资管新规下银行监管套利及系统性风险抑制

□ 刘旭妍 邹玮含 姚荣兵

一、引言

2022年政府工作报告提出要“继续按照稳定大局、统筹协调、分类施策、精准拆弹的基本方针，做好经济金融领域风险防范和处置工作”，“健全风险全覆盖监管框架”也被纳入《中华人民共和国国民经济和社会发展第十四个五年规划和2035年远景目标纲要》中，金融风险防范已经成为未来一段时期内金融体制改革的重要目标。历史经验表明，纵然成熟如美国金融市场，但由于金融监管者未能识别其中真实的金融风险，且未及时采取补救措施，2008年雷曼兄弟的破产终酿成了一场席卷全球的金融危机。《关于规范金融机构资产管理业务的指导意见》（以下简称“资管新规”）正是为了抑制中国式“影子银行”体系下滋生的非正规金融发展，增强资管业务风险管理能力，维护金融系统关键节点安全，进而防范系统性金融风险。

根据穆迪研究报告显示，资管新规实施以来，影子银行规模持续萎缩，截至2021年底影子银行规模降至57万亿元，创2013年以来最低规模，详见图1：

图1 2016-2021年影子银行资产情况1 图表来源：《穆迪：中国影子银行季度监测报告》。

资管新规实施后，只有非保本理财业务是真正意义上的资管业务2中国理财业市场报告（2018年），银行业理财登记托管中心、中国银行业协会。，其存续余额总体呈现上升趋势，详见图2：

图2 2015-2021年非保本理财产品存续余额情况

然而在过去的十余年间，影子银行体系的快速发展也滋生了银行业的监管规避行为，又叫监管套利，类似于企业利用税收漏洞进行避税（郁芸君等2021）。银行的监管规避行为会导致监管者难以及时、准确地评估金融风险的实际大小，进而提高银行业甚至整个金融行业风险。即使资管新规的出台对影子银行规模和理财产品规模产生了一定影响，那能否同时影响银行监管套利行为，从而抑制由此行为产生的系统性风险呢？

基于此，本文的边际贡献主要在于：一是通过银行业利润最大化模型推导加之实证数据结论校验，得出资管新规的政策效应能够降低银行业系统性风险。二是尽管当前银行业系统性风险得到一定抑制，但资管新规的政策效应对于不同规模银行，其效果存在异质性。同时，在固定效应模型中引入银行理财监管套利及其余资管新规政策变量的交互项后，校验得出银行理财套利削弱了资管新规降低系统风险的影响。

二、文献综述

（一）理财产品有关研究

中国银保监会政策研究局课题组发布的《中国银子银行报告》指出银行理财产品是我国影子银行的主要组成部分，具有较强的代表性和研究价值。理财业务起步阶段，保本保收益理财产品市场份额遥遥领先，但信息披露较少，难以识别产品风险。尤其是封闭式产品，存续期间风险和收益隐藏，与“受人之托，代客理财”原则相偏离。刘莉亚等（2019）认为商业银行通过理财产品提供流动性，将资金注入无法从银行体系或正规直接融资体系获得融资支持的实体。骆祚炎等（2022）也提出商业银行将理财产品作为各类通道业务的桥梁来实施套利，具有嵌套性、资金错配等特点，容易引发系统性金融风险。

（二）监管套利有关研究

中国的影子银行因套利而生、为套利而壮大（Song，2015），祝继高等（2016）发现商业银行为规避信贷投放监管，提升经营业绩，向影子银行体系提供资金。骆祚炎等（2022）认为即使资管新规出台后，银行理财产品无论从单项产品还是从总体来看，监管套利程度都呈现上升趋势，理财产品的监管套利风险在增加。郭晔和赵静（2017）发现银行承受的资本充足率或存贷比监管压力会影响银行的竞争行为，监管压力越大，竞争越激烈。陈和等（2020）认为商业银行为了提高核心资本充足率，缓解资本监管压力，可能通过信托贷款来实现监管套利，从而使可供出售金融资产与银行核心资本充足率产生联系。万晓莉等（2016）则认为监管方与被监管方不断博弈，银行监管套利行为层出不穷，但主要可分为资本监管套利、存贷比监管套利以及信贷额度和投向监管套利三类。有的机构甚至为了满足季末考核要求，理财产品集中到期，增加流动性风险（Cai et al.，2016）。

（三）系统性风险有关研究

系统性风险体现个体对系统的影响，当个体风险满足传染性或关联性特征时，即可能引发系统性风险( Benoit et al.,2017)。部分学者采用CoVaR或MES或SRISK等方法测度了银行系统风险，研究银行系统性风险的影响因素，比如影子银行、资产价格泡沫、监管政策等（Brunnermeir et al.，2020；郭晔和赵静，2017；陈国进等，2020）。也有学者比较研究了个体和系统性风险(Bushman et al.，2015)。本文使用边际期望损失（MES）作为系统性风险的测度指标。

