閆東玲， 鄭依琳

(天津大學(xué)管理與經(jīng)濟學(xué)部， 天津300072)

1981年，我國開始恢復(fù)債券發(fā)行，隨著中國債券市場不斷發(fā)展壯大，發(fā)行債券成為公司直接融資的重要手段之一。2018年政府工作報告中提出要“深化多層次資本市場改革，推動債券、期貨市場發(fā)展”。

債券收益率體現(xiàn)公司的債權(quán)融資成本，降低融資成本是公司財務(wù)管理的重要內(nèi)容之一。因此，研究債券收益率的影響因素，幫助公司降低資本成本成為學(xué)術(shù)研究的熱點問題[1]，有學(xué)者分別從外部宏觀風(fēng)險、發(fā)債公司、債券特征等不同角度加以分析。公司的盈利能力反映公司在一定時期內(nèi)賺取利潤的能力，也被稱為公司的資金增值能力，公司盈利能力指標(biāo)是公司財務(wù)分析的首要指標(biāo)，有十分重要的地位。作為公司經(jīng)營業(yè)績的體現(xiàn)，利潤是投資者取得投資收益、債權(quán)人獲得本息的保障，是投資者最容易獲取到的發(fā)債公司的信息。那么公司的盈利能力是否影響其所發(fā)行債券的收益率？

從公司盈利能力的角度分析證券收益率問題最早來自于股票市場，Haugen和Baker[2]通過分析1979年到1993年美國Russell 3000股指的所有成分股的數(shù)據(jù),發(fā)現(xiàn)盈利能力對未來股票收益有較強的解釋力，一些學(xué)者的研究也證明了這一點[3-7]。債券市場關(guān)于債券收益與公司盈利能力關(guān)系的研究在近幾年開始出現(xiàn)，國外學(xué)者發(fā)現(xiàn)盈利能力對債券的收益有很強的預(yù)測作用[8-10]，Benedikt等人[11]研究證明，較高利潤率因素敏感度的公司具有較低債務(wù)融資成本。國內(nèi)學(xué)者也驗證了會計信息在債券市場的有用性[12-14]。通過文獻(xiàn)梳理發(fā)現(xiàn)，國內(nèi)外關(guān)于公司盈利與股票收益的研究已經(jīng)出現(xiàn)，但公司盈利能力與債券收益率關(guān)系及傳導(dǎo)機制卻鮮有研究。一些學(xué)者的研究表明,公司盈利能力的變化能體現(xiàn)出公司的風(fēng)險。Altman[15]運用一組財務(wù)比率準(zhǔn)確地預(yù)測了公司的破產(chǎn)問題，其中發(fā)現(xiàn)盈利能力低的公司更易破產(chǎn)；Shivakumar 等[16]發(fā)現(xiàn)信用違約互換利差與盈利能力負(fù)相關(guān)；Doina等[17]通過對美國公司債市場進(jìn)行分析，發(fā)現(xiàn)公司盈利能力與債券違約風(fēng)險的負(fù)相關(guān)關(guān)系，并且這種表現(xiàn)在投機級債券中更加明顯；俞寧子等[18]通過對宏觀經(jīng)濟和債務(wù)違約企業(yè)進(jìn)行剖析，發(fā)現(xiàn)引起違約的原因中包含由于經(jīng)營不善而引起的盈利能力的下降。章晟和郝國剛[19]發(fā)現(xiàn)，發(fā)債主體盈利能力對公司債券信用等級遷移產(chǎn)生顯著影響。同時，公司債微觀影響因素①的研究主要包括公司規(guī)模、信用風(fēng)險和流動性風(fēng)險[20-24]。結(jié)合相關(guān)文獻(xiàn)的整理，本文從定性的角度試圖描述公司盈利能力與債券收益率關(guān)系的傳導(dǎo)機制，從而構(gòu)建出傳導(dǎo)機制的框架圖(見圖1)。

