信用風險緩釋憑證對企業投資行為的影響
——基于融資約束中介效應的實證研究

郭杰 陶凌峰 瞿真

(1.中國人民大學經濟學院，北京 100872；2.中國人民大學漢青經濟與金融高級研究院，北京 100872)

一、引言

信用風險緩釋工具(credit risk mitigation，CRM)是我國為了管理信用風險而設立的信用衍生產品。中國銀行間市場交易商協會在2010年10月29日公布的《銀行間市場信用風險緩釋工具試點業務指引》中創設了信用風險緩釋合約(credit risk mitigation agreement，CRMA)和信用風險緩釋憑證(credit risk mitigation warrant，CRMW)，在2016年9月23日公布的《銀行間市場信用風險緩釋工具試點的業務規則》中正式引入信用違約互換(credit default swap，CDS)和信用聯結票據(credit-linked notes，CLN)。其中，信用風險緩釋憑證(CRMW)是標的實體以外機構設立的，為憑證持有人對標的債券提供信用風險保護的可交易憑證。

CRMW產品與國際市場上最為常見的信用衍生品1——信用違約互換(CDS)在定義上十分相似。CDS產品是對某種特定標的物的面值或本金提供的保險。信用風險保護買方向賣方定期支付固定的費用或一次性支付一定金額，當合約中規定的信用事件發生時，賣方向買方賠償參考價值面值的損失部分。根據這一定義，國內銀行間市場的信用風險緩釋合約、信用風險緩釋憑證、信用違約互換和信用聯結票據，以及交易所的信用保護合約和信用保護憑證都可以歸結為信用違約互換產品(林佶，2019)[26]。

自2010年10月公布創設CRMA和CRMW至2018年上半年，我國信用風險緩釋工具發展一直較為緩慢。信用風險緩釋工具推出的前幾年，債券市場還存在實質性的剛性兌付現象，為債券起“擔保”作用的CRMW和CRMA存在意義較小。但隨著經濟環境下行，債券發行企業違約事件頻發，債券“剛性兌付”的“潛規則”被打破，債券發行暫緩或發行失敗的現象大量出現。金融市場上各類投資者對可以有效管理和分散風險的信用風險緩釋工具出現了實質性需求。同時，企業的債券融資也受到了影響，尤其是信用問題較為嚴重的民營企業，發行債券融資的難度顯著增加。2018年10月22日，國務院常務會議決定設立民營企業債券融資支持工具，以市場化方式幫助緩解企業融資難問題。此后，信用風險緩釋工具的發行數量顯著提高。其中，為債券發行起擔保作用且可隨標的債券在二級市場上流通的信用風險緩釋憑證發行數量最多，發行金額最大(如表1所示)。

CRMW產品迅速發展的同時，學界有關CRMW產品的研究卻比較有限。較早的文獻針對CRMW的定價進行了研究(雎嵐和施虓文，2013；張強和吳敏，2012)[23][37]，但尚未有文獻利用中國企業微觀數據研究CRMW產品對企業投資的影響，尤其是缺乏CRMW產品影響企業行為機制的探討。因此，本文將在以下三方面進行嘗試：第一，利用中國數據就CRMW產品對企業投資的影響進行實證檢驗，從而為政策制定者進一步利用該產品解決民營企業融資難、融資貴的問題提供相應的決策參考；第二，對CRMW產品影響企業投資的路徑進行實證分析，以期揭示當前中國資本市場中CRMW產品的作用機制，從而為相關部門和企業更好地發展與應用該產品提供決策參考；第三，在研究方法上，由于CRMW產品的發行并不是隨機實驗，為了克服樣本選擇問題可能給實證分析帶來的影響，本文使用傾向得分匹配(propensity score matching，PSM)方法為發行CRMW產品的企業尋找合適的對照組，在匹配之后進行雙重差分(difference-in-difference，DID)分析，盡可能獲得更可靠的估計結果。

