孫建軍 張小溪 李美璇 劉志峰

一、引 言

為落實黨中央與國務(wù)院關(guān)于打好防范化解重大風(fēng)險攻堅戰(zhàn)的決策部署，促進統(tǒng)一的資管產(chǎn)品的監(jiān)管標準，中國人民銀行聯(lián)合中國銀行保險監(jiān)督管理委員會、中國證券監(jiān)督管理委員會與國家外匯管理局（即“一行兩會一局”），于2018年4月27日正式對外發(fā)布實施《關(guān)于規(guī)范金融機構(gòu)資產(chǎn)管理業(yè)務(wù)的指導(dǎo)意見》（即“資管新規(guī)”）。資管新規(guī)試圖通過對從事資產(chǎn)管理業(yè)務(wù)的金融機構(gòu)實施統(tǒng)一規(guī)制標準達到防控風(fēng)險、服務(wù)實體經(jīng)濟的目的。

資管新規(guī)推出之前，中國資產(chǎn)管理業(yè)務(wù)表現(xiàn)出典型的銀行為中心的通道模式，資管新規(guī)的執(zhí)行必然會影響銀行經(jīng)營行為?，F(xiàn)代金融中介理論認為銀行得以存在是因為銀行承擔(dān)流動性創(chuàng)造與風(fēng)險轉(zhuǎn)換這兩個不可替代的重要角色（Berger and Bouwan，2009），現(xiàn)有理論與實證研究（如，Levine et al., 2000；Berger and Sedunov，2017；Donaldson et al., 2018）表明銀行通過流動性創(chuàng)造使本不可行的正凈現(xiàn)值投資項目變得可行，從而提高資本配置效率并最終對經(jīng)濟增長產(chǎn)生積極影響。因此，事實導(dǎo)向提出一個需要回答的問題，即擲向資產(chǎn)管理亂象的統(tǒng)一規(guī)制這塊石頭是否及如何影響銀行流動性創(chuàng)造這個玉盂。

在資管新規(guī)過渡期內(nèi)的2020年1月爆發(fā)的新冠疫情COVID-19對中國及全球經(jīng)濟造成了史無前例的持續(xù)沖擊與重創(chuàng)?；诖?，經(jīng)國務(wù)院同意，央行會同發(fā)改委、財政部、銀保監(jiān)會、證監(jiān)會與外匯局審慎研究后決定提出資管新規(guī)“過渡期適當(dāng)延長+個案處理”的政策安排，過渡期延后一年至2021年底。并且，中國人民銀行于2020年7月31日就資管新規(guī)這一規(guī)制政策以答記者問的方式進行公開、專門與全面溝通。資管新規(guī)過渡期內(nèi)COVID-19持續(xù)沖擊與重創(chuàng)經(jīng)濟的嚴峻現(xiàn)實場景下，經(jīng)濟快速恢復(fù)的客觀要求進一步提出對資管新規(guī)是否及如何影響銀行流動性創(chuàng)造這個問題進行研究的急迫需要。如果規(guī)制資管亂象的新規(guī)石頭破壞銀行流動性創(chuàng)造功能，則資管新規(guī)政策可能需要作重大調(diào)整，以促進COIVD-19持續(xù)沖擊下中國乃至全球經(jīng)濟全面重啟、恢復(fù)與開放，在防控金融風(fēng)險與服務(wù)經(jīng)濟實體這兩個方面進行科學(xué)平衡。

在2018年4月27日正式發(fā)布實施資管新規(guī)之前，一行兩會一局于2017年11月17日提出資管新規(guī)征求意見稿。意見稿明確定義了資管業(yè)務(wù)產(chǎn)品分類，提出了通道打破、非標界定、資金池規(guī)范等規(guī)制要求。按資產(chǎn)規(guī)模計，銀行在中國資管業(yè)中居核心地位，上述規(guī)制要求對銀行未來的發(fā)展會產(chǎn)生深遠影響（魏驥遙，2017）。正式發(fā)布實施的資管新規(guī)是中國資產(chǎn)管理業(yè)的綱領(lǐng)性文件，資金池規(guī)范、多層嵌套禁止、非標控制、剛兌打破與凈值化管理等措施的嚴格實施將重塑資管行業(yè)格局（趙偉，2018）。邵宇和陳達飛（2018）認為影子銀行是理解中國過去10年宏觀經(jīng)濟、金融風(fēng)險與政策制定的核心邏輯，資管新規(guī)打中了中國式影子銀行的“七寸”。鐘正生（2018）預(yù)判了資管新規(guī)下金融機構(gòu)的行為變遷方式，認為銀行等金融資管機構(gòu)在過渡期初期可能會調(diào)整資產(chǎn)端，在過渡期后期及后時代會調(diào)整負債端，提出資管新規(guī)“過渡期”與“后時代”的貨幣政策構(gòu)想。胡群（2021）認為資管新規(guī)發(fā)布三周年，資管行業(yè)亂象得到了有效遏制，影子銀行風(fēng)險顯著收斂，資管業(yè)務(wù)逐漸回歸本質(zhì)。彭俞超與何山（2020）認為2018年的資管新規(guī)抑制中國影子銀行活動，他們基于一個內(nèi)生的融資約束異質(zhì)性企業(yè)模型，得出了資管新規(guī)提高經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量的同時也會因監(jiān)管模式導(dǎo)致經(jīng)濟成本的結(jié)論。

