陳益云（副教授），林晚發(fā)

一、引言

據(jù)央行對外公布數(shù)據(jù)可知，截至2017年12月，我國債券市場總托管量為39.8萬億。公司信用類債券發(fā)行和企業(yè)債券凈融資也在不斷增加，相較于2016年，債券市場存量以及發(fā)行量在穩(wěn)步上升。我國的企業(yè)債券融資規(guī)模已由2002年的367億元增加至2016年的5.6萬億元。然而，我國債券市場存量占全球市場存量不足5%，且規(guī)模占我國當年GDP比例不足50%。相對于美國、日本債券市場存量占比的35%、15%以及占本國當年GDP比例的175%、255%，我國債券市場規(guī)模還未與國家經(jīng)濟發(fā)展水平相匹配，仍然存在較大的發(fā)展空間。另外，在2016年上半年，債券市場的剛性兌付被打破，投資者的利益受到了嚴重的損害，因此，促進債券市場發(fā)展將是未來的政策導向。然而，在注重發(fā)債規(guī)模的同時，更應該注重發(fā)債企業(yè)的債務融資成本以及違約風險。

降低債券融資成本是企業(yè)財務管理的主要目標，而債券融資成本與發(fā)債企業(yè)的債務風險密切相關。對于債券投資者而言，發(fā)債企業(yè)的信用風險是其所要面臨的主要風險之一。因此，無論對于發(fā)債企業(yè)，還是對于債券投資者，發(fā)債企業(yè)的風險都會受到關注。作為降低債券風險的債券契約，是一種重要的增信方式與約束機制[1]，所以研究公司債券契約將豐富對公司債券市場的研究，同時也有利于降低企業(yè)債券風險、保護投資者利益。

現(xiàn)有研究把債券契約條款主要分為兩類：第一類是基于條款的定義指標，比如債券契約的限制性條款，Gong等[2]與Reisel[3]研究了融資限制條款與投資限制條款的影響。第二類則是債券的具體量化指標，比如債券發(fā)行規(guī)模、發(fā)行期限以及發(fā)行利差[4][5]。企業(yè)債券利差，即企業(yè)債券收益率與相應國債收益率之差，包含了債券信用風險、流動性風險與期限風險等。信用利差是債券利差的主要構(gòu)成部分。Huang、Huang[6]發(fā)現(xiàn)，信用利差可以解釋45%的債券利差?，F(xiàn)有研究發(fā)現(xiàn)，影響債券利差的因素有很多，這些因素包括：①市場環(huán)境因素[7]；②股票市場風險[8]；③發(fā)債企業(yè)的杠桿率、規(guī)模以及盈利能力等企業(yè)自身因素[9]；④債券發(fā)行量等債券自身屬性[10]。

本文利用2011～2016年我國債券市場數(shù)據(jù)，研究審計師以及承銷商的聲譽與債券契約之間的關系。本文以上述兩者間關系為研究對象基于以下原因：①國外文獻認為金融中介對于資本市場有著重要作用，能夠緩解企業(yè)與投資者之間的信息不對稱問題，從而使得企業(yè)資源配置效率提高、交易費用降低。然而，國內(nèi)學者以股票市場為研究對象進行實證檢驗，發(fā)現(xiàn)我國資本市場的中介機構(gòu)作用并沒有得到體現(xiàn)。②審計師與承銷商是債券市場中重要的信息中介，他們的存在對于企業(yè)獲得外部融資機會與成本大小有著重要作用[11]。然而在我國資本市場，這些中介機構(gòu)的作用尚沒有得到廣泛關注，且相應的研究文獻還比較缺乏。③隨著我國債券市場實質(zhì)違約的出現(xiàn)，承銷商開始遭到市場的質(zhì)疑，即承銷商在承銷過程中未盡職盡責，承銷商的鑒證功能并沒有得到體現(xiàn)。

