社會信用體系建設與公司債發(fā)行定價

【摘要】基于社會信用體系改革試點這一準自然實驗場景， 利用多時點雙重差分模型對該問題進行檢驗。研究發(fā)現(xiàn)， 社會信用體系改革試點能顯著降低試點地區(qū)公司債發(fā)行價差。機制檢驗結果表明， 社會信用體系改革試點主要通過提高債券發(fā)行方與債券投資者之間的信任程度， 降低投資者要求的風險溢價， 從而降低公司債的發(fā)行價差。這主要表現(xiàn)在發(fā)行方會強化信任制度建設、 實施誠信行為、 提供信任結果保障和債券投資者給予信任四個方面。異質性分析表明， 在社會信任環(huán)境較差的地區(qū)以及債權人保障水平較低的企業(yè)， 社會信用體系改革試點對公司債發(fā)行價差的降低作用更加明顯。針對二級市場的分析表明， 社會信用體系改革試點還能降低二級市場債券的交易價差， 實現(xiàn)一級市場和二級市場的協(xié)同優(yōu)化。該研究結論對于繼續(xù)擴大社會信用體系建設的范圍、 強化現(xiàn)有的社會信用體系， 提高債券市場的定價能力、 支持金融高質量發(fā)展具有啟示作用。

【關鍵詞】社會信用體系；公司債發(fā)行定價；信任程度；高質量發(fā)展

【中圖分類號】F275.3" " " 【文獻標識碼】A" " " 【文章編號】1004-0994（2024）10-0115-8

一、 引言

2023年10月底召開的中央金融工作會議（原全國金融工作會議）針對如何以金融高質量發(fā)展服務中國式現(xiàn)代化做出了部署。11月12日舉行的擴大會議和12月4日中國人民銀行行長潘功勝在《人民日報》發(fā)表的文章《加快現(xiàn)代中央銀行制度建設， 構建中國特色現(xiàn)代金融體系》①， 均對中央金融工作會議內容做出了進一步解讀。解讀內容包括： 一是在加快建設現(xiàn)代中央銀行制度方面， 要健全覆蓋全社會的征信體系， 推進我國征信市場發(fā)展； 二是在深化金融供給側結構性改革方面， 要加強債券市場制度建設， 增強債券市場化定價能力和市場韌性?？梢?， 社會信用體系建設是提高債券市場定價能力的手段之一。實踐中， 社會信用體系建設能否提高債券市場的定價能力、 促進金融高質量發(fā)展有待驗證。

已有文獻針對社會信用體系建設的效果進行了研究， 發(fā)現(xiàn)社會信用體系建設能夠為試點地區(qū)企業(yè)帶來積極影響， 如減少企業(yè)的違規(guī)行為（黃卓等，2023；左靜靜等，2023）、 督促企業(yè)履行更多的社會責任（曹雨陽等，2022；黃斯琪等，2023）。但與政策相關的債券市場的定價能力卻鮮有文獻涉及， 即社會信用體系建設究竟能否推動債券市場定價能力提升， 進而促進金融高質量發(fā)展？如果可以， 其作用機制是什么？本文以債券市場的定價能力為代表， 探索社會信用體系建設能否降低公司債的發(fā)行價差。

為了推進我國征信體系的發(fā)展， 黨的十八大、 黨的十八屆三中全會、 《中共中央 國務院關于加強和創(chuàng)新社會管理的意見》及《國民經(jīng)濟和社會發(fā)展第十二個五年規(guī)劃綱要》將其上升至國策與立法層面， 并且國務院印發(fā)《社會信用體系建設規(guī)劃綱要（2014-2020年）》②， 指導各地區(qū)建設社會信用體系。截至目前， 在國家發(fā)展改革委與中國人民銀行的推動下， 我國已有43個城市（地區(qū)）成為社會信用體系建設試點城市③、 130個城市成為社會信用體系建設示范城市（地區(qū)）④， 其他城市也在如火如荼地創(chuàng)建中。根據(jù)國家發(fā)展改革委、 人民銀行制定的《社會信用體系建設示范城市評審指標（2017年版）》， 社會信用體系建設將誠信教育和誠信文化建設融入整個社會活動中， 并實行守信聯(lián)合激勵和失信聯(lián)合懲戒的監(jiān)管框架， 且利用大數(shù)據(jù)等技術實現(xiàn)了信用信息的共享。理論上， 誠信文化作為無形的規(guī)范和隱形教化將會直接影響試點地區(qū)企業(yè)全體人員的誠信意識， 促使他們主動做出更加誠信的行為， 為企業(yè)遵守合約提供信任保障， 并且投資者愿意給予這些企業(yè)信任， 從而為公司債發(fā)行價差的降低提供可能。同時， 信用信息的公開和懲罰機制的存在可能會造成企業(yè)不誠信行為的成本高于收益， 這將直接影響企業(yè)誠信體系的構建， 影響投資者對債券發(fā)行方的信任， 從而影響公司債的發(fā)行價差。因此， 本文推測社會信用體系建設可以在一定程度上降低公司債發(fā)行價差。

