1、短期融资券发行利差结构分析徐 强（国元证券投资研究中心，上海 200120）摘要：本文选取 175 只短期融资券为样本，研究各主要因素对短期融资券发行利差的影响。实证分析发现，短期融资券发行利差具有明显的期限结构，并受到发行规模、央票利率水平、企业性质和重大信用风险事件的显著影响，个别行业和超大型企业也能享受一定的利差优惠。研究还表明，现阶段在发行人个体层面没有明显的利差结构性差异，表现为发行人财务指标对发行利差的影响不显著。关键词：短期融资券；期限结构利差； 流动性利差； 信用利差作者简介：徐强，经济学博士，国元证券有限责任公司投资研究中心研究员，研究方向：金融工程。中图分类号：F830.9
2、 文献标识码：A概 述短期融资券是指中华人民共和国境内具有法人资格的非金融企业，依照短期融资券管理办法规定的条件和程序，在银行间债券市场发行并约定在一定期限内还本付息的有价证券。与一般企业债相比，短期融资券的主要特点有：（1） 由人民银行依法对融资券的发行和交易进行监督管理，采取备案发行的方式对银行间债券市场机构投资人发行，只在银行间债券市场交易，不对社会公众发行；（2）融资券的期限最长不超过 365 天，发行规模实行余额管理，待偿还融资券余额不超过企业净资产的 40%；（3）融资券发行利率或发行价格不受管制，由企业和承销机构协商确定；（4）企业发行融资券应进行信用评级，但不要求担保，而且只要
3、求发行人最近一个会计年度盈利。自 2005 年 5 月 26 日首只融资券成功发行以来，短期融资券市场得到了迅猛发展。截止 2006 年 10 月底，近 180 家企业集团发行融资券 268 只，发行规模达 3600 多亿元，远远高于同期其他企业债的发行规模。短期融资券已成为企业直接融资的重要渠道和各投资主体短期资产配置的重要品种，短期融资券市场也日益成为国内货币市场的重要组成部分。随着短期融资券市场的发展和发行主体的多样化，融资券发行利率的差异化越来越明显，发行定价的个性化特征也越来越鲜明。2005 年 5 月至 11 月底，尽管央行票据收益率经历了一个大落大起的“碟形”走势，但期间发行的
4、38 只短期融资券基本以“固定利率”发行：1 年期 2.92%，9 个月期 2.73%。这表明市场对这一刚问世不久的新品种需要一个学习熟悉的过程。从 05 年 12 月开始，短期融资券终于打破了固定价格发行的僵局，融资券发行利率市场化进程迈出重要一步。当前，短期融资券的发行利率不仅与货币市场利率水平密切相关，而且往往因发行主体不同而表现出较大差异。信用利差是短期融资券发行定价的核心问题。当前，有效评级体系的缺失使信用评级对融资券信用利差不具有指导意义。由于目前还很难从发行主体财务指标或者历史违约率等角度对融资券信用风险进行准确定价，各评级机构对发行主体的评级趋于一致，使得评级体系失去了对信用利
5、差的指导作用。信用评级的趋同性问题在今年 4 月央行征信管理局发布中国人民银行信用评级管理指导意见以后更加明显。为此，本文拟从实证出发，运用统计分析技术分析融资券发行利差结构，研究各主要因素对当前融资券发行定价有怎样的影响。短期融资券发行利差影响因素理论上，短期融资券发行利率应当是在基准利率的基础上加上信用利差、流动性利差以及期限结构利差等。因此，本文直接针对融资券的发行利差结构进行分析。这里的“发行利差”是指融资券发行利率与同期 1 年期央行票据发行利率的差值。短期国债利率、银行承兑汇票贴现利率等都可以作为基准利率的备选对象，本文选择央行票据作为利率基准，原因是多方面的：首先，央行票据不存在
