劉銳 攸頻

(1.中國社會科學(xué)院世界經(jīng)濟(jì)與政治研究所，北京 100732；2.南開大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院，天津 300071)

一、引言

自2015年財政部全面推動地方政府債券發(fā)行工作以來，截至2018年末，先后有37個省、自治區(qū)、直轄市、計劃單列市等發(fā)行主體共計發(fā)行3316批次地方政府債券，累計發(fā)行18.07萬億元；按發(fā)行總額計，地方政府債券占債券市場總額的19.69%，超過國債和政策性金融債，成為債券市場占比最大的單一品種，地方政府債券的發(fā)行亦形成了我國最大的一級發(fā)行市場和二級流通市場。發(fā)行定價是我國地方政府債券發(fā)行工作中的重點和難點，對地方政府債務(wù)融資產(chǎn)生了持續(xù)而深遠(yuǎn)的影響，已成為地方政府債券發(fā)行工作中的核心問題(中國財政科學(xué)研究院金融研究中心課題組，2017)[24]，也是債券市場乃至資本市場最為關(guān)注的問題之一。如何促進(jìn)地方政府債券發(fā)行合理定價，形成市場化定價機(jī)制，是當(dāng)前重要而迫切的任務(wù)。

通常，我國地方政府債券發(fā)行的招標(biāo)標(biāo)的為利率，由中標(biāo)利率確定當(dāng)期債券票面利率，各中標(biāo)承銷團(tuán)成員按面值承銷。在票面利率低于市場收益率的情況下，面值將高于二級市場價格，因此按面值發(fā)行實際上是溢價發(fā)行。目前，我國地方政府債券發(fā)行定價中存在較為明顯的溢價發(fā)行現(xiàn)象。2015年以來的發(fā)行數(shù)據(jù)統(tǒng)計表明，地方政府債券發(fā)行利率較首日估值利率平均低估22.12個BP(剔除指數(shù)影響)，發(fā)行價格較二級市場價格平均高1.56%。為形成合理的定價機(jī)制，推動地方政府債券市場的發(fā)展，財政部多次明文規(guī)定，地方政府債券發(fā)行應(yīng)市場化定價。與此同時，財政部通過改革發(fā)行政策(如增加承銷團(tuán)成員、積極推廣地方政府債券在交易所發(fā)行、擴(kuò)大投資者范圍等)促進(jìn)地方政府債券發(fā)行定價市場化。2019年6月，中共中央辦公廳、國務(wù)院辦公廳聯(lián)合發(fā)文，要求“堅持地方政府債券市場化發(fā)行，進(jìn)一步減少行政干預(yù)和窗口指導(dǎo)，不得通過財政存款和國庫現(xiàn)金管理操作等手段變相干預(yù)債券發(fā)行定價”。漸進(jìn)化的改革推進(jìn)了地方政府債券發(fā)行定價的市場化，使一、二級市場定價水平逐漸收斂，地方政府債券發(fā)行溢價率逐漸下降，市場化程度更加顯著。

本文通過構(gòu)建地方政府債券發(fā)行溢價模型，研究一級市場與二級市場定價的偏離及其影響因素，并用債券上市后的超額收益率衡量債券二級市場定價的合理性，從而為投資者投資決策和財政政策實施提供參考依據(jù)。本文的創(chuàng)新點主要有以下三個方面：(1)首次構(gòu)建溢價模型研究我國地方政府債券一、二級市場定價偏離程度；(2)在地方債發(fā)行定價中考慮政府干預(yù)因素，并進(jìn)行定量分析，而現(xiàn)有文獻(xiàn)對地方政府干預(yù)債券發(fā)行利率僅停留在定性層面；(3)首次采用市后(Aftermarket)表現(xiàn)檢驗的方法驗證地方政府債券二級市場定價的合理性和有效性，從而為一級市場定價提供參考基準(zhǔn)。

