孫 勇，趙洪進

（上海理工大學(xué) 管理學(xué)院，上海 200093）

引言

債券評級是一個寡頭競爭行業(yè)，以大公國際，聯(lián)合信用為代表的公司幾乎壟斷了我國評級市場，同時評級高低的影響因素不僅包括市場中存在的公開信息，還取決于公司的內(nèi)部消息。傳統(tǒng)的評級公司沒有利用所擁有的信息優(yōu)勢預(yù)測風(fēng)險，在歷次違約后卻備受質(zhì)疑。在2008年金融危機之前，幾大國際評級公司對雷曼兄弟一直維持投資等級，直到其申請破產(chǎn)后才大幅度下降信用評級。這一現(xiàn)象原因來自評級機構(gòu)與目標評級公司的利益沖突，即Bongaerts et al.（2012）提出的評級購買假說，目標評級公司希望獲得較好的信用等級來降低公司的資金成本，評級機構(gòu)會給予較高的信用等級來爭取業(yè)務(wù)。這也解釋了為什么評級市場競爭的加劇并沒有改善評級質(zhì)量，反而有損市場效率（Bolton et al.，2012）。周宏（2013）建立博弈模型，從理論上證明評級機構(gòu)數(shù)量越多，發(fā)債企業(yè)與其串謀的風(fēng)險越大。即使存在串謀的風(fēng)險，我國目前的信用評級也不能降低企業(yè)的發(fā)債成本（寇宗來等，2015）。

評級機構(gòu)與被評對象的利益沖突一直廣受爭議，韓玎和魯籬（2015）從法理的角度提出債券發(fā)行不應(yīng)該采用強制的外部信用評級。于是市場中產(chǎn)生了一種以投資者付費為主體的債券評級模式，與傳統(tǒng)發(fā)行人付費模式相比，投資者付費模式不存在利益沖突問題。但是投資者付費模式只能依靠市場的公開信息，因此存在信用評級保守現(xiàn)象。Gan（2004）對比同時擁有兩類不同評級的公司，發(fā)現(xiàn)投資者付費模式存在向下偏誤現(xiàn)象。但是這一現(xiàn)象在我國并不適用，2010年，中國銀行間交易協(xié)會成立了中債資信，采用“誰受益，誰付費”的經(jīng)營模式，由于中國人民銀行主導(dǎo)的原因，相比發(fā)行人付費模式反而能獲得更多的信息。

因此，本文以2008—2016年滬深兩市交易的企業(yè)債與公司債為樣本，首先綜合考慮債券評級的影響因素，檢驗現(xiàn)有市場的公開信息能否解釋債券評級體系，在此基礎(chǔ)上，以中債資信成立為契機，間接研究投資者付費模式的產(chǎn)生是否有助于改善發(fā)行人付費模式評級質(zhì)量。在充分考慮信用評級影響因素后，借助中債資信為對照組，以年度為單位，配對同時擁有兩種評級模式的債券，進而分析兩種付費模式的差異，豐富和拓展了債券評級付費方式的文獻。

一、相關(guān)文獻與研究假設(shè)

（一）債券評級影響因素

從債券評級決定因素出發(fā)，早期學(xué)者聚焦于財務(wù)指標，諸如總資產(chǎn)、負債凈值比、資產(chǎn)報酬率、利息保障倍數(shù)、資產(chǎn)負債率和長期負債利率等對債券評級的影響（Horrigan，1988；Soldfsky，1969；陳超和郭志明，2008），發(fā)現(xiàn)有些指標較適合預(yù)測評級。但是，陳超和郭志明（2008）利用我國市場中公開信息，選擇了1998—2003年發(fā)行的企業(yè)債券，發(fā)現(xiàn)只有企業(yè)總資產(chǎn)對債券評級有顯著影響。結(jié)果顯示，現(xiàn)有的評級體系不能反映企業(yè)財務(wù)風(fēng)險與績效的好壞，債券上市后信用評級的動態(tài)調(diào)整也幾乎不存在。這說明，我國目前企業(yè)債券的信用評級與國外存在顯著差異。正如何平和金夢（2010）指出，我國債券市場還存在許多不足，比如信用評級比較集中，評級調(diào)整不頻繁，評級的公信力還有待提高。但是隨著時間的發(fā)展，國內(nèi)逐步建立了規(guī)范的信息披露制度，對于財務(wù)指標的選取不僅僅局限于以往的研究體系，學(xué)者綜合考慮會計信息質(zhì)量是否會影響債券市場的參與者（朱松，2013；馬榕和石曉軍，2015），發(fā)現(xiàn)了會計穩(wěn)健性，盈余波動表征得到了債券市場參與者的認可。

