監管約束與信用評級的債券融資成本效應
——基于大公事件行業效應視角的研究

謝玲敏

一、引言

信用評級機構因發布具有誤導性的虛高評級而受到廣泛質疑，評級行業聲譽約束機制失效在某種程度上導致了始于2007年的全球金融危機(Bayar，2014[1])。因此，近年來各國紛紛加強對信用評級機構的監督管理(1)例如，美國國會于2010年7月通過的《多德-弗蘭克華爾街改革和消費者保護法》納入重要條款以強化對信用評級機構的監管。。我國信用評級行業的自我監管體系較薄弱，聲譽機制對我國信用評級機構的約束作用并未得到廣泛認同(寇宗來等，2015[2]；馬榕和石曉軍，2016[3]；宋敏等，2019[4])(2)長期以來，中外投資者對我國的信用評級機構持有質疑態度，認為我國評級機構出具的評級存在虛高、信息含量低等問題(施先旺等，2021[15]；Jiang和Packer，2019[16]；Sheng，2019[17])。自2014年以來，隨著我國債券市場違約案例逐年上升，信用評級機構的社會公信力和行業聲譽面臨更大挑戰。。為了預防金融風險并有效發揮信用評級在金融市場中的作用，我國監管機構也相繼采取了一系列措施來提高評級質量、強化聲譽機制對評級機構的約束作用。

2018年8月17日，大公國際資信評估有限公司(以下簡稱“大公”)被中國銀行間市場交易商協會和中國證監會暫停債券評級業務一年，這被認為是我國針對信用評級機構出具的“史上最嚴處罰”。與此前較為溫和的處罰方式(如，出具警示函、監管談話等)不同，此次針對大公的重磅罰單將極大地沖擊評級機構的市場聲譽，并提高評級機構所面臨的監管風險。本文利用大公事件，研究針對評級機構的監管處罰事件如何影響信用評級機構的市場公信力，即對信用評級融資成本效應的影響(3)信用評級的債券融資成本效應使用債券發行利差對信用評級的敏感度來衡量。。

聲譽機制有助于抑制評級機構的虛高評級活動(邢天才等，2016[5]；林晚發等，2017[6]；王浩等，2018[7])。對評級機構的聲譽沖擊會影響投資者對評級質量和評級信息含量的判斷，從而改變他們在債券市場中對信用評級的信任和使用程度。現有研究表明評級機構的聲譽會影響信用評級與債務融資成本的關系(王雄元和張春強，2013[8]；黃小琳等，2017[9]；DeHaan，2017[10]；Bedendo等，2018[11]；Sinha和Vincent，2018[12]；Sethuraman，2019[13]；Xu和Liu，2021[14])。大公事件后，信用評級的融資成本效應取決于投資者如何看待此次監管事件對評級機構行為的影響。

大公事件預期從兩個方面影響評級機構市場聲譽，進而影響其他評級機構所出具評級的債務融資成本效應。一方面，法律和監管風險可以增強評級行業中聲譽機制的約束力和有效性(Beaver等，2006[18]；Goel和Thakor，2011[19]；Atilgan等，2015[20])。大公事件開啟了我國針對評級行業的強監管時代，當評級機構意識到未來面臨更高的法律和監管風險時，在評級過程中將更加勤勉、謹慎以維護自身聲譽。因此，如果投資者將此次聲譽沖擊理解為促使評級機構重建聲譽機制的懲戒性事件(Abad-Romero等，2019[21])，那么投資者事后將增加對信用評級的信任程度，即信用評級的融資成本效應提高，本文稱之為“聲譽恢復”假說。然而，另一方面，大公事件給評級行業造成了巨大的聲譽損失。此次處罰之前，大公是我國位列前三位的評級機構之一(4)在大公事件之前，中國排名前三的信用評級機構為中誠信國際信用評級有限責任公司、聯合信用評級有限公司、大公國際資信評估有限公司。，具有較高的市場地位。大公事件會沖擊整個評級行業的市場公信力，進一步降低投資者對信用評級的信任程度，導致行業中其他評級機構給出的評級的融資成本效應也隨之下降，本文稱之為“聲譽受損”假說。總體而言，此次監管事件是否以及如何影響評級行業的聲譽機制以及信用評級的融資成本效應，尚需進一步的實證檢驗。

以我國非金融企業于大公事件發生前后發行的商業票據、中期票據、企業債券和公司債券為研究對象，本文首先發現信用評級與債券發行成本顯著負相關，這與文獻中信用評級在我國具有融資成本效應的研究發現一致(王雄元和張春強，2013[8]；Livingston等，2018[22]；Jiang和Packer，2019[16])。進一步研究顯示，在大公事件后，來自其他評級機構的信用評級與債券發行成本之間的負向關系增強，表明在監管事件后信用評級的融資成本效應增強，支持了“聲譽恢復”假說。為進一步驗證上述研究發現，本文進行了一系列穩健性檢驗，包括用債券評級代替發行人評級、增加公司層面控制變量、使用公司-年度月份固定效應、開展安慰劑檢驗以及時間趨勢檢驗。上述穩健性檢驗均未改變本文的基本結論。