二、文獻(xiàn)綜述

通常認(rèn)為，在成熟市場中，債券發(fā)行定價合理的一個重要標(biāo)準(zhǔn)是一、二級市場定價差異較小，且一級市場定價更多地取決于二級市場(匡樺，2013；王志棟，2014)[17][23]。在實際操作中，投資者和承銷商在一級市場的報價往往依賴于二級市場價格(朱世武和邢麗，2005)[25]。依據(jù)斯蒂格利茨的噪音理性預(yù)期理論，王志棟(2014)[23]認(rèn)為以二級市場定價作為一級市場定價基準(zhǔn)可以減少市場信息不對稱，同時二級市場定價對一級市場發(fā)行價格的影響力要遠(yuǎn)高于其他發(fā)行定價方式。一般來說，如果一級市場定價與二級市場定價越接近，說明發(fā)行定價偏離越小。因此，可以用地方政府債券一、二級市場定價的偏離程度來衡量地方政府債券發(fā)行定價的合理性。

發(fā)行抑價率的研究最早來源于股票市場IPO抑價(IPO Underpricing)現(xiàn)象，即新股首次發(fā)行時發(fā)行價格較低，上市首日收盤價格遠(yuǎn)高于發(fā)行價格，投資者獲得超額收益的現(xiàn)象(Stoll and Curley, 1970；Ibbotson, 1975)[13][11]。IPO抑價主要原因在于信息不對稱(Rock, 1986; Allen and Faulhaber, 1989)[12][1]、承銷商聲譽(yù)(Baron, 1982; Beatty and Ritter, 1986; Carter, 1990)[3][4][6]、投資者非理性(Welch, 1992; Amihud et al., 2003; Cornelli et al., 2006)[14][2][7]等。采用類似于股票抑價率的研究方法，以債券上市后成交首日的超額收益率為研究對象，研究債券發(fā)行抑價現(xiàn)象的文獻(xiàn)開始出現(xiàn)(Ederington, 1974; Datta et al., 1997; Helwege and Kleiman, 1997; Xu et al., 2017)[9][8][10][15]?，F(xiàn)有文獻(xiàn)主要研究公司債券一、二級市場定價差異。Datta et al.(1997)[8]認(rèn)為對于投資級債券，承銷商聲譽(yù)越高，債券一級市場發(fā)行定價較二級市場定價差值越小，債券發(fā)行抑價率越小。Cai et al.(2007)[5]認(rèn)為提高債券信用等級以及債券續(xù)發(fā)有利于降低債券發(fā)行抑價率。Xu et al. (2017)[15]認(rèn)為會計信息質(zhì)量越高，公司債券上市首日抑價率越低，即發(fā)行利率高于二級市場利率程度越小。Datta et al.(1997)[8]同時指出，如果二級市場定價是有效率的，那么一級市場與二級市場定價的偏離可用來反映一級市場定價是否高估或者低估，其中二級市場定價是否有效可以采用市后表現(xiàn)(即債券上市后與指數(shù)之間的差異)檢驗的辦法來評估。

總體來說，對債券一、二級市場定價偏離的研究還相當(dāng)零散，尤其是對我國地方政府債券發(fā)行定價偏離的研究尚處于空白。由于抑價模型可以較好地研究一級市場的定價偏離與效率(唐齊鳴，2018)[22]，因此可利用該模型分析我國地方政府債券一級市場定價偏離，以此來研究我國地方政府債券發(fā)行溢價問題。基于抑價模型的思想，本文首次通過引入溢價(Overprice)指標(biāo)、構(gòu)建溢價模型，研究地方政府債券發(fā)行溢價問題，探討研究地方政府債券發(fā)行定價的合理性，力圖為地方政府債券一級市場定價偏離和市場化定價研究提供新視角。

三、模型、變量與數(shù)據(jù)

(一)模型設(shè)計

本文構(gòu)建發(fā)行溢價模型考察一級市場與二級市場定價的偏離程度。我國地方政府債券一級市場發(fā)行利率遠(yuǎn)低于二級市場估值收益率(即發(fā)行價格遠(yuǎn)高于二級市場價格)，地方政府債券發(fā)行抑價率小于零，表現(xiàn)出明顯的發(fā)行溢價特征。為便于地方政府債券發(fā)行溢價的研究，本文采用發(fā)行溢價率變量Overpricei表示其發(fā)行溢價程度，Overpricei=－Underpricei，Underpricei為地方政府債券發(fā)行抑價率。當(dāng)Overpricei〉0時，說明發(fā)行利率偏低，即債券發(fā)行價格過高，表現(xiàn)出溢價發(fā)行特征；當(dāng)Overpricei〈0時，說明發(fā)行利率偏高，即債券發(fā)行價格被低估，債券抑價發(fā)行。

