注冊制的效用

摘 要 2023 年2 月，我國資本市場全面實行注冊制，更加開放的上市制度實質上對市場“看門人” 金融中介提出了更高的要求。我國債券市場中銀行間和交易所雙市場、核準制和注冊制雙發行制度并行的市場結構為研究金融中介在不同發審制度中的作用機制提供了極具研究價值的準自然實驗樣本，為新發行制度下我國股票市場健康有序發展提供了可參考的經驗。本文從承銷商的角度出發，對債券違約展開研究。研究發現，承銷商聲譽越高，其所承銷債券的違約概率越低，承銷商發揮了應有的作用。在注冊制中，承銷商聲譽機制能夠發揮更為顯著的作用，但其聲譽功能的發揮也需要依賴于外部治理機制和內部治理機制的約束。

關鍵詞 債券違約;金融中介;注冊制;核準制

當前，我國資本市場注冊制制度體系建設已基本完成，金融中介發揮主觀能動性的空間將進一步擴大。在更為寬松的入市門檻下，如何維護市場秩序、構建良性循環、充分發揮資本市場對實體經濟的支持作用是當前亟待研究的重大問題。金融中介作為資本市場“看門人” 能否承擔起相應職責呢？ 本文以融資過程中核心中介機構承銷商為代表，從已實施注冊發行制度十余年的我國銀行間債券市場出發，對比研究同期采用核準制的交易所債券市場，探索制度安排、外部約束以及內部治理對承銷商作用機制的影響。相關經驗對未來我國股票市場注冊制的順利實施極具參考價值。

我國雙債券市場格局初步形成于1997 年，當時為解決場外交易市場不規范以及商業銀行資產結構單一、銀行資金流入股票市場導致股市波動性過大等問題，央行牽頭成立銀行間債券市場，要求商業銀行全部退出交易所債券市場。此后，銀行間債券市場蓬勃發展，其債券數量和債券余額均數倍于交易所債市場，逐步形成銀行間債券市場為主、交易所債券市場為輔的格局。兩個債券市場施行不同的發審機制由來已久。交易所債券市場于2007 年推出公司債，按照2020 年《新證券法》實施之前的規定，公司債發行采用核準制，債券發行需要通過證監會的審批。央行于2005 年在銀行間債券市場試點注冊制，2007 年牽頭成立銀行間交易商協會，將債券發行審批權限一并下放至該協會。銀行間交易商協會于2008 年正式推出以注冊制發行的非金融企業債券融資工具，其中包括了一攬子債券融資品種以滿足企業不同期限、公開或非公開等不同模式的融資需求。

作為到期還本付息式融資工具，債券違約是其最大風險點?？v觀國際各大債券市場的發展，違約事件從無到有是債券市場市場化運行的一個必然現象。

“零違約”下隱藏的“剛性兌付”危害極大，它扭曲了金融產品的定價機制，造成企業經營風險向以銀行為主的金融體系內部轉移，增加系統性風險。在“ 剛性兌付”隱含承諾下，承銷商、信用評級等金融中介的功能被弱化，其“ 看門人” 角色屢被詬病。2014 年“超日債”發生實質違約打破了我國債券市場中長期存在的“零違約”現象，在我國債券市場引入實質違約風險后的6 年內，共發生信用風險事件564 次，債券違約逐步常態化。

承銷商作為發債企業付費聘用的中介機構，在債券發行及存續的全生命周期中發揮著統籌協調的核心作用，是企業和市場之間溝通的橋梁。根據現有發行規則，承銷商承擔著雙重角色：在債券存續期，承銷商需要站在投資者角度，提前了解兌付資金安排;若存在重大風險事件，應主動發起持有人會議;一旦發生實質違約，承銷商還應代為追償，投資人主動指定由第三方代為追償的除外。

也就是說，承銷商既要維護企業利益，以較低的融資成本發債，又要維護債券持有人權益，不同角色之間存在一定的沖突。以公司債“五洋債”違約訴訟的一審判決為例，承銷商德邦證券因為存在欺詐發行、虛假陳述等褻職行為被杭州中院判處對7. 4 億元違約債務承擔連帶賠償責任。因此，承銷商是否盡職履行了其“管家”職責值得探究。

在審核發行制度下，債券能否發行、何時能夠成功發行上市都受到監管部門的審核監管。事前監管比重大使得該體系下債券市場的市場化程度較弱。當市場出現違約風險后，為降低系統性風險，監管部門可能加強對債券發行的審批監管，承銷商的作用可能并不能得到體現。相比于核準制，在注冊制下，承銷商可協助企業主動選擇在較好的融資窗口期自主完成債券發行，承銷商的作用和功能被進一步加強。不同發審機制下的金融中介機構可能具有不同的表現。因此，后文將在實施不同發審機制的兩個債券市場中分別對假說進行檢驗。

本文研究發現，承銷商聲譽越高，其所承銷債券的違約概率越低，承銷商發揮了應有的作用。我國現行信用評級體系存在一定的不足，不能有效地揭示企業的違約概率。當債券市場存在實質違約風險后，對于2014 年以后的新發債券，注冊制下的承銷商聲譽機制發揮更加重要的作用。本文進一步分析了承銷商聲譽降低債券違約的渠道。在實行注冊制的銀行間債券市場中，承銷商在債券存續期對企業的償債能力有顯著的影響，高聲譽的承銷商所服務企業的短期償債能力顯著提高;而在市場化程度較低的交易所市場中，高聲譽承銷商對企業的償債能力并沒有顯著的改善。也就是說，承銷商并沒有發揮較好的監督作用，這可能是交易所債券市場中債券違約率偏高的原因之一。不論是在注冊發行制度或是核準發行制度下，承銷商對企業的盈利能力以及企業的公司治理沒有顯著影響。