本文的貢獻具體如下：①通過檢驗債券市場中高聲譽審計師與承銷商的驗證功能假說，本文發(fā)現(xiàn)在企業(yè)債券融資過程中，不同中介機構(gòu)所扮演的角色不同。盡管已有相當多的文獻研究了審計師在降低債權(quán)人與股東之間沖突上的功能[12][13]，但是以往的實證分析沒有對承銷商的作用給予充分關注。通過分析高聲譽審計師與承銷商的驗證角色，本文將深化公眾對不同中介機構(gòu)在債券市場中作用的了解。②本文的研究將豐富債券契約方面的成果。現(xiàn)有關于債券的研究主要集中在債券利差的影響因素方面，而本文不僅以獨特的證據(jù)驗證高聲譽審計師與承銷商對于債券期限與發(fā)行規(guī)模的影響，揭示了重視聲譽資本的信息中介在債券發(fā)行規(guī)模與期限制定中所起的作用，而且研究了審計師與承銷商在債券市場中的聯(lián)合作用。另外，本文也進一步證實了發(fā)行規(guī)模與發(fā)行期限是中介機構(gòu)影響債券利差的一個媒介。③本文從債券利差角度分析審計師與承銷商在降低債券市場中信息不對稱方面的作用及其驗證監(jiān)督角色，以期為中介機構(gòu)的監(jiān)管改革提供參考。

二、文獻回顧與假設提出

（一）中介機構(gòu)與債券利差

相關理論研究表明，在資本市場存在信息不對稱的情況下，會計事務所、投資銀行等第三方中介機構(gòu)有著一定的驗證功能，即在一定程度上能夠驗證證券發(fā)行公司的質(zhì)量，從而降低企業(yè)與投資者之間的信息不對稱，進而有助于降低企業(yè)的融資成本。例如，陳超等[13]發(fā)現(xiàn)企業(yè)雇傭聲譽較好、規(guī)模較大的會計事務所進行審計，可以提高審計質(zhì)量，從而降低債券投資者的信息不對稱，審計的保險價值得到體現(xiàn)，進而降低了債券信用利差。Ahmed等[12]研究發(fā)現(xiàn)，高聲譽審計師提高了審計質(zhì)量，進而降低了公司的發(fā)債成本。Yang等[14]發(fā)現(xiàn)，高聲譽的承銷商可以幫助發(fā)債企業(yè)獲得較低的利差，并因此向發(fā)債企業(yè)索取較高的服務費。另外，王雄元等[15]也發(fā)現(xiàn)承銷商的高聲譽能夠降低企業(yè)債券的發(fā)行利差。上述研究都認為，承銷商與審計師使用它們的聲譽資本作為一種保證機制，以向投資者保證發(fā)債企業(yè)提供的信息的真實性，從而體現(xiàn)出一定的鑒證功能。

基于債券發(fā)行過程中審計師與承銷商的聲譽驗證角色，本文提出第一個假設：

H1：擁有高聲譽審計師或者高聲譽承銷商的債券，其債券利差較低。

（二）中介機構(gòu)與債券發(fā)行期限

作為債券契約中的一項重要內(nèi)容，債券期限被認為是一個事后的監(jiān)督機制。比如，Leland、Toft[11]認為短期債務為債權(quán)人提供了一個非常強大的工具，他們可運用該工具監(jiān)督借款企業(yè)的管理行為。同時，管理者擁有較高持股比例時，投資者將趨向于選擇短期債務，使得管理層接受更頻繁的監(jiān)督[16]。可見，債券期限越長，其潛在的違約風險越大[17]。基于上述分析，短期債券對于企業(yè)有著一定的約束作用，作為重視聲譽的審計師與承銷商，高聲譽的審計師有更強的動機去保證財務報告的質(zhì)量，通過確定較短的債券期限來降低債券的違約風險。Yang等[14]指出承銷商在債券發(fā)行之時，會與發(fā)債公司共同協(xié)商確定公司債券的發(fā)行期限。

在債券發(fā)行過程中，審計師與承銷商承擔著不同的功能，承銷商的主要功能在于協(xié)助發(fā)行人發(fā)行債券；而在發(fā)行完成后，他們沒有責任去監(jiān)督債券發(fā)行人。除了按照會計準則對將要發(fā)行債券企業(yè)的財務信息進行鑒證，審計師還承擔一定的監(jiān)督角色，他們會對財務報告中潛在的錯誤以及違反債券契約的設定條款進行詳細介紹。另外，審計師也會對其審計企業(yè)的會計違規(guī)行為承擔一定的法律責任，在這種條件下，審計師的審計行為將會為債券投資者提供一種保障[13]。本文認為，高聲譽的承銷商與債券期限的關系弱于高聲譽審計師與債券期限的關系?；诖?，本文提出第二個假設：

