城投債轉(zhuǎn)型實(shí)證研究
——基于地方政府隱性擔(dān)保視角

曹文彬，錢 鵬

（江南大學(xué) 商學(xué)院，江蘇 無(wú)錫 214122）

一、引言

城投債是指為地方經(jīng)濟(jì)和社會(huì)發(fā)展籌集資金，由地方政府投融資平臺(tái)公司發(fā)行的債券，具有公司債和準(zhǔn)市政債券的雙重屬性。一方面，投資者期望從城投債市場(chǎng)獲得超額收益，其直觀體現(xiàn)在信用利差值，F(xiàn)rank J Fabozz 在《債券市場(chǎng)：分析與策略》中指出：信用利差是相同到期期限的具有違約風(fēng)險(xiǎn)的信用債收益率和無(wú)風(fēng)險(xiǎn)國(guó)債收益率之間的差值[1]；另一方面，部分投資者認(rèn)為，即使城投債出現(xiàn)違約，當(dāng)?shù)卣疄榱司S持經(jīng)濟(jì)社會(huì)穩(wěn)定，傾向于為城投債兜底。為推動(dòng)城投債轉(zhuǎn)型，中央政府于2014 年發(fā)布《關(guān)于加強(qiáng)地方政府性債務(wù)管理的意見(jiàn)》（下稱“43號(hào)文”），2016 年發(fā)布《地方政府性風(fēng)險(xiǎn)應(yīng)急處置預(yù)案》（下稱“88 號(hào)文”），旨在規(guī)范債券市場(chǎng)，完善地方債務(wù)管理機(jī)制。

現(xiàn)有研究主要考慮了地方政府隱性擔(dān)保對(duì)城投債券利差的影響及政策頒布后隱性擔(dān)保是否依然對(duì)信用利差造成較大影響：城投債券利差決定因素包括宏觀因素、區(qū)域因素、主體因素及債券自身因素（王曉彥等，2019）[2]。其中，地方政府因素（即政府隱性擔(dān)保）對(duì)利率的決定依賴于發(fā)行人所在地的經(jīng)濟(jì)發(fā)展?fàn)顩r（汪莉和陳詩(shī)一，2015）[3]。在明確地方政府對(duì)債券利差存在隱性擔(dān)保的基礎(chǔ)上，可流動(dòng)性資產(chǎn)是地方政府債務(wù)償還的重要基礎(chǔ)和保證（潘琰和吳修瑤，2017）[4]。地方政府的兜底作用在財(cái)政狀況較差的地區(qū)表現(xiàn)為隱性擔(dān)憂，提高了城投債利差（胡悅和吳文鋒，2018）[5]?！?3 號(hào)文”有效弱化了城投債隱性擔(dān)保問(wèn)題，政策實(shí)施后無(wú)擔(dān)保城投債的平均發(fā)行利差提高，且該削弱效應(yīng)具有持續(xù)性（閆曉東等，2019）[6]。包括“43 號(hào)文”在內(nèi)的一系列債務(wù)治理手段卓有成效，提升了企業(yè)債務(wù)融資水平，并降低了企業(yè)的債務(wù)融資成本（朱晨赫和程晨，2018）[7]。

現(xiàn)有研究鮮少?gòu)碾A段式博弈角度考慮轉(zhuǎn)型期間相關(guān)政策對(duì)城投債信用利差產(chǎn)生的持續(xù)影響。鑒于此，本研究選取我國(guó)2013—2018 年發(fā)行的城投債樣本，以2014 年“43 號(hào)文”和2016 年“88 號(hào)文”的出臺(tái)為分割點(diǎn)，采用雙重差分法研究分割點(diǎn)前后的信用利差是否符合市場(chǎng)預(yù)期、反應(yīng)風(fēng)險(xiǎn)動(dòng)向，采用回歸分析考察“漸進(jìn)式”改革方式是否對(duì)城投債轉(zhuǎn)型產(chǎn)生階段式影響，

二、政策背景與研究假設(shè)

（一）政策背景

城投債政策的演變貫穿并引導(dǎo)著城投債的發(fā)展，一般認(rèn)為城投債的發(fā)展經(jīng)歷了鼓勵(lì)發(fā)行、規(guī)范發(fā)展、嚴(yán)格約束、緩和反彈、重新加嚴(yán)五個(gè)階段，反映出不同時(shí)期，政策與市場(chǎng)之間的博弈，體現(xiàn)出國(guó)家在引導(dǎo)債券市場(chǎng)健康發(fā)展方面的決心，研究的問(wèn)題在于，政策安排是否影響到城投債發(fā)行利差中的地方政府隱性擔(dān)保因素、影響的程度及持續(xù)時(shí)間。

