華 超，李 杰

（南京航空航天大學(xué)經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院，江蘇南京 211106）

0 引言

2012 年5 月下旬，深圳證券交易所、上海證券交易所、中國證券登記結(jié)算公司等單位相繼頒布了中小企業(yè)私募債券發(fā)行的試點辦法，這意味著中小企業(yè)在資本市場融資開辟了一條新路徑。中小企業(yè)私募債券的正式推出將有效緩解我國中小企業(yè)融資難題，進(jìn)一步豐富債券市場結(jié)構(gòu)，完善構(gòu)建多層次資本市場體系。截止到2014 年9 月底，全國共發(fā)行中小企業(yè)私募債約900億元。截止到2014 年9 月底，江蘇省一共有約200 家企業(yè)已經(jīng)發(fā)行私募債或已經(jīng)取得發(fā)行備案，總規(guī)模達(dá)到了310 億元，約占全國中小企業(yè)私募債規(guī)模的34%，位居全國各省份第一。

由于中小企業(yè)私募債券上市時間短，其發(fā)行定價缺乏統(tǒng)一規(guī)范的市場化標(biāo)準(zhǔn)，如何確定中小企業(yè)私募債券的風(fēng)險，如何正確評估公司債券與無風(fēng)險債券利差以及這種利差受哪些因素的影響，如何給中小私募債券合理地定價，越來越多地受到學(xué)者和金融從業(yè)人員的關(guān)注。另外，由于江蘇省中小企業(yè)私募債券發(fā)行規(guī)模位居全國各省份第一，研究江蘇省私募債券發(fā)行情況具有典型意義。所以，在這樣的背景下，本文就嘗試研究分析江蘇省中小企業(yè)私募債券發(fā)行利差的影響因素。

1 文獻(xiàn)回顧

Horton（1970）將債券分成Ba 和Baa 以下兩種類型進(jìn)行分類研究，實證結(jié)果顯示債務(wù)/估價、人口、稅率、市政當(dāng)局的地理位置這四個因素顯著影響了市政債券的評級。Crabbe 和Turner（1995）對美國通用投資公司、通用汽車金融公司、福特汽車信貸公司和美林證券在1987-1992 年發(fā)行的4182 只中期票據(jù)和68只公司債的研究，發(fā)現(xiàn)債券發(fā)行規(guī)模的大小對利差并無影響，但他們的研究結(jié)果主要針對的是同一發(fā)行主體。Altman（1990）利用一組宏觀經(jīng)濟(jì)變化率的表征指標(biāo)來驗證宏觀經(jīng)濟(jì)變量與信用價差的關(guān)系。該文章選取了實際GDP、貨幣供應(yīng)量和標(biāo)準(zhǔn)普爾指數(shù)等指標(biāo)，研究發(fā)現(xiàn)這些指標(biāo)與信用價差存在負(fù)相關(guān)性。Guha and Hiris（2002）研究表明信用價差具有反周期性，即在經(jīng)濟(jì)繁榮時債券的信用價差相對較低；在經(jīng)濟(jì)蕭條時，由于企業(yè)的經(jīng)營相對較差，違約的可能性提高，從而提高了企業(yè)債券的信用價差。

鄭振龍（2004）發(fā)現(xiàn)期限越長的公司債券的信用溢價程度越明顯，波動也越小。徐強（2007）對我國短期融資券發(fā)行利差結(jié)構(gòu)進(jìn)行分析，其通過建立多元線性回歸模型對我國175 只短融券樣本進(jìn)行研究指出，在短融券發(fā)行市場上，短期融資券發(fā)行利差受發(fā)行期限、規(guī)模、企業(yè)性質(zhì)、重大信用風(fēng)險事件的顯著影響。史少博（2010）以同期的國債收益率為基準(zhǔn)利率通過對市場的流動性、發(fā)行主體性質(zhì)、信用評級等因素與中期票據(jù)的發(fā)行利差建立回歸模型，其分析結(jié)果表明我國中期票據(jù)的發(fā)行主體性質(zhì)對中票的發(fā)行利差影響較為明顯。馮莉（2011）發(fā)現(xiàn)GDP 增長率和CPI 增幅、地方財政收入、城投公司營業(yè)外收入、擔(dān)保變量、主承銷商變量和贖回條款對地方融資平臺債券發(fā)行利差有顯著性影響。

