傅 鵬 黃春忠

一、引言

資本市場的一個基本功能就是對證券所包含的各種風(fēng)險恰當(dāng)定價并以此來推動資產(chǎn)質(zhì)量和配置效率的提高。然而，資金供求雙方之間通常存在著嚴(yán)重的信息不對稱性而有損資本市場對風(fēng)險定價的準(zhǔn)確性，使得資本市場難以發(fā)揮其應(yīng)有功能。因此，包括信用評級在內(nèi)的各種金融中介組織應(yīng)運而生并扮演著極其重要的“看門人”角色：一則，利用其專業(yè)知識去甄別企業(yè)質(zhì)量并督促證券發(fā)行方改進(jìn)資產(chǎn)質(zhì)量；二則，通過某些特殊契約安排來緩解證券發(fā)行方和投資者之間信息不對稱程度。換句話說，如果投資者對于證券之中的資產(chǎn)質(zhì)量和清償能力缺乏了解和信心，那么，信用評級，尤其是具有優(yōu)質(zhì)聲譽信用評級的介入將有利于舒緩?fù)顿Y者對投資風(fēng)險的擔(dān)心而有利于增強證券估值的準(zhǔn)確性，提升市場的資金配置效率。

信用評級等第三方中介機(jī)構(gòu)發(fā)揮作用的前提，在于這類機(jī)構(gòu)的獨立性和客觀性，而約束評級機(jī)構(gòu)行為通常依賴于聲譽機(jī)制的有效性。聲譽機(jī)制之所以能夠約束評級機(jī)構(gòu)的行為在于：如果信用評級給出的關(guān)于融資企業(yè)的風(fēng)險評估與企業(yè)實際表現(xiàn)不符，投資者必然用腳投票導(dǎo)致評級機(jī)構(gòu)未來的市場份額下降。然而，與發(fā)達(dá)國家相比，中國信用評級業(yè)所面臨的市場環(huán)境和制度環(huán)境都很不完善(寇宗來等，2015)。中國的債券市場起步較晚，與發(fā)達(dá)資本市場存在著諸多制度上的差異(Yang et al.，2017)，甚至在很長一段時間內(nèi)，信用債市場都存在剛性兌付(寇宗來等，2015；鐘輝勇等，2016；Yang et al.，2017；紀(jì)志宏、曹媛媛，2017)。剛性兌付意味著債券幾乎沒有違約風(fēng)險，那么作為風(fēng)險揭示工具的信用評級及其功能自然被削弱。不僅如此，剛兌還有可能誘發(fā)評級機(jī)構(gòu)的道德風(fēng)險行為，采取推高評級的惡性競爭方式爭奪更多市場份額(黃小琳等，2017)，最終不僅導(dǎo)致我國債券整體信用等級遠(yuǎn)遠(yuǎn)高于成熟資本市場的平均水平，而且評級質(zhì)量低下(蔣賢鋒 and Frank，2017)。

2014年3月，超日債的違約拉開我國債市違約序幕，結(jié)束了信用債市場長期以來的剛性兌付。然而，透過對違約主體的分析，違約主要集中于民營企業(yè)(1)參見孫彬彬(2019)的研究報告《哪些違約債券兌付了？》：自2014年出現(xiàn)違約到2019年3月7日，債券市場共有133個主體發(fā)行的282只債券發(fā)生了違約，其中民營企業(yè)主體占比高達(dá)85.5%；即便少量國企涉及違約，超過70%的違約國企最終都得到了清償，遠(yuǎn)遠(yuǎn)高于民企。(孫彬彬，2019)，國有企業(yè)占比非常低，甚至長期有著政府信用背書的城投企業(yè)并未出現(xiàn)一例實質(zhì)性違約(2)2018年8月13日，17兵團(tuán)六師SCP001未能按期兌付本息，被市場認(rèn)為是第一只違約的城投債，但是僅僅兩天之后(8月15日)，兵團(tuán)六師就完成本息的支付，這次違約進(jìn)而被認(rèn)為是技術(shù)性違約。從這個意義上講，城投發(fā)行的公募債券并沒有發(fā)生實質(zhì)性違約。。正因為如此，當(dāng)前債券市場更是結(jié)構(gòu)性打破剛兌，而非完全打破剛兌(傅鵬等，2020)。那么需要思考的是，如果債券市場的剛兌打破了——債券存在違約風(fēng)險了，發(fā)揮風(fēng)險揭示作用的信用評級其效率和行為會受到怎樣的影響呢？更為重要的是，如果違約爆發(fā)是結(jié)構(gòu)性的，對評級機(jī)構(gòu)帶來的影響是否也呈現(xiàn)結(jié)構(gòu)性特征并引發(fā)不同的評級策略呢？

利用2013-2017的企業(yè)債和公司債發(fā)行數(shù)據(jù)，本文重點考察了剛兌打破對信用評級行為和評級效率的影響，基于債券違約的結(jié)構(gòu)性認(rèn)識，本文發(fā)現(xiàn)其造成的影響也呈現(xiàn)出結(jié)構(gòu)性特征，主要發(fā)現(xiàn)如下：第一，信用評級對于債券發(fā)行利差具有顯著的影響，信用評級越高，債券發(fā)行利差越低，但是這種作用對于政府擔(dān)保程度更弱的非城投債更顯著，這意味著政府信用背書實際上削弱了信用評級在市場上的作用；第二，結(jié)構(gòu)性違約爆發(fā)之后，整體上信用評級對于發(fā)行利差的影響顯著增大，但同時也在發(fā)行主體層面呈現(xiàn)結(jié)構(gòu)分化，評級對發(fā)行利差的影響變化主要體現(xiàn)在非城投債，而城投債并未出現(xiàn)相同的變化；第三，出現(xiàn)這種情況的原因是，涉事評級機(jī)構(gòu)會采取差異化的策略，對于違約風(fēng)險較高的非城投債，評級機(jī)構(gòu)傾向于采用收緊評級的策略，而對于仍有政府隱性擔(dān)保而違約風(fēng)險較低的城投債，評級機(jī)構(gòu)傾向于采取放松評級的策略，這種差異化的策略會加劇城投企業(yè)和非城投企業(yè)的評級分化。

