擔(dān)保對債券發(fā)行利差的影響效果研究

張雪瑩，焦 健

(山東財經(jīng)大學(xué)金融學(xué)院，山東 濟(jì)南 250014)

擔(dān)保對債券發(fā)行利差的影響效果研究

張雪瑩，焦 健

(山東財經(jīng)大學(xué)金融學(xué)院，山東 濟(jì)南 250014)

以2008年至2014年間我國發(fā)行的信用債券為研究樣本，考察擔(dān)保對債券發(fā)行利差的影響效果及其與債券信用等級、擔(dān)保方式、宏觀經(jīng)濟(jì)變量等因素的關(guān)系。研究結(jié)果顯示，擔(dān)保能夠在一定程度上降低債券的發(fā)行利差，但降低的效果在不同信用等級、不同擔(dān)保方式的樣本之間存在差異。另外，擔(dān)保降低債券發(fā)行利差的效果還受經(jīng)濟(jì)狀況、信用違約事件發(fā)生等因素的影響而具有時變性。

債券擔(dān)保；發(fā)行利差；信用增級

一、引言及文獻(xiàn)綜述

隨著近些年來我國市場上信用債券品種的豐富和規(guī)模的擴(kuò)大，信用風(fēng)險的分化也日益明顯。如何提升債券信用等級以拓展發(fā)行人籌資機(jī)會、節(jié)約發(fā)行人融資成本、提高債券投資安全性、保障投資者利益，進(jìn)而提高債券市場整體融資效率，己成為發(fā)行人、承銷商、投資者以及評級機(jī)構(gòu)等關(guān)注的重要問題。在我國的實(shí)踐中，尋求擔(dān)保是債券發(fā)行時常用的信用增級方式。債券發(fā)行人可以采用由非銀行第三方提供擔(dān)?；蛘哔Y產(chǎn)抵押、質(zhì)押擔(dān)保來提升債券的信用等級和降低債券利差。那么，債券擔(dān)保對債券發(fā)行利差的影響效果如何，這一效果的程度又與哪些因素有關(guān)？

由于債券擔(dān)保并不是發(fā)達(dá)國家市場上主流的債券增信方式，較多的債券發(fā)行主體在需要信用增級時采取購買債券保險的方式，即向第三方專業(yè)保險機(jī)構(gòu)支付一筆保費(fèi)，一旦債券發(fā)行人無法履行償還義務(wù)，則由債券保險公司代為償還本金和利息，使發(fā)行的債券具有同債券保險商一樣的高信用評級，從而達(dá)到信用增級、降低發(fā)行利率的目的。因此，國外較多的文獻(xiàn)是考察債券保險的效果，如Shenai等(2010)[1]、Lai和Zhang(2013)[2]、Hagendorff等(2014)[3]。少數(shù)早期的債券擔(dān)保文獻(xiàn)，如Hsueh和Kidwell(1988)[4]以美國德克薩斯州教育債券為樣本進(jìn)行研究時發(fā)現(xiàn)，有擔(dān)保債券比無擔(dān)保債券的發(fā)行利率低26bp，但是擔(dān)保對不同信用等級債券發(fā)行成本的降低效果差別較大：對于A級和Baa級債券，擔(dān)保能顯著降低發(fā)行利率；對于Aa級債券，擔(dān)保降低發(fā)行利率的效果并不明顯；而Aaa級擔(dān)保債券的發(fā)行利率比無擔(dān)保的Aaa級債券甚至高18個bp。John等(2003)[5]以1993年1月至1995年3月間美國市場上發(fā)行的固定利率債券為樣本，考察抵押擔(dān)保債券與無抵押擔(dān)保債券之間的利差，發(fā)現(xiàn)抵押擔(dān)保債券的平均利率顯著高于無抵押擔(dān)保債券，兩者相差約11個bp，而且利差大小還受抵押資產(chǎn)的類型、監(jiān)管強(qiáng)度、信用評級、債券期限以及是否首次發(fā)行等因素的影響。2008年10月之后，面對金融危機(jī)引發(fā)的流動性不足，歐美國家有很多銀行通過發(fā)行政府擔(dān)保債券獲得中長期資金。擔(dān)保債券規(guī)模的增加帶動了相關(guān)的理論研究，但大部分集中于政府主權(quán)信用擔(dān)保對銀行債增信效果的影響。Levy和Schich(2010)[6]、Levy和Zaghini(2010)[7]的研究顯示，有擔(dān)保的銀行債的發(fā)行成本主要反映擔(dān)保方(國家)的主權(quán)信用水平而不是發(fā)行人的資產(chǎn)質(zhì)量，因此對于一些資產(chǎn)質(zhì)量相對較差的銀行來說，由于其所屬國的信用等級較高，仍然可以以較低的發(fā)行成本在債券市場融資，擔(dān)保方信用資質(zhì)對降低銀行債發(fā)行利差的貢獻(xiàn)度甚至可以占整個發(fā)行利差的三分之一以上。

