銀行業對外開放加劇了系統性金融風險嗎

【摘 要】 銀行業對外開放能夠引導商業銀行與國際接軌，提升國際競爭力，但也可能引發系統性金融風險，對金融穩定造成不利影響。文章以我國31個省（自治區、直轄市）2008—2022年的面板數據為支撐，利用混合回歸、個體和時間雙固定效應模型分析了銀行業對外開放對各省系統性金融風險的影響，就銀行業對外開放下我國東、中、西部地區的系統性金融風險進行了異質性分析，檢驗金融監管在銀行業對外開放影響我國系統性金融風險中的門檻效應后，得出銀行業對外開放增加了我國系統性金融風險，且主要集中在東部，銀行業對外開放對我國系統性金融風險的影響程度與金融監管的強弱密切相關的結論，據此提出銀行業對外開放下防范系統性金融風險的建議。

【關鍵詞】 銀行業對外開放； 系統性金融風險； 金融監管

【中圖分類號】 F234；F831.5" 【文獻標識碼】 A" 【文章編號】 1004-5937（2025）10-0043-08

一、引言

近年來，我國經濟、金融業開放程度不斷加深。特別是2018年4月博鰲亞洲論壇上習近平主席宣布了擴大對外開放新的重大舉措，包括大幅度放寬市場準入，確保放寬銀行、證券、保險業外資持股比例限制，放寬外資金融機構設立限制，擴大外資金融機構在華業務范圍，拓寬中外金融市場合作領域，有力推進了我國金融業對外開放。2019年7月國務院金融穩定發展委員會宣布，允許外資機構對銀行間債券市場的債券評級，鼓勵境外金融機構參與設立、投資入股商業銀行理財子公司，允許境外資產管理機構與中資銀行合資設立外方控股的理財公司。2023年中央金融工作會議指出，要著力推進金融高水平開放，堅持“引進來”和“走出去”并重，穩步擴大金融領域制度型開放，提升跨境投融資便利化，吸引更多外資金融機構和長期資本來華興業展業。2024年黨的二十屆三中全會指出：要推動金融高水平開放，穩慎扎實推進人民幣國際化，發展人民幣離岸市場；完善準入前國民待遇加負面清單管理模式，支持符合條件的外資機構參與金融業務試點；穩慎拓展金融市場互聯互通，優化合格境外投資者制度；推進自主可控的跨境支付體系建設，強化開放條件下金融安全機制。

金融業是高風險產業，銀行業對外開放可能引發并傳導金融風險，甚至會在多個國家之間傳遞、擴散，形成系統性金融風險，而系統性金融風險具有極強的破壞性和傳染性。2023年中央金融工作會議強調要全面加強金融監管，預防和化解金融風險，堅決守住不發生系統性金融風險的底線。2024年黨的二十屆三中全會繼續強調要“防風險、強監管”，提出“要建立風險早期糾正硬約束制度，筑牢有效防控系統性風險的金融穩定保障體系。要健全金融消費者保護和打擊非法金融活動機制，構建產業資本和金融資本‘防火墻’”。由此，在金融業開放程度不斷加深的背景下，本文研究銀行業對外開放對我國系統性金融風險的影響機制，并構建相應的指標體系和測度模型，實證分析銀行業對外開放對我國系統性金融風險的影響，旨在加強我國系統性金融風險的防范措施，以保證我國的金融安全，為我國的經濟開放提供保障和支持。

二、文獻綜述

關于金融業開放對系統性金融風險影響的研究，當今有兩種對立的觀點：一種觀點是金融業對外開放會降低系統性金融風險，另一種觀點是金融業對外開放會增加系統性風險。Lane等[ 1 ]認為系統性風險會隨著外資數量的增加而得到分散。Ghosh[ 2 ]探究影響銀行危機的作用因素，指出銀行業全球化可以通過采取不同的手段來大幅度降低銀行危機發生的可能性。Faia等[ 3 ]通過研究歐洲銀行樣本，發現不論從個人視角還是整個金融系統的視角來看，銀行進行海外擴張都能夠降低風險。但是，根據Frederic[ 4 ]的研究，在金融開放的背景下，國際資本能夠迅速流動，這就為金融機構帶來了風險的承擔動機，如果某國發生了金融沖擊，就可能迅速傳導至其他國家。Luo等[ 5 ]認為金融開放會降低銀行的盈利效率，間接增加銀行業的風險。董青馬和盧滿生[ 6 ]從60個國家數據入手進行實證分析，得出一國銀行發生系統性金融風險的概率同該國金融開放程度呈正相關的結論。陳丁燕[ 7 ]通過實證分析得出金融開放會加劇銀行業風險。陳旺等[ 8 ]通過分析金融開放時間長短對銀行業風險承擔的影響，發現長期的金融開放會提高銀行業的風險承擔能力，反之則有風險效應。

