風(fēng)險承擔(dān)與公司債券融資成本：基于信用評級的策略調(diào)整視角

顧小龍，施燕平，辛 宇

(1.廣東財經(jīng)大學(xué) 會計學(xué)院，廣東 廣州 510320；2.廣州大學(xué) 經(jīng)濟與統(tǒng)計學(xué)院，廣東 廣州 510006；3.中山大學(xué) 管理學(xué)院，廣東 廣州 510275)

風(fēng)險承擔(dān)與公司債券融資成本：基于信用評級的策略調(diào)整視角

顧小龍1，施燕平2，辛 宇3

(1.廣東財經(jīng)大學(xué) 會計學(xué)院，廣東 廣州 510320；2.廣州大學(xué) 經(jīng)濟與統(tǒng)計學(xué)院，廣東 廣州 510006；3.中山大學(xué) 管理學(xué)院，廣東 廣州 510275)

公司的風(fēng)險承擔(dān)水平顯著影響信用評級，進而影響公司債券的發(fā)行資格與融資成本，因此發(fā)債公司存在基于評級的風(fēng)險承擔(dān)策略調(diào)整動機。文章考察了發(fā)債公司獲得首次評級前風(fēng)險承擔(dān)水平的變化情況，并檢驗了風(fēng)險承擔(dān)水平對首次信用評級的影響及其市場反應(yīng)。研究發(fā)現(xiàn)：在獲得首次信用評級前，公司的風(fēng)險承擔(dān)水平持續(xù)下降，而后緩慢回升，公司存在調(diào)整風(fēng)險承擔(dān)水平以迎合評級需求的行為；風(fēng)險承擔(dān)水平與主體信用評級顯著負相關(guān)；基于信用評級的中介效應(yīng)，風(fēng)險承擔(dān)水平與債券融資成本顯著正相關(guān)。公司通過策略性地調(diào)整風(fēng)險承擔(dān)水平，可獲得較為理想的主體信用評級，并實現(xiàn)融資成本的有效節(jié)約。

風(fēng)險承擔(dān)；首次信用評級；公司債券融資成本

一、引 言

2014年的“11超日債”利息違約事件和2015年的“ST湘鄂債”實質(zhì)性本金違約事件讓中國的債務(wù)問題備受關(guān)注。在信息不對稱條件下，企業(yè)傾向于掩蓋與違約風(fēng)險有關(guān)的不利信息，投資者因信息缺乏而要求更高的風(fēng)險溢價(Sengupta，1998)。信用評級作為投融資雙方的信息傳導(dǎo)渠道，可有效緩解上述信息不對稱問題。自1909年首次發(fā)布以來，信用評級就被市場參與者視為評估公司信用風(fēng)險的主要指標(Kisgen，2006)。Graham和Harvey(2001)指出，獲得良好的評級是僅次于財務(wù)彈性安排的公司第二項重要財務(wù)決策。隨著我國《公司債券發(fā)行試點辦法》的頒布實施，獲得一定標準的評級等級成為發(fā)行債券的準入門檻，評級越高，公司未來的債務(wù)融資成本越低(何平和金夢，2010)。發(fā)債公司存在提高評級的強烈動機。

評級機構(gòu)在評定發(fā)債主體及債項的信用等級時，主要針對標的公司及產(chǎn)品到期償還本息的能力與違約可能性進行綜合評價，公司的盈利能力與風(fēng)險承擔(dān)水平則成為評級機構(gòu)的關(guān)注要點。已有文獻指出，發(fā)行者預(yù)期可以從激進的盈余報告中獲得利益，發(fā)債主體存在基于評級動機的盈余管理行為(劉娥平和施燕平，2014)。理性的債權(quán)人主要關(guān)注債務(wù)公司投資的下行風(fēng)險(Jensen和Meckling，1976)，債務(wù)公司的風(fēng)險承擔(dān)水平越高，更多地表現(xiàn)為主動選擇高風(fēng)險高收益的項目，其破產(chǎn)可能性越大，此時風(fēng)險承擔(dān)水平的提高往往伴隨公司債券違約率的上升(Kuang和Qin，2013)，信用評級機構(gòu)將下調(diào)債務(wù)公司與標的債券的信用等級。那么，發(fā)債主體為獲得更高的信用認可度，在獲得首次評級前是否會有針對性地調(diào)整公司的風(fēng)險承擔(dān)策略；而如果公司存在這種調(diào)整行為，是否可如預(yù)期獲得高評級并節(jié)約融資成本。這將反映評級機構(gòu)的信息甄別水平、信用評級的信息含量以及市場參與者的識別能力。

本文擬考察公司獲取首次信用評級前的風(fēng)險承擔(dān)水平變化情況，檢驗發(fā)債公司風(fēng)險承擔(dān)水平與信用評級之間的相關(guān)關(guān)系，并探討信用評級在風(fēng)險承擔(dān)與債券融資成本之間存在的中介效應(yīng)，檢驗投資者對這種可能的風(fēng)險承擔(dān)策略調(diào)整的市場反應(yīng)。研究結(jié)論有利于投資者洞察發(fā)債公司蘊藏在評級背后的財務(wù)策略調(diào)整動機。

本文的貢獻主要體現(xiàn)在：第一，將研究視角從外部資本市場轉(zhuǎn)至公司內(nèi)部財務(wù)決策上，探討發(fā)債公司獲得“首次”信用評級前后的風(fēng)險承擔(dān)策略變化情況，為識別信用評級有效性以及評級機構(gòu)信息甄別能力提供了經(jīng)驗證據(jù)；第二，傳統(tǒng)研究主要考慮企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)的積極作用，本文探討企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)可能帶來的“資產(chǎn)替代”問題以及相應(yīng)的債務(wù)融資成本效應(yīng)，為風(fēng)險承擔(dān)對債務(wù)契約的影響以及債券定價理論提供了新的研究角度。