表1 信用風險緩釋工具發行情況

二、文獻回顧與研究假設

國外文獻中針對CRMW的同類產品——信用違約互換(CDS)的研究較為豐富。一方面，較早的文獻指出，CDS產品會減輕債權人對企業的監督作用、改變債權人與企業之間的關系，這為CDS產品影響企業投資提供了理論依據。由于企業債權人的收益是企業價值的凹函數(Jensen and Meckling，1976)[13]，相對于企業股東而言，債權人更不愿意承擔風險，因此，債權人會通過持續監督企業的行為來保護自己的利益不受損害(Fama，1985；Nini et al.，2012)[10][17]。而CDS產品可以幫助債權人轉移信用風險，減弱其監督與介入企業治理的動機(Morrison，2005)[15]，結果會減弱債權人在制訂債務契約時對企業行為的限制，進而促進企業投資。另一方面，CDS產品對債權人信用風險的轉移可能造成“空心債權人問題”(Bolton and Oehmke，2011)[5]，使得債權人在債務再談判中更為強勢，甚至有意將財務困境中的企業推向破產，以獲得CDS售出方的賠償支付。這種情況下，CDS產品反而會使企業在進行投資時更為謹慎。以上兩種作用雖然會對企業投資水平產生相反的影響，但都是由CDS產品改變了債權人監督、介入企業管理的方式所導致，因此可以歸納為債權人監督機制。

在以上研究的基礎上，近年來多篇文獻探討了CDS產品對企業投資行為的影響。例如，Chang et al. (2019)[6]利用美國上市公司數據檢驗了CDS產品對于企業創新的影響，結果發現CDS產品通過提高債權人的風險承受能力，促使企業從事風險系數更高的創新投資項目，從而增加了企業的創新成果。Danis and Gamba(2018)[8]通過構建理論模型指出CDS產品的引入和交易會導致企業提高投資水平。Bartram et al.(2019)[4]分析了50個國家2001―2015年的企業數據，發現CDS產品會對企業的投資水平產生正向影響，而影響的程度取決于企業所在國家的法律與市場環境。

其實，作為企業債務的“保險”，CDS產品可能通過不同渠道影響企業的投資行為，但大多數文獻在分析CDS產品對企業投資的影響時，卻常常是從債權人監督機制入手。其原因在于，對于以上文獻的主要考察對象——美國企業來說，債權人監督機制起主要作用。在美國金融市場中，債權人為了保護自身利益不受損害，會對企業運營狀況進行持續監督，并通過債務契約(包括各種貸款契約、債券發行契約等)來限制企業行為。在特定情況下，債權人會通過債務再談判介入公司治理，制訂更嚴格的債務契約對企業進行約束(Nini et al.，2012)[17]。而當市場上存在相應CDS產品時，債權人可以通過信用衍生品市場對沖信用風險，傾向于弱化對企業行為的監督(Shan et al.，2015)[20]。由此可見，債權人在公司治理中扮演著相當重要的角色，因此CDS產品會通過弱化債權人的監督作用對企業行為產生影響。

然而，我國金融市場與美國存在顯著差異，CRMW產品因弱化債權人的監督作用而影響企業行為的機制在我國并不具備合適的“土壤”。第一，與國際CDS市場中通行的“多標的債務”2規則不同，CRMW產品僅對“單一標的債務”提供信用保護。同時，CRMW目前在二級市場中不能單獨流通，只能和標的債務綁定交易。對于銀行而言，無法通過購買CRMW產品來對沖特定企業貸款的信用風險，自然也就不會因該產品的發行而減少對企業的監督。第二，對于債券投資者而言，由于企業發行的債券被廣泛持有，企業同債券持有者進行再談判相當困難(Gilson et al.，1990)[12]，債券持有者很難通過債務再談判參與公司治理。同時，由于缺少信息渠道(王雄元和高開娟，2017)[31]，我國債券投資者對企業的監督作用本來就相對較弱。第三，目前CRMW所擔保的產品主要是短期融資券與超短期融資券，這類產品期限較短，債權人對發行公司進行監督的動機不強。因此，CRMW產品通過緩解債權人監督對企業行為產生影響的可能性較小。

在我國，CRMW產品自2018年起作為一種民營企業債券融資支持工具得到了廣泛應用，其發行可以起到支持企業融資的作用。CRMW產品的創設機構都是信用較好的商業銀行和擔保公司等機構，若投資者購買了CRMW產品，債券發行企業違約不會影響投資者獲取債券投資收益，降低了投資者面臨的信用風險。同時，創設機構通常選擇有市場、有前景、技術有競爭力，只是暫時遇到流動性困難的民營企業發行該產品，相當于為該企業承擔了信用風險敞口。創設機構的這種支持可能會通過信號傳遞機制對企業其他渠道融資起到增信作用。因此，CRMW產品可以促進企業債券發行并降低企業的債務融資成本，減輕企業的融資約束。