關于金融監管對金融風險影響的研究，多數學者認為金融監管可以防范、降低金融風險。如田應奎等[ 9 ]認為全面加強金融監管是新時代應對金融風險挑戰的必然選擇。陽曉霞[ 10 ]認為，強大的金融監管能夠防范金融風險，為金融強國建設提供保障。袁國方和寧薛平[ 11 ]提出，提升金融監管能力和水平是防范系統性金融風險的重要策略。肖爭艷等[ 12 ]的研究顯示，2016—2017年金融監管明顯降低了系統性風險溢出水平，金融監管政策在短期內降低多元金融部門和證券部門的系統性風險溢出水平效果更為明顯。田利輝等[ 13 ]實證研究得出，試驗性監管能夠顯著降低以中小銀行為主體的區域金融風險。趙文舉等[ 14 ]實證分析得出，金融監管強度在金融科技與區域性金融風險之間發揮雙重門檻效應。

綜上所述，已有文獻多研究金融業開放對系統性金融風險的影響，而銀行業對外開放對系統性金融風險影響的研究尚不全面、不深入。此外，已有文獻多側重于金融監管對金融風險的防范作用，而金融監管在銀行業對外開放影響系統性金融風險過程中的門檻效應研究較少。本文研究銀行業對外開放對系統性金融風險的影響機制，并實證分析銀行業對外開放對我國東、中、西部系統性金融風險影響的異質性效應，為防范我國系統性金融風險提供新思路和參考。

三、理論分析與研究假設

銀行業對外開放主要基于銀行業跨國經營理論，銀行業跨國經營理論主要包括“跟隨客戶”假說、“尋求機會”假說、“規避管制”假說。“跟隨客戶”假說認為，銀行要為原有國內客戶提供多元化服務，要跟隨客戶在國外設立分行。“尋求機會”假說認為，銀行從事跨境業務可能會獲得更多投資收益。“規避管制”假說認為，外資銀行涌向金融監管強度較小的國家，可以降低運營成本、提高經營效益[ 15 ]。系統性金融風險主要基于銀行脆弱性理論和銀行擠兌理論。銀行脆弱性理論認為，由于銀行經營對象（貨幣）的特殊性、經營的高負債、資產與負債償還日的不匹配性、資產風險管理的高難度，使其自身存在較高的脆弱性。銀行擠兌理論認為，公眾產生恐慌心理進行大規模非理性存款提取造成擠兌，一旦蔓延容易帶來系統性金融風險[ 16 ]。

銀行業對外開放會加劇東道國系統性金融風險，影響機制如下：首先，銀行業對外開放會對東道國銀行業造成沖擊，擠占東道國銀行業的市場份額，從而降低東道國銀行業的利潤并增加其經營風險。原因是外資銀行在經營管理、金融創新、金融服務等方面具有一定的優勢。外資銀行大批進入東道國，會加劇東道國銀行業和外資銀行之間的競爭，從而壓縮東道國銀行業的利潤空間并增加其面臨的經營風險。同時，外資銀行進入會導致東道國信貸規模擴張，易引起信貸泡沫，引發銀行業系統性金融風險。其次，外資銀行進入東道國后，可能成為資本跨境投機的重要渠道，會增加東道國金融市場特別是資本市場風險[ 17 ]。銀行業過度“引進來”可能會帶來大量跨境資金，跨境資金過度流入股票市場，容易引發股市價格波動，破壞股市的穩定性，加大股市風險；跨境資金過度流入房地產市場，會增加房地產泡沫，使房地產行業結構更加不合理，對房地產市場形成沖擊，放大房地產市場風險。當東道國金融市場出現波動時，外資銀行極易出現資本外逃，大量資金撤出，進一步放大東道國的金融風險。最后，外資銀行會跨境輸入金融風險。當外資銀行的母國出現金融風險時，外資銀行可能通過國際金融市場把母國的金融風險輸入東道國，引發東道國系統性金融風險上升。

