詹明君　邢賀

[摘要]本文利用我國2010-2014年企業(yè)債和公司債的數(shù)據(jù)，設計了新的聲譽變量，發(fā)現(xiàn)和證實了評級機構(gòu)競爭、聲譽對主體評級和債項評級存在非對稱影響。結(jié)果表明：競爭具有負面作用，加劇評級虛高，聲譽機制具有正面作用，能夠抑制評級虛高；競爭主要影響主體評級，聲譽機制主要影響債項評級；主體評級包含了更多的專有信息，具有更強的融資成本效應；我國評級機構(gòu)通過調(diào)高主體評級來爭取客戶，通過控制甚至調(diào)低債項評級來維護聲譽資本。

[關(guān)鍵詞]信用評級；聲譽機制；主體評級；債項評級

一、引言

債券市場是金融市場的重要組成部分，推動債券市場健康發(fā)展對于拓寬企業(yè)直接融資渠道、提升金融服務實體經(jīng)濟的能力、促進產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級具有重要意義。債券市場的發(fā)展離不開信用評級機構(gòu)。現(xiàn)代金融體系中，信用評級在金融產(chǎn)品定價和風險管理中有著重要作用。歐洲債務危機中，國際三大評級機構(gòu)因濫用“話語權(quán)”和金融資產(chǎn)定價權(quán)受到了各方批評，相關(guān)教訓也強化了我國政府加快本土評級機構(gòu)發(fā)展的決心。然而。我國信用評級機構(gòu)出具的信用評級卻有較為奇特的現(xiàn)象。以企業(yè)債和公司債信用評級為例，2013-2015年，債項評級被調(diào)低的債券分別有45只、47只和61只，債項評級被調(diào)高的債券分別有94只、100只和195只，主體評級被調(diào)低的債券分別有63只、50只和90只，主體評級被調(diào)高的債券分別有382只、372只和479只。

上述數(shù)據(jù)說明我國債券的信用評級在兩個方面存在不對稱：一是變動頻率不對稱，主體評級的變動頻率高于債項評級。二是變動方向不對稱，調(diào)增是主要的變動方向。這兩個不對稱至少引出了兩個問題：一是主體評級調(diào)增表征的發(fā)行人信用水平提升為什么沒有在債項評級中得到體現(xiàn)？二是評級機構(gòu)為什么在宏觀經(jīng)濟下行、企業(yè)信用風險不斷加大的背景下，逆勢調(diào)高信用評級？回答這些問題。需要對評級機構(gòu)的行為特征和評級質(zhì)量（Rating Quality）進行深入分析?？紤]到行業(yè)競爭的壓力和積累聲譽資本的訴求會顯著影響評級機構(gòu)的行為和評級質(zhì)量。本文擬從評級機構(gòu)競爭和聲譽對債券信用評級影響的角度來對上述問題進行分析。

二、文獻綜述

（一）評級機構(gòu)競爭與債券信用評級

Doherty等分析了標普進入由貝氏（A.M.Best）壟斷的保險評級行業(yè)造成的影響，結(jié)果表明標準普爾出具了更加準確的信用評級，提高了行業(yè)評級質(zhì)量。然而，許多研究卻發(fā)現(xiàn)評級機構(gòu)競爭會加劇評級虛高，帶來負面效應。Becker和Milbourn發(fā)現(xiàn)，隨著惠譽市場份額不斷增加，評級為投資級及以上的債券占比顯著提高，評級與利差的相關(guān)性、評級預測違約的能力都在下降，表明評級機構(gòu)之間的競爭會導致評級虛高，降低評級質(zhì)量。Cantor和Packer以及Bongaerts等發(fā)現(xiàn)，惠譽在與標準普爾和穆迪競爭時往往會出具不合理的高評級?？傊?，雖然部分文獻認為促進評級機構(gòu)競爭能夠提高信用評級質(zhì)量，但仍有許多文獻認為，競爭會導致評級虛高，降低評級質(zhì)量。

