文| 周培源
我國債券市場(chǎng)發(fā)展迅猛,債券市場(chǎng)品種、發(fā)債數(shù)量、發(fā)債規(guī)模等均在不斷豐富及擴(kuò)大,信用類債券已經(jīng)成為商業(yè)銀行金融市場(chǎng)業(yè)務(wù)的重點(diǎn)資產(chǎn)配置對(duì)象。但近年來我國信用債劵市場(chǎng)違約風(fēng)險(xiǎn)案件頻發(fā),違約數(shù)量、違約規(guī)模均呈現(xiàn)爆發(fā)式增長。作為商業(yè)銀行內(nèi)部審計(jì),對(duì)信用類債券的風(fēng)險(xiǎn)揭示也成為重點(diǎn)與難點(diǎn)。既往審計(jì)主要依托公開市場(chǎng)信息及外部第三方評(píng)級(jí)機(jī)構(gòu)的評(píng)級(jí)結(jié)果,但第三方評(píng)級(jí)結(jié)果的有效性也因大公國際負(fù)面信息曝光而受到了質(zhì)疑?;诖?,本文站在內(nèi)審角度通過模型化監(jiān)控并弱化對(duì)外部評(píng)級(jí)結(jié)果的依賴,揭示信用債風(fēng)險(xiǎn)的可行性。
從國內(nèi)外研究結(jié)果看,信用債違約的因素主要從宏觀市場(chǎng)、企業(yè)微觀指標(biāo)、企業(yè)所處行業(yè)等多個(gè)方面進(jìn)行分析研究。對(duì)比過往研究涉及的信用違約風(fēng)險(xiǎn)判別模型,Logistic模型由于其無需要求樣本正太分布,且相較于Z分模型、KVM等模型預(yù)測(cè)效果較好等原因,因此本論文也使用Logistic模型進(jìn)行分析。
截至2019年末,我國信用債違約數(shù)量已達(dá)300余支,涉及違約主體100余家,剔除無法獲取財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)的發(fā)行主體后,最終得到發(fā)生違約債券共60支,同時(shí)從全部正常兌付的債券中選取276支形成最終樣本,總計(jì)336支。該樣本拆分兩個(gè)數(shù)據(jù)組:建模數(shù)據(jù)組(違約信用債29支、未違約信用債143支)及檢驗(yàn)數(shù)據(jù)組(違約信用債31支、未違約信用債133支)。
本文選取二分類變量的Logistic模型建立信用類債券的違約風(fēng)險(xiǎn)度量模型,模型中P值(0
本文主要選取債券發(fā)行人公開可及的財(cái)務(wù)信息、指標(biāo)及與企業(yè)經(jīng)營相關(guān)的宏觀經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)、行業(yè)數(shù)據(jù),具體指標(biāo)詳見:成分得分系數(shù)矩陣表。
因指標(biāo)數(shù)量較多且各指標(biāo)可能存在相關(guān)關(guān)系,如直接代入模型進(jìn)行回歸分析可能會(huì)嚴(yán)重影響系數(shù)取值,模型準(zhǔn)確性也會(huì)受到較大影響,因此本文進(jìn)行歸回分析前先對(duì)已選取的指標(biāo)進(jìn)行清洗,使指標(biāo)數(shù)量能降低至合理水平并剔除指標(biāo)間的相關(guān)性。為尋找公因子的典型代表變量同時(shí)為因子賦予實(shí)際經(jīng)濟(jì)含義,本文通過方差最大法正交旋轉(zhuǎn)因子增加差距,使其更具有優(yōu)勢(shì)。
成份得分系數(shù)矩陣成份1 2 3 4 5 6 7速動(dòng)比率(X1) -.004 .115 -.284 -.049 .071 -.010 -.100流動(dòng)比率(X2) -.013 .101 -.331 -.039 .065 .030 -.073有形資產(chǎn)比負(fù)債(X3) -.093 .353 .037 .049 -.001 .058 .075產(chǎn)權(quán)比率(X4) -.288 .030 .037 .046 .087 .022 .038資產(chǎn)負(fù)債率(X5) -.024 -.284 -.106 .055 .059 .006 .040有形資產(chǎn)比總資產(chǎn)(X6) -.072 .353 .083 .069 .007 .074 .106流動(dòng)負(fù)債比負(fù)債合計(jì)(X7) -.068 -.006 -.092 -.019 -.075 .550 .264凈資產(chǎn)收益率(X8) .328 -.065 -.045 -.004 -.020 -.019 -.024總資產(chǎn)報(bào)酬率(X9) .274 -.071 .039 -.050 .039 .002 -.128銷售凈利率(X10) .286 -.036 -.013 .042 .020 -.017 .292總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率(X11) .029 .077 .056 -.052 .069 .492 -.138應(yīng)收賬款周轉(zhuǎn)率(X12) -.032 -.023 -.113 .539 .020 -.022 .111流動(dòng)資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率(X13) .010 .137 .346 .040 .031 .187 -.162存貨周轉(zhuǎn)率(X14) -.022 .074 .158 .456 .003 -.054 .003銷售商品提供勞務(wù)收到的現(xiàn)金比營業(yè)收入(X15)-.006 .049 .035 .060 .001 .064 .751經(jīng)營性現(xiàn)金凈流量比營業(yè)總收入(X16)-.040 .099 .401 -.224 .052 -.274 .069 GDP增長率(X17) -.003 .024 .083 -.060 -.539 .015 .059居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)(X18) -.030 .017 .031 -.037 .520 .008 .047提取方法:主成份。旋轉(zhuǎn)法:具有Kaiser 標(biāo)準(zhǔn)化的正交旋轉(zhuǎn)法。
將主成分分析求出的因子作為自變量,債券是否違約作為因變量,構(gòu)建二元Logistic回歸模型,通過二元logistic回歸模型分析,得出方程中變量,并得出信用債違約判定模型為:
為檢驗(yàn)?zāi)P陀行裕瑢z驗(yàn)組數(shù)據(jù)代入模型,得出結(jié)果如下:
觀察值 是否違約 正確百分比0 1是否違約 0 126 7 94.7 1 9 22 66.7整體百分比 89.2
從驗(yàn)證結(jié)果來看,模型準(zhǔn)確率高于89%,說明該模型具有良好的違約風(fēng)險(xiǎn)判定能力。
1.本文基于因子分析與Logistic模型,建立信用債違約風(fēng)險(xiǎn)評(píng)估模型,對(duì)企業(yè)信用債違約進(jìn)行風(fēng)險(xiǎn)評(píng)估,模型在建模組樣本和檢驗(yàn)組樣本中的判別正確率均高于85%,對(duì)于商業(yè)銀行在信用類債券投資業(yè)務(wù)審計(jì)時(shí)根據(jù)企業(yè)微觀信息與宏觀信息有效識(shí)別債券的違約風(fēng)險(xiǎn)具有積極的參考意義。
2.開展信用類債券投資審計(jì)時(shí),可以對(duì)投資標(biāo)的通過模型進(jìn)行初步判斷,提升審計(jì)針對(duì)性,加強(qiáng)審計(jì)準(zhǔn)確性,保證整體審計(jì)風(fēng)險(xiǎn)可控。同時(shí)在對(duì)信用類債券投資風(fēng)險(xiǎn)管理管理的評(píng)價(jià)上也可以通過調(diào)整個(gè)別變量來判斷內(nèi)控措施的有效性。
3.把Logistic模型分析方法納入信用類債券投資審計(jì)模型中,相關(guān)數(shù)據(jù)的獲取與信貸系統(tǒng)、風(fēng)險(xiǎn)管理等系統(tǒng)對(duì)接,甚至可以通過第三方數(shù)據(jù)進(jìn)行收集,定期、不定期對(duì)存量信用債風(fēng)險(xiǎn)狀態(tài)進(jìn)行審計(jì)監(jiān)督。該監(jiān)督不僅在微觀層面可以識(shí)別個(gè)債風(fēng)險(xiǎn)狀態(tài),更可以宏觀上判斷對(duì)信用債的風(fēng)險(xiǎn)投資偏好是否符合預(yù)期,為相關(guān)審計(jì)立項(xiàng)提供依據(jù)。
4.可以把Logistic模型分析方法在非現(xiàn)場(chǎng)審計(jì)系統(tǒng)中進(jìn)行推廣。目前審計(jì)系統(tǒng)中除了接入第三方預(yù)警數(shù)據(jù)外,主要的審計(jì)模型邏輯均依靠客戶流水,對(duì)風(fēng)險(xiǎn)監(jiān)測(cè)的維度過于單一和集中。實(shí)踐中,通過流水判斷分析的有效性也在逐漸降低,因此引入統(tǒng)計(jì)模型分析可以作為新的審計(jì)模型開發(fā)的來源,對(duì)內(nèi)外部數(shù)據(jù)進(jìn)行有效的整合,進(jìn)一步提升審計(jì)模型的準(zhǔn)確性和針對(duì)性。