我國企業(yè)債券信用利差宏觀決定因素研究

1、第37卷第12期財經研究V o l.37N o.12 2011年12月J o u r n a lo fF i n a n c ea n dE c o n o m i c sD e c.2011我國企業(yè)債券信用利差宏觀決定因素研究戴國強1,孫新寶2(1.上海財經大學商學院,上海200433;2.上海財經大學金融學院,上海200433摘要:文章以M e r t o n(1974的結構化模型為基礎,基于2000年2月至2010年9月的面板數(shù)據(jù),對影響我國滬深債市企業(yè)債券信用利差因素進行了實證研究。研究結果表明,G D P指數(shù)和M1發(fā)行量對企業(yè)債券信用利差的影響為正,無風險利率和收益率曲線斜率的影響為

2、負。此外,模型的解釋力明顯隨信用級別的降低而提高,且加入非線性變量和前期變量后模型的擬合度大幅提高,說明新模型更加符合實際情況。關鍵詞:企業(yè)債券;信用利差;結構化模型;信用級別中圖分類號:F812.5文獻標識碼:A文章編號:1001-9952(201112-0061-11資本市場的運作需要“兩個輪子”,一個是股市,一個是債市。近年來,盡管中國的債券市場在較短時間內取得了較大發(fā)展,但整體而言其在整個金融市場中所占的比重還較低,無論是成交量還是換手率都與股市有很大的差距。隨著我國經濟發(fā)展方式的轉變和市場化程度的提高,債券市場日益成為我國直接融資的主要渠道之一。在債券市場中,企業(yè)債券是債權融資的主要

3、方式,面臨的風險主要有信用風險、流動性風險和利率風險等,為補償風險可能帶來的損失,企業(yè)債券的發(fā)行利率都普遍較高。因此,究竟多少利差補償較為合適,或者說市場交易中信用利差應主要考慮哪些因素,一直是國內外債券投資者和研究者關注的重要課題。信用利差是用以向投資者補償基礎資產違約風險的高于無風險利率的利差,在二級市場上通常被認為是企業(yè)債券信用風險的代表。雖然國內企業(yè)債券市場的完善程度還明顯低于發(fā)達國家,企業(yè)債券信用利差走勢與宏觀經濟走勢的關聯(lián)度亦遠不如發(fā)達國家,但是其關聯(lián)性是不可否認的。因此,研究企業(yè)債券信用利差的決定因素不僅有利于信用風險的管理和信用產品的定價,而且投資者可以通過觀察信用利差的變化推

4、斷企業(yè)債券信用風險的大小,由收稿日期:2011-05-10作者簡介:戴國強(1952-,男,上海人,上海財經大學商學院教授,博士生導師;孫新寶(1982-,女,山東濱州人,上海財經大學金融學院博士研究生。財經研究2011年第12期此判斷企業(yè)債券相對于國債、金融債等利率品種的相對投資價值,進而為其把握投資時機、選擇投資品種提供研究支撐和決策依據(jù)。一、文獻綜述結構化模型始于M e r t o n(1974利用B l a c k和S c h o l e s(1973的期權定價理論構建的信用風險定價模型,隨后人們對該結構化模型的應用進行了多方面研究,包括信用利差的決定因素研究。信用利差的決定因素通常分

5、為兩部分,即企業(yè)因素和市場因素(C o l l i n-D u f r e s n e等,2001;D e l i a n e d i s和G e s k e, 2001。其中,企業(yè)因素包括杠桿比率和股票價值等,市場因素包括通貨膨脹、利率、股票市場指數(shù)回報和波動率等。許多對發(fā)達國家和新興市場國家債券市場的實證研究表明,市場因素對信用利差的影響較大,而且影響程度與債券的剩余期限和信用等級有很大關聯(lián)。D e l i a n e d i s和G e s k e(2001發(fā)現(xiàn),美國B B B以上級別債券超過80%的信用利差由預期違約損失以外的因素決定。N a k a s h i m a和S a i t

