中國地質(zhì)大學(xué)（北京）人文經(jīng)管學(xué)院　仝冬冬　徐春騏　黃德斌

中期票據(jù)發(fā)行利差影響因素研究

中國地質(zhì)大學(xué)（北京）人文經(jīng)管學(xué)院仝冬冬徐春騏黃德斌

本文以2009年1月至2015年12月所有已發(fā)行的中期票據(jù)為分析樣本，并選擇宏觀經(jīng)濟(jì)景氣指數(shù)、無風(fēng)險(xiǎn)利率及其斜率、Shi bor利率、M 2、CPI、滬深300指數(shù)及其波動(dòng)率等指標(biāo)，使用協(xié)整理論以及ADL-ECM模型對3年期和5年期中期票據(jù)發(fā)行利差的影響因素進(jìn)行研究。結(jié)果顯示：5年期中期票據(jù)的平均發(fā)行利差及其波動(dòng)率低于3年期中期票據(jù)。隨著時(shí)間的推移，不同期限中期票據(jù)發(fā)行利差均呈現(xiàn)出總體上升的波動(dòng)趨勢，但3年期的上升趨勢比5年期明顯；除股市波動(dòng)率外，不同期限中期票據(jù)發(fā)行利差和其余影響因素均存在協(xié)整關(guān)系。

中期票據(jù) 發(fā)行利差 協(xié)整檢驗(yàn) ADL-ECM模型

一、引言

我國中期票據(jù)發(fā)行起始于2008年，發(fā)展十分迅速。截至2015年12月31日，我國共發(fā)行中期票據(jù)3663只，累計(jì)發(fā)行總額高達(dá)58804.42億元，規(guī)模僅次于國債、金融債、地方政府債和企業(yè)債，涉及電信服務(wù)、工業(yè)、金融、能源、材料、日常消費(fèi)、信息技術(shù)、公用事業(yè)等眾多行業(yè)。中期票據(jù)已然成為企業(yè)融資的重要工具。雖然中期票據(jù)豐富了企業(yè)的融資渠道，且與相同期限的銀行貸款相比，利率較低，靈活性好。然而其存在的信用風(fēng)險(xiǎn)也不容忽視。2015年4月和2015年10月，保定天威英利新能源有限公司先后宣布其2011年度第二期中期票據(jù)和2010年度第一期中期票據(jù)無法按期足額兌付本息，首開國企中期票據(jù)違約先河?；诖耍瑢χ衅谄睋?jù)發(fā)行利差的影響因素進(jìn)行實(shí)證研究，有助于更好地管控中期票據(jù)的風(fēng)險(xiǎn)，也有助于投資者更好地對中期票據(jù)的投資價(jià)值做出判斷，為其決策提供有益的參考。

二、文獻(xiàn)綜述

（一）國外研究關(guān)于債券的信用利差，國外學(xué)者進(jìn)行了大量的研究。Al t m an（1990）選取實(shí)際GDP、貨幣供應(yīng)量以及標(biāo)準(zhǔn)普爾指數(shù)等指標(biāo)，分析其與信用利差的關(guān)系。研究得出：宏觀經(jīng)濟(jì)因素通過影響公司經(jīng)營對信用價(jià)差產(chǎn)生影響。Del i anedi s和Geske（2001）選擇國債收益率、企業(yè)財(cái)務(wù)杠桿及企業(yè)個(gè)體信息等作為解釋變量來分析公司債券的信用利差，最終得出市場風(fēng)險(xiǎn)、流動(dòng)性風(fēng)險(xiǎn)以及稅收對信用利差的影響最為顯著。Guha和H i ri s（2002）分析得出：經(jīng)濟(jì)發(fā)展周期對企業(yè)債券信用價(jià)差具有顯著影響，當(dāng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展處于繁榮時(shí)期時(shí)，信用價(jià)差減小，當(dāng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展處于衰退期時(shí)，信用價(jià)差增加。Landschoot（2004）選擇歐洲債券進(jìn)行分析，最終發(fā)現(xiàn)歐洲債券的信用利差和無風(fēng)險(xiǎn)利率、利率期限結(jié)構(gòu)、股票收益率存在負(fù)相關(guān)關(guān)系，和股票市場的隱含波動(dòng)率存在正相關(guān)關(guān)系。Chi kashiTsuj i（2005）認(rèn)為市場景氣指數(shù)等宏觀因素對信用利差有顯著影響，而信用評級對信用利差的影響卻并不顯著。Lepone and W ong（2009）選取澳大利亞2003～2007年間所有的公司債券為樣本進(jìn)行研究，最終得出利率、流動(dòng)性風(fēng)險(xiǎn)對評級為A及以上的債券的信用利差的解釋度達(dá)到50%。

