人員和金融業固定資產投資作為投入指標，分別代表各地區人力資源和資本資源的投入情況，選取史亞榮和趙愛清（2020）[26]使用的地區金融相關率（貸款余額與地區生產總值的比值）作為產出指標。將投入指標和產出指標運用SFA模型，測算得出2010—2021年全國30個省份的金融資源配置效率，將數據進行歸一化處理后，再進行后面的實證檢驗。

此處使用簡單OLS 回歸，式（3）中，參考孫英杰和林春（2019）[27]、田新民和張志強（2020）[28]和馮銳等（2022）[14]的研究進行控制變量選取，選擇經濟發展水平（lnrjgdp）、城鎮化率（urban）、固定資產投資（fai）、經濟開放度（open）、金融服務水平（service）和地區產業結構（indus）作為控制變量。表7報告了基于金融資源配置效率的中介效應檢驗結果。列（2）結果顯示，Treat*Time 的系數為0.036，在10%的水平上顯著，說明賦予地方政府風險處置屬地責任能夠提高金融資源的配置效率。列（3）結果顯示，系數λ1和λ2顯著為負，表明金融資源配置效率的提高會降低區域金融風險。綜上，金融資源配置效率是賦予地方政府風險處置屬地責任的另一條有效途徑，仍起到了部分中介作用，驗證了假設3。

表7 金融資源配置效率中介效應檢驗

整體來看，降低地方政府債務和優化金融資源配置效率的確是兩條有效途徑，但我國各地區金融風險不一，用總樣本數據可能會造成檢驗結果偏差。因此，為了增強作用機制檢驗的有效性，以下專門針對實驗組樣本數據進行中介效應分析，結果如表8所示。列（1）（2）（3）是以地方政府債務為中介變量，列（4）（5）（6）是以金融資源配置效率為中介變量?？梢钥闯?，對于實驗組樣本數據來說，首先，地方政府債務和金融資源配置效率均起到部分中介作用；其次，與全樣本相比，實驗組各項系數的絕對值要更大，說明實驗組包含的省份政策效果更強，中介變量的作用也更大。

表8 實驗組樣本中介效應檢驗

那么，哪種機制效應更大呢？計算中介效應的比重作進一步探討。對于總樣本，地方政府債務的中介效應占總效應的比重為（-0.011×0.195）/（-0.025）=8.58%，金融資源配置效率的中介效應占總效應比重為（-0.328×0.036）/（-0.032）=36.9%；對于實驗組樣本，這兩個比重分別為（-0.024×0.433）/（-0.477）=2.18%、（-0.380×0.302）/（-0.477）=24.06%?？梢钥闯?，金融資源配置效率的中介作用要大于地方政府債務的中介作用，原因可能在于，賦予地方政府風險處置屬地責任后，地方政府會更加明確自身的行為邊界，約束行政干預，充分發揮金融市場的資源配置作用，從而優化金融資源配置效率，促進經濟發展和金融穩定；而長期以來地方政府龐大的債務問題相對來說化解較為困難，因此通過降低地方政府債務風險進而降低區域金融風險的效果較差，符合實際。

六、結論與政策建議

基于2010—2021年我國30個省、自治區、直轄市的面板數據，以2019年為賦予地方政府風險處置屬地責任政策實施的時間節點，綜合運用雙差分模型、PSM-DID方法以及中介效應檢驗法，實證分析了賦予地方政府風險處置屬地責任這項政策的實施對區域金融風險的影響。得出結論如下：第一，賦予地方政府風險處置屬地責任能夠降低區域金融風險，該結論可以通過平行趨勢檢驗，同時采用假定改變政策發生時點和隨機篩選實驗組的方法作安慰劑檢驗，并采用PSM-DID方法分析之后，結果仍然穩健。第二，賦予地方政府風險處置屬地責任對區域金融風險的降低作用存在顯著的區域異質性。對東部地區能夠顯著降低區域金融風險，而對中西部地區雖有減緩作用，但效果并不顯著。第三，賦予地方政府風險處置屬地責任會通過提高金融資源配置效率和降低地方政府債務水平兩條途徑降低區域金融風險，且提高金融資源配置效率的效果更強。

基于以上結論，提出如下建議：第一，充分發揮地方政府在區域金融風險管控中的信息優勢和協調能力優勢，進一步壓實地方政府對區域金融風險的監管和處置責任。第二，加大地方尤其是中西部地區的政府債務管理力度，不斷推進地方政府債務風險的防范及化解。通過促進地方政府融資平臺轉型、盤活存量資金、增強國有資產盈利能力、擴展財源等方式來降低地方政府債務存量規模，通過控制債務規模、降低負債成本等方式管理地方政府債務增量。第三，完善地方法人機構的治理結構，增強領導干部的金融素養，減少地方政府對金融機構的行政干預，充分發揮金融市場的資源配置功能，提高金融資源的配置效率。第四，進一步推進政府引導、市場配置金融資源的機制建設，明晰金融資源產權，創新金融資源配置方式，縮小金融資源配置差異，充分利用優化金融資源配置效率的路徑，防范和化解區域金融風險。