就債券擔(dān)保增信方式而言，存在有擔(dān)保和無(wú)擔(dān)保的情況，而城投債因其與地方政府的特殊關(guān)聯(lián)，一般被認(rèn)為獲得地方政府隱性擔(dān)保的支撐，本研究將城投債分為顯性擔(dān)保和隱性擔(dān)保兩種擔(dān)保類型，主要考慮以“43 號(hào)文”和“88 號(hào)文”為分界點(diǎn)，研究市場(chǎng)對(duì)城投債政策變化所作出的反應(yīng)，同時(shí)更進(jìn)一步研究城投債政策影響的階段式效應(yīng)。約束政策是否有力打擊隱性擔(dān)保在新發(fā)無(wú)擔(dān)保城投債利差中的作用，在“43 號(hào)文”發(fā)布的幾年之中，無(wú)擔(dān)保城投債是否呈現(xiàn)出鮮明的階段式特征，未來(lái)城投債市場(chǎng)的轉(zhuǎn)型應(yīng)當(dāng)走向何方，本文將采用2013—2018 年的實(shí)證材料對(duì)以上問(wèn)題進(jìn)行解釋說(shuō)明。

（二）研究假設(shè)

城投債轉(zhuǎn)型本質(zhì)上是約束地方政府隱性擔(dān)保作用的過(guò)程，新發(fā)無(wú)擔(dān)保城投債如果被市場(chǎng)認(rèn)定為去隱性擔(dān)?；?，意味著其趨向于轉(zhuǎn)變?yōu)槠胀ㄆ髽I(yè)債務(wù)，由地方融資平臺(tái)償還，信用風(fēng)險(xiǎn)上升。為了研究城投債約束政策對(duì)新發(fā)城投債整體信用風(fēng)險(xiǎn)的影響，本文提出以下假設(shè)：

H1a：“43 號(hào)文”系列政策的實(shí)施，增大了新發(fā)無(wú)擔(dān)保城投債的信用風(fēng)險(xiǎn)。

H1b：“43 號(hào)文”系列政策的實(shí)施，降低了新發(fā)無(wú)擔(dān)保城投債的信用風(fēng)險(xiǎn)。

“43 號(hào)文”將政府債務(wù)融資方式統(tǒng)一規(guī)范為債務(wù)融資，這是迄今為止政府債務(wù)治理最具權(quán)威性的指導(dǎo)性意見(jiàn)（鐘輝勇等，2016）[8]。如果“43 號(hào)文”切實(shí)發(fā)揮作用，新發(fā)行無(wú)擔(dān)保城投債失去政府隱性擔(dān)保，信用風(fēng)險(xiǎn)有所增加，進(jìn)而提高發(fā)行利差。

“88 號(hào)文”的出臺(tái)拉開(kāi)了城投債第二輪重估的序幕，城投信用受到政策影響而逐步遠(yuǎn)離政府信用，為衡量“88 號(hào)文”對(duì)于城投債轉(zhuǎn)型的影響表現(xiàn)，本文作出第二個(gè)假設(shè)：

H2a：“88 號(hào)文”系列政策的出臺(tái)，增大了新發(fā)無(wú)擔(dān)保城投債的信用風(fēng)險(xiǎn)。

H2b：“88 號(hào)文”系列政策的出臺(tái)，降低了新發(fā)無(wú)擔(dān)保城投債的信用風(fēng)險(xiǎn)。

三、研究設(shè)計(jì)