基于上述分析，我们发现，作为影子银行的重要组成部分，银行通过理财业务搞资金游戏、规避监管，存在较大监管套利空间，增加了系统性金融风险。在资管新规出台后，理财业务得到规范，银行系统风险是否相应得到改善？现有文献没有对此作出回应。因此，本文重点关注资管新规对系统性风险的影响，并进一步分析了银行理财监管套利的调节机制，丰富了资管新规的政策效果。

三、理论分析与研究假设

资管新规对资管业务存在的刚性兑付、多层嵌套等问题，系统谋划、统一标准，针对性提出了系列监管措施。资管新规将游离于传统的监管体系之外业务纳入监管，同时压缩监管套利空间，对防范系统风险发挥了积极作用。

（一）资管新规对系统性风险影响的理论推导模型

参考蒋晓宇和陈国进（2020）的相关研究，将银行理财业务引入利润函数。假设银行投资违约率为qi，银行的监管努力成本为cq/2。资产端业务有普通信贷投资和监管套利投资，其中：占比（1-yi）、收益率RA的普通信贷投资收益为（1-yi）RAqi，占比yi、收益率RN的监管套利投资收益为yiRNqiqj。负债端业务仅为存款业务，占比（1-k）、回报率rd的存款业务支出为（1-k）rdqi。银行股权占比k，回报率re，股权成本为ke。受刚性兑付影响，银行理财业务收益在资管新规前后表现为不同形式。资管新规出台前，银行理财产品通常按预期收益率兑付，与实际收益率脱钩，银行理财业务的盈利模式仍然是类似于表内业务的“利差”模式（程鹏亮，2017），因此，对银行利润的影响为两者收益率差，同时考虑系统内违约交叉传染风险，银行理财收益为（qiqj-ri）fi，其中ri为预期收益率，fi为理财占资产比例。资管新规出台后，银行理财业务回归中间业务本源，银行收取手续费和管理费，银行理财收益为βifi，其中βi为综合费率。由此，银行利润表达式为：

新规出台前：

新规出台后：

为实现利润最大化，对qi求偏导。

新规出台前：

新规出台后：

从新规出台前后的qi表达式可以看出，新规出台前的明显大于新规出台后的。因此，提出如下假设：

H1：资管新规降低了银行系统风险。

（二）异质性研究假设

李士岩（2019）认为，大型银行资本相对充裕，比监管标准高出较多。中小银行资本充足率则处于临界水平，资管新规出台后，为将不合规资产回表导致的资本补充压力，对于中小银行的影响更加明显。类似地，大型银行在存贷市场占有绝对优势，截至2021年底，中资大型银行各项人民币存款占存款类金融机构的45.19%，各项人民币贷款占存款类金融机构的47%，对影子银行业务依赖性更低，承担资管新规的监管压力较小，监管套利动机不足。因此，资管新规在大型银行的政策效果可能更加明显。而中小银行，资本、流动性等监管压力、盈利压力、市场压力均较大型银行更加突出，有动机开展套利活动，从而降低了资管新规的政策效果。当然，中小型银行资管新规政策效果也可能更明显。从2021年四季度央行金融机构评级结果开看，大型银行评级结果最好，而城市商业银行、农合机构和村镇银行均存在高风险机构。大型银行和中小银行风险水平存在显著差异，在同一政策冲击下，可能处于较高风险的中小银行的边际政策效应更高，降低风险的政策效果也更明显。

基于以上分析，本文提出一个竞争性假设：

H2a：资管新规降低系统风险的政策效果存在异质性，对大型银行影响更加明显。

H2b：资管新规降低系统风险的政策效果存在异质性，对中小银行影响更加明显。

（三）监管套利与系统性风险的研究假设

监管制度均存在或大或小的套利空间，商业银行权衡合规成本与套利收益的关系，作出有利于自身利益的决策。在监管压力及套利收益的驱使下，套利行为是普遍存在的。这种套利行为主要是通过系列安排规避监管，以获取超额收益。因此，套利行为是对监管的挑战，弱化制度的正向效果。资管新规改变了银行理财业务盈利模式，为减轻对业绩的影响，商业银行可能会寻找对应的监管套利或金融创新机会。

从银行理财业务转型进度来看，截至2021年底，净值型产品存续余额26.96万亿元，占比92.97%，商业银行充分运用了过渡期基本完成了整改任务。骆祚炎和莫贤锐（2022）研究表明，资管新规出台后理财产品累积异常收益率仍在上升，还是存在监管套利行为。监管套利会加剧风险传染，增加银行系统风险（汪玲燕，2021），从而削弱资管新规的政策效果。因此，提出如下假设：