H2：擁有高聲譽審計師或者承銷商的債券，其債券期限較短；高聲譽審計師與債券期限的關系強于高聲譽承銷商與債券期限的關系。

（三）中介機構(gòu)與債券發(fā)行規(guī)模

債券契約中另一個重要內(nèi)容為債券發(fā)行規(guī)模。發(fā)行規(guī)模能夠間接體現(xiàn)發(fā)行企業(yè)的還款能力。如果發(fā)行企業(yè)擁有較高的有形資產(chǎn)水平，或者能夠在未來產(chǎn)生較大的現(xiàn)金流，企業(yè)將能借得更多的資金。高聲譽的審計師與承銷商的驗證角色降低了關于衡量發(fā)行人違約風險的潛在不確定性，因此可以預計企業(yè)由于有高聲譽的審計師與承銷商的驗證作用，企業(yè)債券的發(fā)行規(guī)模較大。此外，高聲譽的承銷商有廣泛的分布渠道，與機構(gòu)投資者與個人投資者之間也有著較強的關系，且擁有較強的市場推銷與銷售能力，所以高聲譽的承銷商能夠發(fā)行較大規(guī)模的債券[14]。Yang等[14]還指出承銷商在債券發(fā)行之時，會與發(fā)債公司共同協(xié)商確定公司債券的發(fā)行規(guī)模?；诖耍疚奶岢龅谌齻€假設：

H3：擁有高聲譽審計師或者承銷商的債券，其債券發(fā)行規(guī)模較大；高聲譽承銷商與債券發(fā)行規(guī)模的關系強于高聲譽審計師與債券發(fā)行規(guī)模的關系。

三、研究設計

（一）數(shù)據(jù)來源與樣本選擇

本文采用2011～2016年發(fā)債企業(yè)數(shù)據(jù)為研究樣本，數(shù)據(jù)主要來自于Wind數(shù)據(jù)庫。Wind數(shù)據(jù)庫包括企業(yè)特征與債券自身特征數(shù)據(jù)，以及會計師事務所與承銷商等信息。對于中介機構(gòu)存在缺失值的情況，筆者通過手工收集補齊。最終，本文研究樣本中的觀測值為1517個，相應對連續(xù)變量進行了1%與99%的縮尾處理。

（二）研究模型與變量定義

模型（1）是本文的主要回歸模型：

1.因變量。本文的因變量為債券利差（YS），YS定義為債券的到期收益率與相同剩余期限的國債無風險收益率之差。YSit為債券i在上市當年（t年）末的債券利差。根據(jù)相關定義，債券利差包括債券的信用風險、流動性風險與期限結(jié)構(gòu)風險等相關風險產(chǎn)生的溢價，在一般情況下，債券信用風險越大，債券利差越高。

2.自變量。①高聲譽審計師（RA）為虛擬變量，定義為在債券募集說明書中審計該企業(yè)的審計師所在的事務所是否為十大事務所之一。如果屬于十大事務所之列則RA=1；反之，RA=0。另外，選擇審計師所在的事務所是否為四大作為高聲譽審計師的替代變量進行穩(wěn)健性檢驗。②高聲譽承銷商（RU）為虛擬變量，定義為按過去三年中累計承銷的債券市值計算，在所有國內(nèi)債券承銷商中，債券募集說明書中承銷該債券的承銷商累計承銷的債券市值是否屬于前五位之列。如果屬于，則該承銷商被定義為高聲譽，即RU=1；反之，RU=0。