分組檢驗表明，當由市場聲譽較低的評級機構出具評級、當發行人注冊地位于法律環境較薄弱地區、當發行人為國有企業以及當發行人存在較高評級購買動機時，大公事件對信用評級融資成本效應的增強作用更為顯著。分組檢驗結果為“聲譽恢復”假說提供了進一步支持：針對大公事件帶來的監管約束有助于恢復整個評級行業的市場聲譽，而這種“聲譽恢復”效應對原市場聲譽較低的信用評級價值更大。

本文進一步檢驗發現其他評級機構下調評級的意愿以及所出具評級對信用風險水平的揭示作用在大公事件后增強，為其他評級機構在監管事件沖擊下提升評級質量、重建聲譽機制提供了直接證據。最后，本文以具有股票交易信息的上市公司所發行債券為樣本，研究發現此次監管沖擊后股票市場投資者認為信用評級調整的信息含量增加，對信用評級的信任和依賴程度增加，進一步支持了“聲譽恢復”假說。

本文的研究發現從兩個方面補充了相關文獻。首先，本文依托于外生的監管沖擊事件，為行業聲譽如何影響信用評級的債券融資成本效應提供了新證據。聲譽機制被視為保障評級機構公正性和可信度的關鍵因素(Smith和Walter，2002[23]；Becker和Milbourn，2011[24]；Gounopoulos和Pham，2017[25])。根據文獻，聲譽損失會減少投資者對信用評級的依賴和信任(DeHaan，2017[10]；Sinha和Vincent，2018[12]；Xu和Liu，202114])，而強化監管和法律責任則能夠增強聲譽機制的積極約束作用(Alp，2013[26]；Dimitrov等，2015[27])。大公事件預期對評級機構市場聲譽產生兩種相反的作用：引發評級行業的直接聲譽損失，以及通過增加監管和法律風險間接促進行業中其他評級機構的聲譽提升。因此，本文的研究發現在綜合分析大公事件復雜性、我國評級市場及監管特點的基礎上，豐富了聲譽機制影響信用評級融資成本的相關研究成果。

其次，本文的研究發現豐富了監管效應的相關研究，為我國深化評級行業監管提供了參考依據。現有文獻主要關注發達國家針對信用評級行業監管機制的效應問題(5)例如，美國針對信用評級機構實施的法案和監管措施對信用評級機構行為和評級質量的影響在文獻中有廣泛的研究(Jorion等，2005[28]；Dimitrov等，2015[27]；Bedendo等，2018[11]；Sethuraman，2019[13]；Toscano，2020[29])。，而較少探討我國監管部門所采取的措施對評級機構以及信用評級融資成本效應的影響。行政監管手段是我國監管部門維持評級行業市場秩序的常用措施，因此有必要深入研究我國行政監管措施的經濟后果和有效性。為提高信用評級在風險披露和風險定價中的作用、改善企業的融資環境并預防金融風險，我國監管和立法部門已采取各種措施加強對評級行業的監督和審查。然而，多數處罰手段對評級機構帶來的威懾力和聲譽損失較小，因此研究相應經濟后果的必要性降低。對大公“停業一年整頓”的重度處罰給評級行業帶來了巨大沖擊，影響其市場公信力。此外，不同于國際上被廣泛研究的聲譽沖擊事件(如，全球金融危機、美國具有投資等級公司破產案例)對評級機構造成單一的聲譽損失(6)例如，DeHaan(2017)[10]發現全球金融危機中金融工具評級失敗對評級機構聲譽的損害波及市場參與者對企業信用評級的信任。Sethuraman(2019)[13]基于2002年安然(Enron)和世界通訊(WorldCom)等幾家備受矚目的具有投資級別評級水平公司破產事件之后的監管調查事件研究聲譽損失對公司信息披露的影響。，大公事件對我國評級行業市場聲譽的影響更為復雜，即在導致直接行業聲譽受損的同時通過增加法律和監管約束起到加強行業自律、重建聲譽機制的作用。因此，通過研究這一監管措施對評級融資成本效應的影響，能夠為如何通過監管恢復中國信用評級行業的市場公信力提供參考和啟示。