目前，學(xué)者更多關(guān)注企業(yè)特征的角度對于債券評級的影響。因為公司治理影響公司日常經(jīng)營的違約風(fēng)險，通過機構(gòu)投資者持股比例和外部董事比例，可以分析公司治理對于信用評級和債券利率的影響（Bhojraj et al.，2003；朱松等，2013）。他們發(fā)現(xiàn)，機構(gòu)投資者持股比例或者外部董事比例越高，有助于提高公司管理層的效率，因此相應(yīng)的信用等級也越高，債券利率越低。然而，Ashbaugh-Skaife et al.（2006）認為持股比例與評級并不是線性關(guān)系，而是一種倒U型，為此增加財務(wù)透明度作為公司治理的代理變量，發(fā)現(xiàn)持股比例超過5%的機構(gòu)投資者或大股東越多，根據(jù)財務(wù)再分配假說將不利于債權(quán)人，反而會對信用評級造成不利影響?？偠灾?，公司治理對所發(fā)債券等級和利率有顯著的影響。

會計信息是一種重要的信息來源，高質(zhì)量的會計信息可以降低投資者與公司管理層之間的信息不對稱，而審計質(zhì)量則是公司的會計信息質(zhì)量的一個重要體現(xiàn)，Brandon et al.（2004）通過會計事務(wù)所向公司提供的非審計服務(wù)來衡量會計獨立性，從信用評級分析師的角度研究會計獨立性。實證結(jié)果顯示如果非審計服務(wù)費用所占比例越高，審計質(zhì)量和獨立性會受到分析師質(zhì)疑，相應(yīng)的信用評級也會越低。朱松（2013）則將是否聘請四大會計事務(wù)所審計作為會計信息質(zhì)量的代理指標，同樣得出會計信息質(zhì)量會顯著影響債券評級。

在我國，債券市場的參與者除了規(guī)模較大的民企外，更多的是國有性質(zhì)的企業(yè)和地方城投公司，那么企業(yè)所有權(quán)性質(zhì)是否會影響其債券在市場的等級呢？張旭昆和李曉紅直接將國有企業(yè)與民營企業(yè)發(fā)債進行了對比，發(fā)現(xiàn)民企債券評級的效率要高于國有企業(yè)。但是，更多的研究則聚焦于城投債，因為政府的背景是對所發(fā)債券的隱形擔(dān)保，研究結(jié)果也發(fā)現(xiàn)這種隱形擔(dān)?？梢越档蛧衅髽I(yè)債券的風(fēng)險，進而獲得更高的評級（韓鵬飛、胡奕明，2015）。Huang et al.（2012）則探討政治關(guān)聯(lián)對企業(yè)信用評級和資金成本的影響，發(fā)現(xiàn)如果公司的董事長或總經(jīng)理存在政治傾向，則信用評級較高且資金成本較低。

除了常見的債券評級影響因素外，也有學(xué)者開始關(guān)注特定行業(yè)的環(huán)境信息披露是否影響債券市場參與者的關(guān)注，發(fā)現(xiàn)環(huán)境信息披露與債券評級顯著正相關(guān)（武恒光和王守海，2016）。

邢天才等（2016）討論聲譽與評級機構(gòu)競爭是否會對信用評級質(zhì)量產(chǎn)生影響，研究結(jié)論顯示聲譽機制能夠抑制競爭導(dǎo)致的評級虛高，高聲譽的評級機構(gòu)出具的信用評級擁有較高的質(zhì)量。當(dāng)評級機構(gòu)參與的債券發(fā)生違約時，進而會降低相關(guān)評級機構(gòu)的聲譽。理論上債券違約會促使評級機構(gòu)提高評判標準，改善評級質(zhì)量，但是在我國市場卻并不成立（黃小琳等，2017）。他們研究發(fā)現(xiàn)，涉事機構(gòu)不僅沒有收緊評級標準，反而更加高估企業(yè)的信用評級水平。