二、文獻回顧、理論分析與研究假設(shè)

(一)信用評級的影響因素與經(jīng)濟后果

已有文獻較系統(tǒng)地論證了信用評級的債務(wù)融資成本效應(yīng)，信用評級高意味著標的企業(yè)有較好的發(fā)展前景和較強的預(yù)期償債能力，投資者要求的風(fēng)險溢價較低(Ederington和Goh，1998)，債券發(fā)行成本較低(何平和金夢，2010)。而信用評級的變化也可以對債券利率在橫截面上的差異進行解釋，通過研究信用評級變化與債券價格波動情況，Holthausen和Leftwich(1992)發(fā)現(xiàn)評級變化的市場反應(yīng)具有不對稱性，評級下降可引起更強的融資成本效應(yīng)。以中期票據(jù)為樣本，王雄元和張春強(2013)的研究也為信用評級融資成本效應(yīng)提供了證據(jù)。

早期的債券評級預(yù)測研究肯定了財務(wù)指標對評級的影響(Altman，1968)。Ghosh和Moon(2005)指出，評級主要基于公開和非公開的信息，公開信息主要包括財務(wù)比率及其他報表信息；非公開信息層面，Kuang和Qin(2013)指出公司管理層風(fēng)險承擔(dān)的激勵水平越高，其面臨的信用評估越負面，如果管理層分享投資利潤卻只承擔(dān)有限責(zé)任，其選擇高風(fēng)險高杠桿投資項目的概率將增加，從而標的公司債券的違約率上升，信用評級將被下調(diào)。類似的結(jié)論在Vasvari(2008)的研究中也得到了驗證。我國現(xiàn)行制度指出，到期償還能力與違約風(fēng)險水平是信用評級的主要評判標準，并要求債券受托管理人持續(xù)關(guān)注公司和保證人的資信與風(fēng)險承擔(dān)情況，這進一步肯定了風(fēng)險承擔(dān)水平對信用評級的影響。

國內(nèi)關(guān)于信用評級的研究首先是通過比較分析提出完善我國評級制度的綜述性研究(陳元燮和陳欣，1999)。最早關(guān)于上市公司財務(wù)預(yù)警的研究主要集中于Z-score模型的驗證以及評級方法的更新(夏敏仁和林漢川，2006；陳超和郭志明，2008)。何平和金夢(2010)、劉娥平和施燕平(2014)以及馬榕和石曉軍(2015)在挖掘評級市場反應(yīng)的同時，提出了我國評級存在的信息含量不足、獨立性相對較差的問題。比較國內(nèi)外文獻可知，財務(wù)指標在評級機構(gòu)出具評級報告時起到重要作用，反映公司盈利能力和違約風(fēng)險情況的指標則起到?jīng)Q定性作用。國外文獻從企業(yè)財務(wù)指標、盈余管理、風(fēng)險承擔(dān)等角度分析了信用評級的影響因素，我國的研究主要提供了財務(wù)指標影響信用評級的證據(jù)，并關(guān)注了信用評級與外部資本市場的關(guān)系，但較少關(guān)注內(nèi)部財務(wù)行為與信用評級的關(guān)系。

(二)風(fēng)險承擔(dān)的影響因素與經(jīng)濟后果

已有文獻對公司風(fēng)險承擔(dān)的影響因素進行了較全面的研究。在考慮市場化水平的條件下，易受政府干預(yù)的國有企業(yè)更傾向于低風(fēng)險的投資決策(李文貴和余明桂，2012)，而國有企業(yè)在民營化后風(fēng)險承擔(dān)水平顯著提高(余明桂等，2013a)。更多文獻指出，股權(quán)結(jié)構(gòu)(Faccio等，2011)、董事會特征(Cheng，2008)、管理層薪酬契約與激勵機制(張瑞君等，2013；李小榮和張瑞君，2014)等也是影響公司風(fēng)險承擔(dān)水平的重要因素。此外，學(xué)術(shù)界還開展了企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)經(jīng)濟后果的研究。John等(2008)研究發(fā)現(xiàn)，風(fēng)險承擔(dān)水平與企業(yè)的資產(chǎn)增長率、銷售收入增長率顯著正相關(guān)；余明桂等(2013b)及Faccio等(2016)也從不同角度論證了風(fēng)險承擔(dān)水平與資源配置效率的正向關(guān)系。李文貴和余明桂(2012)指出，市場通常將企業(yè)的風(fēng)險承擔(dān)識別為一種積極的行為，風(fēng)險承擔(dān)水平的提高可促進股東財富的增加；風(fēng)險承擔(dān)還能促進企業(yè)的研發(fā)投資和創(chuàng)新可能性，提高企業(yè)的成長性和績效水平，從而增加企業(yè)價值(John等，2008)。不過，以Bowman(1980)為代表的部分學(xué)者對此持相反態(tài)度，認為企業(yè)在盈利情況下更傾向于風(fēng)險規(guī)避，利益相關(guān)者對企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)行為持保守態(tài)度，反而會導(dǎo)致企業(yè)績效下降。除了以上影響因素和經(jīng)濟后果分析，少數(shù)學(xué)者從企業(yè)債務(wù)融資決策角度分析了風(fēng)險承擔(dān)對公司資產(chǎn)負債率和債務(wù)期限結(jié)構(gòu)的影響(李文貴和余明桂，2012)。

