市場中介聲譽被定價了嗎？

陳明威

摘 ? 要：2016年以來的債券違約潮引發了投資者對證券公司、會計師事務所等市場中介在自產定價中所起的聲譽效應的關注。已有文獻探討了市場中介聲譽與IPO抑價的關系，但關于市場中介聲譽對債券信用利差影響的研究較少。本文使用2009—2019年的中國債券市場的經驗數據進行實證研究發現：市場中介聲譽對債券信用利差所起的信息效應和擔保效應是存在的，且擔保效應的作用更大;利用Heckman兩階段模型進行內生性檢驗后，結果依然穩健;進一步分析發現，不同市場中介聲譽的作用有所差異。聲譽良好的證券公司既可以起到事前抑制企業盈余管理，降低信息不對稱程度的作用，又可以在事后管控違約風險，但會計師事務所聲譽只在抑制企業盈余管理方面作用明顯。

關鍵詞：市場中介聲譽;債券信用利差;信息效應;擔保效應

DOI：10.3969/j.issn.1003-9031.2021.07.002

中圖分類號：F810.5 ? ? ? ? ? ? 文獻標識碼：A ? ? ? ? ? ?文章編號：1003-9031（2021）07-0014-11

一、引言及文獻綜述

2016—2018年，隨著債券市場數輪違約潮的出現，投資者開始重新審視債券的風險溢價和信用利差問題。在中國資本市場實踐中，相關學者從多個方面探討了債券風險溢價和債券風險利差的影響因素。既包含宏觀的貨幣政策方面的影響，如郭曄等（2018）研究認為，在經濟上行期，未預期的貨幣政策對債券信用利差的影響更為深遠;也包括微觀的公司層面的因素，如方紅星等（2013）研究發現，產權性質對債券信用利差的影響較為顯著，企業的國有產權性質能夠起到隱性擔保的作用，達到降低債券信用利差的效果。近年來對制度影響的研究成為了一個新的熱點，這類研究的理論基礎是法金融學理論，法金融學理論認為法律等正式制度和非正式制度能夠降低債券契約執行成本，促進金融發展?，F有的研究從法制環境等正式制度對債券定價的影響，但對非正式制度的研究還處于剛剛起步的階段?，F有研究探討了市場中介聲譽這一非正式制度對企業IPO抑價的影響，但關于市場中介聲譽與債券發行定價的關系研究卻較少。結合債券違約潮的實際特征和理論研究的現狀來看，探討證券公司、會計師事務所等市場中介的聲譽對債券信用利差的影響具有一定的理論和現實意義。

現有市場中介聲譽影響資產定價的研究主要從兩個角度展開。第一個角度是市場中介聲譽能夠降低信息不對稱，從而降低風險溢價。如Booth（2004）利用美國資本市場數據研究發現，在資產定價時承銷商和會計師事務所的主要作用是利用他們能對企業進行調研獲得一手數據以及自身的專業性，向投資者提供更多個人不能輕易獲得的信息，因此會減弱企業首次公開募股發行時的折價效應。對中國的資本市場而言，何平等（2014）發現良好的市場中介聲譽降低投資者與債券發行方的信息不對稱，從而降低投資者要求的風險溢價，降低IPO抑價程度的效應也是存在的。

另外一個視角則是市場中介聲譽對投資者起到了類似某種擔保的效應。與信息效應的視角不同，擔保視角在發展的過程中曾經有過從對立走向統一的歷程。在早期的研究中，Logue ?& Rogalski（1979）等學者認為并無有力的征集證明市場中介聲譽在資產定價時能夠對投資者起到某種擔保作用。他們利用公司債券市場數據來研究市場中介的聲譽是否能為投資者帶來擔保效應，分析的結果發現答案是否定的。隨著研究的不斷深入，越來越多的學者開始傾向市場中介聲譽能夠為投資者帶來擔保效應，進而影響到資產定價。Kim et al（2010）認為美國企業在進行交叉上市的過程中，具有良好市場聲譽的市場中介諸如證券公司和會計師事務所等機構可能會選擇盈利能力強、違約風險小的企業進行服務，無形中給投資者進行了某種擔保：即具有良好聲譽的市場中介服務的對象就是好的投資標的。因此，投資者要求的風險溢價就少，在股票市場上，表現為IPO的抑價程度降低;在債券市場上，則表現為承銷時信用利差的下降。

