我國的主權(quán)信用評級被低估了嗎

楊育婷 羅 晶 徐培文

（1.國廣環(huán)球傳媒控股有限公司，北京 100049；2.西南財經(jīng)大學(xué)，四川 成都 611130；3.中國農(nóng)業(yè)銀行北京市分行，北京 100010）

我國的主權(quán)信用評級被低估了嗎

楊育婷1羅 晶2徐培文3

（1.國廣環(huán)球傳媒控股有限公司，北京 100049；2.西南財經(jīng)大學(xué)，四川 成都 611130；3.中國農(nóng)業(yè)銀行北京市分行，北京 100010）

本文以1996—2011年間45個國家的宏觀經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)和惠譽(yù)的主權(quán)信用評級數(shù)據(jù)，運(yùn)用一般面板線性回歸和有序概率模型研究了我國的主權(quán)信用評級是否被低估的問題。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，國際評級機(jī)構(gòu)并沒有刻意低估我國的主權(quán)信用評級，其對我國主權(quán)信用評級的測算方法并不明顯有別于其他國家。但是，由于評級體系的傾向性和我國地方政府債務(wù)不透明等原因，導(dǎo)致我國的主權(quán)信用評級客觀上存在被低估的可能。

主權(quán)信用；有序概率模型；政府債務(wù)；信用評級

一、引言

主權(quán)信用評級通過定量和定性的方法，對主權(quán)政府的償債能力和償債意愿進(jìn)行評定，并用一定的符號表示。目前國際信用評級市場以穆迪、標(biāo)準(zhǔn)普爾和惠譽(yù)3家評級機(jī)構(gòu)為主導(dǎo)，評級機(jī)構(gòu)在全球金融市場中扮演著“裁判員”的角色，他們廣泛參與各類金融機(jī)構(gòu)和金融產(chǎn)品的風(fēng)險定價，在緩解金融市場信息不對稱所帶來的不良影響的同時，也制約著金融市場各類參與主體的融資能力和產(chǎn)品發(fā)行。特別是評級機(jī)構(gòu)對各國主權(quán)信用評級的調(diào)整，甚至?xí)ζ鋰鴥?nèi)金融市場產(chǎn)生較大沖擊，希臘債務(wù)危機(jī)就是典型案例。

阿方索等（António afonso等，2010）使用線性和有序概率模型對比分析了影響國家評級的主要因素，通過對計量模型解釋變量的巧妙處理，區(qū)分了影響國家主權(quán)信用評級的宏觀經(jīng)濟(jì)和財政變量的長短期效應(yīng)。路留存、田益祥（2011）使用了一般面板數(shù)據(jù)法和面板有序概率法對主權(quán)信用評級的決定因素進(jìn)行了研究，指出了實(shí)際GDP增長、人均GDP、通貨膨脹、政府效率等因素在主權(quán)信用評級中起到了決定性作用，并對兩種研究方法的模擬效果進(jìn)行了對比。楊勝剛、成程（2011、2012）也使用了這兩種回歸方法研究主權(quán)信用評級的影響因子，進(jìn)而發(fā)現(xiàn)我國的主權(quán)信用評級在20世紀(jì)90年代和2001—2002年前后被低估，其進(jìn)一步的研究指出我國主權(quán)信用評級從2006年以來存在被低估1—2等級的現(xiàn)象。

我國主權(quán)信用評級是否被低估一直是學(xué)術(shù)界和實(shí)業(yè)界關(guān)注的話題。我國外匯儲備充足，中央政府財政赤字較低，理論上主權(quán)違約的風(fēng)險應(yīng)該非常低，但是國際評級機(jī)構(gòu)給予的評級卻只是A+和AA-，和現(xiàn)在身陷歐洲債務(wù)危機(jī)的歐元區(qū)國家差不多。國內(nèi)不少觀點(diǎn)認(rèn)為評級機(jī)構(gòu)對我國主權(quán)債務(wù)評級存在低估，甚至是有偏見，本文試圖就該問題展開分析和討論。