與現(xiàn)有文獻(xiàn)相比，本文主要有以下幾點創(chuàng)新之處：第一，本文論證了政府隱性擔(dān)保形成的剛性兌付預(yù)期降低了信用評級的市場公信力。當(dāng)債券市場表現(xiàn)為剛性兌付時，信用評級的效率和公信力嚴(yán)重削弱，使得聲譽機(jī)制難以約束信用評級的道德風(fēng)險行為?；谶@一發(fā)現(xiàn)，本文與既有文獻(xiàn)的重要區(qū)別以及提供的啟示在于，中介機(jī)構(gòu)的治理和規(guī)范不僅要強化對其自身的約束，也應(yīng)該強化對其服務(wù)對象的預(yù)算約束。第二，在識別策略上，本文利用了債券市場爆發(fā)的違約的外生沖擊，通過違約前后以及受到違約不同影響的城投債和非城投債之間的對比來評估結(jié)構(gòu)性違約的影響，較好地緩解了內(nèi)生性問題。第三，本文發(fā)現(xiàn)結(jié)構(gòu)性違約帶來的影響也是結(jié)構(gòu)性的——評級機(jī)構(gòu)對不同主體采取了差異化的評級策略，這是評級機(jī)構(gòu)在聲譽和市場份額之間權(quán)衡(trade-off)的結(jié)果，也從中介視角對市場廣泛討論的“信用分層”(3)“信用分層”主要指大小企業(yè)和國有與民營企業(yè)之間的信用等級差異愈發(fā)顯著，市場上討論的“信用分層”包含實體企業(yè)和金融機(jī)構(gòu)兩類主體，本文主要指前者?，F(xiàn)象給出了實證上的檢驗。相較于田國強、趙旭霞(2019)及梅冬州等(2021)基于DSGE模型發(fā)現(xiàn)政府債務(wù)擴(kuò)張反而加劇民企融資困難的文獻(xiàn)，本文則更多基于經(jīng)驗數(shù)據(jù)從評級分化視角剖析了民企融資困難加劇的原因，也是上述文獻(xiàn)的有益補充。

本文的研究結(jié)論具有重要的政策啟示和意義。其一，“剛性兌付”、“政府兜底”等不僅僅直接影響債券的定價效率，還是信用評級等中介機(jī)構(gòu)發(fā)揮其信息甄別能力的重要障礙，因此堅持破除剛性兌付、加強市場化的改革、努力建立現(xiàn)代化的企業(yè)制度是改革應(yīng)持續(xù)著力的方向。其二，應(yīng)當(dāng)看到的是，中國的債券市場已經(jīng)由剛性兌付向“打破剛兌”過渡，但在主體層面仍然存在分化。我們擔(dān)心這種分主體、分階段的結(jié)構(gòu)性打破剛兌，可能不僅帶來信用分層的問題，更有可能加劇民企在資本市場上的融資困難。

本文后續(xù)安排如下：第二章為文獻(xiàn)綜述和研究假說，第三章為模型、數(shù)據(jù)與描述性統(tǒng)計，第四章為基準(zhǔn)回歸結(jié)果與穩(wěn)健性檢驗，第五章為異質(zhì)性檢驗以及進(jìn)一步檢驗結(jié)果，最后為本文的結(jié)論和啟示。

二、文獻(xiàn)綜述與研究假說

(一)文獻(xiàn)綜述

1.信用評級是債券市場最重要的風(fēng)險揭示工具

作為資本市場投資者和融資者之間的重要信息中介，評級機(jī)構(gòu)已被證明為資本市場重要的“看門人”角色。已有大量的文獻(xiàn)發(fā)現(xiàn)，信用評級越高債券發(fā)行成本越低：如Poon and Chan，2008；何平、金夢，2010；王安興等，2012；李明明、秦鳳鳴，2012；同生輝、黃張凱，2014；沈紅波、廖冠民，2014；張奕等，2014等等。即便是與國際市場相比我國信用評級存在虛高的表現(xiàn)，但作為一個整體仍然具有顯著的市場聲譽(寇宗來、千倩茜，2021)，且對發(fā)行利差具有明顯的降低作用(Livingston et al.，2018)。然而，上述結(jié)果也受到一些學(xué)者的質(zhì)疑，例如寇宗來等(2015)認(rèn)為上述研究考慮內(nèi)生性問題后信用評級降低發(fā)行利差的作用并不存在；馬榕、石曉軍(2016)也認(rèn)為評級公司并沒有很好的甄別能力；而鐘輝勇等(2016)利用城投債樣本發(fā)現(xiàn)擔(dān)保有利于評級的提高，但對發(fā)行利差無顯著影響，由此間接推斷出投資者對信用評級的依賴性較弱，信用評級與發(fā)行利差之間的因果關(guān)系可能并不成立。

2.信用評級的作用前提及其影響因素

相互矛盾的結(jié)果讓學(xué)者聚焦于討論信用評級失效的原因以及發(fā)揮作用的前提。眾多學(xué)者認(rèn)為，信用評級產(chǎn)生作用的前提在于聲譽機(jī)制的有效。對于聲譽的重視使得評級機(jī)構(gòu)傾向于出具更加穩(wěn)健的評級結(jié)果并提供更多的負(fù)面報告(Mariano，2012)。當(dāng)聲譽機(jī)制發(fā)揮作用時，能夠有效約束評級機(jī)構(gòu)的不良行為(邢天才等，2016；詹明君、邢賀，2016)。而且聲譽越高的評級機(jī)構(gòu)越在乎自身信譽進(jìn)而對于企業(yè)融資成本的降低作用越顯著(劉曉劍、張強，2012；王雄元、張春強，2013)。但是，如果聲譽成本較低，評級機(jī)構(gòu)傾向于采取給予被評級企業(yè)更高的評級等級以獲取更多的市場份額(Bolton et al．，2012)，也就是對于評級機(jī)構(gòu)而言，迎合發(fā)行主體推高評級是評級機(jī)構(gòu)的占優(yōu)策略(Kraft，2015)。