（二）國內(nèi)研究國內(nèi)研究也取得了豐碩成果。趙曉琴、萬迪昉（2011）選取2007年1月至2010年6月所有上市公司發(fā)行的短期融資券和中期票據(jù)為分析樣本，并從債券特征、公司特征兩個(gè)視角出發(fā)對債券發(fā)行利差的影響因素進(jìn)行研究。最終得出：債券評級越高、融資規(guī)模越大、付息方式越靈活、發(fā)債企業(yè)規(guī)模越大，資產(chǎn)負(fù)債率越低，債券發(fā)行的票面利差就越小。戴國強(qiáng)、孫新寶（2011）基于M ert on（1974）的結(jié)構(gòu)化模型,選擇2000年2月至2010年9月我國所有的企業(yè)債券為分析對象，對企業(yè)債券信用利差的影響因素進(jìn)行實(shí)證分析。最終得到：GDP指數(shù)和M 1的發(fā)行量對企業(yè)債券信用利差的影響為正,無風(fēng)險(xiǎn)利率和收益率曲線斜率的影響則為負(fù)。晏艷陽、劉鵬飛（2014）選擇52只公司債券在2011～2013年的月度數(shù)據(jù)，并從宏觀因素和公司自身因素兩個(gè)視角出發(fā)對公司債券信用利差的影響因素進(jìn)行研究。結(jié)果顯示，就宏觀因素而言，GDP增長率、投資者信心指數(shù)和無風(fēng)險(xiǎn)利率對公司債券信用利差的影響為負(fù),GDP增長波動(dòng)率和國債即期利率的斜率對公司債券信用利差的影響為正；就公司自身因素而言，現(xiàn)金流波動(dòng)率、股票收益波動(dòng)率和財(cái)務(wù)杠桿率對公司債券信用利差的影響為正,公司規(guī)模和資產(chǎn)收益率對公司債券的信用利差影響為負(fù)。李合怡、貝政新（2014）使用Longst af和Schwart z的公司債定價(jià)模型，并從信用風(fēng)險(xiǎn)度量的視角出發(fā)研究我國中期票據(jù)信用利差的影響因素，結(jié)果顯示：股票市場波動(dòng)率、無風(fēng)險(xiǎn)利率、利率期限結(jié)構(gòu)的斜率等結(jié)構(gòu)化模型變量對中期票據(jù)信用利差產(chǎn)生顯著的影響，然而流動(dòng)性衡量指標(biāo)對中期票據(jù)信用利差的影響并不顯著。張茂軍、李婷婷、葉志鋒（2015）對我國公司債券信用利差的影響原理進(jìn)行研究，三人選擇無風(fēng)險(xiǎn)利率、收益率曲線斜率、流動(dòng)性、剩余期限、到期收益率波動(dòng)率作為解釋變量。分析得出：無風(fēng)險(xiǎn)利率、收益率曲線斜率對公司債信用利差具有顯著影響,流動(dòng)性因素對公司債券信用利差的影響并不顯著。

借鑒國內(nèi)外的研究思路，本文基于協(xié)整理論及ADL-ECM模型，選擇影響中期票據(jù)發(fā)行利差的宏觀經(jīng)濟(jì)因素和市場因素進(jìn)行實(shí)證分析。此外，由于GDP增長率無月度數(shù)據(jù)，本文選擇宏觀經(jīng)濟(jì)景氣指數(shù)來代替GDP增長率進(jìn)行分析。

三、研究設(shè)計(jì)

（一）樣本選取與數(shù)據(jù)來源本文選取2009年1月至2015 年12月所有已發(fā)行的中期票據(jù)為研究樣本。按照如下標(biāo)準(zhǔn)進(jìn)行樣本篩選：（1）剔除中期票據(jù)二級分類中屬于定向工具和集合票據(jù)的中期票據(jù)；（2）剔除發(fā)行利率為浮動(dòng)利率和累進(jìn)利率的中期票據(jù)。最終共得到3242只中期票據(jù)。數(shù)據(jù)來源：國債利率以及影響中期票據(jù)發(fā)行利差的除滬深300指數(shù)波動(dòng)率以外的宏觀經(jīng)濟(jì)因素、市場因素指標(biāo)等數(shù)據(jù)來自W i nd數(shù)據(jù)庫，滬深300指數(shù)波動(dòng)率數(shù)據(jù)來自銳思數(shù)據(jù)庫。