擔(dān)保是我國目前信用債券市場主要的信用增級手段，國內(nèi)的一些學(xué)者對債券擔(dān)保的相關(guān)問題進(jìn)行了初步的探索。周沅帆(2008，2010)[8][9]、楊靖和曾小麗(2013)[10]、潘永明和張婷婷(2013)[11]、章和杰和王瑩(2014)[12]等通過數(shù)理推導(dǎo)分析擔(dān)保的增信原理，并以此為基礎(chǔ)討論擔(dān)保增信效果的影響因素。另一些文獻(xiàn)在對信用債券發(fā)行成本或者信用利差進(jìn)行建模研究時，涉及到債券擔(dān)保對發(fā)行成本或者利差的影響。他們所用的方法一般是將“債券是否有擔(dān)?！弊鳛樘摂M變量引入發(fā)行利率或利差的計量模型，該虛擬變量系數(shù)的顯著性及符號可以反映債券擔(dān)保的增信效果。但不同文獻(xiàn)的研究結(jié)果存在較大差異，如齊天翔等(2012)[13]發(fā)現(xiàn)“是否擔(dān)?！碧摂M變量前的系數(shù)顯著為正；而盧釔辰(2013)[14]發(fā)現(xiàn)該變量前的系數(shù)顯著為負(fù)；劉溈瑋(2013)[15]的研究則顯示該虛擬變量的系數(shù)沒有通過顯著性檢驗(yàn)，即“債券是否有擔(dān)?！睂τ趥陌l(fā)行利差沒有顯著影響。

直觀上，擔(dān)保增信有利于降低債券的風(fēng)險，從而降低發(fā)行成本或利差水平，那么為什么目前的實(shí)證研究結(jié)果存在不一致的現(xiàn)象？原因之一可能在于樣本數(shù)據(jù)的處理和模型的檢驗(yàn)技術(shù)方面存在一些缺陷，例如齊天翔等(2012)[13]以城投債的發(fā)行利差及二級市場首日交易利差為被解釋變量建立多元回歸模型，實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)有擔(dān)保的債券，無論是在發(fā)行市場還是在二級市場都不易獲得投資者的認(rèn)可，投資者對其要求的收益率更高。得到這一結(jié)論的原因是模型中未能控制信用等級變量，該文樣本債券的主體信用等級并不完全相同，主體信用等級較低的企業(yè)在發(fā)行債券時更傾向于通過擔(dān)保增信以降低債券的發(fā)行成本，而較低的主體信用等級影響了投資者對其發(fā)行債券的認(rèn)可程度。其它一些文獻(xiàn)也或多或少地存在樣本分類不科學(xué)、控制變量不全面等問題。其次，債券擔(dān)保增信效果本身可能存在時變特征。受經(jīng)濟(jì)周期、信用違約事件等因素的影響，擔(dān)保在某一時期可能顯著地降低債券發(fā)行成本，而在另一時期的增信效果則并不顯著、甚至更不容易獲得投資者的認(rèn)可。關(guān)于這一方面國內(nèi)目前尚沒有全面深入的研究成果。

為此，本文采用我國信用債券市場的實(shí)際數(shù)據(jù)，深入考察債券擔(dān)保信用增級對于降低債券發(fā)行成本的實(shí)際效果及其影響因素。

二、我國信用債券市場擔(dān)保的基本情況

國內(nèi)的信用債券主要分為短期融資券、中期票據(jù)、公司債和企業(yè)債四大類。表1對2008～2014年間發(fā)行的四類債券的擔(dān)保情況進(jìn)行了統(tǒng)計。結(jié)果顯示，企業(yè)債和公司債中擔(dān)保債券所占的比重較高；而在中期票據(jù)和短期融資券中，擔(dān)保債券所占的比例則較低。因此，本文將重點(diǎn)研究擔(dān)保對公司債和企業(yè)債發(fā)行成本的影響。

在我國，公司債和企業(yè)債主要在法律依據(jù)、發(fā)行條件以及發(fā)行程序等環(huán)節(jié)有所不同，按照何平和金夢(2010)[16]、劉少英(2015)[17]的做法，本文將這兩類債券泛稱為企業(yè)類債券，并且將其重新劃分為產(chǎn)業(yè)類企業(yè)債券和城投類企業(yè)債券兩大類(下文簡稱為“產(chǎn)業(yè)債”和“城投債”)。其中，城投類企業(yè)債券是以地方政府設(shè)立的具有投融資平臺性質(zhì)的企業(yè)名義發(fā)行、用于城市基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)的企業(yè)債券的統(tǒng)稱。其發(fā)行主體性質(zhì)、募集資金用途和償債資金來源等都與一般的產(chǎn)業(yè)類企業(yè)債券不同，發(fā)債公司很少以“利潤最大化”為原則進(jìn)行自主經(jīng)營和自負(fù)盈虧，而且大多含有某種程度的地方政府隱性擔(dān)保，因此通常被稱為“準(zhǔn)市政債券”。