6、 o(2009研究日本公司債券市場也發(fā)現(xiàn),市場因素對公司債券信用利差有更重要的影響。而L e p o n e和W o n g(2009對澳大利亞公司債券的研究表明,利率和流動性因素可解釋A級別以上債券50%的信用利差變化。H u a n g等(2003、A m a t o和R e m o l o n a(2003的研究顯示,預期違約損失對信用利差的解釋程度隨存續(xù)期限的延長和信用級別的降低而提高。J a y a d e v和J a c o b(2006認為印度債券市場信用利差的大部分變化不是由信用風險因素決定的。在國內,有關信用利差的研究相對較少。阮文駿等(2003基于中國債券市場和美國債券市場

7、的實證研究結果表明,雖然由結構化模型得到的債券利差不能準確描述實際利差的大小,但是在很大程度上能夠揭示利差變化的因素。在為數(shù)不多的運用結構化模型進行實證研究的文獻中,基于單一個債的研究占大多數(shù)(周孝坤,2006;陸文磊,2008。此外,張燃(2008根據(jù)我國國情從宏觀角度研究信用利差變化的決定因素,結果顯示短期利率、國債利率差和股票市場回報率對信用利差均具有顯著影響。上述實證研究雖然得出了一些有價值的結論,但也存在一些不足之處:一方面,基于單一個債的研究尚不足以從整體上把握國內企業(yè)債券信用利差的決定因素;另一方面,由于缺乏不同信用級別、不同期限的企業(yè)債券信用利差比較研究,得出的結論對投資實踐的

8、指導意義也較為有限。借鑒國外的研究結論,本文對我國企業(yè)債券按照期限和信用級別進行分類。同時,考慮到我國企業(yè)債券市場發(fā)展時間較短、制度基礎薄弱以及發(fā)行人的個體信息披露不規(guī)范和不齊備等特殊情況,在運用結構化模型的基礎上,著重選取影響信用利差的市場因素進行實證研究,并使用2000-2010年的面板數(shù)據(jù)建立信用利差方程,以提高估計結果的有效性。二、結構化模型結構化模型由Me r t o n (1974創(chuàng)立,該模型以B l a c k 和S c h o l e s (1973的期權定價理論為基礎,將公司債券的價值看作以公司資產為基礎的看跌期權。假設企業(yè)在時間t 發(fā)行了一個普通的貼現(xiàn)債,其總收益K t 到

9、期時間為T 。在T t (T t =T-t 期間相應的無風險利率為r t 。如果此債券完全無違約風險,那么其價格就等于K t 的貼現(xiàn)值K t e x p (-r t T t 。公司債券價格B t 是從該期權的相應價值K t e x p (-r t T t 貼現(xiàn)而來的。M e r t o n (1974將B -S 公式應用到看跌期權的定價,得到公司債券的價格B t =V t N (-Z t +K T e x p (-r t T t N (Z t -t T 槡t ,其中Z t =l o g V t K (t +r t +2t (2T tt T 槡t。這里t 代表企業(yè)價值V t 的波動率,N (x

10、是標準正態(tài)分布累計函數(shù)。公司債券的年收益率定義為:y t =-1T l o g B tK t ,則信用利差為s p r e a d t =y t -r t =1T t l o g V t K t e x p (-r t T t N (-Z t +N (Z t -t T 槡t 。根據(jù)此模型,影響公司債券信用利差的因素有一個市場因素r t 和三個企業(yè)因素,即公司杠桿率K t e x p (-r t T t /V t 、公司資產波動性t 和債券到期日T 。這三個企業(yè)層面的因素對信用利差的影響顯而易見,但是市場因素r t 的影響卻難以確定。因為r t 既可以通過Z t 對信用利差產生影響,也可以通過杠