本文還對限制承銷商聲譽機制發揮的因素進行了分析。從外部治理角度分析，當外部治理水平較高時，能夠對承銷商形成較強約束，承銷商聲譽能夠顯著地降低債券違約概率。不同發審機制下承銷商聲譽作用存在一定的差異。具體來說，地區法制化程度受到地區行政水平的影響，交易所債券市場中的審核發行制度，已然具有一定程度的行政約束，地區法制化程度的不同對該市場中的承銷商不具有顯著的差異，但對市場化程度較高的銀行間債券市場承銷商具有顯著差異。從地區金融市場化角度對不同發行制度下承銷商進行分析發現，審批制度中的承銷商在金融市場化程度較高的地區能夠發揮更為顯著的作用。在本身市場化程度較高的注冊制中，承銷商受地區金融市場化程度影響較弱。最后，針對承銷商內部治理的研究發現，注冊制下承銷商的內部治理水平較高時，承銷商的聲譽機制能夠顯著發揮作用，約束承銷商盡職履責，其所承銷債券發生違約的概率較低，而審批制下承銷商的內部治理水平不具有約束性。

本文的創新和主要貢獻在于，第一，對比研究注冊制和核準制，本文支持了注冊制改革對我國資本市場的優化。第二，本文首次將國內對承銷商聲譽的研究拓展至債券違約角度。這不僅豐富了現有研究中對債券違約的認知，同時也完善了對承銷商聲譽機制的研究。第三，本文對比分析了不同發行制度下承銷商對債券違約概率的作用機制。該研究有助于加深對注冊制的理解，為我國資本市場注冊制的全面推行提供經驗。第四，本文從承銷商的內外部治理角度對其聲譽機制的調節作用展開研究。在我國證券市場中中介機構屢被詬病的背景下，該方向的研究豐富了理解承銷商作用機制的維度，為深化金融市場改革提供方向。本文的研究指出，雖然在注冊制中承銷商聲譽機制能夠發揮更為顯著的作用，但其聲譽功能的發揮也需要依賴于外部治理機制和內部治理機制的約束，因此在推行注冊制的同時，需要進一步完善相應的法律法規制度，加強對承銷商的監管，引導其提升內部治理水平，充分激活承銷商在企業融資環節的作用，使注冊制發揮最大功效。

本文剩余內容安排如下：第1 部分為相關文獻與研究假說，第2 部分為研究設計;第3 部分中展示了實證結果及穩健性檢驗;第4 部分對主要結論展開進一步探討;第5 部分對本文研究進行總結。

1 相關文獻與研究假說

承銷商聲譽是約束其盡職履責、實現認證功能的前提（ Busaba and Chang，2010）。其聲譽的建立是一個長期過程，一旦承銷商懈職，發生重大風險事件后，其聲譽受損，短期無法恢復（Booth and Smith，1986）。Fang（2005）指出，承銷商聲譽會影響投資者對發債企業質量的判斷。承銷商聲譽越高，對聲譽資本會更加看重，因而對所承銷債券項目進行更嚴格的篩選。Erhemjamts and Raman（2012）研究指出，高聲譽的承銷商專業性強，具備投入更多成本挖掘公司價值的私有信息的能力，并且會采用更為嚴格的標準來選擇和評估將要發行新股的企業。高聲譽的承銷商成為企業高質量的信號，從而承銷商得以幫助企業獲得較低的融資成本。如果承銷商存在不盡職履責，為短期收益而降低業務水準等不規范行為，其所承銷的債券一旦發生實質違約，將會損害承銷商的長期利益（Fang，2005）。針對我國股票市場的研究發現承銷商聲譽受損后的影響是雙重的，不僅降低了受處罰之后該承銷商保薦上市的過會率，同樣也影響其之前客戶的市場表現（陳運森和宋順林，2018），因此高聲譽的承銷商應該更為盡職履責，謹慎選擇企業進行承銷業務。由此，本文提出假說H1。

H1： 承銷商聲譽與其承銷的債券違約概率負相關，承銷商聲譽越高，債券違約概率越低。

承銷商通過前期盡職調研，成為企業和債券市場之間的橋梁，成為半個“內部人”。Hanson et al. （1992）指出承銷商具有監管功能，可以利用自己的專業能力監督公司管理層行為，提升公司治理水平，降低企業代理成本。此外，公司的盈利能力以及償債能力也與債券違約息息相關。高聲譽也意味著該承銷商有能力在證券發行后對企業持續監督（Carter et al. ，1998）。

結合我國債券市場的發展歷程來看，雖然我國從未出臺“ 保證融資產品剛性兌付”的文件，但在債券市場初步發展階段，市場的確存在“剛性兌付”這一客觀事實。在這一背景下，承銷商和企業之間更趨向于“一次性” 的業務關系，后續管理名不副實?！?剛性兌付” 掩蓋了企業真實經營狀況（ 紀志宏和曹媛媛，2017）。因此，承銷商職責集中于協助企業完成債券發行，在發行過程中盡職履責的動機可能較弱。而2014 年“超日債” 打破剛性兌付之后，債券市場存在實質違約風險，債券持有人有一定的概率無法如期收回利息和本金。對承銷商來說，一旦其所承銷債券發生違約，將對聲譽造成較大影響，因此債券市場存在違約風險后，承銷商的盡職履責動機應得以提升。由此，本文提出假說H2。