綜上所述，目前國內(nèi)外文獻的關(guān)注點大多在于風(fēng)險承擔(dān)對資本配置效率、公司價值以及公司績效的影響(盛明泉和車鑫，2016)。對于風(fēng)險承擔(dān)的經(jīng)濟后果，特別是基于債務(wù)契約角度的研究，國內(nèi)外相關(guān)成果并不多。本文以風(fēng)險承擔(dān)對公司債券契約的影響為分析角度，關(guān)注債權(quán)人這個重要的外部投資者對公司風(fēng)險承擔(dān)行為的態(tài)度，探討公司的風(fēng)險承擔(dān)策略及最終的市場反應(yīng)，為風(fēng)險承擔(dān)的經(jīng)濟后果研究提供來自債務(wù)契約角度的解釋。

(三)理論分析與研究假設(shè)

為獲取債券發(fā)行資格并降低發(fā)債公司未來的融資約束，公司存在提高信用評級的動機(Demirtas等，2013；劉娥平和施燕平，2014)。而評級機構(gòu)主要考察受評對象的預(yù)期償債能力，這主要取決于公司的盈利能力與違約風(fēng)險指標。正如Jensen和Meckling(1976)指出的，理性債券投資者更關(guān)注標的發(fā)債公司投資的下行風(fēng)險，風(fēng)險承擔(dān)水平越高的公司主動選擇高風(fēng)險高收益項目的可能性越大，此時風(fēng)險承擔(dān)水平的提高往往伴隨公司債券違約率的上升(Kuang和Qin，2013)，評級機構(gòu)可能下調(diào)債務(wù)公司與標的債券的信用等級(Vasvari，2008)。此時，一個合理的預(yù)期是，發(fā)行公司在評級前可能進行適當?shù)娘L(fēng)險承擔(dān)策略調(diào)整，降低當期的風(fēng)險承擔(dān)水平以迎合評級需求，進而獲取良好的信用評級以節(jié)約成本。在獲得高評級通過發(fā)行的準入門檻之后，基于“資產(chǎn)替代”的代理理論，企業(yè)可能有動機將所籌債務(wù)資金進行高風(fēng)險的投資支出(Kuang和Qin，2013)，使得風(fēng)險承擔(dān)水平回升，具體情況取決于公司追逐高額利潤激勵與評級機構(gòu)追蹤監(jiān)督之間的平衡。由此，本文提出以下假設(shè)：

假設(shè)1：在獲取首次信用評級前，債券發(fā)行公司的風(fēng)險承擔(dān)水平顯著下降，而后回升。

公司過度的風(fēng)險承擔(dān)可能帶來相對不利的經(jīng)濟后果(李小榮和張瑞君，2014)，這種作用在債務(wù)契約中的表現(xiàn)尤為明顯(Kuang和Qin，2013；Vasvari，2008)。委托代理理論指出，債權(quán)人的第一求償權(quán)與股東剩余控制權(quán)之間的矛盾可能引發(fā)“資產(chǎn)替代”問題(Jensen和Meckling，1976)，當公司投資高風(fēng)險項目獲取高收益時，股東可得到超過債務(wù)賬面價值的大部分收益；若投資失敗，股東只承擔(dān)有限責(zé)任，債權(quán)人卻可能因此承擔(dān)巨大的違約風(fēng)險。當從事過多的風(fēng)險投資而導(dǎo)致違約風(fēng)險增加時，公司將面臨信用評級的下調(diào)。

結(jié)合上文的信用評級影響因素文獻，可以預(yù)期反映公司風(fēng)險承擔(dān)情況的指標是影響信用評級的重要因素。這反映了信用評級機構(gòu)是否將這些前瞻性的因素放在評級報告中，也從另一側(cè)面提示了公司的風(fēng)險承擔(dān)策略調(diào)整是否影響評級機構(gòu)的判斷，從而反映了評級機構(gòu)的信息甄別能力。在國際債務(wù)危機頻發(fā)的背景下，人們對評級機構(gòu)的公信力產(chǎn)生了巨大的懷疑(寇宗來等，2015)。我國債券市場的發(fā)展也受到高質(zhì)量獨立評級服務(wù)缺失的困擾，評級機構(gòu)更容易被受評公司主動傳遞的信息左右(Poon和Chan，2008)。公司通過主動迎合信用評級機構(gòu)的評級判斷要求，缺乏獨立性的評級機構(gòu)可能給出符合發(fā)行公司預(yù)期的理想評級。為驗證風(fēng)險承擔(dān)水平與信用評級之間的關(guān)系，本文提出以下假設(shè)：

假設(shè)2a：在其他條件一定時，評級前的風(fēng)險承擔(dān)水平與首次主體信用評級呈負相關(guān)關(guān)系。

假設(shè)2b：在其他條件一定時，評級前的風(fēng)險承擔(dān)水平與首次債券信用評級呈負相關(guān)關(guān)系。

根據(jù)Jensen和Meckling(1976)的研究，公司股東與持股管理層可以通過投資高風(fēng)險項目獲得高收益，但往往會犧牲債權(quán)人的利益。當風(fēng)險承擔(dān)水平增加時，高風(fēng)險投資項目被選中的概率增加，債權(quán)人將面臨更大的違約風(fēng)險。風(fēng)險承擔(dān)水平往往影響公司未來的償債能力與違約可能性，債權(quán)人若預(yù)期到公司未來的風(fēng)險承擔(dān)水平增加，要求更高的風(fēng)險補償與調(diào)整債務(wù)契約安排將是一種自發(fā)的避險行為。Vasvari(2008)也指出，公司管理層愿意承擔(dān)風(fēng)險的激勵越大，將面臨越高的風(fēng)險補償要求與越嚴格的貸款合約條款，那么公司在發(fā)債前有針對性地調(diào)低風(fēng)險承擔(dān)水平的策略預(yù)期可以帶來融資成本的節(jié)約。由此，本文提出以下假設(shè)：