二、模型簡介

目前研究主權(quán)信用評級的方法主要是基于面板數(shù)據(jù)的計量模型，具體可分為兩類：基于被解釋變量連續(xù)性的一般面板數(shù)據(jù)方法和基于離散選擇模型的面板數(shù)據(jù)方法。本文選擇一般面板數(shù)據(jù)和有序概率模型兩種方法。

（一）一般面板數(shù)據(jù)方法

一般面板數(shù)據(jù)的回歸方程形式如下：

Rit是一個通過線性變換得到的評級得分值；Xit是一個隨時間和個體變化的向量；Zi是一個不隨時間變化的解釋變量。指標(biāo)i (i=1,...,N)表示的是國家，指標(biāo)t(t=1,...,T)表示的是時間，ai代表的是每一個國家i 的單獨(dú)效應(yīng)，也就是異質(zhì)性，用來表示各個國家所特有的無法觀測的一些因素對被解釋變量的影響。μit表示隨機(jī)誤差項(xiàng)，假定μit在所有國家和時間中的分布是獨(dú)立的。

這里有3種方法可供選擇：合并的最小二乘估計（pooledOLS）、固定效應(yīng)（fixedeffects）和隨機(jī)效應(yīng)估計（randomeffectsestimation）。在國家特定效應(yīng)與解釋變量不相關(guān)的條件下，即E(ai|Xit,Zi)=0，所有的估計是一致的，從效率方面講隨機(jī)效應(yīng)估計是最優(yōu)選擇。當(dāng)E(ai|Xit,Zi)=0不成立時，只有固定效應(yīng)模型的估計是一致的，但這并不表明固定效應(yīng)模型會是最好的選擇。因?yàn)橐粋€國家的評級通常比較穩(wěn)定，不會經(jīng)常隨時間而改變，而解釋變量Xit僅僅反映了評級得分值隨時間的變動量，只有得分值變動一定程度之后，評級結(jié)果才會改變。

這時有兩種方法對隨機(jī)效應(yīng)方法進(jìn)行補(bǔ)救。一種是進(jìn)行豪斯曼·泰勒IV估計，此時需要使用與ai不相關(guān)的工具變量，由于工具變量不易選擇，本文選擇了另一種方法：對特定效應(yīng)ai建模，該方法通常被用于估計非線性模型。正如本文后面所展示的，該方法在本研究中的應(yīng)用是成功的。式（2）表達(dá)了特定效應(yīng)和回歸項(xiàng)之間的相關(guān)性，說-明國家特定效應(yīng)的預(yù)期值是解釋變量的時間平均值X 的線性組合。

如果將上式的推論ai=η-Xi+εi代入方程（1），便得到

式中εi被定義為一個與解釋變量不相關(guān)的殘差變量。在實(shí)際應(yīng)用中，我們通過引入解釋變量的時間平均值來消除許多問題。將公式（3）修改為：

在上式中，為解釋變量的均衡項(xiàng)-，描述了某國家在觀測期內(nèi)該變量的均值。而Xit-Xi為解釋變量的偏移項(xiàng)，描述了某國家在某一個觀測年度該變量的短期變動。δ=η+β可以理解為解釋變量的長期效應(yīng)（例如，當(dāng)某國家失業(yè)率一直居高不下，那么δ代表了解釋變量對評級的影響），而β衡量了短期效應(yīng)（例如，當(dāng)一個國家某年度降低了失業(yè)率，那么β便反映了該變化對評級的影響）。這種直觀的區(qū)別對政策改進(jìn)是有用的，因?yàn)樗芨嬖V我們一個國家通過如何努力能改進(jìn)中期或短期的評級。本文將δ理解為國家信用評級決定因素的系數(shù)，使用隨機(jī)效應(yīng)方法來估計方程（4）。