11、桿率對信用利差產生影響。但是從理論上看,無風險利率的降低使看跌期權的價值減少,從而增加了公司債券的價值并降低了其收益率?？梢?信用利差會隨著無風險利率的提高而減小。三、變量選取和數(shù)據(jù)描述根據(jù)上文對企業(yè)債券信用利差的推導,我們可以判定若給定r t 的邊際負效應,只要估計的市場因素與對應的市場利率同步推進,那么市場因素的存在應該符合擴展的結構化模型。如果市場因素時間序列模型與市場利率時間序列模型相去甚遠,則存在沒有被結構模型捕捉到的其他市場因素,包括推進和阻礙整個企業(yè)債券市場的流動性因素以及影響資本流入企業(yè)債券市場的動態(tài)變化的宏觀經濟政策,尤其是貨幣政策?？紤]到我國企業(yè)債券市場發(fā)展的時間較短、債券

12、發(fā)行人的個體信息披露不規(guī)范和不齊備、企業(yè)個體信息的獲取途徑有限以及即便獲取其信息質量也缺乏保證等情況,本文在分析企業(yè)債券信用利差影響因素的過程中,所選擇的變量均為市場因素,即宏觀經濟變量。(一變量選取戴國強、孫新寶:我國企業(yè)債券信用利差宏觀決定因素研究財經研究2011年第12期1.通脹水平。在各企業(yè)違約概率一致的情況下,預期違約恢復速率也會影響信用利差,而影響預期違約率的一個重要因素就是宏觀經濟環(huán)境。在眾多宏觀變量中,無論是將C P I還是P P I作為代表,通貨膨脹都是一個最具有代表性的指標。(1消費者物價指數(shù)(C P I。C P I雖然是一個滯后性的數(shù)據(jù),但它卻是市場經濟活動與政府貨幣政策

13、的一個重要參考指標,也通常是衡量通貨膨脹水平的重要指標。C P I對信用利差的影響主要是通過影響消費、投資、利率和投資者對未來的預期實現(xiàn)的。C P I的升高會增加消費支出,投資者傾向于選擇更加保守的投資策略,對同等程度的風險會要求更高的溢價補償,同時對企業(yè)債券的需求也相應減少,使信用利差增大(張燃,2008。(2生產者價格指數(shù)(P P I。P P I是衡量通貨膨脹的潛在性指標,它和C P I一樣,也是通過投資、利率和投資者預期影響信用利差。P P I升高使企業(yè)成本增加,產品價格提高,人們對未來預期的不確定性增大,風險厭惡程度也隨之加大,從而減少了對企業(yè)債券的需求,致使信用利差增大。除此之外,

14、P P I升高還使企業(yè)成本增加,利潤下降,違約風險上升,這也加大了信用利差。2.產出。國內生產總值(G D P是衡量國民經濟狀況的最佳指標。一方面,持續(xù)、穩(wěn)定和高速的G D P增長表明經濟發(fā)展勢頭良好,企業(yè)利潤持續(xù)上升,人們對經濟形勢形成了良好的預期,收入和投資的積極性得以提高,增加了對證券的需求,也促使債券價格上漲,信用利差縮小;另一方面,當經濟發(fā)展勢頭良好時通貨膨脹預期較高,央行一般會提高利率,從而投資債券的風險會增大,為了彌補投資者的風險損失,信用利差相應增大。同時,良好的經濟勢頭表明企業(yè)盈利能力上升,股票市場繁榮,許多資金會進入股票市場,這在客觀上會降低債券的價格,擴大信用利差。3.流

15、動性因素。貨幣供給是宏觀流動性的主要指標,而M1能夠最直接反映市場經濟中的現(xiàn)金和貸款增速,可以很好地顯示貨幣流動性程度。當利率較高、通貨膨脹預期較低時,M1的擴張不會立即引起需求的增加和物價的上漲,但會對未來的物價上漲造成潛在壓力。中央銀行實施寬松的貨幣政策往往首先造成M2的快速增長,使其增速遠高于M1的增速;當經過一段時滯后又會導致M1的快速增長和較高的通脹水平,從而擴大了信用利差。4.股票市場因素(1股票市場指數(shù)。股票市場指數(shù)是表明股票行市變動情況的價格平均數(shù),它代表了投資者信心。投資者根據(jù)指數(shù)的升降可以判斷股票價格的變動趨勢。一方面,股票市場回報的增加可能促使企業(yè)權益價值增大,相對降低企