二、研究假設

信用評級機構是債務融資工具市場的“守門人”，通過對發行人和融資產品開展信用評級，降低投資者與發行人之間的信息不對稱性，在金融市場中發揮著重要的中介作用(7)文獻已經針對公司評級、主權評級及其經濟影響進行了廣泛研究(例如，Bedendo和Colla，2015[33]；Almeida 等，2017[34]；Driss等，2019[35]；Kisgen，2019[36])。。聲譽被認為是信用評級機構最有價值的資產(Smith和Walter，2002[23]；Covitz和Harrison，2003[30])，文獻中普遍認為聲譽機制對約束評級膨脹、提高評級質量有重要作用(宋敏等，2019[4]；Becker和Milbourn，2011[24]；Bedendo等，2018[11]；Hu等，2019[31])。然而，盡管評級機構聲稱他們依賴于嚴格的分析程序和公開公認的風險評估方法，針對評級對象的信用風險提供理性、獨立、前瞻性的專業意見(Morgenson，2008[32])，但評級機構在安然、世通等具有投資級別評級水平公司的破產事件以及2008全球金融危機中的過失表現令其市場公信力嚴重受損。

信用評級的融資成本效應取決于評級機構的聲譽水平和評級質量。例如，DeHaan(2017)[10]研究發現評級失敗造成的聲譽受損在不同類型評級產品之間具有傳染效應，雖然全球金融危機主要與評級機構對金融衍生工具的虛高評級有關，而公司評級并未有此問題，但投資者依然減少對公司評級的信任和依賴程度。Sinha和Vincent(2018)[12]研究發現，在2008全球金融危機以及安然和世通公司破產造成聲譽沖擊后，信用評級和債券利差之間的負向關系有所減弱，表明聲譽損失降低了信用評級的融資成本效應。Sethuraman(2019)[13]研究發現當投資者由于評級機構聲譽受損事件(2002年薩班斯-奧克斯利法案針對評級機構展開的調查)而對評級信息信任程度下降時，會要求企業披露更多的信息。而當投資者由于聲譽強化事件(2006年通過《信用評級機構改革法案》)而對評級信息的信任程度上升時，會減少對企業信息披露的要求。因此，投資者對信用評級的信任和依賴(表現為評級的融資成本效應)取決于評級機構的市場聲譽。

基于我國債券市場，Xu和Liu(2021)[14]研究發現，當聯合資信評估股份有限公司在中國銀行間市場交易商協會開展的評級機構排名中名次下降時，由其出具評級的中期票據的平均收益率差上升，表明評級機構的聲譽損失降低了其出具評級的融資成本效應。Hu等(2019)[31]基于我國債券市場研究發現信用評級的聲譽與債券發行利差之間存在負向關系，為評級機構聲譽影響評級融資成本效應提供了直接證據支持。黃小琳等(2017)[9]研究發現債券違約事件中的涉事評級機構由于聲譽受損，其后續的市場份額下降，出具評級的融資成本作用下降。

本文依托于我國針對評級機構的重要監管事件，從信用評級融資成本效應的角度探究監管的經濟后果。2018年8月17日，大公因嚴重違規(如直接向受評企業提供咨詢服務，收取高額費用等)被中國證監會和中國銀行間市場交易商協會禁止從事債券評級業務一年。此次針對大公的監管處罰行動對評級行業的市場聲譽具有雙重影響。

一方面，對大公的處罰措施是迄今為止我國針對評級機構開出的“最重罰單”，此次處罰事件被視為開啟了我國針對評級機構的“強監管”時代，預期將極大增加評級機構面臨的法律和監管風險。如果投資者認為在大公事件后其他評級機構為了恢復聲譽和規避潛在監管風險而提高其評級質量，那么此次事件后投資者對信用評級的信任程度會上升，信用評級的融資成本效應會增加。本文稱之為“聲譽恢復”假說。

另一方面，鑒于事件前大公在中國評級市場中的重要地位(8)從市場份額上看，根據Wind提供的新發行債券數據，2014—2017年期間新發生的債券中，由大公評級的債券從數量(融資額)上占比約為20.0%(20.2%)。從市場聲譽上看，大公在被處罰之前是我國債券評級市場的領頭羊之一，在中國銀行間市場交易商協會(國家發展和改革委員會)開展的年度績效評估中，大公在針對五(六)大評級機構考核中排名第二(二)位。，此次監管處罰事件將會嚴重動搖投資者對其他評級機構的信心，進而損害整個評級行業的聲譽。基于此，本文預期大公事件將導致評級機構市場公信力進一步喪失，投資者對信用評級的信任程度下降，信用評級的融資成本效應降低。本文稱這一觀點為“聲譽受損”假說。

基于以上分析，大公事件將從兩個相反的方向影響信用評級的融資成本效應。根據“聲譽恢復”假說，投資者認為大公事件起到懲戒約束作用，受聲譽機制和監管風險的約束，評級機構將提高評級質量，因而對信用評級的信任程度提高，即評級的融資成本作用增加。根據“聲譽受損”假說，大公的過失行為導致市場參與者質疑整個評級行業的公信力，因而市場參與者在投資時對信用評級的信任和依賴減少，即事件后信用評級融資成本效應降低。