圖1給出了2008～2014年間，城投債和產(chǎn)業(yè)債發(fā)行時擔(dān)保債券所占比重的變化。圖1顯示，城投債中擔(dān)保債券所占比重在逐年降低。其原因是城投公司主營業(yè)務(wù)大多是城市基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，公司收入結(jié)構(gòu)單一，所從事的公共事業(yè)產(chǎn)品利潤較薄，導(dǎo)致城投公司主體信用評級不高，因此在城投債市場發(fā)展的初期，近90%的債券都采取了擔(dān)保的增信措施。但2010年6月10日下發(fā)的《國務(wù)院關(guān)于加強(qiáng)地方政府融資平臺公司管理有關(guān)問題的通知》規(guī)定：“地方各級政府及其所屬部門、機(jī)構(gòu)和主要依靠財政撥款的經(jīng)費(fèi)補(bǔ)助事業(yè)單位，均不得以財政性收入、行政事業(yè)等單位的國有資產(chǎn)，或其他任何直接、間接形式為融資平臺公司融資行為提供擔(dān)?！?。在這一背景下，地方政府加大了對地方融資平臺的整合力度，擔(dān)保債券所占比重也明顯下降。相比于城投債，產(chǎn)業(yè)債不含政府的隱性擔(dān)保，其償債能力主要取決于經(jīng)營狀況，經(jīng)營風(fēng)險較高。隨著我國利率市場化的不斷推進(jìn)，出于風(fēng)險管理和降低發(fā)債利率的考慮，加之自2011年后信用債違約事件頻發(fā)，產(chǎn)業(yè)債中擔(dān)保債券所占比重從2011年開始上升并維持在較高的水平。

表1 2008～2014年信用債中的擔(dān)保債券所占比重

圖1 2008～2014年間兩類債券中的擔(dān)保債券所占比重

從擔(dān)保方式上看，目前我國企業(yè)債券主要有專業(yè)的擔(dān)保公司擔(dān)保、第三方企業(yè)擔(dān)保和抵、質(zhì)押擔(dān)保三種方式。表2顯示，城投債和產(chǎn)業(yè)債在擔(dān)保方式的選擇上有明顯區(qū)別。城投債在尋求擔(dān)保時，有43%的發(fā)行人采取抵押或質(zhì)押擔(dān)保的增信方式，明顯高于產(chǎn)業(yè)債10%的水平。造成這一現(xiàn)象的原因在于城投債發(fā)行人主要是地方政府的投融資平臺，而地方政府給予的土地使用權(quán)為發(fā)行人獲得擔(dān)保提供了便利，因此城投債多數(shù)使用國有土地使用權(quán)做抵押擔(dān)保(也有使用應(yīng)收賬款和國有股權(quán)質(zhì)押)；而產(chǎn)業(yè)債的發(fā)行人則不具有這一優(yōu)勢，而且由于抵押、質(zhì)押擔(dān)保在資產(chǎn)評估、監(jiān)管和處置等方面的程序較為復(fù)雜，專業(yè)擔(dān)保公司擔(dān)保的費(fèi)用又較高，因此產(chǎn)業(yè)債的發(fā)行人更多采取第三方企業(yè)擔(dān)保的方式。

表2 城投債與產(chǎn)業(yè)債在擔(dān)保方式上的區(qū)別

三、實(shí)證檢驗(yàn)數(shù)據(jù)與模型

(一)樣本選取與數(shù)據(jù)統(tǒng)計

在剔除浮動利率債券、貼現(xiàn)債券、跨市場交易的重復(fù)項(xiàng)債券以及部分?jǐn)?shù)據(jù)缺失的債券之后，我們最終在Wind數(shù)據(jù)庫中得到了2008年1月至2014 年12月間發(fā)行的1631只城投類企業(yè)債券和918只產(chǎn)業(yè)類企業(yè)債券作為研究樣本。為了排除債券發(fā)行時無風(fēng)險利率變動的影響，本文用債券發(fā)行時的票面利率減去發(fā)行當(dāng)日同期限國債利率所得到的債券發(fā)行利差(spread)作為被解釋變量。將樣本債券分別按發(fā)行主體信用等級、債券類型和有無擔(dān)保進(jìn)行分組，計算得到各組的統(tǒng)計數(shù)據(jù)，如表3所示。

表3 擔(dān)保債券與無擔(dān)保債券的分組統(tǒng)計 (數(shù)量：只；利差：%)

表3顯示，總體上，發(fā)行主體信用等級在AA及以下的債券發(fā)行人更傾向于擔(dān)保。信用等級越高，尋求擔(dān)保的必要性越低，擔(dān)保債券所占比例也越低。擔(dān)保債券的發(fā)行利差普遍低于無擔(dān)保債券的發(fā)行利差，而且擔(dān)保對于不同信用等級債券發(fā)行利率的降低程度不同。對于產(chǎn)業(yè)債而言，發(fā)行主體信用等級越低，采用擔(dān)保對于降低發(fā)行利率的效果越明顯。

