股票市場投資者情緒的跨市場效應(yīng)＊
——對債券融資成本影響的研究

徐浩萍，楊國超

（復(fù)旦大學(xué) 管理學(xué)院，上海200433）

一、引 言

為了解釋證券價格的大漲大跌，行為金融學(xué)引入了非理性假設(shè)，將不能用基本面信息解釋的投資者預(yù)期稱為投資者情緒。投資者情緒來源于理性投資者在賣空約束下的套利成本以及噪音投資者的非理性行為（Baker和Wurgler，2006）。已有研究發(fā)現(xiàn)投資者情緒不但直接影響投資者對證券的需求（DeLong等，1990），還會引起企業(yè)融資和投資決策的異化（Lamont和Stein，2006；Baker等，2003），從而影響金融市場資源配置的效率。上述相關(guān)研究主要集中在股票市場，本文則主要探討它的跨市場效應(yīng)，即股票市場投資者情緒對債券融資成本的影響。

隨著中國證券市場的快速發(fā)展，上市公司的融資方式趨于多樣化，如公司債、可轉(zhuǎn)債以及可分離轉(zhuǎn)債等。從2000年至2010年，債券的發(fā)行規(guī)模不斷增大，2008年甚至超過市場融資總額的20%。因此，對上市公司債券融資成本的研究具有十分重要的現(xiàn)實意義。已有研究認(rèn)為債券融資成本主要決定于發(fā)行人的風(fēng)險特征（Krishnaswami和Yaman，2007），本文認(rèn)為股票市場投資者情緒也會影響債券融資成本。

作為最主要的投資品，股票和債券的價值判斷有著共同的信息基礎(chǔ)，存在緊密的互動關(guān)系（Fleming等，1998；Campbell和 Ammer，1993；Chordia等，2001）。由于中國股票市場的容量遠(yuǎn)遠(yuǎn)超過債券市場，①交易比債券市場更活躍，所以債券發(fā)行人可以通過股票市場獲得更豐富的投資需求信息：一方面，債券市場投資需求有可能受到股票市場非理性情緒的傳染；另一方面，理性投資者為規(guī)避股票市場泡沫風(fēng)險會通過投資債券實現(xiàn)套利。這兩方面的影響均會導(dǎo)致投資者對債券的需求增加，從而導(dǎo)致企業(yè)債券融資成本降低。

具體來說，本文分為三個層次：首先，我們探討股票市場投資者情緒對債券融資成本的影響；其次，我們討論股票市場投資者情緒對不同特征及種類債券的影響差異，由此辨別投資者情緒影響債券發(fā)行成本的機理是非理性情緒的傳染還是理性投資者的套利行為；最后，我們檢驗投資者情緒對企業(yè)選擇融資方式的影響，即發(fā)行企業(yè)是否能利用投資者情緒會引起債券投資需求增加而擇機發(fā)行債券，以降低融資成本。②參照Baker和 Wurgler（2006）以及易志高和茅寧（2009），本文使用股票市場IPO公司數(shù)、IPO首日折價、封閉式基金折價、債券融資與股票融資規(guī)模之比以及換手率等變量提取主成分構(gòu)造投資者情緒指標(biāo)，用經(jīng)過市場基準(zhǔn)利率調(diào)整的發(fā)行利率度量債券融資成本。研究結(jié)果表明：股票市場投資者情緒越高，債券發(fā)行利率就越低；這一作用對信用等級高、經(jīng)營業(yè)績好、政府控股的企業(yè)以及含股權(quán)選擇的可轉(zhuǎn)債與可分離轉(zhuǎn)債的影響更大，而對公司債的影響則不顯著，這支持了理性套利假說。此外，對于符合股權(quán)再融資和債券發(fā)行條件的樣本，我們發(fā)現(xiàn)股票市場投資者情緒與企業(yè)債券融資傾向正相關(guān)，這進(jìn)一步支持了投資者情緒更高時債券融資成本更低的結(jié)論。