綜合國內(nèi)外研究(陳工孟和高寧，2000; Cai et al., 2007；呂懷立等，2016；Xu et al., 2017)[16][5][21][15]，本文認(rèn)為影響發(fā)行溢價率的因素可以歸結(jié)為以下五方面：(1)發(fā)行要素(Bond)，主要為發(fā)行規(guī)模、發(fā)行期限等變量；(2)宏觀經(jīng)濟(jì)要素(Econ)，主要為規(guī)模以上工業(yè)增加值增速、居民消費價格指數(shù)同比漲幅等變量。(3)地方政府債務(wù)風(fēng)險要素(Risk)，主要為政府債務(wù)率、財政自給率、財政預(yù)算增長率等變量。(4)地方政府債券市場機(jī)制要素(Market)，主要為國庫現(xiàn)金招標(biāo)和承銷商數(shù)量等。(5)地方政府債券發(fā)行干預(yù)要素(Inter)，主要為財政存款等 變量。

參考Cai et al.(2007)[5]、Xu et al.(2017)[15]的研究成果，本文構(gòu)建地方政府債券發(fā)行溢價模型，如式(1)所示：

其中，Overpricei為地方政府債券發(fā)行溢價率，Bondh為發(fā)行要素的相關(guān)變量，Econi為宏觀經(jīng)濟(jì)要素的相關(guān)變量，Riskj為地方政府債務(wù)風(fēng)險要素的相關(guān)變量，Marketk為地方政府債券市場機(jī)制要素的相關(guān)變量，Interl為地方政府債券發(fā)行干預(yù)要素的相關(guān)變量。

(二)變量設(shè)計與選取

1.被解釋變量的設(shè)計

參考Cai et al.(2007)[5]、呂懷立等(2016)[21]的研究方法，地方政府債券i上市首日超額收益率BRi的計算公式如下：

其中Poffer是發(fā)行日的價格(全價)，Poffer+1是上市首日的交易價格(全價)。由于地方政府債券交易頻率較低，上市首日不一定有交易，本文采用債券上市日的中債估值作為交易日價格(王志棟，2014)[23]。被解釋變量地方政府債券發(fā)行溢價率(Overpricei)的計算公式如下：

其中，BRi為地方政府債券發(fā)行日至上市首日的收益率，IndexRi為同期限地方政府債券指數(shù)從該地方政府債券發(fā)行日至上市后首日的收益率。在指數(shù)選取上，本文采用同期限中債地方政府債券財富總指數(shù)(全價指數(shù))作為同期限地方政府債券指數(shù)。

2.解釋變量的選取

基于文獻(xiàn)梳理的結(jié)果，本文解釋變量包括發(fā)行要素、宏觀經(jīng)濟(jì)要素、地方政府債務(wù)風(fēng)險要素、地方政府債券市場機(jī)制要素、地方政府債券發(fā)行干預(yù)要素等五方面的相關(guān)變量，具體定義如表1所示。

(1)發(fā)行要素的相關(guān)變量

發(fā)行期限(Term)。一般認(rèn)為，債券發(fā)行期限越長，投資者需要的期限利差補(bǔ)償越高(Cai et al.，2007；Xu et al., 2017)[5][15]。Xu et al.(2017)[15]實證研究發(fā)現(xiàn)，債券發(fā)行期限越長，發(fā)行溢價率越高，因而債券發(fā)行期限與債券溢價率正相關(guān)。預(yù)期該變量和發(fā)行溢價率正相關(guān)。

發(fā)行規(guī)模(Lnscale)。發(fā)行規(guī)模越大，債券二級市場流動性越高，因而能降低債券上市后的流動性風(fēng)險。呂懷立等(2016)[21]、Xu et al.(2017)[15]認(rèn)為債券發(fā)行規(guī)模與發(fā)行溢價負(fù)相關(guān)。預(yù)期該變量和發(fā)行溢價率負(fù)相關(guān)。

