摘要：本文利用2007-2018年上市公司公开发行的到期期限在1年以上的信用债数据检验发现，非控股大股东的存在会降低债券信用利差。相较于一股独大的发债公司，当存在非控股大股东，公司债信用利差下降14个BP，在潜在利差均值基础上下降约5.77%。公司治理水平越差、面临更严峻的融资约束、所处信息环境越差，非控股大股东对信用利差的抑制作用更显著。本研究在丰富股东治理及债券信用利差研究领域文献的同时，对发债公司、投资者及政府监管部门也具有重要启示意义。
　　关键词：非控股股东；公司债券；信用利差

研究报告全文：四股东治理会影响债券信用利差吗基于非控股大股东的视角类承曜徐泽林摘要本文利用2007-2018年上市公司公开发行的到期期限在1年以上的信用债数据检验发现非控股大股东的存在会降低债券信用利差相较于一股独大的发债公司当存在非控股大股东公司债信用利差下降14个BP在潜在利差均值基础上下降约577公司治理水平越差面临更严峻的融资约束所处信息环境越差非控股大股东对信用利差的抑制作用更显著本研究在丰富股东治理及债券信用利差研究领域文献的同时对发债公司投资者及政府监管部门也具有重要启示意义关键词非控股股东公司债券信用利差-138-一引言2018年以来公司债券违约事件频繁爆发引发了市场对低等级公司债券信用风险的担忧完善的债券市场需要根据公司的信用风险合理确定风险溢价研究我国公司债券信用利差的影响因素具有十分重要的理论价值和现实意义股东是公司治理的权威一方面既然高管作为股东代理人其政治关联经历会对公司债券发行产生影响林晚发等2018非控股大股东作为股东治理的关键角色理应在降低债券信用利差方面也能发挥公司治理作用另一方面虽然前人对股东治理效率影响债务融资成本提供了证据姜付秀等2017但国内外却鲜有文献基于公司债券一级市场定价的情境直接考察股东治理对债务融资成本的影响利用2007-2018年A股上市公司公开发行的到期期限在1年以上的信用债数据研究发现非控股大股东的存在会降低债券信用利差相较于一股独大的公司当存在非控股大股东时债信用利差下降14个BP较潜在利差均值下降约577通过改变度量方法替换相关变量等一系列稳健性检验证明本文结论稳健可靠此外本文分别采用PSM样本Heckman自选择模型和工具变量方法等识别策略缓解可能存在样本选择偏差遗漏重要变量等内生性问题A股上市公司股权集中程度高Jiangetal2017中小-139-投资者保护薄弱管理层和控股股东的委托代理问题并存非控股大股东作为战略投资者通过派驻董事会成员在股东大会上行使表决权既抵制管理者的机会主义行为又抑制控股股东的掏空动机进一步考虑公司治理融资约束和信息环境的影响后实证结果表明在治理水平越差面临更严峻的融资约束所处信息环境越差的公司中非控股大股东对信用利差的抑制作用更显著在拓展分析中进一步排除替代性解释等为股东治理机制提供附加的证据近年来一些文献开始从公司治理的视角展开对债券信用利差的研究周宏等2018采用主成分分析法以八个公司治理变量构建公司治理质量综合评价指数发现公司治理与债券信用利差之间存在显著的负相关性武恒光和王守海2016发现企业环境信息披露和环境绩效水平与信用利差均显著相关周宏等2016以2010-2013年交易所上市公司债券为研究对象发现企业承担社会责任能够显著降低其债券信用利差PaulAGrinetal2018发现企业创新效率的提高有利于公司信用评级的提高及债券信用利差的降低林晚发等2018利用2008-2015年在交易所债券市场发行的公司债券数据发现高管的政治关联经历有助于公司债券成功发行但更严重的盈余管理将导致更高的债券信用利差与以往文献相比本文主要存在2点贡献首先不仅将公-140-司治理与债券定价领域的文献相连接而且聚焦于股东治理更是基于非控股大股东的独特视角考察最重要的公司股权结构安排对公司债券一级市场定价的影响突出非财务信息对债券信用利差的解释力弥补了相关领域研究的不足为债券定价研究提供重要补充其次已有的股东治理文献主要在公司财务的框架下讨论非控股大股东的监督作用本文则基于债券市场的情境剖析股东治理效率对债务融资成本的影响丰富了应用场景及作用机制本文接下来的结构安排如下第二部分是文献回顾与研究假设第三部分是研究设计第四部分是实证结果及机制检验第五部分拓展分析并排除了替代性解释第六部分总结全文说明政策含义及研究展望二文献回顾与研究假设1代理问题与债券信用利差与基于投资组合Fama和French1993Collin-Dufresneetal2001Zhongetal2018的债券定价研究不同一些文献开始从公司治理角度解读债券信用利差的影响因素周宏等2018采用主成分分析法以八个公司治理变量构建公司治理质量综合评价指数发现公司治理与债券信用利差之间存在显著的负相关性武恒光和王守海2016发现企业-141-环境信息披露和环境绩效水平与信用利差均显著相关周宏等2016以2010-2013年交易所上市公司债券为研究对象发现企业承担社会责任能够显著降低其债券信用利差PaulAGrinetal2018发现企业创新效率的提高有利于公司信用评级上升进