綜上，本文將債券評級影響因素分為三類：財務(wù)指標、債券特征和公司特征。在財務(wù)指標方面選取總資產(chǎn)報酬率、資產(chǎn)負債率、流動比率、總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率以及公司規(guī)模（陳超和郭志明，2008；朱松，2013；Jiang et al.，2012），有關(guān)債券特征選擇債券發(fā)行期限，債券交易市場（Cheng and Subramanyam，2008），最后采用企業(yè)性質(zhì)，大股東持股比例，是否聘請四大會計事務(wù)所審計作為公司特征的代理指標（Bhojraj and Sengupta，2003；Huang et al.，2012）。因此，本文假設(shè)：

假設(shè)1：市場公開的財務(wù)，債券和公司特征信息能夠較好的解釋我國企業(yè)債與公司債信用等級。

（二）評級付費模式差異

債券評級起源于投資者付費模式，早期評級機構(gòu)利用自身專業(yè)化優(yōu)勢將評級報告出售給投資者。信用評級的高低逐漸對債券發(fā)行的成本產(chǎn)生重大影響，于是出現(xiàn)了發(fā)行人付費的評估模式。然而金融危機后，發(fā)行人付費模式下的利益沖突充分暴露出來，重新激起學(xué)者關(guān)于兩種模式差異的討論。Jiang et al.（2012）討論評級付費模式的轉(zhuǎn)變對信用評級的影響，通過1970年穆迪公司和1974年標準普爾公司將公司債券付費模式從投資者轉(zhuǎn)向發(fā)行人這兩個時間點。分析1971—1974年以及1974—1978年的兩家公司評級差異，發(fā)現(xiàn)在1974年標準普爾實施投資者付費模式前，同一筆公司債券穆迪公司的信用評級始終高于標準普爾，然而在1974年后，對同一筆公司債券兩家評級不存在顯著差異，因此Jiang et al.（2012）認為，發(fā)行人付費模式會發(fā)布較高的信用評級。為了進一步討論評級機構(gòu)采用發(fā)行人付費模式是否會產(chǎn)生信用評級膨脹的現(xiàn)象，Stroblet and Xia（2012）以標準普爾作為發(fā)行人付費模式的代表，瓊斯評級公司為投資者付費模式代表，分析1999—2009年兩家公司信用評級差異。發(fā)現(xiàn)當(dāng)一家公司同時擁有兩種評級時，標準普爾的評級始終顯著高于瓊斯，結(jié)論發(fā)現(xiàn)發(fā)行人付費模式有造成信用評級膨脹的誘因。而Cornaggia（2013）從付費模式對評級的穩(wěn)定性和及時性入手，發(fā)現(xiàn)發(fā)行人付費模式的評級結(jié)果波動始終低于投資者付費模式，并且在違約預(yù)測方面也有顯著差異，投資者付費模式會在公司違約前將其評級逐漸下調(diào)至違約等級，然而發(fā)行人付費模式只會在公司即將違約前調(diào)整評級，因此認為發(fā)行人付費模式的信用評級波動度較小并且對于違約風(fēng)險的反應(yīng)較緩慢。

那么投資者付費模式是否會對發(fā)行人付費模式產(chǎn)生影響呢？Xia（2014）將信用評級對風(fēng)險的反應(yīng)能力作為評級信息質(zhì)量的替代指標，比較標準普爾的目標評級公司在獲得瓊斯公司評級前后，標準普爾的信用評級的信息質(zhì)量是否會提高，研究結(jié)論發(fā)現(xiàn)發(fā)行人付費模式的評級質(zhì)量會因為投資者付費模式的參與獲得改善。