然而，聲譽機(jī)制的有效性受到付費模式、市場競爭、市場監(jiān)管等因素的影響。例如，當(dāng)前盛行的發(fā)行人付費模式使得評級機(jī)構(gòu)和發(fā)行人利益趨于一致，而與投資者之間存在利益沖突，進(jìn)而降低信用評級的有效性(Mathis et al.，2009；Skreta and Veldkamp，2009； Bolton et al.，2012；Opp et al.，2013；Sangiorgi and Spatt，2016)。在發(fā)行人付費模式下，想通過增加市場競爭的方式減少評級高估并不現(xiàn)實(Camanho et al.，2010)。甚至，評級機(jī)構(gòu)不僅傾向于推高評級以獲得市場份額(Becker and Milbourn，2011；Jiang et al.，2012)，并且當(dāng)市場競爭越發(fā)激烈時，對于評級向上扭曲的程度越強烈(Skreta and Veldkamp，2009；Becker and Milbourn，2011；Bolton et al．，2012；張少哲、周久俊，2016；徐曉萍等，2018)，導(dǎo)致評級質(zhì)量低下(Ponce，2012；Becker and Milbourn，2011)。嚴(yán)格監(jiān)管和懲罰導(dǎo)致聲譽成本提高時，評級機(jī)構(gòu)則會提升信用分析的及時性和準(zhǔn)確性(Cheng and Neamtiu，2009)，但監(jiān)管弱化會降低聲譽成本，并進(jìn)而導(dǎo)致信用評級機(jī)構(gòu)迎合發(fā)債企業(yè)現(xiàn)象增多(Kraft，2015)。

3.債券違約對信用評級的影響

與成熟的資本市場相比，我國信用債市場因長期存在剛性兌付而呈現(xiàn)出顯著差異。不少學(xué)者認(rèn)為，剛性兌付的存在很大程度上推高了我國債券整體的評級結(jié)果。在剛性兌付的背景下，評級機(jī)構(gòu)的聲譽成本較低，進(jìn)而傾向于采取放寬評級標(biāo)準(zhǔn)并推高評級的策略以爭取市場份額。隨著2014年債市違約打破剛兌神話，關(guān)注違約對評級機(jī)構(gòu)影響的文獻(xiàn)也逐漸增加。剛兌的打破理論上提升了評級機(jī)構(gòu)的聲譽成本，有助于約束評級機(jī)構(gòu)的機(jī)會主義行為，提升整體評級效率。然而，黃小琳等(2017)的研究卻表明，盡管涉事的評級機(jī)構(gòu)在違約出現(xiàn)之后其市場份額有所下降，但這些機(jī)構(gòu)反而會進(jìn)一步采取推高評級的策略以爭取市場份額，整體評級的質(zhì)量也因違約的出現(xiàn)進(jìn)一步下降。王敘果等(2019)則探討了債券違約對于國企債券評級質(zhì)量的影響，發(fā)現(xiàn)違約后國企的政府擔(dān)保效應(yīng)正在減弱。

上述文獻(xiàn)對于理解違約對信用評級的影響具有一定啟示意義，但仍然存在一些未能解決的問題，如為什么剛兌打破后評級機(jī)構(gòu)反而會推高評級呢？如何解釋違約潮后市場討論的信用分層現(xiàn)象？違約出現(xiàn)后信用評級對不同主體的評級策略會有什么變化？針對上述問題，在既有文獻(xiàn)的基礎(chǔ)上，本文存在三方面改進(jìn)：第一，我們將樣本范圍選取在2013-2017，樣本跨度正好包含了債券市場由剛性兌付到打破剛兌的過程。相較于黃小琳等(2017)聚焦2015年前的數(shù)據(jù)和王敘果等(2019)聚焦于2014年后的數(shù)據(jù)，本文數(shù)據(jù)結(jié)構(gòu)更有利于觀察從剛兌到違約出現(xiàn)后評級的變化趨勢。第二，與既有大部分文獻(xiàn)不同，本文延續(xù)傅鵬等(2020)的結(jié)論認(rèn)為違約爆發(fā)是結(jié)構(gòu)性的，并以此為前提探討結(jié)構(gòu)性違約對信用評級行為和效率帶來的影響。深刻理解違約的結(jié)構(gòu)性特征可能是解釋黃小琳等(2017)一文得到反常結(jié)論的關(guān)鍵。第三，本文同時將城投、國企、民企等債券主體納入統(tǒng)一框架進(jìn)行分析，這是因為各類主體之間通常存在關(guān)聯(lián)，在信用資源收縮的背景下，對某一主體的信用傾斜可能會擠出對另一主體的信用支持，因而綜合考慮各主體更易于深刻理解債券市場上“信用分層”的成因。

(二)研究假說

信用評級給市場提供了關(guān)于發(fā)行人違約風(fēng)險和償債能力的前瞻性觀點。絕大部分文獻(xiàn)的研究結(jié)果認(rèn)為信用評級越高的企業(yè)發(fā)債成本越低，即便考慮我國評級整體偏高的情形，但仍是發(fā)行利差的主要影響因素(翁舟杰、劉思妤，2018；徐曉萍等，2018)。然而，這些研究均忽視了由政府隱性擔(dān)保帶來的剛性兌付對于信用評級效率的影響。由于信用評級揭示的是發(fā)行主體的信用風(fēng)險，那么當(dāng)發(fā)行主體有政府兜底而剛性兌付時，市場對于信用評級揭示風(fēng)險作用的認(rèn)可度有所降低。也就是說，信用評級對不同類別發(fā)行主體揭示風(fēng)險的作用可能不同，對于那些政府兜底意愿越強的城投債，信用評級的市場公信力較低，體現(xiàn)為評級對于利差的影響相對較小，而對于擔(dān)保意愿更弱的的非城投債，信用評級的市場公信力更高，體現(xiàn)為評級對于利差的影響相對更大。根據(jù)上述分析，我們提出假說一。

假說一：信用評級與債券發(fā)行利差存在負(fù)相關(guān)關(guān)系，并且這種作用對于非城投債效果更為顯著。

沿著假說一的邏輯，在實質(zhì)性違約爆發(fā)之前，由于市場普遍認(rèn)為存在剛性兌付預(yù)期，這時信用評級對發(fā)行利差的影響應(yīng)當(dāng)較??；但是隨著違約的持續(xù)爆發(fā)，市場對于違約風(fēng)險的敏感度顯著上升，如果預(yù)期政府不采取兜底政策，投資者會更加依賴評級機(jī)構(gòu)的作用，這時信用評級對于發(fā)行利差的影響應(yīng)當(dāng)擴(kuò)大。但是，由于違約的爆發(fā)集中在非城投債，而城投債是截止到目前唯一沒有爆發(fā)實質(zhì)性違約的樣本，當(dāng)前債券市場剛性兌付的打破更是結(jié)構(gòu)性的而非完全的(傅鵬等，2020)。因此，給定結(jié)構(gòu)性打破剛兌的前提，對于非城投債，信用評級對其利差的影響會出現(xiàn)更顯著的變化；而對于城投債，由于政府對其隱性擔(dān)保仍然存在，信用評級對其信用利差的影響的變化較小甚至不存在。據(jù)此，我們提出假說二。