由此，本文提出以下研究假設。

H1：銀行業對外開放會加劇系統性金融風險。

銀行業對外開放對東道國系統性金融風險的影響，與東道國的金融監管存在密切關系。如果東道國金融監管不到位，監管力度弱，銀行業對外開放對東道國系統性金融風險的影響就會顯著；如果東道國金融監管力度到位，銀行業對外開放對東道國系統性金融風險雖有影響，但影響程度會下降。原因是，在東道國嚴格的金融監管下，外資銀行的數量和規模會受到限制，東道國銀行的市場份額沒有受到太大影響，利潤空間沒有較大壓縮，外資銀行對東道國金融市場的沖擊威脅較小。

由此，本文提出以下研究假設。

H2：金融監管在銀行業對外開放影響系統性金融風險過程中存在門檻效應。

四、實證分析

（一）模型構建

為分析銀行業對外開放對我國各省系統性金融風險的影響，參考白俊紅和陳新[ 18 ]等的做法，構建如下基準模型：

JRFXit=？琢0+？琢1WZYHit+∑？琢kXit+？滋i+λt+？著it （1）

模型（1）中，JRFXit（系統性金融風險）為被解釋變量，WZYHit為銀行業對外開放，Xit為控制變量，i代表省、自治區或直轄市，t代表時間，？滋i用來控制地區固定效應，λt用來控制時間固定效應，？著it為隨機誤差擾動項。？琢0、？琢1、？琢k為各個回歸變量的系數。

（二）變量選擇與描述性統計

1.被解釋變量：系統性金融風險（JRFX）

為全面測度系統性金融風險水平，參考章曦[ 19 ]、王營和曹廷求[ 20 ]、沈麗等[ 21 ]的研究，從金融市場、企業、政府、宏觀環境四個層面構建系統性金融風險指標體系，如表1所示。

2.核心解釋變量：銀行業對外開放（WZYH）

參照馬小涵和郭文偉[ 22 ]的研究，本文選取我國境內41家外資法人銀行總資產占境內銀行總資產的比值衡量銀行業對外開放水平。指標中的分子為外資銀行在我國境內設立的分行和分支機構的資產及外資控制的中資銀行總資產部分之和，分母為我國境內銀行業資產的總和，包括境內注冊銀行、外資銀行在境內設立的分行及分支機構的資產。

3.控制變量

控制變量包括以下指標：（1）經濟發展水平（JJFZ）。由于宏觀經濟形勢惡化會對實體經濟發展造成不利影響從而導致系統性金融風險產生[ 23 ]，為了動態說明區域經濟發展狀況、體現人民生活水平，本文選取人均GDP增長率即各省人均國內生產總值的增長率衡量區域經濟發展水平[ 24 ]。（2）人力資本水平（RLZB）。人們理財意識不斷提高，其財富投資行為對金融風險產生影響[ 25 ]。該指標用各省高等學校畢業人數占各省全部人口數的比例進行衡量。（3）對外開放程度（DWKF）。對外開放進程中外商投資的規模與增速對我國各省外向型企業的經營狀況產生影響，由此對我國各省的經濟和金融發展產生影響，進而對系統性金融風險產生影響[ 26 ]。該指標用各省外商投資企業投資總額與各省國內生產總值之比進行衡量。（4）科技創新水平（KJCX）。科技創新帶來的金融創新打破了傳統金融模式，產生了新的金融風險，對系統性金融風險產生影響[ 23 ]。該指標用省內專利申請受理量的對數值進行衡量。（5）產業結構水平（CYJG）。產業結構對區域經濟發展產生影響，進而對系統性金融風險帶來影響。該指標用各省第三產業產值與各省國內生產總值之比進行衡量[ 25 ]。（6）城鎮化水平（CZSP）。城鎮化進程中需要大量銀行貸款或資本市場資金支持，進而對系統性金融風險產生影響。該指標用各省城鎮人口數量與各省總人口數量之比進行衡量[ 25 ]。

本文選取2008—2022年為樣本區間，對以上指標15年數據進行搜集整理。由于我國香港、澳門、臺灣地區數據難以獲得，本文以我國31個省（自治區、直轄市）為研究對象，每個變量樣本數為465個。數據來源包括EPS、WIND等數據庫，金融監督管理總局、國家統計局、中國人民銀行官網以及《中國統計年鑒》《中國金融年鑒》和各地的金融運行報告，部分缺失的數據采用插值法和趨勢法進行補充。此外，對各個變量進行了標準化處理，以消除數據之間的量綱差異。確定各指標數據后，通過主成分分析法進行降維處理，計算得到2008—2022年全國各地的系統性金融風險指數。變量的描述性統計如表2所示。