表1 變量定義

發(fā)行方式(Issuetype)。發(fā)行方式主要分為公開招標(biāo)和定向發(fā)行兩種。定向發(fā)行方式確定的票面利率一般較參考基準(zhǔn)上浮15～20%，公開招標(biāo)方式確定的票面利率則不得低于參考基準(zhǔn)。一般來說，由于發(fā)行人在公開招標(biāo)中的干預(yù)，公開招標(biāo)方式下的發(fā)行利差(債券票面利率與參考基準(zhǔn)之差)明顯小于定向發(fā)行(劉天保等，2017；劉窮志和劉夏波，2017)[20][19]，因此公開招標(biāo)方式下的發(fā)行溢價率較高。該變量設(shè)置為虛擬變量，當(dāng)發(fā)行方式為公開招標(biāo)時，Issuetype=1；發(fā)行方式為定向發(fā)行時，Issuetype=0。預(yù)期該變量和發(fā)行溢價率正 相關(guān)。

發(fā)行次數(shù)(Num)。發(fā)行次數(shù)是指地方政府發(fā)行地方政府債券的次數(shù)。隨著發(fā)行次數(shù)的增多，發(fā)行人對投資者的干預(yù)意愿和力量不斷減弱，投資者的議價能力逐漸提升，從而導(dǎo)致發(fā)行利差逐漸上升，降低了發(fā)行溢價率。預(yù)期該變量和發(fā)行溢價率負(fù)相關(guān)。

(2)宏觀經(jīng)濟(jì)要素的相關(guān)變量

規(guī)模以上工業(yè)增加值增速(Iva)。規(guī)模以上工業(yè)增加值增速是反映經(jīng)濟(jì)增長的重要指標(biāo)。經(jīng)濟(jì)越景氣，投資者預(yù)期政府債務(wù)違約概率越低，發(fā)行利差就越小，債券上市后發(fā)行溢價率就越大。本文采用地方政府債券發(fā)行月份時已公布的規(guī)模以上工業(yè)增加值增速，預(yù)期該變量和發(fā)行溢價率正相關(guān)。

居民消費價格指數(shù)同比漲幅(Cpi)。物價上漲較快容易引發(fā)通貨膨脹預(yù)期，從而引發(fā)財政或者貨幣政策轉(zhuǎn)向，影響投資者風(fēng)險偏好，因此會提高債券發(fā)行風(fēng)險溢價，擴(kuò)大債券發(fā)行利差，從而降低發(fā)行溢價率。預(yù)期該變量和發(fā)行溢價率負(fù)相關(guān)。

廣義M2增長率(M2)。廣義貨幣供給量M2是經(jīng)濟(jì)活動的重要指標(biāo)，也是市場流動性的重要基礎(chǔ)，M2增速加快容易誘發(fā)市場對通脹的預(yù)期，從而擴(kuò)大地方政府債券發(fā)行利差，降低發(fā)行溢價率。預(yù)期該變量和發(fā)行溢價率負(fù)相關(guān)。

(3)地方政府債務(wù)風(fēng)險要素的相關(guān)變量

債務(wù)率(Debtratio)。地方政府債券與低評級的公司債券相類似(Datta，1997；Xu et al.，2017)[8][15]，債務(wù)率越高，投資者需要更高的信用利差以補(bǔ)償投資者風(fēng)險，票面利率相應(yīng)更高，發(fā)行溢價率也就越低。債務(wù)率的計算方式為債務(wù)余額/財政收入，預(yù)期該變量和發(fā)行溢價率負(fù)相關(guān)。

財政自給率(Self)。財政自給率越高，說明地方財政償付能力越強(qiáng)，發(fā)行利差越小，發(fā)行溢價率越大。財政自給率的計算方式為一般預(yù)算收入/一般預(yù)算內(nèi)支出，預(yù)期該變量和發(fā)行溢價率正相關(guān)。

財政收入增長率(Finanr)。劉洪芳(2017)[18]認(rèn)為財政收入增長率越高，說明地方財政收入較快，債務(wù)償還能力越高，發(fā)行利差越小，同樣可能導(dǎo)致地方政府債券發(fā)行溢價率越大。預(yù)期該變量和發(fā)行溢價率正相關(guān)。

(4)地方政府債券市場機(jī)制要素的相關(guān)變量

國庫公開招標(biāo)試點(Tcash)。國庫公開招標(biāo)試點本意是為盤活存量資金，抑制財政存款補(bǔ)貼地方政府債券發(fā)行。2015年財政部批準(zhǔn)上海、北京、深圳、廣東、黑龍江和湖北省作為公開招標(biāo)試點單位，2016年新增天津、河北、吉林、江蘇、浙江、安徽、福建、廈門、江西、海南、四川、陜西、甘肅、青海、新疆15個省(區(qū)、市)為地方國庫現(xiàn)金管理試點地區(qū)。2017年國庫公開招標(biāo)試點推廣到全國。該變量為虛擬變量，當(dāng)?shù)胤秸畟l(fā)行時該地方為國庫公開招標(biāo)試點省份，Tcash=1；否則，Tcash=0。預(yù)期該變量和發(fā)行溢價率負(fù)相關(guān)。