假說二：結(jié)構(gòu)性違約爆發(fā)之后，信用評級對于發(fā)行利差的影響作用有所加大，但在主體層面呈現(xiàn)結(jié)構(gòu)分化，即這種效果對于非城投債樣本更為顯著。

現(xiàn)有文獻(xiàn)表明，在發(fā)行人付費模式下，評級機(jī)構(gòu)面臨聲譽和評級收入的權(quán)衡(trade-off)。如果評級機(jī)構(gòu)側(cè)重短期內(nèi)評級收入則傾向于放松評級標(biāo)準(zhǔn)，提高評級獲得發(fā)行人青睞；如果側(cè)重于長期聲譽，那么評級機(jī)構(gòu)會提高評級標(biāo)準(zhǔn)，收緊評級以保證評級質(zhì)量。黃小琳等(2017)的研究結(jié)果顯示，一旦債券出現(xiàn)違約，涉事評級機(jī)構(gòu)會受到市場的懲罰，其市場份額會相應(yīng)下降。在市場機(jī)制的約束之下，信用評級的效率有望提升。然而，由于當(dāng)前的違約呈現(xiàn)結(jié)構(gòu)分化特征，涉事評級機(jī)構(gòu)針對不同性質(zhì)的發(fā)行主體可能采取差異化的評級策略。具體而言，對于違約風(fēng)險更大的非城投債而言，評級機(jī)構(gòu)傾向采取提高評級標(biāo)準(zhǔn)、收緊評級的策略；對于仍有政府兜底而違約風(fēng)險更小的城投債而言，評級機(jī)構(gòu)傾向采取放松評級標(biāo)準(zhǔn)、推高評級的策略。據(jù)此，我們提出假說三。

假說三：結(jié)構(gòu)性違約爆發(fā)后，評級公司對企業(yè)評級采取差異化的策略，對于城投債等仍有政府隱性擔(dān)保的債券，評級公司傾向于放松評級標(biāo)準(zhǔn)，推高評級；而對于違約風(fēng)險的更大的非城投債樣本，評級公司則傾向于收緊評級標(biāo)準(zhǔn)，降低評級。

三、模型設(shè)定與數(shù)據(jù)

(一)模型設(shè)定

為了檢驗假說一，我們設(shè)計了方程(1)。

yieldi=β0+β1ratingi+∑γjcontrolsj,i+μi

(1)

被解釋變量yieldi表示債券i的發(fā)行利差，即發(fā)行當(dāng)日票面利率與發(fā)行日同期限國債到期收益率(無風(fēng)險利率)之差。為了更好的刻畫評級的作用，本文采用兩種方式度量信用評級水平。第一種根據(jù)信用評級水平依次賦值，在本文樣本中，評級主要集中在AAA、AA+、AA、AA-和A五檔，合計占樣本比例超過98%，因此我們根據(jù)上述順序依次賦值為5、4、3、2、1(4)在穩(wěn)健性檢驗中，我們將剩余其他等級的樣本也進(jìn)行賦值，并重復(fù)相應(yīng)的回歸。。第二種度量方法為二元法，即AAA賦值為1，其余等級賦值為0，即我們認(rèn)為AAA等級賦值包含的信息量更大，而其他等級包含的信息量相對更差(5)在寇宗來等(2015)的文章中，也采用了類似的方法。。采用這種度量方法主要基于以下考慮：基于中國較為特殊的制度背景，信用評級整體出現(xiàn)虛高水平，AA及以上的評級占比過高。而根據(jù)AA的評級定義基本上是不存在違約風(fēng)險的，但近來持續(xù)爆發(fā)的違約事件實際上已經(jīng)說明了AA的評級其實并不科學(xué)。因此，給定整體評級水平虛高的情況下，我們認(rèn)為只有AAA才能作為真正高信用評級的代表，而其他評級差異相對沒有那么大，統(tǒng)一看作中低等級。從違約情況來看，AAA所占比例僅為2%不到，遠(yuǎn)遠(yuǎn)低于其他評級違約水平。而且，2018年上半年違約持續(xù)爆發(fā)之后，資本市場出現(xiàn)的一種現(xiàn)象是：AAA的產(chǎn)品買不到，AA+及以下的產(chǎn)品沒人要，也揭示出AAA評級的不同地位。因此，本文認(rèn)為這種度量方式能夠有效地區(qū)別高低信用差別。

Controls表示其他控制變量，本文主要考慮了三類控制變量：債券層面、公司層面(債券發(fā)行主體)以及區(qū)域經(jīng)濟(jì)層面。債券層面控制變量主要包括債券的發(fā)行規(guī)模(amount)，債券發(fā)行期限(term)，債券的主/副主承銷商數(shù)量(underwr/vice)。債券發(fā)行主體的相關(guān)控制變量包括公司的產(chǎn)權(quán)屬性(6)我們發(fā)現(xiàn)樣本中有少量屬于集體所有制，比如村集體所有的企業(yè)，我們把這類樣本歸到了民營企業(yè)中，由于其比例非常小，不足0.1%，并不會對估計結(jié)果造成多大的影響；而且，我們把這部分樣本去掉，回歸結(jié)果也沒有明顯的變化。(soe，為2表示該企業(yè)為中央國有企業(yè)，為1表示該企業(yè)為地方國有企業(yè)，為0則表示民營企業(yè))，公司是否為城投公司(chengtou為1表示為城投公司，uncheng為1表示非城投公司)。此外，公司的財務(wù)狀況對企業(yè)債券的發(fā)行也具有較大的影響，因此本文還引入了一系列公司層面的財務(wù)數(shù)據(jù)作為控制變量，主要包括資產(chǎn)負(fù)債率(ratio)、凈資產(chǎn)收益率(roe)、營業(yè)收入(revenue)、企業(yè)規(guī)模(總資產(chǎn)asset)、企業(yè)償債能力(流動比例liqratio)。債券的發(fā)行同時也受當(dāng)?shù)亟?jīng)濟(jì)發(fā)展水平的影響，本文主要選取地方經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平(gdp)、地方經(jīng)濟(jì)增長率(gdprate)、地方財政收入(income)、地方財政缺口(gap=財政支出-財政收入)以及地方財政缺口率(gaprate=財政缺口/財政收入)(7)由于國有企業(yè)尤其是城投公司在樣本中占有相當(dāng)比例，地方政府作為隱性擔(dān)保其財政收入的狀況對這些債券的定價可能產(chǎn)生影響。。由于實際債券發(fā)行參照企業(yè)或者該地區(qū)過去的發(fā)展情況，故在回歸模型中引入這些指標(biāo)的滯后一期作為控制變量。除此之外，本文還控制時間固定效應(yīng)、行業(yè)固定效應(yīng)以及地區(qū)固定效應(yīng)。