（二）聲譽機制與債券信用評級

在一個信息不對稱市場中。擁有良好聲譽的企業(yè)也意味著擁有較高的產(chǎn)品質(zhì)量。即高聲譽評級機構(gòu)出具的信用評級擁有更高的評級質(zhì)量。但許多研究卻發(fā)現(xiàn)聲譽機制并不能保證較高的評級質(zhì)量。Klein和Leffler進行的理論分析認為。企業(yè)積累和維持聲譽資本有助于提高長期收益。而撒謊等破壞聲譽的行為會增加短期收益，企業(yè)的行為取決于這兩個方面收入的多寡。Mathis等發(fā)現(xiàn)當評級機構(gòu)的大部分收入來自于非標準化資產(chǎn)的評級時，聲譽機制并不能約束評級機構(gòu)給予虛高評級的不良動機。Bolton等發(fā)現(xiàn)當錯誤評級造成的損失和維護聲譽的成本較小時，評級機構(gòu)傾向于給予虛高評級?？傊?，已有文獻認為聲譽機制雖然具有抑制評級虛高的作用，但抑制程度會受到違約風險、誤判成本、被評級資產(chǎn)的復雜程度等因素的影響。

綜上，上述研究存在三個方面的問題：第一?，F(xiàn)有文獻認為評級機構(gòu)競爭、聲譽等因素對主體評級和債項評級的影響是一致的，這無法有效解釋我國債券評級的不對稱問題。第二，關(guān)于我國評級機構(gòu)聲譽機制的研究中，均采用了市場份額作為評級機構(gòu)聲譽的替代變量；但我國存在發(fā)行人較為強勢、債券“剛性兌付”的情況，這會強化評級機構(gòu)以虛高評級來爭取客戶的動機，可能導致市場份額更多地反映了評級虛高和競爭的因素，而非聲譽因素，因此聲譽變量設計有待改進。第三，現(xiàn)有文獻主要以國外成熟市場為分析對象，而我國在金融市場的完善程度、評級行業(yè)的競爭程度、評級機構(gòu)的聲譽資本方面都與國外存在較大差異，基于國外市場的研究結(jié)果是否適用于國內(nèi)還有待檢驗。

針對上述問題，本文在相關(guān)文獻的基礎上。結(jié)合我國評級機構(gòu)的行為特征，從主體評級變動的角度設計了新的聲譽指標，為我國評級機構(gòu)的聲譽研究提供了新的角度。此外。本文發(fā)現(xiàn)和證實了我國債券信用評級的非對稱性，并從競爭和聲譽機制的角度分析了原因，拓寬了債券信用評級的研究領域，深化了對我國信用評級質(zhì)量和信用評級機構(gòu)行為特征的研究。

三、研究設計

（一）樣本與數(shù)據(jù)來源

由于我國評級機構(gòu)的債券評級資質(zhì)存在差異，綜合考慮樣本評級機構(gòu)一致性和債券市場發(fā)展速度，本文選擇2010-2014年企業(yè)債和公司債數(shù)據(jù)進行分析。本文刪除了因債券跨市場交易（銀行間市場和交易所市場）帶來的381條重復記錄；刪除了61條發(fā)行人委托一個以上的評級機構(gòu)進行評級的記錄：刪除了142條各指標缺值的記錄；樣本數(shù)據(jù)包括2 313條記錄。樣本的評級機構(gòu)由大公、聯(lián)合、中誠信、鵬元和新世紀這五家發(fā)行人付費的評級機構(gòu)構(gòu)成。本文的數(shù)據(jù)均來自于Wind數(shù)據(jù)庫。

（二）變量設計

由于發(fā)行人希望獲得較高的首次評級（債券發(fā)行時）來降低債券的融資成本，那么在發(fā)行人付費模式下，評級行業(yè)的競爭以及聲譽機制的約束作用必然會對債券的首次評級產(chǎn)生影響。有鑒于此，本文選擇債券的首次評級作為被解釋變量。