本文相對于已有文獻(xiàn)在以下方面作了嘗試：首先，本文為投資者情緒的經(jīng)濟后果補充了跨市場的證據(jù)。已有研究關(guān)注了投資者情緒對市場收益（Baker和 Wurgler，2006）和企業(yè)投資行為的影響（Polk和Sapienza，2009），本文則將股票市場投資者情緒的影響延伸到了債券發(fā)行市場，影響債券融資成本和發(fā)行決策。其次，本文為股票和債券市場之間的聯(lián)動提供了證據(jù)。已有研究大多基于投資者的立場探討股票和債券交易市場回報和風(fēng)險之間的關(guān)聯(lián)性（Campbel和 Ammer，1993；Connolly等，2005；Chordia等，2001），本文則從證券發(fā)行企業(yè)的角度進(jìn)一步討論了兩個市場的互動對企業(yè)融資的影響。最后，本文擴展了對債券發(fā)行成本決定因素的研究。國外文獻(xiàn)大多從債券發(fā)行人自身特征（Anderson等，2004）以及債券市場環(huán)境（Mansi等，2009）角度來探討發(fā)行成本的決定因素，而本文則引入了股票市場投資者情緒的作用。此外，雖然債券市場是中國證券市場的重要組成部分，但對債券融資成本的研究卻非常薄弱，因此本文將豐富中國制度背景下這一主題的研究。

后文結(jié)構(gòu)如下：第二部分回顧相關(guān)研究并提出我們的研究假設(shè)，第三部分定義主要變量并對樣本進(jìn)行描述，第四部分報告實證檢驗結(jié)果，第五部分是穩(wěn)健性檢驗，最后是全文總結(jié)。

二、理論回顧與研究假設(shè)

大量研究表明，市場時機在企業(yè)債務(wù)融資中扮演著重要角色。例如，Graham和Harvey（2001）通過問卷調(diào)查發(fā)現(xiàn)經(jīng)理人總是試圖在債券發(fā)行中選擇更好的時機以降低利率。鑒于股票市場和債券市場的聯(lián)動性，股票市場的投資者情緒可能會影響企業(yè)的債券融資決策。

一方面，判斷股票和債券的價值有共同的信息基礎(chǔ)，這會促成股票市場與債券市場價格的聯(lián)動（Fleming等，1998）。比如，實際利率提高會導(dǎo)致貼現(xiàn)率提高，股票和債券的價值都下降；企業(yè)未來現(xiàn)金流增長會同時提高股票和債券的回報。這類信息會造成股票與債券價格的同向變動（Campbell和Ammer，1993）。當(dāng)投資者對影響股票價值的信息反應(yīng)過度樂觀時，在共同信息基礎(chǔ)的機制作用下，投資者對債券的價值判斷也會過度樂觀，由此導(dǎo)致投資者情緒從股票市場“傳染”到債券市場，引起債券需求的增加。

另一方面，理性投資者的套利決策也會造成兩個市場的聯(lián)動。股票和債券具有性質(zhì)迥異的風(fēng)險特征，因此在某些情況下存在收益互補。例如，Connolly等（2005）發(fā)現(xiàn)當(dāng)股票市場的不確定性較高時，債券的回報將高于股票的市場回報；Chordia等（2001）的證據(jù)則表明在1998年亞洲金融危機時期，共同基金減少了對權(quán)益資產(chǎn)的投資，增加了對政府債券的投資。投資者利用這種互補在不同市場間從事套利活動。當(dāng)股票市場過度樂觀的情緒提高了泡沫破滅的風(fēng)險時，理性投資者會重新調(diào)整投資組合中股票與債券的比例，即減少股票投資而增加債券投資，從而改變了兩個市場的供求關(guān)系，這一機制被Fleming等（1998）稱為“溢出效應(yīng)”。