二、理論分析與研究假設

（一）市場中介聲譽的信息效應

具有良好聲譽的市場中介可能會通過自身的專業性和接觸信息的便利性幫助減少投資者與債券發行方的信息不對稱程度，具體表現在，負責發行和承銷的承銷商可以利用盡職調查及其他可能接觸到企業內部信息的機會了解到投資者所不能了解到的企業質量信息，良好聲譽的承銷商會將這些信息真實地披露給投資者，從而減輕投資者對企業信息披露不實的風險的擔憂，降低對企業價值估值的波動。同理，負責財務審計的會計師事務所也能通過財務報告審計提高企業信息披露質量，降低對企業價值估值的波動。其他條件不變，企業價值的波動率減小時，債券信用利差也減小。由此本文提出假設一：

H1：控制其他條件不變，良好的市場中介聲譽具有信息效應，有利于減小債券信用利差。

（二）市場中介聲譽的擔保效應

具有良好聲譽的市場中介可能會更好地對企業質量進行擔保，降低企業的違約風險，減少債券的風險溢價，降低債券信用風險。具體表現在，聲譽較好的證券公司一方面能夠加強對債券發行方的監督管控，另一方面在企業發生經營困難后也能及時和利益相關方協調，及時以債務重組等方式化解風險。負責審計的會計師事務所也可能會在審計財務信息的過程中及時向管理層溝通未來可能發生的風險。這些會極大的降低違約風險發生的概率，進而降低債券信用利差。由此本文提出假設二：

H2：控制其他條件不變，良好的市場中介聲譽具有擔保效應，有利于減小債券信用利差。

（三）市場中介聲譽的總效應

結合市場中介的信息效應和擔保效應來看，在其他條件不變的情況下，擁有良好聲譽的市場中介機構一方面能降低投資者與債券發行方的信息不對稱程度，降低債券信用利差，另一方面能降低違約風險發生的概率，引導債券信用利差進一步下降?？偟膩碚f，較好的市場中介聲譽有利于債券信用利差的下行。由此本文提出假設三：

H3：控制其他條件不變，較好的市場中介聲譽有利于債券信用利差下行。

三、實證研究設計

（一）樣本選擇和數據來源

本文的研究樣本的時間跨度為2009—2019年，市場中介的聲譽數據主要是承銷商的評級、市場占有率數據以及會計師事務所相關數據。數據來源為證監會等官方網站，以及wind數據庫。另外，本文還剔除金融類企業發行的金融債數據以及各類城市建設投資平臺發行的城投債數據，最終得到樣本1363條，并對所有數據進行了1%的winsorize處理。

（二）變量定義及說明

本文的因變量主要是債券信用利差和債券信用評級，債券信用利差（CS）的測算方式為所發行債券的到期收益率減去無風險利率，無風險利率使用相同期限的國債收益率替代。債券信用評級（Credit）則是根據債券評級機構的評估結果，按其程度高低予以相應賦值，建立一個順序變量。

本文的解釋變量主要是市場中介的聲譽指標。其中，市場中介主要包含負責債券承銷的證券公司和負責審計的會計師事務所。承銷商聲譽（Repu_C）指標使用證監會每年發布的承銷商評級，并根據級別高低進行相應賦值，建立一個順序變量。同時，使用證券公司是否是市場占有率前十名的承銷商作為替代變量進行穩健性檢驗。會計師事務所聲譽（Big4）主要采用是否是四大國際會計師事務所度量，并使用是否是中國前十大會計師事務所作為替代變量進行穩健性檢驗。主要的控制變量如表1所示。

（三）計量模型

前文的理論分析主要是從信息效應和擔保效應兩個方面來探究市場中介聲譽對債券信用利差的影響。因此，在實證檢驗階段需要將兩個效應分離出來分別加以驗證。本文參考林晚發等（2019）的做法，使用債券信用評級來控制信息效應。這樣做的主要原理是：市場中介聲譽對企業發行債券的影響可能會通過債券信用評級加以體現。如證券公司的評級、是否是四大國際會計師事務所可能會被債券評級機構納入評估體系，良好聲譽的市場中介可能會認為在降低投資者與債券發行方的信息不對稱方面作用顯著，使得債券評級情況較好，投資者會根據債券評級的好壞調整自己的風險預期，這樣信息效應就能夠得以體現。因此，首先構建實證模型（1）以驗證市場中介聲譽是否會影響債券信用評級。

