宏觀經(jīng)濟(jì)變量對不同信用級別企業(yè)債信用利差影響的分析

摘要：本文主要定量分析宏觀經(jīng)濟(jì)變量對不同信用級別企業(yè)債信用利差的影響，以期對企業(yè)債投資分析與實(shí)務(wù)提供參考。本文研究表明，宏觀經(jīng)濟(jì)變量對信用利差走勢的解釋力整體偏低。本文認(rèn)為，目前影響企業(yè)債信用利差的主要因素可能是債券在二級市場的流動性。

關(guān)鍵詞：宏觀經(jīng)濟(jì)變量 信用利差 定量分析

信用利差的含義及影響因素

信用利差（Credit Spread，CS）是具有違約風(fēng)險的信用債與無違約風(fēng)險債券收益率之間的差額，一般認(rèn)為國債不存在違約風(fēng)險，因此，信用利差可以理解為信用債收益率與國債收益率之差。

從理論上講，信用利差存在的根本原因是債券存在違約風(fēng)險，而宏觀經(jīng)濟(jì)形勢變化對債券的違約率起重要作用。Giesecke et al.（2011）研究結(jié)果顯示，在1866-2008年的150年間，股票收益率、股票收益波動率、GDP增長率對違約率具有較強(qiáng)的預(yù)測作用。一般而言，經(jīng)濟(jì)低迷時，債券發(fā)行人的盈利能力及現(xiàn)金流一般會減少，其償債能力下降，違約風(fēng)險增加；投資者資產(chǎn)組合也會根據(jù)市場風(fēng)險情況進(jìn)行重新配置，不考慮風(fēng)險偏好的變化，一般會增加低風(fēng)險、高流動性資產(chǎn)配置，即投資者資產(chǎn)組合向“質(zhì)量”及“流向性”轉(zhuǎn)移（flight-to-quality and flight-to-liquidity）。因此，經(jīng)濟(jì)低迷時，信用利差有擴(kuò)大的趨勢；相反，在經(jīng)濟(jì)擴(kuò)張、商業(yè)交易蓬勃發(fā)展時，信用利差會縮小。

但是，即便是美國，違約風(fēng)險對信用利差的解釋力也不強(qiáng)。Giesecke et al.（2011）發(fā)現(xiàn)，長期而言，信用利差大致是違約損失的兩倍，并且，信用利差沒有根據(jù)實(shí)現(xiàn)的違約率進(jìn)行調(diào)整。Huang and Huang（2012）指出，當(dāng)校準(zhǔn)違約率及回收率（recovery rate）后，傳統(tǒng)結(jié)構(gòu)模型在解釋投資級及以上債券的信用利差方面仍然存在較大困難。

由于截至目前國內(nèi)信用債沒有出現(xiàn)事實(shí)上的違約，因此在債券投資實(shí)務(wù)中，往往根據(jù)宏觀經(jīng)濟(jì)形勢（如GDP增速、市場資金面狀況等）來判斷信用利差的走向。然而，今年6月份以來，信用利差走勢超過市場的普遍預(yù)期。經(jīng)歷6月份“錢荒”之后，市場資金利率中樞整體上行，刺激性經(jīng)濟(jì)政策出臺的可能性不大，經(jīng)濟(jì)增長中樞下移已成為市場的共識，并且當(dāng)時企業(yè)債、中票和短融的信用利差整體處于歷史相對低位，因此，從邏輯上講，信用利差會擴(kuò)大。但是，從事后的角度看，信用利差直至9月份才開始上升（見圖1），特別是中低評級信用利差的上升比預(yù)期來得更晚一些；而且，截至9月底，除1年期品種外，中票和短融的信用利差基本都處于50%的分位數(shù)水平之下（即小于歷史均值），而企業(yè)債信用利差分位數(shù)最高也僅為64%（即略高于歷史平均水平，見表1）。

準(zhǔn)確判斷信用利差走勢是債券精細(xì)化投資的基礎(chǔ)，但是從目前投資實(shí)務(wù)看，定性分析較多而定量分析較少，因此本文嘗試從定量角度來分析宏觀經(jīng)濟(jì)變量對企業(yè)債信用利差的影響。

圖1 企業(yè)債信用利差維持相對低位

資料來源：Wind資訊

（編輯注：圖例后的“3年”后都加上“期”）

表1 企業(yè)債、中票和短融信用利差分位數(shù)水平（截至2013年9月30日）

品種1年期3年期5年期7年期

AAA企業(yè)債88%60%55%61%

AA+企業(yè)債88%62%58%64%

AA企業(yè)債88%62%60%59%

AAA中票和短融89%51%40%36%

AA+中票和短融86%48%38%35%

AA中票和短融88%54%47%18%

數(shù)據(jù)來源：Wind資訊

變量選取和數(shù)據(jù)描述

雖然微觀層面的債券流動性1、提前贖回或回售權(quán)、違約率及回收率等因素均是影響債券定價的重要變量，但是考慮到數(shù)據(jù)的可得性及中國債券市場實(shí)質(zhì)上違約事件沒有出現(xiàn)等實(shí)際因素，本文在分析企業(yè)債券信用利差變化時，所選擇的變量均為宏觀經(jīng)濟(jì)變量。