承銷商數(shù)量(Issnum)。通常情況下承銷商數(shù)量越多，表明參與地方政府債券承銷的證券公司數(shù)量越多。相對于商業(yè)銀行，證券公司受發(fā)行人干預(yù)的力度弱，要求的發(fā)行利差高，從而有助于降低發(fā)行溢價率。預(yù)期該變量和發(fā)行溢價率負(fù)相關(guān)。

(5)地方政府債券發(fā)行干預(yù)要素的相關(guān)變量

財政存款數(shù)量(Lndeposit)。財政存款的分配和間接補(bǔ)貼降低了地方政府債券發(fā)行利差，從而導(dǎo)致發(fā)行定價過高，推升了發(fā)行溢價率。預(yù)期該變量和發(fā)行溢價率正相關(guān)。為克服異方差，本文選取上年度財政存款的自然 對數(shù)。

3.數(shù)據(jù)來源與描述性統(tǒng)計

本文選取2015年5月至2018年12月我國地方政府債券發(fā)行數(shù)據(jù)。其中債券發(fā)行數(shù)據(jù)來源于CSMAR和Wind數(shù)據(jù)庫，地方財政與經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)來源于各省市統(tǒng)計年鑒、統(tǒng)計公報、發(fā)行募集說明書、評級報告等。對于統(tǒng)計異常的數(shù)據(jù)，經(jīng)統(tǒng)計年鑒和募集說明書反復(fù)核實，以最新統(tǒng)計數(shù)據(jù)為準(zhǔn)。本文所用的計量軟件是SPSS Statistics和Stata。樣本數(shù)據(jù)的描述性統(tǒng)計結(jié)果如表2所示。

表2 變量描述性統(tǒng)計結(jié)果

四、實證結(jié)果與分析

(一)地方政府債券發(fā)行溢價率模型的回歸結(jié)果

表3第2列模型(1)報告了發(fā)行要素、宏觀經(jīng)濟(jì)要素等五方面變量影響地方政府債券發(fā)行溢價率的回歸結(jié)果。可以看出，各變量對發(fā)行溢價率的影響符合預(yù)期。

1.發(fā)行要素與發(fā)行溢價率

發(fā)行期限(Term)系數(shù)為正，且在1%水平下顯著，表明發(fā)行期限越長，地方政府債券發(fā)行溢價率越高，這主要是期限溢價所致。發(fā)行規(guī)模(Lnscale)系數(shù)為負(fù)，且在1%水平下顯著，即發(fā)行規(guī)模越大，發(fā)行溢價率越小，主要原因可能在于債券的流動性溢價。發(fā)行方式(Issuetype)系數(shù)為正，且在1%水平下顯著，說明采用公開顯著招標(biāo)的債券發(fā)行溢價率更高。在定向發(fā)行中，地方政府債券票面利率較基準(zhǔn)上浮15%甚至30%，相對公開招標(biāo)的票面利率要高得多，因此，采取定向發(fā)行的債券發(fā)行溢價率顯著低于公開發(fā)招標(biāo)的債券發(fā)行溢價率。發(fā)行次數(shù)(Num)系數(shù)為負(fù)，且在1%水平下顯著，表明隨著發(fā)行次數(shù)的增多，受制于市場約束和財政部等上級機(jī)關(guān)的監(jiān)督，發(fā)行人干預(yù)能力不斷減弱，投資者的議價能力逐漸提升，從而導(dǎo)致發(fā)行利差逐漸擴(kuò)大，發(fā)行溢價率下降。

