江蘇省中小企業私募債發行利差影響因素研究

華 超，李 杰

（南京航空航天大學經濟與管理學院，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、中國證券登記結算公司等單位相繼頒布了中小企業私募債券發行的試點辦法，這意味著中小企業在資本市場融資開辟了一條新路徑。中小企業私募債券的正式推出將有效緩解我國中小企業融資難題，進一步豐富債券市場結構，完善構建多層次資本市場體系。截止到2014 年9 月底，全國共發行中小企業私募債約900億元。截止到2014 年9 月底，江蘇省一共有約200 家企業已經發行私募債或已經取得發行備案，總規模達到了310 億元，約占全國中小企業私募債規模的34%，位居全國各省份第一。

由于中小企業私募債券上市時間短，其發行定價缺乏統一規范的市場化標準，如何確定中小企業私募債券的風險，如何正確評估公司債券與無風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，越來越多地受到學者和金融從業人員的關注。另外，由于江蘇省中小企業私募債券發行規模位居全國各省份第一，研究江蘇省私募債券發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私募債券發行利差的影響因素。

1 文獻回顧

Horton（1970）將債券分成Ba 和Baa 以下兩種類型進行分類研究，實證結果顯示債務/估價、人口、稅率、市政當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 年發行的4182 只中期票據和68只公司債的研究，發現債券發行規模的大小對利差并無影響，但他們的研究結果主要針對的是同一發行主體。Altman（1990）利用一組宏觀經濟變化率的表征指標來驗證宏觀經濟變量與信用價差的關系。該文章選取了實際GDP、貨幣供應量和標準普爾指數等指標，研究發現這些指標與信用價差存在負相關性。Guha and Hiris（2002）研究表明信用價差具有反周期性，即在經濟繁榮時債券的信用價差相對較低；在經濟蕭條時，由于企業的經營相對較差，違約的可能性提高，從而提高了企業債券的信用價差。

鄭振龍（2004）發現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行利差結構進行分析，其通過建立多元線性回歸模型對我國175 只短融券樣本進行研究指出，在短融券發行市場上，短期融資券發行利差受發行期限、規模、企業性質、重大信用風險事件的顯著影響。史少博（2010）以同期的國債收益率為基準利率通過對市場的流動性、發行主體性質、信用評級等因素與中期票據的發行利差建立回歸模型，其分析結果表明我國中期票據的發行主體性質對中票的發行利差影響較為明顯。馮莉（2011）發現GDP 增長率和CPI 增幅、地方財政收入、城投公司營業外收入、擔保變量、主承銷商變量和贖回條款對地方融資平臺債券發行利差有顯著性影響。

上述的研究結論主要是對國內企業債券，公司債券，短期融資券和中期票據的發行利差研究分析，沒有對中小企業私募債券發行利差的研究。本文的創新點就是采用逐步回歸法對江蘇省中小企業私募債券發行利差進行研究與分析。

2 實證研究

2.1 指標的選取與量化

一般來說，利差被定義為，除了信用資質評級之外，其他方面特征均相似的公司債券和無風險債券(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，加之在實際發行中，基本都是平價發行，因此中小企業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，在本文中把發行利差定義為中小企業私募債券票面利率與中小企業私募債券發行當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

江蘇省中小企業私募債的發行企業性質分為地方國有企業，集體企業，民營企業，外商獨資企業和中外合資企業，為了研究方便，我們把發行企業性質分為國有企業和非國有企業兩類，設置虛擬變量國有企業為“1”，非國有企業為“0”。江蘇省中小企業私募債券的發行行業按照WIND 一級行業來分類，主要有材料，工業，消費，公共事業，信息技術，醫療保健，能源和金融。由于最后四個行業發行企業較少，不具有代表性，我們在研究中把他們歸為其他行業。所以在設置虛擬變量的時候就對材料，工業，消費，公共事業、其他行業一共五個行業設置虛擬變量。所有指標均從萬得系統選取2012 年6 月～2014 年9 月間的數據。

2.2 逐步回歸法

逐步回歸法是在進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。記各自的標準變化量為uj=rij（k），j=1，…，p（2）計算x1，x2，…，xp，y 的相關系數矩陣R（0）。（3）設已經選好了K 個變量：xi1，xi2，…，xik，且i1，i2，…，ik互不相同，R（0）經過處理變換后為對j=1，2，…，k 逐一計算標準化變量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 結果分析

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

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

3 結論

本文基于2012 年6 月到2014 年9 月的數據，對影響江蘇省中小企業私募債券發行利差的宏觀因素，債券特征因素，行業因素和地域因素進行了實證分析，結果表明，GDP 當季同比增長率，M2 當月同比增長率，發行總額，發行期限，特殊條款都顯著的影響江蘇省中小企業私募債券發行利差。最優模型的解釋能力不足30%，可能是沒有考慮發行企業財務因素和評級因素。

表2 逐步回歸模型匯總

表3 各模型系數匯總

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

［2］Fama，F 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.短期融資券發行利差結構分析［J］.證券市場導報，2007（3）.

［6］李嵐，楊長志.基于面板數據的中期票據信用利差研究［J］.證券市場導報，2010（8）.

［7］任兆璋，李鵬.中國企業債券價差個體性影響因素的實證分析［J］.華南理工大學學報，2006（1）.