上述的研究說明投資者付費模式可以徹底解決發(fā)行人與評級機構(gòu)的矛盾，改善評級質(zhì)量。但是也有學(xué)者認為發(fā)行人付費模式雖然存在種種弊端，但是投資者付費模式存在可操作性差，以及存在搭便車行為，相比而言發(fā)行人付費仍是比較可行的模式（應(yīng)娟和張益新，2006；劉鍇，2013；張帥，2013）。包香明和朱建新（2011）則持相反的觀點，“搭便車”和操作性僅僅是技術(shù)層面的障礙，是可以解決的，而發(fā)行人與機構(gòu)的利益沖突時導(dǎo)致公信力下降的核心因素。同時與國際三大評級機構(gòu)相比，國內(nèi)評級機構(gòu)規(guī)模較小，聲譽機制的約束作用不大，因此最好采用投資者付費模式，或者探索多種付費模式，改進評級方法并培育評級機構(gòu)（李增福，2008；黃國平，2012）。

綜上，在2010年，銀行間交易協(xié)會成立了以投資者付費為盈利模式的中資信，那么會對既有付費模式的評級質(zhì)量產(chǎn)生什么影響呢？由于市場競爭的加劇，文章預(yù)期在2010年后，既有的發(fā)行人付費模式評級質(zhì)量會得到改善。同時，兩種付費評級模式的利益沖突完全不同，投資者付費模式不需要考慮債券發(fā)行人的利益訴求，于是預(yù)期兩種付費模式會在信用影響因素方面存在結(jié)構(gòu)差異。最后因為中債資信的官方背景，可以排除信息不足而導(dǎo)致的評級保守現(xiàn)象，從而發(fā)布更可靠的信用評級。因此，本文假設(shè)：

假設(shè)2：發(fā)行人付費的債券評級模式質(zhì)量會因為投資者付費模式的產(chǎn)生而改善。

假設(shè)3：投資者付費的評級模式比發(fā)行人付費的模式更可靠，即在排除評級保守后，前者信用評級應(yīng)當(dāng)?shù)陀诤笳摺?/p>

假設(shè)4：債券信用評級的影響因素在投資者付費與發(fā)行人付費模式中存在差異。

三、研究設(shè)計與數(shù)據(jù)來源

（一）模型設(shè)計與變量

為檢驗假設(shè)1，建立模型（1）：

首先考慮信用評級的影響因素，基于以往關(guān)于信用評級的研究（Jiang et al.，2012；朱松，2013），模型設(shè)定如（1）所示。由于企業(yè)債與公司債評級數(shù)據(jù)為不連續(xù)的類別變量，本文采用排序模型進行分析。其中Credit代表企業(yè)債與公司債評級，參考Bhojraj and Sengupta（2003）的排序，本次研究將 AAA定義為 7，將 AA+定義為 6，將 AA定義為 5，將AA-定義為 4，將 A+、A、A-合并定義為 3，將 BBB、BB、B 合并定義為2，將CCC、CC、C合并定義為1。其余變量定義（見下頁表1）。

模型（1）將財務(wù)指標，債券和公司特征相關(guān)變量同時納入考慮。在財務(wù)指標方面選取了可以反映企業(yè)盈利能力的總資產(chǎn)報酬率、反映資本結(jié)構(gòu)的資產(chǎn)負債率、反映償債能力的流動比率和已獲利息保障倍數(shù)，以及代表營運能力的總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率，同時考慮企業(yè)規(guī)模對償債能力的影響?，F(xiàn)有研究表明，總資產(chǎn)報酬率、流動比率、已獲利息保障倍數(shù)、總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率、企業(yè)規(guī)模和企業(yè)的償債能力正相關(guān)，因此預(yù)期相應(yīng)的系數(shù)為正（Brandon et al.，2004；Ashbaugh-Skaife et al.，2006；朱松，2013）。而資產(chǎn)負債表代表企業(yè)的資本結(jié)構(gòu)，資產(chǎn)負債率越小，代表企業(yè)違約倒閉的可能性越小，因此預(yù)期系數(shù)為負。

在債券特征方面，選取了債券發(fā)行期限和債券交易的市場。債券發(fā)行期限越長，投資者持有債券遭遇違約的可能越大，相應(yīng)的信用評級會越低（Bhojraj and Sengupta，2003；Jiang at al.，2012），因此本文預(yù)期系數(shù)為負。Cheng and Subramanyam（2008）研究美國債券市場，發(fā)現(xiàn)分析師比較關(guān)注美國紐約證券交易所掛牌的公司，因此本文引入交易所這一虛擬變量。由于事先無法預(yù)測人們更關(guān)注哪一個交易所，所以選取債券掛牌數(shù)量較多的上海證券交易所為基準組。