16、業(yè)負債率,從而使信用利差縮小;另一方面,由于債券投資與股票投資的替代效應,股票市場回報的增加將吸引更多的投資者投資權益市場,對于相同程度的風險,投資者將要求更高的風險溢價補償,從而使信用利差增大。戴國強、孫新寶:我國企業(yè)債券信用利差宏觀決定因素研究(2股票市場波動率。在分析企業(yè)資產市值時,由于我國有一部分債券發(fā)行主體并非上市企業(yè),在常規(guī)方法下無法得到數(shù)據(jù)。我們可以用股票市場波動率來代替企業(yè)價值的波動率。一方面,期權價值隨著波動率的增加而增加,依據(jù)結構化模型,信用利差也會隨著波動率的增加而增加;另一方面,股票市場風險會影響資金在資本市場的配置,較高的股市波動率會使更多的資金流入更加安全的債券市場

17、和貨幣市場,從而使信用利差縮小。5.利率因素(1無風險利率。根據(jù)M e r t o n(1974的觀點,企業(yè)債務可視為由持有無風險資產和賣出一份以企業(yè)資產價值為標的的看跌期權構成的資產組合。無風險利率的降低使看跌期權的價值減少,從而增加了公司債券的價值并降低了其收益率?？梢?信用利差隨無風險利率的增大而減小。(2收益率曲線斜率。無風險利率是我們從結構化模型中得出的對企業(yè)價值有影響的因素,但是無風險利率本身可能依存于其他因素,L i t t e r m a n和S c h e i n k m a n(1991發(fā)現(xiàn)了兩個非常重要的影響利率期限結構的因素期限結構的水平(l e v e l和斜率(s

18、l o p e。如果國債收益率曲線的斜率增加會提高預期的未來短期利率,那么如前所述,它也會導致信用利差的縮小。與此同時,收益率曲線斜率的降低可能意味著經濟走軟,預期恢復率會在經濟衰退時降低,所以理論上收益率曲線斜率的下降會擴大信用利差。(二數(shù)據(jù)描述我們將企業(yè)債券按照樣本的信用級別和剩余期限進行了分組。根據(jù)國內信用評級機構對企業(yè)債券的評級,我們將其分為A A A、A A+和A A(包括A A 和A A-三類;剩余期限分為短期(1年到3年、中期(4年到10年和長期(10年以上三類。1.信用利差。信用利差(C r e d i tS p r e a d,簡稱C S選擇上海和深圳證券交易所2000年2月

19、至2010年9月有交易的企業(yè)債券的到期收益率與相應國債到期收益率的差值。所選企業(yè)債券為不可贖回、不可回售的非金融企業(yè)債券,剩余期限不足一年的因過多出現(xiàn)負值而被剔除,最后所選企業(yè)債券共95個。本文使用的月度數(shù)據(jù)為各企業(yè)債券當月所有信用利差的均值,每個時間序列有128個觀測值。表1給出了短期、中期和長期的信用利差時間序列的統(tǒng)計指標。由表1可見,信用利差隨企業(yè)債券期限的延長而增大。2.其他宏觀經濟指標。C P I和P P I月度數(shù)據(jù)來自國家統(tǒng)計局網站;M1月度數(shù)據(jù)來自中國人民銀行網站;G D P指數(shù)為季度數(shù)據(jù),當季每個月數(shù)據(jù)取相同數(shù)值,數(shù)據(jù)來自國家統(tǒng)計局網站;股票市場指數(shù)為“道瓊斯中國88指數(shù)”(D