H3：银行理财套利削弱了资管新规降低系统风险的影响。

四、数据来源与研究设计

（一）研究样本与数据来源

资管新规于2018年4月27日发布，考虑政策实施前后时间的对称性，本文选取16家主要上市银行316家主要上市银行包括招商银行、宁波银行、南京银行、建设银行、兴业银行、工商银行、农业银行、北京银行、中国银行、浦发银行、交通银行、中信银行、光大银行、平安银行、华夏银行、民生银行。2015-2021年半年度数据为研究样本。除银行系统风险指数、银行理财监管套利指数通过计算得到外，其余指标数据均来源于Wind数据库。

（二）变量定义

1.被解释变量（银行系统风险）

银行系统风险测度主要有条件在险价值法（△CoVaR）和边际预期损失法（MSE）。MSE方法克服了△CoVaR的缺点，具有可加性，能度量整体系统性风险，因此本文采用MSE法银行系统风险指数。参考宋清华和姜玉东（2014），银行i在t时刻的系统风险为：

其中：ri,t为商业银行收益率，rm,t为市场收益率，σi,t为残差，ρi,t为时变相关系数，Et-1为条件期望。主要步骤：一是采用VAR模型生成各银行和沪深300收益率残差；二是采用TGARCH模型计算各银行和沪深300波动率；三是采用DCC-GARCH模型生成各银行与沪深300的时变相关系数；四是采用核密度估计条件期望；五是利用波动率、时变相关系数、条件期望计算各银行边际期望损失MSE，即银行系统风险指数。

2.解释变量（资管新规）

借鉴现有文献研究方法，运用虚拟变量可以比较同一个体政策前后以及比较不同个体差异，能够较好地解释资管新规的政策效应，因此，将虚拟变量“zgxg”定义为资管新规变量。若实施了资管新规，则取值1，否则为0。资管新规过渡期内，银行在推进理财产品净值化转型，政策影响已经显现，因此2018年下半年开始，资管新规变量均取值为1。

3.调节变量（银行理财监管套利）

现有文献直接测度银行理财套利较少。莫贤锐和骆祚炎（2021）认为商业银行通过发行理财产品进行监管套利会获得比常规监管更高的超额收益率，因此采用理财产品收益率与定期存款利率测度监管套利。刘莉亚等（2019）指出回归方程的残差可以捕捉不能被定价因素解释的超额预期收益率，采用残差来测度套利程度。因理财新规出台后，理财产品不再公布预期收益率。考虑数据可得性，并借鉴现有文献，分别采用超额市场和残差两种方式测度银行理财套利程度。银行理财套利可能存在存款市场套利或贷款市场套利，采用超额市场法时，分别用理财产品发行市场份额与存款市场份额差额、理财产品发行市场份额与贷款市场份额差额构建测度指标。理财发行产品数量与资产余额、非息收入占比、沪深300收益率、国债3月期到期收益率有关，采用上述回归方程的残差作为银行理财监管套利指数。

4.控制变量

参考现有研究（何剑等，2021；严佳佳等，2018），本文选取不良贷款率、非息收入比、汇率指数、金融市场发展水平、gd p增速作为控制变量。各变量具体定义见表1。

表1 变量定义表

（三）模型构建

为使结果更加可靠，本文选用混合回归模型、固定效应模型以及随机效应模型进行实证分析。

混合回归模型：

固定效应模型：

msei,t=β0+β1zgxg+β2blli,t+β3f xzbi,t+β4hlzst+β5jrsct+β6gd pt+μi+εi,t

其中：εi,t为随机扰动项，μi为个体固定效应。

五、实证结果

（一）描述性统计

表2列出了主要变量的描述性统计结果。银行系统风险mes平均值为0.277，标准差为0.236，说明各银行、各期间银行系统风险存在较大差异。zgxg平均值为0.5，资管新规前后样本量各占一半。样本期内，不良贷款率、金融市场发展发展水平、gd p增速存在较大变化。

表2 主要变量描述性统计

（二）主效应分析

为研究资管新规对银行系统风险的影响，本文分别采用混合回归模型、固定效应模型、随机效应模型进行分析，实证结果见表3。表中（1）、（2）、（3）列资管新规政策变量的系数均为负数，且在1%水平下显著，实证结果初步验证了假设H1，表明资管新规显著降低了银行系统风险。另外，不良贷款率、汇率指数、金融市场发展水平和GDP增速控制变量系数符号与预期相符，与已有研究结论一致。不良贷款率增加，银行资产质量恶化，个体风险上升，对系统的外溢风险也随之上升。人民币贬值会降低人民币资产收益率，引发资本外流，从而提高系统风险。金融市场不断发展，规模扩大，会加剧风险传染。发展是安全的保障，经济增长可以延缓风险的暴露甚至彻底解决问题，降低系统风险。