（三）實證結果分析

1.回歸結果分析

基本回歸結果如表3所示，其中列（1）為混合回歸的結果，列（2）為個體固定效應模型的回歸結果，列（3）為時間和個體雙固定效應模型的回歸結果。整合三列的回歸結果可以看出，各個回歸系數的正負沒有顯著性變化，說明本文選用模型的穩健性。此外從R2的大小及各個回歸系數的顯著性來看，列（3）的回歸結果最優，因此從列（3）進行基本回歸結果的分析。銀行業對外開放回歸系數為23.340，且通過了1%的顯著性檢驗，證明銀行業對外開放會加劇我國系統性金融風險，驗證了H1。

實證結果表明，銀行業對外開放加劇了我國系統性金融風險。究其原因，是外資銀行給我國銀行業帶來了沖擊和威脅。具體來看：第一，大型有影響力的外資銀行具有較高的經營管理水平和服務質量，使中資銀行受到威脅，面臨客戶和資源被外資銀行搶奪的風險。外資銀行不僅支持本國的在華企業，而且積極爭取中國業績良好、發展前途良好的企業，包括大型國有企業和上市公司等。第二，外資銀行進入國內市場，在銀行業務、產品、服務等領域對中資銀行形成了強有力的競爭。隨著金融市場的開放和對外資銀行業務限制的逐步取消，外資銀行在我國的業務活動迅速增加，迄今已超過數百種，包括新增QFII托管、網絡銀行、國債承銷、企業現金管理、金融衍生產品和個人理財管理等，中外資銀行之間的競爭加劇，外資銀行在衍生品交易等領域對中資銀行產生競爭壓力。第三，外資銀行具備較強的金融創新能力。外資銀行的金融創新給中資銀行帶來沖擊，加劇了我國系統性金融風險。第四，隨著外資銀行入股國內銀行的比例限制被取消，外資銀行可以入華設立分支機構，外資銀行對我國銀行業構成威脅。第五，外資銀行對專業金融人才的爭奪加劇了國內系統性金融風險。外資銀行在發展過程中，培養了一大批高素質的銀行業管理和業務人才，他們對本國及外國銀行業務具有高水平的理論知識和實踐經驗。外資銀行傾向于用更高的報酬、更多的海外培訓機會和更好的工作環境等來吸引中資銀行的專業金融人才，使中資銀行面臨人才流失的挑戰。

再看各個控制變量的回歸系數，人力資本、科技創新和城鎮化水平的回歸系數均為正數，且均通過了1%的顯著性檢驗，說明人力資本、科技創新和城鎮化水平也會加劇我國系統性金融風險。其余控制變量均不顯著。

2.內生性檢驗

為了對模型中的內生問題進行處理，本文采用系統GMM方法對基準模型（1）再次進行回歸檢驗，將工具變量設定為被解釋變量的最多滯后三階，結果如下：首先，AR（2）的結果通過了殘差項無序列自相關的檢驗（即不拒絕原假設），可以得到系統GMM估計量是一致的，同時所有回歸方程通過了Sargan檢驗（即不拒絕原假設）。其次，Wald檢驗拒絕了核心解釋變量和控制變量系數為0的原假設，表明系統GMM回歸的結果是可信且符合要求的。最后，核心解釋變量回歸系數的估計值為正，且通過了1%的顯著性檢驗，與前文基準模型回歸結果是一致的。以上結果說明內生性問題對本文基準模型的影響得到處理。

3.穩健性檢驗

采用縮短樣本年限的方法，將原樣本年限2008—2022年縮短為2011—2022年。回歸結果顯示，核心解釋變量銀行業對外開放的回歸系數為18.47，且通過了1%水平的顯著性檢驗。回歸系數的正負與顯著性均未發生顯著變化，本文選用模型的穩定性和選用數據的可靠性得到驗證。