假設(shè)3：在其他條件一定時，公司風(fēng)險承擔(dān)水平越低，債券融資成本越低。

然而，市場的不完備導(dǎo)致信息不對稱與委托代理問題普遍存在，債權(quán)人并非完全理性的。這就需要信用評級機構(gòu)在債權(quán)人和債務(wù)人之間充當信息橋梁的角色，緩解信息缺乏所帶來的債券定價錯誤。發(fā)行公司通過調(diào)整風(fēng)險承擔(dān)策略而獲取較高的首次評級后，債權(quán)投資者是否會調(diào)低自己的風(fēng)險預(yù)期，公司能否獲得融資成本的節(jié)約，則是接下來要討論的。這將有助于檢驗投資者是否可洞察信用評級背后的風(fēng)險承擔(dān)調(diào)整動機，進而做出適當?shù)耐顿Y決策。已有研究為信用評級的債務(wù)融資成本效應(yīng)提供了眾多證據(jù)，公司的信用評級越高，債券融資成本就越低。結(jié)合上文分析，本文提出以下假設(shè)：

假設(shè)4：在其他條件一定時，公司風(fēng)險承擔(dān)水平通過信用評級的中介效應(yīng)與債券融資成本呈正相關(guān)關(guān)系。

三、研究設(shè)計

(一)樣本選擇和數(shù)據(jù)來源

本文以2007年以來發(fā)行債券的A股上市公司為初始樣本，并做了以下篩選：(1)剔除2016年及以后首次發(fā)行債券的公司，因為涉及發(fā)行當年前后風(fēng)險承擔(dān)指標的比較；(2)剔除存在行業(yè)特殊性的金融行業(yè)上市公司；(3)以Wind資訊提供的數(shù)據(jù)為標準，從發(fā)債公司信用評級數(shù)據(jù)中識別出所有滬深上市公司的信用評級記錄，手工匹配發(fā)債公司的債券代碼與相應(yīng)上市公司的股票代碼。對于同一上市公司發(fā)行的不同期債券，選取編號為01的債券為標的樣本；如果一年內(nèi)有多次評級記錄，則選取發(fā)債公司獲得的首次信用評級記錄，信用評級由國內(nèi)8家信用評級機構(gòu)給出。刪除觀測數(shù)據(jù)缺失的樣本，獲得符合條件的樣本公司430家與430個首次信用評級觀測值。ROA指標的觀測區(qū)間設(shè)置為2004-2015年。本文的數(shù)據(jù)處理全部采用Stata11.0 計量分析軟件。

(二)主要變量說明

1.風(fēng)險承擔(dān)水平的衡量。借鑒John等(2008)、Faccio等(2011)、余明桂等(2013a)以及李小榮和張瑞君(2014)的研究方法，本文以盈利的波動性來衡量公司的風(fēng)險承擔(dān)水平。

(1)

(2)

其中，ROAi，n表示企業(yè)i第n年的息稅折舊及攤銷前利潤與年末資產(chǎn)總額之比，adj_ROAi，n表示經(jīng)過行業(yè)平均值調(diào)整后的比率；Risk_Ti，n表示公司i第n年的風(fēng)險承擔(dān)水平，按照Faccio等(2011)的方法，以5年作為一個觀測時段進行滾動。X代表某行業(yè)的公司總數(shù)，x代表該行業(yè)第x家企業(yè)。

2.信用評級的衡量。根據(jù)中國人民銀行在2006年發(fā)布的《信用評級要素、標識及含義》中的相關(guān)說明，本文將發(fā)債公司的主體信用評級和債券的債項信用評級分為三等九級。每一等級可用“+”“-”符號進行微調(diào)。本文還參考Demirtas等(2013)的方法，以數(shù)值形式來衡量以上信用評級的三等九級。由于公司發(fā)債有A級以上的發(fā)行要求，大部分樣本公司的信用評級集中在A和AAA之間，因此我們記A為數(shù)值1，A+為數(shù)值2，依此類推，AAA為數(shù)值7，數(shù)值越大表示樣本公司獲得的首次信用等級越高。

(三)檢驗?zāi)Ｐ?/p>

1.公司風(fēng)險承擔(dān)水平與首次信用評級關(guān)系的檢驗?zāi)Ｐ?。本文借鑒Demirtas等(2013)以及劉娥平和施燕平(2014)的方法，結(jié)合評級的相關(guān)決定因素，建立如下模型來檢驗假設(shè)2：

Rating=α0+α1Risk_T+α2Lev+α3CFO+α4ROA+α5Firm_s+α6MTB+α7SOE+α8MR+α9Issue_s+α10TTM+α11KHS+α12SEC+ε

其中，Rating表示公司的信用評級，包括ICR和DCR。由于被解釋變量信用評級的有序多值特征，我們將利用OLOGIT模型來驗證風(fēng)險承擔(dān)水平是否會影響公司首次信用評級。主要解釋變量為Risk_T，α1預(yù)期顯著為負。ε為殘差項，其他變量定義見表1。

2.風(fēng)險承擔(dān)、信用評級與債券融資成本關(guān)系的檢驗?zāi)Ｐ?。參照Caton等(2011)的方法，依據(jù)債券收益率的相關(guān)決定因素以及檢驗中介效應(yīng)的需要，建立如下模型來檢驗假設(shè)3：

Yield=β0+β1Risk_T+β2Lev+β3ROA+β4CFO+β5MTB+β6Firm_s+β7Issue_s+β8TTM+β9SOE+β10MR+ε

(4)

