我國企業(yè)債信用利差影響因素實證檢驗

摘要：本文對影響企業(yè)債信用利差的宏觀因素進行了實證分析，結(jié)果表明，宏觀因素對信用利差的影響較大，并且同時存在短期和長期影響。

關(guān)鍵詞：信用利差 協(xié)整檢驗 ADL-ECM模型 滯后效應

自1981年恢復發(fā)行債券以來的30年間，我國債券業(yè)務迅速發(fā)展，債券數(shù)量達到6419只，發(fā)行總額達到28萬億元。其中，國債以及金融債發(fā)行總額分別達到8萬億及9萬億元，而企業(yè)債發(fā)展也毫不遜色，發(fā)行總額居所有類型債券的第四位，達到2萬多億元。從發(fā)達國家的經(jīng)驗來看，我國企業(yè)債的發(fā)展空間還非常巨大。與國債和金融債相比，企業(yè)債信用風險較大，且參差不齊，因而如何對企業(yè)債券進行準確定價成為人們關(guān)注的問題。企業(yè)債券定價最關(guān)鍵的問題是準確判斷企業(yè)債的收益率要有多高才足以彌補其信用風險，即合理確定信用利差，因而確定信用利差的影響因素就顯得尤為重要。

信用利差的影響因素分析

總體來講，信用利差的影響因素包括兩個方面，即宏觀因素和個體性因素。宏觀因素即影響信用利差的市場性因素，而個體因素則主要指企業(yè)層面的微觀因素。對于企業(yè)債而言，宏觀經(jīng)濟環(huán)境是影響其利差的重要因素，例如通脹水平的高低直接影響了投資者對于投資策略的選擇，若通脹水平上升，投資者則會要求更高的溢價補償。而從企業(yè)層面來講，企業(yè)所處的行業(yè)，以及企業(yè)的資產(chǎn)規(guī)模、資產(chǎn)結(jié)構(gòu)、盈利能力和償債能力等都直接影響著企業(yè)未來的發(fā)展，因而這些個體性因素同樣會對信用利差產(chǎn)生影響。信用利差在時間序列上的變化主要受宏觀因素而非企業(yè)層面因素影響，因而在分析信用利差的時間序列影響因素時，本文主要研究宏觀因素對信用利差的影響。

（一）變量及指標選取

1.消費者物價指數(shù)（CPI）

CPI是衡量通貨膨脹水平的重要指標。如果通貨膨脹水平上升，不僅會增加消費支出，同時會影響市場利率，進而導致投資者要求更高的溢價補償，使信用利差擴大。

2.采購經(jīng)理指數(shù)（PMI）

從理論來看，當經(jīng)濟發(fā)展勢頭較好時，人們對經(jīng)濟形勢會有良好的預期，進而對證券需求擴大，導致信用利差縮小。而另一方面，由于股票市場與債券市場的“蹺蹺板效應”，經(jīng)濟形勢較好時，股票市場繁榮，客觀上會導致債券價格降低，進而擴大信用利差。所以，經(jīng)濟發(fā)展形勢對利差的影響是在綜合上述兩方面的情況下形成的。反映經(jīng)濟形勢最好的指標即為國內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP），然而我國目前僅公布季度和年度GDP，從數(shù)據(jù)可得性上考慮，本文選取PMI作為替代變量。PMI是通過對采購經(jīng)理的月度調(diào)查匯總而來的指數(shù)，通常是經(jīng)濟監(jiān)測的先行指標，該指數(shù)反映了經(jīng)濟總體情況和總變化趨勢，可作為GDP的替代變量。

3.國債到期收益率

根據(jù)Merton的結(jié)構(gòu)化模型，企業(yè)債務可以看做持有無風險資產(chǎn)以及賣出一份以企業(yè)資產(chǎn)價值為標的的看跌期權(quán)構(gòu)成的資產(chǎn)組合。無風險利率通過影響期權(quán)價值，從而影響公司債券的價值，進而影響其收益率。在我國，國債沒有信用風險，因而以1年期國債到期收益率來替代無風險利率。

4.股票市場指數(shù)

股票市場指數(shù)是反映股票行情變動情況的指數(shù)，投資者可根據(jù)其升降來判斷股價的變動趨勢。股票市場回報的增加一方面相對降低企業(yè)負債率，縮小信用利差，另一方面吸引更多資金進入股票市場，進而使信用債券投資者會要求更高的風險溢價補償，擴大信用利差。