H2： 在市場發生系統性變化后，由高聲譽承銷商所承銷債券的違約率要顯著低于低聲譽承銷商。

我國債券市場處于不斷革新發展之中，承銷商的地位和作用也隨之變化。我們進一步考察承銷商的外部治理、內部治理對其聲譽機制的調節作用。

在現行的后續管理制度下，承銷商作為地位特殊的金融中介，它不僅代表企業發布信息，也須站在投資者的立場上對債券進行后續管理，是保護投資者利益的第一道防線。但這兩個角色之間略有沖突。Mehran and Stulz（2007） 指出金融機構中存在利益沖突時，需要依賴法律法規進行限制。監管政策會影響中介機構的風險程度水平（Chen et al. ，2020）。李春濤等（2017） 指出，較為完善的外部治理環境能夠對企業起到約束作用，提高企業信息披露的質量。樊綱等（2011）的研究指出，當一地法制程度較高，也就是說公檢法機關執法較為公正和高效時，對債券人的權益保護更為完善。法律制度的完善有助于降低企業惡意逃廢債、中介機構懈職等違規行為，有助于降低違約風險。法制水平的高低也影響契約履約程度，整體來看，較高的法制水平意味著對債券持有人的保護力度較強（倪驍然，2020）。因此，我們可以預期，承銷商的聲譽機制在法制程度較高的地區更為顯著。

地區法制水平和金融業競爭程度是影響企業經營的重要外部因素（ 樊綱等，2011）。金融市場化程度不同，金融機構的履職盡責程度也存在不同。LaPorta et al. （1998）的研究認為，金融市場化程度可以提高對債券持有人權益的保護。當一地金融市場化程度較高時，金融中介一旦懈怠職，其原有市場極有可能被迅速搶占。在高金融市場競爭度下，金融中介機構更為審慎，注重業務風險防范（Wu et al. ，2012）。因此，我們預期承銷商的聲譽機制在金融行業競爭程度較高的地區將發揮更為顯著的作用。

最后，本文將研究視角切入承銷商的內部治理水平。Aboody et al. （2000）指出企業內部治理水平越高，信息披露治理也越高。承銷商的作用之一就是通過高質量的信息生產，降低信息不對稱程度。Lonka et al. （1994） 認為，企業社會責任的履行及社會責任信息的披露均具有戰略目的，可以視為企業的一種戰略行為。主動披露企業社會責任報告是企業內部治理水平較高的體現。DeQuevedo-Puente et al. （2007）研究指出企業社會責任與企業聲譽是通過一個長期的過程連接在一起的。企業社會責任報告能有效傳遞社會責任表現的信息，企業社會責任表現能提升企業聲譽。綜上，本文提出假說H3a 和H3b。

H3a： 外部治理機制對承銷商形成約束，外部治理較強時，承銷商的聲譽作用更強。

H3b： 內部治理機制對承銷商形成約束，內部治理較強時，承銷商的聲譽作用更強。

2 研究設計

2.1 樣本選取與數據來源

本文選取2009 年至2019 年銀行間債券市場中存續中期票據以及交易所債券市場的存續公司債為主要研究對象，剔除了財務數據缺失的樣本后，我們得到銀行間債券市場有效研究樣本23316 個，交易所債券市場有效研究樣本12102 個。在本文的研究中，債券違約數據、承銷商信息以及其余債券信息、企業財務信息均來自Wind 數據庫以及中國貨幣網。為排除極端值影響，對連續變量進行兩側1%處winsorize 處理。

2.2 變量定義

1） 債券違約

2014 年至2019 年共發生違約信用事件564 次，涉及違約主體153 家，涉及違約債券447 支，其中交易所債券違約230 支，占比51. 45%;銀行間市場違約債券192 支，占總違約債券的42. 95%。本文首先以該債券是否發生實質違約事件定義債券違約變量Def1，如果該債券發生實質違約，除非違約債務得以解決，否則在違約發生當年以及之后的存續期均記為1，否則取0。一般來說，在同一個時期企業名下有多支債券存續，企業名下任何一支債券發生實質違約均是會對它其余存續債券產生重大影響的風險事件，其余存續債券能否按期足額兌付本息存在極高的不確定性。因此，我們以債券發行企業名下是否有其他債券發生違約為標準，定義同企業債券違約變量Def2。若該年同企業存在違約債券，則記為1，否則取值為0。

2） 承銷商聲譽的衡量

本文基于平均單筆承銷金額、承銷市場份額以及承銷支數構建承銷商聲譽的代理變量Rep。在穩健性檢驗中，本文按照市場份額法的思想，對上一年度承銷金額進行排序，選取前十名生成高聲譽組（ur1=1）啞變量。

此外，針對交易所債券市場中承銷商以證券公司為主的情況，本文采用證監會自2009 年推出的“ 證券公司分類評級結果” 作為承銷商聲譽的代理變量。該結果包含A（ AAA、AA、A） 、B（ BBB、BB、B） 、C（ CCC、CC、C） 、D、E 共計5 大類的11 個級別。由于歷年來最低評級為CC 級，本文賦值CC 級為1，最高級別AAA 級為8，以上一年度的證券公司分類評級結果對應生成指標urrating。

3） 市場化外生沖擊

2014 年“超日債”打破我國債券市場“ 剛性兌付” 現象，將實質違約風險引入債券市場，對市場造成較大沖擊。此后債券違約逐步常態化，債券市場化程度提高。因此，我們引入這一外生沖擊變量Shock 來考察承銷商聲譽機制變化。定義2014 年之后新發行的債券Shock 取值為1，對于2014 年債券市場中已存續的債券Shock 取值為0。

4） 承銷商的內部環境與外部環境

如前文所述，參考Lonka（1994）、沈洪濤等（2011） 的研究，本文選用承銷商是否公布企業社會責任報告作為自我約束的代理變量CSR。如果發布企業社會責任報告，則CSR 取值為1，否則取0。