而降低债券信用利差林晚发等2018基于第一类代理问题的视角利用2008-2015年在交易所债券市场发行的公司债券数据发现高管的政治关联经历有助于公司债券成功发行但更严重的盈余管理将导致更高的债券信用利差然而很多学者指出我国上市公司中第二类代理问题更为严重股东是公司治理的权威非控股大股东通过派驻董事会成员在股东大会上行使表决权既可以抵制管理者的机会主义行为又能抑制控股股东的掏空动机非控股大股东作为股东治理的关键内容理应在降低债券信用利差方面也会发挥显著的公司治理作用姜付秀等2018朱冰等2018认为多个无一致行动人关系的非控股大股东兼具监督管理层以缓解第一类代理问题和制衡控股股东以缓解第二类代理问题的动机和能力公司法规定持股比例单独或合计超过10的股东有权提议召开临时股东大会破产法规定出资额占债务人注册资本10以上的出资人可以向人民法院申请重整基于此很多学者从股东内部挖掘缓解公司代理问题的新途径Edmans2017指出大股东-142-通过Voice策略或Exit策略发挥股东治理作用行使股东积极主义大股东可以抑制管理者的机会主义行为调整股东和管理层的利益冲突从而减少管理层操纵盈余的动机Shleifer和Vishny1986Farber2005大股东搜集私有信息并通过交易将这些信息传递到股价中当管理层被认为表现不佳时大股东有出售股票的强烈动机通过用脚投票对股票价格产生显著的负面影响Edmans2009Douetal2018将大股东退出威胁的影响扩展到财务报告质量发现大股东通过退出威胁能加强公司治理BenjaminMaury和AnetePajuste2005发现多个大股东之间的有效监督能够显著提高公司价值且在家族企业中效果更为明显Jun-KooKangetal2018研究发现当机构投资者持有较大份额股权时将更加积极和有效率地发挥公司治理作用于是本文提出假设1和假设2假设1非控股大股东的存在有利于降低公司债信用利差假设2其他条件不变公司治理水平越差非控股大股东的存在越有利于降低公司债信用利差2股权结构与债务融资成本信用利差是投资者在公司债券一级市场对企业信用风险的定价不仅是企业发债当期的债务融资成本的直接映射而且一定程度上反映股东与债权人间的委托代理问题已有文献表明-143-股权结构安排会通过缓解代理问题降低债务融资成本AslanHadiye和KumarPraveen2012的理论与实证研究发现控制权集中提高了债务的代理成本而主要股东在选择所有权股份时在控制权私人利益与较高的借贷成本间进行权衡BoubakriNarjess和GhoumaHatem2010基于债务融资代理成本的理论框架针对股东和债券持有人间的代理问题指出公司治理结构主要在两个维度上影响债券定价第一债券投资者面临来自公司管理层的机会主义问题理性的投资者要求管理层强势的公司支付更高的风险溢价第二在控制权潜在收益较高的公司面临来自控股股东掏空动机的债券投资者会要求更高的信用利差他们以来自全球的经验证据表明相对于其他上市公司所有权高度集中的公司和家族企业债券信用利差更高信用评级更低姜付秀等2017以2003-2014年的中国上市公司为样本检验了多个大股东与公司债务融资成本的负向因果关系以债务融资成本切入发现当公司面临更严峻的融资约束非控股大股东的监督作用更强假设3其他条件不变公司面临更严峻的融资约束非控股大股东对公司债信用利差的抑制作用更明显3信息不对称与债券信用利差除了代理问题信息不对称也是公司治理绕不开的话题基于信息经济学的视角林晚发等2013发现分析师预测能够-144-缓解信息不对称从而影响债券的信用利差GaoHaoyu2019通过企业债信用利差数据研究发现媒体关注与企业发债成本显著负相关林晚发等2019发现承销商评级与债券信用利差负相关且在信息不对称的公司中更显著通过派驻董事会成员和亲自参加股东大会非控股大股东可以及时获得关于上市公司重要信息此外大股东在二级市场交易股票时将信息传递到股价中间接提高上市公司信息透明度假设4其他条件不变公司信息环境越差非控股大股东的存在越有利于降低公司债信用利差三研究设计1样本选择2007-2018年A股上市公司公开发行的到期期限在1年以上的信用债及上市公司财务数据均源于CSMAR数据库国债收益率曲线数据来自中债估值中心公司股权结构及一致行动人信息来源为RESSET数据库借鉴姜付秀2017的方法把持股比例超过10的股东定义为大股东并通过RESSET数据库和上市公司年报确定一致行动人的信息把作为一致行动人的股东的持股数量进行合并计算为一个股东遵循已有研究惯例和本文研究内容我们按以下标准对样本进行筛选1剔除属于金融行业的样本2剔除相关控-145-制变量数据存在缺失的样本3对所有连续变量均进行了1与99分位点的双侧缩尾处理Winsorize以消除极端值干扰最终样本为518家上市公司发行的1267只债券有效观测值2变量定义债券信用利差债券信用利差CS是公司债券的到期收益率与相同剩余期限的国债收益率之差非控股大股东借鉴Jiangetal2018的方法把持股比例超过10的股东定义为大股东并通过RESSET数据库和上市公司年