三、樣本選擇

本文以2018年8月17日宣布處罰的時間點為窗口中心構建樣本，樣本包括2017年4月1日(2018年9月1日)—2018年7月31日(2019年12月31日)的16個月作為事前期間(事后期間)(9)由于針對大公的處罰在2018年8月中旬實施，事件發生月份被排除在樣本期之外。中國人民銀行、國家發展和改革委員會、財政部、證監會聯合發布的《信用評級業管理暫行辦法》于2019年12月26日正式實施，因此為了避免此《辦法》的干擾，樣本期于2019年12月31日結束。。本文的研究對象包括由非金融企業發行并由其他八家“發行人付費”模式評級機構評級的商業票據、中期票據、企業債券和公司債券(10)被大公出具評級的新發行債券被排除在研究對象之外，主要基于以下兩個方面的考慮。首先，大公自2018年8月起被強制暫停評級業務一年，直到2019年11月才被允許恢復評級業務。因此，自處罰生效后的樣本期間內大公基本無法針對新發生債券開展評級活動。其次，盡管大公于2019年11月恢復運營，但作為處罰對象，其所有權結構及面臨的市場狀況發生了重大變化，因此與其他評級機構不具有可比性。。

本文有關信用評級和債券發行數據來源于Wind數據庫，樣本包括來自1 362家企業新發行的4 468份債券。為滿足分析需要，每個新發行債券要求具有發行人長期信用評級、債券發行信用評級、發行利息率和其他作為控制變量的債券特征。

四、實證分析

(一)基本回歸分析

本文首先研究大公事件對信用評級融資成本效應的基本影響。根據文獻(黃小琳等，2017[9]；Hu等，2019[37])，本文對發行人長期信用評級進行賦值處理，根據不同的評級賦值依次從19(AAA評級)到1(C評級)。本文根據文獻(黃小琳等，2017[9]；張廣婷等，2021[38]；DeHaan，2017[10]；Livingston等，2018[22]；Bae等，2019[39])設定以下回歸模型：

Ln(Spread)=β0+β1Rating×Post+β2Rating+β3Post+Controlsi+Industry+Year-Month+εi

(1)

模型(1)中，Spread代表債券發行成本，根據文獻(寇宗來等，2015[2]；張春強等，2019[40]；Hu等，2019[31])通過兩種方式計算而得：發行時債券收益率(Spread1)及債券發行收益率與可比期限國債收益率的差額(Spread2)。Rating指債券發行人的長期信用評級所對應的賦值水平。Post為虛擬變量，當債券為事件后(即2018年9月1日至2019年12月31日)發行時取值為1，為事件前(即2017年4月1日至2018年7月31日)發行時取值為0。根據文獻，模型(1)控制了一系列債券層面的特征指標，Bondsize為債券面值的自然對數；Put為虛擬變量，對包括回購條件的新發行債券取值為1，否則為0；Call為虛擬變量，對包含可贖回條件的新發行債券取值為1，否則為0；Guarantee為虛擬變量，若新發行債券擁有第三方擔保則取值為1，否則為0；Fixed為虛擬變量，對固定利率支付型債券取值為1，否則為0；Markettype指示債券的發行市場，當債券為交易所市場交易則取值為1，在銀行間債券市場交易則為0；Bondtype為離散變量，用來指示債券類型，當債券為公司債券時取值為1，為企業債券時取值為2，為中期票據時取值為3，為商業票據時取值為4。對于發行人層面的特征指標，模型控制了發行人的上市狀態(Listed)和所有權結構(Soe)，模型中同時包括行業(Industry)和年度-月份(Year-Month)固定效應。

上述變量的詳細定義見表1。表2報告了主回歸樣本中所使用變量的描述性統計。

本文關注模型(1)中的交互項系數β1，用來衡量大公事件對信用評級融資成本效應的影響，反映大公事件造成評級行業聲譽沖擊后來自其他評級機構的信用評級對債券定價作用的變化。如果市場參與者在大公事件后增加了對信用評級的信任和使用(“聲譽恢復”假說)，那么本文預期信用評級與債券發行成本之間的負向關系得到加強，即β1為負數。然而，若市場參與者在大公事件后減少對信用評級的信任(“聲譽受損”假說)，本文預期信用評級與債券發行成本之間的負向關系弱化，即β1是正數。