（二）變量選取

（1）被解釋變量。被解釋變量為中期票據(jù)的發(fā)行利差。中期票據(jù)發(fā)行利差（ICS）=中期票據(jù)的票面利率-同時(shí)期同期限的國債到期收益率。

（2）解釋變量。本文以前人的研究為基礎(chǔ)，選取如下因素作為解釋變量。

一是宏觀經(jīng)濟(jì)景氣指數(shù)（M ECI）。通常來說，宏觀經(jīng)濟(jì)景氣指數(shù)越高，說明經(jīng)濟(jì)發(fā)展越好，企業(yè)盈利增加，對到期債務(wù)的償還越有保障，債券的信用風(fēng)險(xiǎn)降低，信用利差減小。因此，本文預(yù)期宏觀經(jīng)濟(jì)景氣指數(shù)對中期票據(jù)發(fā)行利差的影響為負(fù)。需要說明的是，本文所選的宏觀經(jīng)濟(jì)景氣指數(shù)是一致指數(shù)。

二是無風(fēng)險(xiǎn)利率（RF）。本文選取1年期國債到期收益率來衡量無風(fēng)險(xiǎn)利率。按照莫頓的結(jié)構(gòu)化模型，隨著無風(fēng)險(xiǎn)利率的增加，看跌期權(quán)的價(jià)值增加，債券的價(jià)值降低，收益率減少，其信用利差也隨之降低。因此本文預(yù)期無風(fēng)險(xiǎn)利率對中期票據(jù)發(fā)行利差的影響為負(fù)。

三是無風(fēng)險(xiǎn)利率曲線的斜率（Sl ope）。通常來說，無風(fēng)險(xiǎn)利率曲線斜率增加，表明經(jīng)濟(jì)進(jìn)入繁榮期，企業(yè)的盈利增加，價(jià)值也隨之增加，違約風(fēng)險(xiǎn)降低，其債券的信用利差減小。因此，本文預(yù)期無風(fēng)險(xiǎn)利率曲線的斜率對中期票據(jù)發(fā)行利差的影響為負(fù)。需要說明的是，3年期中期票據(jù)對應(yīng)的無風(fēng)險(xiǎn)利率曲線的斜率=3年期國債到期收益率-1年期國債到期收益率，5年期中期票據(jù)對應(yīng)的無風(fēng)險(xiǎn)利率曲線的斜率=5年期國債到期收益率-1年期國債到期收益率。

四是上海銀行間同業(yè)拆放利率（Shi bor）。業(yè)界普遍認(rèn)為，上海銀行間同業(yè)拆放利率能夠很好地反映資本市場的流動(dòng)性。Shi bor利率越高，說明資本市場流動(dòng)性越差，債券的流動(dòng)性風(fēng)險(xiǎn)就越高，投資者要求的流動(dòng)性風(fēng)險(xiǎn)補(bǔ)償就越高，債券的發(fā)行利差就越大。因此，本文預(yù)期Shi bor利率對中期票據(jù)發(fā)行利差的影響為正。

五是貨幣供應(yīng)量的增長率（M 2增長率）。M 2是反映貨幣供應(yīng)量的重要指標(biāo)，M 2增長越快，說明貨幣流通速度增加，貨幣供應(yīng)量增長，會(huì)對未來經(jīng)濟(jì)增長產(chǎn)生推動(dòng)作用，進(jìn)而推動(dòng)企業(yè)的發(fā)展，提高其盈利能力，降低其償債風(fēng)險(xiǎn)。因此，本文預(yù)期貨幣供應(yīng)量增長率對中期票據(jù)發(fā)行利差的影響為負(fù)。

六是CPI。CPI是反映整個(gè)經(jīng)濟(jì)物價(jià)水平的重要指標(biāo)，也反映了經(jīng)濟(jì)的通貨膨脹狀況。CPI增加，其未來獲得的收益的現(xiàn)值會(huì)降低，為了補(bǔ)償其損失，投資者會(huì)要求提高債券的票面利率，進(jìn)而發(fā)行利差增加。因此，本文預(yù)期CPI對中期票據(jù)發(fā)行利差的影響為正。