（一）樣本選取與數(shù)據(jù)來(lái)源

為研究城投債轉(zhuǎn)型過(guò)程中政策對(duì)新發(fā)城投債信用風(fēng)險(xiǎn)的影響，本研究選取2013—2018 年地方政府債務(wù)的面板數(shù)據(jù)。研究43 號(hào)文政策效應(yīng)時(shí)，選取2013 年1 月至2016 年12 月的債券樣本，研究88 號(hào)文系列政策效應(yīng)時(shí)，選取2015 年1 月至2018年12 月的債券樣本。分別用2015 年1 月與2016 年12 月作為劃分政策前后的時(shí)間節(jié)點(diǎn)。樣本中的城投債信息（包括利率、期限、規(guī)模、發(fā)行人財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)）、地方政府財(cái)政收入、地區(qū)GDP 來(lái)自于Wind 數(shù)據(jù)庫(kù)，國(guó)債到期收益率數(shù)據(jù)來(lái)自中國(guó)債券信息網(wǎng)。由于地方政府融資平臺(tái)從決定發(fā)債到成功發(fā)行，其中需要經(jīng)歷聘請(qǐng)承銷商、收集材料、監(jiān)管審核等等發(fā)行流程，平均需要半年到一年的時(shí)間，因此城投債發(fā)行主體的財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)和地方政府收入等數(shù)據(jù)采取滯后一期。在剔除地方政府財(cái)政缺失、回歸模型控制變量缺失的樣本后，在43 號(hào)文實(shí)施前后（即2013—2016 年）選取1 206 只城投債數(shù)據(jù)作為樣本，其中無(wú)擔(dān)保城投債為741 只，有擔(dān)保城投債為465 只，在88號(hào)文實(shí)施前后（即2015—2018 年）選取1 020 只城投債數(shù)據(jù)作為樣本，其中無(wú)擔(dān)保城投債為511 只，有擔(dān)保城投債為509 只。

（二）研究模型與變量

本文采用雙重差分模型研究城投債規(guī)范政策對(duì)城投債發(fā)行利差的影響，進(jìn)而考察“漸進(jìn)式”改革方式是否對(duì)城投債轉(zhuǎn)型產(chǎn)生階段式影響。研究過(guò)程中，構(gòu)造無(wú)擔(dān)保城投債組合為實(shí)驗(yàn)組，有擔(dān)保城投債組合為對(duì)照組，對(duì)比政策實(shí)施前后實(shí)驗(yàn)組與對(duì)照組之間的差異，來(lái)檢驗(yàn)政策的實(shí)施效果。信用風(fēng)險(xiǎn)與信用利差呈正相關(guān)關(guān)系，本文選取債券發(fā)行利差來(lái)體現(xiàn)新發(fā)債券的信用風(fēng)險(xiǎn)，構(gòu)造如下回歸模型：

其中spread表示債券發(fā)行利差，C表示分組情況，即是否屬于城投債虛擬變量，C=1 表示無(wú)擔(dān)保城投債，C=0 表示有擔(dān)保城投債；虛擬變量P表示政策變量，P=1 表示規(guī)范政策實(shí)施后的債券市場(chǎng)，P=0 表示規(guī)范政策實(shí)施前的債券市場(chǎng)，C×P表示債券分組情況C和政策變量P的交互項(xiàng)，系數(shù)β3反映了政策凈效應(yīng)，如果城投債規(guī)范新政對(duì)其發(fā)行利差產(chǎn)生正效應(yīng)，那么β3的符號(hào)就顯著為正，如果產(chǎn)生負(fù)效應(yīng)，那么β3的符號(hào)就顯著為負(fù)，如果β3不顯著，則說(shuō)明規(guī)范政策對(duì)城投債隱性擔(dān)保問(wèn)題無(wú)顯著影響。模型中加入了控制變量X，包含發(fā)行主體情況、債券變量、地方政府情況，此外，本研究還引入省份固定效應(yīng)λ和行業(yè)固定效應(yīng)μ、隨機(jī)誤差ε。

變量設(shè)置與說(shuō)明如表1 所示。

表1 變量設(shè)置與說(shuō)明

四、實(shí)證結(jié)果與分析

（一）基本結(jié)果分析

采用雙重差分法進(jìn)行回歸分析，結(jié)果如表2 所示，模型（1）為基準(zhǔn)模型，43 號(hào)文交互項(xiàng)C×P的系數(shù)為0.243 9，且在1%的水平上顯著為正，表明43號(hào)文實(shí)施后相較有擔(dān)保城投債，無(wú)擔(dān)保城投債的發(fā)行利差顯著提高約24.39 個(gè)基點(diǎn)，本文假設(shè)H1a 得到驗(yàn)證。在城投債規(guī)范政策的影響下，無(wú)擔(dān)保城投債的政府隱性擔(dān)保因素減弱，信用風(fēng)險(xiǎn)有所提高，并反映在發(fā)行利差中。模型（2）和模型（3）引入控制變量和固定效應(yīng)，此外模型（2）引入省份聚類，模型（3）引入行業(yè)聚類標(biāo)準(zhǔn)誤。結(jié)果顯示模型（3）的解釋力度較好，且交互項(xiàng)C×P的系數(shù)為0.229 7，在1%的水平上顯著為正，說(shuō)明43 號(hào)文實(shí)施后，考慮債券變量、發(fā)債企業(yè)財(cái)務(wù)情況、地方政府財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)和省份、行業(yè)時(shí)，相較有擔(dān)保城投債，無(wú)擔(dān)保城投債的發(fā)行利差顯著提高約22.97 個(gè)基點(diǎn)，結(jié)論與模型（1）一致，本文假設(shè)H1a 成立。