參照李春濤等（2017）的設定，我們按照王小魯等（2020） “中國分省企業經營環境指數”設計方案，本文以金融服務水平和融資成本對地區金融行業市場化程度（FD）進行衡量。王小魯等（2020） 問卷調查中評分3 表示中性程度，因此，當評分高于3 時，本文定義金融市場化程度啞變量FD 取值為1，否則取0。

以當地司法效率、合同履約程度、利益相關方權益保障、知識產權保護角度對地區法制環境（LS）進行衡量，類似于FD 指標的定義，當評分高于3 分時，法制水平啞變量LS 取值為1，否則取0。

5） 評級信息

本文對債券主體信用評級建立指標F_rating。參照何平和金夢（2010）、馬榕和石曉軍（2016） 研究的做法，當評級為AAA 類時，我們對信用評級變量F_rating 取值為4;當評級為AA+類，取值為3;當評級為AA 類時，取值為2;當評級為 AA-類及以下時取值為1。

6） 相關控制變量

在上述變量之外，參照前人研究，我們還在回歸分析中加入了一系列反映債券特征、企業特征變量作為控制變量。相關控制變量的名稱、表示符號和具體情況如表1 所示。

2.3 模型設定

為檢驗假說H1，本文設計了模型（1），其中被解釋變量DEFit 為債券違約啞變量Def1 和Def2，故采用Logit 模型。Repit 為承銷商聲譽變量，考慮到過往研究揭示了其他影響因素，我們加入了債券自身特質、發債企業特質兩個維度的若干控制變量，相關控制變量見表1。模型中還控制了采用年度固定效應，在不同的回歸模型中，我們也分別控制公司層面固定效應、行業固定效應。此外，我們在債券層面進行了聚類（cluster）處理。具體的回歸模型如下：

prob（DEFit ） = Φ（β0 + β1Repit + φControlsit + fixedeffect + εit ） （1）

為檢驗假說H2，觀察債券市場引入實質違約風險后承銷商的作用變化，本文設計了模型（2）。結合前文分析，本文引入市場化程度變量Shock。其余模型設定同模型（1）。本文重點關注β3 系數。具體回歸模型如下：

prob（DEFit ） = Φ（β0 + β1Repit + β2Shockit + β3Repit?Shockit + φControlsit +fixedeffect + εit ） （2）

為檢驗假說H3，本文設計了模型（3），其中CGit 為承銷商內外部環境指標：CSR 變量、法制水平LS 和金融業市場化水平指標FD。模型其余設定同模型（1）。具體的回歸模型如下：

prob（DEFit ） = Φ（β0 + β1CGit + β2Repit + β3Repit?CGit + φControlsit +fixedeffect + εit ） （3）

表2 中是對本文核心變量的描述性統計，Panel A 中展示了銀行間債券市場的情況，Panel B 中展示了交易所債券市場的情況。銀行間實質違約變量Def1 的均值為0. 0037，低于交易所債券市場中的實質違約變量均值35 個百分點。以同企業違約變量Def2 來看，該結論同樣成立。銀行間債券市場中同企業違約均值為0. 000696，低于交易所債券市場中的0. 00826。承銷商聲譽指標貫穿本文各章節，在此不再贅述。從是否承擔企業社會責任來看，銀行間債券市場中主動承擔企業社會責任的承銷商要多于交易所債券市場的承銷商。從外部治理變量法制水平（LS） 和金融市場化程度（FD） 來看，銀行間債券市場和交易所債券市場中的承銷商面臨的外部環境基本一致。在接下來的部分中，我們將通過邏輯回歸方法展開研究，以探究承銷商作為金融中介服務機構對債券違約的影響。

3 實證結果分析

3.1 主要回歸結果

本節首先驗證假說H1。根據模型（1）進行回歸，采用注冊制的銀行間債券市場回歸結果見表3，采用核準制的交易所債券市場見表4。按照模型設計，本文采用債券實質違約以及債券同企業違約兩個維度作為債券違約的代理變量。從表3 列（1）可以看到，在銀行間債券市場中，承銷商聲譽越高，該債券發生實質違約的概率越低。列（2） 中采用同企業違約情況衡量債券違約概率，我們發現結論依然成立。同企業的債券有可能由其他承銷商來承銷商，當一個高聲譽的承銷商選擇承銷某一支債券時，對企業現存債務、企業償還能力的分析必不可少，因此，從同企業違約債券角度進行分析也是對承銷商聲譽的再次驗證?？紤]到公司層面的不可觀測因素可能對債券違約具有重要影響，在列（3） 和列（4）中，我們進一步控制企業層面固定效應?？梢园l現，在不同債券違約衡量方式下，Rep 系數均顯著為負，高聲譽商譽能夠降低債券違約概率。

表4 匯報了核準制交易所債券市場回歸結果。從列（1） 可以看到，在交易所債券市場中，承銷商聲譽越高，該債券發生實質違約的概率越低。此外，在以同企業違約情況衡量債券違約概率下，我們發現結果依然存在，見列（2）?？紤]到公司層面的不可觀測因素可能對債券違約具有重要影響，在列（3） 和列（4）中，我們進一步控制企業層面固定效應。與銀行間債券市場中結論類似，在企業和年份固定效應下，Rep 系數均顯著為負，高聲譽商譽能夠降低債券違約概率。至此，假說1 得到驗證，承銷商聲譽機制能夠發揮作用，降低了債券的違約概率。