圖1 公司盈利能力與債券收益率關(guān)系的傳導(dǎo)機制

由圖1可以看出，由于公司盈利能力的變化引起公司本身出現(xiàn)風(fēng)險，從而傳導(dǎo)到其所發(fā)行的債券上，表現(xiàn)為債券風(fēng)險，從而影響債券的收益率。債券收益率的高低體現(xiàn)為企業(yè)融資成本的高低，同時也體現(xiàn)為投資者投資風(fēng)險補償?shù)拇笮?。傳?dǎo)機制的分析就是探討公司的盈利能力如何通過風(fēng)險進(jìn)行傳導(dǎo)以及通過何種風(fēng)險傳導(dǎo)到債券的收益表現(xiàn)上。文中公司風(fēng)險舉例來源于《中央企業(yè)全面風(fēng)險管理指引》的界定，債券風(fēng)險舉例來源于《金融風(fēng)險管理》②。

在前人研究的基礎(chǔ)上，本文的主要貢獻(xiàn)表現(xiàn)在：一是結(jié)合中國債券市場的實際情況，考察發(fā)債公司的盈利能力與所發(fā)行債券收益率之間的關(guān)系；二是首次分析中國債券市場公司盈利能力與所發(fā)行債券收益率兩者關(guān)系出現(xiàn)的傳導(dǎo)機制，探究其背后的深層次影響因素；三是從實踐層面為投資者、發(fā)債公司和監(jiān)管者提供有益借鑒。

一、 研究設(shè)計

1. 樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

2007年10月，我國第一支公司債上市，故本文的債券數(shù)據(jù)選取滬深交易所2008年1月到2017年4月固定利率公司債的月度數(shù)據(jù)，數(shù)據(jù)均來自于銳思數(shù)據(jù)庫，通過對數(shù)據(jù)的整合獲得初始樣本。在獲得初始樣本后，剔除了以下債券數(shù)據(jù)：1)金融機構(gòu)發(fā)行的債券數(shù)據(jù)；2)非上市公司數(shù)據(jù)；3)數(shù)據(jù)缺失的債券數(shù)據(jù)；4)含權(quán)債中已經(jīng)行權(quán)的數(shù)據(jù)；5)當(dāng)月剛發(fā)行的債券，同時為了避免極端值的影響，本文對主要變量進(jìn)行了上下0.5%的縮尾處理。數(shù)據(jù)處理后得到111個月共11 899個公司債觀察數(shù)據(jù)③。

2. 變量定義

上文從定性角度描述了公司盈利能力與債券收益率關(guān)系的傳導(dǎo)機制，其中公司盈利能力是自變量，債券收益率是因變量，公司風(fēng)險和債券風(fēng)險是傳導(dǎo)機制傳導(dǎo)過程中的重要因素，故選取代理變量如下。

(1)超額收益率。債券的收益率主要有票面收益率、當(dāng)期收益率和到期收益率。根據(jù)債券定價公式得到

(1)

式中：Pi為債券i的價格，cit為債券i在t期的利息，分母的折現(xiàn)率Ri，YTM為到期收益率，Ri，YTM=Rf+Ri，其中Rf為無風(fēng)險利率，主要由宏觀因素決定。故本文在研究公司盈利能力時采用的超額收益率即Ri，在下文中用spread表示。同時由于我國國債的品種較少，難以與每只公司債相匹配，故本文所用無風(fēng)險利率為上海銀行間3個月同業(yè)拆放利率的月度折算值。

(2)盈利能力代理變量。根據(jù)Balakrishnan等[4]研究選取資產(chǎn)報酬率ROA作為盈利能力的代理變量，具體計算公式為

(2)

式中：earningj，t為季度t公司j的利潤；assetj，t-1為t-1季度公司j的資產(chǎn)的賬面價值。由于財務(wù)指標(biāo)數(shù)據(jù)大多是季度數(shù)據(jù)，故本文在數(shù)據(jù)處理時采用數(shù)據(jù)滯后方式填充數(shù)據(jù)。