6、信用风险问题；其次，央行票据巨大的发行规模和良好的发行连续性都使其基本不存在流动性风险问题；还有，央行票据作为央行公开市场操作的主要工具，其发行利率对货币市场收益率有重要的引导作用；此外，央行票据发行收益率连续公开发布，容易获得。利差结构从总体上看主要包括信用利差、流动性利差以及期限结构利差三部分。下面简要分析影响这三类利差的主要因素：一、期限结构利差顾名思义，该利差主要与融资券存续期有关，影响期限结构利差的因素就是融资券的期限。一般来说，长期限品种相对于短期限品种有正溢价。当前融资券主要有四个期限品种：3 个月、6 个月、9 个月和 1 年期。二、流动性利差一般来说，影响投资品种流动性的因素
7、比较多，包括市场特性、品种特性以及投资偏好等等。就短期融资券而言，发行规模对特定品种在银行间二级市场的流动性有很大影响。一般来说，规模越大，流动性越好，流动性溢价越小。文中以 5 亿、10 亿为分界点将发行规模分为三类：大规模、中等规模、小规模。尽管品种特性、投资偏好等也对流动性有影响，但由此产生的流动性溢价往往很难与信用利差分离开来。因此，本文将这类溢价放入信用利差中综合考虑。三、信用利差信用利差是短期融资券发行定价的核心问题。相对于一般企业债，短期融资券发行门槛较低，发行定价不受管制，而且不要求担保，这使得短期融资券对信用风险因素应更为敏感，风险溢价的个性化特征也应更加鲜明。由于当前信用评
8、级基本一致，对融资券信用利差难以发挥指导作用。本文主要考虑以下几种可能的影响因素：1企业性质：本文中大致分为中央企业、一般国企、民营集体企业、外资企业四类。不同的企业具有不同的经营禀赋，往往成为投资者判断企业信用能力的重要依据。2企业规模：本文根据企业净资产规模，以 1000 亿、500 亿、100 亿为分隔点，将企业划分为超大型、大型、中型、小型四类。一般来说，企业净资产规模越大，对短期债务的潜在保障也越大。3行业：一般来说，具有垄断性或处于景气周期的行业中的企业的盈利能力比较强，偿付短期负债的能力也强。本文重点考察电力、石化、铁路、通信、钢铁有色、交通运输（非铁路）、煤炭七个行业。4财务指
9、标：选取了四个在分析企业短期财务风险方面具有代表性的财务指标反映盈利能力的净资产收益率，反映负债能力的流动比率、经营现金流与流动负债比率，反映经营能力的营运资本周转率。财务指标可以反映企业个体的信用特质。5承销商：实力强的承销商一般不愿意承接资质差的企业发行融资券，因此投资者一般认为大银行承销的融资券资质会较好；另外，承销商的声誉实际上也是一种无形担保。由于当前融资券承销商基本上是银行，文中将其分为大银行、一般银行两类。6信用风险事件：“福禧事件”等暴露出短期融资券市场上的信用风险问题，对融资券的定价产生了深远影响。本文也将重点分析“福禧事件”前后的利差变化特征。利差结构分析一、样本选择本文选
10、取 2006 年 2 月 7 日至 10 月 31 日期间发行的、且在 10 月 31 日仍未到期的 175只短期融资券为样本。二、变量选择以融资券发行利差为因变量，以发行期限、发行规模、企业性质、企业规模、行业、财务指标、承销商、1 年期央票发行利率、“福禧事件”效应构成自变量 48 个。自变量选取如下：1以发行期限、发行规模、企业性质、企业规模、行业、财务指标、承销商、1 年期央票发行利率形成基础自变量 24 个。（1）发行期限变量（3 个）：3 个月期、6 个月期、9 个月期；（2）发行规模变量（2 个）：小规模、大规模；（3）企业性质变量（3 个）：央企、民营集体企业、外企；（4）企业