此外我們注意到，在本節針對債券實質違約的研究中（表3 和表4），信用評級F_rating 僅在銀行間債券市場中對實質違約Def1 在10%的置信水平上有顯著的降低作用。信用評級對債券實質違約的解釋能力較弱，這也與我國債券市場中的實際情況相一致。自債券市場發生實質違約以來，我國債券市場中信用評級機構評級虛高，評級購買等問題廣為詬病。以本文樣本為例，債券評級絕大部分為AAA 級和AA+級。在債券存續期間，信用評級變化不大。往往是在債券發生實質違約后，評級機構將評級迅速調整至B 級以下。此外，企業上市與否（List）以及企業產權性質（SOE）對債券違約不具有顯著的影響。這與債券實際違約情況一致，在2014 年發生實質違約后，2015 年即發生第一起央企違約事件。雖發生違約的企業以民營企業為主，但央企也出現了小部分的違約事實，也就是說，不論企業的產權性質是否為國企，均存在違約的可能。與之類似地，在實際違約事件中，上市公司與非上市公司之比約為1 ∶ 3，但基于整個市場中上市公司數量以及非上市公司數量來說，并不能簡單地認為上市公司違約可能性較低。

為驗證假說H2，表5 列示了模型（2）的回歸結果。前兩列為銀行間債券市場回歸結果，后兩列為交易所債券市場回歸結果。按照模型設計，本節對比債券市場發生實質違約事件后，承銷商在新發債券中的作用是否有顯著的提升。列（1）中Rep 與Shock 交互項Rep×Shock 系數在1%的置信度下顯著為負，說明在市場存在實質違約風險后，銀行間債券市場中的承銷商更加盡職履責，其聲譽機制發揮了更加重要的作用。由于債券可能發生實質違約，承銷商為了避免聲譽損失，在以信息披露為核心的注冊發行市場中，高聲譽的承銷商需要更加盡職履責，充分挖掘企業內部信息，才能降低自己涉及違約事件的可能。列（2）中顯示了以同企業違約事件這一更廣的維度衡量違約的回歸結果。受到外生沖擊后的交互影響效果略有下降，核心結論與實質違約代理變量保持一致。

表5 列（3）和列（4）中列示了在以核準制發行上市的交易所債券市場回歸結果。列（3）和列（4）中結果均提示交互項Rep×Shock 系數不具有統計意義上的顯著性，也就是說，雖然債券市場整體環境發生轉變，市場化程度提高、市場中風險因素增多，但在核準制下承銷商的作用和功能依然沒有得到體現。這也與前文的理論分析一致。在核準發行制度下，債券能否發行與上市需要得到證監會的批準。承銷商在核準制下主要協助企業向證監會提供信息，對債券能否成功發行并不具有話語權。行政色彩弱化了承銷商的主觀能動性。在監管部門的絕對話語權下，承銷商的盡職履責程度、專業能力被弱化。因此在該制度下，市場中實質違約風險的出現并沒有促進承銷商聲譽機制發揮作用。相較于核準制，注冊制使得金融中介能夠發揮更積極的作用，降低市場風險，促進市場良性循環。至此，假說2 得以驗證。

3.2 內生性檢驗與穩健性分析

由于本文關心的核心變量為債券發行時所選承銷商的聲譽，被解釋變量為債券存續期間實質違約事件，因此可以在一定程度上排除反向因果帶來的內生性問題。高質量企業可以對承銷商進行挑選以獲得更專業的后續服務，高聲譽的承銷商也可能為了維護聲譽、降低自身所承銷商債券發生違約的可能性從而選擇資質較好的發債企業。承銷商與發債企業之間可能存在樣本自選擇問題。本節將采用Heckman 結合IV 法對上述問題進行處理。同時，以替換核心變量衡量方式進行穩健性檢驗。

3.2.1 Heckman 與工具變量兩步法

參考Daniels and Vijayakumar（2007） 做法，本文使用Heckman 兩步法嘗試控制潛在內生性問題問題。第一階段對承銷商聲譽啞變量建立選擇模型。第二階段，以第一階段因變量估計值的概率密度函數和累計分布函數的比值計算逆米爾斯比率（IMR），用于判斷模型是否存在樣本的選擇性偏差。

對于第一階段，本文以樣本中承銷商聲譽Rep 的中位數生成啞變量RepD，高于中位數取值為1，否則取值為0。參照Daniels and Vijayakumar（2007）、Fang（2005）的做法，債券層面的因素———債券規模、債券到期期限、信用評級、是否含權以及企業的規模、盈利能力將影響對承銷商的選擇，本文對此加以控制。此外，我國債券市場發育程度相對較低，可能存在其他不可觀測影響承銷商選擇的因素，因此我們引入兩個工具變量以控制該問題。其一，參照林晚發和劉穎斐（2019）的做法，本文選用當年同一行業內，除本債券外的其他債券承銷商聲譽均值作為工具變量IV1。如果與某債券處于同一行業的其他發債方所選擇的承銷商聲譽較高時，處于競爭環境中的該公司為了獲得較低的融資成本或者作為顯示企業所處市場競爭水平的信號，也會選擇聲譽較高的承銷商來進行承銷。但同時， 該行業均值變量并不會直接影響到該債券的債券融資活動。其二，參照Wang et al. （2019），我們選擇承銷商被處罰次數作為承銷商聲譽的工具變量。張學勇和張秋月（2018）指出承銷商違規將造成其聲譽受損，但承銷商被官方處罰并不會直接影響到該債券的融資活動，因此這一變量同時滿足相關性和排他性要求，是較為合適的工具變量。本文對歷年承銷商被監管部門處罰的次數進行處理，記為IV2。在兩個債券市場中分別進行回歸后，得到銀行間債券市場中逆米爾斯比率（ IMR1） 以及交易所債券市場中逆米爾斯比率（IMR2）。在第二階段回歸中，將逆米爾斯比率納入控制變量。具體回歸結果見表6。