3.控制變量。①債券契約特殊條款存在性（CONT），定義為在債券募集說明書中債券契約是否存在特殊條款。特殊條款主要包括贖回、回售、提前償還、可調(diào)換、調(diào)整票面利率以及其他條款。如果存在其中任何一項，即CONT=1；否則，CONT=0。另外，為了進一步研究，本文定義了提前償還（TQ）與回售（HS）兩個虛擬變量。②債券擔保（GUA）為虛擬變量，在債券募集說明書中債券若存在擔保，則GUA=1；反之，GUA=0。③企業(yè)規(guī)模（LNZZC），本文采用企業(yè)年末總資產(chǎn)的對數(shù)來衡量企業(yè)規(guī)模。一般情況下，企業(yè)規(guī)模越大，融資約束越小，其違約的風險也就越小，所以企業(yè)規(guī)模與債券利差負相關。④企業(yè)有形資產(chǎn)比例（TANG），本文定義企業(yè)年末有形資產(chǎn)比例為（固定資產(chǎn)+流動資產(chǎn)）/總資產(chǎn)。⑤企業(yè)杠桿率（LEV），本文采用企業(yè)負債與總資產(chǎn)的比率來衡量企業(yè)杠桿率。一般而言，企業(yè)杠桿率越大，信用風險就越大，債券利差也就越大，因此企業(yè)杠桿率應與債券利差正相關。⑥債券的發(fā)行規(guī)模（FXGM），本文采用債券發(fā)行額（億元）的對數(shù)來衡量債券發(fā)行規(guī)模。⑦債券發(fā)行期限（TIME），一般情況下，期限越長，企業(yè)的違約風險越大，債券利差越高[18]。

四、實證分析

（一）描述性統(tǒng)計

表1提供了樣本的描述性統(tǒng)計結(jié)果。債券利差（YS）的均值為2.890，這說明在我國債券市場中發(fā)債企業(yè)的相關風險較高。高聲譽審計師（RA）與承銷商（RU）的均值分別為0.252與0.342，這說明選擇高聲譽的審計師與承銷商的發(fā)債企業(yè)比例較低。債券契約的特殊條款（CONT）的均值為0.811，說明每份債券契約中平均有大約一個特殊條款。其中，提前償還（TQ）與贖回（HS）的均值分別為0.388與0.457，這說明在特殊條款中，使用這兩個特殊條款的比例較高；有擔保的債券的比例為0.331，這說明大部分發(fā)債企業(yè)沒有為其發(fā)行的債券提供擔保。發(fā)債企業(yè)的杠桿率均值為0.532，這說明發(fā)債企業(yè)杠桿率較高。此外，企業(yè)發(fā)行債券的規(guī)模均值為2.400，發(fā)行年限均值為6.720年。

表1 變量的描述性統(tǒng)計

（二）多元回歸分析

1.中介機構(gòu)聲譽與債券利差。為了檢驗審計師和承銷商聲譽與企業(yè)債券利差的關系，本文對模型（1）進行了回歸分析。表2第（1）～（2）列給出了相應的回歸結(jié)果，我們發(fā)現(xiàn)審計師聲譽變量（RA）的系數(shù)分別在10%與5%水平上顯著為負（-0.134，-0.137）。這說明經(jīng)過高聲譽審計師審計發(fā)行的債券，其發(fā)行后的債券利差更低。另外，承銷商角色變量（RU）的系數(shù)分別在1%與5%的水平上顯著為負（-0.216，-0.164），這說明經(jīng)過高聲譽承銷商銷售的債券，其發(fā)行后的債券利差更低。上述結(jié)論支持了H1。

對于控制變量，在第（1）列中，債券契約特殊條款變量（CONT）系數(shù)不顯著，但這并不代表特殊條款對于債券利差沒有影響。其原因為，樣本中債券契約特殊條款主要以提前償還與回售為主，而在第（2）列回歸結(jié)果中，提前償還（TQ）系數(shù)在1%的水平上顯著為正，回售（HS）系數(shù)在1%的水平上顯著為負，兩變量的相反作用使得CONT系數(shù)不顯著。TQ系數(shù)為正，即提前償還條款能夠顯著提高債券利差，其原因在于理性的投資者認為提前償還條款增加了他們的再投資風險，從而使得企業(yè)的債券利差較高；HS系數(shù)為負，即回售條款有助于降低債券利差，其原因為債券持有人持有一個看漲期權(quán)，降低了其承擔損失的可能性。擔保契約變量（GUA）的系數(shù)在5%的水平上顯著為負，這說明有擔保契約的債券，其發(fā)行的利差更低。另外，企業(yè)規(guī)模越大、有形資產(chǎn)比例越高以及發(fā)行規(guī)模越大的企業(yè)債券利差越低。