四、實證分析

（一）描述性統計

表2是主要變量的描述性統計結果。在1363個觀測樣本中，債券信用利差的均值為2.1，最小值為0.352，最大值為5.98，說明不同企業債券發行時的債券風險溢價差異較大。承銷商聲譽變量的均值為6.89，最大值為8，最小值為1，說明中國承銷商聲譽的平均水平相對較好。企業債券發行選擇四大會計師事務所的比例為15%左右，方差為0.356。控制變量中，企業發行債券有擔保的比例為18%，說明中國企業發行債券時尋求擔保的情況并不是太普遍。發行債券的平均期限為5.26年，其中，最長期限是15年，最短期限是2年，不同企業發行債券的期限差異較大。其他控制變量的描述性統計基本在預期的正常范圍內。

（二）基準回歸分析與機制檢驗——市場中介聲譽能影響債券定價嗎？

1.基準回歸分析——市場中介聲譽與債券信用評級

表3報告了模型（1）的回歸結果：列（1）顯示承銷商聲譽的系數為正且在5%的水平下通過顯著性檢驗，這說明承銷商聲譽的上升可以有效促進債券評級的提高。列（2）中，會計師事務所是否是四大會計師事務所變量的系數為0.452，且在1%的顯著性水平下通過檢驗，說明較高的會計師事務所聲譽有助于得到更高的債券評級。列（3）中承銷商聲譽的系數為0.023，且在5%的顯著性水平下通過檢驗。會計師事務所聲譽的系數為0.127，且能在1%的顯著性水平下通過檢驗。上述實證結果表明：市場中介的聲譽越高，確實有助于債券評級的提升。

2.市場中介聲譽的擔保效應和信息效應檢驗

首先，要驗證市場中介聲譽的擔保效應，需要將信息效應分離出去。本文參考林晚發等（2019）的做法，采用模型（2）控制債券信用評級以分離信息效應。因此，模型（2）就可以衡量出承銷商、會計師事務所等市場中介聲譽對債券定價產生的擔保效應。進一步，為了探究市場中介聲譽對債券定價的總效應，將模型（1）中的正交化殘差項替代債券信用評級納入模型，基本原理是如果市場中介聲譽信息能夠反饋到債券信用評級中，那么模型（3）采用正交化殘差替代信用評級變量后的市場中介聲譽系數絕對值要高于模型（2）中的市場中介聲譽系數絕對值。最后，總效應與擔保效應之間的差值反映的就是市場中介聲譽的信息效應。

表4是市場中介聲譽中的承銷商聲譽代入模型后的回歸結果。其中，模型（2）中的承銷商聲譽系數為-0.038，且在5%的顯著性水平下通過檢驗，說明承銷商的聲譽越高，投資者要求的風險溢價越低，債券的信用利差也越底。這些結果驗證了承銷商聲譽擔保效應的存在。另一方面，模型（3）中，承銷商聲譽指標的系數為-0.055，且在1%的顯著性水平下通過檢驗。這說明從總效應上看，較高的承銷商聲譽確實能夠有效減少債券定價時的信用風險溢價，減小債券信用利差。對比模型（2）的回歸結果結果不難看出，模型（3）中承銷商聲譽指標系數絕對值要大于模型（2）中的0.038，且其顯著性也有了明顯的提升，兩者之間較大的差異反映的是承銷商聲譽的信息效應。從承銷商聲譽系數的絕對值從0.055降到0.038不難看出，信息效應大概占據承銷商聲譽對債券定價信用風險溢價的30.9%。