表6 中列（1）和列（2） 為銀行間債券市場回歸結果。從列（1） 一階段回歸模型中可以看出，工具變量的回歸系數在1%的置信度上顯著，說明我們選用的工具變量滿足了相關性要求。列（2） 為銀行間債券市場中的第二階段回歸結果。IMR1 的系數在5%的置信水平上顯著，說明存在一定的內生性問題。在控制了潛在的內生性問題后，我們的主要結論依然存在，高聲譽承銷商降低了債券違約概率。列（3）和列（4） 為交易所債券市場回歸結果。在第一階段回歸中，工具變量的回歸系數在1%的置信度上顯著。列（4）結果顯示IMR2 的系數在10%置信水平上顯著，在控制了潛在的內生性問題后，采用核準制的交易所債券市場中高聲譽承銷商對債券違約概率的降低作用依然顯著。此外，我們使用同企業違約度量指標Def2 在銀行間債券市場以及交易所債券市場再次分別進行上述Heckman 兩步工具變量回歸，結論保持一致，限于篇幅，不再列出該回歸結果。

3.2.2 其他穩健性檢驗

在之前小節的回歸中，我們以同企業債券違約情況對債券實質違約變量進行了同步處理。因此，本節將著重于承銷商聲譽變量的替代。我們采用了市場份額法對承銷商聲譽進行衡量，定義市場份額排名前十的為高聲譽組（ ur1 =1）。此外，利用證監會發布的承銷商評級結果，對交易所承銷商聲譽進行度量（urrating）?；貧w結果見表7。

從列（1）至（3） 的回歸結果可以看出，承銷商聲譽的衡量方法并不影響結果的穩健性，高聲譽承銷商所承銷債券的違約概率較低。列（4） 和列（5） 中引入新的承銷商聲譽與市場化變革Shock 的交叉項，結論同前文一致。當市場出現實質違約風險后，以信息披露為核心的注冊發行制度下，承銷商更加盡職履責，其聲譽機制發揮更大的作用，債券違約概率進一步降低。而在核準制發行的交易所債券市場中，債券能否順利發行的決定權在監管部門，因此，當市場存在實質違約風險后，承銷商的聲譽機制并沒有發生顯著的變化。

4 進一步討論

前文，我們的研究發現承銷商聲譽與債券違約概率負相關。那么，高聲譽的承銷商是通過哪種方式降低了債券的違約概率呢？ 參照Baron and Kenny（1986）提出的中介效應作用機制，本節對此展開進一步的探討。按照相關規章制度，在債券存續期，我國承銷商作為外部監管角色的基礎工作之一就是對企業所募集資金使用情況進行持續監管，承銷商需要對可能影響債權人權益的公司重大信息進行披露。Hanson et al. （1992） 指出承銷商具有監管功能，承銷商可以利用自己的專業能力監督公司管理層行為，提升客戶公司治理水平。因此，本文進一步從發債企業經營狀態以及公司治理角度對承銷商在債券存續期的作用機制展開研究。具體來說，我們考察與公司債務息息相關的企業盈利能力、資本結構以及償債能力。我們以凈利潤Netprof 作為企業盈利能力的代理變量，以資產負債率Leverage 作為資本結構的代理變量。企業償債能力本文選用現金流利息保障倍數CFI_cover 以及現金比率Current_L 衡量，現金流利息保障倍數越高，企業的償債能力越強;現金比率越高，企業籌措還款付息能力越強，按時付息保障程度越高。

由于非上市公司的公司治理數據缺失，我們對發債企業公司治理機制的研究將專注于兩個債券市場中的上市公司債券。Bhojraj and Sengupta（2003）認為良好的公司治理能夠降低該企業的違約風險，我們將進一步考察承銷商是否通過改善企業公司治理發揮作用。我們選用以下三個指標考察公司治理情況。（1）董事會人數（BordNum）。如果董事會人數較多、規模較大，那么就公司具體事宜的討論上較難達成一致意見，也會存在董事間“ 搭便車” 的行為（ Cheng，2008），因此， 董事會人數較多弱化了公司治理能力。（ 2） 獨立董事占比（Indrat）。獨立董事是從企業外部聘任的具有較高專業能力的學者、專家擔任，相對于在公司內部任職的董事來說，獨立董事更能客觀獨立的監督企業經理人（Liu et al. ，2015），因此，我們認為獨立董事占比高，公司治理水平較高。（3）第一大股東占比（ Fholder）。股權集中度高能夠緩解股權分散帶來的“ 搭便車” 問題，股東更有動力監督公司運營狀況（ Shleifer and Vishny，1997），因此，第一大股東占比高，公司治理水平較高。

參照（溫忠麟等，2004） 的研究方法，本文構建以下兩個模型。模型（4） 和（5）中Intit 為上述Netprof、Leverage、CFI_cover、Current_L 以及三個公司治理的代理變量，其余設定同模型（1）。

Intit = β0 + β1Repit + φControlit + fixedeffect + εit （4）

prob（DEFit ） = Φ（β0 + β1Intit + β2Repit + φControlit + fixedeffect + εit ） （5）

中介效應第一步關注模型（4） 中承銷商聲譽Rep 的系數是否顯著，如果承銷商聲譽影響Intit ，則第二步對模型（5）回歸，檢驗承銷商聲譽是否通過上述渠道影響債券違約概率。如果存在中介效應，在控制了這些因素后，承銷商聲譽的回歸系數應該有所下降。