(二)擔(dān)保對發(fā)行利差影響的基本模型

為了準(zhǔn)確地量化和控制其它因素(如債券規(guī)模、期限等債券合約特征、債券發(fā)行主體特征等)對債券發(fā)行利差的影響，同時考察不同信用等級債券的發(fā)行利差受擔(dān)保的影響程度是否存在差異，本文借鑒Hsueh和Kidwell(1988)[4]的做法，引入“債券是否擔(dān)保”與各主體信用等級的交互項(xiàng)，連同其它控制變量構(gòu)建多元回歸模型如下：

(1)

其中，Guari為反映“債券是否擔(dān)?！钡奶摂M變量，當(dāng)債券i有擔(dān)保時，Guari=1；否則為0。本文樣本債券的主體評級有AAA、AA+、AA、AA-、A+以及A級六個等級，所以將主體評級為A級的債券設(shè)為基準(zhǔn)組，在模型中引入反映信用等級的5個虛擬變量D(rating)n。發(fā)行主體信用評級越高，發(fā)行人違約風(fēng)險越低，越有助于降低發(fā)行利差，因此各信用等級虛擬變量前的系數(shù)預(yù)期為負(fù)。另外，由于A+級以下的債券均有擔(dān)保，因此用Guari×AAA/AA+/AA/AA-分別表示信用等級為AAA/AA+ /AA/AA-與擔(dān)保虛擬變量的交互項(xiàng)。當(dāng)AAA級債券采取擔(dān)保時，交叉項(xiàng)=1；當(dāng)AAA級債券未采取擔(dān)保時，交叉項(xiàng)=0，以此類推。通過檢驗(yàn)交互項(xiàng)變量前的系數(shù)是否顯著來反映擔(dān)保對于各信用等級債券發(fā)行利差的影響效果。理論上，擔(dān)?？梢越档蛡倪`約概率，降低信用風(fēng)險，進(jìn)而能夠以更低的利率發(fā)行，因此各交互項(xiàng)前面的系數(shù)預(yù)期為負(fù)。

模型中還包括其它一些反映債券合約特征及債券發(fā)行主體特征的控制變量(Controlk)。(1)Ln(Size)：債券發(fā)行規(guī)模的自然對數(shù)。一般來說，債券規(guī)模越大，市場流動性越好，流動性風(fēng)險相對較小，市場投資者要求的流動性溢價較低。而且，發(fā)行規(guī)模通常與發(fā)債主體的資產(chǎn)規(guī)模直接相關(guān)，而資產(chǎn)規(guī)模較大的企業(yè)通常在市場議價能力、規(guī)模效應(yīng)等方面具有優(yōu)勢，最終體現(xiàn)為綜合抗風(fēng)險能力較強(qiáng)，容易得到市場認(rèn)同，利率水平也就相應(yīng)較低。預(yù)期該變量前的系數(shù)為負(fù)。(2)Term：債券期限。一般情況下，利率期限結(jié)構(gòu)曲線向上傾斜，期限越長的債券流動性越差，投資者面臨的風(fēng)險和不確定性越大，要求的收益率越高。預(yù)期該變量前的系數(shù)為正。(3)Prepay：債券是否含有提前償還條款。在贖回日之前發(fā)行人面臨利率下降的風(fēng)險，在贖回日之后發(fā)行人因享受贖回權(quán)而受益，故此變量對發(fā)行成本的總影響要看哪一方的力量更大[16]。預(yù)期影響不確定。(4)Put：債券是否含有投資者回售條款。在回售日之前投資人面臨利率上升的風(fēng)險,在回售日之后投資人因享受回售權(quán)而受益,故此變量對發(fā)行成本的總影響要看哪一方的力量更大[16]。預(yù)期影響不確定。(5)Uw_number:債券承銷商家數(shù)。Hsueh和Kidwell(1988)[4]認(rèn)為，參與競價的承銷商數(shù)目越多，債券利差越低。因此，該變量的系數(shù)預(yù)期為負(fù)。(6)One-yeartreasuryrate:1年期銀行間國債到期收益率。該變量衡量違約風(fēng)險，Longstaff和Schwartz(1995)[18]認(rèn)為，基準(zhǔn)利率越高，企業(yè)違約風(fēng)險越低，債券利差越小。因此，該變量的系數(shù)預(yù)期為負(fù)。(7)Char: 區(qū)別反映產(chǎn)業(yè)債和城投債發(fā)債主體不同特征的控制變量。對于產(chǎn)業(yè)債來說，使用一個虛擬變量(nature)：當(dāng)發(fā)債主體為國有企業(yè)時，nature=1；否則為0。國有企業(yè)發(fā)行的債券更可能得到市場認(rèn)可，發(fā)行利差較低，因此該變量前的系數(shù)預(yù)期為負(fù)。但由于城投債的發(fā)債主體實(shí)際是地方政府融資平臺(國有性質(zhì))，因此，本文在對城投債的發(fā)行利差建立回歸模型時，不再使用發(fā)行主體是否為國有企業(yè)的虛擬變量，而采用反映地方經(jīng)濟(jì)實(shí)力的變量。由于城投債發(fā)行主體的特殊性質(zhì)，城投債受到地方政府的隱性擔(dān)保，因此城投公司所在地區(qū)的經(jīng)濟(jì)實(shí)力可能會影響城投債的發(fā)債成本。徐春琪和趙凌(2014)[19]、同生輝和黃張凱(2014)[20]在研究城投債發(fā)行利率的影響因素時，都考慮了發(fā)債城市或所在省份的財政收入對城投債發(fā)行利率的影響，程力(2014)[21]的統(tǒng)計結(jié)果也表明地方經(jīng)濟(jì)和財政實(shí)力對城投債信用利差的影響是顯著的。在他們的研究基礎(chǔ)上，本文加入如下幾個反映城投債所在地方經(jīng)濟(jì)實(shí)力和財政實(shí)力的變量：①Revenue：城投債所在省份稅收占財政收入的百分比。該變量能夠在一定程度上反映城投債的發(fā)行成本是否受區(qū)域的影響，在以往研究城投債信用利差的影響因素的文獻(xiàn)中，研究者都是單純用當(dāng)?shù)卣呢斦杖胱鳛榻忉屪兞?，但政府財政收入由稅收收入和非稅收入組成，非稅收入中有部分來自于中央政府的補(bǔ)貼，經(jīng)濟(jì)實(shí)力較弱的省份獲得的中央補(bǔ)貼較多，所以稅收收入占財政收入的比重較低。因此，稅收占財政收入的比重這一指標(biāo)可以更準(zhǔn)確地反映一個地區(qū)經(jīng)濟(jì)實(shí)力的高低。該解釋變量預(yù)期影響為負(fù)；②Capital：城投債所在城市是否為省會、計劃單列市或直轄市的虛擬變量。③other：城投債所在城市是否為地級市的虛擬變量?；M為縣級市，相比于縣級市，省會、計劃單列市或直轄市和地級市的經(jīng)濟(jì)實(shí)力較強(qiáng)，城投債的發(fā)行成本更低，而處于縣級市的城投債發(fā)行的成本會更高。模型(1)的實(shí)證結(jié)果如表4所示。