銀行用流動性較強的負債為流動性較差的資產(chǎn)提供融資方式，也通過貸款承諾或者備用信用證等為企業(yè)有效地發(fā)展與修改長期投資策略進行表外流動性創(chuàng)造（Holmstrom and Tirole, 1998; Kashyap et al., 2002）。在Berger and Bouwman（2009）開創(chuàng)性地提出銀行流動性創(chuàng)造的綜合測度之前，銀行流動性創(chuàng)造基本是理論上的一個概念。自Berger and Bouwman（2009）之后，與銀行流動性創(chuàng)造相關(guān)的實證研究逐漸成為一個熱點?，F(xiàn)存關(guān)于銀行流動性創(chuàng)造的實證研究主要表現(xiàn)為兩股文獻。一股文獻圍繞銀行流動性創(chuàng)造的決定因素展開。這些決定因素可分為兩類：銀行個體特征與宏觀經(jīng)濟環(huán)境。與銀行個體特征有關(guān)的因素包括規(guī)模與資本（Berger and Bouwman, 2009）、財務(wù)協(xié)迫（Cornett et al., 2011）、超額貸款及不良率（錢崇秀等，2018）、競爭環(huán)境（Jiang et al., 2019）、同業(yè)期限錯配（項后軍和曾琪，2019）等。與宏觀經(jīng)濟環(huán)境有關(guān)的因素有貨幣政策（李明輝等，2014；Berger and Bouwman, 2017; 郭曄等，2018）、政府監(jiān)管及干預(yù)（Duchin and Sosyura, 2014；呂思聰，2018）、不確定的經(jīng)濟政策（Berger et al.，2020；田國強和李雙建，2020）等。另一股文獻是圍繞銀行流動性創(chuàng)造的效應(yīng)展開。如對經(jīng)濟增長的影響（Levine et al., 2000；Berger and Sedunov，2017；Donaldson et al., 2018）、對風(fēng)險與金融危機的影響（Berger and Bouwman, 2017；項后軍和曾琪，2019；Hsieh and Lee, 2020；Zhang et al., 2021）等。

盡管圍繞銀行流動性創(chuàng)造的實證文獻在迅速增加，但現(xiàn)存文獻并沒有對從事資產(chǎn)管理業(yè)務(wù)的金融機構(gòu)的統(tǒng)一規(guī)制如何影響銀行流動性創(chuàng)造這一主題展開研究，本文嘗試填補這一文獻缺失。自資管新規(guī)正式發(fā)布至今的兩年數(shù)據(jù)積累為這一研究提供了前提條件。本文受Berger and Bouwman （2009）銀行流動性創(chuàng)造計算的三步程序的啟發(fā)，收集整理2006到2019年161家銀行的微觀財務(wù)數(shù)據(jù)，基于中國場景計算銀行流動性創(chuàng)造。本文實證發(fā)現(xiàn)資管新規(guī)在經(jīng)濟與統(tǒng)計上均顯著地提升了銀行總流動性創(chuàng)造。進一步對銀行總流動性創(chuàng)造進行分解，本文發(fā)現(xiàn)資管新規(guī)促進銀行總流動性創(chuàng)造主要依靠銀行表內(nèi)與資產(chǎn)這兩部分的流動性創(chuàng)造能力，而不是銀行負債、權(quán)益及表外流動性創(chuàng)造。另外，本文還發(fā)現(xiàn)銀行規(guī)模與銀行流動性創(chuàng)造顯著負相關(guān)，銀行風(fēng)險承擔(dān)與銀行流動性創(chuàng)造顯著正相關(guān)，在解釋銀行流動性創(chuàng)造的變化時，銀行規(guī)模比風(fēng)險承擔(dān)更重要。上述實證結(jié)果表明，擲向資管亂象這只老鼠的新規(guī)石頭，提升了銀行流動性創(chuàng)造，使銀行流動性創(chuàng)造這個玉盂更加明亮。

本文學(xué)術(shù)上的邊際貢獻主要體現(xiàn)在如下兩個方面：第一，當(dāng)前文獻缺失對從事資管業(yè)務(wù)的金融機構(gòu)的統(tǒng)一規(guī)制如何銀行流動性創(chuàng)造的研究，本文彌補了這一缺失。Distinguin et al.（2013）實證考察銀行資本規(guī)制對銀行流動性創(chuàng)造的影響，Duchin and Sosyura（2014）討論的是政府通過對銀行不良資產(chǎn)緩舒幫助及干預(yù)對銀行流動性創(chuàng)造的影響，呂思聰（2018）研究的則是銀行資本監(jiān)管與存貸比監(jiān)管對銀行流動性創(chuàng)造的影響。盡管本文的研究屬于政府規(guī)制如何影響銀行流動性創(chuàng)造這股文獻脈絡(luò)，但本文基于對從事資產(chǎn)管理業(yè)務(wù)的包含銀行、證券、保險、基金及信托等金融機構(gòu)在內(nèi)的統(tǒng)一的資產(chǎn)管理規(guī)制的視角討論銀行流動性創(chuàng)造，明顯區(qū)別于現(xiàn)存研究，其結(jié)論不但補充與豐富了銀行流動性創(chuàng)造領(lǐng)域的發(fā)現(xiàn)，而且為后續(xù)的金融機構(gòu)統(tǒng)一規(guī)制對銀行流動性創(chuàng)造的影響提供參考依據(jù)。第二，本文通過對中國的銀行影子規(guī)制的討論補充了影子銀行規(guī)制效應(yīng)的認知全系圖譜。全球各個國家都會基于自身影子銀行發(fā)展特征制定最優(yōu)規(guī)制方案，對影子銀行特征、規(guī)制及其效果的認知全系圖譜中需要不同的影子特征下的規(guī)制效應(yīng)認知。如美國影子銀行活動表現(xiàn)為經(jīng)紀人—交易商為媒介、短期批發(fā)融資與證券化特征（Adrian et al., 2015），而中國影子銀行活動在2018年資管新規(guī)推出之前表現(xiàn)出以銀行為中心通道的銀行影子特征（孫國峰和賈君怡，2015；王喆等，2017；Chen et al., 2020），本文討論的資管新規(guī)實質(zhì)上是針對新規(guī)前銀行影子活動的規(guī)制設(shè)計，研究結(jié)論為如何抑制影子活動但又不傷害實體經(jīng)濟活動提供經(jīng)驗證據(jù)。