（二）有序概率模型

如前文所述，當(dāng)因變量為有限的序數(shù)值，一般線性回歸方法不再適用，下面介紹更適合處理這類問題的有序概率模型（Orderprobit）。評級機(jī)構(gòu)對國家信用的連續(xù)評估可以通過不可觀測的潛變量R*it反映。該潛變量具有線性形式，且如（4）式中的Rit一樣依賴于同一組變量，如下所示：

評級機(jī)構(gòu)采用不同的截斷點(diǎn)作為區(qū)分評級水平的界限，如：

實(shí)際上，有序概率模型的本質(zhì)是假定可觀測到的評級符號Rit和連續(xù)的潛在變量Rit*相關(guān)。方程（5）和方程（6）中的未知量β、δ、λ以及截斷點(diǎn)c1-c16，可以通過極大似然方法進(jìn)行估計。如果使用面板數(shù)據(jù)，模型則存在兩個誤差項(xiàng)，就不能直接使用有序概率模型。伍爾德里奇（Wooldridge，2002）介紹了兩種方法來估計參數(shù)，第一種方法是假定這兩個誤差項(xiàng)中，有且僅有一個與國家特定效應(yīng)ai強(qiáng)相關(guān)，進(jìn)而可以使用標(biāo)準(zhǔn)的有序概率估計。第二種方法是隨機(jī)效應(yīng)有序概率估計，它認(rèn)為εi和μit這兩個誤差項(xiàng)都服從正態(tài)分布，對應(yīng)的是極大對數(shù)似然估計。第二種方法被認(rèn)為是最好的，但計算很煩瑣。

三、實(shí)證分析

（一）解釋變量

根據(jù)評級機(jī)構(gòu)披露的信息，他們主權(quán)信用評級的主要內(nèi)容包括政治風(fēng)險、收入和經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)、經(jīng)濟(jì)增長和前景、財政政策的靈活性、政府的債務(wù)負(fù)擔(dān)、離岸的和可能發(fā)生的債務(wù)、貨幣政策的靈活性、外部流動性、公共部門的對外債務(wù)負(fù)擔(dān)和私營部門的對外債務(wù)負(fù)擔(dān)等，但沒有具體說明所采用的是哪些經(jīng)濟(jì)、政治等方面的可觀測的變量，而且也沒有說明各變量在評級時賦予的權(quán)重?；谶@一信息，本文在現(xiàn)有文獻(xiàn)的基礎(chǔ)上選擇了一組可能影響主權(quán)評級的變量，集中在4個主要的領(lǐng)域：

1.宏觀經(jīng)濟(jì)變量。包括人均GDP、實(shí)際GDP增長率、失業(yè)率和通貨膨脹率。人均GDP越發(fā)達(dá)的經(jīng)濟(jì)體被預(yù)期擁有更高的效率和機(jī)制去防止政府過度借貸，更不容易受到外來沖擊的影響。實(shí)際GDP增長率越高，政府歸還到期債務(wù)的能力就越強(qiáng)。一個國家的失業(yè)率越低，其勞動力市場越靈活。此外，較低的失業(yè)率減輕了失業(yè)所導(dǎo)致的財政和社會福利的負(fù)擔(dān)，同時擴(kuò)大了對勞動力征稅的基礎(chǔ)。通貨膨脹一方面降低了以本幣計價政府未償債務(wù)的規(guī)模，意味著政府有更多的資源來覆蓋外債所產(chǎn)生的支付義務(wù)；另一方面，較高的通貨膨脹率往往是宏觀經(jīng)濟(jì)層面出現(xiàn)問題的征兆，對政府信用產(chǎn)生負(fù)效應(yīng)。

2.政府變量。主要指財政收支，巨大或長期的財政赤字意味著政府要為赤字融資，對國內(nèi)的儲蓄產(chǎn)生吸收效應(yīng)，通常暗示著一國的宏觀經(jīng)濟(jì)失衡。