在上述兩種情形下，當(dāng)股票市場的投資者情緒較高時，債券市場的投資需求會增加，從而促使債券發(fā)行利率下降。由此，我們提出以下假設(shè)：

假設(shè)1：股票市場投資者情緒越高，債券發(fā)行利率越低。

根據(jù)上述討論，股票市場樂觀情緒的“傳染”和理性投資者為規(guī)避泡沫風(fēng)險的套利行為都可能提高債券投資需求，但對于不同特征的債券，影響的強度可能有所不同。Tang和Yan（2010）指出，投資者的風(fēng)險厭惡程度決定了債券發(fā)行等級的利率差異，風(fēng)險厭惡程度越高，債券發(fā)行等級的利率差異越大。當(dāng)上述“傳染”假說是主因時，過度樂觀意味著投資者風(fēng)險厭惡程度較低，債券違約風(fēng)險被低估的可能性較大，因此違約風(fēng)險高的債券更容易以較低的利率發(fā)行。而當(dāng)套利行為成為債券市場投資需求增長的主因時，投資者風(fēng)險厭惡程度較高，因此將優(yōu)先選擇違約風(fēng)險小的債券，從而其發(fā)行成本較低。為了辨別投資者情緒影響債券發(fā)行成本的機理是非理性情緒的傳染還是理性投資者套利策略的調(diào)整，本文通過考察投資者情緒對不同風(fēng)險債券的影響差異，進(jìn)一步將上述兩種情況區(qū)分為：

假設(shè)1a（“傳染”假說）：當(dāng)股票市場投資者情緒較高時，違約風(fēng)險高的債券融資成本較低。

假設(shè)1b（“套利”假說）：當(dāng)股票市場投資者情緒較高時，違約風(fēng)險低的債券融資成本較低。

對于債券違約風(fēng)險，本文從債券發(fā)行人特征和債券類型兩個角度進(jìn)行度量。從債券發(fā)行人特征看，信用等級越高，違約風(fēng)險越??；經(jīng)營業(yè)績越好，債券違約風(fēng)險越?。幌鄬τ诜菄衅髽I(yè)，國有企業(yè)因受到政府的保護而違約風(fēng)險較小。從債券類型看，由于可轉(zhuǎn)債和可分離轉(zhuǎn)債為投資者提供了一個期權(quán)，從而降低了投資者的投資風(fēng)險，同時該期權(quán)也有利于債權(quán)人更好地監(jiān)督發(fā)行人，避免管理層投資不足或投資過度（Richard，1984），所以風(fēng)險較?。↘rishnaswami和Yaman，2007）。此外，中國政府對債券發(fā)行資格的管制進(jìn)一步降低了可轉(zhuǎn)債和可分離轉(zhuǎn)債的風(fēng)險。中國證監(jiān)會規(guī)定，發(fā)行可轉(zhuǎn)債的公司發(fā)行前三年的凈資產(chǎn)收益率均值需超過6%，同時需提供全額擔(dān)保；發(fā)行可分離轉(zhuǎn)債的公司凈資產(chǎn)要求達(dá)到15億元人民幣以上；而對于發(fā)行公司債的公司則沒有盈利和擔(dān)保要求，凈資產(chǎn)僅要求達(dá)到3 000萬元人民幣。

進(jìn)一步地，當(dāng)股票市場投資者情緒較高時，債券投資需求的增加使債券融資成本降低，于是企業(yè)更傾向于選擇發(fā)行債券的再融資方式。因此，我們提出如下假設(shè)：

假設(shè)2：股票市場投資者情緒越高，企業(yè)越傾向于選擇債券融資。

三、變量與樣本

（一）變量設(shè)置

第一，關(guān)于股票市場投資者情緒的度量，本文沿用Baker和 Wurgler（2006）以及易志高和茅寧（2009）的方法，使用IPO發(fā)行數(shù)量、股票市場換手率、債券發(fā)行規(guī)模與股票發(fā)行規(guī)模之比、封閉式基金折價以及IPO首日發(fā)行折價五個變量做主成分分析，并提取第一主成分值作為投資者情緒指數(shù)。債券發(fā)行公告披露之前債券發(fā)行利率決策要經(jīng)過董事會預(yù)案、監(jiān)管部門審核等程序，在本文的樣本中，從披露董事會預(yù)案到債券發(fā)行公告的天數(shù)均值是307天，中位數(shù)是284天，這說明企業(yè)大約在發(fā)行之前的9-10月做出債券融資決策。根據(jù)這一經(jīng)驗統(tǒng)計結(jié)果，我們使用發(fā)行前第三個季度的投資者情緒變量。