五、異質性分析

我國地域廣闊，各地經濟和金融發展水平不一，為了區分區域之間的異質性，按照我國統計局的分類方法，本文將全國31個省（自治區、直轄市）的總樣本分為東、中和西部地區①，進一步分析外資銀行進入對我國東、中、西部系統性金融風險的影響差異（由于港澳臺地區數據難以獲得，這里不分析港澳臺地區）。表4是東、中、西部地區基本回歸結果。東部地區外資銀行進入的回歸系數為37.23，不僅為正數，而且通過了1%的顯著性檢驗，說明東部地區外資銀行進入會加劇系統性金融風險。中部和西部地區外資銀行進入的回歸系數分別為11.20、10.85，雖然均為正數，但均沒有通過顯著性檢驗，說明外資銀行進入對中部和西部地區系統性金融風險的影響不顯著，系統性金融風險多體現在東部地區。究其原因，我國東部地區經濟和金融業相對發達，外資銀行進入東部地區的數量較多，對其影響較大。截至2024年6月末，在北京、上海、廣東設立的外資法人銀行占在華設立的外資法人銀行比例高達87.8%，在北京、上海、廣東設立的外資銀行分行占在華設立的外資銀行分行比例達45.56%。

六、金融監管的門檻效應分析

銀行業對外開放對系統性金融風險影響的程度，與一國金融監管的強弱程度密切相關。金融監管強度越大，銀行業對外開放引發系統性金融風險的可能性越小。因此，需要科學測度適度金融監管的值。本文將金融監管設置為門檻變量，利用面板門檻模型，分析金融監管在銀行業對外開放影響我國系統性金融風險過程中的門檻效應，測出我國實施適度金融監管值，并進行穩健性檢驗，以期為監管部門對外資銀行實施全面動態監管提供決策參考。

（一）面板門檻模型構建

本文參照已有研究并借鑒Hansen門檻模型的方法，構建銀行業對外開放與系統性金融風險的單一門檻回歸模型[ 24 ]：

JRFXit=？琢0+？琢1WZYHitI（JRJGit≤？酌）+？琢2WZYHitI（JRJGitgt;？酌）+

∑？琢kXit+？滋i+λt+？著it （2）

模型（2）中，系統性金融風險（JRFXit）為被解釋變量，銀行業對外開放水平（WZYHit）為核心解釋變量，JRJGit代表金融監管變量，I（·）為指標函數（當括號中的條件滿足時，該函數的值取1，否則取0），？酌為待估的門檻值，Xit為控制變量，i代表省、自治區或直轄市，t代表時間，？滋i用來控制地區固定效應，λt用來控制時間固定效應，？著it為隨機誤差擾動項，？琢0、？琢1、？琢2、？琢k為各個回歸變量的系數。

（二）變量說明及描述性統計

金融監管（JRJG）是指各地金融監管部門、政府采取的監管手段，以便充分發揮金融市場的有效性，維護金融穩定，促進經濟健康有序發展。金融監管機構為金融機構依法合規發展提供指導。考慮到各地方政府開展金融監管的成本，這里選用各地政府的金融監管支出與地方政府財政支出之比來衡量金融監管[ 24 ]，該指標衡量了金融監督力度的大小。其余變量的選取與數據來源同模型（1）。確定各指標和數據后，進行變量的描述性統計。門檻變量即金融監管變量（JRJG）的樣本數為465個，最大值為6.6910，最小值為0.0004，平均值為0.0898，標準差為0.3287。

（三）金融監管門檻效應回歸結果分析

從表5門檻效應顯著性檢驗結果可知，金融監管強度存在單門檻效應（因為雙門檻效應沒有通過10%的顯著性檢驗，而單門檻效應在5%的水平上顯著）。經過估算，金融監管強度的門檻值為0.0453，95%的置信區間為［0.0434，0.0457］。

從門檻效應的回歸結果（表6）看出，在金融監管強度小于門檻值0.0453時，銀行業對外開放水平回歸系數估計值為4.4505，且通過了1%的顯著性檢驗，說明銀行業對外開放會加劇系統性金融風險。這是因為，金融監管部門對外資銀行監管程度較弱，銀行業對外開放對中資銀行形成沖擊和威脅，加劇了系統性金融風險。但是在金融監管強度大于門檻值0.0453時，銀行業對外開放水平回歸系數估計值為3.9141，且通過了1%的顯著性檢驗，說明銀行業對外開放依然會加劇系統性金融風險，但由于跨過門檻值后回歸系數變小，說明銀行業對外開放加劇系統性金融風險的程度降低。銀行業對外開放是否形成系統性金融風險，與金融監管關系非常密切。由此，驗證了H2。