2.中介機構(gòu)聲譽與債券發(fā)行期限、發(fā)行規(guī)模。表2第中（3）～（6）列為審計師、承銷商聲譽對于債券期限、債券發(fā)行規(guī)模的影響。其中，第（3）～（4）列檢驗審計師、承銷商聲譽對債券發(fā)行期限的影響，第（5）～（6）列檢驗審計師、承銷商聲譽對債券發(fā)行規(guī)模的影響。第（3）列與第（4）列以及第（5）列與第（6）列的區(qū)別在于，前列模型中加入債券是否有特殊條款變量CONT，后列把CONT具體細分為提前償還與回售特殊條款。在第（3）～（4）列中，RA與RU系數(shù)都在5%或10%的水平上顯著，說明如果有高聲譽的審計師或者承銷商參與到企業(yè)的債券發(fā)行過程中，那么該債券發(fā)行期限較短，這與Lou、Vasvari[19]的結(jié)論不一致。主要原因可能在于，近年來審計師的審計行為以及承銷商的分銷行為受到越來越多的關注，審計師與承銷商所面臨的訴訟風險加大；2008年金融危機的爆發(fā)增加了企業(yè)經(jīng)營的不穩(wěn)定性，降低了審計師與承銷商的風險偏好。同時，有研究表明，債券發(fā)行期限越長，債券違約風險越高[17]。為了規(guī)避由期限產(chǎn)生的風險，高聲譽的審計師與承銷商會縮短債券發(fā)行期限。為檢驗RA與RU對期限影響作用的大小，本文對兩變量的系數(shù)進行標準化處理。RA的標準化系數(shù)（-0.252）的絕對值大于RU的標準化系數(shù)（-0.234）的絕對值，這表明RA對于期限的作用大于RU，即支持了H2。

在第（5）～（6）列中，RA系數(shù)為正，但不顯著，RU系數(shù)在1%的水平上顯著為正。這表明高聲譽的承銷商比高聲譽的審計師對于債券發(fā)行規(guī)模的影響更大，即支持本文的H3。

（三）穩(wěn)健性檢驗

1.中介機構(gòu)聲譽與債券發(fā)行期限、發(fā)行規(guī)模關系再分析。由于中介機構(gòu)聲譽會影響債券發(fā)行期限或發(fā)行規(guī)模，將中介機構(gòu)聲譽、發(fā)行期限與發(fā)行規(guī)模同時加入模型（1），有可能存在內(nèi)生性，從而導致表2中的回歸結(jié)果產(chǎn)生偏差。對此，本文簡單分析如下：表2的第（7）列只加入了發(fā)行規(guī)模與期限變量，發(fā)行規(guī)模系數(shù)值為-0.356，發(fā)行期限系數(shù)不顯著。而第（1）列與第（2）列在第（7）列基礎上加入審計師與承銷商變量，發(fā)行期限系數(shù)仍然不顯著，發(fā)行規(guī)模系數(shù)值分別為-0.336、-0.333。另外，第（5）列與第（6）列結(jié)果表明，承銷商聲譽會影響發(fā)行規(guī)模。基于上述分析，發(fā)行規(guī)模在中介機構(gòu)影響債券利差的路徑上起到部分中介作用，所以在模型（1）中同時加入中介機構(gòu)聲譽與債券發(fā)行期限、發(fā)行規(guī)模變量并不影響本文的主要結(jié)論。

表2 多元回歸結(jié)果

2.審計師與承銷商選擇偏差?，F(xiàn)有研究表明，審計師及承銷商的選擇可能存在一個選擇性偏差的問題[20]。其他不可觀測的因素也可能同時影響審計師、承銷商選擇以及債券發(fā)行期限與規(guī)模，從而導致本文的系數(shù)估計存在偏誤。此外，相關學者可能會提出以下問題：對于擁有高聲譽審計師或高聲譽承銷商的債券，如果在雇傭一般審計師或承銷商的背景下，結(jié)果會怎樣？對此，本文使用內(nèi)生轉(zhuǎn)化模型來處理高聲譽審計師與承銷商的選擇性偏差問題。

本文的內(nèi)生轉(zhuǎn)化模型檢驗由以下兩部分構(gòu)成：在第一部分，利用高聲譽審計師或承銷商選擇的Probit模型，得到一個判別函數(shù)；在第二部分，采用上述判別函數(shù)，對樣本進行分類，進行相應的回歸。具體模型如下：