11、规模变量（3 个）：超大型、大型、小型；（5）行业变量（7 个）：电力、石化、铁路、通信、钢铁有色、交通运输（非铁路）、煤炭（6）财务指标变量（4 个）：净资产收益率、流动比率、经营现金流与流动负债比率、营运资本周转率；（7）承销商变量（1 个）：大银行；（8）1 年期央票发行利率（1 个）。基础自变量中除 1 年期央票发行利率和 4 个财务指标变量属于数值型变量外，其余 19个都属于类别变量（0-1 变量）。2由基础自变量与“福禧事件”效应变量（0-1 示性变量）的乘积构成复合自变量 24个。根据上述安排，基础变量的回归系数反映了“福禧事件”前基础变量对融资券发行利差影响的敏感程度；而复合变
12、量的回归系数与对应基础变量的回归系数之和则反映了“福禧事件”后基础变量对融资券发行利差影响的敏感程度。另外，自变量的选取实际上隐含着一个基准融资券类别设计，这一所谓的基准融资券类别具有以下特点：中等发行规模的 1 年期品种；发行主体是处于上述 7 个行业之外的中型一般国企；不是由大银行承销。三、回归分析结果根据上述样本数据和变量安排，采用 SAS 软件以“后退法”进行多元线性回归分析。回归分析结果显示：1有 12 个自变量指标（因素）对发行利差的影响具有统计显著性（见表 1）；其他36 个自变量指标中，有 30 个指标的回归系数由于统计不显著被剔出（显著性水平定义为0.05），还有 6 个指标
13、由于没有对应的样本数据被剔除。表 1：发行利差结构影响因素表影响因素（自变量） 回归系数 T 统计量 回归系数含义说明截距项 168.66 20.70央票发行利率（1%）-22.49 -6.801 年期央票发行利率每增加 1%，发行利差减少 22.49bp；反之亦然发行规模（小） 10.00 3.92 发行规模不超过 5 亿的，发行利差相对于中等发行规模的券种增加 10bp发行规模（大） -11.35 -3.72 发行规模超过 10 亿的，发行利差相对于中等发行规模的券种减少 11.35bp期限（6 个月期） -29.33 -5.01 相对于 1 年期券种，6 个月期券种发行利差减少 29.3
14、3bp期限（9 个月期） -10.45 -3.31 相对于 1 年期券种，9 个月期券种发行利差减少 10.45bp民营集体企业 12.85 3.91 相对于一般国企，民营集体企业发行利差增加 12.85bp外资企业 -18.99 -3.75 相对于一般国企，外企发行利差减少18.99bp电力行业 -8.06 -2.19 相对于其他行业，电力行业企业发行利差减少 8.06bp超大型企业 -22.50 -2.36相对于中型企业，净资产规模在 1000 亿以上的超大型企业的发行利差减少22.50bp民营集体企业 “福禧事件”效应 42.57 3.75“福禧事件”发生后，民营集体企业的发行利差相对于
15、事件发生前进一步增加42.57bp大银行承销 “福禧事件”效应 -9.54 -2.05“福禧事件”发生后，大银行承销券种的发行利差相对于事件发生前进一步减少 9.54bp交通运输行业 “福禧事件”效应 -18.58 -2.61“福禧事件”发生后，交通运输行业的发行利差相对于事件发生前进一步减少18.58bp2回归模型经方差分析，F=27.50，P0.0001，R 2=0.6707，说明用 12 个自变量指标来描述融资券的利差结构是有意义的。3RMSE=14.39。短期融资券发行利差结构特征在表 1 最后一列的“回归系数含义说明”栏中简要说明了融资券发行利差相对于各个因素的敏感性状况。综合分析这