聲譽變量方面，本文將以下兩種主體評級調(diào)增定義為低聲譽行為：一是受托評級機構(gòu)于首次評級時進行的主體評級調(diào)增。二是受托評級機構(gòu)于首次評級前一年進行的主體評級調(diào)增。本文對發(fā)行人的主體評級按時間排序。挑選低聲譽行為的記錄。以各年低聲譽行為記錄總量與當年所評債券總量的比值來反映評級機構(gòu)的聲譽水平。比值越小，聲譽越高。為了更加嚴格地刻畫評級機構(gòu)的低聲譽行為，本文只關(guān)注一種主體評級調(diào)增，即調(diào)增后的主體評級為截至該日期的最高評級。考慮到發(fā)行人的信用水平在一個相對較長的時間內(nèi)可能會發(fā)生真實改變。主體評級調(diào)增的記錄與其上一條評級記錄的時間間隔不得超過一年。聲譽變量的具體數(shù)據(jù)如表1所示。

上述聲譽變量的理論依據(jù)有兩點：一是受托評級機構(gòu)于首次評級時或首次評級前一年內(nèi)進行的主體評級調(diào)增不能得到評級行業(yè)認可。本文分析了發(fā)行人更換過評級機構(gòu)的樣本，上述主體評級調(diào)增的樣本共有187個，涉及所有的評級機構(gòu)。在這187個樣本中，受托評級機構(gòu)調(diào)高主體評級后的一年內(nèi)，其他一個或多個評級機構(gòu)相繼調(diào)高的樣本僅有24個，保持不變甚至調(diào)低的有163個。占比達87%。這說明絕大多數(shù)評級機構(gòu)并不認可該類主體評級調(diào)增，他們認為發(fā)行主體的信用水平并沒有實質(zhì)提升。因而維持原有評級。二是相關(guān)文獻提供了佐證。王雄元和張春強以中期票據(jù)為樣本，研究了債券發(fā)行前一年內(nèi)主體評級調(diào)增的市場反應。發(fā)現(xiàn)這一行為減弱了信用評級的融資成本效應。這說明市場認為債券發(fā)行前一年內(nèi)調(diào)高的主體評級擁有較低的信息含量，評級質(zhì)量較低，是低聲譽的表現(xiàn)。因此，本文所設計的聲譽變量能夠有效地反映我國評級機構(gòu)的聲譽信息。

由于我國信用評級機構(gòu)的相關(guān)數(shù)據(jù)十分匱乏，本文采用以債券發(fā)行金額為權(quán)重計算的赫芬達爾指數(shù)（HHI）來表示評級行業(yè)的競爭度。參考Becker和Milboum、王雄元和張春強、何平和金夢等的研究，本文設定了企業(yè)特征、外部因素和債券特征方面的控制變量。本文所采用的變量如表2所示。

四、實證分析

（一）描述性統(tǒng)計

表3中對樣本債券的主體評級和債項評級的統(tǒng)計顯示：（1）主體評級和債項評級的均值在4以上，對應的評級為AA。（2）債項評級的均值呈下降趨勢，主體評級則沒有明顯的變化趨勢。以上結(jié)果說明了兩個方面的問題：一方面，與國外相比，我國債券的信用評級較高。1995-2006年，美國公司債主體評級的均值和中位數(shù)對應的信用評級為BBB-，債項評級的均值和中位數(shù)對應的信用評級為A+，分別低于樣本債券7個等級和1個等級。另一方面，主體評級和債項評級的變化趨勢不一致。從總體上看，債項評級的均值不斷下降，說明債券的違約風險在加大，而主體評級沒有明顯的變化趨勢，兩者變化的不一致說明評級機構(gòu)可能對主體評級和債項評級進行了非對稱的操作。

表4給出了以債券金額和數(shù)量計算的評級機構(gòu)市場份額，結(jié)果顯示：（1）在兩種計算方式下，鵬元的市場份額逐年上升，大公、中誠信和聯(lián)合的市場份額基本呈下降趨勢，新世紀的市場份額大幅波動。說明我國評級行業(yè)的競爭比較激烈。（2）大公、聯(lián)合和中誠信的以數(shù)量計算的市場份額相對較小，鵬元和新世紀則相對較大，說明評級機構(gòu)的客戶群體不一致，大公、聯(lián)合和中誠信的客戶在資產(chǎn)和發(fā)債規(guī)模方面相對較大。