(3)控制變量。除了定義超額收益率和盈利能力代理變量外，在研究中還對可能影響債券收益率的其他因素進(jìn)行了控制，控制變量分為債券特征變量和公司特征變量。其中，債券特征變量反映債券的風(fēng)險，如Rating表示債券的信用風(fēng)險，具體解釋見表1，變量選取主要參考史永東等人[25]的變量選擇；公司特征變量反映公司風(fēng)險，如EDF表示公司的違約風(fēng)險，變量選取主要參考Chordia等人[10]的模型。

其中，公司違約風(fēng)險的代理變量違約概率EDF的結(jié)果由KMV模型計算得出。KMV模型又稱為預(yù)期違約率模型，是美國KMV公司于1993年開發(fā)的估計借款公司違約概率的一種方法，可以基于上市公司的財務(wù)數(shù)據(jù)和交易信息估算出上市公司給定時間內(nèi)的違約概率，主要的理論基礎(chǔ)是Merton的公司債務(wù)定價理論和Black-Scholes的期權(quán)定價理論。KMV的模型方程組為

(3)

式中：E為公司股權(quán)價值；D為公司負(fù)債市場價值；Va為公司資產(chǎn)市場價值；τ為債務(wù)期限(一般設(shè)為1年)；σa為公司資產(chǎn)價值的波動率；r為無風(fēng)險利率；σE為公司股權(quán)價值的波動率。根據(jù)KMV方程可以計算出上市公司的違約距離DD，即

表1 變量定義及說明

(4)

其中DP為違約點，由公司1年以下短期債務(wù)的價值加上未清償?shù)拈L期債務(wù)賬面價值得到。相應(yīng)的違約概率EDF=N(-DD)，N(·)為標(biāo)準(zhǔn)正態(tài)分布函數(shù)。

3. 模型設(shè)計

為分析公司盈利能力與債券收益率關(guān)系及其傳導(dǎo)機制，本文主要運用的研究方法為組合排序法和Fama-Macbeth回歸方法。

在選取代理變量的基礎(chǔ)上，首先結(jié)合MATLAB整理數(shù)據(jù)，運用組合排序法根據(jù)公司盈利能力在公司債券樣本中的情況將債券樣本分成5組，這5組債券數(shù)量相同，并且由低到高代表公司盈利能力逐漸增強。在組合構(gòu)建完成后，對組合債券收益率的變化進(jìn)行了定量描述，考察發(fā)債公司的盈利能力與所發(fā)行債券收益率之間的關(guān)系。找到公司風(fēng)險與債券風(fēng)險之間的聯(lián)系，并在下文中運用Fama-MacBeth回歸實證分析加以檢驗。

在靜態(tài)面板環(huán)境下，傳統(tǒng)的面板數(shù)據(jù)最小二乘法在處理誤差項截面相關(guān)和誤設(shè)的問題上存在缺陷，為了提高模型估計量標(biāo)準(zhǔn)誤差的可靠性，考慮到Fama-MacBeth回歸[30]提出的FM估計法在處理截面序列相關(guān)問題的優(yōu)勢，本文使用該模型驗證中國債券市場公司盈利能力與債券收益率的關(guān)系及其傳導(dǎo)機制，構(gòu)建基礎(chǔ)模型的形式如下:

β9Cashgrowthi，t+β10FAgrowthi，t+

εi，t+1

(5)

二、 實證結(jié)果與分析

1. 描述性統(tǒng)計

本文所涉及變量的描述性統(tǒng)計如表2所示。數(shù)據(jù)顯示，債券超額收益率的均值為1.41%，標(biāo)準(zhǔn)差為1.51，最小值為-2.46%，最大值為8.29%，債券超額收益率的分布基本合理。ROA的均值為1.84%，標(biāo)準(zhǔn)差為3.01，最小值為-29.06%，最大值為17.09%，ROA統(tǒng)計情況與實際情況基本一致。我國債券市場債券評級均值為1.93，說明我國公司債券信用評級較高。

為考察各變量之間的相關(guān)關(guān)系，本文采用Pearson相關(guān)系數(shù)對模型所涉及的研究變量之間的相關(guān)關(guān)系進(jìn)行分析，結(jié)果如表3所示。