針對假說二，本文引入債券市場違約爆發(fā)的外生沖擊作為結(jié)構(gòu)性打破剛兌的標(biāo)志，并將原模型擴(kuò)張成方程(2)以檢驗假說二。

yieldi=β0+β1rating_afteri+β2ratingi+∑γjcontrolsj,i+μi

(2)

其中，被解釋變量為發(fā)行利差與假說一保持一致。rating_after為信用評級與剛兌打破虛擬變量after(=1表示數(shù)據(jù)為2015年之后，否則為0)的交互項，β1表示在市場打破剛性兌付預(yù)期前后信用評級對債券發(fā)行利差的影響差異，若β1<0則意味著剛性預(yù)期打破之后信用評級降低債券發(fā)行利差的效應(yīng)相比之前更加顯著，進(jìn)而論證了打破企業(yè)的剛性兌付之后信用評級的作用有所放大。同時為更好觀察結(jié)構(gòu)性違約帶來的結(jié)構(gòu)性影響，我們依據(jù)模型二展開對城投債和非城投債分組回歸，并預(yù)期城投債組β1不顯著，而非城投債組β1顯著為負(fù)。

為檢驗假說三，我們構(gòu)造了如下兩個模型。

ratingi,t=β0+β1cheng_defagencyi,t-1+β2chengtoui,t+∑γjcontrolsj,it+μi,t

(3)

ratingi,t=β0+β1defagencyi,t-1+∑γjcontrolsj,it+μi,t

(4)

在上述回歸模型中，被解釋變量為信用評級，度量方式與前文一致。defagencyi,t-1為虛擬變量，表示的是評級機(jī)構(gòu)上一年所評級的債券中是否出現(xiàn)違約債券，若有，則記為1，否則記為0，以此觀察當(dāng)評級機(jī)構(gòu)涉及違約事件之后的評級策略是否有所變化。回歸方程(3)中的cheng_defagencyi,t-1為城投債和涉事評級機(jī)構(gòu)交互項，用以度量涉事違約機(jī)構(gòu)在城投債和非城投債之間的評級策略是否存在顯著差異，也是本文主要關(guān)注的系數(shù)。若β1>0，則意味著控制其他因素不變，評級機(jī)構(gòu)在打破剛兌之后給城投債的評級要高于非城投債。但是方程(3)盡管能觀察到涉事評級機(jī)構(gòu)對城投和非城投債評級的差異，但是不便觀察評級機(jī)構(gòu)分別采取了什么策略，因此引入回歸方程(4)。在這個方程中，分別考察涉事違約的評級機(jī)構(gòu)在城投債和非城投債之間的策略行為，預(yù)計對于城投債樣本，β1>0，也即涉事評級機(jī)構(gòu)對于城投企業(yè)會采取放松評級的策略；對于非城投債樣本，β1<0，也即涉事評級機(jī)構(gòu)對于非城投債券采取收緊評級的策略。

(二)內(nèi)生性問題與工具變量

本文可能面臨的內(nèi)生性問題來自三方面。一是發(fā)行主體的公開信息同時影響著發(fā)行成本和信用評級等級，容易造成遺漏變量問題；二是發(fā)債成本和信用評級幾乎同時決定的，容易造成聯(lián)立性偏誤(寇宗來等，2015)；三是信用評級機(jī)構(gòu)可能基于聲譽考慮選擇資質(zhì)較好發(fā)行成本較低的發(fā)債主體，從而產(chǎn)生反向因果效應(yīng)高估信用評級對發(fā)行利差的作用(黃小琳等，2017)。為此，本文通過構(gòu)造信用評級工具變量緩解上述內(nèi)生性問題。本文分別以同一評級機(jī)構(gòu)當(dāng)年的平均評級以及同一評級機(jī)構(gòu)當(dāng)年給出AAA評級的比例作為信用評級和是否AAA評級的工具變量。工具變量的有效性需同時滿足相關(guān)性和外生性兩個前提條件。對工具變量一而言，如果一家評級公司平均給出的評級水平較高，那么針對單個企業(yè)評級也可能越高，從而滿足工具變量的相關(guān)性假設(shè)；與此同時評級公司平均評級的高低并不直接影響某只債券的發(fā)行利差，更不會反過來被單只債券的發(fā)行利差所影響，因而滿足工具變量的外生性假定。相同的邏輯對應(yīng)于工具變量二，從相關(guān)性上講，如果該評級機(jī)構(gòu)在所有評級中給出AAA的比例越高，那么某一企業(yè)在評級時獲得AAA評級的概率也相對較高，滿足相關(guān)性假設(shè)。從外生性角度講，評級公司當(dāng)年在所有評級中給出AAA評級的比例并不直接影響某一企業(yè)的發(fā)行利差，反過來也不會被企業(yè)發(fā)行利差所影響，所以外生性條件滿足。

(三)數(shù)據(jù)來源與描述性統(tǒng)計

本文數(shù)據(jù)來源如下：企業(yè)/公司債券相關(guān)信息(發(fā)行利率、期限、規(guī)模、債券類別)，信用評級信息(評級等級、是否AAA評級、信用評級工具變量)，承銷商信息(主承銷商、副主承銷商)，發(fā)行主體企業(yè)信息(公司產(chǎn)權(quán)性質(zhì)、是否城投債、財務(wù)數(shù)據(jù)、所在省市、所屬行業(yè))，來自東方財富CHOICE數(shù)據(jù)庫；同期國債到期利率來自中國債券信息網(wǎng)；地區(qū)經(jīng)濟(jì)層面信息(地方財政收入、財政缺口、缺口率、經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、經(jīng)濟(jì)增長率)2015年及以前的數(shù)據(jù)來源于中國工經(jīng)網(wǎng)統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫，2016年數(shù)據(jù)來源于2017年《中國城市統(tǒng)計年鑒》。本文數(shù)據(jù)樣本為2013年-2017年的東財分類的一般企業(yè)債和一般公司債數(shù)據(jù)共計4037個樣本。變量描述性統(tǒng)計見表1。