表2 政策效應(yīng)回歸結(jié)果

88 號(hào)文政策效應(yīng)回歸結(jié)果顯示R2逐步改善，在模型（3）中，通過(guò)控制固定效應(yīng)并進(jìn)行行業(yè)聚類，得出交互項(xiàng)C×P的系數(shù)為0.243 7，表明2017—2018年，相較于2015—2016 年，無(wú)擔(dān)保城投債的發(fā)行利差顯著提高約24.37 個(gè)基點(diǎn)。盡管88 號(hào)文是在2016 年底出臺(tái)，然而對(duì)2015—2018 年的城投債數(shù)據(jù)進(jìn)行回歸分析無(wú)法說(shuō)明88 號(hào)文具有顯著的政策效應(yīng)，2017—2018 年的發(fā)行利差的提升可能是43號(hào)文的持續(xù)效應(yīng)，也可能是43 號(hào)文與88 號(hào)文的復(fù)合效應(yīng)，無(wú)法直接驗(yàn)證本文的H2a 假設(shè)，還需要從平行趨勢(shì)假定中進(jìn)一步分析。

由回歸結(jié)果可知，債券的發(fā)行規(guī)模、期限，發(fā)行主體的資產(chǎn)規(guī)模、資產(chǎn)負(fù)債率、資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率、應(yīng)收賬款周轉(zhuǎn)以及地方人均財(cái)政收入等變量的系數(shù)顯著，表明這些因素對(duì)新發(fā)城投債利差均有顯著影響，且這一情況在88 號(hào)文實(shí)施后仍然存在。這一現(xiàn)象體現(xiàn)出地方政府財(cái)政狀況依然對(duì)城投債產(chǎn)生較為顯著的隱性擔(dān)保效應(yīng)，城投債轉(zhuǎn)型需進(jìn)一步規(guī)范制約。

（二）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

雙重差分法成立的重要前提是實(shí)驗(yàn)組和對(duì)照組在政策實(shí)施前的變化趨勢(shì)一致，因此采用反事實(shí)法對(duì)其進(jìn)行穩(wěn)健性分析，以檢驗(yàn)其是否符合“平行趨勢(shì)假定”。具體操作方法如下：將政策虛擬變量提前一年，而現(xiàn)實(shí)中政策并沒(méi)有真正出臺(tái)，若此時(shí)交互項(xiàng)系數(shù)顯著，說(shuō)明對(duì)于實(shí)驗(yàn)組和對(duì)照組存在其他變量影響其變動(dòng)趨勢(shì)，上文中的實(shí)證分析結(jié)果缺乏穩(wěn)健性。

1.對(duì)于43 號(hào)文政策效應(yīng)而言，選取2013—2014年發(fā)行的城投債679 只，假設(shè)政策于2014 年1 月1日實(shí)施，設(shè)定P1 為新的政策變量，P1 為0 表示虛擬政策實(shí)施前，P1 為1 表示虛擬政策實(shí)施后，結(jié)果如表3 所示。交互項(xiàng)C×P1 的系數(shù)不顯著，說(shuō)明在43號(hào)文系列政策實(shí)施前，無(wú)擔(dān)保城投債和有擔(dān)保城投債保持相同的變動(dòng)趨勢(shì)，符合“平行趨勢(shì)假定”，關(guān)于43 號(hào)文政策效應(yīng)的實(shí)證分析結(jié)果穩(wěn)健。