七是滬深300指數(shù)（CSI300）。股票市場指數(shù)越高，說明股市的回報(bào)越高，企業(yè)的股權(quán)資本價(jià)值增加，資產(chǎn)負(fù)債率降低，償債能力增強(qiáng)，其發(fā)行的債券信用利差減小。因此，本文預(yù)期滬深300指數(shù)對中期票據(jù)發(fā)行利差的影響為負(fù)。

八是滬深300指數(shù)的波動(dòng)率（VOL300）。一般認(rèn)為，股市波動(dòng)率越高，表明股市的風(fēng)險(xiǎn)越大，投資者出于避險(xiǎn)的考慮，會(huì)將資金投入債券市場，這增加了債券市場的資金供給，進(jìn)而導(dǎo)致債券的信用利差減小。因此，本文預(yù)期滬深300指數(shù)的波動(dòng)率對中期票據(jù)發(fā)行利差的影響為負(fù)。

需要說明的是，各變量的數(shù)據(jù)均為月度數(shù)據(jù)。如果是日數(shù)據(jù)，則取所在月份各日數(shù)據(jù)的算術(shù)平均值。對于部分月份數(shù)據(jù)缺失的情況，考慮到時(shí)間序列數(shù)據(jù)在一段時(shí)間內(nèi)存在趨勢性，因此采用點(diǎn)處的線性趨勢法補(bǔ)缺。此外，為了便于計(jì)算，行業(yè)景氣指數(shù)和滬深300指數(shù)取對數(shù)，滬深300指數(shù)波動(dòng)率選取20日簡單移動(dòng)平均值。

四、實(shí)證結(jié)果與分析

（一）描述性統(tǒng)計(jì)經(jīng)統(tǒng)計(jì)，發(fā)行期限為3年期、5年期的中期票據(jù)債券只數(shù)和發(fā)行總額分別占相應(yīng)所有中期票據(jù)的比重為91.12%和86.71%。其他期限的中期票據(jù)樣本較少，因此本文在此僅分析3年期、5年期中期票據(jù)的發(fā)行利差。其發(fā)行利差描述性統(tǒng)計(jì)特征見表1。

表1　不同期限中期票據(jù)發(fā)行利差描述性統(tǒng)計(jì)（bp）

由表1可知，對于不同期限的發(fā)行利差，無論是從平均值還是中位數(shù)來看，隨著期限的增加，發(fā)行利差均在逐漸減小。此外，由標(biāo)準(zhǔn)差可知，隨著期限的增加，中期票據(jù)發(fā)行利差的波動(dòng)性在逐漸降低。Fons（1994）研究得出：投資級債券期限越長，債券的信用利差越大，而中期票據(jù)的發(fā)行利差與此并不相符。

本文對2009年1月至2015年12月的3年期和5年期中期票據(jù)發(fā)行利差的月度數(shù)據(jù)進(jìn)行描述性統(tǒng)計(jì)。由圖1可知，2009～2015年，3年期中期票據(jù)和5年期中期票據(jù)發(fā)行利差呈現(xiàn)出明顯的波動(dòng)趨勢，且波動(dòng)趨勢大體一致。由趨勢線可以看出，總體趨勢是上升的，其中，3年期的上升趨勢比5年期的上升趨勢明顯。此外，3年期中期票據(jù)和5年期中期票據(jù)在不同月份的發(fā)行利差的大小關(guān)系也不相同，隨著時(shí)間的推移，3年期中期票據(jù)的發(fā)行利差趨向于比5年期中期票據(jù)發(fā)行利差大。

圖1　不同期限中期票據(jù)發(fā)行利差走勢圖

（二）時(shí)間序列平穩(wěn)性檢驗(yàn)如果時(shí)間序列數(shù)據(jù)不平穩(wěn)，可能會(huì)導(dǎo)致偽回歸問題。因此本文對各變量進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，所使用的檢驗(yàn)方法是ADF檢驗(yàn)法（見表2）。由表2可知，除滬深300指數(shù)波動(dòng)率外，其余變量均為非平穩(wěn)時(shí)間序列，且都是一階單整。因此，本文將滬深300指數(shù)波動(dòng)率剔除后，再進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)。

表2　AD F檢驗(yàn)結(jié)果

（三）協(xié)整檢驗(yàn)ADF檢驗(yàn)結(jié)果只能表明各變量可能存在協(xié)整關(guān)系，因此還需要進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)?？紤]到所選的變量較多，因此本文使用Johanson協(xié)整檢驗(yàn)方法來進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)。協(xié)整檢驗(yàn)的結(jié)果見表3、表4。由此可知，3年期和5年期中期票據(jù)的各變量均存在3個(gè)協(xié)整關(guān)系。因此，有必要構(gòu)建誤差修正模型對這些協(xié)整關(guān)系進(jìn)行合理估計(jì)。