表2 變量描述性統(tǒng)計

注：本表數(shù)據(jù)根據(jù)銳思數(shù)據(jù)庫整理得到。

表3 變量間相關(guān)性系數(shù)

從表3可以看出，除了債券的發(fā)行規(guī)模與債券評級的相關(guān)系數(shù)為-0.437，其他變量之間的相關(guān)系數(shù)的絕對值都小于0.2。同時為了避免多重共線性對回歸結(jié)果的影響，本文對各變量的特征值進(jìn)行了檢驗，CI值均小于6，小于10的判斷標(biāo)準(zhǔn)，可以認(rèn)為變量之間不存在多重共線性的問題。

2. 公司盈利能力與債券收益率關(guān)系的實證結(jié)果與分析

(1)組合排序法分析公司盈利能力與債券收益率關(guān)系。為了研究公司盈利能力與債券收益率之間的關(guān)系，考慮到會計信息獲取的滯后性，按照公司t-1月的盈利能力(ROA)的大小將樣本從小到大平均分成5組，每組債券構(gòu)成一個組合，計算t月各組合的平均超額收益率，得到各組合月超額收益率的時間序列。同時通過計算低高盈利能力組合的差值構(gòu)造對沖組合，用LMH表示。括號內(nèi)為顯著性檢驗t值(見表4)。

表4 債券組合超額收益率統(tǒng)計表

注：***、**、*分別表示在1%、5%和10%水平上顯著。

由表4可以看出，各債券組合平均每月的超額收益率、標(biāo)準(zhǔn)差和夏普比率，也可以看出，低盈利能力債券組合的債券收益率最高，均值為2.068%，高盈利能力債券組合的債券收益率最低，均值為1.215%，債券收益率隨著公司盈利能力的提高而下降。從對沖組合(LMH)的統(tǒng)計結(jié)果可以看出，該組合每月平均的超額收益率為0.826%(t值=2.239)。由各債券組合的夏普比率來看，從ROA1組到ROA5組，夏普比率由0.062下降到0.028，表明投資者在購買盈利能力低的公司債券時，需要承擔(dān)更大的風(fēng)險，要求更高的風(fēng)險溢價。同時發(fā)現(xiàn)ROA組合收益率是非線性的，與債務(wù)持有人的非線性收益結(jié)構(gòu)一致，兩組之間差異最大的是在ROA1和ROA2兩組合之間。

由此可見，我國公司債券市場上公司盈利能力對債券收益率有影響，即公司的盈利能力越強，債券收益率越低；公司的盈利能力越弱，債券收益率越高，且這種關(guān)系在低盈利組體現(xiàn)的更為明顯。

(2)Fama-Macbeth回歸檢驗公司盈利能力對債券收益率的影響。通過以上分析，可以大致發(fā)現(xiàn)在我國公司債券市場上公司盈利能力對債券收益率有影響。下面通過Fama-Macbeth回歸加以檢驗，結(jié)果見表5。

表5 Fama-Macbeth回歸結(jié)果

注：***、**、*分別表示在1%、5%和10%水平上顯著。

由表5可知，公司的盈利能力能夠顯著影響債券收益率，證明在債券市場上公司盈利能力對債券收益率有影響。公司盈利能力增加1%，債券收益率降低0.152%，說明公司的盈利能力越強，債券的收益率越低，驗證了上文描述性統(tǒng)計的結(jié)論。根據(jù)第二列的結(jié)果，債券的久期越長，債券價格的敏感性越強，債券收益率越高；債券的發(fā)行規(guī)模越大，出現(xiàn)發(fā)行的規(guī)模效應(yīng)，債券的收益率越低；債券的歷史收益率越高，債券當(dāng)期的收益率越高，以上結(jié)論符合經(jīng)濟直覺。在表5的回歸結(jié)果中，托賓Q指標(biāo)顯著，債券收益率隨托賓Q的提高而提高，說明托賓Q對公司債券收益率產(chǎn)生正面影響，這雖與一般的經(jīng)濟直覺不符，但由于我國債券市場并不完善，投資者更加偏向穩(wěn)定的收益。成長性強的公司面臨更多的不確定性，對系統(tǒng)性風(fēng)險的抵御能力可能不足，從而出現(xiàn)系數(shù)為正的情況。