3.外部變量。包括經(jīng)常賬戶余額和外匯儲備規(guī)模兩個指標(biāo)。通常來說，經(jīng)常賬戶余額對主權(quán)評級的效應(yīng)為正：一方面，較高的經(jīng)常赤字預(yù)示著經(jīng)濟(jì)體存在過度消費(fèi)的傾向，對經(jīng)濟(jì)持續(xù)發(fā)展產(chǎn)生不良影響；另一方面，經(jīng)常賬戶的盈余反映了投資的快速積累，這將有利于提高經(jīng)濟(jì)的中長期增長率。但是值得注意的是，很多發(fā)達(dá)國家的經(jīng)濟(jì)對出口的依賴性不如我國強(qiáng)，考慮到過度依賴外貿(mào)的負(fù)面性和國際評級機(jī)構(gòu)的傾向性，經(jīng)常賬戶盈余的效應(yīng)也可能為負(fù)。外匯儲備越高，對外償債能力越強(qiáng)。

4.其他變量。主要選擇了違約記錄這一指標(biāo)，主權(quán)違約記錄暗示著該國政府可能通過違約來削減其未償付的外債負(fù)擔(dān)。

（二）數(shù)據(jù)來源

通過對惠譽(yù)公開數(shù)據(jù)的收集和整理，我們建立一個有關(guān)主權(quán)外債評級的數(shù)據(jù)庫。主權(quán)外債評級的時間跨度為1994—2012年。每個國家的評級均以某年度12月31日的即時評級為準(zhǔn)。我們將評級分為17類，其中評級低于B-的觀測值較少，歸為一類并賦值為1。而AAA的觀測值賦值為17。在2012年有112個國家獲得評級。

考慮到數(shù)據(jù)的適用性，本文選取的時間跨度為1996—2011年，其中人均GDP、實(shí)際GDP增長率、失業(yè)率、通貨膨脹率、財政收支、經(jīng)常賬戶余額和外匯儲備這7個變量的數(shù)據(jù)均來自于世界銀行。此外，本文還使用虛擬變量Def來表示過去的違約情況，1表示有違約記錄，0表示沒有。本文使用的是Stata軟件，由于有一些變量的數(shù)據(jù)是缺失的，隨機(jī)效應(yīng)模型和有序概率模型會自動忽略含有缺失變量的觀察值，從而模型實(shí)際上只包含了45個國家從1996年—2011年的數(shù)據(jù)，共512個觀測值，每個國家平均有11年的數(shù)據(jù)。

（三）實(shí)證結(jié)果分析

1.一般面板數(shù)據(jù)模型回歸結(jié)果。鑒于上述的分析，我們討論的重點(diǎn)主要是隨機(jī)效應(yīng)估計，結(jié)果如表1所示。

在宏觀經(jīng)濟(jì)變量方面，僅失業(yè)率有顯著的短期效應(yīng)，失業(yè)率每上升1個百分點(diǎn)，惠譽(yù)的評級下降0.0836個單位；人均GDP和通貨膨脹率有顯著的長期效應(yīng)，人均GDP每增加1000美元，惠譽(yù)的評級上升0.1個單位，而通貨膨脹率每上升1個百分點(diǎn)，惠譽(yù)的評級下降0.1637個單位。

在政府變量方面，財政收支是以財政余額對GDP的占比來表示的，短期和長期效應(yīng)均顯著。從短期效應(yīng)來看，財政收支每增加1個百分單位，惠譽(yù)的評級上升0.1874個單位；從長期效應(yīng)來看，財政收支每增加1個百分單位，惠譽(yù)的評級上升0.05個單位。