表3 發(fā)行溢價模型回歸及穩(wěn)健性檢驗結(jié)果

2.宏觀經(jīng)濟(jì)要素與發(fā)行溢價率

規(guī)模以上工業(yè)增加值增速(Iva)系數(shù)為正，且在1%水平下顯著，表明經(jīng)濟(jì)增長率越高，發(fā)行溢價越高。主要原因可能在于經(jīng)濟(jì)增速越高，發(fā)行利差越小，從而提高了發(fā)行溢價率。居民消費價格指數(shù)同比漲幅(Cpi)系數(shù)為負(fù)，且在1%水平下顯著，表明CPI漲幅與發(fā)行溢價率負(fù)相關(guān)。居民消費價格指數(shù)漲幅越大，越容易引發(fā)財政或者貨幣政策轉(zhuǎn)向，影響投資者風(fēng)險偏好，因此會提高債券發(fā)行風(fēng)險溢價，擴(kuò)大債券發(fā)行利差，降低發(fā)行溢 價率。

M2增長率(M2)系數(shù)為負(fù)，且在1%水平下顯著，表明M2增長率與發(fā)行溢價率負(fù)相關(guān)，主要原因可能在于M2增長率越高，越容易誘發(fā)投資者對通脹的預(yù)期，從而擴(kuò)大發(fā)行利差，降低發(fā)行溢價率。

3.地方政府債務(wù)風(fēng)險要素與發(fā)行溢價率

地方政府債務(wù)率(Debtratio)系數(shù)為負(fù)，且在10%水平下顯著，主要原因可能在于債務(wù)率越高，投資者需要更大的發(fā)行利差以補(bǔ)償投資風(fēng)險，導(dǎo)致債券上市后價格下跌空間減小，從而降低發(fā)行溢價率。

財政自給率指標(biāo)(Self)系數(shù)為正，且在1%水平下顯著，表明財政自給率越高，地方財政風(fēng)險越小，發(fā)行利差越小，發(fā)行溢價率越高。財政收入增長率指標(biāo)(Finar)系數(shù)為正，且在5%水平下顯著。與財政自給率指標(biāo)相類似，財政收入增速越高，發(fā)行利差越小，從而提高了發(fā)行溢價率。

4.地方政府債券市場機(jī)制要素與發(fā)行溢價率

國庫公開招標(biāo)試點因素(Tcash)系數(shù)為負(fù)，且在10%水平下顯著，說明國庫現(xiàn)金公開招標(biāo)試點的推行，降低了發(fā)行溢價率。承銷商數(shù)量(Issnum)系數(shù)為負(fù)，且在10%水平下顯著。承銷商數(shù)量的增多主要源于證券公司的增多，由于證券公司受發(fā)行人干預(yù)較少，對發(fā)行利差要求較高，從而降低了發(fā)行溢價率。

5.地方政府債券發(fā)行干預(yù)要素與發(fā)行溢價率

財政存款(Lndeposit)系數(shù)為正，且在1%水平下顯著。由于財政存款的分配降低了發(fā)行利差，從而壓低了發(fā)行利率，推升了發(fā)行溢價率。

(二)穩(wěn)健性檢驗

在上述實證結(jié)果基礎(chǔ)上，本文進(jìn)行了相應(yīng)的穩(wěn)健性檢驗，主要包括：一是溢價率的替代指標(biāo)分析，采用其他可替代溢價率的測度指標(biāo)作為因變量，進(jìn)一步研究結(jié)論是否發(fā)生變化；二是對可能存在的異方差導(dǎo)致的估計偏差，引入比較流行的Bootstrap與穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤作為對模型估計差異的檢驗；三是基于面板模型的檢驗。此外，本文還考慮了內(nèi)生性問題。

1.發(fā)行溢價率的替代指標(biāo)

為研究地方政府債券發(fā)行溢價率指標(biāo)的穩(wěn)健性，即選擇的指標(biāo)是否對本文結(jié)論有影響，本文采用可替代的發(fā)行溢價率指標(biāo)作為穩(wěn)健性分析指標(biāo)。本文參考依據(jù)Cai et al.(2007)[5]、Xu et al.(2017)[15]提出的發(fā)行抑價率指標(biāo)，作為債券發(fā)行溢價率指標(biāo)的替代變量。

Xu et al.(2017)[15]認(rèn)為發(fā)行抑價率可采用如下方式計算：

其中，Ri為地方政府債券發(fā)行日至上市首日的收益率，Rm為同時期同期限地方政府債券指數(shù)的回報率。因此，債券發(fā)行溢價率替代指標(biāo)計算方式如下：