20、88,該指數(shù)為日數(shù)據(jù),取均值得到月指數(shù);股票市場波動率(V O L為每個月D88的標準差,屬于歷史波動率,數(shù)據(jù)來自W i n d數(shù)據(jù)庫;考慮到市場數(shù)據(jù)的連續(xù)性和準確性,本文的無風險利率為我國20世紀90年代發(fā)行的10年期國債到期收益率的月度數(shù)據(jù)均值(G B ,收益率曲線斜率用我國10年期國債收益率和3年期國債收益率之差來代替(S L O P ,將兩種債券按照交易日期進行對應計算,缺失的月份用線性插值法求得,數(shù)據(jù)來自國泰安數(shù)據(jù)庫。以上所有數(shù)據(jù)樣本時間為2000年2月至2010年9月。表1信用利差的統(tǒng)計特征短期C S 中期C S 長期C S均值1.1649261.5510101.665058中位數(shù)

21、0.8941251.1478331.612568標準差1.0382941.1408912.524393偏度0.2216770.3288870.136342峰度1.9563341.5924812.143832四、模型選擇和檢驗結果考慮到上文所選宏觀變量之間具有較強的共線性,本文利用變量一階差分表示宏觀變量變化對信用利差變化的影響。信用利差方程如下:C S i t =C +1C P I t +2P P I t +3G D P t +4L n M 1t +5D 88t+6V O L t +7G B t +8S L O P t +t (1其中,C S i t 是信用利差的一階差分,代表信用利差變動;t

22、 代表時間點,i 為某個企業(yè)債券;L n M 1t 表示對M 1t 取對數(shù),C P I t 、P P I t 、G D P t 、l n M 1t 、D 88t 、V O L t 、G B t 和S L O P t 分別代表C P I t 、P P I t 、G D P t 、L n M 1t 、D 88t 、V O L t 、G B t 和S L O P t 的一階差分;C 是常數(shù)項;1、2、3、4、5、6、7和8是各宏觀變量的待估計系數(shù),t 為擾動項。表2列示了各指標的含義。表2變量名稱、指標解釋及預期回歸系數(shù)符號變量名稱指標解釋預期回歸系數(shù)符號C S i t 企業(yè)債券i 在t 時信用利差

23、變化N aC P I t t 時消費者物價指數(shù)變化+P P I t t 時生產者價格指數(shù)變化+G D P t 時國內生產總值指數(shù)變化+/-L n M 1t t 時貨幣供給量(M 1對數(shù)變化+D 88t t 時道瓊斯中國88指數(shù)變化+/-V O L t t 時道瓊斯中國88指數(shù)波動率變化+/-G B t t 時10年期國債到期收益率變化-S L O P t t 時10年期國債到期收益率與3年期國債到期收益率之差變化-為了分析宏觀變量對企業(yè)債券信用利差的影響,這里將樣本劃分為短期債券、中期債券、長期債券和全部債券四個面板進行檢驗,回歸結果見表3,其中括號內為T 值。66財經研究2011年第12期表

24、3信用利差變化決定因素回歸結果(1P a n e l A :全部企業(yè)債券A A A A A+A AE -05(0.808578-0.000923(-2.086663*-0.001160(-2.224659*G B t -0.310755(-4.476452*-0.062730(-0.238300-0.390553(-1.533770S L O P t -0.071700(-1.340166-0.352656(-2.573829*-0.028942(-0.220930A d j u s t e d R 20.2241680.2925540.363067N 691318P a n e l B :短

25、期企業(yè)債券A A A A A+A AC -0.075534(-2.653908*-0.295356(-3.895349*-0.290538(-2.024959*C P I t 0.031409(1.705238-0.025187(-0.741977-0.095415(-1.403036P P I t -0.001528(-0.149616-0.019027(-0.891229-0.005287(-0.131087GN 1144P a n e l C :中期企業(yè)債券A A A A A+A AN 23511P a n e l D 長期企業(yè)債券A A A A A+A AE -05(1.229271-