Yield= γ0+γ1Rating+γ2Risk_T+γ3Lev+γ4ROA+γ5CFO+γ6MTB+γ7Firm_s+γ8Issue_s+γ9TTM+γ10SOE+γ11MR+ε

(5)

其中，Yield表示公司債券融資成本，即投資者要求的債券收益率，包括Y_CR和Y_TM。預(yù)期β1顯著為正，γ1顯著為負。結(jié)合模型(3)，預(yù)期γ2為正，但小于β1，顯著性水平則取決于信用評級是完全中介還是部分中介效應(yīng)。ε為殘差項。為了檢驗?zāi)Ｐ椭械闹薪樾?yīng)，控制變量同模型(3)，以保證指標前后的可比性。變量定義見表1。

表1 變量定義

(四)描述性統(tǒng)計

表2報告了樣本公司評級當年主要變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果。Risk_T均值為0.048，最大值和最小值分別為0.472和0.001，極端值間的差異較大，說明樣本公司的風(fēng)險承擔(dān)策略波動性較強；Y_CR和Y_TM的均值差異不大，表明發(fā)行利率與一年后的到期收益率差異較小，債券市場投資收益率的短期波動較?。还局黧w信用評級(ICR)和債券債項信用評級(DCR)的均值分別為4.305和4.779，債券債項信用評級高于主體信用評級。

表2 主要變量描述性統(tǒng)計

注：由于債券發(fā)行公司的上市時間不一致，評級當年控制變量出現(xiàn)了一些數(shù)據(jù)的缺失，這里統(tǒng)計了非平衡的數(shù)據(jù)結(jié)果。

四、實證結(jié)果分析

(一)相關(guān)性分析

表3報告了主要變量之間的相關(guān)系數(shù)。第一，Y_CR和Y_TM的相關(guān)系數(shù)達到0.775，兩者分別代表了公司不同時期的融資成本；ICR與DCR之間的相關(guān)系數(shù)為0.722，說明主體信用評級和債券債項信用評級之間相關(guān)性較高。第二，主體信用評級(ICR)與債券收益率(Y_CR、Y_TM)之間顯著負相關(guān)，債項信用評級(DCR)與債券收益率(Y_CR、Y_TM)之間也顯示出類似規(guī)律。第三，風(fēng)險承擔(dān)水平(Risk_T)與債券收益率(Y_CR、Y_TM)顯著正相關(guān)，說明公司的風(fēng)險承擔(dān)水平越高，投資者要求越多的風(fēng)險補償。第四，風(fēng)險承擔(dān)水平(Risk_T)與主體信用評級(ICR)顯著負相關(guān)，說明公司風(fēng)險承擔(dān)水平越低，獲得的主體信用評級越高，但這種關(guān)系在風(fēng)險承擔(dān)水平(Risk_T)與債券債項信用評級(DCR)之間并沒有得到體現(xiàn)?？刂谱兞恐g的相關(guān)系數(shù)處于可接受范圍，模型設(shè)置比較合理。

表3 變量間相關(guān)系數(shù)

(二)事件研究

本文以獲得首次信用評級的當年為事件點，由于發(fā)行公司上市時間與獲取首次信用評級時間不同，每年觀測到的數(shù)據(jù)個數(shù)可能不同。對于這種非平衡數(shù)據(jù)，我們選取觀測值相對豐富的事件年進行趨勢分析，將風(fēng)險承擔(dān)水平變化的時間區(qū)間設(shè)置為[-4,4]，結(jié)果見表4。

表4 債券發(fā)行公司風(fēng)險承擔(dān)水平均值分布及年度變化情況

注：括號內(nèi)為p值。

表4第2欄顯示，樣本公司各年風(fēng)險承擔(dān)水平(Risk_T)均值逐漸下降而后趨于均衡，最后緩慢上升。參照劉娥平和施燕平(2014)的方法，我們使用上一年年末的數(shù)據(jù)來進行了統(tǒng)計分析。因此，事件點-1的最低值0.046說明發(fā)行公司在評級前一年年初有針對性地調(diào)低風(fēng)險承擔(dān)水平的跡象最為明顯，此舉可迎合評級機構(gòu)對發(fā)行公司風(fēng)險承擔(dān)水平的信息甄別需求，并在發(fā)行當年年初和年末保持0.048的較低水平；而后從評級后一年年末開始，風(fēng)險承擔(dān)水平均值出現(xiàn)小幅回升。以上變化趨勢說明公司在獲得首次信用評級前后存在較為明顯的風(fēng)險承擔(dān)策略調(diào)整行為。表4第4欄則利用雙樣本進行單尾差異檢驗，事件點-4的Risk_T均值比事件點0高0.278，且在1%的水平上顯著；事件點-3的Risk_T均值比事件點0高0.127，且在5%的水平上顯著；事件點-2的Risk_T均值比事件點0高0.076，且在10%的水平上顯著。這說明評級前的均值變化較為顯著，后續(xù)的事件點Risk_T均值出現(xiàn)回升趨勢，但只有事件點4在10%的水平上顯著。這可能歸因于目前的《公司債券發(fā)行試點辦法》和《信貸市場和銀行間債券市場信用評級規(guī)范》中及時出具不定期跟蹤評級報告的要求，限制了樣本公司獲得評級后迅速提高風(fēng)險承擔(dān)水平的動機。