本文余下部分設(shè)計如下：第二部分對資管新規(guī)進行解析之后提出一個假設(shè)，第三部分說明數(shù)據(jù)、設(shè)定模型與定義變量，第四部分報告并分析實證結(jié)果，第五部分作穩(wěn)健性再考察與進一步討論，最后是結(jié)論。

二、資管新規(guī)解析與假設(shè)提出

資管新規(guī)包括二十九個條款，破除通道、凈值化、打破剛兌、約束非標債權(quán)資產(chǎn)、化解多層嵌套與規(guī)范資金池等內(nèi)容是其最為核心的內(nèi)容（彭俞超和何山，2020）。本文先把這些核心的新規(guī)內(nèi)容分為兩部分解析，之后，基于這兩個解析提出一個研究假說。

解析之一 2018年4月27日正式發(fā)布資管新規(guī)之前，中國資管業(yè)表現(xiàn)出以銀行為中心的通道模式，從最初銀信、銀證、銀基與銀保等發(fā)展到最后的銀銀通道模式（王喆等，2017；趙偉，2018）。資管新規(guī)明確提出打破以銀行為中心的通道模式，此舉措必將引起資金的選擇與分流，資金或選擇流入銀行，或選擇流入信托、券商、基金與保險等從事資產(chǎn)管理業(yè)務(wù)的其他非銀行金融機構(gòu)。資管新規(guī)提出的凈值化及以凈值化為基礎(chǔ)的打破剛性兌付則進一步刺激不同投資目標及不同風(fēng)險態(tài)度的投資者加速上述資金的選擇與分流。

如果上述關(guān)于資管新規(guī)破除通道、凈值化與打破剛性兌付的解析邏輯上成立，則因資金的選擇與分流，從事資管業(yè)務(wù)的金融機構(gòu)的資產(chǎn)規(guī)模會表現(xiàn)出顯著變化。2018年4月27日至2020年底的這三年過渡期是觀察資管新規(guī)規(guī)制下資金選擇與分流的一個有效與合理窗口。唐郡（2020）發(fā)現(xiàn)信托資產(chǎn)規(guī)模自2018年以來連續(xù)三年融資類信托環(huán)比下降近5 000億元；周炎炎（2021）發(fā)現(xiàn)通道業(yè)居多的事務(wù)管理類信托余額三年間降幅達39.3%，證券期貨經(jīng)營機構(gòu)通道業(yè)務(wù)所在的定向資管產(chǎn)品余額三年降幅達到49.5%。這一系列發(fā)現(xiàn)可能是資管新規(guī)下資金選擇與分流的結(jié)果。

基于Berger and Bowman（2009）銀行流動性創(chuàng)造定義及計算公式，在其他條件不變的情況下，如權(quán)重分配不變，表內(nèi)外各科目的資金占比不變，流入銀行體系的資金越多，則銀行流動性創(chuàng)造水平越高。如果上述融資類信托資產(chǎn)規(guī)模與證券期貨定向資管產(chǎn)品余額連續(xù)三年大幅下降的發(fā)現(xiàn)是破除通道規(guī)制下資金選擇流入銀行之結(jié)果，則有理由預(yù)期資管新規(guī)提升銀行流動性創(chuàng)造。

解析之二 資管新規(guī)明確認定非標債權(quán)資產(chǎn)，嚴格限制資產(chǎn)管理底層資產(chǎn)中非標債券投資比例（趙偉，2018；彭俞超和何山，2020）。銀行表外理財?shù)牡讓臃菢速Y產(chǎn)由于不滿足資管新規(guī)的認定與限制要求，銀行需要資管新規(guī)透明監(jiān)管要求下作表內(nèi)調(diào)整，選擇與部分標準化債券等資產(chǎn)對接，如貸款、同業(yè)放貸與購買信用債等。另外，通道資金之外的新流入資金直接由銀行負債與權(quán)益入表經(jīng)信用轉(zhuǎn)換、期限轉(zhuǎn)換與流動性轉(zhuǎn)換后在資產(chǎn)端也創(chuàng)造流動性。在化解多層嵌套與規(guī)范資金池運作的新規(guī)規(guī)制下，對接非標資產(chǎn)的銀行表內(nèi)標準化債券與債務(wù)等依風(fēng)險本質(zhì)計量更高風(fēng)險權(quán)重，則銀行資本比例會下降。

如果上述關(guān)于資管新規(guī)非標約束、多層嵌套化解、資金池規(guī)范與穿透式監(jiān)管的解析在邏輯上成立，則銀行會表現(xiàn)出資本金補充的客觀需要。本文發(fā)現(xiàn)國務(wù)院金融穩(wěn)定發(fā)展委員會于2018年12月25日研究并鼓勵多渠道支持商業(yè)銀行補充資本。而且，在該政策指引下，截止到2020年底，銀行持續(xù)不斷地運用各種工具，如定增、配股、優(yōu)先股、可轉(zhuǎn)債、二級資本債、永續(xù)債及最近的地方專項債補充自身總資本，調(diào)整總資本結(jié)構(gòu)。上述發(fā)現(xiàn)可能反映非標約束、多層嵌套化解、資金池規(guī)范與穿透式監(jiān)管等資管新規(guī)要求下銀行資本比例下降后銀行多渠道尋求資本金補充的客觀需要。

給定其他條件，如權(quán)重分配不變、流入銀行的資金量不變，銀行表內(nèi)外各科目的變化及調(diào)整會導(dǎo)致銀行流動性創(chuàng)造變化，資產(chǎn)與負債端不同的流動性創(chuàng)造能引起銀行總流動性創(chuàng)造水平變化（Berger and Bouwman, 2009；Berger et al., 2017）。如果上述銀行多渠道持續(xù)資本補充的發(fā)現(xiàn)是非標資產(chǎn)經(jīng)期限與流動性轉(zhuǎn)換顯形化為標準化債券與債務(wù)等資產(chǎn)后計量更高風(fēng)險權(quán)重要求的結(jié)果，則有理由預(yù)期資管新規(guī)提升銀行流動性創(chuàng)造。