表3中報告了基本回歸結果，Spread1和Spread2在列(1)、列(2)中分別作為衡量債券發行成本的指標。Rating的回歸系數顯著為負，表明總體上信用評級在我國債券市場上具有融資成本效應，即信用評級越高，債券發行成本越低，這與文獻結果一致(Dhawan和Yu，2015[41]；Livingston等，2018[22]；Jiang和Packer，2019[16])。交互項Rating×Post的系數在兩列回歸中均為負數(β1分別為-0.330，-0.309)且在1%的顯著性水平上統計顯著(t值分別為-11.151，-10.185)，表明大公事件后信用評級對新發行債券的定價功能提高，即信用評級的融資成本效應提高。該研究發現為“聲譽恢復”觀點提供了證據，即投資者認為在大公事件后，評級機構為了恢復聲譽和規避監管風險，將提高評級質量。

表3 基本回歸結果

(二)穩健性檢驗

接下來，本文開展了一系列穩健性檢驗以提供進一步的實證支持。首先，基于參考文獻(如，吳育輝等，2020[42]；劉琳和查道林，2018[43]；Sethuraman，2019[13]；Hu等，2019[37])，上述回歸分析中Rating用債券發行人長期信用評級衡量。在我國債券市場，債券發行時，評級機構會同時出具發行人信用評級和債券評級。因此，本文將模型(1)中的Rating替換為債券評級(11)由于商業票據的債券評級標準與其他類型債券的評級標準不同，這一部分的分析剔除了商業票據。。回歸結果見表4中的列(1)、列(2)，基本回歸結果保持不變(12)盡管這兩類信用評級捕獲的信用信息略有不同(Hu等，2019[37])，但它們都在一定程度上反映了評級機構對債券發行人信用和償還風險的評估。。

其次，模型(1)中控制了行業和時間固定效應，為了消除不隨時間變動的公司層面遺漏變量的影響，本文加入公司固定效應來進一步緩解內生性問題。回歸結果(表4中列(3)、列(4))顯示，在控制公司固定效應后，Rating×Post的系數仍顯著為負。

再次，鑒于發債公司財務數據披露不完整，上述分析中公司層面特征只控制了公司的上市狀態和所有權結構。為進一步控制公司層面因素的影響(Dhawan和Yu，2015[41]；DeHaan，2017[10]；Sinha和Vincent，

2018[12]；Hu等，2019[37])，模型中進一步加入公司層面特征，包括公司規模、杠桿水平、現金持有水平、資產回報率、公司成長性、短期流動性風險以及利息保障倍數(13)因公司層面的數據披露不完整，因此本部分回歸分析所用樣本規模縮小。。研究結果報告于表4列(5)、列(6)(14)為簡潔起見，自表3開始不再報告控制變量的回歸結果。。在加入更多公司層面控制變量后，Rating×Post的回歸系數仍顯著為負。總體而言，表4報告的結果表明，本文的研究結論在控制不同類型固定效應及加入更多公司層面控制變量后保持穩健(15)作為穩健性檢驗，本文進一步把事件前后的窗口期分別改為12個月和3個月。較短的窗口期有利于避免其他可能影信用評級融資成本效應的事件的干擾。基于較短樣本期的結果與表2中報告的結果基本保持一致，因此本文的結果不隨樣本期間的改變而變化。。

最后，如果信用評級與債券發行成本的負向關系存在一個不斷增強的時間趨勢，那么即使沒有監管沖擊，本文也可以觀察到上述結果。例如，隨著近年來債務違約風險的加大，債券投資者更加關注債券的風險，因而更加依賴信用評級的風險揭示和風險定價作用。為了排除這種替代解釋，本文首先進行了兩次安慰劑檢驗。首先選擇大公事件前6個月作為第一次安慰劑檢驗的樣本期間。具體地，樣本期為2018年2月至2018年7月，包括事前事后期間各3個月。第二次安慰劑檢驗的樣本期為2018年9月至2019年2月，包括事前事后期間各3個月。基于表5報告的結果(列(1)、列(2)為第一次安慰劑檢驗，列(3)、列(4)為第二次安慰劑檢驗)，兩組安慰劑檢驗中交互項的系數均不具有統計顯著性，為所選外生沖擊事件的有效性提供證據。

表5 時間趨勢檢驗

接下來，本文進一步分析大公事件前信用評級與債券發行成本的關系趨勢以及大公事件沖擊帶來的影響。具體地，本文基于事件前樣本期間構建三個時間虛擬變量，分別為Pre3(當樣本期間為2017年8月1日至2017年11月30日時取值為1，否則為0)，Pre2(當樣本期間為2017年12月1日至2018年3月31日時取值為1，否則為0)以及Pre1(當樣本期間為2018年4月1日至2018年7月31日時取值為1，否則為0)，構建指示事件后樣本期間的虛擬變量Post2(當樣本期間為2018年9月1日至2019年12月31日時取值為1，否則為0)(16)經過上述時間虛擬變量的構建可以看出，2017年4月1日至2017年7月31日這一期間的樣本為基準樣本。，相關回歸結果如表5列(5)、列(6)所示。根據Rating×Pre3、Rating×Pre2以及Rating×Pre1的回歸系數，本文并未發現在大公事件前信用評級的融資成本效應存在增強趨勢，而Rating×Post2的系數顯著為負，表明信用評級與債券發行成本的負向關系在大公事件后顯著增強。表5報告的結果有助于排除時間趨勢這一解釋，為大公事件強化了信用評級與債券發行收益率負向關系的結論提供了進一步的支持。