第二，關(guān)于債券融資成本的度量，現(xiàn)有文獻(xiàn)大多使用債券的到期收益率或?qū)嶋H利率（Anderson等，2003）。由于我國發(fā)行的債券均為面值發(fā)行，所以票面利率就代表債券的到期收益率，本文用債券票面利率減去基準(zhǔn)利率后③的數(shù)值來衡量相對于市場基準(zhǔn)利率的發(fā)行成本（INS）。

第三，基于已有文獻(xiàn)（Lamy和 Thompson，1988；Anderson等，2004），本文使用以下兩類控制變量：第一類是本次發(fā)行特征的變量，包括債券是可轉(zhuǎn)債（DCONVERT）還是可分離債（DWARRANT）、發(fā)行資金規(guī)模（LNPROCEED，實際發(fā)行額的對數(shù)）、承銷商聲譽（UWREP，承銷商在之前三年中任何一年是否排在前五名，是取1）、債券信用評級是否為AAA級（CREDIT），債券發(fā)行期限（MATURITY）以及是否有可贖回條款（CALLABLE）；第二類是發(fā)行人特征的變量，包括發(fā)行人是否國有企業(yè)（STATE）、發(fā)行前一年的資產(chǎn)規(guī)模（LNTA，前一年總資產(chǎn)的對數(shù)）、用總資產(chǎn)回報率衡量的盈利能力（ROA）、用總資產(chǎn)回報率標(biāo)準(zhǔn)差衡量的經(jīng)營風(fēng)險（STDROA）以及用資產(chǎn)負(fù)債率衡量的財務(wù)風(fēng)險（LEV）。

（二）樣本和描述性統(tǒng)計

本文選取了2000-2010年A股上市公司發(fā)行債券的164例作為研究樣本，剔除數(shù)據(jù)不全的觀測后，有效樣本為160例，其中公司債74例，可分離轉(zhuǎn)債21例，可轉(zhuǎn)換債券65例。本文使用的債券基本信息來自CSMAR數(shù)據(jù)庫，相關(guān)的財務(wù)信息來自Wind數(shù)據(jù)庫，部分缺失數(shù)據(jù)手工補齊。

表1列示了變量的描述性統(tǒng)計。經(jīng)基準(zhǔn)利率調(diào)整后的債券利息（INS）的最大值是6.25%，最小值是-3.54%。發(fā)行前第三個季度投資者情緒指數(shù)（IS）的最大值是3.229，最小值為-1.716，均值是0.821，中位數(shù)是0.792。77.5%的債券發(fā)行人為國有企業(yè)。平均發(fā)行規(guī)模為1.82億元，發(fā)行規(guī)模差異非常大，最大值是最小值的150倍。45.6%的公司是AAA級的債券發(fā)行信用等級。債券期限平均為5.72年，最長為15年，最短為3年。56.25%的債券有可贖回條款。發(fā)行前一年公司的平均資產(chǎn)規(guī)模為175億元，總資產(chǎn)報酬率均值為9.46%。

表1 描述性統(tǒng)計

四、主要回歸結(jié)果

（一）債券發(fā)行成本

我們用回歸模型來檢驗股票市場投資者情緒對債券融資成本的影響。被解釋變量為經(jīng)基準(zhǔn)利率調(diào)整的債券發(fā)行利率（INS），解釋變量為發(fā)行前第三個季度股票市場投資者情緒指數(shù)（IS），除了上文所述的控制變量外，本文還控制了發(fā)行人所處行業(yè)因素。所有的回歸模型都采用OLS方法，并用穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤進(jìn)行統(tǒng)計檢驗。

