曹文彬，錢 鵬

（江南大學(xué) 商學(xué)院，江蘇 無錫 214122）

一、引言

城投債是指為地方經(jīng)濟和社會發(fā)展籌集資金，由地方政府投融資平臺公司發(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：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)險的信用債收益率和無風(fēng)險國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)濟社會穩(wěn)定，傾向于為城投債兜底。為推動城投債轉(zhuǎn)型，中央政府于2014 年發(fā)布《關(guān)于加強地方政府性債務(wù)管理的意見》（下稱“43號文”），2016 年發(fā)布《地方政府性風(fēng)險應(yīng)急處置預(yù)案》（下稱“88 號文”），旨在規(guī)范債券市場，完善地方債務(wù)管理機制。

現(xiàn)有研究主要考慮了地方政府隱性擔(dān)保對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）對利率的決定依賴于發(fā)行人所在地的經(jīng)濟發(fā)展?fàn)顩r（汪莉和陳詩一，2015）[3]。在明確地方政府對債券利差存在隱性擔(dān)保的基礎(chǔ)上，可流動性資產(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 號文”有效弱化了城投債隱性擔(dān)保問題，政策實施后無擔(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)有研究鮮少從階段式博弈角度考慮轉(zhuǎn)型期間相關(guān)政策對城投債信用利差產(chǎn)生的持續(xù)影響。鑒于此，本研究選取我國2013—2018 年發(fā)行的城投債樣本，以2014 年“43 號文”和2016 年“88 號文”的出臺為分割點，采用雙重差分法研究分割點前后的信用利差是否符合市場預(yù)期、反應(yīng)風(fēng)險動向，采用回歸分析考察“漸進(jìn)式”改革方式是否對城投債轉(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)五個階段，反映出不同時期，政策與市場之間的博弈，體現(xiàn)出國家在引導(dǎo)債券市場健康發(fā)展方面的決心，研究的問題在于，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)時間。

就債券擔(dān)保增信方式而言，存在有擔(dān)保和無擔(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 號文”和“88 號文”為分界點，研究市場對城投債政策變化所作出的反應(yīng)，同時更進(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)無擔(dān)保城投債利差中的作用，在“43 號文”發(fā)布的幾年之中，無擔(dān)保城投債是否呈現(xiàn)出鮮明的階段式特征，未來城投債市場的轉(zhuǎn)型應(yīng)當(dāng)走向何方，本文將采用2013—2018 年的實證材料對以上問題進(jìn)行解釋說明。

（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)保作用的過程，新發(fā)無擔(dān)保城投債如果被市場認(rèn)定為去隱性擔(dān)?；馕吨溱呄蛴谵D(zhuǎn)變?yōu)槠胀ㄆ髽I(yè)債務(wù)，由地方融資平臺償還，信用風(fēng)險上升。為了研究城投債約束政策對新發(fā)城投債整體信用風(fēng)險的影響，本文提出以下假設(shè)：

H1a：“43 號文”系列政策的實施，增大了新發(fā)無擔(dān)保城投債的信用風(fēng)險。

H1b：“43 號文”系列政策的實施，降低了新發(fā)無擔(dān)保城投債的信用風(fēng)險。

“43 號文”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（鐘輝勇等，2016）[8]。如果“43 號文”切實發(fā)揮作用，新發(fā)行無擔(dān)保城投債失去政府隱性擔(dān)保，信用風(fēng)險有所增加，進(jìn)而提高發(fā)行利差。

“88 號文”的出臺拉開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 號文”對于城投債轉(zhuǎn)型的影響表現(xiàn)，本文作出第二個假設(shè)：