（四）穩健性檢驗

為了檢驗門檻模型的穩健性，本部分采用去除控制變量的方法進行檢驗，即去除控制變量對外開放程度、科技創新程度與城鎮化水平三者，再次進行門檻模型的分析。從門檻效應顯著性檢驗結果可知，金融監管強度存在單門檻效應（單門檻效應在5%的水平上顯著，而雙門檻效應沒有通過10%的顯著性檢驗）。經過估算，金融監管強度的門檻值為0.0453，95%的置信區間為［0.0434，0.0457］。從門檻模型的回歸結果可以看出：在金融監管強度小于門檻值0.0453時，銀行業對外開放加劇了系統性金融風險；在金融監管強度大于門檻值0.0453時，銀行業對外開放雖然也會加劇系統性金融風險，但影響程度降低。核心解釋變量的回歸系數與表6中的顯著性和正負沒有發生改變，驗證了本文設置模型的穩健性和數據的合理性。

七、結論與建議

（一）結論

一是銀行業對外開放與系統性金融風險存在關聯效應。銀行業對外開放會加劇我國系統性金融風險。此外，科技創新水平、人力資本和城鎮化水平也會加劇我國系統性金融風險。二是銀行業對外開放與系統性金融風險存在異質性效應。銀行業對外開放對系統性金融風險的影響在我國中部和西部地區不顯著，對系統性金融風險的影響多體現在我國東部地區（因為外資銀行的設立集中在我國東部地區）。三是銀行業對外開放與系統性金融風險存在非線性效應。銀行業對外開放是否形成系統性金融風險，與金融監管關系非常密切。在金融監管強度小于門檻值時，外資銀行進入會加劇我國系統性金融風險；但是在金融監管強度大于門檻值時，外資銀行進入雖然也會加劇我國系統性金融風險，但影響程度下降。

（二）建議

1.堅持銀行業“適度”開放

銀行業要適度開放，這個“度”是與我國社會經濟發展水平、金融業發展水平相適應。一旦超過這個“度”，我國社會經濟和銀行業的運行、發展就會受到沖擊，容易形成系統性金融風險，甚至爆發金融危機。我國金融業開放具體到銀行業對外開放，不能逾越當前社會經濟、金融業發展水平，必須確保我國的金融安全、國家安全。銀行業對外開放要“循序漸進”，把握好銀行業開放的順序、節奏和力度；銀行業對外開放應當在加強金融監管、完善宏觀審慎管理、提高金融市場透明度的前提下穩步推進；要完善銀行業開放的制度規則，提升國內金融企業的實力，為我國金融業參與國際競爭提供堅實基礎。

2.完善金融監管體系，對外資銀行實施全面動態監管

面對外資銀行進入對金融監管的挑戰，我國政府必須予以積極應對。我國金融監管部門應創新監管理念，完善監管方式和手段，確立以促進銀行業安全為核心的銀行監管框架，對外資銀行實施全面、動態監管，具體措施如下：一是完善金融監管體系，切實提高金融監管有效性。依法將所有金融活動納入監管，全面強化機構監管、行為監管、功能監管、穿透式監管、持續監管，強化監管責任和問責制度，加強中央和地方監管協同。要建設安全高效的金融基礎設施，統一金融市場登記托管、結算清算規則制度，建立風險早期糾正硬約束制度。二是制定“金融法”，進一步完善法律和法規，強化對外資銀行動態監管，使外資銀行外債業務、離岸業務等符合金融監管需求。要建立統一的全口徑外債監管體系，監管部門要加快制定相關條例實施細則，消除監管空白和盲區，彌補監管短板和薄弱環節，嚴格執法，嚴厲打擊非法金融活動，在開放過程中不斷提高金融管理能力和風險防控能力。三是提高監管技術手段，保障銀行體系安全。為提高對外資銀行的監管技術，我國監管部門應不斷完善模型化、數量化的風險評價系統及風險預警系統，及時識別并控制外資銀行的經營風險。同時應培養一批高素質的金融風險分析和評估人才，做好外資銀行風險評估和防控工作。

3.積極參與國際金融治理

在經濟與金融全球化背景下，我國金融監管部門必須積極參與國際金融治理，加強國際金融監管交流與合作，倡導國際利益分配新秩序。應依據協議對東道國和母國的監管進行職責分工與合作，建立雙邊磋商和聯系制度；應加強與外資銀行母行的聯系，強化與外資銀行母國的信息溝通，為更有力監管在華外資銀行提供支持。此外，金融監管部門應關注銀行業對外開放效應在發達國家與發展中國家之間存在的差異，防止發達國家與發展中國家的經濟差距在銀行業對外開放過程中進一步拉大，同時加強與發展中國家金融監管當局的交流及合作，與發展中國家聯合起來，倡導國際利益分配新秩序。●

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