有關研究表明，資本市場存在著各種各樣的摩擦，導致企業外部融資成本遠高于內部融資成本，企業往往面臨融資約束，存在投資不足的現象(Myers and Majluf，1984；Fazzari et al.，1988；屈文洲等，2011)[16][11][28]。另外，我國企業的所有權性質往往會對貸款可獲得性造成影響，民營企業受到了“金融歧視”(Allen et al.，2005)[1]；相比大型企業和國有企業，成長型的中小企業與民營企業受到了更強的融資約束(于澤等，2015)[35]。因此，如果CRMW產品可以支持企業融資，從而緩解企業的融資約束，就會對企業投資起到促進作用。

根據以上分析，結合中國金融市場的實際情況，本文認為CRMW產品的發行會通過緩解企業的融資約束這一機制對企業投資率產生正向影響，并且這種影響對于融資約束更為嚴重的非上市企業、民營企業更為顯著。由此，本文提出以下假設：

H1：CRMW產品會對企業投資產生正向影響。

H2：CRMW產品對企業投資的影響存在異質性。對于融資約束較為嚴重的企業，正向影響更加顯著。

三、研究設計

本文實證研究的主要目標是將2018―2019年CRMW產品創設作為準自然實驗，采用雙重差分模型，通過考察企業發行CRMW產品后投資水平的變化來揭示CRMW產品發行與企業投資之間的因果聯系。然而，創設機構選擇企業發行CRMW產品的決策不可能是隨機的，企業被選中的可能性會受到許多因素影響(Ashcraft and Santos，2009)[2]，因此本文嘗試采用傾向得分匹配方法控制上述因素，以消除選擇性偏誤可能帶來的影響。

(一)樣本選擇與數據來源

2010年10月29日，中國銀行間市場交易商協會創設了信用風險緩釋憑證(CRMW)。雖然2010―2016年也有CRMW產品發行，但本文選取的處理組是2018年10月至2019年發行CRMW產品的企業，原因主要有以下兩點：首先，2010―2016年發行的CRMW產品數量較少，六年合計10只；而僅在2018年10月至2019年9月底就發行了123只產品，若擴大樣本期至2010年將導致大范圍數據缺失、變量不平穩等問題。其次，早期發行的CRMW產品具有試點性質，且債務發行主體多為大型國有控股企業，如中國聯通、中國石油、中國農業銀行等。此類企業信用水平高，面臨的融資約束較弱，不是本文研究假設中主要考察的目標。

目前，國內CRMW產品作為企業債務的“保險”，均與企業債務融資產品綁定發行。其中絕大多數CRMW所對應的產品均為短期融資券、超短期融資券或中期票據，占2018年起CRMW總產品數量的98.4%。因此，本文選取2017年1月1日至2019年9月30日所有在銀行間市場發行過短期融資券、超短期融資券或中期票據的共1811家企業作為分析對象，從中匹配對照組進行分析。為了保證數據分析的連貫性和分析結果的可靠性，本文采用2016年第一季度至2019年第二季度共14個季度的企業財務數據進行研究。由于樣本中大部分(80.4%)的發債企業為非上市公司，樣本期內存在數據缺失情況，因此采用非平衡面板數據進行分析。為了消除極端值的影響，對所有涉及的連續變量在1%水平進行了縮尾(winsorize)處理。本文使用的數據來自于WIND數據庫和中國貨幣網。

(二)研究方法

1.傾向得分匹配法(PSM)

盡管本文實證研究的主要目標是將2018―2019年CRMW產品的創設作為準自然實驗，但創設機構會考慮企業的流動性風險、盈利能力等多方面因素，并不是隨機選擇企業進行創設(Ashcraft and Santos，2009)[2]。因此，本文采用傾向得分匹配方法以改善樣本選擇偏誤(Rosenbaum and Rubin，1985)[19]，匹配選取與新發行CRMW產品的企業(處理組)在創設該產品之前的相關特征“盡可能一致”的非CRMW企業作為對照組。

首先，參考Martin and Roychowdhury(2015)[14]和Chang et al.(2019)[6]的做法，利用發債企業的財務信息構建Probit模型，對企業在給定時間點創設CRMW產品的可能性進行建模。利用該時間點樣本中所有發債企業的財務數據對以下模型進行估計：