綜合上述對資管新規(guī)核心內(nèi)容的兩個解析，本文有理由提出一個研究假設(shè)：一行二會一局于2018年4月27日正式發(fā)布實施的資管新規(guī)顯著地提升了銀行流動性創(chuàng)造。

三、數(shù)據(jù)說明、模型設(shè)定與變量定義

（一）數(shù)據(jù)說明

本文涉及兩類原始數(shù)據(jù)，一類是銀行財務(wù)報表數(shù)據(jù)。其來自于BankScope中國大陸商業(yè)銀行財務(wù)報表數(shù)據(jù)庫；另一類是宏觀經(jīng)濟數(shù)據(jù)。GDP增速等來自于各年度的《中國統(tǒng)計年鑒》，M2增速與貸款基準利率等來自于各年度的《中國金融統(tǒng)計年鑒》。本文對初始樣本作如下處理：①剔除政策性銀行；②并購前，所有銀行單獨進入樣本，并購后，一家銀行進入樣本；③對財務(wù)數(shù)據(jù)連續(xù)變量，做1%與99%的winsorize處理。本文最終使用2006到2019年間161家銀行的非平衡年度面板數(shù)據(jù)，這其中包括：5家大型國家控股商業(yè)銀行，12家全國股份制商業(yè)銀行，105家城市商業(yè)銀行，39家農(nóng)村商業(yè)銀行，樣本觀察值總數(shù)為1 258。表1報告了銀行數(shù)年度分布信息。由表1知，本文的非平衡面板數(shù)據(jù)時間維度上銀行不連續(xù)，從而銀行數(shù)年度最大值是2017年的159家，并非樣本中全部銀行數(shù)161家。

表1 銀行數(shù)年度分布

（二）模型設(shè)定

資管新規(guī)影響銀行流動性創(chuàng)造的主模型為如下面板數(shù)據(jù)事件研究設(shè)定：

這里，是用資產(chǎn)調(diào)整后的銀行流動性創(chuàng)造；是資管新規(guī)事件虛擬變量，2018與2019年定義為1但其他年份為0；是控制變量向量，包括銀行個體特征與宏觀經(jīng)濟環(huán)境兩類控制變量，分別是用風(fēng)險加權(quán)資產(chǎn)調(diào)整后的權(quán)益刻畫的銀行資本充足率水平，經(jīng)國內(nèi)生產(chǎn)總值平減指數(shù)調(diào)整至樣本基年2006后取自然對數(shù)的銀行規(guī)模，用風(fēng)險加權(quán)資本強度刻畫的銀行風(fēng)險承擔(dān)，用指數(shù)刻畫的銀行競爭水平，用增速刻畫的貨幣政策，用國內(nèi)生產(chǎn)總值的增速刻畫的經(jīng)濟周期；為克服不可觀測不隨時間變化的變量導(dǎo)致的內(nèi)生，本文作固定效應(yīng)設(shè)定，代表個體固定效應(yīng)，ε是誤差項。受Berger and Bouwman（2009）的啟發(fā)，為減輕內(nèi)生性的影響，除資管新規(guī)外的所有解釋變量滯后1期。

（三）銀行流動性創(chuàng)造的定義及計算

本文基于中國場景，順著Berger and Bouwman（2009）三步程序法設(shè)計銀行流動性創(chuàng)造的計算。首先，分別計算表內(nèi)與表外銀行流動性創(chuàng)造；然后，對表內(nèi)與表外流動性創(chuàng)造進行加總，計算銀行總流動性創(chuàng)造。

本文銀行流動性創(chuàng)造的計算與現(xiàn)存國內(nèi)文獻并不完全一致。這主要體現(xiàn)在銀行流動性創(chuàng)造的計算過程中數(shù)據(jù)來源上的不一致導(dǎo)致會計科目報告與處理上的差異。本文數(shù)據(jù)來源于Bankscope，使用的2006到2019年間161家銀行的非平衡年度面板數(shù)據(jù)，國內(nèi)文獻，如，郭曄等（2018）的數(shù)據(jù)來自于ChinaScope，使用2003到2014年的97家中國商業(yè)銀行非平衡的年度面板數(shù)據(jù)；再如，項后軍和曾琪（2019）的數(shù)據(jù)來自于wind及相應(yīng)財報，使用2011到2018年16家上市銀行的非平衡的季度數(shù)據(jù)。郭曄等（2018）與項后軍和曾琪（2019）的數(shù)據(jù)庫報告會計科目貴金屬這一項并出現(xiàn)在非流動性資產(chǎn)科目下，但本文的BankScope將貴金屬放在交易性資產(chǎn)下，因此并不報告貴金屬。在處理同業(yè)科目時，考慮到同業(yè)與工商業(yè)貸款在流動性、到期時間與成本等方面存在顯著差異，本文順著Berger and Bouwman（2009）的處理方式將其放在半流動性科目下，而國內(nèi)文獻，如，郭曄等（2018）與項后軍和曾琪（2019）等則放在非流動性科目下。另外，除了計算表內(nèi)銀行流動性創(chuàng)造及總流動性創(chuàng)造之外，本文還計算了表外銀行流動性創(chuàng)造，將表內(nèi)流動性創(chuàng)造進一步分解成資產(chǎn)流動性創(chuàng)造、負債流動性創(chuàng)造、負債與權(quán)益流動性創(chuàng)造等。