樣本中，發(fā)行人為國有企業(yè)的債券共有2 040只，占比為88.2%：發(fā)行人為上市公司的債券共有441只，占比為19.0%；采用固定利率的債券有1 527只，占比為66.0%；采用擔保增信的債券有650只，占比為28.0%。

（二）回歸分析

由于債券發(fā)行時的主體評級和債項評級的相關(guān)度較高，且兩者反映了不同的信息，本文分別對其回歸。文中所有模型均進行了相關(guān)系數(shù)分析和多重共線性檢驗。結(jié)果顯示不存在多重共線性問題。為了控制異方差，本文采用了穩(wěn)健性估計的方式來控制這一問題。文中所有模型均控制了年度和行業(yè)因素。

第一，競爭與債券信用評級。本文采用了OLS和Ordered Porbit兩種方法分析了評級行業(yè)的競爭度對主體評級和債項評級的影響，結(jié)果如表5所示。在兩種估計方法下，HHI的系數(shù)顯著為負，評機構(gòu)競爭與主體評級顯著正相關(guān)。這說明，在資產(chǎn)質(zhì)量保持不變的情況下，評級機構(gòu)競爭會促使級評級機構(gòu)調(diào)高主體評級，即競爭導致了評級虛高，降低了評級質(zhì)量。本文認為上述結(jié)果是以下三個方面的因素導致的：一是發(fā)行人付費模式下，評級機構(gòu)的評級對象與收入來源相重合，評級機構(gòu)在利益驅(qū)動下。存在以虛高評級來爭取客戶的動機。二是我國評級行業(yè)發(fā)展并不完善，評級機構(gòu)相對弱勢，評級機構(gòu)無論是為了維系客戶還是爭取客戶，均會在一定程度上滿足發(fā)行人的要求。三是債券“剛性兌付”降了信用評級的風險揭示價值，也降低了評級機構(gòu)未來收益的折現(xiàn)值，使評級機構(gòu)更加注重短期收益，強化了以虛高評級來爭取客戶的動機。因此，在行業(yè)競爭的驅(qū)使下，評級機構(gòu)在宏觀經(jīng)濟下行、企業(yè)違約風險加劇的情況下，依然逆勢調(diào)高主體評級。然而，競爭度與主體評級的關(guān)系并沒有在債項評級中得到體現(xiàn)。在OLS和Orderd Probit估計方法下，競爭度與債項評級分別為不顯著和顯著的負相關(guān)關(guān)系，即隨著行業(yè)競爭度的提升，評級機構(gòu)傾向于控制甚至調(diào)低債項評級。競爭對主體評級與債項評級的影響出現(xiàn)了分化，競爭導致評級虛高的現(xiàn)象在主體評級上得到體現(xiàn)，而在債項評級上卻得到了抑制。

第二，聲譽與債券信用評級。本文分析了聲譽機制對主體評級和債項評級的影響，結(jié)果如表5所示。OLS和Ordered Porbit兩種方法下，聲譽對主體評級的關(guān)系并不穩(wěn)定且均未通過顯著性檢驗，可以認為在主體評級方面，聲譽機制無法抑制競爭導致的評級虛高，對主體評級無顯著約束力。在債券發(fā)行人、評級機構(gòu)和投資者組成的市場中，投資者通過信用評級與違約率的對應情況來判斷評級質(zhì)量和評級機構(gòu)的聲譽水平。并通過信用評級融資成本效應的高低來實現(xiàn)評級機構(gòu)的優(yōu)勝劣汰。換句話說，投資者能夠識別評級質(zhì)量保障了聲譽機制的約束力。因為債券“剛性兌付”扭曲了違約率，降低了投資者判斷信用評級質(zhì)量的能力，減弱了聲譽機制對評級機構(gòu)的約束力，所以聲譽對主體評級的約束并不顯著。但在兩種方法下，聲譽與債項評級均存在顯著的負相關(guān)關(guān)系，即聲譽較高的評級機構(gòu)給予的債項評級較低，聲譽機制僅對債項評級具有約束作用。目前，我國雖然尚未打破債券“剛性兌付”。但相關(guān)預期卻愈加濃厚，政府對違約的容忍度也在不斷提高。由于無法預測政府打破“剛性兌付”的時機和方式，且打破“剛性兌付”后很可能會出現(xiàn)高評級債券違約的情況，這將使評級機構(gòu)名譽掃地，可能面臨被市場淘汰的風險，因此評級機構(gòu)存在強烈的避險動機。在此背景下，基于債項評級能更加有效地體現(xiàn)債券綜合風險的一般性認知。評級機構(gòu)通過控制甚至調(diào)低債項評級的方式積累和維護聲譽資本。