（四）誤差修正模型考慮到宏觀經(jīng)濟(jì)因素及市場因素對發(fā)行利差的影響可能會(huì)存在滯后性，而且當(dāng)期發(fā)行利差也會(huì)受到滯后一期發(fā)行利差的影響。因此，為了更深入地分析各變量對發(fā)行利差的影響，本文將各解釋變量以及發(fā)行利差的一階滯后項(xiàng)引入回歸模型，構(gòu)建了自回歸分布滯后誤差修正模型（ADL-ECM模型）。

表3　3年期中期票據(jù)各變量協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果

表4　5年期中期票據(jù)各變量協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果

（1）ADL（1,7,1）模型的構(gòu)建。本文使用的模型方程為：

分別對3年期和5年期的ADL模型進(jìn)行回歸，回歸結(jié)果顯示：對于3年期中期票據(jù)，ICS的一階滯后項(xiàng)、Sl ope的一階滯后項(xiàng)、Shi bor的一階滯后項(xiàng)通過了顯著性檢驗(yàn)；對于5年期中期票據(jù)，ICS的一階滯后項(xiàng)、RF的一階滯后項(xiàng)、Sl ope的一階滯后項(xiàng)、Shi bor的一階滯后項(xiàng)通過了顯著性檢驗(yàn)。其余變量解釋變量本應(yīng)剔除，但考慮到ADL模型反映的是長期均衡關(guān)系，因此，本文保留了未通過顯著性檢驗(yàn)的常數(shù)項(xiàng)和一階滯后變量。在此基礎(chǔ)上，對保留的變量重新回歸，得到相應(yīng)的ADL（1,7,1）模型的回歸結(jié)果：

Adj.R2均超過65%，表明各解釋變量對中期票據(jù)發(fā)行利差具有較好的解釋能力。分別對以上兩個(gè)模型進(jìn)行異方差檢驗(yàn)和殘差自相關(guān)檢驗(yàn)，最終結(jié)果顯示，在5%水平上，模型不存在異方差，且殘差也不存在自相關(guān)。

（2）ECM模型構(gòu)建。基于得到的ADL（1,7,1）模型，使用最小二乘法估計(jì)出3年期和5年期中期票據(jù)的EC M（t-1）方程。整理后得到標(biāo)準(zhǔn)的ECM模型：

由此可得中期票據(jù)發(fā)行利差和各解釋變量的長期均衡模型為：

五、結(jié)論

本文從期限視角出發(fā)，分析了宏觀經(jīng)濟(jì)因素及市場因素對我國中期票據(jù)的發(fā)行利差的影響，并得出如下結(jié)論：

（1）5年期中期票據(jù)的平均發(fā)行利差及其波動(dòng)率低于3年期中期票據(jù)。隨著時(shí)間的推移，不同期限中期票據(jù)發(fā)行利差均呈現(xiàn)出總體上升的波動(dòng)趨勢，但3年期的上升趨勢比5年期明顯。

（2）除股市波動(dòng)率外，不同期限中期票據(jù)發(fā)行利差和其余影響因素均存在協(xié)整關(guān)系。但各影響因素對發(fā)行利差僅有長期影響，無短期影響，且長期影響是通過滯后效應(yīng)體現(xiàn)出來。

（3）無風(fēng)險(xiǎn)利率及其曲線的斜率、Shi bor利率、M 2的增長率對不同期限中期票據(jù)發(fā)行利差分別具有相同的長期影響。其中，Shi bor利率、M 2的增長率的影響方向和預(yù)期相符。但無風(fēng)險(xiǎn)利率及其曲線的斜率的影響方向和預(yù)期不符。原因可能是，隨著無風(fēng)險(xiǎn)利率的增加，企業(yè)的債務(wù)負(fù)擔(dān)加重，降低了其償債能力，進(jìn)而導(dǎo)致企業(yè)違約風(fēng)險(xiǎn)增加，導(dǎo)致中期票據(jù)發(fā)行利差增加。而無風(fēng)險(xiǎn)利率利率曲線越陡峭，會(huì)提高對即期利率增加的預(yù)期，進(jìn)而減少企業(yè)投資的凈現(xiàn)值，導(dǎo)致投資者認(rèn)為企業(yè)未來的資產(chǎn)價(jià)值降低，由此推動(dòng)中期票據(jù)發(fā)行利差增加。