借鑒Collin， et al.（2001）等的研究，本文選擇七個指標(biāo)對信用利差變化進(jìn)行分析：消費(fèi)者物價指數(shù)（CPI）、相同期限的國債收益率（GB）、狹義貨幣供給的對數(shù)Ln（M1）、國債收益率曲線的斜率（Slope）、上證綜合指數(shù)收益的年化波動率（Volatility）、上證綜合指數(shù)年化收益率（Stock_return）以及銀行間7天質(zhì)押式回購利率（R007）。其中，國債收益率曲線的斜率根據(jù)國內(nèi)外文獻(xiàn)的普遍做法，以10年期國債收益率減去3年期國債收益率計算得出；上證綜合指數(shù)年化波動率為歷史波動率，基于25個日收益率變化的日標(biāo)準(zhǔn)差，使用250天年化日收益率標(biāo)準(zhǔn)差；債券收益率均為銀行間固定利率債券到期收益率；考慮到數(shù)據(jù)結(jié)構(gòu)的一致性，各變量均取用月度數(shù)據(jù)，其中GB、Slope、Volatility、Stock_return以及R007取月度均值。樣本債券為AAA、AA+及AA三個不同信用等級的企業(yè)債，債券期限為收益率曲線上1年、3年、5年以及7年等關(guān)鍵期限2。樣本時間區(qū)間：AAA級企業(yè)債為2006年3月至2013年9月，AA+級企業(yè)債為2007年11月至2013年9月，AA級企業(yè)債為2007年6月至2013年9月。所有數(shù)據(jù)均來自Wind資訊數(shù)據(jù)庫，或根據(jù)Wind資訊相關(guān)數(shù)據(jù)計算得出。

實(shí)證分析

由于Ln（M1）等時間序列數(shù)據(jù)是非平穩(wěn)的，本文采用變量的一階差分表示宏觀經(jīng)濟(jì)變量變化對信用利差變化的影響。對一階差分后的數(shù)據(jù)分別進(jìn)行ADF檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)在1%的顯著性水平下序列不存在單位根，即時間序列是平穩(wěn)的。因此，可建立如下回歸模型：

式中：CS表示信用利差，t表示月度。

對樣本區(qū)間內(nèi)的AAA、AA+、AA三個不同評級的品種分別進(jìn)行回歸，結(jié)果顯示，對于AAA、AA+級企業(yè)債而言， Durbin-Watson統(tǒng)計量位于1.5至1.9區(qū)間內(nèi)，即殘差不存在顯著的一階自相關(guān)，回歸模型和回歸結(jié)果（見表2和表3）是有效的；但是對于AA級企業(yè)債而言，Durbin-Watson統(tǒng)計量顯示存在一階自相關(guān)，在回歸模型中加入被解釋變量的一階滯后項（）后，重新回歸的結(jié)果（見表4）顯示，殘差不存在顯著的一階自相關(guān)，因此，AA級企業(yè)債信用利差的回歸模型調(diào)整為：