表1 各變量描述性統(tǒng)計

四、基準(zhǔn)回歸結(jié)果

(一)基準(zhǔn)回歸結(jié)果

1.假說一的檢驗

針對假說一的回歸結(jié)果列于表2。被解釋變量為債券發(fā)行利差，核心解釋變量為信用評級。其中1-3列采用核心解釋變量為以遞減序列衡量的信用評級，第1列為全樣本回歸結(jié)果，第2列為城投債樣本，第3列為非城投債樣本；第4-6列采用是否AAA評級作為信用評級水平的代理變量。

表2 假說一的檢驗：信用評級有助降低發(fā)行利差但不同券種存在差異

回歸結(jié)果顯示，不管是采用哪種度量方式，信用評級與發(fā)行利差之間均存在顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系，且這種作用在城投債樣本和非城投債樣本均非常顯著。這一結(jié)果表明，信用評級水平越高，債券發(fā)行利差越低。但是通過比較城投債和非城投債樣本的系數(shù)，我們發(fā)現(xiàn)信用評級對債券發(fā)行利差的影響對于政府兜底較弱的非城投債樣本更為顯著，表現(xiàn)為系數(shù)絕對值更大。為了檢驗這種差異是否顯著，在回歸方程7和回歸8中我們加入非城投債與信用評級的交互項(uncheng_rating)，我們發(fā)現(xiàn)交互項系數(shù)也顯著為負(fù)，這意味著信用評級對發(fā)行利差的影響在城投債和非城投債之間存在顯著差異，且對非城投債的影響更大，這意味著非城投債的信用評級效率更高，而城投債因為軟預(yù)算約束更強削弱了信用評級提供增量信息的作用。假說一得以驗證。

2.假說二的檢驗

針對假說二的檢驗結(jié)果匯于表3。被解釋變量為債券發(fā)行利差，核心解釋變量為信用評級以及信用評級與剛兌打破虛擬變量的交互項。其中1-3列采用逐級賦值度量信用評級，4-6列采用是否AAA度量信用評級?；貧w結(jié)果顯示，不管采用哪種度量方式，信用評級與剛兌打破虛擬變量的交互項系數(shù)均顯著為負(fù)，但是這種作用僅在全樣本、非城投債樣本才顯著，而在城投債樣本下并不顯著。這說明，結(jié)構(gòu)性違約爆發(fā)之后，信用評級向市場提供的增量信息有所增強，但也在主體層面呈現(xiàn)出結(jié)構(gòu)分化的特征，對于非城投債樣本體現(xiàn)更顯著。此外，對于信用評級的一次項系數(shù)，我們發(fā)現(xiàn)其系數(shù)均顯著為負(fù)，這說明在剛兌打破之前，信用評級也能夠明顯起到降低發(fā)行利差的作用。

表3 假說二的檢驗：結(jié)構(gòu)性違約后信用評級效率的分化

3.假說三的檢驗

假說三的檢驗結(jié)果列于表4。由于被解釋變量信用評級為整數(shù)序列變量，假說三的檢驗均采用Ologit回歸得到有效的估計結(jié)果。其中第1-2列采用回歸方程(4)，將樣本分為城投債和非城投債兩個組，檢驗涉事的評級機(jī)構(gòu)對不同債券主體采取的評級策略。結(jié)果顯示，城投債樣本defagency系數(shù)顯著為正，意味著在控制債券特征、發(fā)行主體特征、區(qū)域經(jīng)濟(jì)特征等條件不變的情況下，上一年涉事的評級機(jī)構(gòu)在當(dāng)年反而會給出更高的評級；但是對應(yīng)于非城投債樣本，卻得到完全相反的實證結(jié)果，defagency的系數(shù)顯著為負(fù)，意味著上一年涉事的評級機(jī)構(gòu)在當(dāng)年會采取更為保守的評級策略，給出更低的評級。為了更進(jìn)一步檢驗涉事評級機(jī)構(gòu)在城投債和非城投債樣本之間的評級是否存在顯著差異，我們利用回歸方程(3)得到回歸結(jié)果列于表4第3列。其中，是否城投債樣本與上年是否涉事評級機(jī)構(gòu)的交互項系數(shù)cheng_defagency顯著為正，這意味著當(dāng)違約出現(xiàn)后，涉事評級機(jī)構(gòu)對城投債和非城投債的評級存在顯著差異，且對城投的評級顯著高于非城投債。更為重要的是，一次項系數(shù)是否城投債chengtou并不顯著，這意味著對于那些并未涉事的評級機(jī)構(gòu)，對城投債和非城投債的評級并不存在明顯差異。上述實證結(jié)果恰恰揭示了評級機(jī)構(gòu)在結(jié)構(gòu)性違約下的策略性反應(yīng)行為。這是因為，評級機(jī)構(gòu)同時面臨著聲譽和市場份額的雙重約束，而適當(dāng)提高評級是評級機(jī)構(gòu)爭取市場份額的重要手段，更為重要的是在剛性兌付階段，由于債券幾乎沒有違約，評級機(jī)構(gòu)的聲譽成本較低，難以有效約束評級機(jī)構(gòu)的機(jī)會主義行為；然而在結(jié)構(gòu)性打破剛兌之后，以民企為主體的非城投債樣本剛性兌付被打破，而城投企業(yè)的剛性兌付仍然存在(傅鵬等，2020)，這使得評級機(jī)構(gòu)在面對不同發(fā)債主體之時面對著不同的約束，進(jìn)而采取了差異化的評級策略：對于有政府兜底或者較低違約風(fēng)險的城投債而言，評級機(jī)構(gòu)傾向于采取放松標(biāo)準(zhǔn)、提高評級以爭取市場份額；但是對于面臨較大違約風(fēng)險或者說打破剛兌的非城投債而言，評級機(jī)構(gòu)傾向于采取收緊評級標(biāo)準(zhǔn)、降低評級以維護(hù)市場聲譽。