(三)分組回歸分析

上述研究結果表明，大公事件加強了信用評級的融資成本效應。為解釋這一影響，本文提出“聲譽恢復”觀點：投資者認為評級機構在大公事件后有動機提高評級質量，以修復事件造成的聲譽損害，并規避不斷增加的監管和法律風險。本節將通過橫截面分析為“聲譽恢復”假設提供進一步的支撐。

1.根據信用評級機構市場聲譽進行分組。

本文將研究結果歸因于對大公的監管行動有助于恢復評級行業的聲譽機制。如這一觀點成立，則可以預期上述結果對由市場聲譽相對較低的評級機構出具評級的債券更為顯著，即聲譽強化效應對原市場聲譽較低的評級機構更有價值。

為驗證這一觀點，本文根據大公事件前的市場聲譽水平將樣本中八家評級機構分為兩組。本文利用中國銀行間市場交易商協會開展的針對評級機構的評估排名作為衡量信用評級機構聲譽的標準，分別利用2017年12月22日和2018年9月4日公布的針對2016年度和2017年度的評估結果作為判斷評級機構聲譽水平的依據。其中，中誠信國際信用評級有限責任公司和上海新世紀資信評估投資服務有限公司在連續兩年評估中均入圍前三名，因此被認定為具有高市場聲譽的評級機構，其余評級機構則劃分為低聲譽組。

本文定義虛擬變量Lowrep，當債券發生人被低聲譽組評級機構出具信用評級時Lowrep取值為1，當債券發生人被高聲譽評級機構出具評級時Lowrep取值為0，并構建模型(2)如下：

Ln(Spread)=β0+β1Rating×Post×Lowrep+β2Rating×Post+β3Rating×Lowrep+β4Post×Lowrep+β5×Rating+β6×Post+β7×Lowrep+Controlsi+Industry+Year-Month+εi

(2)

其中，β1衡量在不同的評級機構聲譽水平下，監管沖擊對信用評級和債券收益率之間負向關系的影響。模型(2)的回歸結果報告于表6中。Rating×Post×Lowrep的系數β1顯著為負，即大公事件對信用評級融資成本效應的增強在由低聲譽組評級機構出具評級的債券中更為顯著。這一研究結果進一步支持了“聲譽恢復”假說。

表6 基于信用評級機構市場聲譽的分組分析

2.根據發行人所在地法律環境進行分組。

法律環境影響市場中介機構的發育、公司行為和投資者的風險感知(Chan等，2013[44]；Houqe等，2014[45]；Bradshaw等，2019[46])。在更好的法律環境下，發行人從事評級兜攬活動動機減弱，同時評級機構更有可能對發行人進行盡職調查，并基于真實的信用風險情況出具信用評級。因此，本文認為投資者對位于法律環境水平較高地區的發行人的信用評級更為信任。相比之下，位于法律環境較弱地區的發行人的信用評級更容易受到投資者質疑，因為發行人在缺少訴訟和法律風險約束的情況下更有可能進行評級購買從而獲得虛高評級。因此，本文預期大公事件的“聲譽恢復”效應對注冊地位于法律環境薄弱地區的發行人所發行的債券更為顯著。

本文采用樊綱市場化指數中的“市場中介組織的發育和法治環境”指數(樊綱等，2018[47])作為法律環境水平的衡量指標(17)樊綱市場化指數被廣泛用于衡量中國各地區的市場化發育程度 (如，Lan等，2013[48]；Choi等，2015[49]；Gaur等，2018[50])。。根據2018年發布的中國分省份市場化指數報告中“市場中介組織的發育和法治環境”這一標準，排名前五的省市(上海市、江蘇省、浙江省、北京市、廣東省)被認定為法律環境水平較高的地區(18)報告在2018年發布，但其指數涵蓋期間為2008—2016年。。本文定義虛擬變量Lowlegal，若債券發行人注冊地為以上五個地區時取值為0，否則為1。接下來，模型(2)中Lowrep被替換為Lowlegal，回歸結果見表7。Rating×Post×Lowlegal的系數在兩列中均顯著為負，表明由大公事件引發的“聲譽恢復”機制對位于法律環境較薄弱地區的債券發行人來說更為顯著，與預期結果一致。