表2 AAA級企業(yè)債信用利差變化

指標(biāo)名稱1年期3年期5年期7年期

C0.002841

（0.8787）-0.001843

（0.9072）-0.006320

（0.7153）-0.004866

（0.7572）

△GB-0.357330

（0.0013）***-0.196774

（0.0231）**-0.221494

（0.0083）***-0.158354

（0.0472）**

△CPI0.055175

（0.0292）**0.063832

（0.0029）***0.059715

（0.0104）**0.042566

（0.0425）**

△Ln（M1）0.747327

（0.3433）0.893076

（0.1849）1.206027

（0.1019）1.043288

（0.1196）

△Slope-0.504845

（0.0109）**-0.157946

（0.3043）-0.289356

（0.0466）**-0.276369

（0.0283）**

△Volatility-0.265385

（0.2754）-0.313560

（0.1320）-0.452608

（0.0481）**-0.561596

（0.0075）***

△Stock_return0.140189

（0.3719）0.140582

（0.3087）0.135780

（0.3699）0.225355

（0.1031）

△R0070.018555

（0.3917）-0.014503

（0.4225）-0.017215

（0.3848）-0.022419

（0.2138）

Adjusted R-squared0.09690.10800.12420.1357

注：1.表中括號內(nèi)數(shù)值表示對應(yīng)系數(shù)的p值，下同；

2.***代表顯著水平為1%；**代表顯著水平為5%；*代表顯著水平為10%，下同。

表3 AA+級企業(yè)債信用利差變化

指標(biāo)名稱1年期3年期5年期7年期

C0.009959

（0.6852）0.006773

（0.7275）0.000189

（0.9928）-0.002180

（0.8975）

△GB-0.313129

（0.0323）**-0.088097

（0.4322）-0.209864

（0.0461）**-0.165263

（0.0731）*

△CPI0.080101

（0.0169）**0.067065

（0.0108）**0.041269

（0.1374）0.018763

（0.4024）

△Ln（M1）0.549378

（0.5867）0.635268

（0.4277）0.615818

（0.4729）0.616700

（0.3773）

△Slope-0.458983

（0.0889）*-0.140175

（0.4978）-0.381495

（0.0400）**-0.328772

（0.0209）**

△Volatility-0.182062

（0.6226）-0.099722

（0.7379）-0.437302

（0.1712）-0.564595

（0.0319）**

△Stock_return0.187302

（0.3831）0.209744

（0.2167）0.133031

（0.4641）0.267364

（0.0730）*

△R007-0.002346

（0.9378）-0.046851

（0.0485）**-0.031653

（0.2125）-0.024881

（0.2269）

Adjusted R-squared0.05380.07790.03490.0774

表4 AA級企業(yè)債信用利差變化

指標(biāo)名稱1年期3年期5年期7年期

C0.012168

（0.6327）-0.001388

（0.9434）-0.002002

（0.9226）-0.000141

（0.9936）

△GB-0.264611

（0.0840）*-0.117743

（0.2934）-0.254370

（0.0139）**-0.156635

（0.1033）

△CPI0.045775

（0.1755）0.049854

（0.0526）*0.025986

（0.3346）0.014435

（0.5288）

△Ln（M1）-0.030566

（0.9767）1.058170

（0.1886）0.798381

（0.34420.600122

（0.4060）

△Slope-0.329954

（0.2424）-0.124338

（0.5412）-0.396290

（0.0265）**-0.318864

（0.03260）**

△Volatility-0.510657

（0.1830）-0.190397

（0.5122）-0.591259

（0.0554）*-0.544234

（0.0420）**

△Stock_return0.410969

（0.0651）*0.420351

（0.0146）**0.286447

（0.1077）0.407132

（0.0092）***

△R0070.055034

（0.0676）*-0.018476

（0.3971）-0.027183

（0.2424）-0.023273

（0.2422）

△CSt-10.540881

（0.0000）***0.510139

（0.0000）***0.338231

（0.0022）***0.355058

（0.0012）***

Adjusted R-squared0.27280.29020.18380.2263

從回歸結(jié)果得到以下幾方面的結(jié)論：

（1）宏觀經(jīng)濟(jì)變量對信用利差走勢的解釋力整體偏低。從表2、表3可以看出，所選變量變化對AAA、AA+級企業(yè)債收益率變化的調(diào)整擬合優(yōu)度最高僅為13%左右；而對于AA級企業(yè)債而言，在加入一階滯后項后，調(diào)整擬合優(yōu)度也低于30%。這與國外實(shí)證研究結(jié)論具有一致性，如Collin， et al.（2001）等發(fā)現(xiàn)美國宏觀層面經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)也僅能解釋25%左右的信用利差變化。

（2）國債收益率變化、國債收益率曲線斜率變化的回歸系數(shù)顯著為負(fù)。國債收益率變化與信用利差變化呈反向關(guān)系，這個結(jié)論與Collin， et al.（2001）、黃文濤（2012）等的經(jīng)驗(yàn)發(fā)現(xiàn)一致。國債收益率曲線斜率增加將提高未來短期利率的預(yù)期，導(dǎo)致信用利差縮小；同時，收益率曲線斜率的降低可能意味著經(jīng)濟(jì)將走軟，企業(yè)債券在經(jīng)濟(jì)衰退時違約回收率將下降。因此，從理論上講，國債收益率曲線斜率增加將降低信用利差，本文研究結(jié)論與理論分析一致。