H2a：“88 號文”系列政策的出臺，增大了新發(fā)無擔(dān)保城投債的信用風(fēng)險。

H2b：“88 號文”系列政策的出臺，降低了新發(fā)無擔(dān)保城投債的信用風(fēng)險。

三、研究設(shè)計

（一）樣本選取與數(shù)據(jù)來源

為研究城投債轉(zhuǎn)型過程中政策對新發(fā)城投債信用風(fēng)險的影響，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 號文政策效應(yīng)時，選取2013 年1 月至2016 年12 月的債券樣本，研究88 號文系列政策效應(yīng)時，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間節(jié)點。樣本中的城投債信息（包括利率、期限、規(guī)模、發(fā)行人財務(wù)數(shù)據(jù)）、地方政府財政收入、地區(qū)GDP 來自于Wind 數(shù)據(jù)庫，國債到期收益率數(shù)據(jù)來自中國債券信息網(wǎng)。由于地方政府融資平臺從決定發(fā)債到成功發(fā)行，其中需要經(jīng)歷聘請承銷商、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間，因此城投債發(fā)行主體的財務(wù)數(shù)據(jù)和地方政府收入等數(shù)據(jù)采取滯后一期。在剔除地方政府財政缺失、回歸模型控制變量缺失的樣本后，在43 號文實施前后（即2013—2016 年）選取1 206 只城投債數(shù)據(jù)作為樣本，其中無擔(dān)保城投債為741 只，有擔(dān)保城投債為465 只，在88號文實施前后（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”改革方式是否對城投債轉(zhuǎn)型產(chǎn)生階段式影響。研究過程中，構(gòu)造無擔(dān)保城投債組合為實驗組，有擔(dān)保城投債組合為對照組，對比政策實施前后實驗組與對照組之間的差異，來檢驗政策的實施效果。信用風(fēng)險與信用利差呈正相關(guān)關(guān)系，本文選取債券發(fā)行利差來體現(xiàn)新發(fā)債券的信用風(fēng)險，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)范政策實施后的債券市場，P=0 表示規(guī)范政策實施前的債券市場，C×P表示債券分組情況C和政策變量P的交互項，系數(shù)β3反映了政策凈效應(yīng)，如果城投債規(guī)范新政對其發(fā)行利差產(chǎn)生正效應(yīng)，那么β3的符號就顯著為正，如果產(chǎn)生負(fù)效應(yīng)，那么β3的符號就顯著為負(fù)，如果β3不顯著，則說明規(guī)范政策對城投債隱性擔(dān)保問題無顯著影響。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、隨機誤差ε。

變量設(shè)置與說明如表1 所示。

表1 變量設(shè)置與說明

四、實證結(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 號文交互項C×P的系數(shù)為0.243 9，且在1%的水平上顯著為正，表明43號文實施后相較有擔(dān)保城投債，無擔(dān)保城投債的發(fā)行利差顯著提高約24.39 個基點，本文假設(shè)H1a 得到驗證。在城投債規(guī)范政策的影響下，無擔(dān)保城投債的政府隱性擔(dān)保因素減弱，信用風(fēng)險有所提高，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C×P的系數(shù)為0.229 7，在1%的水平上顯著為正，說明43 號文實施后，考慮債券變量、發(fā)債企業(yè)財務(wù)情況、地方政府財務(wù)數(shù)據(jù)和省份、行業(yè)時，相較有擔(dān)保城投債，無擔(dān)保城投債的發(fā)行利差顯著提高約22.97 個基點，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，通過控制固定效應(yīng)并進(jìn)行行業(yè)聚類，得出交互項C×P的系數(shù)為0.243 7，表明2017—2018年，相較于2015—2016 年，無擔(dān)保城投債的發(fā)行利差顯著提高約24.37 個基點。盡管88 號文是在2016 年底出臺，然而對2015—2018 年的城投債數(shù)據(jù)進(jìn)行回歸分析無法說明88 號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號文的持續(xù)效應(yīng)，也可能是43 號文與88 號文的復(fù)合效應(yīng)，無法直接驗證本文的H2a 假設(shè)，還需要從平行趨勢假定中進(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)以及地方人均財政收入等變量的系數(shù)顯著，表明這些因素對新發(fā)城投債利差均有顯著影響，且這一情況在88 號文實施后仍然存在。這一現(xiàn)象體現(xiàn)出地方政府財政狀況依然對城投債產(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