其中，CRMWi,t為二元虛擬變量，當企業i在時間t有CRMW產品在市場中交易時，CRMWi,t取1，否則取0；Xi.t-1為一組可能影響企業信用風險的滯后一期的財務指標，包括主體評級、凈資產收益率和企業規模；Zi,t包括了可能影響企業發行CRMW產品的固有特征，如企業年齡和民營企業虛擬變量等。

隨后，根據模型估計得出的傾向得分值，對每個處理組的企業i在時間t從對照組中尋找預期傾向得分最接近的企業作為其對照組。

2.雙重差分方法(DID)

雙重差分方法可以有效識別出企業創設CRMW產品后受該產品影響而導致的“政策處理效應”，從而廣泛地使用于政策實施的效果評估(李賁和吳利華，2018)[24]。本文采用該方法，構建以下基本模型：

其中，被解釋變量Investi,t代表企業i在時間t的投資率，核心解釋變量為CRMWi,t，系數β1刻畫了企業發行CRMW產品對投資率產生的“政策處理效應”3(Chang et al.，2019)[6]。參考李鳳羽和楊墨竹(2015)[25]、辛清泉等(2007)[32]，Y包括一組可能影響企業投資率的控制變量(詳見下文變量說明)，所有控制變量均采用上期數據進行回歸。除了以上控制變量，本文還控制了企業層面的個體固定效應與時間固定效應，所有回歸均使用行業層面聚類穩健標準誤。

(三)變量說明

1.被解釋變量

借鑒許偉和陳斌開(2016)[33]、饒品貴等(2017)[29]，本文采用企業經上期總資產標準化的購買固定資產、無形資產及其他長期資產支付的現金作為企業投資率的主要指標，記為投資率(CF)；同時采用固定資產與在建工程凈額的改變量與企業上期總資產之比這一指標對實證結果進行穩健性檢驗，記為投資率(BS)。

2.解釋變量

本文選擇 CRMW 這一虛擬變量作為核心解釋變量，其系數度量了發行CRMW產品對處理組投資水平的影響。同時，為了分析CRMW產品對企業投資影響的異質性，本文還選擇了企業融資約束的以下三種衡量指標：上市企業虛擬變量、民營企業虛擬變量以及融資約束指數(SA指數)。本文采用SA指數絕對值的對數值(盧盛峰和陳思霞，2017)[27]，數值越大說明企業面臨的融資約束越強。

表2 變量定義

表3 主要變量的描述性統計結果

3.控制變量

借鑒李鳳羽和楊墨竹(2015)[25]、辛清泉等(2007)[32]、喻坤等(2014)[36]，本文選擇了以下控制變量：企業投資率的一期滯后項、企業凈資產收益率、杠桿率、企業年齡、經營現金流、企業規模、銷售增長率以及籌資活動現金流量。主要變量定義見表2，主要變量的描述性統計結果見表3。

四、實證結果與分析

(一)樣本匹配情況

首先采用傾向得分匹配方法為處理組企業匹配對照組，具體匹配方式如下：(1)由于樣本中企業創設CRMW產品的時間有所不同，產品發行時間分散在2018年9月至2019年6月，因此參考李賁和吳利華(2018)[24]，分別獲得三個季度(2018年第四季度至2019年第二季度)的處理組和對照組樣本，隨后將企業樣本按照創設CRMW產品的時間逐季度進行匹配；(2)根據式(1)，采用該季度創設CRMW產品的虛擬變量和前一期的特征變量作為匹配數據，并將數據隨機排序；(3)使用Probit模型來估計傾向得分；(4)匹配，采用“k近鄰匹配”(k=1)方法；匹配時不允許并列，當存在傾向得分相同的并列個體時，按照數據排序選擇；選擇企業主體評級(若主體評級為AA+或以上則取1，否則取0)、凈資產收益率、企業規模、企業年齡、民營企業虛擬變量作為匹配的特征變量。特征變量的平衡性檢驗結果如表4所示。

表4 特征變量的平衡性檢驗結果

圖1 匹配前后傾向得分的核密度分布對比

樣本平衡性檢驗結果表明，匹配后兩組樣本之間的數據特征已趨于一致，符合可比性要求。此外，核密度函數曲線表明(見圖1)，在完成最近鄰匹配后，兩組樣本的概率密度分布趨于一致，這表明匹配后兩組樣本企業各方面特征已非常接近，樣本的選擇性偏差基本消除。