表4 擔(dān)保對不同信用等級債券發(fā)行利差的影響

注：* 、** 和*** 分別表示系數(shù)在10%、5%和1%的水平上顯著。為了避免可能存在的異方差問題，還計算了異方差穩(wěn)健統(tǒng)計量，結(jié)果顯示各系數(shù)的顯著性水平?jīng)]有明顯變化。

表4結(jié)果表明：首先，在控制了債券期限、規(guī)模、信用等級及債券發(fā)行主體特征的情況下，部分擔(dān)保與信用等級的交互項(xiàng)前的系數(shù)仍顯著為負(fù)，說明擔(dān)保對于一些等級債券的發(fā)行利差有明顯的降低效果。在城投債的利差模型中，擔(dān)保對主體評級為AAA級債券的利差降低效果并不顯著，但對于較低等級的AA+、AA、AA-債券來說，擔(dān)保虛擬變量與信用等級變量的交互項(xiàng)的系數(shù)均顯著為負(fù)，說明采用擔(dān)保后的利差明顯低于相同主體評級的無擔(dān)保債券，特別是AA級債券擔(dān)保后利差的降低幅度最大。在產(chǎn)業(yè)債的利差模型中，只有Guar×AA交互項(xiàng)通過了顯著性檢驗(yàn)，說明除了主體評級為AA級的債券之外，擔(dān)保對其它等級債券的利差降低效果均不明顯?？傮w來看，擔(dān)保對于產(chǎn)業(yè)債發(fā)行利差的降低效果不如對城投債的影響。 其次，其它解釋變量對債券發(fā)行利差的影響方向與目前大多數(shù)研究成果一致。例如，債券發(fā)行規(guī)模變量前的系數(shù)顯著為負(fù)，表明發(fā)債規(guī)模越大，利差越低；代表信用等級的虛擬變量幾乎都通過了顯著性檢驗(yàn)，系數(shù)均為負(fù)，且信用等級越高的虛擬變量前系數(shù)越小，說明信用等級與發(fā)行利差負(fù)相關(guān)。這也表明我國本土的評級機(jī)構(gòu)在中國債券市場具有一定的影響力，成為目前債券發(fā)行人、承銷機(jī)構(gòu)及投資者在參與債券發(fā)行環(huán)節(jié)時做出決策的重要參考。城投債的模型中，代表債券特殊條款的虛擬變量都通過了10%的顯著性檢驗(yàn)，且系數(shù)均為正，說明含有債券提前償還或投資者回售條款會提高債券的發(fā)行利差；而產(chǎn)業(yè)債模型中，代表債券特殊條款的虛擬變量都未通過檢驗(yàn)，說明這類因素對產(chǎn)業(yè)債發(fā)行利差的影響并不明顯。產(chǎn)業(yè)債模型中，債券期限前系數(shù)為負(fù)，且在1%的水平上顯著，表明期限越長的產(chǎn)業(yè)債，信用利差越低，體現(xiàn)出投資者對我國經(jīng)濟(jì)的長期看好，雖然期限長可能導(dǎo)致流動性風(fēng)險增加,但這不足以抵消整個市場由國債利率平坦化趨勢透視出的經(jīng)濟(jì)發(fā)展預(yù)期；值得注意的是，在產(chǎn)業(yè)債發(fā)行利差的回歸模型中，代表發(fā)行人是否為國有企業(yè)的虛擬變量的系數(shù)通過了1%的顯著性檢驗(yàn)，且系數(shù)符號與預(yù)期一致，說明企業(yè)性質(zhì)會對產(chǎn)業(yè)債發(fā)行利差產(chǎn)生顯著影響，相同條件下國有企業(yè)所發(fā)行債券的利差要低于非國有企業(yè)。在城投債發(fā)行利差的回歸模型中，一年期國債到期收益率前的系數(shù)顯著為負(fù)，與理論預(yù)期相符；發(fā)債企業(yè)所在省份稅收占財政收入比例以及是否為計劃單列市、省會或直轄市的虛擬變量前的系數(shù)為負(fù)，且均在1%的水平上顯著，說明發(fā)債城市和所在區(qū)域的經(jīng)濟(jì)實(shí)力對城投債發(fā)行成本的影響顯著，經(jīng)濟(jì)實(shí)力越強(qiáng)的地區(qū)或城市，發(fā)債成本越低，由于城投債既不等同于傳統(tǒng)的市政債券，又有別于企業(yè)債券，其資金用途往往是一些收益較低項(xiàng)目，所以能否以較低成本籌集資金則很大程度取決于城市和地區(qū)的實(shí)力。