雙重差分法成立的重要前提是實驗組和對照組在政策實施前的變化趨勢一致，因此采用反事實法對其進(jìn)行穩(wěn)健性分析，以檢驗其是否符合“平行趨勢假定”。具體操作方法如下：將政策虛擬變量提前一年，而現(xiàn)實中政策并沒有真正出臺，若此時交互項系數(shù)顯著，說明對于實驗組和對照組存在其他變量影響其變動趨勢，上文中的實證分析結(jié)果缺乏穩(wěn)健性。

1.對于43 號文政策效應(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日實施，設(shè)定P1 為新的政策變量，P1 為0 表示虛擬政策實施前，P1 為1 表示虛擬政策實施后，結(jié)果如表3 所示。交互項C×P1 的系數(shù)不顯著，說明在43號文系列政策實施前，無擔(dān)保城投債和有擔(dān)保城投債保持相同的變動趨勢，符合“平行趨勢假定”，關(guān)于43 號文政策效應(yīng)的實證分析結(jié)果穩(wěn)健。

表3 43 號文系列政策的穩(wěn)健性檢驗（簡表）

2.研究88 號文政策效應(yīng)時，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日實施，設(shè)定P2 為新的政策變量，P2 為0 表示虛擬88 號文政策實施前，P2 為1 表示虛擬政策實施后，結(jié)果如表4 所示，交互項C×P2 的系數(shù)均不顯著，說明在88 號文系列政策實施前，無擔(dān)保城投債和有擔(dān)保城投債保持相同的變動趨勢，符合“平行趨勢假定”，關(guān)于88 號文政策效應(yīng)的實證分析結(jié)果穩(wěn)健。這一結(jié)果說明43 號文政策效應(yīng)在后續(xù)年份中有所減弱，考慮監(jiān)管政策從2015 年開始有所緩和，“國辦發(fā)〔2015〕40 號”文件和“發(fā)改委1327 號”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，實證結(jié)果與現(xiàn)實情況相符，證實了結(jié)果的有效性和穩(wěn)健性。

表4 88 號文系列政策的穩(wěn)健性檢驗（簡表）

五、結(jié)論與政策建議

為考察城投債市場的發(fā)展、探究隱性擔(dān)保在城投債轉(zhuǎn)型過程中扮演的角色，本文選取2013—2018年發(fā)行的債券，將市場認(rèn)為存在隱性擔(dān)保的無擔(dān)保城投債作為實驗組，將同期發(fā)行的有擔(dān)保城投債作為對照組，采用雙重差分法進(jìn)行回歸分析，檢驗城投債轉(zhuǎn)型過程中政府出臺的43 號文系列政策和88號文系列政策是否對債券市場有效規(guī)制。實證研究得出以下結(jié)論：（1）43 號文系列規(guī)范政策有效限制了隱性擔(dān)保的影響，在政策實行后新發(fā)無擔(dān)保城投債的平均發(fā)行利差較政策實行前提高了22.97 個基點；（2）88 號文系列政策在43 號文系列政策的基礎(chǔ)上，進(jìn)一步限制隱性擔(dān)保的作用，新政策實施后無擔(dān)保城投債平均利差較實施前提高了24.37 個基點；（3）地方政府財政狀況對新發(fā)無擔(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、各級政府之間的責(zé)任，切實貫徹43號文和88 號文的相關(guān)要求，逐步減少地方政府對城投平臺的干預(yù)，剝離隱性擔(dān)保的影響。此外，推動地方政府財政預(yù)算信息公開透明化，內(nèi)部監(jiān)管與外部監(jiān)管并行，引導(dǎo)我國城投債市場的良性發(fā)展。

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