(二)基準回歸結果與分析

表5中第(1)、(2)列回歸結果顯示，全樣本中CRMW對企業投資的影響并不顯著，但加入CRMW與上市公司虛擬變量的交互項后，CRMW與交互項的系數均在1%水平下顯著，且模型R2有較為明顯的提高；CRMW系數顯著為正，同時交互項系數顯著為負，說明CRMW對企業投資水平存在正向影響，且這種影響對非上市企業更加顯著。

為了進一步驗證上述結論，將處理組樣本根據企業是否上市分為兩個子樣本，并分別重新匹配對照組企業。第(3)～(6)列結果表明，CRMW并不是對所有企業的投資水平都有顯著影響。由于上市企業面臨的融資約束相對較輕，CRMW無法通過放松融資約束對其投資水平產生顯著影響，假設1部分地得到驗證，即CRMW產品會對非上市企業的投資水平產生正向影響。第(5)列結果顯示CRMW對上市企業投資率存在一定的負向作用，但顯著性不強，可能是模型控制變量過少而造成的遺漏變量偏誤導致，根據第(6)列結果可以看出，加入一系列控制變量后，模型解釋力得到了顯著提升，同時CRMW對企業投資的影響不再顯著為負。

表5 CRMW 產品對企業投資的影響

(三)基于企業融資約束水平的異質性分析

為了驗證研究假設2，考察CRMW產品對企業投資影響的異質性，在模型中分別加入解釋變量CRMW與民營企業虛擬變量以及融資約束指標的交互項進行回歸。表6第(3)～(4)列結果表明，在非上市企業中，CRMW對于民營企業投資的影響強于國有企業；并且企業面臨的融資約束越強，CRMW對于企業投資的正向影響作用越大。而第(1)、(2)、(5)、(6)列結果表明，在全樣本與上市企業子樣本中，CRMW對企業投資的影響的這種異質性并不顯著。結合上一小節基準回歸中的結論，假設2得到驗證：CRMW產品對企業投資的影響存在異質性，相比上市企業，融資約束較為嚴重的非上市企業受到的正向影響更加顯著；在非上市企業中，CRMW產品的影響對于民營企業、融資約束較強的企業更為顯著。

表6 基于融資約束的異質性分析

基準模型與異質性分析的結果表明，CRMW產品對我國非上市企業投資產生了顯著的正向影響，并且這種影響基于企業融資約束水平的不同存在著顯著的異質性。這一發現間接證實了本文針對中國金融市場進行分析的結論，即CRMW產品在我國會通過緩解企業融資約束的機制對企業行為產生影響。為了驗證這一機制，有必要對CRMW產品影響企業投資的作用渠道進行進一步檢驗。

(四)穩健性檢驗

上文使用較為前沿的傾向得分匹配基礎上的雙重差分(PSM-DID)方法以盡可能獲取更可靠的估計結果。為了保證回歸結果的穩健性，本文還進行了如下穩健性檢驗：

1.投資率的其他度量

前文主要利用現金流量表中購買固定資產、無形資產及其他長期資產支付的現金這一指標衡量企業投資率，此處嘗試采用企業資產負債表中固定資產和在建工程項目凈額的改變量與企業總資產的比例來衡量企業的資本投資水平。表7中結果顯示，全樣本回歸結果中，CRMW對企業投資率產生了顯著的正向影響，且這種影響對于非上市企業更為顯著；同時，非上市企業中，CRMW對企業投資的影響存在異質性，對于融資約束較強的企業，這種正向影響更為顯著。因此，本文核心結論不受被解釋變量測算方法的影響。

表7 投資率的其他度量

2.平行趨勢假定檢驗

雙重差分估計方程的使用前提之一是處理組和控制組對于因變量的影響在政策實施前呈現平行趨勢(Roberts and Whited，2013)[18]。參考Dyreng et al.(2016)[9]的方法，本文修正了式(2)，用企業發行CRMW產品前后各兩期的時間虛擬變量與處理組虛擬變量的交互項取代原有解釋變量CRMW進行平行趨勢假定檢驗。檢驗結果顯示(見表8)，企業發行CRMW產品前的時期對應系數均不顯著，本文得到的結論并不是隨時間變動而導致的結果。