表3 43 號(hào)文系列政策的穩(wěn)健性檢驗(yàn)（簡(jiǎn)表）

2.研究88 號(hào)文政策效應(yīng)時(shí)，選取2015—2016年發(fā)行的城投債527 只，假設(shè)政策于2016 年1 月1日實(shí)施，設(shè)定P2 為新的政策變量，P2 為0 表示虛擬88 號(hào)文政策實(shí)施前，P2 為1 表示虛擬政策實(shí)施后，結(jié)果如表4 所示，交互項(xiàng)C×P2 的系數(shù)均不顯著，說(shuō)明在88 號(hào)文系列政策實(shí)施前，無(wú)擔(dān)保城投債和有擔(dān)保城投債保持相同的變動(dòng)趨勢(shì)，符合“平行趨勢(shì)假定”，關(guān)于88 號(hào)文政策效應(yīng)的實(shí)證分析結(jié)果穩(wěn)健。這一結(jié)果說(shuō)明43 號(hào)文政策效應(yīng)在后續(xù)年份中有所減弱，考慮監(jiān)管政策從2015 年開(kāi)始有所緩和，“國(guó)辦發(fā)〔2015〕40 號(hào)”文件和“發(fā)改委1327 號(hào)”文件在城投債監(jiān)管力度上有所放寬，因此在2015—2016年間，城投債轉(zhuǎn)型進(jìn)入緩和反彈階段，實(shí)證結(jié)果與現(xiàn)實(shí)情況相符，證實(shí)了結(jié)果的有效性和穩(wěn)健性。

表4 88 號(hào)文系列政策的穩(wěn)健性檢驗(yàn)（簡(jiǎn)表）

五、結(jié)論與政策建議

為考察城投債市場(chǎng)的發(fā)展、探究隱性擔(dān)保在城投債轉(zhuǎn)型過(guò)程中扮演的角色，本文選取2013—2018年發(fā)行的債券，將市場(chǎng)認(rèn)為存在隱性擔(dān)保的無(wú)擔(dān)保城投債作為實(shí)驗(yàn)組，將同期發(fā)行的有擔(dān)保城投債作為對(duì)照組，采用雙重差分法進(jìn)行回歸分析，檢驗(yàn)城投債轉(zhuǎn)型過(guò)程中政府出臺(tái)的43 號(hào)文系列政策和88號(hào)文系列政策是否對(duì)債券市場(chǎng)有效規(guī)制。實(shí)證研究得出以下結(jié)論：（1）43 號(hào)文系列規(guī)范政策有效限制了隱性擔(dān)保的影響，在政策實(shí)行后新發(fā)無(wú)擔(dān)保城投債的平均發(fā)行利差較政策實(shí)行前提高了22.97 個(gè)基點(diǎn)；（2）88 號(hào)文系列政策在43 號(hào)文系列政策的基礎(chǔ)上，進(jìn)一步限制隱性擔(dān)保的作用，新政策實(shí)施后無(wú)擔(dān)保城投債平均利差較實(shí)施前提高了24.37 個(gè)基點(diǎn)；（3）地方政府財(cái)政狀況對(duì)新發(fā)無(wú)擔(dān)保城投債利差仍有顯著影響，城投債轉(zhuǎn)型依然有待進(jìn)一步引導(dǎo)規(guī)范。

基于本研究的實(shí)證結(jié)果，提出以下建議：

首先是明確權(quán)責(zé)。進(jìn)一步明確政府和企業(yè)之間、各地政府之間、各級(jí)政府之間的責(zé)任，切實(shí)貫徹43號(hào)文和88 號(hào)文的相關(guān)要求，逐步減少地方政府對(duì)城投平臺(tái)的干預(yù)，剝離隱性擔(dān)保的影響。此外，推動(dòng)地方政府財(cái)政預(yù)算信息公開(kāi)透明化，內(nèi)部監(jiān)管與外部監(jiān)管并行，引導(dǎo)我國(guó)城投債市場(chǎng)的良性發(fā)展。

其次采取“漸進(jìn)式”的引導(dǎo)方式。從43 號(hào)文到88 號(hào)文歷經(jīng)了約兩年時(shí)間，期間發(fā)布系列相關(guān)政策，體現(xiàn)政府持續(xù)加強(qiáng)對(duì)債券市場(chǎng)的轉(zhuǎn)型引導(dǎo)。城投債的轉(zhuǎn)型不是一蹴而就的，一方面，完善的市場(chǎng)化機(jī)制需要充足的時(shí)間準(zhǔn)備，在漸進(jìn)的政策引導(dǎo)下，地方政府隱性擔(dān)保職能與城投平臺(tái)的直接聯(lián)系逐步弱化，城投債趨于映射其真實(shí)的風(fēng)險(xiǎn)溢價(jià)；另一方面，中央政府可以根據(jù)宏觀經(jīng)濟(jì)表現(xiàn)和金融市場(chǎng)風(fēng)險(xiǎn)狀況調(diào)整對(duì)城投債市場(chǎng)的規(guī)范約束，構(gòu)建有利于經(jīng)濟(jì)穩(wěn)定增長(zhǎng)的債券市場(chǎng)環(huán)境。