3. 公司盈利能力與債券收益率關(guān)系傳導(dǎo)機制的實證結(jié)果與分析

(1)基于公司風(fēng)險的公司特征組合排序分析。為了揭示傳導(dǎo)機制，仿照上文債券收益分組的方法，按照公司盈利能力的高低將與債券風(fēng)險有關(guān)的公司特征指標(biāo)進(jìn)行分組統(tǒng)計，結(jié)果如表6所示。

由表6可知，ROA1和ROA2兩組雖然在ROA值上差異不是最大，但實現(xiàn)了由負(fù)值向正值的轉(zhuǎn)變，結(jié)合表2的分析結(jié)果，說明公司盈利由負(fù)轉(zhuǎn)正對所發(fā)行債券的收益率產(chǎn)生重要影響。在統(tǒng)計結(jié)果中可以看出，權(quán)益乘數(shù)用來衡量公司的財務(wù)風(fēng)險，權(quán)益乘數(shù)越大，公司的負(fù)債程度越高，從ROA1組到ROA5組，公司權(quán)益乘數(shù)不斷減小，ROA1組的權(quán)益乘數(shù)是ROA5組的權(quán)益乘數(shù)的兩倍，這說明盈利能力強的公司財務(wù)和違約風(fēng)險會降低。從ROA1組到ROA5組，Z分?jǐn)?shù)不斷增加，違約風(fēng)險不斷降低，從而揭示出債券市場公司盈利能力與債券收益率關(guān)系的存在是由于違約風(fēng)險驅(qū)動引起的。同時可以看出，從ROA1組到ROA5組，賬面市值比所呈現(xiàn)的規(guī)律雖不明顯，但總體呈現(xiàn)由高到低的趨勢，托賓Q的值也隨公司盈利能力的提高而提高，表明盈利能力高的公司成長性好，違約風(fēng)險較低，投資者相對看好。應(yīng)計利潤呈升高態(tài)勢，說明在總盈利中可供操作部分不斷升高，但在ROA5組則出現(xiàn)顯著下降，說明我國公司雖有盈余管理的現(xiàn)象，但盈利能力最強的20%的公司實際經(jīng)營水平有一定的可靠性。

由此可以看出，公司的盈利能力能反映公司的財務(wù)與信用風(fēng)險，并且隨著公司盈利能力的不斷降低，公司信用風(fēng)險不斷增大，在公司盈利出現(xiàn)負(fù)值時，公司信用風(fēng)險陡增。

(2)基于債券流動性風(fēng)險的傳導(dǎo)機制組合排序分析。目前流動性風(fēng)險已被證明是債券收益率影響的重要因素，而流動性風(fēng)險更多的取決于交易者及其行為，與公司本身的風(fēng)險關(guān)系不大。所以為了考察收益中流動性風(fēng)險的影響，本文參照J(rèn)ostova等[32]對債券的收益率進(jìn)行了流動性調(diào)整，將之前的債券組合收益減去對應(yīng)年齡組收益均值，得到年齡調(diào)整后的債券超額收益率，統(tǒng)計結(jié)果見表7。

雖然通過年齡調(diào)整后收益率下降，但是可以看出債券收益率仍按照從低盈利能力組到高盈利能力組的順序不斷降低，ROA組合收益率仍是非線性的，差異最大的是在ROA1和ROA2兩組合之間。對沖組合LMH在1%的顯著性水平下有統(tǒng)計意義，反而比未調(diào)整前(表3結(jié)果)上升了5個基點。本研究表明，流動性風(fēng)險不是公司債券市場盈利能力與債券收益率關(guān)系傳導(dǎo)機制中的重要因素。