四、實證結(jié)果及其分析

（一）變量概要性統(tǒng)計

表2給出了混合數(shù)據(jù)結(jié)構(gòu)下變量描述性統(tǒng)計特征。本文的銀行總流動性創(chuàng)造均值是0.145，略小于項后軍和曾琪（2019）的0.182。除表外流動性創(chuàng)造最小值0.001外，其他五類流動性創(chuàng)造都存在最小值為負的情形，這與現(xiàn)存文獻，如項后軍和曾琪（2019）發(fā)現(xiàn)銀行流動性創(chuàng)造被破壞的情形一致。的平均值為0.072；銀行年度規(guī)模最小、最大與均值分別為16.680、23.637與19.156，表現(xiàn)出規(guī)模上顯著的異質(zhì)性；風(fēng)險承擔(dān)均值為0.657；COMP在最小值0.004與最大值0.060之間變化，反映銀行市場勢力存在顯著的年度銀行差異。

表2 混合數(shù)據(jù)結(jié)構(gòu)下變量描述性統(tǒng)計特征

圖1給出了面板數(shù)據(jù)結(jié)構(gòu)下各類流動性創(chuàng)造的行業(yè)均值年度變化?，F(xiàn)存文獻（郭曄等，2018；項后軍和曾琪，2019；田國強和李雙建，2020）并沒有報告銀行流動性創(chuàng)造行業(yè)均值年度變化，故本文選擇與Berger and Bouwman（2009）比較。本文銀行總流動性創(chuàng)造定義及計算類似于Berger and Bouwman（2009）流動性創(chuàng)造主測度cat fat，cat fat行業(yè)均值于1993到2003年間在0.21到0.41之間變化。本文銀行總流動性創(chuàng)造基于2006到2019年，行業(yè)年度均值在0.074 6到0.307 4之間變化。六類銀行流動性創(chuàng)造中，總流動性創(chuàng)造、表內(nèi)流動性創(chuàng)造與資產(chǎn)流動性創(chuàng)造行業(yè)均值年度變化表現(xiàn)出相同趨勢，先持續(xù)緩慢下降，然后在2018年開始上升。表外、負債、負債與權(quán)益的銀行流動性創(chuàng)造行業(yè)均值年度變化則一直相對平緩，在0.10上下波動。銀行資產(chǎn)流動性創(chuàng)造行業(yè)年度均值在2016與2017年度是負值，存在行業(yè)層面銀行資產(chǎn)流動性創(chuàng)造被破壞的情況。

（二）資管新規(guī)對銀行總流動性創(chuàng)造影響的回歸結(jié)果及其分析

表3報告了資管新規(guī)對銀行總流動性創(chuàng)造影響的回歸結(jié)果。表3除報告控制變量滯后1期的主模型（1）的實證結(jié)果之外，作為對照，還報告了同期與均值回歸兩組模型的結(jié)果。這三組模型均為非平衡面板數(shù)據(jù)下的個體固定效應(yīng)設(shè)定。

圖1 面板數(shù)據(jù)結(jié)構(gòu)下銀行流動性創(chuàng)造均值異質(zhì)性

表3 資管新規(guī)對銀行流動性創(chuàng)造影響的回歸結(jié)果

無論是否包括反映宏觀經(jīng)濟環(huán)境的貨幣政策與經(jīng)濟周期控制變量，表3滯后1期與同期模型下資本充足率系數(shù)估計值均為正卻并不顯著，這表明資本充足率對銀行流動性創(chuàng)造并沒有統(tǒng)計上顯著的影響，銀行資本對銀行流動性創(chuàng)造的影響并不存在顯著的風(fēng)險吸收或金融脆弱擠出效應(yīng)，這與郭曄等（2018）在考察貨幣政策與同業(yè)業(yè)務(wù)對銀行流動性創(chuàng)造影響時發(fā)現(xiàn)資本金融脆弱擠出效應(yīng)的結(jié)論不一致。銀行規(guī)模的系數(shù)估計值在最大值-0.069與最小值-0.122之間變化，在1%或10%的顯著性水平上顯著。這表明規(guī)模與銀行流動性創(chuàng)造顯著負相關(guān)，這一結(jié)論與Berger and Bouwman（2009）在考察流動性決定因素時的發(fā)現(xiàn)一致。以風(fēng)險加權(quán)資本占比刻畫的系數(shù)估計值變化幅度在最小的0.251到最大的0.346之間，均在1%的顯著性水平上顯著，這表明銀行前期或當(dāng)期承擔(dān)的風(fēng)險越大，則銀行總流動性創(chuàng)造水平越高。以滯后1期的主回歸模型為例，方程④中與的標準化回歸系數(shù)分別是-0.752（-0.069 × 1.523 / 0.140）與0.205（0.300× 0.095 / 0.140），方程⑤中的標準化系數(shù)分別是-1.113與0.171。這兩組標準化系數(shù)一致表明，盡管規(guī)模與銀行風(fēng)險承擔(dān)顯著地以相互相反的方向影響銀行總流動性創(chuàng)造，但相較于銀行風(fēng)險承擔(dān)而言，銀行規(guī)模主導(dǎo)銀行總流動性創(chuàng)造的變化。

（三）銀行總流動性創(chuàng)造的分解及影響渠道考察

本文接下來將銀行總流動性創(chuàng)造分解，從而在無法獲取每一筆資金入表后的跟蹤數(shù)據(jù)條件下，基于表內(nèi)、表內(nèi)的資產(chǎn)、負債、負債與權(quán)益、表外等五個大的會計科目探究資管新規(guī)影響銀行總流動性創(chuàng)造的渠道。為此，本文將主模型（1）中的被解釋變量分別置換成經(jīng)資產(chǎn)調(diào)整后的資產(chǎn)流動性創(chuàng)造、負債與權(quán)益流動性創(chuàng)造、負債流動性創(chuàng)造、表內(nèi)流動性創(chuàng)造與表外流動性創(chuàng)造。表4報告了這五組回歸的結(jié)果，每組回歸下包括滯后1期與同期兩種設(shè)定。