采用替代指標(biāo)后的回歸結(jié)果如表3第3列所示?？梢钥闯觯诎l(fā)行溢價率替代指標(biāo)的實證結(jié)果與上文結(jié)論差別不大，在相應(yīng)的顯著性水平下依然成立。這表明本問的研究結(jié)論對地方政府債券發(fā)行溢價率指標(biāo)的選取并不敏感。

2.Bootstrap與穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤檢驗

由于樣本量不完全相同，本文采用Bootstrap方法，對模型進(jìn)行抽樣統(tǒng)計分析。同時為避免異方差的估計偏差，回歸分析采用Bootstrap與穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤檢驗，得到結(jié)果如表表3第4列所示。結(jié)果表明，經(jīng)過Bootstrap以及穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤檢驗的結(jié)果和原來結(jié)果差異不大，相關(guān)系數(shù)通過相應(yīng)的檢驗。

3.基于面板模型的檢驗

本文基于非平衡面板模型，對上述結(jié)果進(jìn)行穩(wěn)健性分析，模型如下：

Overpriceit為某特定期限第i個發(fā)行主體t季度的發(fā)行溢價率，Xit為影響地方政府債券發(fā)行溢價率的發(fā)行要素、宏觀經(jīng)濟(jì)要素等。通過Hausman檢驗，結(jié)合實際情況，本文采用個體固定效應(yīng)模型檢驗上述結(jié)果的穩(wěn)健性，回歸結(jié)果如表4所示。結(jié)果顯示，回歸系數(shù)大小與上文差異較小且符號方向一致，從而驗證了結(jié)果的穩(wěn) 健性。

分期限來看，宏觀經(jīng)濟(jì)要素和發(fā)行要素對7、10年期地方政府債券發(fā)行溢價率影響最為明顯；而3、5年期地方政府債券發(fā)行溢價率小，且相關(guān)經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)和定價預(yù)期已經(jīng)反映在發(fā)行利差中，因此宏觀經(jīng)濟(jì)要素和發(fā)行要素對發(fā)行溢價率影響較小。

4.內(nèi)生性問題

對于模型可能存在的內(nèi)生性問題，本文采用以下兩種方法進(jìn)行處理：

表4 發(fā)行溢價率面板模型回歸結(jié)果

第一，為避免可能存在遺漏變量問題，采用了更多的解釋變量進(jìn)行補(bǔ)充，如省市GDP增長率、人均GDP、人均固定資產(chǎn)投資、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)等，得到的結(jié)果與上文結(jié)論基本一致。第二，本文采用群體性分析方法，構(gòu)建了偽面板數(shù)據(jù)模型，避免因測量誤差帶來的內(nèi)生性問題。

考慮到各省、自治區(qū)、直轄市等在文化傳統(tǒng)及資源稟賦上的差異，本文采用如下固定效應(yīng)模型：

Overpriceit為某特定期限同生群內(nèi)月度加權(quán)發(fā)行溢價率，Xit為影響地方政府債券發(fā)行定價的所有解釋變量，見式(1)。表5為各期限的面板數(shù)據(jù)回歸結(jié)果。

基于個體固定效應(yīng)的面板模型結(jié)果顯示，回歸系數(shù)大小與上文差異較小且符號方向一致，從而也驗證了結(jié)果的可靠性。

(三)二級市場定價合理性的分析

市后表現(xiàn)(aftermarket performance)可用來檢驗債券二級市場定價的有效性(Datta et al., 1997)[8]。市后表現(xiàn)的基本思路是統(tǒng)計債券上市后交易日定價相對于相同類型、期限和評級的債券指數(shù)的區(qū)間超額收益平均值，從而驗證二級市場定價是否有效。如果區(qū)間超額收益平均值接近于0，說明債券上市后，債券累計收益與債券指數(shù)累計收益基本相同，不存在債券累計超額收益顯著大于或者小于0的情形，即債券定價已經(jīng)被二級市場充分反映，可認(rèn)為二級市場定價是有效的。

本文用超額收益平均值A(chǔ)ER來測度地方政府債券市后表現(xiàn)：

在式(8)中，AER用上市后第2個交易日至第N個交易日地方政府債券收益Rbondi與相應(yīng)地方政府債券指數(shù)Rindexi之差的平均值來表示。本文采用同期限的中債地方政府債券財富總指數(shù)(全價指數(shù))作為同期限地方政府債券指數(shù)。當(dāng)AER接近于0或等于0時，即可認(rèn)為地方政府債券二級市場定價是有效的。債券市場一般考察債券上市后第2個交易日至第5～15個交易日的超額 收益。