除了考察信用等級影響擔(dān)保對債券發(fā)行利差的降低效果，本文進(jìn)一步檢驗(yàn)不同擔(dān)保方式對債券發(fā)行利差的影響效果是否相同。為此，我們先對樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行基本統(tǒng)計，結(jié)果如表5所示。

表5 不同擔(dān)保方式的債券與同等級無擔(dān)保債券的平均利差 (單位：%)

注：表中的“—”表示在該等級債券中缺少擔(dān)保債券或無擔(dān)保債券的利差數(shù)據(jù)，無法計算出有無擔(dān)保債券間的利差。

表5顯示，對于城投類債券，無論采取何種擔(dān)保方式，擔(dān)保債券的平均利差都低于同等級無擔(dān)保債券的平均利差；而對于AAA級和AA級產(chǎn)業(yè)債來說，抵質(zhì)押擔(dān)保并未起到降低債券利差的效果。因此，我們以無擔(dān)保債券為基準(zhǔn)組，針對擔(dān)保公司擔(dān)保、第三方企業(yè)擔(dān)保、抵質(zhì)押擔(dān)保這三種方式引入虛擬變量，建立如下模型：

spreadi=α+γ1·Guar_Comi+γ2·Guar_TPi+γ3·Guar_PL+∑θn·D(Rating)n+∑βk·Controlk+δ·Chari+ui

(2)

其中，當(dāng)發(fā)債主體采用專業(yè)擔(dān)保公司擔(dān)保時，變量Guar_Com=1，否則為0；當(dāng)采用第三方企業(yè)擔(dān)保時，Guar_TP=1，其它情況為0；當(dāng)采用抵質(zhì)押擔(dān)保方式時，Guar_PL=1，其它情況取0。其它各變量的含義與模型(1)相同。得到的實(shí)證結(jié)果如表6所示。

表6 不同擔(dān)保方式對債券發(fā)行利差的影響

注：* 、** 和*** 分別表示系數(shù)在10%、5%和1%的水平上顯著。為了避免可能存在的異方差問題，我們計算了異方差穩(wěn)健統(tǒng)計量，結(jié)果顯示各系數(shù)的顯著性水平?jīng)]有明顯變化。

表6結(jié)果顯示，對于城投債樣本，三種擔(dān)保方式對應(yīng)的虛擬變量都通過了1%的顯著性檢驗(yàn)，系數(shù)符號均與預(yù)期一致，說明這三種擔(dān)保都能夠顯著降低城投債的發(fā)行利差。值得注意的是，這三個變量前系數(shù)的大小關(guān)系顯示專業(yè)擔(dān)保公司擔(dān)保降低利差的效果要優(yōu)于第三方企業(yè)擔(dān)保，而第三方企業(yè)擔(dān)保降低利差的效果又明顯好于抵質(zhì)押擔(dān)保。對于產(chǎn)業(yè)債，代表抵質(zhì)押擔(dān)保的虛擬變量并未通過顯著性檢驗(yàn)，其余兩個虛擬變量的系數(shù)符號與城投債的實(shí)證結(jié)果一致，說明產(chǎn)業(yè)債發(fā)行人以資產(chǎn)抵質(zhì)押尋求擔(dān)保的市場認(rèn)同度較低。由于抵、質(zhì)押擔(dān)保的增信效果主要取決于預(yù)期抵押、質(zhì)押資產(chǎn)價值對債券本息的覆蓋率，覆蓋率越高，對債權(quán)人的保障程度就越高，增信效果越好，而在實(shí)踐中資產(chǎn)的覆蓋率受資產(chǎn)的性質(zhì)和折扣年限等因素的影響較大，因而其增信效果會受到影響。實(shí)證結(jié)果中其他控制變量前系數(shù)符號、大小以及顯著性水平與模型(1)的結(jié)果基本一致。