資產(chǎn)組滯后1期設(shè)定下系數(shù)估計值為0.059，在1%的顯著性水平上顯著，同期模型系數(shù)估計值為0.064，也在1%的顯著性水平上顯著。表內(nèi)組滯后1期與同期模型的系數(shù)估計值分別是0.064與0.069，均在1%的顯著性水平上顯著。五組回歸中負債與權(quán)益組、負債組、表外組下滯后1期與同期模型的系數(shù)估計值均為正，在最大值的0.008與最小值的0.004之間變化，經(jīng)濟顯著性遠小于資產(chǎn)與表內(nèi)組。而且，即使在10%的顯著性水平上也不能拒絕資管新規(guī)不創(chuàng)造各自流動性的原始假設(shè)。上述實證結(jié)果表明資管新規(guī)通過銀行表內(nèi)及其資產(chǎn)這兩部分影響銀行流動性創(chuàng)造，表內(nèi)的負債、負債與權(quán)益及表外渠道的作用并不顯著。這一實證結(jié)論表明兩點：第一，通道抑制下通道資金流入銀行表內(nèi)后資產(chǎn)對接，接受非標債券投資、比例限制與穿透式監(jiān)管約束后顯著地創(chuàng)造銀行流動性；第二，新規(guī)下負債流動性創(chuàng)造、負債與權(quán)益流動性創(chuàng)造兩者并不顯著，這表明資管新規(guī)前后資金經(jīng)負債與權(quán)益流入銀行后流動性創(chuàng)造能力不足。資管新規(guī)對銀行總流動性創(chuàng)造的顯著促進主要通過表內(nèi)與資產(chǎn)流動性創(chuàng)造的提升實現(xiàn)，這一統(tǒng)計上的結(jié)論間接支持了圖1中僅資產(chǎn)、表內(nèi)流動性創(chuàng)造年度均值與總流動性創(chuàng)造年度均值幾乎一致的變化趨勢。銀行資產(chǎn)經(jīng)濟與統(tǒng)計上顯著地創(chuàng)造流動性這一實證結(jié)論似乎間接印證了鐘正生（2018）基于新規(guī)下銀行行為方式的可能變化得出過渡期內(nèi)初期主要通過資產(chǎn)端調(diào)整以滿足新規(guī)監(jiān)管要求的預(yù)判。銀行資產(chǎn)與表內(nèi)組下的回歸結(jié)果表明銀行流動性創(chuàng)造與規(guī)模顯著負相關(guān)但與風(fēng)險承擔(dān)顯著正相關(guān)，資產(chǎn)組滯后1期設(shè)定下規(guī)模與風(fēng)險承擔(dān)的標準化系數(shù)分別是-0.379與0.120，表內(nèi)組的標準化系數(shù)分別是-0.518與0.120，這一致表明在解釋銀行資產(chǎn)流動性創(chuàng)造與表內(nèi)流動性創(chuàng)造的變化時，銀行規(guī)模比銀行風(fēng)險承擔(dān)更重要，這與前面銀行總流動性創(chuàng)造分析中一致。

表4 銀行總流動性創(chuàng)造的分解與渠道

五、穩(wěn)健性再考察與進一步討論

上述不同設(shè)定均顯示性質(zhì)上一致的實證結(jié)果。本文在這一部分做穩(wěn)健性再考察并進一步討論。

（一）穩(wěn)健性再考察

由銀行流動性創(chuàng)造計算的三步程序知，權(quán)益以-0.5的權(quán)重計入，但解釋變量包含了滯后1期或同期權(quán)益，這里存在同時影響銀行流動性創(chuàng)造與的權(quán)益混淆變量導(dǎo)致的混淆偏差。為克服該偏差，本文在這一節(jié)銀行流動性創(chuàng)造計算中除權(quán)益。在所有六類銀行流動性創(chuàng)造的計算中，流動性創(chuàng)造除權(quán)益計算僅會影響到總流動性創(chuàng)造與表內(nèi)流動性創(chuàng)造的計算，故本文只需要重新考察總流動性創(chuàng)造除權(quán)益與表內(nèi)流動性創(chuàng)造除權(quán)益這兩種情況。

表5報告了總流動性創(chuàng)造除權(quán)益與表內(nèi)流動性創(chuàng)造除權(quán)益的實證結(jié)果。每組實證結(jié)果均包含滯后1期與同期兩種設(shè)定?？偭鲃有詣?chuàng)造組滯后1期與同期設(shè)定的系數(shù)估計值均為0.076，且均在1%的顯著性水平上顯著。表內(nèi)組滯后1期與同期設(shè)定下的系數(shù)估計值分別是0.066與0.069，也均在1%顯著性水平上顯著。的系數(shù)估計值均為負，在1%或10%的顯著性水平上顯著。的系數(shù)估計值為正且均在1%的顯著性水平上顯著?；跇藴驶貧w系數(shù)也依然得出在解釋銀行流動性創(chuàng)造的變化時，規(guī)模比風(fēng)險承擔(dān)重要的結(jié)論（以滯后1期設(shè)定為例，方程②中與的標準化系數(shù)分別是-0.730與0.222，方程④中的標準化系數(shù)分別是-0.527與0.175）。上述實證結(jié)果一致表明：在流動性創(chuàng)造除權(quán)益后，資管新規(guī)顯著地提升銀行總流動性創(chuàng)造水平，表內(nèi)流動性創(chuàng)造仍然是銀行總流動性創(chuàng)造的渠道；銀行規(guī)模與流動性創(chuàng)造負相關(guān)，風(fēng)險承擔(dān)與流動性創(chuàng)造正相關(guān)，但規(guī)模主導(dǎo)銀行總流動性與表內(nèi)流動性創(chuàng)造的變化。