表8 平行趨勢假定檢驗

3.安慰劑檢驗

為了保證研究結論的穩健性，本文通過構造虛假政策時點和虛假處理組這兩種方法進行了安慰劑檢驗。首先，本文把CRMW相關政策時間分別提前至2016年10月以及2017年10月作為虛擬政策時點，并以此作為政策效應的安慰劑檢驗。從表9中第(1)列和第(2)列可以看出，交互項CRMW_16以及CRMW_17的回歸系數均不顯著，這表明在CRMW相關政策頒布之前，處理組與對照組企業在投資水平上并沒有顯著差異。

另外，本文通過構建虛假處理組來檢驗CRMW產品發行這一政策作用對象的正確性。在本文基準回歸中，采用發行過CRMW產品的企業作為處理組來研究該產品對企業投資的影響。這里只采用未發行過CRMW產品的企業樣本，并將其分為兩組。其中，企業主體信用評級為“AA”及以下的為虛假處理組，其余企業仍為對照組，并采用2018年10月作為政策處理時點。采用這樣的劃分方法的理由在于，在未發行CRMW產品的企業中，信用評級為“AA”及以下的企業或許更有可能受到CRMW相關政策的影響。第(3)列結果顯示，虛假處理組與Post的交互項系數并沒有顯著為正，側面證明了本文基準回歸結果的可靠性。

五、CRMW促進企業投資的渠道分析

前面的實證分析表明，CRMW產品會對我國非上市企業的投資水平產生正向影響，這與國外同類研究的結論基本類似。但不同的是，在我國這種影響對于融資約束較緊的企業更為顯著。結合前文對中國金融市場的分析，本文認為CRMW產品可能是通過緩解企業融資約束的渠道對企業投資產生正向影響的，以下嘗試從實證檢驗的角度對CRMW促進企業投資的渠道予以考察。

表9 安慰劑檢驗

本文選取籌資活動現金流量作為衡量企業外部融資水平的指標，對CRMW產品是否通過提升企業的外部融資額而緩解了企業的融資約束4進而促進企業投資進行檢驗。在此基礎上，本文以企業的銀行貸款、應付債券等會計科目作為被解釋變量進行回歸分析，嘗試檢驗CRMW產品對企業各類外部融資渠道的影響，以期識別出該產品緩解企業融資約束的具體傳導路徑。

(一)CRMW產品的籌資活動現金流量的中介效應

本文采用籌資活動現金流量衡量企業當期外部融資水平。該指標涵蓋了所有導致企業資本及債務的規模和構成發生變化的活動所產生的現金流量，能夠從現金流的角度較為全面地反映出企業當期外部融資的情況。Daniel et al.(2008)[7]將籌資活動現金流量納入企業融資約束的分析框架內，發現企業在面臨現金流短缺時會顯著減少投資，而以籌資活動現金流量表示的外部融資對企業彌補現金流短缺起到了重要作用。因此，籌資活動現金流量的提升可以緩解企業所面臨的融資約束。

本文借鑒Baron and Kenny(1986)[3]與楊興全等(2015)[34]采用的中介效應檢驗方法，構建以下模型檢驗CRMW產品是否通過籌資活動現金流量的中介效應促進企業投資：

其中，Wi.t-1包括一組可能影響企業籌資活動現金流量的控制變量(詳見表10)。第一步對模型(3)進行回歸，檢驗企業投資與CRMW的回歸系數是否顯著為正；第二步對模型(4)進行回歸，檢驗中介變量籌資活動現金流量CFF與CRMW的回歸系數是否顯著為正，如果系數ζ1顯著為正，說明CRMW產品提升了企業的外部融資水平；第三步對模型(5)進行回歸，如果λ1與λ2兩個系數都顯著為正且系數λ1與β1相比有所下降，則說明存在部分中介效應。

表10報告了CRMW產品通過籌資活動現金流量的中介效應提升非上市企業投資水平的檢驗結果。其中，步驟一即為表5中第(4)列，檢驗了CRMW產品對非上市企業投資的影響；步驟二構建了以企業籌資活動現金流量為被解釋變量的模型，結果顯示CRMW產品的發行顯著提高了企業的籌資活動現金流量，因此緩解了企業的融資約束；步驟三將企業籌資活動現金流量加入投資決定模型后，發現解釋變量CRMW與籌資活動現金流量的系數均顯著為正，而且CRMW的系數由加入中介變量前的0.0051降低為0.0042，說明籌資活動現金流量在CRMW產品對投資的作用中起了部分中介效應。表10的實證結果顯示，CRMW產品在我國通過緩解企業融資約束促進非上市企業投資的渠道得到驗證。