（三）基于融資成本效應的進一步研究

債項評級是債券信用風險全面、直接的反映，債項評級對債券利差和價格的變動影響更大。那么評級機構(gòu)為什么會傾向于調(diào)高主體評級呢？考慮到信用評級的主要作用是傳遞信息，降低信息不對稱，本文借鑒Agarwal和Hau8wald以及沈紅波和廖冠民的研究，從信用評級的信息含量方面，分析主體評級和債項評級對債券融資成本的影響，來對這一問題進行分析。

本文中，企業(yè)特征、外部因素方面的控制變量代表了主體評級的公開信息，企業(yè)特征、外部因素和債券特征方面的控制變量代表了債項評級的公開信息。本文以主體評級與主體評級的公開信息回歸所得殘差表示主體評級的專有信息（firmspec），以債項評級與債項評級的公開信息回歸所得殘差表示債項評級的專有信息（bondspec），以債券發(fā)行時的利差（spread）為被解釋變量，通過分析主體評級和債項評級的專有信息具有的融資成本效應來分析其信息含量，結(jié)果如表6所示。結(jié)果表明，主體評級和債項評級的專有信息均與利差存在顯著的負相關(guān)關(guān)系，即主體評級和債項評級均能提供增量信息，降低信息不對稱。但比較系數(shù)大小可知，主體評級的專有信息（firmspec）的系數(shù)均較大，顯示主體評級能夠向市場提供更多的增量信息，即主體評級具有更強的融資成本效應。這一結(jié)論與許多研究相悖，但在評級行業(yè)內(nèi)卻得到了證實。因此。這一結(jié)果是合理的。國際上的主體評級和債項評級是分開的，債券發(fā)行人先取得主體評級，然后以此為基礎，綜合考慮債券的發(fā)行量、發(fā)行時間、增信措施等因素取得債項評級。目前，我國發(fā)債時，主體評級和債項評級須同時出具，同時更新，這將主體評級和債項評級捆綁在了一起。而且，在“剛性兌付”的情況下，債項評級揭示風險的能力不足，投資者通過區(qū)分發(fā)行人的股權(quán)屬性等方式來鑒別違約風險，主體評級便成了投資人參考的主要評級。債券發(fā)行人的主要訴求是獲得較高的主體評級，評級機構(gòu)為了獲得更多的業(yè)務，也會傾向于調(diào)高主體評級而非債項評級。

五、穩(wěn)健性檢驗

本文借鑒Becker和Milboum的研究，以鵬元的市場份額（記為mar）來表示評級行業(yè)的競爭度，發(fā)現(xiàn)鵬元的市場份額與行業(yè)競爭度之間為正相關(guān)關(guān)系，結(jié)果如表7所示。從表7可以看出，在Ordered Probit模型中，系數(shù)在10%的顯示性水平上通過了檢驗。競爭度與債項評級的系數(shù)為負但均未通過顯著性檢驗。兩種方法下，聲譽與主體評級為不顯著的負相關(guān)關(guān)系，與債項評級為顯著的負相關(guān)關(guān)系。上述結(jié)果依然說明了評級機構(gòu)競爭和聲譽對主體評級和債項評級具有非對稱的影響。此外，筆者了解到我國公募債券信用評級的收費一般會執(zhí)行首次評級25萬元。跟蹤評級5萬元的收費標準，這可能導致評級機構(gòu)主要關(guān)注業(yè)務數(shù)量而非金額。本文采用了未經(jīng)債券發(fā)行金額加權(quán)計算的HHI來表示評級行業(yè)的競爭度，結(jié)果沒有發(fā)生變化。