26、0.002102(-1.561153-0.000394(-0.588066G B t -0.405686(-14.51947*-0.983246(-2.324598*-0.722284(-4.012619*S L O P t -0.063875(-3.460305*-0.239058(-2.266416*-0.070771(-2.764220*A d j u s t e d R 20.0801100.3443090.374649N 3532注:N 為企業(yè)債券的個數(shù),*表示在5%的水平上顯著,下同。從表3可知,在5%的顯著水平下模型所選變量具有較強的指示意義,解76戴國強、孫新寶:我國企業(yè)債券信

27、用利差宏觀決定因素研究釋變量回歸系數(shù)與理論預期一致。具體闡述如下:(1調整擬合度隨信用級別的降低而提高。在P a n e l A 中,信用級別為A A 的企業(yè)債券樣本的擬合度為0.363067,明顯高于信用級別A A A 和A A+樣本的擬合度。P a n e l C 和P a n e l D 也有類似情況。這說明模型對低信用級別債券信用利差的解釋力更強。對于相同信用級別的A A A 和A A+樣本,長期企業(yè)債券和中期企業(yè)債券信用利差變化的擬合度明顯低于短期企業(yè)債券;而對于相同信用級別的A A 樣本,長期企業(yè)債券和中期企業(yè)債券信用利差變化的擬合度則明顯高于短期企業(yè)債券?？傮w來說,宏觀經濟變量對

28、信用級別低的企業(yè)債券信用利差影響顯著。這是因為信用級別低的企業(yè)債券面臨的違約風險相對較大,需要更高的信用利差進行補償,這與國外實證結論一致(H u a n g ,2003;A m a t o 和R e m o l o n a ,2003。(2C P I 和P P I 的回歸系數(shù)大部分為負,這與理論預測結果有很大出入。實際上C P I 和P P I 確實是十分重要的預測指標,但由于這兩個指標在編制過程中還存在很多問題,如編制過程不透明、編制權重不合理等,導致測算結果不顯著。(3G D P 指數(shù)和M 1供給的回歸系數(shù)為正,表明經濟高速增長和寬松的貨幣投放導致信用利差擴大。如2010年,我國實施了積

29、極的財政政策和適度寬松的貨幣政策,2010年前三季度G D P 同比增長11.9%、10.3%和9.6%,債券市場亦是先揚后抑,信用利差也經歷了由擴大到縮小的過程。(4道瓊斯指數(shù)回歸系數(shù)為正,表明當較多資金進入股市時,債券需求降低,從而信用利差增大。2009年12月底至2010年初,隨著股市的大幅下跌和新股申購收益率的持續(xù)下降,很多來自股票市場的避險資金涌入交易所企業(yè)債券市場,致使信用利差顯著收窄。股市波動率的回歸結果則比較復雜:在P a n e l A 中,股市波動率的變化對A A A 級樣本信用利差產生正面影響,但是對A A+和A A 樣本信用利差產生負面影響,P a n e l B 和P

30、 a n e l D 的結果是與其類似的。這是因為較高的股市波動率會使更多的資金流入風險更小的高信用級別的債券。(5無風險利率和收益率曲線斜率的回歸系數(shù)為負,表明信用利差隨無風險利率和收益率曲線斜率的提高而下降。然而,2008年爆發(fā)的金融危機對企業(yè)債券市場產生了很大影響,信用危機使人們的違約預期提高,企業(yè)債券收益率和企業(yè)債券信用利差都達到了前所未有的高度,盡管國債收益率也有所升高,但是仍無法抵消信用危機帶來的影響,從而導致近年來兩者出現(xiàn)了正相關的情況。為了進一步檢驗信用利差與所選宏觀經濟變量的關系,我們在原模型的基礎上加入了一些新變量。一方面,考慮了C P I 、P P I 、G D P 指數(shù)