我們接下來比較公司首次信用評級與再次發(fā)債獲取評級之間的風(fēng)險承擔(dān)水平變化情況?？紤]到數(shù)據(jù)的充足性，我們選取公司第二次發(fā)行債券(共139家)時獲取的再次評級，以再次獲得信用評級的當年為事件點，將時間區(qū)間設(shè)置為[-4,4]，結(jié)果見表4第3欄與第5欄。我們發(fā)現(xiàn)，在各事件年公司的Risk_T均值顯著為正，總體上仍然表現(xiàn)出先降后升的趨勢，不過數(shù)值分布較首次評級更為均衡。在雙樣本差異檢驗中，事件年-4、-3、-2、4表現(xiàn)出較為顯著的均值變化。以上檢驗說明發(fā)債公司在二次發(fā)債時同樣存在先降后升的風(fēng)險承擔(dān)水平調(diào)整行為，但相對于首次信用評級的變化幅度較小。

在此基礎(chǔ)上，我們橫向比較了139家發(fā)債公司獲取兩次信用評級時的風(fēng)險承擔(dān)水平均值差異。雙樣本差異檢驗結(jié)果見表4第6欄，在各個事件點上，首次評級時的風(fēng)險承擔(dān)水平均值均大于再次評級時，其中事件點-3、-1、0、1、2、3等都在5%的水平上顯著，事件點-4在10%的水平上顯著。這些研究結(jié)果反映出首次評級前公司的風(fēng)險承擔(dān)水平普遍比再次評級前要高，越接近評級年份，兩次評級的風(fēng)險承擔(dān)水平均值差異越小。首次評級前公司風(fēng)險承擔(dān)水平的調(diào)整情況比再次評級時更為明顯，說明首次評級時公司存在更強的動機來調(diào)整風(fēng)險承擔(dān)水平以迎合評級需求。隨后由于持續(xù)的跟蹤評級，其整體風(fēng)險承擔(dān)水平的調(diào)整幅度沒有首次評級時高。以上結(jié)果較好地驗證了假設(shè)1。

(三)多元回歸分析

1.公司風(fēng)險承擔(dān)水平對信用評級的影響。表5中列(1)和列(2)是以評級當年年末的截面數(shù)據(jù)進行回歸的結(jié)果。從中可以看出，被解釋變量為ICR時，Risk_T的回歸系數(shù)為-4.518，在5%的水平上顯著為負，說明公司風(fēng)險承擔(dān)水平越低，主體信用評級越高，這與我們的預(yù)期相符。但Risk_T與DCR的相關(guān)關(guān)系不顯著。正如何平和金夢(2010)所指出，主體評級是評級機構(gòu)對企業(yè)整體長期違約風(fēng)險的評估，而風(fēng)險承擔(dān)水平高低通常是企業(yè)投資項目決策的一種策略反映，并最后體現(xiàn)在風(fēng)險項目可能存在的違約風(fēng)險上。公司債券債項評級對其整體財務(wù)策略調(diào)整的敏感性比主體信用評級要低，而對債券本身特征的敏感性相對較高(劉娥平和施燕平，2014)。相對于債項評級，主體信用評級對風(fēng)險承擔(dān)水平的敏感性更高。列(3)和列(4)則應(yīng)用評級前一年年末的截面數(shù)據(jù)進行回歸。當被解釋變量為ICR時，Risk_T項的系數(shù)為-5.731，且在1%的水平上顯著為負，同樣說明公司的風(fēng)險承擔(dān)水平與主體信用評級之間呈反向關(guān)系。但DCR與Risk_T的關(guān)系與前面類似。列(5)和列(6)給出了評級后一年年末的截面數(shù)據(jù)回歸情況，此時風(fēng)險承擔(dān)水平與信用評級的反向關(guān)系不顯著。公司在獲取評級前一年與當年調(diào)低風(fēng)險承擔(dān)水平對提高主體信用評級可起到正向作用，而評級之后兩者不再顯著相關(guān)。表5中控制變量的回歸結(jié)果符合理論預(yù)期。公司的風(fēng)險承擔(dān)水平顯著影響了評級機構(gòu)關(guān)于主體信用評級的意見，這較好地驗證了假設(shè)2。

表5 風(fēng)險承擔(dān)水平對信用評級的影響

注：括號內(nèi)為p值，***、**和*分別表示在1%、5%和10%的水平上顯著，下表同。

2.市場投資者對公司風(fēng)險承擔(dān)水平及信用評級的反饋。參照溫忠麟等(2005)的論證，我們接下來檢驗風(fēng)險承擔(dān)策略調(diào)整行為是否可以通過信用評級的中介作用，影響公司的債券融資成本。分析結(jié)果見表6。這里不再考慮公司債券債項評級，因為其在上述檢驗中表現(xiàn)不顯著。

表6 風(fēng)險承擔(dān)、信用評級與債券融資成本

表6列(1)中公司風(fēng)險承擔(dān)水平與債券發(fā)行成本呈顯著的正向關(guān)系，公司風(fēng)險承擔(dān)水平越低，投資者要求越低的風(fēng)險補償率，這較好地證實了本文的假設(shè)3。列(2)的回歸結(jié)果反映了主體信用評級(ICR)與債券票面利率(Y_CR)之間存在顯著的負向關(guān)系。列(3)中Risk_T的系數(shù)從0.039減小為0.033，依然在1%的水平上顯著；ICR的系數(shù)為-0.005，仍在1%水平上顯著。前文得到Risk_T對主體信用評級具有顯著的負向作用，此時Risk_T可以通過ICR的部分中介作用對Y_CR產(chǎn)生正向作用。公司調(diào)低風(fēng)險承擔(dān)水平的策略既直接影響了投資者的風(fēng)險預(yù)期，也通過主體信用評級的部分中介效應(yīng)，最終獲得了債券發(fā)行成本的節(jié)約。列(4)中Risk_T的回歸系數(shù)為0.028，在1%的水平上顯著為正，同樣符合假設(shè)3的預(yù)期。列(5)的回歸結(jié)果反映了主體信用評級(ICR)與債券到期收益率(Y_TM)之間存在顯著的負向關(guān)系。列(6)中Risk_T的系數(shù)從0.028變?yōu)?.024，顯著性水平從1%變?yōu)?%，ICR的系數(shù)仍顯著為負。此時，Risk_T可以通過ICR的部分中介作用對Y_TM產(chǎn)生正向作用。以上結(jié)果驗證了假設(shè)4。