5.貨幣供應量

M1作為反映宏觀貨幣流動性的主要指標，能很好地反映未來物價上漲的潛在壓力，通常若央行實行寬松的貨幣政策，前期M2的增速會高于M1的增速，隨后M1會開始快速增長并導致通貨膨脹水平的上升，進而擴大信用利差。

6.收益率曲線斜率

收益率曲線的斜率會隨經(jīng)濟周期而發(fā)生變化，通常由于短期利率低于長期利率，所以收益率曲線斜率為正。收益率曲線斜率的變化能反應未來短期利率的走勢，并且預示著經(jīng)濟形勢的變化。收益率曲線斜率增大意味著經(jīng)濟將走強，信用利差可能縮小，而斜率變小意味著經(jīng)濟將走弱，信用利差可能擴大（上述各指標符號見表1）。

表1 各指標符號

指標指標名稱符號

△cpi消費價格指數(shù)變化+

△pmi制造業(yè)采購經(jīng)理指數(shù)變化-/+

△si股票市場指數(shù)變化-/+

△rate1年期國債收益率變化-

△m1貨幣供給量變化+

△slope收益率曲線斜率變化-

（二）樣本選取

截至2013年5月，我國所有已發(fā)行的企業(yè)債中，AAA級企業(yè)債余額占比高達79.02%，從發(fā)行數(shù)量來看，AAA級企業(yè)債已發(fā)行611只，所占比重最大，為40.65%，其中5年期AAA級企業(yè)債占比較大，因而本文選取銀行間市場交易的5年期AAA級企業(yè)債進行研究，信用利差即為銀行間市場5年期AAA級企業(yè)債收益率與相應期限國債收益率的差值。CPI、PMI月度數(shù)據(jù)均來自國家統(tǒng)計局網(wǎng)站；M1月度數(shù)據(jù)來自中國人民銀行網(wǎng)站；股票市場指數(shù)來自聚源數(shù)據(jù)庫，該指數(shù)為日數(shù)據(jù)，將其取均值后得到月均指數(shù)（si）；根據(jù)無風險利率選取的三個觀點之一，本文選取與樣本對應的1年期國債到期收益率的月度數(shù)據(jù)（rate），收益率曲線斜率用我國30年期與1年期國債到期收益率之差來代替（slope），數(shù)據(jù)來自聚源數(shù)據(jù)庫。所有數(shù)據(jù)樣本時間為2008年3月至2013年3月。

（三）模型選擇及檢驗結(jié)果

1.時間序列平穩(wěn)性檢驗

由于引入計量模型的時間序列要求具有平穩(wěn)性，對非平穩(wěn)序列直接建立回歸模型可能產(chǎn)生偽回歸問題，因此本文首先對所有序列進行ADF單位根檢驗。同時，為消除異方差對模型結(jié)果的影響，本文將除CPI以外的所有變量取對數(shù)處理，CPI由于存在負值，進行對數(shù)處理可能會對模型產(chǎn)生較大影響，因而不作處理。ADF檢驗結(jié)果表明，各變量時間序列均為一階單整，可能存在協(xié)整性。

2.協(xié)整檢驗

雖然上述變量均為一階單整時間序列，但其組合可能是平穩(wěn)的，即這些變量之間可能存在長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。由于本文包含多個變量，因而選用多變量框架下的Johanson協(xié)整檢驗方法來確定各序列之間的協(xié)整關(guān)系，即確定信用利差與各變量之間是否存在長期均衡關(guān)系。協(xié)整結(jié)果顯示各變量之間確實存在協(xié)整關(guān)系，并得到如下協(xié)整關(guān)系式：

由于誤差修正模型（ECM）既能描述變量長期關(guān)系，也可以描述變量短期關(guān)系，既可研究信用利差與各因素之間的靜態(tài)關(guān)系，也可研究其動態(tài)效應，此外，誤差修正模型也不存在多重共線性問題，因而本文考慮建立ECM模型。在簡單線性回歸的基礎(chǔ)上，筆者發(fā)現(xiàn)模型存在滯后項，且本文選取的樣本容量較小，因而綜合上述考慮決定建立自回歸分布滯后誤差修正模型（ADL-ECM模型）。