31、、L n M 1和C S 的上一期數(shù)據(jù)對本期的影響;另一方面,加入了一些非線性因素,如G B t 的平方(G B t 2和三次方(G B t 3。加入新變量后的信用利差方程如下所示:86財經研究2011年第12期C S i t =C +1C P I t +2P P I t +3G D P t +4L n M 1t +5D 88t+6V O L t +7G B t +8S L O P t +9C P I t -1+10P P I t -1+11G D P t -1+12L n M 1t -1+13C S t -1+14G B 2t+15G B 3t +t (2表4信用利差變化決定因素回歸結果(2

32、全部企業(yè)債券A A A A A+A AC -1.244542(-1.088810-18.30192(-1.773733-31.41427(-3.655677*C P I t 0.011545(0.574064-0.103330(-0.769532-0.222672(-1.951055*P P I t -0.017703(-2.780235*-0.060304(-1.072237-0.088161(-1.974856*GN 691318回歸結果如表4所示。從表4可知,模型的擬合度與原來相比有大幅提高,說明在影響信用利差的因素中前期和非線性變量具有較重要的影響,新模型更加符合實際情況。擬合度依然隨

33、企業(yè)債券信用級別的降低而升高,說明信用級別低的企業(yè)債券信用利差受宏觀因素的影響更大,也說明模型對低信用級別的企業(yè)債券信用利差的解釋力更強。另外,解釋變量估計系數(shù)的符號也基本與理論預期一致。如G D P t -1和L n M 1t -1對信用利差的影響依然為正,說明信用利差隨上一期G D P 指數(shù)和M 1供給的增加而增加;C S t -1對信用利差的影響為正,表明上一期信用利差對本期信用利差變化有積極影響。五、結論和建議本文對影響我國滬深企業(yè)債券信用利差因素的實證研究表明:(1G D P 指數(shù)、M 1發(fā)行量與企業(yè)債券信用利差正相關,較高的G D P 指數(shù)和M 1發(fā)行量導致信用利差高企。(2企業(yè)債

34、券信用利差的變化與無風險利率和國債利率負相關。當無風險利率降低時,持有債券所得收益低于股票,投資者會選擇賣掉債券轉投股票,致使債券價格下跌,信用利差擴大。(3由于我國C P I 、P P I 在編制過程中存在諸多問題,導致測算結果不顯著。(4模型解釋力隨信用級別的降低而提高,這是因為信用級別低的企業(yè)債券面臨的違約風險相對較大,從而需要更高的信用利差進行補償,這與國外的實證結論一致。(5不論是總96戴國強、孫新寶:我國企業(yè)債券信用利差宏觀決定因素研究樣本還是子樣本,模型僅能解釋企業(yè)債券信用利差變化的30%左右,與國外實證結論也基本一致。加入新解釋變量后,模型的擬合度大幅提高,說明新模型更加符合實

35、際情況。但是由于交易所的企業(yè)債券數(shù)量少、樣本期短以及高信用等級所占比例大,需要未來做進一步的研究和比較。隨著我國經濟的穩(wěn)步增長、企業(yè)融資需求的擴張以及投融資體制的完善,我國的企業(yè)債券市場具有巨大的發(fā)展?jié)摿涂臻g。本文對企業(yè)債券市場的投資實踐和政策制定有一定的現(xiàn)實意義。首先,投資者可以根據(jù)企業(yè)債券的信用等級、剩余期限以及文中所列宏觀經濟指標預測我國企業(yè)債券信用利差的變動方向和大致走勢,從而判斷企業(yè)債券信用風險的大小,為提高投資組合收益率提供決策依據(jù);其次,政策制定者可通過改善現(xiàn)有的做市商制度,將企業(yè)債券的承銷與做市結合起來,進一步培育合格的投資者和獨立的做市商,以提高企業(yè)債券市場流動性和交易活躍度,從而為企業(yè)債券的流動性提供制度上的保障;最后,相關部門也