在外部變量方面，經(jīng)常賬戶余額這一指標(biāo)是以經(jīng)常賬戶余額對GDP的占比來表示的，其有顯著的短期負(fù)效應(yīng)，每下降1個百分單位，惠譽(yù)的評級上升0.06個單位，這反映了過度依賴出口的負(fù)面性和國際評級機(jī)構(gòu)的傾向性。值得注意的是，外匯儲備有顯著的短期正效應(yīng)和長期負(fù)效應(yīng)。短期的外匯儲備增加被視為即時還債能力增強(qiáng)，被給予的評級得分值增加，短期效應(yīng)為正。外匯儲備的長期效應(yīng)為負(fù)，這表明某國外匯儲備如果長期正增長，可能會被認(rèn)為國際收支存在結(jié)構(gòu)性失衡，被給予的評級得分值減少。

表1：隨機(jī)效應(yīng)模型回歸

另外違約記錄這一虛擬變量有顯著的負(fù)效應(yīng)。一個國家如果存在歷史違約記錄，其評級得分值將被降低3個單位。

2.有序概率回歸結(jié)果。有序概率回歸結(jié)果（見表2）中經(jīng)常賬戶余額有顯著的長期負(fù)效應(yīng)，除此之外，有序概率回歸的結(jié)果和隨機(jī)效應(yīng)回歸的結(jié)果（見表1）基本一致。

有序概率模型側(cè)重于對評級等級的閾值進(jìn)行估計，閾值系數(shù)如表2所示。違約記錄的系數(shù)顯著為負(fù)，且其絕對值很大。參照16個截斷點(diǎn)可以發(fā)現(xiàn)，國家發(fā)生債務(wù)違約會使得評級下調(diào)兩個等級。

表2：有序概率模型回歸

四、模型的適用性檢驗(yàn)和模擬評級

（一）模型的適用性檢驗(yàn)

本文的預(yù)測分析集中在兩個方面：對樣本中單個觀測值的評級進(jìn)行預(yù)測和對評級隨著時間推移的變化進(jìn)行預(yù)測。關(guān)于隨機(jī)效應(yīng)估計，根據(jù)是否考慮國家特定效應(yīng)εi有兩種預(yù)測方法：

通過利用每個國家估計殘差變量的時間平均值，可以估計每個國家的特定效應(yīng)。因此，可以考慮或者排除這些由估計所產(chǎn)生的額外信息。通過回歸得到評級得分值，四舍五入之后讓其成為1—17之間的整數(shù)。對隨機(jī)效應(yīng)有序Probit而言，擬合潛變量的值，通過設(shè)置誤差項(xiàng)為0，使它和截斷點(diǎn)匹配，從而確定預(yù)測的評級。

從表3可以看出，帶國家特定效應(yīng)εi的隨機(jī)效應(yīng)模型預(yù)測效果最好，正確預(yù)測的評級符號占70.5%，實(shí)際值與預(yù)測值誤差在1個等級內(nèi)的評級符號占到了92.4%，而實(shí)際值與預(yù)測值誤差在2個等級內(nèi)的評級符號占到了97.3%。下面利用國家效應(yīng)εi的隨機(jī)效應(yīng)模型對我國1997—2012年的主權(quán)信用進(jìn)行模擬評級。

（二）我國的主權(quán)信用評級模擬

采用帶國家特定效應(yīng)的隨機(jī)效應(yīng)模型，得到惠譽(yù)主權(quán)信用評級函數(shù)如下：

Y∧=15.0595+人均GDP偏離項(xiàng)*0.000008+實(shí)際GDP增長率偏離項(xiàng)*0.0177+失業(yè)率偏離項(xiàng)*（-0.0836）+通貨膨脹偏離項(xiàng)*0.0038+財政收支偏離項(xiàng)* 0.0504+經(jīng)常賬戶余額偏離項(xiàng)*（-0.0606）+外匯儲備偏離項(xiàng)*0.2258+人均GDP均衡項(xiàng)*0.0001+實(shí)際GDP增長率均衡項(xiàng)*（-0.2406）+失業(yè)率均衡項(xiàng)*（-0.0112）+通貨膨脹均衡項(xiàng)*（-0.1637）+財政收支均衡項(xiàng)*0.1874+經(jīng)常賬戶余額均衡項(xiàng)*（-0.0309）+外匯儲備均衡項(xiàng)*（-0.3467）+違約記錄*（-3.5027）+國家特定效應(yīng)時間平均