關(guān)于公司特征指標可以從三個角度分析。首先，政治關(guān)聯(lián)，因為企業(yè)的國有背景是對其所發(fā)債券的隱形保證，因此加入是否為國有企業(yè)這一虛擬變量，并且預(yù)期系數(shù)為正。其次，公司治理的角度，目前存在兩種相反的結(jié)論。大股東持股比例越高，一方面可以增加公司管理的效率，然而股權(quán)過度集中也會產(chǎn)生代理問題，引發(fā)債券人與大股東的沖突。因此，無法預(yù)期大股東持股比例的對于信用等級的影響。最后，公司會計信息質(zhì)量，會計信息是一種重要的信息來源，有利于降低投資者與公司之間的信息不對稱。朱松（2013）發(fā)現(xiàn)，會計信息質(zhì)量越高，評級越高。本文采用是否聘用四大會計事務(wù)所衡量會計信息質(zhì)量，預(yù)期系數(shù)為正。

為檢驗假設(shè)2，建立模型（2）：

為了分析投資者付費模式的產(chǎn)生是否對發(fā)行人付費模式的信用評級產(chǎn)生沖擊，在模型（1）的基礎(chǔ)上加入時間虛擬變量。以中債資信成立時間為分割點，2011年后定義為1，以前年度則為0。因為不同經(jīng)營模式而帶來的競爭，發(fā)行人付費模式有動機調(diào)整其發(fā)布的信用評級，以縮小不同付費模式帶來的信用評級差異（Xia，2014），因此預(yù)期虛擬變量的系數(shù)為正。

為檢驗假設(shè)3和假設(shè)4，建立模型（3）：

模型（3）首先討論不同付費模式對于信用評級的差異，然后分析兩者在評級的影響因素方面是否存在結(jié)構(gòu)性差異。值得注意的是，模型（3）采用的是經(jīng)過配對的樣本，與前兩個模型有所不同。同一筆債券同時擁有兩種付費模式的信用評級，通過虛擬變量Dum進行區(qū)分，投資者付費模式取值為1，發(fā)行人付費模式取值為0。因為投資者付費模式更多關(guān)注債權(quán)人的利益訴求，以及出于謹慎性和風(fēng)險預(yù)測的動機，所以發(fā)行的信用評級相較于發(fā)行人付費模式更低，于是預(yù)計虛擬變量的系數(shù)為負。為了檢驗兩種付費模式是否在影響因素方面存在結(jié)構(gòu)性差異，構(gòu)建了交互項進行檢驗。如果交互項系數(shù)顯著，意味著存在結(jié)構(gòu)性差異，反之則不存在差異。

（二）數(shù)據(jù)來源與樣本

表1 變量定義

本文采用2007—2016年在滬深兩市發(fā)行的企業(yè)債與公司債為樣本，剔除大部分財務(wù)數(shù)據(jù)或評級資料缺失的公司，得到了3 843個觀測值。第一份樣本僅僅包含2007—2016年發(fā)行人付費模式的評級數(shù)據(jù)，用于分析假設(shè)1和假設(shè)2。中債資信成立于2010年9月，初期聚焦于短期融資券的信用評級和追蹤評級，直到2012年底才對發(fā)行長期債券的主體發(fā)布追蹤評級。截至2016年底，一共發(fā)布了1 332筆主體評級數(shù)據(jù)，但是沒有直接發(fā)布債券評級數(shù)據(jù)，因此本文將其發(fā)布的主體評級作為對應(yīng)時期債券評級的替代指標。①債券評級一般不高于對應(yīng)主體評級，同時本文旨在研究投資者付費模式發(fā)布的信用等級與發(fā)行人付費模式相比是否更低。如果在此基礎(chǔ)上，上文假設(shè)仍然成立，說明可以不用考慮主體評級與相應(yīng)債券評級的差異，并且在我國市場，兩者高度相關(guān)。