(四)穩(wěn)健性檢驗

1.將ROA定義為息稅前利潤與年末資產(chǎn)總額之比，以3年作為觀測時段，結(jié)果不變。

2.采用公司最大與最小的行業(yè)調(diào)整ROA差額來反映風(fēng)險承擔(dān)水平(Risk_Tb)，結(jié)果不變。

3.使用OPROBIT模型和OLS模型再次進行回歸，與文中的檢驗結(jié)果保持一致。另外，我們將評級前后風(fēng)險承擔(dān)水平差值(ΔRisk_T)與首次評級回歸，結(jié)果同樣符合預(yù)期。

4.采用評級前一年的截面數(shù)據(jù)對中介效應(yīng)進行檢驗，結(jié)果穩(wěn)健。

五、結(jié)論與啟示

本文從信用評級角度考察了發(fā)債公司的風(fēng)險承擔(dān)策略調(diào)整行為和風(fēng)險承擔(dān)水平對公司信用評級和債券融資成本的影響，從債務(wù)契約角度豐富了企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)經(jīng)濟后果的研究。研究發(fā)現(xiàn)，債券發(fā)行公司在獲得首次信用評級前后的時間窗口[-4, 4]內(nèi)呈現(xiàn)出風(fēng)險承擔(dān)水平先降后升的趨勢，存在調(diào)整風(fēng)險承擔(dān)策略的行為；企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)水平與首次主體信用評級之間顯著負相關(guān)，說明通過調(diào)低風(fēng)險承擔(dān)水平，發(fā)行主體獲得的主體信用評級提高；但由于公司債券的債項評級更關(guān)注債務(wù)契約，對公司整體財務(wù)策略調(diào)整的敏感性比主體信用評級要低，使得債項評級與風(fēng)險承擔(dān)水平之間的負向關(guān)系不顯著。此外，公司債券融資成本與主體信用評級呈顯著的負相關(guān)關(guān)系，風(fēng)險承擔(dān)策略通過主體信用評級的部分中介作用對公司債券融資成本產(chǎn)生了顯著的正向影響，發(fā)債公司調(diào)低風(fēng)險承擔(dān)水平的策略實現(xiàn)了提高評級、節(jié)約債券融資成本的目的。

本文的研究反映了發(fā)債公司存在基于評級的風(fēng)險承擔(dān)策略調(diào)整動機，信用評級機構(gòu)出具評級意見時易受其左右，這與現(xiàn)行的“發(fā)行方付費”方式下評級機構(gòu)可能存在的尋租行為不謀而合，而債權(quán)人并未有效識別這種潛在的風(fēng)險而獲取相應(yīng)補償。這也說明我國的信用評級還無法有效反映發(fā)債公司的信用風(fēng)險，存在疏于事前防范與評級虛高的現(xiàn)象。針對“發(fā)行方付費”模式導(dǎo)致的利益合謀問題，可尋求信用評級行業(yè)付費模式轉(zhuǎn)型的可能；信用評級行業(yè)監(jiān)管缺失的問題也應(yīng)引起高度重視，監(jiān)管部門對評級機構(gòu)的懲罰政策應(yīng)落實為“可置信的威脅”。

[1]陳超，郭志明.我國企業(yè)債券融資、財務(wù)風(fēng)險和債券評級[J].當代財經(jīng)，2008，(2)：39-48.

[2]陳元燮，陳欣.建立我國企業(yè)債券信用評級制度問題研究[J].財經(jīng)研究，1999，(8)：49-53.

[3]何平，金夢.信用評級在中國債券市場的影響力[J].金融研究，2010，(4)：15-28.

[4]李文貴，余明桂.所有權(quán)性質(zhì)、市場化進程與企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)[J].中國工業(yè)經(jīng)濟，2012，(12)：115-127.

[5]李小榮，張瑞君.股權(quán)激勵影響風(fēng)險承擔(dān)：代理成本還是風(fēng)險規(guī)避[J].會計研究，2014，(1)：57-63.

[6]劉娥平，施燕平.盈余管理、公司債券融資成本與首次信用評級[J].管理科學(xué)，2014，(5)：91-103.

[7]馬榕，石曉軍.中國債券信用評級結(jié)果具有甄別能力嗎？——基于盈余管理敏感性的視角[J].經(jīng)濟學(xué)(季刊)，2015，(4)：197-216.

[8]盛明泉，車鑫.基于戰(zhàn)略管理視角的公司風(fēng)險承擔(dān)與資本結(jié)構(gòu)動態(tài)調(diào)整研究[J].管理學(xué)報，2016，(11)：1635-1640.

[9]王雄元，張春強.聲譽機制、信用評級與中期票據(jù)融資成本[J].金融研究，2013，(8)：150-164.

[10]溫忠麟，侯杰泰，張雷.調(diào)節(jié)效應(yīng)與中介效應(yīng)的比較和應(yīng)用[J].心理學(xué)報，2005，(2)：268-274.

[11]夏敏仁，林漢川.企業(yè)信用評級——基于國外經(jīng)驗的中國體系研究[M].上海：上海財經(jīng)大學(xué)出版社，2006.