表7 基于發行人所在地法律環境的分組分析

3.基于發行人所有權特征進行分組。

在我國，與非國有企業相比，國有企業擁有政府的隱性擔保(Dong等，2021[51])，因此更容易獲得銀行貸款和更優惠的貸款條款(Bailey等，2011[52])。同樣，在我國債券市場中，鑒于政府隱形擔保的存在，國有企業能夠獲得更高的債券評級以及更低的融資成本(Livingston等，2018[22])，并且信用評級的融資成本效應被政府隱形擔保這一稀缺資源弱化，即信用評級的融資成本效應在由國有企業發行的債券中較弱。例如，Gao等(2022)[53]研究發現，增信措施的融資成本效應在非國有企業中更為顯著。

① 報告在2018年發布，但其指數涵蓋期間為2008—2016年。

然而，隨著 “打破剛性兌付”過程的不斷推進以及由國有企業所發行債券的違約案例不斷增加(Ai等，2019[54])，政府隱性擔保體系被打破，債券定價市場化程度提高，因而針對國有企業及其債券產品的評級信息對于投資者而言變得尤為重要。因此，若大公事件的“聲譽恢復”效應存在，那么本文預期該效應對國有企業債券發行人更為重要，因為針對國有企業及其產品的信用評級在事件發生前所包含的信用信息較少，那么“聲譽恢復”效應對其更有價值。

為檢驗這一預測，本文定義虛擬變量Soe，對國有企業發行的債券，其取值為1；對非國有企業發行的債券，則為0。模型(2)中的Lowrep被替換為Soe并進行回歸分析，結果報告在表8中。三項交互項的系數顯著為負，表明大公事件后由國有企業發行債券的信用評級的融資成本效應提高得更多，與預期一致。

表8 基于發行人所有權特征的分組分析

(四)進一步分析

1.評級可靠性檢驗。

本文將上述研究發現歸因為“聲譽恢復”假說，即投資者預期在大公事件后評級機構為規避潛在監管風險將提高其評級質量，因而增加了對信用評級的信任程度。接下來，本文通過兩方面的分析為“評級機構提高評級質量”這一邏輯提供支持。

首先，本文通過統計樣本期的評級調整事件發現，樣本中的八家評級機構在事前樣本期間的16個月內共上調評級887次，下調評級258次，下調評級在評級調整活動中占比22.533%；在事后樣本期間的16個月內共上調評級356次，下調評級343次，下調評級在評級調整活動中占比49.070%，并且整體評級調整活動下降幅度達38.952%。這在一定程度上表明評級機構在大公事件后出具的評級水平更為合理地反映了企業的信用風險，因而后續的評級調整活動減少，下調評級程度(占比)的明顯增強也表明評級機構在事件后更為關注信用風險上升的情況。

其次，為了進一步表明大公事件后信用評級更充分地反映債券發行人的信用風險水平，本節構建如下模型(3)：

Rating=β0+β1CreditRisk×Post+β2CreditRisk+β3Post+Controlsi+Industry+Year-Month+εi

(3)

其中，CreditRisk為衡量債券發行人信用風險水平的指標，本文根據文獻(Nashikkar等，2011[55]；Baghai等，2014[56]；李剛等，2019[57]；許紅梅和李春濤，2020[58])采用兩種方式衡量發行人信用風險：短期流動性風險指標(LiquidityRisk)及針對上市公司發行人的預期違約概率指標(DefaultRisk)。在模型(3)中，β2衡量發行人信用風險水平對信用評級的影響，風險程度越高，信用評級水平越低，即β2為負。交互項系數β1衡量信用評級對發行人信用風險的敏感度在大公事件前后的變化。如果評級機構在大公事件后的評級活動中更為重視發行人的信用風險水平，則債券發行人的信用風險對信用評級水平的影響程度更大，即β1顯著為負。

相關的回歸結果報告于表9中，交互項CreditRisk×Post的系數在兩列回歸中均顯著為負，這表明大公事件后評級機構在開展評級活動時更為關注發行人自身的信用風險，信用評級揭示信用風險和償還風險的功能提高，為“聲譽恢復”觀點提供了進一步的支撐。

表9 評級可靠性檢驗

2.評級區間檢驗。

長期以來，我國信用評級機構由于出具高評級被廣泛質疑(19)Jiang和Packer(2019)[16]發現我國評級機構對我國公司的評級遠高于國際評級機構針對同一公司出具的評級水平。。本文認為，評級購買和評級膨脹發生在高評級債券中的可能性更大，因為獲得高的信用評級對發行人而言至關重要。例如，中國證監會和中國人民銀行規定，從2016年開始，不允許貨幣市場基金投資于發行人信用等級低于AA+的債券(20)http：//www.csrc.gov.cn/shanghai/xxfw/gfxwj/201601/t20160113_289870.htm。。因此，由于債券發行人更傾向于購買高評級來擴大其發行債券的投資者范圍，高水平的評級更有可能存在評級虛高。如果大公事件通過“聲譽恢復”機制加強評級的融資成本效應，這種作用預期在具有較高評級的債券中更為顯著。