报确定一致行动人的信息把作为一致行动人的股东的持股数量进行合并计算为一个股东据此构造的二值变量Blockholders在存在2个以上大股东时取1否则取0其次借鉴姜付秀2017的方法构造股东相对势力代理变量RPower用以量化其他大股东相对于控股股东的力量具体指持股比例在10以上的其他大股东的持股比例之和与第一大股东持股比例相除若只有唯一大股东则取值为0此外用非控股大股东数量代替非控股大股东定性变量Nbig将大股东定义中持股门槛从10上升至15将持股比例超本文所采用的持股比例信息均为已经合并一致行动人信息后的持股比例-146-过15的股东定义为大股东且通过上市公司年报确定一致行动人的信息把作为一致行动人的股东持股合并计算为一个股东当存在2个及以上大股东时取1否则取0Blockholders2将大股东定义中持股门槛从10上升至20将持股比例超过20的股东定义为大股东且通过上市公司年报确定一致行动人的信息把作为一致行动人的股东持股合并计算为一个股东当存在2个及以上大股东时取1否则取0Blockholders3控制变量根据已有文献当讨论非控股大股东对债券信用利差的影响时我们选取了债券发行规模Amount债券到期期限Maturity信用评级Rating等作为债券层面的控制变量在发债主体层面我们选取了总资产规模SIZE企业年龄FAge市净率的倒数BM产权属性二值变量SOE总资产净利率ROA资产负债率水平LEV经营活动自由现金流量OCTA合并一致行动人信息后的第一大股东持股比例Top1机构投资者持股比例Ins独立董事占比RIDCEO董事长两职合一Duality是否被前10大会计师事务所审计二值变量Big10卖方分析师研报关注度Analyst等公司层面控制变量进一步控制了年份固定效应和行业固定效应各变量具体构造过程详见本文附件遵循研究惯例对非制造业公司采取证监会门类行业分类对制造业公司采取证监会大类行业分类-147-特别地在实证结果检验部分所有解释变量均滞后一期即为发债年度期初变量3模型构建为了检验假设1我们构建模型1检验非控股大股东的存在是否影响公司的债券信用利差011111其中是信用利差1是是否存在非控股大股东二值变量参考已有文献1为债券层面控制变量包括债券发行规模Amount债券到期期限Maturity信用评级Rating1是公司层面控制变量包括总资产规模SIZE企业年龄FAge市净率的倒数BM产权属性二值变量SOE总资产净利率ROA资产负债率水平LEV经营活动自由现金流量OCTA合并一致行动人信息后的第一大股东持股比例Top1机构投资者持股比例Ins独立董事占比RIDCEO董事长两职合一Duality是否被前10大会计师事务所审计二值变量Big10卖方分析师研报关注度Analyst对所有解释变量均做滞后一期处理此外模型进一步控制了年份固定效应和行业固定效应4描述性统计遵循研究惯例对非制造业公司采取证监会门类行业分类对制造业公司采取证监会大类行业分类-148-表1是主要变量的描述性统计从样本公司股权结构看变量Blockholders的样本均值为034即约13样本上市公司年末存在持股比例在10以上的非控股大股东与以往文献中2469姜付秀等2017248朱冰等2018255姜付秀等2018349Jiangetal2018等基本符合样本具有代表性同时由于我们只能获取前十大股东一致行动人信息而无法观察排名在前十以外的其他股东与大股东的一致行动人信息即在Blockholders取值为0的分组中仍有可能存在事实上Blockholders应当取值为1的情形从而导致关键解释变量与被解释变量之间的负相关关系程度及显著性水平被低估合并一致行动人信息后的第一大股东持股比例Top1均值为449说明样本中大部分发债主体都存在一股独大的现象这与StijnClaessensetal2000Jiangetal2018等的研究结论相近机构投资者持股比例Ins样本均值为9但十分位数与九十分位数相差约137极差较小其他公司层面信息显示发债公司资产规模SIZE大且差异较小公司年龄均值expFAge-1的均值在15年左右较为成熟约54的样本上市公司为国企SOE且盈利水平在0到9之间独立董事比例RID基本在13以上符合公司法规定董事长和总经理两职合一Duality的公司样本比重较低预期第一类代理问题相对不严重约68的样本公司经当年排名-149-前10的会计师事务所出具审计报告几乎所有的样本公司都有卖方分析师进行研报跟踪债券层面样本公司债信用利差CS均值和中位数分别为2268和2070表明信用风险明显高于相同到期期限的国债信用利差的九十分位数与十分位数相差约2988说明不同公司债违约风险差异大信用评级等债券特征显示样本债券发行评级基本在AA级以上发行量大平均发行期限较长表1描述性统计变量观测值均值标准差十分位中位数九十分位CS126722461079094420103890Blockholders126703400474001Rating126731170845234Amount126715100665091813102480Maturity126711