表4 假說三的檢驗：評級機(jī)構(gòu)的差異化評級戰(zhàn)略

(二)考慮內(nèi)生性問題的檢驗

1.假說一的工具變量回歸結(jié)果

由于信用評級本身可能是內(nèi)生的，上述回歸結(jié)果可能并沒有足夠的說服力。本部分引入工具變量緩解上述內(nèi)生性問題。針對假說一的工具變量回歸結(jié)果列于表5。其中1-3列為采用連續(xù)整數(shù)賦值度量的信用評級(rating1)，其對應(yīng)的工具變量為同一評級機(jī)構(gòu)當(dāng)年的平均評級(ivrating1)，可以看到的是工具變量回歸結(jié)果與基準(zhǔn)結(jié)果基本一致，即信用評級與債券發(fā)行利差之間存在顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系，并且這種效應(yīng)不管是經(jīng)濟(jì)顯著性還是統(tǒng)計顯著性均在非城投債更為顯著。4-6列是以是否為AAA評級虛擬變量度量(rating2)的內(nèi)生解釋變量，其對應(yīng)的工具變量為同一評級機(jī)構(gòu)當(dāng)年給AAA評級概率(ivrating2)?；貧w結(jié)果顯示對于全樣本、城投債樣本和非城投債樣本信用評級系數(shù)均顯著為負(fù)，說明獲得AAA評級的確能夠顯著降低企業(yè)債券發(fā)行利差。而且，從回歸系數(shù)的量級上來看，這種作用對于非城投債樣本更為顯著，與基準(zhǔn)回歸結(jié)果一致。

表5 假說一的工具變量回歸結(jié)果

工具變量回歸依賴于工具變量有效性，我們主要從三個維度關(guān)注工具變量有效性。首先為過度識別(Overidentification test)J檢驗，對應(yīng)P值均小于0.01，說明以上回歸方程均不存在過度識別問題；其次為識別不足檢驗(Underidentification test)，LM統(tǒng)計量對應(yīng)P值均小于0.01，說明不存在識別不足問題；最后為弱工具變量檢驗(Weak IV test)，Cragg-Donald Wald F統(tǒng)計量，除城投債樣本外(8)實際上，這一結(jié)果也進(jìn)一步揭示出對于城投債這種政府背書的債券，中介自身的作用和影響力受到大大的削弱。，均大于10%水平下弱工具變量統(tǒng)計量臨界值(Stock-Yogo weak ID test critical values)16.38，說明至少對于全樣本和非城投債樣本來說，不存在弱工具變量問題。

2.假說二的工具變量回歸結(jié)果

針對假說二的工具變量回歸結(jié)果列于表6。其中1-3列為采用工具變量iv_rating1的回歸結(jié)果，4-6列為采用工具變量iv_rating2的回歸結(jié)果，分別對應(yīng)于全樣本、非城投樣本和城投樣本，可以發(fā)現(xiàn)信用評級與打破剛兌交互項系數(shù)rating_after只有在非城投債樣本才顯著為負(fù)，且在兩種工具變量檢驗下得到了類似的結(jié)果，與基準(zhǔn)回歸結(jié)果保持一致。

表6 假說二的工具變量回歸結(jié)果

從工具變量有效性看，仍然不存在過度識別和識別不足問題，弱工具變量檢驗(Weak IV test)顯示，Cragg-Donald Wald F統(tǒng)計量，除第三列城投債樣本外，均大于15%水平下弱工具變量統(tǒng)計量臨界值(Stock-Yogo weak ID test critical values)4.58，說明至少對于全樣本和非城投債樣本來說，工具效果仍然較好。

(三)穩(wěn)健性檢驗

1.假說一至假說三的共同穩(wěn)健性檢驗：更換信用評級度量方式

在基準(zhǔn)回歸當(dāng)中，我們只包含了信用評級為A級及以上的樣本，而低于A評級的債券由于其所占比例較低并未包含其中。為了保證結(jié)果的穩(wěn)健性，在這部分我們把這些剔除的樣本重新納入回歸之中，并重新按等級賦值，其中最高等級AAA賦值為12，最低等級C賦值為1。我們依次對假說一、假說二和假說三進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗?；貧w結(jié)果列于表7，其中，第1-2列為假說一的穩(wěn)健性檢驗；3-5列為假說二的穩(wěn)健性檢驗，且分別對應(yīng)于全樣本、城投債樣本和非城投債樣本；第6列為假說三的穩(wěn)健性檢驗。針對假說一，我們發(fā)現(xiàn)信用評級能夠顯著降低債券發(fā)行利差，而且對于非城投債而言，信用評級對發(fā)行利差的影響更加顯著，與基準(zhǔn)回歸結(jié)果一保持一致；針對假說二，可以看到打破剛兌之后，信用評級對發(fā)行利差的影響作用有所加大，但是這種作用主要體現(xiàn)在非城投債，而對于城投債而言經(jīng)濟(jì)和統(tǒng)計意義均不顯著；針對假說三，可以發(fā)現(xiàn)打破剛兌之后，涉事評級機(jī)構(gòu)對城投債的評級相對非城投債而言明顯提升，而城投債的一次項系數(shù)卻不顯著，意味著此前城投債和非城投債的區(qū)別并不顯著，但是打破剛兌之后評級公司采用了差異化的評級策略，與假說三回歸結(jié)果一致。

表7 更換信用評級度量的穩(wěn)健性檢驗

2.改變樣本區(qū)間的再檢驗

在基準(zhǔn)回歸中，以打破剛兌為標(biāo)志，為保持樣本的對稱性僅僅選取了13-17年的樣本，為進(jìn)一步保證樣本豐富性，我們將樣本時間范圍擴(kuò)大到2002-2017年，即從wind數(shù)據(jù)庫有記錄的企業(yè)債數(shù)據(jù)開始。擴(kuò)容后，樣本量增加到4100多只，比原樣本量增加了700只，我們發(fā)現(xiàn)假說一、假說二和假說三的主要回歸系數(shù)與原基準(zhǔn)回歸保持一致，回歸結(jié)果穩(wěn)健。