表5是會計師事務所聲譽代入模型后的回歸結果，其中，模型（2）的回歸結果中的會計師事務所聲譽的系數為-0.33，且在1%的顯著性水平下通過檢驗，說明會計師事務所聲譽越高，投資者要求的債券風險溢價越低，選擇聲譽良好的會計師事務所可以減小債券信用利差，證明了會計師事務所聲譽的擔保效應的存在。模型（3）的回歸結果中，會計師事務所聲譽的系數為-0.423，且在1%的顯著性水平下通過檢驗，說明從總的效應看，和承銷商聲譽類似，較高的會計師事務所聲譽也能起到降低債券定價信用風險溢價的作用。對比模型（2）的回歸結果可以看出，相比較控制信息效應的模型（2），模型（3）中會計師事務所聲譽的系數的絕對值大小有了明顯的提高：從0.33提高到0.423，這說明信息效應大概占到了會計師事務所聲譽對債券定價總效應的22%左右。

綜合來看，承銷商、會計師事務所等市場中介的聲譽確實能夠對債券定價起到影響。較高聲譽的承銷商和會計師事務所能夠使得投資者要求的債券風險溢價降低，債券信用利差變小。具體來看，市場中介聲譽既可以通過反饋到債券信用評級中產生信息效應，也可以對投資者產生擔保效應。通過經驗證據進行實證分析來看，承銷商聲譽的信息效應大約占到總效應的31%左右，會計師事務所聲譽的信息效應大概占到總效應為22%左右。總的來看，市場中介聲譽的擔保效應比信息效應的作用要大一些。

五、進一步分析

（一）市場中介聲譽有助于抑制企業盈余管理嗎？

前文的實證分析通過控制債券信用評級來間接控制市場中介聲譽的信息效應，從而較容易地驗證出市場中介聲譽對債券定價的總效應、信息效應和擔保效應。其中，市場中介聲譽的信息效應的理論邏輯在于：良好聲譽的市場中介能夠積極對企業真實質量進行調查研究，減少投資者與債券發行主體間的信息不對稱，具體體現在雇傭良好聲譽市場中介發行的債券往往能夠擁有一個相對較好的信用評級，從而降低投資者的風險預期，減少債券信用利差。但這種依靠提升債券信用評級來消除信息不對稱的做法并不能表示信息不對稱問題真正的解決，關鍵還要看企業信息披露質量是否真正得到了提高。

因此，本文使用修正的瓊斯模型計算企業的盈余管理指標，使用回歸分析考察市場中介聲譽是否能起到抑制企業的盈余管理活動，增強發債企業的信息披露質量。表6列示了相關的回歸結果。列（1）、（2）、（3）分別列示的是加入承銷商聲譽、會計師事務所聲譽、以及同時加入這兩個指標的回歸結果。不難發現，承銷商聲譽的系數為負，且能在10%的水平下通過顯著性檢驗，這說明較好的承銷商聲譽不僅能夠通過提升債券信用評級減少投資者的風險預期，降低風險溢價;而且確實能夠抑制企業的盈余管理活動，提升企業的信息披露質量，防范企業未來可能發生的風險。另一方面，會計師事務所聲譽的系數為負且能通過顯著性檢驗。這說明選用良好聲譽的會計師事務所服務企業債券發行可以通過提高債券的信用評級來降低投資者的風險預期，同時能有效地抑制企業的盈余管理活動，對企業的信息披露質量具有實質的改進作用。

綜上所述，市場中介聲譽對企業債券發行定價的信息效應需要區分來看，承銷商聲譽除了能夠提升債券信用評級外，確實對減輕信息不對稱，提高企業信息披露質量產生實質性作用，對于會計師事務所聲譽來說，這種作用也很明顯。

（二）市場中介聲譽有助于降低企業違約風險嗎？

從擔保效應來說，前文的實證分析通過控制信息效應后間接證明了擔保效應的存在。那么，市場中介聲譽是否真的能發揮實質性的擔保作用、減少企業違約風險呢？擔保效應背后的邏輯是，承銷商在進行承銷商時，同樣會選擇質量較好的企業，后期也會監控企業可能發生的違約行為。因此，探究市場中介聲譽是否真正降低了企業違約風險能驗證出其是否能夠起到實質上的擔保效應?；诖?，本文參考林晚發等（2019）的做法，使用預警Z值來衡量違約風險。