(3)基于債券信用風(fēng)險的傳導(dǎo)機制組合排序分析。在上文的公司特征描述性統(tǒng)計分析中可以發(fā)現(xiàn)，盈利能力高的公司信用風(fēng)險相對較小。故作為債券收益率影響因素的信用風(fēng)險，為了驗證公司盈利能力與債券收益之間的關(guān)系是否與信用風(fēng)險有關(guān)，本文將總樣本按照債券信用評級的大小分成兩個子樣本進(jìn)行分組分析。同樣按照ROA的大小排序形成5個ROA組和一個對沖組合LMH。由于我國債券信用評級較高，所以高信用評級組所有債券評級為AAA級，包括的樣本數(shù)為4 715，低信用評級組所有債券評級在AAA級以下，分別包括AA+、AA、AA-3級，包括的樣本數(shù)為7 184，同時按公司的違約概率EDF的大小分成兩組，分別為低違約概率組和高違約概率組，具體統(tǒng)計結(jié)果如表8所示。

表6 公司特征分組描述性統(tǒng)計

注：***、**、*分別表示在1%、5%和10%水平上顯著。

表7 債券組合超額收益率統(tǒng)計

注：***、**、*分別表示在1%、5%和10%水平上顯著。

表8 債券組合超額收益率分類統(tǒng)計(年齡調(diào)整后)

注：***、**、*分別表示在1%、5%和10%水平上顯著。

由表8可以看出，在高低信用評級債權(quán)組合中，年齡調(diào)整后的債券超額收益率仍呈現(xiàn)從ROA1到ROA5組合逐漸降低的態(tài)勢。一般認(rèn)為，盈利能力較低的公司的違約風(fēng)險較高，主要債券持有人需要對這部分風(fēng)險的承擔(dān)要由一定的風(fēng)險溢價。高低信用評級債券組合超額收益的統(tǒng)計結(jié)果在均值的大小上有明顯的區(qū)別，高信用評級的債券超額收益率在各個ROA組合的值都小于對應(yīng)的低信用評級的組合收益率。在LMH組合中，低信用評級組債券收益均值為0.995%(t值=3.745)，高信用評級組債券收益均值為0.814%(t值=3.63)，兩者相差18個基點。通過對公司違約概率的分組情況也可得到相同的結(jié)論，說明公司的違約風(fēng)險會傳導(dǎo)給其發(fā)行的債券，表現(xiàn)為債券的信用風(fēng)險。

(4)Fama-Macbeth回歸檢驗公司盈利能力對債券收益率的傳導(dǎo)機制。通過分析公司特征變量隨盈利能力變化的情況，發(fā)現(xiàn)違約風(fēng)險是影響這種效應(yīng)產(chǎn)生的重要風(fēng)險因素。為了更好的驗證上述觀點，本文采用Fama-Macbeth回歸進(jìn)行進(jìn)一步檢驗，分析結(jié)果如表9所示。

表9 Fama-Macbeth回歸結(jié)果

注：***、**、*分別表示在1%、5%和10%水平上顯著。

由表9可知，根據(jù)權(quán)益乘數(shù)的回歸結(jié)果可以看出，權(quán)益乘數(shù)越大，公司財務(wù)和違約風(fēng)險越高，債券的收益率也越高。從第三、第四和第五列ROA指標(biāo)的分析結(jié)果對比來看，在未引入債券信用評級這一指標(biāo)之前，ROA顯著降低債券收益率，在引入債券信用評級指標(biāo)后，ROA對債券收益率的影響不再顯著。在最后一列的結(jié)果中引入ROA與評級的交互虛擬變量，定義債券低信用評級為1，否則為0。引入這一變量之后，發(fā)現(xiàn)ROA指標(biāo)的系數(shù)雖然不顯著，但變?yōu)檎?，說明在控制違約風(fēng)險這一變量后，公司盈利能力與債券收益率的關(guān)系消失，從而證明違約風(fēng)險是債券市場公司盈利能力與債券收益率關(guān)系傳導(dǎo)機制中的決定性風(fēng)險因素。公司的盈利能力越強，相應(yīng)公司的違約風(fēng)險越小，從而其發(fā)行的債券違約風(fēng)險也較小，反映為債券的收益率較低。說明債券的信用風(fēng)險在公司盈利能力與債券收益率關(guān)系的傳導(dǎo)機制中起到重要作用。