上述的研究結(jié)論主要是對國內(nèi)企業(yè)債券，公司債券，短期融資券和中期票據(jù)的發(fā)行利差研究分析，沒有對中小企業(yè)私募債券發(fā)行利差的研究。本文的創(chuàng)新點就是采用逐步回歸法對江蘇省中小企業(yè)私募債券發(fā)行利差進(jìn)行研究與分析。

2 實證研究

2.1 指標(biāo)的選取與量化

一般來說，利差被定義為，除了信用資質(zhì)評級之外，其他方面特征均相似的公司債券和無風(fēng)險債券(一般指國債)的收益率之間的差額。由于私募債券交易非常不活躍，幾乎可以看做是持有到期的債券，加之在實際發(fā)行中，基本都是平價發(fā)行，因此中小企業(yè)私募債券的票面利率就可以看做是該債券的到期收益率。按照上述分析，在本文中把發(fā)行利差定義為中小企業(yè)私募債券票面利率與中小企業(yè)私募債券發(fā)行當(dāng)日期限期相同的固定利率國債到期收益率之差。解釋變量如表1 所示。

表1 解釋變量選取與量化匯總

江蘇省中小企業(yè)私募債的發(fā)行企業(yè)性質(zhì)分為地方國有企業(yè)，集體企業(yè)，民營企業(yè)，外商獨資企業(yè)和中外合資企業(yè)，為了研究方便，我們把發(fā)行企業(yè)性質(zhì)分為國有企業(yè)和非國有企業(yè)兩類，設(shè)置虛擬變量國有企業(yè)為“1”，非國有企業(yè)為“0”。江蘇省中小企業(yè)私募債券的發(fā)行行業(yè)按照WIND 一級行業(yè)來分類，主要有材料，工業(yè)，消費，公共事業(yè)，信息技術(shù)，醫(yī)療保健，能源和金融。由于最后四個行業(yè)發(fā)行企業(yè)較少，不具有代表性，我們在研究中把他們歸為其他行業(yè)。所以在設(shè)置虛擬變量的時候就對材料，工業(yè)，消費，公共事業(yè)、其他行業(yè)一共五個行業(yè)設(shè)置虛擬變量。所有指標(biāo)均從萬得系統(tǒng)選取2012 年6 月～2014 年9 月間的數(shù)據(jù)。

2.2 逐步回歸法

逐步回歸法是在進(jìn)行多元線性回歸分析時，在考慮的全部自變量中按其對的貢獻(xiàn)程度大小，由大到小地逐個引入回歸方程，而對那些對y 作用不顯著的變量可能始終不被引入回歸方程。另外，己被引入回歸方程的變量在引入新變量進(jìn)行F 檢驗后失去重要性時，需要從回歸方程中剔除出去。逐步回歸法的步驟如下：（1）計算變量均值和差平方和L11，L22，…，Lpp，Lyy。記各自的標(biāo)準(zhǔn)變化量為uj=rij（k），j=1，…，p（2）計算x1，x2，…，xp，y 的相關(guān)系數(shù)矩陣R（0）。（3）設(shè)已經(jīng)選好了K 個變量：xi1，xi2，…，xik，且i1，i2，…，ik互不相同，R（0）經(jīng)過處理變換后為對j=1，2，…，k 逐一計算標(biāo)準(zhǔn)化變量uij的偏回歸平方和，記做F 檢驗，給定的顯著性水平α，拒絕域為F