本文依據(jù)滯后一期的市場份額，將以數(shù)量計算和以金額計算的市場份額超過20%的評級機構(gòu)劃分為高聲譽組，其余為低聲譽組。進行穩(wěn)健性檢驗。競爭與主體評級為顯著的正相關(guān)關(guān)系，與債項評級為不顯著的負相關(guān)關(guān)系。說明競爭對主體評級和債項評級存在非對稱影響。此外，無論是否顯著，低聲譽組里競爭度的系數(shù)均較大，說明聲譽機制對評級機構(gòu)是具有一定約束力的。考慮到競爭是降低債券信用評級質(zhì)量的因素之一，而聲譽機制是債券信用評級質(zhì)量的保障機制，評級機構(gòu)競爭對主體評級和債項評級的非對稱影響必然與聲譽機制對主體評級和債項評級的非對稱影響呈反向?qū)P(guān)系，競爭對債項評級不顯著證明聲譽機制對評級機構(gòu)的約束力主要體現(xiàn)在債項評級方面。

本文以債券利差作為被解釋變量，用主體評級減去債項評級作為解釋變量，與本文的行業(yè)競爭度、聲譽和控制變量回歸，發(fā)現(xiàn)主體評級和債項評級差值的系數(shù)為-0.094，在5%的顯著性水平通過了檢驗，這說明主體評級的融資成本效應大于債項評級。本文還變更了主體評級和債項評級的計量方法，設A+為1，以此類推，AAA為5。結(jié)果均沒有發(fā)生改變。

六、結(jié)論與政策建議

本文采用2010-2014年企業(yè)債和公司債的數(shù)據(jù)，實證分析了評級機構(gòu)競爭、聲譽對主體評級和債項評級的影響，結(jié)論如下：（1）“剛性兌付”降低了債項評級揭示風險的能力，投資者更多通過主體評級來辨識風險，因而主體評級具有更強的融資成本效應。（2）由于“剛性兌付”降低了評級機構(gòu)未來收益的折現(xiàn)值，強化了發(fā)行人付費模式下評級機構(gòu)面臨的利益驅(qū)動，我國評級機構(gòu)競爭具有負面效應，加劇了評級虛高。（3）我國評級機構(gòu)競爭對主體評級和債項評級的影響是非對稱的，競爭對主體評級具有負面影響，而對債項評級則無顯著影響。（4）聲譽機制具有約束評級虛高的作用，但“剛性兌付”扭曲了違約率，降低了投資者判斷信用評級質(zhì)量的能力，減弱了聲譽機制對評級機構(gòu)的約束力。（5）聲譽機制對主體評級和債項評級的約束力是非對稱的，聲譽機制的約束力主要體現(xiàn)在債項評級方面，而對主體評級則無顯著影響。（6）我國評級機構(gòu)通過調(diào)高融資成本效應較強的主體評級來提升業(yè)務收益，通過控制甚至調(diào)低融資成本效應較弱地債項評級來維護聲譽資本。

綜上可見，債券“剛性兌付”不僅扭曲了違約率，也扭曲了評級機構(gòu)的行為，強化了評級機構(gòu)面臨的利益驅(qū)動，降低了聲譽機制的約束力，損害了信用評級在信用風險方面的信號功能。因此，我國應有序打破“剛性兌付”，穩(wěn)步釋放信用風險，以此來強化投資者對信用評級質(zhì)量的檢驗能力，增加聲譽機制的約束力，強化債項評級的信用風險揭示功能。我國應遵循國際潮流，解除主體評級和債項評級的捆綁，強化主體評級作為基礎評級的功能，由企業(yè)根據(jù)融資規(guī)模、增信措施、債券類型等因素隨時獲得債項評級，使主體評級和債項評級夠有效發(fā)揮各自的作用。此外，我國應辯證地看待評級行業(yè)競爭的影響，認清評級機構(gòu)競爭的負面作用。監(jiān)管部門應把好信用評級行業(yè)的準人關(guān)，控制信用評級牌照的發(fā)放數(shù)量，避免信用評級行業(yè)的過度競爭，同時積極發(fā)展投資人付費的評級機構(gòu)，來抑制發(fā)行人付費模式的負面作用。