表3 资管新规对银行系统风险的影响

（三）异质性分析

为进一步验证大型银行和中小型银行资管新规政策效果的差异性，引入类别变量class，大型银行取值为1，中小银行取值为0。通过F检验比较混合回归模型与随机效应模型，LM检验比较混合回归模型与固定效应模型，Hausman检验比较随机效应模型与固定效应模型，发现使用固定效应模型更有效，回归结果见表4。结果显示，中小银行的zgxg系数为-0.1387，大型银行的zgxg系数为-0.2487，不管是大型银行还是中小银行，资管新规均会降低系统风险，但是大型银行的政策效果更好，支持了假设H2a。

表4 银行异质性对资管新规政策效果的影响

（四）调节效应分析

为验证银行理财监管套利对资管新规政策效果的影响，在固定效应模型中引入银行理财监管套利及其余资管新规政策变量的交互项，回归结果见表5。表中，zgxg系数为负，且在1%水平上显著，进一步支持了假设H1。进一步分析，c.zgxg#c.lcck、c.zgxg#c.lcdk和c.zgxg#c.lcre三个交互项系数为正，与zgxg系数符号相反，且在5%或10%的水平上显著，表明银行理财监管套利削弱了资管新规的政策影响，支持了假设H3。加入交互项后，控制变量系数符号保持不变，且多数依然显著，说明实证结果可靠。

表5 调节效应回归结果

（五）稳健性检验

上文已经采用了替换变量和替换估计方法，实证结论均保持不变。为进一步支持回归结果，本文还采用了以下方法：一是加入因变量滞后项，缓解内生性问题，原结论成立；二是改变样本期间，考虑资管新规前后缓冲影响，剔除2018年上半年和下半年数据，原结论依然成立。回归结果见表6。

表6 稳健性检验回归结果

六、结论及政策建议

（一）主要结论

本文探讨了资管新规出台前后，对于银行理财监管套利行为和系统性风险抑制的作用。虽然有大量文献讨论了监管套利对于系统性风险的影响，受政策出台时间和数据采集等因素制约，鲜有文献将资管新规作为解释变量进行分析。从本文实证结论得出，资管新规能够有效监管银行理财产品，应该继续推进将理财产品纳入监管范围。另外，银行理财套利削弱了资管新规降低系统风险的影响，说明尽管“资管新规”等监管政策产生了一定的效果，但距离较好地遏制监管套利风险仍有一定差距。同时，资管新规的政策对于规模不同银行存在异质性效应，也值得监管部门出台进一步细化措施。

（二）政策建议

一是持续健全统计监测。新冠疫情以来，金融资产面临了巨大的违约压力，风险形势愈加复杂。得益于资管新规在过渡期已明确规定不得发售新的保本型理财产品，从根本上保护了金融体系免受违约冲击，整体运行较为平稳。为了防止金融机构“暗度陈仓”，违背职业道德转嫁产品风险，监管部门要继续增强综合统计监测能力，穿透式动态识别银行理财产品相关信息，特别是理财业务风险水平以及理财业务监管套利行为。

二是货币政策和宏观审慎政策等政策配合遏制理财产品可能引发的风险。根据本文分析结果，银行监管套利行为将削弱资管新规对风险的抑制，因此，要密切关注资管新规实施效果，及时出台配套实施细则，填补监管漏洞，抑制银行监管套利行为，放大资管新规政策效应。同时，国内银行尤其是中小型在2021年集中补充资本金，以达成保本理财全面清零，为今后理财监管留下了安全隐患。因此，我们需要将货币政策与宏观审慎政策配合起来，以抑制影子银行引发的金融风险。当前，保持货币政策的稳定和适度中性，并配合宏观审慎政策，可能是更好的选择。

三是在金融业对外开放力度不断深化和准入管制不断放松的背景下，单纯在资管行业统一监管可能是不够的，其他金融业务条线（如债券市场、衍生品市场）也需要陆续推出相关配套的统一监管政策，实现金融行业统一监管的联动，减少资金空转式的套利，充分释放有效监管的制度改革红利。

本文只是资管新规这一重要的金融强监管政策实施效果微观层面的初步探索文献之一，不可避免存在一定的局限性。例如，从时间维度看，受限于样本可得性，本文的观测期相对较短，仅初步探索了资管新规过渡期政策效应，还无法校验全面评估该监管政策正式实施后对于银行理财的中长期影响。未来可以继续从微观层面的研发创新、并购决策及宏观层面的银行信贷资源配置效率、区域资源配置效率、宏观经济发展等方面进一步深入研究。