2.3 結(jié)果分析

表2、表3 顯示：GDP 當(dāng)季同比增長率，M2 當(dāng)月同比增長率，發(fā)行總額，發(fā)行期限，特殊條款都顯著的影響江蘇省中小企業(yè)私募債券發(fā)行利差。最優(yōu)的回歸模型為模型5。Y=16.352-1.813GDP-0.218Size+0.168M-0.376TS

（1）GDP 當(dāng)季同比增長率回歸系數(shù)為負(fù)，而且顯著性水平在1%以下。說明當(dāng)經(jīng)濟(jì)運行預(yù)期降低的時候，江蘇省中小企業(yè)私募債券發(fā)行利差增大，宏觀經(jīng)濟(jì)情況是影響債券發(fā)行利差的主要因素。（2）發(fā)行總額的回歸系數(shù)為負(fù)，，顯著性水平也在1%以下。這說明了發(fā)債規(guī)模越小，投資者就越擔(dān)心企業(yè)實力，需要較高的風(fēng)險補償，所以發(fā)行利差越大。（3）M2 當(dāng)月同比增長率的回歸系數(shù)為正，說明M2 的增加將可能引起貨幣市場的出現(xiàn)短期流動性不足的現(xiàn)象，具體表現(xiàn)為投資者對實體經(jīng)濟(jì)的需求不旺盛，因此企業(yè)正常經(jīng)營遭遇困難，債券的發(fā)行利差增大。（4）發(fā)行期限的回歸系數(shù)為正，說明發(fā)行期限越長，投資者承受的風(fēng)險就越大，就需要更大的風(fēng)險補償，所以發(fā)行利差越大。（5）特殊條款的回歸系數(shù)為負(fù)，與前文分析一致，顯著性水平較低，為8.4%。結(jié)果說明有特殊條款的債券，給予投資者更大的選擇空間，所以發(fā)行利差較低。（6）樣本的調(diào)整R 方小于30%，在10%左右，說明最優(yōu)模型僅能解釋發(fā)行利差變化的很小一部分，但是這個結(jié)果Collin-Dufresne、Goldstein 和Martin(2001)實證結(jié)論基本一致。導(dǎo)致模型解釋能力較低的原因可能是沒有考慮發(fā)行企業(yè)的財務(wù)因素和評級因素。但中小企業(yè)私募債券發(fā)行企業(yè)的財務(wù)信息很難獲得，信用評級也不完全。

3 結(jié)論

本文基于2012 年6 月到2014 年9 月的數(shù)據(jù)，對影響江蘇省中小企業(yè)私募債券發(fā)行利差的宏觀因素，債券特征因素，行業(yè)因素和地域因素進(jìn)行了實證分析，結(jié)果表明，GDP 當(dāng)季同比增長率，M2 當(dāng)月同比增長率，發(fā)行總額，發(fā)行期限，特殊條款都顯著的影響江蘇省中小企業(yè)私募債券發(fā)行利差。最優(yōu)模型的解釋能力不足30%，可能是沒有考慮發(fā)行企業(yè)財務(wù)因素和評級因素。

表2 逐步回歸模型匯總

表3 各模型系數(shù)匯總

［1］Altman，E.I.Corporate Financial Distress［M］.New York:Wiley，1990.

［2］Fama，F(xiàn) and K.French，Common Risk Factors in the Return on Stocks and Bonds［J］.Journal of Financial Eeonomics，1993（33）.

［3］Huang，J.and M.Huang，How Much of the Corporate-treasury Yield Spread is Due to Credit Risk?［R］.workingpaper，2003.

［4］Merton，R.，On the Pricing of Corporate Debt:the Risk Structure of Interest Rates［J］.Journal of Finance，1974（29）.

［5］徐強.短期融資券發(fā)行利差結(jié)構(gòu)分析［J］.證券市場導(dǎo)報，2007（3）.

［6］李嵐，楊長志.基于面板數(shù)據(jù)的中期票據(jù)信用利差研究［J］.證券市場導(dǎo)報，2010（8）.

［7］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(xué)學(xué)報，2006（1）.