710300087010301790SIZE1267240031611219002390026100FAge126728130352230028903220BM126706330399020405391200SOE126705890492011ROA126700400029001000340080LEV126705870166035706110796OCTA1267-00150068-0103-005650060Top1126704490173022904480679Ins126700960113000900530252RID126703670106028603640500Duality126701620368001Big10126706870464011Analyst126722140941069324003330-150-我们以关键解释变量为分组依据对被解释变量及控制变量进行均值差异检验表2显示当发行主体存在非控股大股东其公司债券信用利差更小信用评级更高发行规模更大发行期限更长均在10的置信水平显著同时存在多个非控股大股东的公司规模国有企业占比和分析师关注度也更高表2均值差异T检验变量观测值否均值否观测值是均值是均值差异T统计量CS83624264311895-0531-8528Rating8362953431343404819950Amount8361433431166002275814Maturity8361149431121500663731SIZE8362363643124715107911900FAge83628344312773-0061-2936BM8360574431074701737487SOE8360555431065400993415ROA83600404310040-0000-0055LEV8360582431059600141408OCTA836-0021431-000400174306Top183604694310410-0058-5746Ins83600984310092-0006-0823RID83603824310338-0044-7143Duality83601844310118-0066-3025Big108360617431082102047582Analyst8362113431240802955345注所有连续变量按1和99分位数对变量进行Winsor缩尾处理和分别表示在105和1的水平下显著表3左下方是Pearson相关系数右上方为Spearman相关系数分析结果均显示不同维度的非控股大股东变量与债券-151-信用利差CS之间都存在着显著且稳健的负相关关系表3PearsonSpearman相关系数检验BlockholdRPoweBlockholdersBlockholdersCSNbigersr231-0240---0178-0255CS02480235-10994097207230760Blockholders0233-09381097707190756Nbig0244-08450907107030803RPower0215-07230678061110550Blockholders01722-07600717075405501Blockholders02443注左下方为Pearson相关系数右上方为Spearman相关系数和分别表示在105和1的水平下显著四实证结果检验1基准模型表4是基准回归结果表4第1列是仅控制年度固定效应-152-和行业固定效应的债券信用利差对非控股大股东二值变量的OLS回归结果关键解释变量Blockholders的系数为负且在1置信水平显著第2列在回归方程右侧进一步加入债券层面控制变量Blockholders的系数为-0220且在1的置信水平显著且债券层面特征变量前的系数符号均符合预期与常识发行评级更高发行规模更大到期期限更长的公司债信用利差更小第3列不控制债券层面变量但加入公司层面控制变量Blockholders的系数为-0143且在1的置信水平显著国有的资产规模越大盈利水平越高自由现金流量越高外部监督越强的上市公司发行的公司债券的信用利差更低第4列同时控制了债券层面公司层面特征变量并控制行业固定效应及年度固定效应Blockholders的系数为-0130且在5的置信水平显著非控股大股东对债券信用利差组间差异的解释程度约为244801300531表42至4列Blockholders系数的大小稳定在-014左右即相较于一股独大的发债公司当存在非控股大股东公司债信用利差下降约5770142426进一步验证了假设1非控股大股东的存在有利于降低公司债券信用利差这与多个大股东有利于降低企业债务融资成本文献的结论基本一致Jiangetal2017表4基准模型-153-CS1234CSCSCSCSBlockholders-0447-0220-0143-0130-7742-4443-2617-2549Rating-0640-0390-18127-10770Amount-0052-0073-0870-1483Maturity-02370