為了對比兩種評級模式的差異，需要配對樣本。首先從中債資信官網(wǎng)整理1 332筆主體評級數(shù)據(jù)，然后運用choice金融數(shù)據(jù)終端，查詢相關(guān)主體在同一年度新發(fā)債券的評級信息，或者在以前年度發(fā)行，當(dāng)年獲得最新的信用評級，最終匹配得到1 207筆企業(yè)債與公司債，并且剔除財務(wù)數(shù)據(jù)和評級資料缺失比較嚴重的觀察值，得到969個觀察值，形成了第二份樣本。其中，每一筆債券都有兩種付費模式的信用評級，用于分析假設(shè)3和假設(shè)4。所有財務(wù)債券和公司信息數(shù)據(jù)來自choice數(shù)據(jù)庫。

為了避免離群值的干擾，對連續(xù)的財務(wù)數(shù)據(jù)資料進行上下各1%的Winsorized縮尾處理。

四、實證檢驗與結(jié)果分析

（一）描述性統(tǒng)計

表2是回歸變量的描述性統(tǒng)計。信用評級的均值為5.7，意味著我國企業(yè)債與公司債的信用等級集中于AA之上。債券發(fā)行期限最短只有1年，最長有30年，一般為6年。從債券交易地點可以發(fā)現(xiàn)，深圳交易所只包含17%左右的樣本，更多的企業(yè)與公司債是在上海證券交易所交易。45%的企業(yè)性質(zhì)為國有企業(yè)，這與大股東持股比例均值在76%相對應(yīng)。值得注意的是，只有7%的公司聘請四大會計事務(wù)所進行審計。

表2 描述性統(tǒng)計

續(xù)表

表3反映了匹配后的樣本信用評級分布情況，可以看出，有1 207筆債券同時擁有兩種付費模式的評級資料，但是信用評級在兩種付費模式的分布情況并不相同，發(fā)行人付費集中于AA級以上，這與表2的全樣本基本統(tǒng)計相一致。而投資者付費模式的信用評級分布不僅更加均勻，而且A+級以下占了45.98%，可以更好反映相應(yīng)存在企業(yè)的風(fēng)險。

表3 投資者付費模式與發(fā)行人付費模式的信用評級分布表

（二）回歸分析

債券評級的影響因素和投資者付費模式的沖擊（見下頁表4）。其中，第一列是2007—2016年發(fā)行人付費模式債券評級影響因素回歸結(jié)果。在財務(wù)指標方面，可以發(fā)現(xiàn)資產(chǎn)報酬率，已獲利息保障倍數(shù)、企業(yè)規(guī)模的系數(shù)顯著為正，意味著企業(yè)資產(chǎn)報酬率、利息保障倍數(shù)越高、企業(yè)規(guī)模越大，債券評級等級越高，與預(yù)期相一致。資產(chǎn)負債率的系數(shù)顯著為負，說明資產(chǎn)負債率越低，債券評級越高。但是流動比率雖然系數(shù)為正，對于債券評級等級并不顯著，與預(yù)期不符。在債券特征方面，債券發(fā)行年度與債券評級等級顯著正相關(guān)，這與前文預(yù)期相反，但與陳超和郭志明（2008）的結(jié)論相一致，說明我國債券市場參與者比較偏好長期債券。同時發(fā)現(xiàn)，債券上市交易地點系數(shù)為負，債券評級分析師更關(guān)注在上海證券交易所發(fā)行的債券，但是這種關(guān)系并不顯著。最后討論公司特征對信用評級的影響。企業(yè)性質(zhì)、會計信息質(zhì)量與債券評級顯著正相關(guān)，意味著會計信息質(zhì)量較高的國有企業(yè)容易獲得更高的評級。大股東持股比例與信用評級負相關(guān)，這與國外早期研究并不一樣，說明較高的持股比例帶來了債權(quán)人的擔(dān)憂?？傊?，大股東持股比例較低且會計信息質(zhì)量較高的國有企業(yè)，其總資產(chǎn)報酬率越高、資產(chǎn)負債率越低、已獲利息保障倍數(shù)越高、總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率越高、規(guī)模越大、債券期限越長，越有可能獲得較高的債券評級，并且說明市場中公開的財務(wù)指標、債券和公司特征能較好解釋我國信用評級，假設(shè)1得到了支持。