1997—2011年數(shù)據(jù)來自于世界銀行，由于世界銀行2012年的數(shù)據(jù)尚未公布，本文從國家統(tǒng)計局、人力資源和社會保障部、財政部、國家外匯管理局等部門網(wǎng)站及其他渠道披露的信息，收集、整理了2012年我國關(guān)于人均GDP、實(shí)際GDP增長率、失業(yè)率、通貨膨脹率、財政收支、經(jīng)常賬戶余額及外匯儲備7個指標(biāo)的數(shù)據(jù)。具體為：2012年我國實(shí)際人均GDP為6186.42美元，GDP增長率為7.8%，通貨膨脹率為2.6%，城鎮(zhèn)登記失業(yè)率為4.1%，財政收支差額占GDP的比率為-1.54%，經(jīng)常項(xiàng)目余額占GDP的比例為2.55%，經(jīng)常項(xiàng)目支出22950億美元，外匯儲備余額3.31萬億美元，外匯儲備能支付17.31個月的經(jīng)常項(xiàng)目支出，違約記錄為0。

根據(jù)惠譽(yù)主權(quán)信用評級函數(shù)和搜集整理的數(shù)據(jù)，計算可得我國主權(quán)信用評級在1997—2012年模擬結(jié)果，如表4所示。對比惠譽(yù)的評級結(jié)果，我們發(fā)現(xiàn)：在過去的16年中，僅有2007年及2009年這兩年的預(yù)測值與惠譽(yù)評級結(jié)果不符，模型預(yù)測匹配率高達(dá)87.5%。

表3：預(yù)測誤差

表4：我國歷年主權(quán)信用評級的預(yù)測

（三）實(shí)證結(jié)果分析

模型的適用性檢驗(yàn)顯示帶國家特定效應(yīng)εi的隨機(jī)效應(yīng)模型的預(yù)測準(zhǔn)確率為70.5%，而本文對我國主權(quán)信用評級的模擬結(jié)果準(zhǔn)確率為87.5%，這表明惠譽(yù)作為國際評級機(jī)構(gòu)對我國所進(jìn)行的主權(quán)評級具有一般性，不存在主觀上低估我國主權(quán)信用評級的可能，但是并不排除客觀因素所導(dǎo)致的低估現(xiàn)象，主要原因有兩個：

一是惠譽(yù)等國際評級機(jī)構(gòu)的評級體系存在缺陷。三大評級機(jī)構(gòu)以西方民主政治理念對參評國家進(jìn)行政治排序，將國家政治體制與負(fù)債償還能力相聯(lián)系；按人均國內(nèi)生產(chǎn)總值對國家經(jīng)濟(jì)實(shí)力排序；用市場自由化程度、央行獨(dú)立性等各種外部指數(shù)作為重要判斷標(biāo)準(zhǔn)。顯然三大評級機(jī)構(gòu)的指標(biāo)選擇一定程度上傾向于西方發(fā)達(dá)國家，偏離該評價體系的國家很可能得不到較高的評級。由于沒有考慮到經(jīng)濟(jì)制度的多樣性，現(xiàn)行評級體系不僅不能全面地衡量一個國家的真實(shí)償債能力，其公正性更是受到國際社會的廣泛質(zhì)疑。