003-18820029SIZE-0213-0076-8067-2718FAge0201013124281649BM-0136-0081-1684-1027SOE-0947-0821-16266-14990ROA-6197-4895-5410-4591LEV1117085651504245OCTA-0635-0702-1793-2070Top10159005609390348Ins-0309-0236-1259-1059RID-0216-0104-1091-0545Duality0226024837204097Big10-0159-0156-154--2960-3019Analyst-0066-0055-2033-1763Constant2961510383386385758911245126289918YearFixedEffectsYesYesYesYesIndustryFixedEffectsYesYesYesYesObs1267126712671267AdjR-Square0263044505370579注本表使用OLS模型进行估计小括号内为T值所有连续变量按1和99分位数对变量进行Winsor缩尾处理和分别表示在105和1的水平下显著2稳健性检验在稳健性检验中将大股东定义中持股门槛从10上升至15将持股比例超过15的股东定义为大股东且通过上市公司年报确定一致行动人的信息把作为一致行动人的股东持股合并计算为一个股东当存在2个及以上大股东时取1否则取0将大股东定义中持股门槛从10上升至20将持股比例超过20的股东定义为大股东且通过上市公司年报确定一致行动人的信息把作为一致行动人的股东持股合并计算为一个股东当存在2个及以上大股东时取1否则取0用非控股大股东数量Nbig代替非控股大股东定性变量以非控股大股东持股比例之和与第一大股东持股比例的比值代替非控股大股东定性变量稳健性检验结果表明非控股大股东的存在对公司的债券信用利差具有较为稳健的负向影响表5稳健性检验-155-CS12345101520NbigRPowerBlockholders-0130-2549Blockholders2-0139-2775Blockholders3-0201-3636Nbig-0119-2867RPower-0244-3254Rating--0389-0378-0388-03810390-10770-10780-10380-10731-10517Amount-0073-0079-0072-0076-0073-1483-1579-1447-1534-1468Maturity00030001-00060011001100290010-005401070104SIZE--0073-0079-0076-00800076-2718-2579-2934-2681-2925FAge0131013501230137013716491727155917491746BM-0081-0092-0061-0086-0083-1027-1166-0769-1089-1051SOE--0826-0831-0822-08270821-14990-15094-15096-15004-15115ROA--5033-4973-4844-47914895-4591-4721-4674-4551-4494LEV08560828088008670879-156-42454125444543324407OCTA-0702-0722-0678-0709-0693-2070-2133-1993-2092-2038Top10056000200310038-00420348001401950231-0240Ins-0236-0208-0184-0255-0243-1059-0925-0832-1145-1092RID-0104-0100-0146-0110-0109-0545-0528-0771-0581-0577Duality0248024502550246025140974020420640644138Big10--0160-0155-0153-01530156-3019-3119-3017-2968-2970Analyst-0055-0061-0057-0054-0053-1763-1933-1841-1729-1710Constant638564806418634564369918986910294982410209YearFixedYesYesYesYesYesEffectsIndustryFixedYesYesYesYesYesEffectsObs12671267126712671267AdjR-Square05790579058105790580注本表使用OLS模型进行估计小括号内为T值所有连续变量按1和99分位数对变量进行Winsor缩尾处理和分别表示在105和1的水平下显著3内生性处理非控股大股东对债券信用利差影响的内生性问题主要源于2个方面样本选择上市公司股权结构本身不是外生的是否存在非控股大股东可能取决于公司层面甚至行业层面的其他-157-