4.1 企業經營能力

表8 列示了承銷商聲譽對企業盈利能力、資本結構以及償債能力的影響。列（1）和列（2）所列示結果表明，承銷商聲譽對發債企業的盈利能力以及資本結構并無影響，因此不用再進行第二步回歸檢驗。列（3） 至列（6） 從企業償債能力角度分析。列（3）的結果表明，承銷商聲譽越高，企業現金流利息保障倍數越高，企業償債能力增強。對比表3 列（2）中承銷商聲譽系數在1%的置信水平上對債券違約概率具有顯著的降低作用，表8 列（4）結果表明，控制現金流利息保障倍數后，承銷商聲譽對違約概率的降低作用下降，且僅在10%的置信區間下顯著。Sobel 檢驗的Z 值在5%的置信水平上顯著，說明存在部分中介效應。也就是說，承銷商聲譽通過影響企業的現金流利息保障倍數從而降低了企業的違約概率。本文替換償債能力衡量方法，列（5）中的結果表明，高聲譽的承銷商所服務企業現金比率較高。較高的現金比率增加了企業能夠按期償付本息的可能性，降低了企業違約概率。從列（6）中可以看到，承銷商聲譽指標的系數在10%的置信水平下顯著為負，這一部分中介效應通過了Sobel 檢驗。綜上所述，表8 列（3）至列（6）中的結果表明，承銷商聲譽通過監督企業的短期償債能力降低了企業違約的可能性。

同樣，表9 列示了對交易所債券市場承銷商聲譽作用機制的分析結果?？梢钥吹剑诮灰姿鶄袌鲋校袖N商對所服務企業的盈利能力、資本結構以及償債能力均無顯著影響，也就是說，交易所債券市場中的承銷商在債券存續期間并不通過上述機制發揮作用。

4.2 企業內部治理

按照前文分析，我們進一步考察承銷商是否在債券存續期通過影響發債主體公司治理水平發揮作用。如前所述，由于非上市公司的公司治理數據可獲得性低，本文以上市公司樣本進行分析。表10 中列（1） 至列（3） 為銀行間債券市場回歸結果，列（4） 至列（6） 為交易所債券市場回歸結果?？梢钥吹匠袖N商聲譽系數對公司治理指標均不存在顯著影響。也就是說，不論發審機制的市場化程度如何，承銷商并不通過影響債務主體的公司治理水平來發揮作用。

本文關于承銷商是否影響發債企業公司治理的研究與Hanson et al.（1992）等學者的結論并不一致。這有可能是兩個原因導致的：其一，朱玉杰等（2021）指出在我國債券市場中，承銷商聲譽在非上市公司中的作用更為顯著，可能存在高聲譽承銷商通過提高非上市公司的內部治理水平發揮降低債券違約概率的作用。但由于非上市公司公司治理數據的獲得性較低，承銷商能否改善非上市公司的公司治理暫時未能證實。其二，我國債券違約歷史較短，對債券違約處理的指引、規范，對承銷商責任進一步明晰劃分起步于2019 年年末。因此，承銷商的后續管理工作可能暫未深入到所服務企業的公司治理層面。正如前文的分析中指出，銀行間債券市場中要求承銷商建立監管池，對其所承銷債券進行壓力壓測，至少20%入池進行重點分析。但該測試報告暫未對外公布，暫未可得知承銷商對發債企業的監督重點以及風險評價情況，尤其是在目前我國債券信用評級信息含量較低，難以有效揭示企業真實違約概率的情況下，未來，引導承銷商作為債券存續期的外部監管方對企業進行全方位的指導和監督有助于維護債券市場秩序。

4.3 對承銷商聲譽的調節

在上文中，我們分析承銷商聲譽能夠降低債券違約概率，尤其是債券市場褪去部分行政色彩，向市場化轉變后，注冊制下的承銷商能夠發揮更加顯著的作用。既然整體市場化環境轉變能夠提升承銷商表現。那么，承銷商面臨的微觀層面外部環境，如地區法制水平和金融業市場化水平，以及承銷商的內部因素能否對其聲譽機制的發揮形成約束呢？ 本文就此展開進一步的探討。

我們首先引入法制水平（LS） 展開討論，按照模型（3） 進行回歸，回歸結果見表11。列（1）至列（4）為銀行間債券市場回歸結果，列（5）至列（8） 為交易所債券市場回歸結果。對比列（1）和列（3），對銀行間債券市場的承銷商來說，法制程度的高低將會影響其聲譽功能的發揮。也就是說當法制程度較高的時候，能夠對承銷商形成外部約束。從列（2）和列（4）結果可以看出，利用同企業違約指標得到的結論一致。注冊制度中的承銷商需要更加盡職盡責對企業調研，及時披露相關信息，才能盡力避免自己涉事違約事件。在承銷商足夠盡職履責、行為規范的前提下，如果債券依然發生違約，承銷商在訴訟中才能免于被處罰。正如前文提到的公司債“五洋債”承銷商德邦證券對違約債務承擔連帶賠償責任。

在采用核準制的交易所債券市場中，由于債券的發行上市需要拿到監管部門的實質同意批文，監管部門實質上分擔了部分風險。對比列（5） 和列（7） 結果可以看出，高法制化程度并未能提高核準制中承銷商的盡職程度。換用同企業違約指標后[列（6）和列（8）]也同樣指出，不論地區法制程度的高低，承銷商對債券違約概率均不具有顯著作用?？梢姡词故羌訌娏送獠凯h境約束，但核準制度較強的行政色彩使得承銷商并沒有改變其行為方式，可能依然存在懈職行為。