回歸結(jié)果報告如下：表2的第（1）列僅控制了債券類型，用債券發(fā)行前第三個季度的股票市場投資者情緒指標(biāo)IS對INS進(jìn)行回歸，回歸系數(shù)為-0.037，在1%的水平上顯著；加入所有的控制變量后（見第（2）列），IS的回歸系數(shù)為-0.035，在1%的水平上顯著。這說明從總體樣本看，投資者情緒越高，債券融資成本就越低，與假設(shè)1一致。從控制變量的回歸系數(shù)看，可轉(zhuǎn)債和可分離債的融資成本顯著低于公司債；發(fā)行規(guī)模越大，融資成本越低；公司的財務(wù)風(fēng)險（ROA的標(biāo)準(zhǔn)差）越大，債券融資成本就越高；投行聲譽對債券融資成本的影響并不明顯，說明投行尚未在債券發(fā)行市場建立聲譽。在含股權(quán)選擇的債券中，信用等級越高，債券利息越高；在公司債樣本中，信用等級越高，債券利息越低，國有企業(yè)的融資成本往往比非國有企業(yè)低。

為了檢驗不同風(fēng)險特征的債券受股票市場投資者情緒的影響程度，表2第（3）-第（5）列分別加入發(fā)行人是否國有（STATE）、債券信用等級（CREDIT）以及發(fā)行人盈利能力（ROA）與投資者情緒指數(shù)的交互項。STATE取1表示最終控制人為各級政府，其他情況取0；CREDIT取1表示債券信用等級為AAA級，其他情況取0；ROA取1表示發(fā)行人的資產(chǎn)收益率大于樣本中位數(shù)，其他情況取0?；貧w結(jié)果顯示，STATE、CREDIT和ROA與IS的交互項系數(shù)分別為-0.0037、-0.0026和-0.0032，顯著性水平在1%-10%之間。加入交互項后IS的系數(shù)基本上不顯著，這表明股票市場投資者情緒的影響主要存在于國有發(fā)行人、高信用等級以及盈利能力強的債券之中，與假設(shè)1b一致，從而支持了“理性套利”假說。

表2 投資者情緒對債券融資成本

續(xù)表2 投資者情緒對債券融資成本

表3考察了投資者情緒對不同債券類型的影響。第（1）列回歸使用全樣本，并引入債券類型（DEQUITY）與投資者情緒指標(biāo)的交互項。對于可轉(zhuǎn)債和可分離轉(zhuǎn)債這樣含有股權(quán)選擇的債券，DEQUITY取1；對于公司債，該變量取0?；貧w結(jié)果顯示，該變量與IS的交互項系數(shù)為-0.0029，t值為-1.85，在10%的水平上顯著。進(jìn)一步將樣本劃分為含股權(quán)選擇的債券和公司債分別進(jìn)行回歸分析。第（2）列顯示，對于含股權(quán)選擇的債券，IS的回歸系數(shù)為-0.0056，在1%的水平上顯著。第（3）列則顯示，對于公司債，投資者情緒對債券發(fā)行成本的影響不顯著。上述結(jié)果在一定程度上支持了股票市場投資者情緒主要影響含股權(quán)選擇的債券，而對公司債的影響則較弱。