表7顯示的是將預警Z值作為因變量，承銷商聲譽作為自變量后進行回歸的結果。其中，列（1）是沒有控制年份效應和行業效應的回歸結果;列（2）則是控制了年份效應和行業效應后的回歸結果?？刂菩袠I的目的是考慮到可能會出現良好聲譽的承銷商可能會選擇某些特定行業進行承銷，控制年份的目的則是考慮到同一承銷商的聲譽可能會隨時間變化而變化。列（1）的結果顯示：承銷商聲譽的系數為0.132，且在5%的顯著性水平下通過檢驗，說明聲譽較好、評級較高的承銷商可能會為所服務的企業設定一個相對較高的預警Z值，在企業相關財務數據達到Z值臨界點時進行預警，并介入監督。這樣就使得債券發行方將來的違約風險降低，真正為投資者起到擔保作用，降低風險預期和風險溢價，減少債券的信用利差。

表8則顯示的是預警Z值為因變量，會計師事務所聲譽為自變量的回歸結果。考慮到四大會計師事務所并不隨時間變化而變化，因此本文僅控制了行業效應。列（1）（2）的回歸結果顯示會計師事務所聲譽的系數均不能通過顯著性檢驗，說明良好的會計師事務所聲譽并不能從實質上起到抬高預警Z值，監督企業違約風險的效果。良好的會計師事務所聲譽可能僅僅能起到影響企業信息披露質量的效果。

綜上所述，市場中介聲譽對從實質上降低債券發行方的違約風險存在異質性。一方面，承銷商聲譽的提高能夠帶來預警Z值得提高，說明聲譽良好的承銷商能夠起到加強監督企業，降低債券發行方違約風險的效果。另一方面，會計師事務所聲譽則難以起到這樣的效果。總的來看，承銷商聲譽不僅能從投資者風險預期方面降低債券的風險溢價，也能實實在在降低企業違約風險。但會計師事務所聲譽并不能在降低企業違約風險方面起到降低債券信用利差的效果。這說明具有良好聲譽的會計師事務所可能在債券發行前能起到抑制企業盈余管理行為，提高信息披露質量的作用，但在后期對企業違約風險監控方面的作用并不突出。

六、穩健性檢驗

上文的研究框架背后蘊含的邏輯線條是具有良好聲譽的市場中介所服務的企業一方面往往自身的經營狀況較好，另一方面信息披露質量也較高，未來出現違約情況的概率較小。但前文的實證模型由于自身的局限性，無法囊括可能的所有變量，因此并沒有辦法保證是市場中介聲譽還是其他的因素影響到了債券信用利差和債券發行定價。一旦其他因素影響債券信用利差的可能性成立，就會出現自選擇的內生性問題?；诖耍疚牟捎肏ECKMAN兩步法，并選用行業平均市場中介聲譽作為工具變量來排除可能產生的內生性問題。

表9中列（1）（2）（3）是加入HECKEMAN二階段模型的回歸結果，其中列（1）表示一階段回歸結果。列（2）（3）則是二階段回歸的結果。從這些結果中不難看出，在一階段回歸中，行業平均承銷商聲譽能夠顯著提高企業選擇高聲譽承銷商的幾率。在二階段回歸中，回歸結果則有力地支持了前文的實證分析：較好的承銷商聲譽的確能夠降低投資者要求的債券發行風險溢價，降低債券信用利差。這說明前面所分析的可能產生的內生性問題并不明顯，承銷商聲譽對債券信用利差的影響是可信賴的。類似地，使用會計師事務所聲譽變量進行HECKMAN二階段回歸同樣能排除由于自選擇而產生的內生性問題。

七、研究結論

近年來集中出現的債券違約現象開始引起了投資者的警覺，導致債券信用利差走高。除了企業自身因素外，證券公司和會計師事務所等市場中介機構能否起到吹哨人和守門人的作用，履行保證信息披露質量和防控風險職責成為了投資者和學者們關注的焦點。本文從信息效應和擔保效應兩個視角探討了市場中介聲譽對債券信用利差的影響。本文利用2009—2019年中國債券市場經驗數據進行實證分析，實證結果支持了兩種效應的存在。在內生性處理等穩健性檢驗后，結果依然成立。進一步分析發現，證券公司與會計師事務所聲譽所起的作用不盡相同。對作為承銷商的證券公司來說，具有良好聲譽的證券公司能全過程發揮效應，債券發行前抑制企業盈余管理，發行后監督企業違約風險。但會計師事務所可能在事后防范企業違約風險方面效果并不顯著。

（責任編輯：夏凡）

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