二是地方政府債務(wù)不透明導(dǎo)致主權(quán)信用可能被低估。我國地方政府存在大量隱性負(fù)債，且透明度不高。對國際評級機(jī)構(gòu)而言，我國地方政府債務(wù)的不確定性就是風(fēng)險，那么在對我國進(jìn)行主權(quán)信用評級時就有可能高估我國的債務(wù)風(fēng)險，造成我國主權(quán)信用評級被低估的可能，這也可能是本文預(yù)測結(jié)果和惠譽(yù)實(shí)際評級結(jié)果存在一定偏差的原因。

五、結(jié)論

本文利用一般面板線性回歸和有序概率兩種模型分析國家主權(quán)信用評級的決定因素，發(fā)現(xiàn)對國家主權(quán)信用評級具有長期效應(yīng)的因素有人均GDP、通貨膨脹率和財政收支；短期效應(yīng)因素包括失業(yè)率、經(jīng)常賬戶余額和財政收支。通過評級模型的適應(yīng)性分析，本文發(fā)現(xiàn)帶國家特定效應(yīng)εi的隨機(jī)效應(yīng)模型預(yù)測效果最好，正確預(yù)測的評級符號占比為70.5%。本文利用該模型模擬了我國1997—2012年的評級，結(jié)果與惠譽(yù)給予我國的實(shí)際評級的匹配率高達(dá)87.5%，這表明國際評級機(jī)構(gòu)對我國的主權(quán)評級具有一般性，主觀上不存在低估我國主權(quán)評級的可能。

從定量指標(biāo)看，現(xiàn)行國際評級體系比較看重人均GDP指標(biāo)，目前我國GDP規(guī)模雖然很大，但是人均GDP指標(biāo)偏低，影響了我國主權(quán)信用評級的提高。而我國的具有經(jīng)濟(jì)發(fā)展速度快和大量外匯儲備等優(yōu)勢在評級中沒有體現(xiàn)出來。從定性分析來看，現(xiàn)行評級體系比較關(guān)注市場自由化程度和央行獨(dú)立性等指標(biāo)，我國仍有較大改進(jìn)空間。值得注意的是，對我國地方政府及其債務(wù)進(jìn)行評級，既有利于引導(dǎo)資本市場參與財政監(jiān)督，從而提高財政透明度，又利于減少國際評級機(jī)構(gòu)等國際金融市場參與主體對我國政府債務(wù)問題的擔(dān)憂，從而提高我國主權(quán)信用評級，最后形成良性循環(huán)。

[1]António Afonso，Pedro Gomes，philipprother.2011. Short-and long-run determ inants of sovereign debt credit ratings[J].Wiley Online Library（16）.

[2]陸留存，田益祥.主權(quán)信用評級的決定因素研究—基于一般面板數(shù)據(jù)和面板有序概率方法的分析[J].管理學(xué)家（學(xué)術(shù)版），2011.

（特約編輯 張立光；校對 YJ，GX）

This paperuses themacro-economic dataand Fitch sovereign credit ratings dataand adoptsgeneral panel linear regression and orderly probabilitymodel to study whether China’s sovereign credit rating has been underrated. The result shows that international rating agency hasn’t intentionally underrated China’s sovereign credit rating，and there is no obvious difference between its calculation method on China and that on other countries.However，due to causes such as inclination of rating agency and opacity of China’s localgovernment debt，there is possibility that the sovereign debt rating of Chinam ightbe objectively underrated.

sovereign credit，orderly probabilitymodel，governmentdebt，credit rating

F830

A

1674-2265（2014）01-0009-05

2013-12-15

楊育婷，女，湖南永州人，供職于國廣環(huán)球傳媒控股有限公司，研究方向?yàn)榻鹑诒O(jiān)管與金融市場；羅晶，男，四川儀隴人，西南財經(jīng)大學(xué)金融學(xué)院，研究方向?yàn)樨泿判刨J與金融市場；徐培文，男，湖南湘潭人，金融學(xué)博士，供職于中國農(nóng)業(yè)銀行北京市分行，研究方向?yàn)樯虡I(yè)銀行經(jīng)營與管理。