表8 改變樣本區(qū)間(2002-2017)的檢驗

五、異質(zhì)性檢驗

1.基于民企、地方國企和中央國企的分類檢驗

首先，我們將樣本分為民營企業(yè)、地方國企和中央國企，進(jìn)行分類回歸檢驗?；貧w結(jié)果列于表9，其中第1-3列核心解釋變量為整數(shù)序列度量的信用評級及其與打破剛兌虛擬變量的交互項，第4-6列為是否AAA評級度量的信用評級及其與打破剛兌虛擬變量的交互項。在兩種度量方式下，我們發(fā)現(xiàn)信用評級對發(fā)行利差的影響在剛兌打破之后僅僅是在民營企業(yè)樣本下才有所強化，而對于地方國有企業(yè)和中央國有企業(yè)的影響均未出現(xiàn)顯著變化。地方國企和中央國企與城投企業(yè)類似都有政府的隱性擔(dān)保因而被市場認(rèn)為沒有違約風(fēng)險，因而難以看到剛兌打破之后其信用評級質(zhì)量出現(xiàn)改善，表現(xiàn)為信用評級與剛兌打破虛擬變量在地方國企和央企樣本中均不顯著，這一實證結(jié)果實際上遵循了與前文相同的邏輯。

表9 基于民企、地方國企和中央國企的分類檢驗

2.基于不同上市場所的異質(zhì)性檢驗

前文的分組如城投債和非城投債、國企與民企實際上遵循的是是否有政府隱性擔(dān)保的分組邏輯，在這里，我們嘗試本質(zhì)上相似而形式上卻不同的分組邏輯——將樣本按照上市場所進(jìn)行分組。當(dāng)前債券上市場所有交易所和銀行間市場，相比較之下，交易所上市的債券市場化程度更高，意味著政府的作用相對更小。因此，當(dāng)打破剛兌以后，對于在交易所發(fā)行上市的債券，信用評級的作用將有所增大，表10的實證結(jié)果驗證了我們的猜想，可以看到對于交易所上市的債券信用評級對發(fā)行利差的影響在打破剛兌之后明顯增大，但銀行間上市的債券則沒有看到顯著的變化。

表10 根據(jù)債券上市場所的分組檢驗

3.基于不同財務(wù)資質(zhì)的異質(zhì)性檢驗

信用評級的核心作用在于緩解資本市場上投資者和融資者之間的信息不對稱問題，從而達(dá)到提高資本市場效率的目的。在前文，我們看到打破剛兌之后，即債券具有違約風(fēng)險時，市場上對于信用評級的依賴性有所加大，表現(xiàn)為信用評級對發(fā)行利差的影響有所擴(kuò)大，而且我們進(jìn)一步看到，對于違約風(fēng)險越高的非城投債，這種作用就越大。那么，一個可能可以推斷的結(jié)果是，打破剛兌之后，對于那些財務(wù)資質(zhì)越差的債券，信用評級對于利差的影響應(yīng)當(dāng)越大。在這部分，我們對這個問題進(jìn)行實證檢驗。根據(jù)上一個回歸，我們發(fā)現(xiàn)打破剛兌之后信用評級對利差的影響主要在民營企業(yè)中有所變化，因此我們在這部分僅考慮民營企業(yè)樣本。我們根據(jù)企業(yè)的roe水平、凈利潤增長率水平和營業(yè)收入增長率水平，分別取其25分位和75分位作為高低兩組，再利用回歸模型2進(jìn)行檢驗，回歸結(jié)果列于表11。結(jié)果顯示，對于低roe組，低凈利潤增長率組和低營業(yè)收入增長率組，在打破剛兌之后，信用評級對這些組的發(fā)行利差影響的確有所增大。這意味著，在控制其他因素相同的條件下，相同信用評級給財務(wù)資質(zhì)更差的企業(yè)會帶來更高的降低成本的效果。

表11 異質(zhì)性檢驗：基于財務(wù)狀況分組

六、結(jié)論與啟示

利用2013-2017年中國信用債市場上公司債和企業(yè)債的數(shù)據(jù)，以2014年爆發(fā)的違約事件作為外生沖擊，本文深入分析了結(jié)構(gòu)性違約出現(xiàn)之后評級效率及信用評級行為的變化，并揭示出政府對債券主體的隱性擔(dān)保導(dǎo)致的信用評級機(jī)構(gòu)效率的削弱和行為的扭曲?？傮w而言，我們有如下發(fā)現(xiàn)：

(1)信用評級與債券發(fā)行利差具有顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系，更為重要的是，對于政府隱性擔(dān)保越弱的債券，信用評級對發(fā)行利差的影響越大；

(2)結(jié)構(gòu)性違約爆發(fā)之后，信用評級對于發(fā)行利差的影響有所增大，并且這種變化呈現(xiàn)結(jié)構(gòu)性差異，即變化主要體現(xiàn)在出現(xiàn)違約的非城投債，而城投債并未出現(xiàn)相應(yīng)變化；

(3)進(jìn)一步研究表明，出現(xiàn)上述情況的原因在于評級機(jī)構(gòu)對于不同類型的債券會采取差異化的評級策略，對于城投債而言，評級機(jī)構(gòu)傾向于采取放寬評級標(biāo)準(zhǔn)，提高評級的策略，對于以民企為主的非城投債而言，評級機(jī)構(gòu)傾向于采取收緊評級標(biāo)準(zhǔn)，降低評級的策略；

(4)此外，打破剛兌之后，對于盈利能力越差的企業(yè)，信用評級對于發(fā)行利差的影響越大。

本論文的研究結(jié)論對于深刻理解政府在資本市場的定位、理解中國資本市場的中介行為和效率具有重要的啟示意義：

其一，“剛性兌付”、“政府兜底”等不僅僅直接影響債券的定價效率，還是信用評級等中介機(jī)構(gòu)發(fā)揮其信息甄別能力的重要障礙，因此堅持破除剛性兌付、加強市場化的改革、努力建立現(xiàn)代化的企業(yè)制度不僅有利于企業(yè)自身的發(fā)展，也有利于資本市場上中介機(jī)構(gòu)的發(fā)展和完善。

其二，應(yīng)當(dāng)看到的是，中國的債券市場已經(jīng)由“剛性兌付”向“打破剛兌”過渡，但需要警惕這種“結(jié)構(gòu)性打破剛兌”可能會帶來一些不利的影響，比如扭曲評級機(jī)構(gòu)行為，加劇資本市場信用分層，推升民企融資成本。