表4的第二列將債券的第一列的債券評級影響因素作為控制變量，加入虛擬變量來分析投資者付費模式的產(chǎn)生是否對已有的發(fā)行人付費模式產(chǎn)生影響?？梢园l(fā)現(xiàn)，投資者付費模式并沒有對現(xiàn)行評級模式產(chǎn)生太大影響，這與Xia（2014）的結(jié)果并不一致。這也從側(cè)面說明，我國債券評級是寡頭競爭市場，即使新的競爭者加入，也不會對既有的市場產(chǎn)生沖擊， 假設(shè)2不滿足。

表4 債券評級影響因素和投資者付費模式的影響

為了比較兩種付費模式對信用評級的影響，要采用配對樣本進行分析。在回歸分析之前，先對兩種付費模式的信用等級分年度進行了均值差異檢驗。從表5中可以發(fā)現(xiàn)，由于中債資信在2012年底才開始發(fā)布主體信用評級，2013年配對的樣本同樣很少，兩者差異不具有代表性。以后年度，每年匹配數(shù)逐漸提高，發(fā)現(xiàn)發(fā)行人付費的評級均值始終顯著高于投資者付費的評級均值，說明在不考慮信用評級影響因素的前提下，投資者付費的信用等級要低于發(fā)行人付費模式。

表5 信用評級均值差異檢驗

表6在考慮評級影響因素后比較兩種付費模式的差異。首先，所有模型的虛擬變量顯著為負。不論是投資者付費模式存在保守現(xiàn)象，還是發(fā)行人付費模式存在信用膨脹現(xiàn)象，投資者付費的信用評級始終低于發(fā)行人付費模式的信用評級，與Jiang et al.（2012）和Stroblet and Xia（2012）的結(jié)論相符。由于中債資信的官方背景，基本可以排除信息不足而導(dǎo)致的評級保守現(xiàn)象，更加支持發(fā)行人付費模式存在信用膨脹現(xiàn)象，假設(shè)3得到了滿足。

表6第一列對財務(wù)指標進行回歸分析，發(fā)現(xiàn)總資產(chǎn)報酬率、資產(chǎn)負債率、已獲利息保障倍數(shù)、總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率與模型1的單樣本分析結(jié)果一致。虛擬變量與財務(wù)指標的交互項只有總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率較顯著，但是投資者付費模式下的系數(shù)依然顯著為正，說明與發(fā)行人付費模式相比，投資者付費模式更關(guān)注企業(yè)的資產(chǎn)報酬率。除了總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率，其余交互項都不太顯著，意味著兩種付費模式的債券評級考慮了市場上公開的財務(wù)信息。因此，在分析兩者評級模式在債券和公司特征時，將財務(wù)指標當(dāng)作控制變量。

表格的第2列是在控制財務(wù)指標的情況下，分析兩種評級模式在債券特征方面的差異。首先討論單變量系數(shù)，債券發(fā)行期限對信用評級影響與上文一致，但是債券上市市場的顯著性與模型1有所差別，可能是由于樣本縮小而導(dǎo)致。在交互項方面，虛擬變量與債券期限的交互項顯著為負，說明兩種付費模式關(guān)于債券期限對于評級的影響存在差異。進一步計算可以發(fā)現(xiàn)，投資者付費模式下的債券期限與信用評級負相關(guān)，意味著債券發(fā)行時間越短，信用評級越高。這與Bhojraj and Sengupta（2003）的研究相一致。虛擬變量與債券交易市場并不顯著，說明兩類評級關(guān)于債券交易對于信用評級的影響不存在差異。

與表2類似，表3是考慮兩種評級模式在公司特征的差異，從中可以發(fā)現(xiàn)投資者付費模式的單變量對信用評級的影響與模型1一致。虛擬變量與每一特征的交互項也都顯著，進一步計算可以發(fā)現(xiàn)，投資者付費模式對于信用評級的影響與發(fā)行人模式類似，只是更加關(guān)注大股東持股比例以及會計信息質(zhì)量，但是對于企業(yè)是否為國企的考慮程度比發(fā)行人付費模式要低。最后一列是將前兩列同時放入模型進行討論，主要是為了檢驗虛擬變量的符號是否發(fā)生改變，結(jié)果顯示投資者付費模式的信用等級顯著低于發(fā)行人付費模式的信用等級。