表5 穩(wěn)健性再檢驗——流動性創(chuàng)造計算中除權(quán)益

流動性創(chuàng)造可能受上一期影響，因此，本文對模型（1）引入銀行流動性創(chuàng)造動態(tài)設(shè)定。為克服估計中差分引致的內(nèi)生，本文采用GMM估計動態(tài)面板模型。表6報告了動態(tài)面板設(shè)定及相應(yīng)的GMM結(jié)果。表6中設(shè)定①考察資管新規(guī)對銀行總流動性創(chuàng)造的影響，設(shè)定②到⑥是對銀行總流動性進行分解后的實證結(jié)果。變量是滯后1期的銀行各類流動性創(chuàng)造，刻畫銀行流動性創(chuàng)造的動態(tài)效應(yīng)。設(shè)定①-⑥各自的Sargan檢驗統(tǒng)計量一致表明不能拒絕工具變量與誤差項正交的原始假設(shè)，GMM中的所有工具變量統(tǒng)計上顯著外生。設(shè)定①-⑥中的各系數(shù)估計值及標準誤表明：資管新規(guī)顯著提升銀行總流動性創(chuàng)造；銀行總流動性創(chuàng)造的提升主要通過銀行表內(nèi)與資產(chǎn)流動性創(chuàng)造實現(xiàn)；銀行流動性創(chuàng)造與銀行規(guī)模顯著負相關(guān)，與銀行的風(fēng)險承擔(dān)顯著正相關(guān)，在解釋銀行流動性創(chuàng)造的變化時，規(guī)模比銀行風(fēng)險承擔(dān)重要。

表6 穩(wěn)健性檢驗——動態(tài)面板及廣義矩方法

用核心一級資本比例代理，用代理，用經(jīng)生息資產(chǎn)調(diào)整后的存貸息差代理， ()()這里，是資產(chǎn)回報率，是資本資產(chǎn)比，()是的標準差，表7報告的是以當(dāng)年及前兩年為基礎(chǔ)計算()的實證結(jié)果。以當(dāng)年為中心前后各1年計算()，實證結(jié)論依然不變。出于節(jié)省篇幅目的，正文沒有報告，留存?zhèn)渌鳌?/span>用貸款基準利率代理，表7報告了這些變量替換后的實證結(jié)果。表7由六組設(shè)定①-⑥組成，設(shè)定①中系數(shù)估計值為0.060，在1%的顯著性水平上顯著。資產(chǎn)設(shè)定②與表內(nèi)設(shè)定⑤的系數(shù)估計值分別是0.059與0.050，均在1%的顯著性水平上顯著。銀行規(guī)模與銀行流動性創(chuàng)造顯著負相關(guān)，銀行風(fēng)險承擔(dān)與銀行流動性創(chuàng)造顯著正相關(guān)，在解釋流動性創(chuàng)造的變化時，銀行規(guī)模比風(fēng)險承擔(dān)重要。

表7 穩(wěn)健性再檢驗——變量替換

我們的樣本不太平衡，事件研究的結(jié)論對事件的窗口選擇可能敏感，在實際研究中通常需要更換事件窗口寬度來做一些穩(wěn)健性檢驗。如果在2018年之前的年份設(shè)置事件，依然存在銀行流動性創(chuàng)造提升的結(jié)論，那么前述的資管新規(guī)促進銀行流動性創(chuàng)造的結(jié)論就值得懷疑。在所有年份中，2017年11月17日發(fā)布資管新規(guī)征求意見稿，因此，最需要關(guān)注的是2017年。表8報告了時間點定義在2017年的實證結(jié)果。 其他滯后年份的設(shè)定實證結(jié)論與2017年一致。出于節(jié)省篇幅考慮，正文沒有報告，留存?zhèn)渌鳌?/span>由表8知，即使在10%的顯著性水平上，的系數(shù)也無一顯著。這表明把資管新規(guī)滯后1年到2017年，前述銀行流動性創(chuàng)造提升的實證結(jié)論不再顯著，但銀行規(guī)模與風(fēng)險承擔(dān)對銀行流動性創(chuàng)造影響的方向與顯著性均與前面一致，在解釋流動性創(chuàng)造的變化時，銀行規(guī)模比風(fēng)險承擔(dān)重要。

表8 穩(wěn)健性再檢驗——安慰劑實驗

續(xù)表

（二）進一步討論

本文基于2018年4月27日“資管新規(guī)”發(fā)布這一事件，定義2018與2019年值為1而其他年份為0的事件，設(shè)定面板數(shù)據(jù)事件研究模型。這一小節(jié)進一步討論設(shè)定與資管事件歸因。

第一，征求意見稿中指出“過渡期自《指導(dǎo)意見》正式發(fā)布實施后至2019年6月30日”。基于意見稿發(fā)布時間2017年11月17日、意見稿中一年半過渡期的設(shè)定、業(yè)績考核下銀行監(jiān)管套利動機的持續(xù)性這三點，有理由推測銀行不會在2017年結(jié)束監(jiān)管套利行為，銀行最有可能是資管新規(guī)正式發(fā)布實施下的2018年及以后遵循新規(guī)，銀行行為結(jié)果在2018與2019年財報上體現(xiàn)。第二，從描述性統(tǒng)計特征與回歸結(jié)果來判斷，也有理由把時間設(shè)定在2018年。圖1刻畫了銀行流動性創(chuàng)造的行業(yè)均值年度變化趨勢，該圖表明在2018年銀行流動性創(chuàng)造行業(yè)均值開始變化，由2018年以前的持續(xù)緩慢下滑轉(zhuǎn)折向上。再從表8中的安慰劑試驗回歸結(jié)果來看，統(tǒng)計上也并不支持以2017年為時間點定義。第三，本文梳理自2017年開始的樣本期內(nèi)是否有影響銀行流動性創(chuàng)造的重大事件。本文僅發(fā)現(xiàn)2017年12月6日銀保監(jiān)會發(fā)布了一則《商業(yè)銀行流動性風(fēng)險管理辦法》的修訂征求意見稿。該管理辦法是2014年3月1日發(fā)布的辦法的再次修訂，于2018年7月1日開始正式實施。不難發(fā)現(xiàn)該管理辦法是以約束銀行流動性為目的的。因此，本文流動性創(chuàng)造提升的實證發(fā)現(xiàn)不應(yīng)當(dāng)是該管理辦法的政策效應(yīng)。綜合上述三點討論，本文的設(shè)定時間點及流動性創(chuàng)造事件歸因邏輯上自洽。