（3）股市變化對較低評級的AA級企業(yè)債、中長期債券信用利差影響更為明顯，可能與跨市場資金風(fēng)險偏好相對較強(qiáng)有關(guān)。股指收益率的回歸系數(shù)為正，特別是對較低評級的AA級企業(yè)債有顯著影響，表明當(dāng)股市走弱時，資金可能從股市分流向債市，從而出現(xiàn)股債“蹺蹺板效應(yīng)”，并且這些資金可能主要投資于風(fēng)險相對較高的債券。股市波動率的回歸系數(shù)為負(fù)，并且對5年、7年期債券信用利差變化的影響在5%的顯著性水平下顯著。股市波動率越高，顯示股市的風(fēng)險較大，出于避險目的，市場對債券（特別是中長期債券）的需求增加，信用利差縮小。由于AA級企業(yè)債、中長期債券的風(fēng)險相對較大，而回歸結(jié)果表明從股市流出的資金對這些券種收益率影響更為明顯，估計與跨市場資金風(fēng)險偏好相對較強(qiáng)有關(guān)。

（4）CPI的回歸系數(shù)為正，并對AAA級企業(yè)債信用利差在5%的顯著水平下有顯著影響。CPI對信用利差的影響主要是通過消費(fèi)、投資、利率和投資者對未來的預(yù)期實(shí)現(xiàn)的。CPI上揚(yáng)會增加消費(fèi)支出，投資者投資策略趨于保守，對相同風(fēng)險水平的資產(chǎn)會要求更高的溢價補(bǔ)償，并且對企業(yè)債的需求下降，信用利差增大。

（5）AA級企業(yè)債信用利差一階滯后項的回歸系數(shù)在1%的顯著性水平下顯著，表明其信用利差變化具有一定的慣性。

結(jié)語

囿于學(xué)識水平，本文沒有對稅收、債券供給以及微觀層面的企業(yè)經(jīng)營狀況等因素進(jìn)行研究；從技術(shù)層面講，樣本區(qū)間內(nèi)可能存在某些因素（如投資者的風(fēng)險偏好發(fā)生變化等）導(dǎo)致回歸系數(shù)發(fā)生結(jié)構(gòu)性突變，從而降低了對信用利差的解釋能力。

而且，從國外信用利差理論與實(shí)證研究的趨勢看，債券流動性風(fēng)險越來越受到重視。從美國次貸危機(jī)演變過程看，債券市場流動性惡化使得許多金融企業(yè)融資發(fā)生困難，反過來加劇了信用風(fēng)險，因此，債券流動性風(fēng)險與信用風(fēng)險相互影響。

筆者認(rèn)為，由于國內(nèi)債市尚未有違約事件的發(fā)生，并且，短期內(nèi)系統(tǒng)性違約風(fēng)險發(fā)生的可能性仍然不大，因此，通過對部分宏觀經(jīng)濟(jì)變量的預(yù)測來判斷企業(yè)債收益率走勢，進(jìn)而指導(dǎo)債券投資實(shí)踐可能存在一定的偏頗。目前影響信用利差的主要因素可能是債券在二級市場的流動性，而這與市場的資金成本、機(jī)構(gòu)的杠桿率以及風(fēng)險偏好等有關(guān)，短期內(nèi)信用利差大幅走高的可能性不大。長期而言，信用債違約是必然事件，但是信用利差是否趨勢性上漲仍然面臨較大的不確定性。

注：1.本文所指債券流動性，是指微觀層面的與債券自身買賣難易程度及買賣價格相關(guān)的流動性，區(qū)別于宏觀層面的與資金面相關(guān)的市場流動性。相對于國債而言，信用債的流動性較差，因此，信用利差一方面反映信用風(fēng)險，另一方面也是對低流動性的補(bǔ)償。目前，評估債券流動性的指標(biāo)有債券收益率波動性、收益率買賣價差、對數(shù)價格變化的協(xié)方差等。

2.考慮到7年期以上（如8年期、9年期……）的品種無論是發(fā)行量還是成交量均稀少，本文沒有對7年期以上的品種進(jìn)行分析。

作者單位：順德農(nóng)商銀行

責(zé)任編輯：羅邦敏 劉穎

參考文獻(xiàn)：

[1]黃文濤. 信用利差和國債收益率相關(guān)性研究——以中美兩國為例[J]. 債券， 2012（12）：19-25.

[2]Collin-Dufresne， P.， R. Goldstein， and S. Martin. The Determinants of Credit Spread Changes[J]. Journal of Finance， 2001，56（6）：1927-1957.

[3]Giesecke， K.， F. Longstaff， S. Schaefer， and I. Strebulaev. Corporate Bond Default Risk： A 150-year Perspective[J]. Journal of Financial Economics， 2011（102）：233-250.

[4]Huang， Jing-zhi， Ming Huang. How Much of the Corporate-Treasury Yield Spread Is Due to Credit Risk？[J]. Review of Asset Pricing Studies， 2012， 2（2）：153-202.

[5]Longstaff， F.A， S. Mithal， and E. Neis. Corporate Yield Spreads： Default Risk or Liquidity？ New Evidence from the Credit Default Swap Market[J]. Journal of Finance， 2005， 60（5）：2213-2253.