四、 債券擔(dān)保影響發(fā)行利差效果的時變特征

前文檢驗(yàn)了在整個樣本期內(nèi)，擔(dān)保影響債券發(fā)行利差的橫截面差異及其與信用等級、擔(dān)保方式等因素的關(guān)系。本節(jié)則進(jìn)一步考察擔(dān)保對債券發(fā)行利差降低效果的時間變化特征及影響因素。由上文表3的統(tǒng)計結(jié)果可知，擔(dān)保債券中信用等級為主體評級為AA級的債券所占比例較高；表4的實(shí)證檢驗(yàn)也表明，對于AA級債券，無論是城投債還是產(chǎn)業(yè)債，擔(dān)保與信用等級交互項(xiàng)前的系數(shù)都顯著為負(fù)，擔(dān)保能顯著降低主體評級為AA級債券的發(fā)行利差。因此，我們以主體評級為AA級的債券為樣本，按照期限相近、發(fā)行時間相近的原則，分月計算2008年1月至2014年12月期間的每個月中無擔(dān)保債券平均利差與擔(dān)保債券平均利差，并進(jìn)一步計算兩者之差來衡量擔(dān)保增信效果的月度變化*我們從第三節(jié)的研究樣本中選取主體評級為AA級的債券，并將此截面數(shù)據(jù)按照月份進(jìn)行分組，分別計算每個月中G_Spreadt的值，從而得到一份時間序列數(shù)據(jù)。由于部分月份沒有發(fā)行擔(dān)保債券(或無擔(dān)保債券)，造成數(shù)據(jù)缺失，因此最終獲得的是2011年11月至2014年12月間的連續(xù)數(shù)據(jù)。：

(3)

圖2 擔(dān)保對利差影響的效果變化與宏觀變量走勢

那么，擔(dān)保增信效果的時變特征受何種因素影響？經(jīng)濟(jì)波動會影響擔(dān)保的增信效果。根據(jù)擔(dān)保原理，第三方企業(yè)和專業(yè)擔(dān)保公司擔(dān)保的增信效果主要取決于擔(dān)保人的信用狀況及其與被擔(dān)保人的聯(lián)合違約概率[8]；而抵、質(zhì)押擔(dān)保方式的增信效果則主要取決于預(yù)期違約發(fā)生時抵質(zhì)押資產(chǎn)的回收或處置價值對于債券本息的覆蓋率[10]。當(dāng)經(jīng)濟(jì)衰退、總需求下降時,企業(yè)違約概率上升；當(dāng)經(jīng)濟(jì)擴(kuò)張時,企業(yè)的現(xiàn)金流狀況較好，預(yù)期的違約風(fēng)險也相應(yīng)下降。而且，經(jīng)濟(jì)衰退還會導(dǎo)致資產(chǎn)交易市場的供過于求，使抵押物、質(zhì)押物的價值下降、變現(xiàn)難度增加、處置時間延長和處置成本上升,從而增加追償風(fēng)險*許多實(shí)證研究表明，回收率在經(jīng)濟(jì)衰退時要大大低于經(jīng)濟(jì)擴(kuò)張時期。Frye等(2000)[22]使用穆迪數(shù)據(jù)的研究表明,在經(jīng)濟(jì)衰退期的回收率大約要低于經(jīng)濟(jì)擴(kuò)張時的三分之一。Altman 和 Brady(2001)[23]的研究顯示在1990年和2000年的經(jīng)濟(jì)衰退時期，所有債券的加權(quán)平均回收率是最低的，在其他年份，回收率超過 30%。。因此我們以下考察經(jīng)濟(jì)周期與擔(dān)保增信效果的關(guān)系。由于GDP是季度數(shù)據(jù),所以本文選用工業(yè)增加值當(dāng)月同比指標(biāo)(IND)作為反映宏觀經(jīng)濟(jì)周期變化的總體指標(biāo)。由圖2可以看出：無擔(dān)保債券與擔(dān)保債券之間利差的變化與工業(yè)增加值變量的走勢存在一定程度的相關(guān)性，特別是當(dāng)工業(yè)增加值增速下滑明顯時，擔(dān)保降低債券發(fā)行利差的效果也明顯下降。進(jìn)一步地，我們引入貨幣政策變量(M2當(dāng)月同比)、通貨膨脹變量(CPI當(dāng)月同比)以及反映信用違約事件沖擊的虛擬變量(event)對擔(dān)保增信效果的指標(biāo)G_Spreadt建立線性回歸模型。2014年3月4日“11超日債”正式宣告違約，成為我國債券市場首例違約債券。接著，“12華特斯”、“13中森債”、“12金泰債”、“12津天聯(lián)”等債券陸續(xù)違約。頻發(fā)的債券違約將債券市場剛性兌付的神話打破。因此，本文以2014年3月“11超日債”違約事件為分界點(diǎn)，2014年3月違約事件發(fā)生前，變量event賦值為0；其后變量event賦值為1。最終模型的回歸結(jié)果如下所示(括號內(nèi)數(shù)值為對應(yīng)系數(shù)的標(biāo)準(zhǔn)差，** 和*分別表示系數(shù)在5%和10%的水平上顯著)*我們對模型中的變量進(jìn)行了平穩(wěn)性檢驗(yàn)，結(jié)果顯示變量不存在單位根。：