六、結(jié)論和建議

出于治理中國資產(chǎn)管理業(yè)亂象、防控金融風(fēng)險的重大需要，一行兩會一局于2018年4月27日正式發(fā)布實施資管新規(guī)。在中國資產(chǎn)管理業(yè)中居核心地位的銀行通過影子活動成為信托、基金、保險與證券等資管金融機構(gòu)的通道中心。銀行流動性創(chuàng)造是銀行得以存在的兩個基石之一，銀行流動性創(chuàng)造通過資源配置效率的提升促進經(jīng)濟增長，在經(jīng)濟增長中發(fā)揮著不可替代的重要作用。本文實證上考察資管新規(guī)是否會破壞銀行流動性創(chuàng)造功能。為此，本文收集并整理2006到2019年銀行非平衡的年度財務(wù)數(shù)據(jù)，基于面板事件研究設(shè)定，發(fā)現(xiàn)資管新規(guī)在經(jīng)濟與統(tǒng)計上顯著地提升銀行總流動性創(chuàng)造。本文進一步將銀行總流動性創(chuàng)造按照表內(nèi)、表外、表內(nèi)資產(chǎn)、負債、負債與權(quán)益等進行流動性創(chuàng)造分解，發(fā)現(xiàn)銀行總流動性創(chuàng)造的提升不是通過表外、負債、負債與權(quán)益的流動性創(chuàng)造完成，而是通過表內(nèi)與表內(nèi)資產(chǎn)的流動性創(chuàng)造完成。最后，本文發(fā)現(xiàn)銀行規(guī)模與銀行流動性創(chuàng)造顯著負相關(guān)，銀行風(fēng)險承擔(dān)與銀行流動性創(chuàng)造顯著正相關(guān)；在解釋銀行流動性創(chuàng)造的變化時，相較于銀行風(fēng)險承擔(dān)而言，銀行規(guī)模更重要。本文的研究彌補了對從事資產(chǎn)管理業(yè)務(wù)的金融機構(gòu)的統(tǒng)一規(guī)制對銀行流動性創(chuàng)造影響文獻的缺失，其研究結(jié)論不但為后續(xù)的金融機構(gòu)統(tǒng)一規(guī)制影響銀行流動性創(chuàng)造提供參考依據(jù)，也從中國式銀行影子的角度補充了全球影子銀行及其規(guī)制效應(yīng)的認知全系圖譜。

本文的研究結(jié)論有著重要的政策啟示。資管新規(guī)試圖促進資管業(yè)健康發(fā)展，達到有效防控金融風(fēng)險最終服務(wù)經(jīng)濟實體的目的。在中國資管業(yè)中居核心地位的銀行，其流動性創(chuàng)造功能在經(jīng)濟增長中發(fā)揮著不可替代的作用，規(guī)制政策不當(dāng)就有可能產(chǎn)生削弱甚至破壞銀行流動性創(chuàng)造的重大副作用，從而傷及實體經(jīng)濟發(fā)展。尤其是，在當(dāng)前新冠疫情COVID-19持續(xù)沖擊與重創(chuàng)中國及全球經(jīng)濟場景下，資管新規(guī)政策的制訂與實施如何做到風(fēng)險防控與經(jīng)濟快速恢復(fù)的科學(xué)有效平衡，是當(dāng)前新規(guī)政策執(zhí)行過程中遇到的一個重大現(xiàn)實問題。假如實證結(jié)果表明資管新規(guī)削弱甚至破壞銀行流動性創(chuàng)造，則表明市場上融資流動性的不足會導(dǎo)致經(jīng)濟恢復(fù)能力的削弱甚至被破壞，央行于2020年7月31日就資管新規(guī)召開的專門、公開與全面溝通會上宣示的新規(guī)不調(diào)頭與不轉(zhuǎn)向政策就值得商榷。本文的研究實際上是從銀行流動性創(chuàng)造角度評估未預(yù)料的新冠疫情COVID-19持續(xù)沖擊場景下資管新規(guī)規(guī)制效應(yīng)，其結(jié)論有助于回答當(dāng)下風(fēng)險防控與經(jīng)濟恢復(fù)平衡中如何科學(xué)有效執(zhí)行資管新規(guī)這一問題。本文的研究結(jié)論表明，當(dāng)前的資管新規(guī)對銀行流動性創(chuàng)造的影響并沒有表現(xiàn)出銀行流動性創(chuàng)造被削弱的規(guī)制效應(yīng)，恰恰相反，資管新規(guī)通過表內(nèi)與表內(nèi)資產(chǎn)部分促進銀行總流動性創(chuàng)造。因此，本文的實證結(jié)論為新冠疫情COVID-19持續(xù)沖擊與重創(chuàng)中國及全球經(jīng)濟場景下資管新規(guī)規(guī)制政策持續(xù)執(zhí)行提供了實證證據(jù)。另外，本文的研究結(jié)論也表明，在影響銀行流動性創(chuàng)造的重大政策設(shè)計上，要持續(xù)關(guān)注銀行規(guī)模與銀行風(fēng)險承擔(dān)行為，尤其是要關(guān)注小規(guī)模銀行，其對銀行流動性創(chuàng)造的影響更大。