3.建立ADL（1，6，1）模型

模型基本形式為：

回歸結(jié)果顯示，在5%的顯著性水平下，cpi及其一階滯后項，lm1及其一階滯后項，lpmi的一階滯后項，lsi及其一階滯后項，lslope的一階滯后項均未通過t檢驗，筆者根據(jù)未通過t檢驗的變量的P值由大到小逐個進行剔除。由于考慮到ADL模型中有對長期關(guān)系的表示，不能剔除最高滯后階數(shù)變量和常數(shù)項，因而本文保留了未通過t檢驗的一階滯后變量，重新進行回歸得到如表2所示。

表2 信用利差影響因素回歸結(jié)果

變量回歸系數(shù)標準差t 統(tǒng)計量P值

C-13.095494.732782-2.7669760.0092

lcs（-1）0.5811550.1128935.1478380.0000

cpi（-1）0.0044020.0146970.2995490.7664

lm1（-1）0.3383650.1680862.0130470.0523

lpmi1.8449160.7191772.5653160.0150

lpmi（-1）-0.1791200.723397-0.2476100.8060

lrate-0.6085860.200453-3.0360530.0047

lrate（-1）0.4260760.1835882.3208330.0266

lsi（-1）0.3513290.1326372.6488000.0123

lslope-0.3389130.150826-2.2470530.0314

lslope（-1）0.0768260.1587380.4839780.6316

整理得到ADL（1，6，1）模型： t：（5.1478） （0.2995） （2.0130） （2.5653） （-0.2476） （-3.0361）

（2.3208） （2.6488） （-2.2471） （0.4840） （-2.7670）

說明自變量對因變量信用利差的解釋程度達到78.46%，相比其他研究模型中不到0.5的，本文模型精度較高，擬合程度較好。模型建立后，本文分別使用LM和ARCH-LM檢驗方法對模型進行了殘差自相關(guān)檢驗和異方差檢驗，其伴隨概率均大于相應5%的顯著性水平，可認為模型殘差不存在自相關(guān)，且模型也通過了異方差檢驗。

模型建立后，須對模型殘差序列進行單位根檢驗，以確定是否為白噪聲過程。如果不是白噪聲過程，則說明殘差序列中含有規(guī)律性的變化因素沒有以解釋變量的形式包含在估計的模型中，可能模型丟失了重要解釋變量，也可能是模型形式設定不正確。殘差檢驗結(jié)果表明此ADL模型殘差為白噪聲過程。

4.建立ECM模型

根據(jù)上述ADL（1，6，1）模型，ECMt-1的抽象表達式為：

根據(jù)上述表達式進行LS估計，并對其殘差進行Q統(tǒng)計量檢驗，以確保模型殘差已不存在各階自相關(guān)，模型估計式及殘差Q統(tǒng)計量檢驗結(jié)果表明殘差不存在自相關(guān)，模型是可信的。

t：（-3.7101） （0.2995） （2.0130） （2.5653） （2.2821）

（-3.0361） （-1.4196） （2.6488） （-2.2471） （-1.6915） （-2.7669）

將模型改寫為標準ECM模型為：

（編輯注：上公式中的中括號“[ ]”改為小括號“（ ）”）

上述ADL-ECM模型中既包含了各宏觀因素對信用利差的短期影響，同時還包含了長期均衡關(guān)系：

主要結(jié)論

通過上述研究，本文得出以下結(jié)論：

一是本文所選的宏觀因素對信用利差不僅存在短期影響，同時還存在長期影響。其中，采購經(jīng)理指數(shù)、無風險利率及國債收益率斜率對信用利差存在短期影響，而CPI、貨幣供應量、股票市場指數(shù)、采購經(jīng)理指數(shù)、無風險利率及收益率斜率均對信用利差存在長期影響。CPI反映了通貨膨脹水平，理論上會通過影響居民的消費支出進而影響對債券的投資，最終影響到信用利差。本文研究結(jié)果表明，CPI對信用利差的影響并不會在短期中表現(xiàn)出來，而是通過滯后效應在長期中對信用利差產(chǎn)生影響。貨幣供應量反映了市場流動性水平，其增加會導致通貨膨脹潛在壓力加大，當寬松的貨幣政策導致M2快速增長，進而導致M1快速增長和較高的通脹率時，信用利差會擴大。因而M1對信用利差的影響也是在長期中表現(xiàn)出來的，并不存在短期效應。股票市場指數(shù)、采購經(jīng)理指數(shù)及收益率曲線斜率均反映經(jīng)濟運行狀況。長期來看，股票市場指數(shù)和采購經(jīng)理指數(shù)與信用利差呈正相關(guān)關(guān)系；而收益率斜率及無風險利率則表現(xiàn)出負相關(guān)關(guān)系，根據(jù)Merton的結(jié)構(gòu)化利率，無風險利率上升會導致公司債券價值降低，收益率上升，企業(yè)債買盤大于國債買盤，進而呈現(xiàn)出企業(yè)債收益率上升幅度小于國債收益率上升幅度，從而縮小信用利差。收益率曲線斜率的上升可能意味著經(jīng)濟走強，從而縮小信用利差。