表3 投資者情緒與債券融資成本的—債券類型的影響

續(xù)表3 投資者情緒與債券融資成本的—債券類型的影響

（二）債券融資方式選擇

上述檢驗表明，當(dāng)股票市場投資者情緒較高時，債券融資成本較低。我們將進(jìn)一步研究債券融資成本的降低是否會促使上市公司更多地選擇債券融資方式。企業(yè)再融資方式取決于融資資格管制要求以及債券融資成本與股票融資成本的比較。我國對債券融資發(fā)行的資格要求既有與股權(quán)融資重疊的部分（如都有對經(jīng)營業(yè)績的要求），也有特有要求（如對企業(yè)規(guī)模的要求）。發(fā)行資格管制將限制企業(yè)的再融資方式。此外在滿足再融資資格的情況下，債券發(fā)行成本的降低會提高企業(yè)發(fā)行債券的傾向。我們選取了2000-2010年同時符合配股、增發(fā)融資條件以及債券融資條件（含股權(quán)融資與債權(quán)融資）的上市公司，剔除數(shù)據(jù)不完整的觀測對象后，有效樣本是1 217例。在表4probit回歸中，第（1）列僅控制了行業(yè)因素，IS的系數(shù)為0.119，在1%的水平上顯著；第（2）列加入其他控制變量后，IS的回歸系數(shù)為0.1736，顯著性水平仍為1%。這說明，企業(yè)會根據(jù)股票市場投資者情緒引起的市場供求變化選擇融資方式，即當(dāng)股票市場投資者情緒較高時，企業(yè)會因較低的債券融資成本而更傾向于發(fā)行債券。

表4 投資者情緒與再融資方式選擇

續(xù)表4 投資者情緒與再融資方式選擇

五、穩(wěn)健性檢驗

首先，關(guān)于發(fā)行前哪個時段的投資者情緒影響債券利息決策，我們在回歸中使用發(fā)行前三個季度累計的投資者情緒變量和發(fā)行前第四個季度的投資者情緒指標(biāo)，來檢驗研究結(jié)果是否對發(fā)行前不同時段的投資者情緒敏感，回歸結(jié)果與上述結(jié)果一致。

其次，有文獻(xiàn)指出當(dāng)市場存在賣空限制或者賣空成本很高時，非理性投資者對他們認(rèn)為將上漲的股票會通過更加頻繁的交易來表達(dá)他們的樂觀（Baker和Stein，2004）。因此，我們用發(fā)行前第三個季度股票市場的季度換手率來衡量投資者情緒，回歸結(jié)果表明，換手率的系數(shù)顯著小于零，并且主要存在于含股權(quán)選擇的債券中，與公司特征變量的交互項系數(shù)也顯著小于零，與上文結(jié)果一致。囿于篇幅限制，穩(wěn)健性檢驗結(jié)果沒有報告，如有需要可與作者聯(lián)系。

六、結(jié) 論

本文研究了股票市場投資者情緒對債券融資成本的影響。基于股票市場和債券市場的聯(lián)動機制，股票市場過度樂觀的情緒或者將傳染到債券市場，或者理性投資者為規(guī)避泡沫風(fēng)險而投資債券套利，提高了債券需求，進(jìn)而降低了債券融資的成本。本文使用股票市場IPO公司數(shù)、IPO首日折價、封閉式基金折價、債券融資與股票融資規(guī)模之比以及換手率等變量提取主成分構(gòu)造投資者情緒指標(biāo)，用經(jīng)過市場基準(zhǔn)利率調(diào)整的發(fā)行利率度量債券融資成本。研究結(jié)果表明：債券發(fā)行之前的股票市場投資者情緒越高，發(fā)行利率就越低；這一作用對信用等級高、經(jīng)營業(yè)績好以及政府控股的企業(yè)更加顯著；投資者情緒對含股權(quán)選擇的可轉(zhuǎn)換債券和可分離轉(zhuǎn)債的影響較大，而對公司債的影響則不顯著。另外，對融資方式選擇的檢驗表明，投資者情緒在一定程度上會提高債券融資的可能性。本文不但將股票市場投資者情緒的經(jīng)濟后果擴展到了債券市場，而且延伸了對債券融資成本的研究。本文的研究結(jié)論對于企業(yè)利用市場時機來降低融資成本以及監(jiān)管者監(jiān)督市場運行具有重要的參考意義。

注釋：

①如2010年股票融資額大約是債券融資額的9倍，即使在債券融資額較高的2008年，股票融資額也約是債券融資額的4倍。

②基準(zhǔn)利率數(shù)據(jù)來自CSMAR數(shù)據(jù)庫，定義為銀行一年期定期存款利息。

③因為中國的債券均以面值發(fā)行，所以債券融資成本主要體現(xiàn)在發(fā)行利率上。

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