此外，本文從金融市場化程度角度進行分析。表12 列（1） 至列（4） 是銀行間債券市場回歸結果，列（5） 至列（8） 是交易所債券回歸結果。對比列（1） 和列（3），以及對比列（2）和列（4）的結果可以看出，不論金融業市場化程度如何，銀行間債券承銷商的聲譽都能夠顯著的降低債券違約概率。對銀行間債券市場的承銷商來說，其本身的發行制度已經是最為市場化的一種方式，在該框架內，承銷商的職責得以最大化。承銷商通過盡職盡責挖掘信息，降低企業與投資者之間的信息不對稱程度，市場對其聲譽的認可，才能保障債券順利發行。債券存續期，法律法規作為外部監管對承銷商形成約束，承銷商作為保護投資者的第一道防線需盡職履責以降低自身懈職、違規風險。

對采用核準制的交易所債券市場來說，其發審機制弱化了承銷商在債券發行上市環節的功能。對比列（5） 和列（7） 可以看出，當地區金融市場化程度較高的時候，交易所債券承銷商在債券存續期能夠發揮更為顯著的作用。也就是說，地區金融市場化程度較高有助于激發承銷商盡職履責的程度，承銷商的聲譽機制能夠發揮更為重要的作用，顯著降低債券違約概率。對比兩種不同發審機制來看，地區金融市場化程度對核準制下承銷商的影響更強。

最后，我們從承銷商企業社會責任報告角度展開分析。正如前文分析，企業社會責任與企業聲譽是通過一個長期的過程連接在一起（De Quevedo-Puenteet al. ，2007）。企業社會責任報告可以有效傳遞其社會責任表現的相關信息，企業社會責任表現良好能夠提升企業聲譽（沈洪濤等，2011）。主動出具企業責任報告是承銷商內部自我約束的體現。良好的自我約束促使承銷商盡職履行責任，充分挖掘所承銷企業信息。表13 列（1） 至列（4） 是銀行間債券市場回歸結果，列（5）至列（8）是交易所債券市場回歸結果。對比列（1）和列（3），以及對比列（2）和列（4）的結果可以看出，對銀行間債券市場的承銷商來說，較高的內部自我約束水平能夠約束著承銷商更加盡職履責，其聲譽機制得以更好地發揮作用。而對交易所債券市場來說，承銷商內部治理情況并沒有起到約束作用，內部治理較好的承銷商反而對債券違約不具有顯著的降低作用。這也再次說明，交易所債券市場中的承銷商噪音較多，存在一些不規范現象，有可能是強監管扭曲了承銷商應盡的職責。

至此，本文的研究表明：對于本身已經在市場化程度較高的發行制度中的銀行間債券市場承銷商來說，外部較高的法制化水平和良好的內部治理都能對其形成約束，進一步提升聲譽機制的發揮，而地區金融行業市場化程度，對其不再具有錦上添花的作用。與之相對地，交易所債券市場中采用市場化程度較低的核準制發行，法制水平和內部治理都不能改善承銷商聲譽機制的作用，而較高的地區金融行業市場化程度，能夠激發其聲譽機制的發揮。

5 小結

本文從承銷商聲譽角度出發，以債券違約概率檢驗承銷商聲譽機制是否得以發揮。首先，我們研究發現，高聲譽的承銷商所承銷的債券違約概率較低，承銷商的聲譽機制發揮了相應的作用。其次，本文引入2014 年“ 超日債” 違約這一外生沖擊，檢驗新增市場風險對承銷商聲譽機制的影響。本文研究發現，對采用較高市場化發行制度的銀行間債券市場來說，2014 年市場發生實質違約后，承銷商盡職履責程度加強，其聲譽機制發揮了更加顯著的作用;而對采用核準制的交易所債券市場來說，整體市場環境的改變并未引起承銷商承銷質量的顯著提升。

進一步，本文從承銷商的外部治理和內部治理角度展開分析，注冊制下的承銷商和核準制下的承銷商表現出不同的模式。對于注冊制度下的承銷商，外部法制環境提升了其聲譽機制的表現，當法制程度高的時候，承銷商更加盡職履責，高聲譽的承銷商所承銷債券的違約概率顯著降低;但在行政色彩濃厚的核準制中該作用并未能得以體現。從金融市場化程度來說，由于銀行間債券市場中的債券發行已然具有較高的市場化水平，外部市場化程度差異并未顯著的影響銀行間債券市場中承銷商作用的發揮。但外部的市場化程度對核準制下的承銷商具有顯著的影響，核準制下的承銷商在地區市場化程度較高的環境中發揮了更為顯著的作用。最后，我們將研究視角從外部轉向承銷商內部。企業社會責任報告作為企業自主披露的信息，能夠體現出企業主動承擔社會責任的意識，是企業內部自我約束較高的體現。對注冊制中的承銷商來說，當承銷商內部自我約束較強時，其聲譽機制發揮了更為顯著的作用。

本文的研究指出，在聲譽機制的約束下，承銷商能夠通過盡職履責降低債券的違約概率。外部環境和內部環境都對承銷商聲譽機制的發揮產生不同程度的影響。對比銀行間債券市場和交易所債券市場可以發現，發行環節的制度安排對承銷商聲譽機制的發揮具有較大的影響，市場化的發行機制能夠使承銷商承擔其相應職責，更為充分發揮其“管家”功能。承銷商在整個債券生命周期的業務重點之一是承銷債券，債券能夠發行的前提下，對債券進行后續管理。高質量的承銷離不開發行前的盡職調研，從而有助于減低債券違約概率，創造良好的融資環境，維護債券市場健康發展，因此，在未來全面推行注冊制時，應注重對中介機構業務規范的監督，提高中介機構內部治理水平，促進中介機構盡職履責，做好市場“管家”。此外，須注重法制建設，進一步壓實中介機構的法律責任，加大處罰力度，對中介機構形成威懾，提升中介機構盡職程度，使得以信息披露為核心的注冊制得以健康運行。

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