綜上，兩類付費模式關(guān)于財務(wù)指標對于信用評級的影響一致，不存在結(jié)構(gòu)性差異，但是在債券和公司特征方面存在不同。關(guān)于債券特征，投資者付費模式下的債券期限與信用評級負相關(guān)，這與發(fā)行人付費模式完全相反。在公司特征方面，雖然存在差異，但是對于信用評級的影響方向一致，只是投資者付費模式更加關(guān)注公司特征，因此假設(shè)4部分成立。

表6 不同付費模式信用評級差異比較

續(xù)表

五、穩(wěn)健性檢驗

對信用評級進行重新分類，將A及其以下評級賦值為1，其余評級依次向上遞推，回歸結(jié)果整體上無明細差異。在公司特征方面，我們采用是否“十大”作為會計信息質(zhì)量的替代指標，發(fā)現(xiàn)結(jié)果基本與表4一致。上文為了分析兩類評級模式的差異，構(gòu)建交互項進行討論。為了使結(jié)果更加可靠，本文也采用似無相關(guān)模型進行穩(wěn)健性分析，結(jié)果（如表7所示）。發(fā)現(xiàn)在財務(wù)指標兩種評級模式基本不存在差異，但是在債券和公司特征存在些許不同，具體結(jié)論也基本與表6一致。

表7 組間系數(shù)差異檢驗

六、結(jié)論與建議

本文研究發(fā)現(xiàn)：首先，大股東持股比例較低且會計信息質(zhì)量較高的國有企業(yè)，如果其總資產(chǎn)報酬率越高、資產(chǎn)負債率越低、已獲利息保障倍數(shù)越高、總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率越高、規(guī)模越大、債券期限越長，越有可能獲得較高的債券評級，表明市場中公開的財務(wù)指標、債券和公司特征能較好解釋我國信用評級。其次，現(xiàn)有的評級模式的評級質(zhì)量并沒有因為新的競爭者的加入而改善。再次，不論是投資者付費模式存在評級保守現(xiàn)象，還是發(fā)行人付費模式存在信用膨脹，兩種付費的信用評級存在顯著差異，并且我國投資者付費模式基本可排除因為信息不足而導(dǎo)致的評級保守，結(jié)論更加支持現(xiàn)有評級模式存在信用膨脹。最后，兩種模式都充分考慮了市場公開的財務(wù)信息，但是關(guān)于大股東持股比例對于信用評級的影響，存在相反的結(jié)論。

上述結(jié)論，啟示如下：一是現(xiàn)有發(fā)行人付費模式雖然存在信用評級偏高的現(xiàn)象，但是基本能反映目標公司的具體情況，因此同種付費模式的市場競爭不宜激烈，統(tǒng)一準入條件和退出機制。二是投資者付費模式可以徹底解決發(fā)行人與評級機構(gòu)的利益沖突，應(yīng)該適當(dāng)增加投資者付費模式在市場中所占的比例。三是監(jiān)管部門應(yīng)建立評價和懲罰機制，避免劣幣驅(qū)逐良幣現(xiàn)象，在不是必須使用評級結(jié)果的環(huán)節(jié)，盡量減少對評級結(jié)果的使用，由市場①中債資信主體評級數(shù)據(jù)來源于中債資信評估有限責(zé)任公司網(wǎng)站?；蛲顿Y者去判斷評級機構(gòu)的公信力②表8是信用評級影響因素的相關(guān)性分析。在分析債券評級影響前，先做了Pearson相關(guān)性分析。因為在多元回歸分析中，相關(guān)性參考意義不大，所以正文沒有呈現(xiàn)。和評級結(jié)果的準確性。

表8 相關(guān)系數(shù)矩陣

表9 配對樣本描述性統(tǒng)計③表9是配對樣本的描述性統(tǒng)計。因為與上文的描述性統(tǒng)計有些重復(fù)，并且更多關(guān)注配對樣本的信用評級分布情況，文章已經(jīng)列示，所以在正文沒有呈現(xiàn)描述性統(tǒng)計。