模型（2）中，向量Z包括影響高聲譽審計師或承銷商選擇的變量。本文中這些變量包括：企業(yè)規(guī)模、杠桿、有形資產(chǎn)比例、企業(yè)規(guī)模的二次項、企業(yè)杠桿的二次項、債券的交易所類別（上海與深圳證券交易所）與企業(yè)所有權(quán)性質(zhì)等。另外，有研究表明，RA與RU之間存在一定的相關性[21]，高聲譽的承銷商往往會選擇高聲譽的審計師來提高其聲譽，因此Z中也包含RA或RU變量。

表3的Panel A部分為分離出高聲譽的審計師后內(nèi)生轉(zhuǎn)化模型（2）的回歸結(jié)果。關鍵變量RU的系數(shù)符號沒有發(fā)生實質(zhì)性變化，而且該系數(shù)的大小在不同的區(qū)間（是否選擇高聲譽的審計師）存在顯著差異。另外，在債券期限（TIME）與債券發(fā)行規(guī)模（FXGM）回歸方程中，高聲譽的承銷商對TIME與FXGM的作用只在普通審計師審計的企業(yè)中（RA=0）顯著。這一結(jié)果表明，在控制了高聲譽審計師選擇偏差后，高聲譽審計師與承銷商之間存在著替代影響，即在存在高聲譽審計師的情況下，高聲譽的承銷商對于債券發(fā)行期限與規(guī)模沒有驗證作用。

然后，利用內(nèi)生轉(zhuǎn)化模型，本文檢驗并回答以下問題：對于同一債券，如果由一般審計師審計或承銷商承銷，而不被擁有高聲譽的審計師或承銷商進行審計與承銷，結(jié)果會如何？本文中，高聲譽審計師組（Group 1）中債券的真實利差、債券發(fā)行期限與發(fā)行規(guī)模的均值分別為2.41、6.59與2.62；如果這些發(fā)債企業(yè)由普通審計師審計，那么其假設的債券利差、債券發(fā)行期限與發(fā)行規(guī)模的均值將分別為2.65、6.93與2.26，這些差異至少在10%的水平上顯著。普通審計師組（Group 2）中債券的真實利差、債券發(fā)行期限與發(fā)行規(guī)模的均值分別為3.05、6.75與2.32，而如果這些企業(yè)被高聲譽審計師審計，那么其假設的債券利差、債券發(fā)行期限與發(fā)行規(guī)模的均值將分別為2.94、3.11與2.64，這些差異至少在5%的水平上顯著。

表3的Panel B部分為分離出高聲譽的承銷商后內(nèi)生轉(zhuǎn)化模型（2）的回歸結(jié)果。從回歸結(jié)果看，關鍵變量RA的系數(shù)符號沒有發(fā)生實質(zhì)性變化，而且該系數(shù)的大小在不同的區(qū)間（是否選擇高聲譽的承銷商）上存在顯著差異。上述結(jié)果表明，在存在高聲譽承銷商的情況下，高聲譽審計師對于債券發(fā)行期限沒有驗證作用。

相似地，高聲譽承銷商組（Group 1）中債券的真實利差、債券發(fā)行期限與發(fā)行規(guī)模的均值分別為2.18、6.20與2.71；而如果這些企業(yè)被普通承銷商承銷，那么其假設的債券利差、債券發(fā)行期限與發(fā)行規(guī)模的均值將分別為2.42、6.84與2.37，這些差異都在1%的水平上顯著。另外，普通承銷商組（Group 2）中債券的真實利差、債券發(fā)行期限與發(fā)行規(guī)模的均值分別為3.13、6.65與3.25；而如果這些企業(yè)被高聲譽承銷商承銷，那么其假設的利差、債券發(fā)行期限與發(fā)行規(guī)模的均值將分別為2.53、5.94與2.23，這些差異都至少在5%的水平上顯著。

上述檢驗結(jié)果表明，在控制高聲譽審計師與承銷商的自選擇偏差后，高聲譽承銷商承銷的債券，其利差較低、發(fā)行期限較短，且發(fā)行規(guī)模更大；而高聲譽審計師審計的債券，其利差較低，發(fā)行期限較短。同時，高聲譽審計師與高聲譽承銷商之間存在一定的替代關系。