(二)CRMW產品對企業各類外部融資渠道的影響

上述中介效應檢驗結果顯示，CRMW產品可以通過促進企業外部融資這一渠道對企業投資產生正向影響。然而，CRMW產品影響企業外部融資的具體傳導路徑仍不明確。考慮到CRMW產品是企業短期債券的“保險”，可能的作用渠道有以下兩種：首先，CRMW產品本身可以促進企業債券融資，企業發行的債券余額可能出現上升，因此考察企業應付債券和其他流動負債科目的變化情況。5其次，CRMW產品的發行可能影響企業的融資能力。因此，本文采用長期借款和短期借款衡量企業從銀行獲取間接融資的能力，采用應付票據衡量企業利用商業信用融資的能力(張新民等，2012)[38]，對以上兩種融資渠道進行考察。

表10 CRMW 產品通過籌資活動現金流量的中介效應促進非上市企業投資的檢驗結果

表11第(1)、(2)列的回歸結果顯示，CRMW產品對于企業應付債券和其他流動負債科目均沒有顯著影響。第(2)列中解釋變量CRMW的系數雖然為正，但并不顯著。理論上，CRMW產品的發行意味著企業成功進行了債務融資，為什么相關負債科目沒有顯著增長呢？本文手工調查整理了樣本期內發行過CRMW產品的所有企業的歷史債務融資情況，發現企業發行CRMW產品雖然增加了其債務融資額，但對應產品的金額與企業負債總量相比相對較小，平均僅占企業負債總額的0.8%左右。6因此，雖然CRMW產品的發行的確代表企業成功地進行了公開債務融資，但此事件對企業相應科目的影響在統計學意義上并不顯著。

這樣一來，非上市企業籌資活動現金流量的增加究竟是什么因素導致的呢？表11第(3)～(5)列的回歸結果顯示，企業的短期借款和應付票據水平在CRMW產品發行后同樣沒有明顯變化，長期借款可能才是非上市企業外部融資顯著增加的主因。為了增強此結論的可靠性，本文使用企業長期借款占銀行貸款(長期借款加短期借款)的比例作為被解釋變量，對上述模型重新進行回歸，發現第(6)列中CRMW的系數依然顯著。結果表明，非上市企業發行CRMW產品后，從銀行獲得的長期貸款顯著增加，且長期借款占全部銀行貸款的比例出現了顯著提高。

表11 CRMW 產品對非上市企業融資的影響

表12 CRMW 產品對非上市企業融資影響的動態效應

為了進一步考察CRMW產品發行前后企業融資情況的動態變化，本文檢驗非上市企業的長期借款、長期借款比例與其他流動負債受CRMW產品影響的動態效應。在表11中模型的基礎上，采用時間虛擬變量與處理組虛擬變量的交互項取代原有解釋變量CRMW進行回歸，結果見表12。回歸結果顯示， CRMW產品發行對企業的長期借款具有相對持續的正向影響。

表11與表12的實證結果表明，CRMW產品對企業融資的促進作用主要體現在信貸融資渠道而非債券渠道。以往研究顯示，相比短期貸款，商業銀行在發放長期貸款時通常更為謹慎，風險更低、信用水平更高的企業往往可以獲得更多長期貸款(陳耿等，2015；孫會霞等，2013)[21][30]。因此，本文可以推斷CRMW產品發行這一事件改善了銀行對于企業的風險評估，使企業在產品發行后的一段時間內獲得了更多的長期貸款。當前樣本中，CRMW產品的信用保護價格普遍較低，創設機構的行為可能向其他銀行起到了一定的信號傳遞作用。通過選擇特定企業創設CRMW產品，創設機構這種潛在的背書行為對企業的信貸渠道融資能力產生了正向影響。這種效應在一定程度上緩解了企業的融資約束并減輕了其流動性壓力，從而促使企業增加投資。

六、結論及啟示

2018年9月以來，信用風險緩釋憑證(CRMW)作為一種市場化的債券融資支持工具，在國家政策的支持下得到了快速發展。本文利用2018―2019年CRMW產品創設作為準自然實驗，檢驗了CRMW產品對企業投資的影響作用，并從緩解企業融資約束的角度對其作用機制進行了分析，從而深化了關于信用風險緩釋憑證的研究。