二是CPI、PMI、M1、無風險收益率、收益率斜率對信用利差存在一階滯后影響，且前一期信用利差同時也會對后一期信用利差產(chǎn)生影響。此外，CPI、股票市場指數(shù)對信用利差的影響僅表現(xiàn)為一階滯后影響。

三是從對信用利差影響的方向來看，CPI、PMI、M1及股票市場指數(shù)對信用利差均為正向影響，即隨著這幾個變量數(shù)值的上漲，信用利差將會擴大；而無風險利率和收益率斜率對信用利差的影響則為反向，即無風險利率越高，收益率斜率越大，信用利差越小，基本與預期相符。PMI系數(shù)為正，表明當經(jīng)濟發(fā)展勢頭良好時，股市與債市的“蹺蹺板效應”引起的對債券信用利差的擴大程度大于對債券需求增加引起的信用利差縮小程度。一個合理的解釋是由于我國債券市場尚不發(fā)達，而股市發(fā)展時間更長，比債市成熟，當經(jīng)濟形勢變好時，雖然會增加對證券的需求，但流入股市的資金量會多于債市，導致對債券的需求相對縮小，進而引起債券信用利差擴大。

四是從影響程度大小來看，PMI回歸系數(shù)為1.8449，對信用利差的影響最大，即當PMI變動1%時，會導致信用利差擴大約1.8449%。無風險利率及收益率斜率的回歸系數(shù)分別為-0.6086和-0.3389，其對信用利差的影響程度遠小于PMI。而CPI與無風險利率對信用利差的一階滯后影響程度則較小。

五是上述實證分析結(jié)果表明，宏觀因素對信用利差的影響是較大的，達到48.57%。在分析債券信用利差時，不僅要考慮經(jīng)濟變化對信用利差當期的影響，同時還需考慮其對信用利差的長期影響。

作者單位：財政部財政科學研究所

責任編輯：印穎 管圣義

參考文獻

[1]戴國強，孫新寶.我國企業(yè)債券信用利差宏觀決定因素研究[J].財經(jīng)研究，2011（12）.

[2]趙銀寅，田存志.我國企業(yè)債券信用利差的宏觀影響因素分析[J].商業(yè)經(jīng)濟研究，2010（34）.

[3]任兆璋，李鵬.中國企業(yè)債券價差個體性影響因素的實證分析[J].華南理工大學學報，2006（2）.

[4]王安興，解文增，余文龍.中國公司債利差的構(gòu)成及影響因素實證分析[J].管理科學學報，2012（5）.

[5]趙娜.企業(yè)債券信用利差研究綜述[J].商業(yè)經(jīng)濟研究，2006（33）.

[6]劉國光，王慧敏.公司債券信用價差和國債收益率動態(tài)關(guān)系研究[J].山西財經(jīng)大學學報，2005（10）.

[7]孫科，馮宗憲.企業(yè)債“信用價差之謎”的最新研究成果與未來展望[J].證券市場導報，2007（1）.

[8]王麗芳，劉興革.我國企業(yè)債券信用價差分析[J].學術(shù)交流，2007（6）.

[9]程文衛(wèi).通貨膨脹對固定收益證券到期收益率和信用利差的影響：基于中國的實證研究[J].中央財經(jīng)大學學報，2009（7）.

[10]Siddhartha G.Dastidar，Bruce D.Phelps. Credit Spread Decomposition：Decomposing Band-Level Credit OAS into Default and Liquidity Components[J].Journal of Portfolio Management，spring 2011.

[11]Nakashima K，Saito M.Credit spreads on corporate bonds and the macro economy in japan[J].Journal of the Japanese and International Economies，2009，23.

[12]Michael G.Ferri.An Empirical Examination of the Determinants of Bond Yield Spreads：introduction[J].Financial Management，autumn 1978.