3.其他穩(wěn)健性檢驗。

（1）遺漏變量的問題。已有研究認為信用評級是影響債券利差的重要因素[17]，所以本文主要回歸模型（1）中可能遺漏了債券信用評級變量。然而，評級機構(gòu)對債券進行評級時，往往會參照債券契約、債券發(fā)行規(guī)模以及債券發(fā)行期限等因素，所以，在模型中對信用評級進行控制可能導致共線性問題。本文的VIF檢驗也證實存在比較嚴重的共線性。為了避免遺漏變量的問題，本文采用兩階段回歸的方法對信用評級因素進行控制：第一階段，以債券信用評級（Credit）為因變量，以模型（1）中所有的解釋變量為自變量進行回歸，獲得相應的殘差（Res_Credit），該殘差表示信用評級額外的信息含量；第二階段，在模型（1）的基礎上，加入Res_Credit變量進行回歸，以此來緩解遺漏變量的問題?；貧w結(jié)果表明，本文的主要結(jié)果沒有發(fā)生實質(zhì)性變化。

（2）其他替代變量的回歸分析。本文還進行了以下兩方面的穩(wěn)健性檢驗：一是將審計師所在的事務所為“四大”（替代“十大”）定義為高聲譽審計師，二是對連續(xù)變量進行5%（替代1%）的縮尾處理?；貧w結(jié)果表明，本文的主要結(jié)論沒有發(fā)生實質(zhì)性改變。

五、研究結(jié)論與建議

隨著我國債券市場的發(fā)展，發(fā)行債券已經(jīng)成為企業(yè)重要的融資方式。但是，隨著債券市場違約事件頻發(fā)，如何降低債券違約風險、保護投資者利益將成為我們研究的重點。債券市場集中違約的根本原因在于信息傳遞不充分，誘發(fā)了不合理的風險定價，影響了債券市場的資源配置效率。然而，債券契約一方面能夠緩解企業(yè)的委托代理問題，另一方面能夠降低企業(yè)與投資者之間的信息不對稱，從而實現(xiàn)市場資源的有效配置。那么，是什么影響了債券契約的設計呢？基于此，本文利用2011～2016年上市公司債券數(shù)據(jù)，分析市場中介對于債券發(fā)行契約的影響，得到相關結(jié)論，以此確定債券契約的影響因素，進一步確定市場中介的重要性，并提出相應的政策建議。具體如下：

表3 內(nèi)生轉(zhuǎn)化模型回歸結(jié)果

（一）結(jié)論

對資本市場中介機構(gòu)（審計師與承銷商）驗證功能假說的檢驗表明，高聲譽的審計師與承銷商在降低債券利差上扮演著重要角色。中介機構(gòu)的高聲譽能夠降低企業(yè)與投資者之間的信息不對稱，降低企業(yè)的融資成本與債券利差，幫助企業(yè)獲得更大的發(fā)行規(guī)模，并縮短其發(fā)行期限（未來違約風險?。?/p>

研究結(jié)果表明，審計師與承銷商的驗證角色在影響企業(yè)債券發(fā)行規(guī)模與期限上的作用存在顯著差異。審計師與承銷商的驗證角色存在一定的替代效應，即如果企業(yè)由普通審計師審計，那么高聲譽承銷商對于債券發(fā)行規(guī)模以及期限的作用更強；而如果承銷商為普通承銷商，那么高聲譽審計師對于債券發(fā)行規(guī)模以及期限的作用更強。

綜上所述，完善我國資本市場中介機構(gòu)聲譽市場，有利于降低資本市場中的信息不對稱，提高資源配置效率，降低企業(yè)融資成本。

（二）建議

通過進行中介聲譽與債券契約的回歸分析，我們發(fā)現(xiàn)中介聲譽在市場中存在一定的驗證效應，對債券的發(fā)行有著重要影響，從而影響債券市場的資源配置效率。因此，如何強化中介機構(gòu)的作用將是需要解決的重要問題。本文提出以下兩點建議：①政府部門應該加強對中介機構(gòu)的監(jiān)督，以使中介機構(gòu)的作用得到體現(xiàn)。當前證監(jiān)會已經(jīng)實施了《證券公司分類監(jiān)管規(guī)定》，對于提升券商的作用有著重要意義。另外，對于會計事務所的監(jiān)督也在不斷強化中。②加強市場聲譽機制的建設，通過市場對中介機構(gòu)的懲罰來完善中介機構(gòu)的聲譽建設，以緩解企業(yè)與中介機構(gòu)的道德風險問題，從而促進中介機構(gòu)功能的實現(xiàn)。