表5 各期限的面板數(shù)據(jù)回歸結(jié)果

圖1 地方政府債券市后表現(xiàn)(超額收益率，%)

本文采用Cai et al.(2007)[5]、呂懷立(2016)[21]提出的市后表現(xiàn)檢驗方法，即統(tǒng)計上市后第2到第10個交易日和第2到第15個交易日與指數(shù)相比較的超額收益。如圖1所示，第2到第10個交易日和第2到第15個交易日分別為0.005%和0.009%，考慮到債券估值的影響因素(王志棟，2014)[23]，該超額收益幾乎為零。因此，地方政府債券二級市場對地方政府債券的定價是相對有效的；一級市場有偏離且嚴(yán)重高于二級市場定價，定價是不合理的。

為檢驗上述結(jié)果，本文對地方政府債券上市后的相對利差變動結(jié)果做統(tǒng)計分析，結(jié)果同樣顯示利差變化幅度非常小，接近零。對地方政府債券市后表現(xiàn)的檢驗表明，地方政府債券二級市場的定價是相對合理的。因此本文認(rèn)為，我國地方政府債券二級市場定價可以作為發(fā)行定價的重要參考基準(zhǔn)。

五、結(jié)論與建議

地方政府債券發(fā)行利率過低是我國地方政府債券發(fā)行中普遍而非常嚴(yán)重的問題，然而當(dāng)前對我國地方政府債券發(fā)行溢價的實證研究依然存在空白。對于同一發(fā)行主體發(fā)行的地方政府債券來說，二級市場定價是其發(fā)行定價的重要參考基準(zhǔn)。本文基于2015年5月至2018年12月末我國地方政府債券發(fā)行數(shù)據(jù)，通過引入發(fā)行溢價率指標(biāo)，研究發(fā)行溢價問題，發(fā)現(xiàn)：相對于二級市場定價，發(fā)行定價普遍存在著發(fā)行利率過低的現(xiàn)象；地方政府債券二級市場定價較為公允，一級市場定價較二級市場定價偏差較大，存在較為明顯的溢價問題(發(fā)行利率偏低)，溢價率主要受發(fā)行要素、宏觀經(jīng)濟(jì)要素、行政干預(yù)要素等多方面因素影響。其中，行政干預(yù)是值得地方政府債券發(fā)行定價中非常關(guān)注的重要問題。

基于實證研究結(jié)果，本文提出如下建議以繼續(xù)推進(jìn)地方政府債券發(fā)行定價市場化，改善地方政府債券發(fā)行利率偏低的情況：第一，地方政府債券發(fā)行利率應(yīng)嚴(yán)格參考二級市場定價，避免一級市場與二級市場定價差異過大；第二，財政部應(yīng)積極推出更多的市場化措施，如引入保險資金、擴(kuò)大承銷團(tuán)等，同時嚴(yán)格約束地方政府在發(fā)行定價中的行為；第三，進(jìn)一步修訂財政存款管理細(xì)則，嚴(yán)格約束地方政府財政存款的分配和存取，如成立發(fā)行地方政府債券的專業(yè)機(jī)構(gòu)(債券銀行)，財政存款交由債券銀行統(tǒng)一管理，以降低地方政府對財政存款的調(diào)節(jié)與管理能力；第四，繼續(xù)推進(jìn)地方政府債券發(fā)行定價機(jī)制的改革，特別是加快彈性招標(biāo)制的普及，降低地方政府債券發(fā)行壓力，為地方政府債券發(fā)行人和投資者提供更多的選擇；第五，考慮到地方政府債券發(fā)行規(guī)模大、平均期限長，而投資者主要是商業(yè)銀行，應(yīng)該積極降低商業(yè)銀行的投資壓力，如可以學(xué)習(xí)日本、德國的地方政府債券經(jīng)驗，降低商業(yè)銀行的投資風(fēng)險權(quán)重，將風(fēng)險權(quán)重下調(diào)至零，鼓勵商業(yè)銀行投資地方政府債券。

[基金項目：南開大學(xué)人文社會科學(xué)青年教師研究項目“教育的代際性流動”(項目編號:63172013)、南開大學(xué)中國特色社會主義經(jīng)濟(jì)建設(shè)協(xié)同創(chuàng)新中心項目(2017)]