[12]余明桂，李文貴，潘紅波.民營化、產(chǎn)權(quán)保護與企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)[J].經(jīng)濟研究，2013a，(9)：112-124.

[13]余明桂，李文貴，潘紅波.管理者過度自信與企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)[J].金融研究，2013b，(1)：149-163.

[14]張瑞君，李小榮，許年行.貨幣薪酬能激勵高管承擔(dān)風(fēng)險嗎[J].經(jīng)濟理論與經(jīng)濟管理，2013，(8)：84-100.

[15]Altman E I. Financial ratios, discriminant analysis and the prediction of corporate bankruptcy[J]. Journal of Finance, 1968, 23(3): 589-609.

[16]Bowman E H. A risk/return paradox for strategic management[J]. Sloan Management Review, 1980, 21(3): 17-31.

[17]Caton G L, Chiyachantana C N, Chua C T, et al. Earnings management surrounding seasoned bond offerings:Do managers mislead ratings agencies?[J]. Journal of Financial and Quantitative Analysis, 2011,46(3): 687-708.

[18]Cheng S. Board size and the variability of corporate performance[J]. Journal of Financial Economics, 2008, 87(1) :157-176.

[19]Demirtas K O, Cornaggia K R. Initial credit ratings and earnings management[J]. Review of Financial Economics, 2013, 22(4): 135-145.

[20]Faccio M, Marchica M, Mura R. Large shareholder diversification and corporate risk-taking[J]. Review of Financial Studies, 2011, 24(1241): 3601-3641.

[21]Faccio M, Marchica M, Mura R. CEO gender corporate risk-taking, and the efficiency of capital allocation[J]. Journal of Corporate Finance, 2016, 39(1): 193-209.

[22]Ghosh A, Moon D. Auditor tenure and perceptions of audit quality[J].The Accounting Review, 2005, 80(2): 585-612.

[23]Graham J R, Harvey C R. The theory and practice of corporate finance: Evidence from the field[J]. Journal of Financial Economics, 2001, 60(2): 187-243.

[24]Holthausen R W, Leftwich R W. The effect of bond rating agency announcements on bond and stock prices[J]. The Journal of Finance, 1992, 47(2): 733-752.

[25]Jensen M C, Meckling W H. Theory of the firm: Managerial behavior, agency costs and ownership structure[J]. Journal of Financial Economics, 1976, 3(4): 305-360.

[26]John K, Litov L, Yeung B. Corporate governance and risk-taking[J]. The Journal of Finance, 2008, 63(4): 1679-1728.

[27]Kisgen D. Credit ratings and capital structure[J]. The Journal of Finance, 2006, 61(3): 1035-1072.

[28]Kuang Y F, Qin B. Credit ratings and CEO risk-taking incentives[J]. Contemporary Accounting Research, 2013, 30 (4): 1524-1559.

[29]Poon W P H, Chan K C. An empirical examination of the informational content of credit ratings in China[J]. Journal of Business Research, 2008, 61(7): 790-797.

[30]Sengupta P. Corporate disclosure quality and the cost of debt[J]. The Accounting Review, 1998, 73(4): 459-474.

[31]Vasvari F P. Equity compensation and the pricing of syndicated loans[EB/OL]. http://ssrn.com/abstract=1128249, 2008.

RiskTakingandCorporateBondFinancingCosts:StrategicAdjustmentPerspectiveBasedonCreditRating

Gu Xiaolong1, Shi Yanping2, Xin Yu3

(1.SchoolofAccountancy,GuangdongUniversityofFinanceandEconomics,Guangzhou510320,China;2.SchoolofEconomicsandStatistics,GuangzhouUniversity,Guangzhou510006,China;3.BusinessSchool,SunYat-senUniversity,Guangzhou510275,China)

The companies’ risk taking significantly affects the credit rating, thereby affecting the corporate bond issuance eligibility and financing costs, so the companies issuing bonds have the motive for the adjustment to risk taking strategy based on rating. This paper examines the changes in risk taking before the initial credit rating, and tests the influence of risk taking on the initial credit rating and its market reaction. The empirical results show that, before obtaining the initial credit rating, a firm’s risk taking continues to decline, and then rises slowly, indicating that the companies adjust risk taking to cater to the rating demand; risk taking and the main credit rating are negatively correlated; through the intermediary effect of credit rating, the risk taking is significantly positively correlated with the costs of bond financing. The companies can obtain the ideal main credit rating by tactfully adjusting the risk taking, and thereby achieve effective saving of the financing costs.

risk taking; initial credit rating; corporate bond financing cost

F275

：A

：1001-9952(2017)10-0134-12

10.16538/j.cnki.jfe.2017.10.011

(責(zé)任編輯 康 健)

2017-06-22

國家自然科學(xué)基金面上項目(71672198)；教育部人文社科規(guī)劃項目(17YJC790124)；廣東省自然科學(xué)基金項目(2017A030310582)；廣東省教育廳特色創(chuàng)新項目(2016WTSCX042)；廣東省教育廳青年人才創(chuàng)新項目(2016WQNCX123)

顧小龍(1980-)，男，江蘇邳州人，廣東財經(jīng)大學(xué)會計學(xué)院副教授，管理學(xué)博士； 施燕平(1984-)(通訊作者)，女，福建寧德人，廣州大學(xué)經(jīng)濟與統(tǒng)計學(xué)院講師，管理學(xué)博士； 辛 宇(1970-)，男，黑龍江大慶人，中山大學(xué)管理學(xué)院教授，博士生導(dǎo)師，財務(wù)學(xué)博士。