(4)

模型的R2=0.2495。由回歸結(jié)果可見，工業(yè)增加值當(dāng)月同比增長變量前的系數(shù)在5%的水平上顯著，并且系數(shù)為正，說明經(jīng)濟(jì)增速越快，擔(dān)保的增信效果越明顯；而貨幣量及通貨膨脹率指標(biāo)與擔(dān)保增信效果的變化之間并未表現(xiàn)出顯著的相關(guān)性。代表違約事件的虛擬變量前的系數(shù)在10%的水平上顯著，并且系數(shù)為正，說明“11超日債”違約事件發(fā)生之后，擔(dān)保的增信效果明顯提升，作為我國債券市場首例違約事件，超日債的違約增加了投資者的避險情緒，提升了債券擔(dān)保的迫切性及重要性，也使得擔(dān)保對于降低發(fā)債利率的效果更加顯著。

五、結(jié) 論

針對擔(dān)保降低債券發(fā)行利差的效果與信用等級、擔(dān)保方式以及經(jīng)濟(jì)周期的關(guān)系等問題，本文以我國2008年至2014年間發(fā)行的企業(yè)類債券為樣本進(jìn)行實(shí)證研究，得出如下結(jié)論：首先，擔(dān)保對不同信用等級發(fā)行人所發(fā)行債券的發(fā)行利差影響不同。對于城投債而言，擔(dān)保能夠顯著降低AA+、AA、AA-級債券的發(fā)行利差，而對于產(chǎn)業(yè)債來說，擔(dān)保僅對AA級債券的發(fā)行利差有明顯的降低效果。其次，不同擔(dān)保方式對于城投債和產(chǎn)業(yè)債的擔(dān)保增信效果也有所差別。專業(yè)擔(dān)保公司擔(dān)保、第三方企業(yè)擔(dān)保及抵質(zhì)押擔(dān)保都能顯著降低城投債的發(fā)行利差。但對于產(chǎn)業(yè)債而言，資產(chǎn)抵、質(zhì)押的擔(dān)保方式的市場認(rèn)同度較低。最后，擔(dān)保的增信效果具有時變特征。擔(dān)保降低債券發(fā)行利差的程度與工業(yè)增加值指標(biāo)呈現(xiàn)顯著的正相關(guān)，說明宏觀經(jīng)濟(jì)增長表現(xiàn)良好有助于提高債券擔(dān)保的增信效果；市場上違約事件的發(fā)生也使債券擔(dān)保的意義及增信效果更加突出。

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(責(zé)任編輯:原 蘊(yùn) )

The Effect of Guarantee on Bond Issue Spread: An Empirical Study

ZHANG Xueying，JIAO Jian

(School of Finance,Shandong University of Finance and Economics,Jinan 250014,China)

Based on the sample of listed credit bonds in Chinese market during 2008-2014，this paper investigates the effect of bond guarantee on bond issue yield spread,and also its relationship with the credit rating,the type of guarantee,and macro-economy. The results show that the bond guarantee can reduce the issue yield spread of bond,but the size of effects are different with credit rating and guarantee method. We also find that the reductions of bond issue yield spread by guarantee are time varying，and influenced by economic growth,and the event of bond defaults.

Bond Guarantee；Issue Yield Spread； Credit Enhancement

2016-01-22

國家自然科學(xué)基金資助項(xiàng)目(71573155)；山東省金融產(chǎn)業(yè)優(yōu)化與區(qū)域發(fā)展管理協(xié)同創(chuàng)新研究項(xiàng)目(14xtzd09)

張雪瑩(1973-)，男，山東濟(jì)南人，山東財經(jīng)大學(xué)金融學(xué)院教授，博士生導(dǎo)師；焦健(1992-)，男，內(nèi)蒙古包頭人，山東財經(jīng)大學(xué)金融學(xué)院碩士生。

F830.91

A

1004-4892(2017)02-0048-10