研究發現：CRMW產品的發行會對非上市企業投資水平產生正向影響，且這種影響對于民營企業、融資約束較強的企業更為顯著。對CRMW產品作用渠道的實證檢驗表明，該產品顯著提升了非上市企業的外部融資額，從而通過減輕企業融資約束這一渠道促進了企業投資；而且CRMW產品對企業外部融資額的促進作用主要體現在信貸融資，而非債券融資；CRMW產品的發行顯著增加了非上市企業所獲得的長期貸款。

本文研究結論具有如下啟示：首先，信用風險緩釋憑證(CRMW)的發行會通過緩解融資約束促進企業投資，并且這種作用對于融資約束更強的企業更為顯著。因此，在滿足市場規律的前提下，政府及相關創設機構可以通過重點支持那些面臨較強融資約束的非上市民營企業發行CRMW產品，從而更好地解決民營企業融資難、融資貴的問題。同時，存在融資問題的企業也可以積極尋求發行帶有CRMW擔保的債務融資產品，以降低融資成本，緩解融資約束。

其次，CRMW產品發行對企業信貸融資的影響是建立在當前信用保護價格較低的前提下。由于市場上存在違約概率低、收益率卻相對較高的國有企業債券，投資者愿意接受的信用保護價格往往較低，這會對創設機構發行CRMW產品的意愿產生負面影響，不利于CRMW產品的長期發展。因此，政策制定者應加快推進利率市場化，使債券市場收益率更好地反映企業風險，促使CRMW產品定價回歸合理水平。

再次，與國外文獻中關注的“債權人監督”理論不同，CRMW產品對我國企業產生影響的主要動力來自于創設機構的增信作用。創設機構可以通過發行CRMW產品緩解債權人與債務人之間的信息不對稱問題，提升債券市場的運行效率。因此，為了更好地發揮上述作用，創設機構在選擇企業、設定價格方面應遵循市場規律，同時完善CRM數據庫，采用更為科學合理的定價方式對CRMW產品進行定價。從另一個角度來看，CRMW產品減弱債權人監督這一機制的缺位也反映出我國債券持有人在與債務人的博弈中處于相對弱勢地位。有關政策制定者應加快完善債券持有人會議制度，為債券持有人參與公司治理、維護自身合法權益提供切實有效的途徑。 ■

注釋

1. 根據國際互換和衍生產品協會(ISDA 2003)的定義，信用衍生產品是指用來分離和轉移信用風險的各種工具和技術的總稱。

2. 國際市場中通行的CDS產品信用保護的范圍一般涵蓋一整類債務，國外文獻稱為“違約債務”(default obligations)。違約債務中任一債項的違約即構成觸發交割的信用事件。

3. 針對本文研究的問題，典型的D I D 估計方程為：Investi,t=β0+β1CRMW firm×Post+β2CRMW firm+β3Post+γY+ε，其中CRMW fi rm 代表處理組虛擬變量，若企業在樣本期內發行過CRMW產品則取1，否則取0。時間虛擬變量 Post 在企業發行CRMW產品后取1，否則取0。由于本文模型中控制了個體固定效應和時間固定效應，以上兩個虛擬變量不需要出現在回歸模型中。DID模型約簡為(2)式，其中 CRMW=CRMW fi rm×Post。

4. 此處沒有直接使用企業的融資約束指標來檢驗融資約束是否得到緩解，原因如下：衡量企業融資約束的常用指標主要包括SA指數、KZ指數、投資-現金流敏感度和現金-現金流敏感度等。SA指數外生性較強，短期內一般不會發生明顯變化；由于此處檢驗的樣本為非上市企業，因此不便計算KZ指數；若采用后兩種指標來驗證融資約束是否得到緩解，需要將CRMW解釋變量與現金流的交互項加入投資(現金)——現金流敏感度的回歸模型中，這樣就無法進行中介效應檢驗，不能驗證CRMW產品是否通過緩解融資約束促進了企業投資。因此，本文參考黃宏斌等(2016)[22]，考察企業的外部融資規模在CRMW產品發行后的變化，若外部融資額增加，說明企業融資約束得到緩解。

5. 目前CRMW產品主要與短期融資券、超短期融資券等產品綁定發行，而此類短期債務融資產品期限一般少于一年，應計入其他流動負債中的應付短期債券科目。

6. 通過計算所有當期有CRMW產品交易的企業對應債務融資產品總額占當期總負債的比例得出。