（4）宏觀經(jīng)濟(jì)景氣指數(shù)、CPI、滬深300指數(shù)對不同期限中期票據(jù)發(fā)行利差的長期影響各不相同。具體來說，宏觀經(jīng)濟(jì)景氣指數(shù)對3年期中期票據(jù)發(fā)行利差影響方向?yàn)樨?fù)，和預(yù)期相符；對5年期的影響方向?yàn)檎?，和預(yù)期不符。原因可能是，經(jīng)濟(jì)形勢越好，企業(yè)越愿意進(jìn)行長期投資，對通過5年期中期票據(jù)募集資金的需求增多，為了吸引更多的投資者購買5年期中期票據(jù)，企業(yè)必須提高其票面利率，由此導(dǎo)致其發(fā)行利差增加。CPI對3年期的長期影響方向?yàn)檎?，和預(yù)期相符；對5年期的長期影響方向?yàn)樨?fù)，和預(yù)期不符。原因可能是，CPI增加只是表明短期內(nèi)通貨膨脹率較高，而就長期來說，政府必然要采取措施來降低通貨膨脹，再加上對3年期中期票據(jù)的投資和對5年期中期票據(jù)的投資存在替代效應(yīng)，當(dāng)CPI增加時(shí)，投資者傾向于將資金轉(zhuǎn)投5年期中期票據(jù)，由此導(dǎo)致5年期中期票據(jù)的資金供給增加，進(jìn)而降低了其發(fā)行利差。滬深300指數(shù)對3年期的長期影響方向?yàn)檎皖A(yù)期不符。原因可能是，對3年期中期票據(jù)的投資和對股票市場的投資存在替代效應(yīng)，股票市場收益增加，會(huì)促使投資者將資金轉(zhuǎn)投之股市，對此，3年期中期票據(jù)的票面利率必須增加，才可能對投資者形成吸引力，由此導(dǎo)致其發(fā)行利差增加。對5年期的長期影響方向?yàn)樨?fù)，符合預(yù)期。

［1］戴國強(qiáng)、孫新寶：《我國企業(yè)債券信用利差宏觀決定因素研究》，《財(cái)經(jīng)研究》2011年第12期。

［2］李合怡、貝政新：《銀行間市場中期票據(jù)信用利差的影響因素研究》，《審計(jì)與經(jīng)濟(jì)研究》2014年第4期。

［3］王宇：《我國企業(yè)債信用利差宏觀影響因素實(shí)證檢驗(yàn)》，《債券》2013年第11期。

［4］晏艷陽、劉鵬飛：《宏觀因素、公司特性與信用利差》，《現(xiàn)代財(cái)經(jīng)（天津財(cái)經(jīng)大學(xué)學(xué)報(bào)）》2014年第10期。

［5］張茂軍、李婷婷、葉志鋒：《中國公司債信用利差的影響機(jī)理研究》，《金融理論與實(shí)踐》2015年第6期。

［6］趙曉琴、萬迪昉：《上市公司債券票面利差形成影響因素研究》，《證券市場導(dǎo)報(bào)》2011年第8期。

［7］Al t m an,E.I.Corporat e Fi nanci al Di st ress［M］.New York:W i l ey，1990.

［8］Carry L，F(xiàn)ons J.M easuri ng changes i n corporat e credi t qual i f y［J］.The JournalofFi xed Incom e，1994（4）:27-41.

［9］Chi kashi T.The Credi t-Spread Puzzl e［J］.Journal of Int ernat i onalM oney and Fi nance，2005，24（7）:1073-1088.

［10］Guha，Debashi s，&Lorene H i ri s.The Aggregat e Credi t Spread and t he Busi ness Cycl e［J］.Int ernat i onal Revi ew of Fi nanci alAnal ysi s，2002（11）:219-227.

［11］Lanschoot，2004，Det erm i nant sofEuro Term St ruct ure ofCredi tSpreads［Z］.Buropean Cent ralBank W orki ng Paper Seri es:No.397.

［12］Lepone A，W ong B.Det erm i nant s of Credi t Spread Changes:Evi dencef romt heAust ral i anBondM arket［J］. Aust ral i an Account i ng Busi ness and Fi nance Journal，2009，3 （2）:26-35.

（編輯 朱珊珊）