16、些敏感性，我们可以得到关于融资券发行利差结构特征的几个基本结论：1基准类融资券利差结构为“截距项参数- 22.49 * 当期 1 年期央票发行利率”本文中利差取基点（BP）为量纲。这一表达式表明，在当前 1 年期央票发行利率为2.7855%时，基准类融资券发行利差的平均水平在 106BP 左右。这一基本利差结构基本不受“福禧事件”的影响。发行利差相对于 1 年期央票发行利率的敏感系数为-22.49，这表明央行票据利率越高，融资券发行利差越小。由此说明，尽管融资券发行利率不受管制，但仍受市场利率水平的限制。实际上，作为企业短期直接融资工具，融资券的合理利率水平应该是在央票利率和短期贷款利率之间。
17、2发行利差具有明显的期限结构和流动性溢价在期限结构方面，9 个月期品种比 1 年期品种的发行利差要少 10.45BP，而 6 个月期品种发行利差则要减少 29.33BP。由于样本数据中没有 3 个月期品种，因此这里没有给出相应的利差贴水。在流动性溢价方面，发行规模对发行利差的影响是十分显著的。相对于中等规模的发行，大规模发行能得到利差贴水 11.35BP，而小规模发行却要承担利差升水 10BP。3发行利差在不同性质的企业之间呈现明显的结构性差异相对于国有企业，民营集体企业发行的融资券要承担一定的升水，在“福禧事件”发生前，利差升水为 12.85BP，而“福禧事件”后这一升水又进一步增加了 42
18、.57BP，达到55.42BP。与民营集体企业相反，外资企业发行融资券可以享受到 19BP 左右的贴水。但这一结构性差异，在不同性质的国企之间并不显著（比如央企和一般国企之间）。说明在市场定价方面，投资者更关注的是企业性质在大的方面的差异。4发行利差在企业规模方面也表现出一定的结构性差异与企业性质的影响特征相似，发行利差在企业规模方面呈现出的结构性差异也主要表现在比较粗的划分层面。也就是说，净资产规模在 1000 亿以上的超大型企业能得到利差贴水 22.5BP，而规模在 1000 亿以内的企业之间在发行利差方面没有显著的结构性差异。5行业层面，发行利差的结构性差异仅仅表现在个别行业上分析发现，
19、在排除企业性质、企业规模以及发行规模、发行期限等方面的影响后，只有电力、交通运输行业（非铁路）行业有发行利差贴水，分别为 8.06BP 和 18.58BP。而石化、铁路、通信、钢铁有色和煤炭等行业的发行利差并没有表现出与其他行业存在明显差异。交通运输行业（非铁路）的发行利差贴水是在 06 年 9 月以后才表现出来的，而且主要表现在港口航运方面。由此得到的启示是，行业层面的影响可能存在时变性，需要随时关注。6发行利差的结构性差异在公司个体层面的表现不显著分析发现，4 个财务指标对发行利差的影响均没有统计显著性。由于这里的财务指标是反映公司个性特征的自变量，这一分析结果说明，当前融资券发行定价在公
20、司个体层面差异的处理上可能还没有形成明显一致的意见。7“福禧事件”对发行利差结构产生的明显的影响“福禧事件”对发行利差结构产生的影响主要表现在两方面：一是对民营集体企业要求更高的利差升水。从事件前的平均 12.85BP 到事件后的55.42BP，民营集体企业的利差升水平均增加了 42.57BP 之多。二是市场对承销商的作用更加关注。事件发生前，承销商对企业资质的信号作用在发行定价上并没有明显表现出来；但事件发生后，大银行承销的品种明显受到市场更热烈的欢迎，利差贴水在 9.54BP。其实，这两方面的变化反映出一个更基本的信息，就是“福禧事件”使市场对融资券业务的信用风险问题认识得更加深刻了。8发行利差结构回归方程对融资券发行定价有一定的参考价值回归方程揭示了影响发行定价的若干主要因素，根据该方程我们能得到融资券发行定价的期望值，而且 95%的置信区间为 28.78BP。相信这些结果对定价实务有一定的价值，回归方程揭示的利差结构也为建立更精准的定价模型提供了参考。