為檢驗上述預測，本節將模型(1)中的Rating替換為兩個虛擬變量。具體地，信用評級低于AA+級的樣本為基準樣本。若發行人評級為AAA，則AAAR=1，否則AAAR=0；若發行人評級為AA+，則AA+R=1，否則AA+R=0。本節使用這兩個虛擬變量重新進行模型(1)的回歸，結果報告在表10中。可以看出，信用評級與債券發行成本的負向關系基本在各組評級中均有增強，并且這個增強的程度隨著評級水平的提高而增加，即監管沖擊帶來的“聲譽恢復”在最容易出現虛高的評級水平中更為顯著。

表10 基于評級區間的分析

3.基于股票市場的證據。

接下來，本文基于股票市場數據以期為“聲譽恢復”假說提供進一步的證據。具體地，本文分析事件發生前后，股票投資者對債券評級調整反應的變化(21)債券評級調整的數據取自Wind數據庫，上市公司發行人的股票回報數據取自CSMAR數據庫。。因只有上市公司擁有股票交易數據，本部分檢驗的樣本量減少。根據參考文獻(Jorion等，2005[28]；Bannier和Hirsch，2010[59]；Sethuraman，2019[13])，本節基于以下模型研究大公事件如何影響信用評級在股票投資者中的市場聲譽：

CAR1/CAR2=β0+β1POST+β2ABS_RAT_CHG+β3DAYS_CHG+ε

(4)

其中：CAR1、CAR2衡量發行人以評級變更日為中心的三天窗口期(-1、0，+ 1)的累積超額收益的絕對值(22)累積超常收益是由日超額收益相加而得，用于計算CAR1(CAR2)的日超常收益為債券發行人的日股票收益率與同期市值加權平均法計算的市場回報率(等權平均法計算的市場回報率)之差。本文使用為期三天的窗口期間計算累計超常收益，因為更長的窗口期容易受到其他公司特定事件(如新聞發布等)的干擾。；POST為虛擬變量，如果評級調整發生在大公事件后，則取值為1，否則為0；ABS_RAT_CHG為評級變化程度的絕對值；DAYS_CHG指自上次評級變更以來間隔天數的自然對數；模型(4)中還控制了行業和年度月份固定效應。POST的回歸系數(β1)衡量股票投資者在大公事件前后對評級調整反應的變化程度。與之前的分析保持一致，本文預期β1顯著為正，即在大公事件造成評級市場聲譽沖擊后，股票市場投資者認為評級機構聲譽會有所恢復，信用評級調整具有更多的信息含量，因此對評級調整的市場反應更為強烈。表11報告的結果顯示，β1顯著為正，表明大公事件促進評級市場聲譽機制的重建，增加了評級的信息有效性。

表11 基于股票市場反應的分析

五、結論

本文研究對特定信用評級機構的監管處罰事件是否影響我國債券市場其他評級機構給出評級的融資成本效應。2018年8月，監管機構對大公實施“停業一年”的處罰措施。基于這一聲譽沖擊事件，本文研究發現信用評級與債券發行成本之間的負向關系在事件后增強，該研究結果在用債券評級取代發行人評級、控制公司固定效應、增加公司層面控制變量、進行安慰劑檢驗和時間趨勢檢驗后保持穩健。此外，本文進一步研究發現上述結果在由聲譽水平較低的評級機構出具評級的發行人、注冊地在法律環境水平薄弱地區的發行人、國有企業發行人以及高評級水平發行人所發行的債券中更為顯著。最后，本文發現大公事件后其他評級機構下調評級的意愿增強、出具的信用評級對企業信用風險水平的敏感性提高，股票投資者對信用評級調整的市場反應更強烈。上述研究發現為“聲譽恢復”觀點提供了支持，即市場參與者認為，大公事件帶來的聲譽沖擊和監管約束會促使評級機構提高評級質量、重塑市場聲譽，因而投資者在債券定價時更加關注評級信息。

本文的研究結論對于理解我國信用評級市場、投資者行為和監管效果具有一定的價值，也為我國后續實施評級行業監管措施提供一定的實證參考。研究結論的啟示在于：第一，對于評級行業而言，面臨嚴監管和市場開放帶來的雙重壓力，應當努力加強行業自律和獨立性，提升評級質量和區分度。第二，對于投資者而言，應當合理審慎使用信用評級結果，增強風險防范意識和風險識別能力。第三，對于監管機構而言，可以考慮建立多層次的監管體系、完善監管措施、加大懲罰力度，使信用評級在我國資本市場中真正發揮風險揭示和風險定價等方面的作用。