4. 穩(wěn)健性檢驗

本文改變公司盈利能力的代理指標(biāo)，用凈資產(chǎn)收益率ROE代替ROA[33]，并結(jié)合表6的顯著性檢驗結(jié)果，用Z分?jǐn)?shù)Altman Z代替權(quán)益乘數(shù)EM，用賬面市值BM比代替托賓Q，進(jìn)行顯著性檢驗。同樣用Fama-Macbeth方法回歸，估計結(jié)果見表10。

表10 穩(wěn)健性分析結(jié)果

注：***、**、*分別表示在1%、5%和10%水平上顯著。

穩(wěn)健性分析結(jié)果與實證分析結(jié)果幾乎完全一致。公司盈利能力提高，債券收益率降低，隨著信用風(fēng)險代理指標(biāo)的加入，ROE變得不再顯著，說明信用風(fēng)險是解釋債券市場公司盈利能力與債券收益率關(guān)系的重要因素。對于其他變量，如Z分?jǐn)?shù)越高，違約風(fēng)險越低，債券收益率越低；賬面市值比越高，公司成長性越弱，公司穩(wěn)定性強，債券收益率越低，與實證分析結(jié)果一致。由此可以看出，本文對公司債市場公司盈利能力與債券收益率關(guān)系問題的分析是較為有效和可靠的。

三、 結(jié) 語

本文以我國2008年到2017年滬深交易所公司債市場為研究對象，重點探討了我國公司債市場公司盈利能力與債券收益率關(guān)系及其傳導(dǎo)機制問題。研究發(fā)現(xiàn),公司盈利能力對債券收益率產(chǎn)生影響，公司盈利能力越高債券的收益率越低，且這種關(guān)系的出現(xiàn)主要由于公司與債券信用風(fēng)險的傳導(dǎo)引起。進(jìn)一步表明我國債券市場正在日益完善，公司的盈利信息能夠通過信用風(fēng)險這一風(fēng)險因素反映在債券的收益上，盈余信息是具有信息含量的。

結(jié)合研究結(jié)論，本文提出以下建議：一是在投資選擇與決策方面，投資者可以根據(jù)自身的風(fēng)險偏好，依據(jù)公司的盈利情況做出投資判斷，風(fēng)險厭惡型投資者可以選擇持有公司經(jīng)營業(yè)績佳的公司，獲得持續(xù)穩(wěn)定的收益，鑒于我國債券市場已打破剛性兌付，投資者可實時關(guān)注公司的經(jīng)營業(yè)績，提高風(fēng)險意識，靈活處置所持有的債券；二是作為債券的發(fā)行方，更應(yīng)注重公司本身的持續(xù)穩(wěn)定發(fā)展，改善自身的經(jīng)營管理，在提高績效的同時降低自身的融資成本，從而形成與資本市場的良性互動；三是作為監(jiān)管方，應(yīng)完善發(fā)債公司的信息披露制度，健全公司的破產(chǎn)清償制度，一旦公司陷入經(jīng)營困境，盡力保護債券投資人的合法權(quán)益，使其免受或少受損失。

本研究還存在一定程度的不足，如文中提到成長性強的公司未來不確定性強，而收益的不確定會影響債券在市場中的表現(xiàn)，針對這一問題由于數(shù)據(jù)受限本文未作深入的探討。

注 釋：

①本文主要研究公司盈利能力對債券收益率的影響，所以分析債券收益率的影響因素未考慮宏觀變量，但本文在實證分析中會對債券收益率做進(jìn)一步處理，剔除宏觀風(fēng)險因素的影響。

②參見朱淑珍等人的金融風(fēng)險管理。

③本文所用原始數(shù)據(jù)均來自于銳思數(shù)據(jù)庫(www.resset.cn)。