為驗證上述推測， 本文以社會信用體系建設改革試點作為準自然實驗， 研究社會信用體系建設對公司債發(fā)行定價的影響。本文可能的邊際貢獻包括： 第一， 立足于債券市場視角拓展了社會信任在企業(yè)行為決策中的作用。現(xiàn)有關于社會信任微觀經(jīng)濟后果的研究主要集中在企業(yè)行為、 股票市場、 信貸市場、 供應鏈視角上， 債券市場作為企業(yè)重要的直接融資來源場所， 較少有研究關注社會信任在債券市場上發(fā)揮的作用。本文從債券市場定價視角， 拓展了社會信任微觀經(jīng)濟后果方面的研究。第二， 從社會信任角度拓展了債券發(fā)行定價影響因素的研究。已有研究主要從外部環(huán)境的不確定性、 債權人保護、 企業(yè)信用評級、 會計信息質量層面分析對債券發(fā)行定價的影響。楊國超和盤宇章（2019）的研究考慮了信任對企業(yè)債券發(fā)行定價的影響， 但該文利用張維迎和柯榮?。?002）的調查問卷數(shù)據(jù)代表省份層面的信任水平， 雖然該指標得到了多數(shù)研究的肯定， 但受樣本隨機性、 調查者情緒、 地區(qū)經(jīng)濟特性的影響該指標存在一定的測量誤差， 可能會使結果存在嚴重的內生性問題。區(qū)別于楊國超和盤宇章（2019）的研究， 本文以社會信用體系建設作為準自然實驗， 在克服內生性問題、 衡量指標更加客觀、 體現(xiàn)地區(qū)之間差異化和時效性的基礎上研究社會信任對企業(yè)債券發(fā)行定價的影響， 以期得到更加無偏的結論， 豐富了債券發(fā)行價差影響因素的研究， 并識別社會信任對公司債券發(fā)行定價的因果效應。第三， 從債券發(fā)行人與債券投資者之間信任程度提升視角探索了社會信用體系建設影響公司債券發(fā)行價差的路徑， 打開了社會信用體系建設提升債券市場的定價能力、 促進金融高質量發(fā)展的黑箱。第四， 研究結論具有重要的現(xiàn)實意義。本研究表明， 社會信用體系建設不僅能推動債券市場的市場化定價功能， 還可以推動實體經(jīng)濟融資成本的下降， 從而促進金融高質量發(fā)展。因此， 政府相關部門應該繼續(xù)深化社會信用體系建設， 健全社會征信體系， 為金融高質量發(fā)展提供保障。

二、 理論分析與研究假設

作為重要的直接融資方式， 債券融資發(fā)行定價的重要影響因素是債券投資者對債券發(fā)行者違約風險的擔憂。社會信用體系建設， 通過國家牽頭、 各地區(qū)的宣傳和實施， 利用大數(shù)據(jù)和信息挖掘技術將相關主體的信用記錄在全社會范圍內進行信息聯(lián)動， 不僅實現(xiàn)了誠信價值觀在一定范圍內的共享（王秀哲，2021）， 還可以達到誠信價值觀內化于心、 外化于行、 強化于果的效果。這將有助于提升債券發(fā)行方與債券投資者之間的信任程度， 降低因違約風險而導致的風險溢價， 從而降低企業(yè)的債券發(fā)行價差。具體來說， 本文認為社會信用體系改革試點可能會通過債券發(fā)行方強化信任制度建設、 實施誠信行為、 提供信任結果保障以及債券投資者給予信任四個角度影響公司債的發(fā)行價格。

第一， 社會信用體系改革試點能夠強化債券發(fā)行方的信任制度建設， 提高債券發(fā)行方遵守債券合同的意愿， 降低債券投資者要求的風險溢價， 從而降低債券發(fā)行價差。信任制度的建立是誠信意識培養(yǎng)的基礎， 而誠信意識的培養(yǎng)又是誠信行為實施的先決條件， 因此， 本文首先關注企業(yè)誠信制度的建立情況。一方面， 社會信用體系改革試點地區(qū)容易形成自上而下的社會規(guī)范和道德約束， 使這些地區(qū)的企業(yè)主動強化信任制度建設。這些制度有利于企業(yè)全體員工形成誠實守信的意識形態(tài)， 強化其對誠實守信價值觀的認同， 提高自身遵守債券合同的意愿， 降低出現(xiàn)債務違約的可能， 從而降低企業(yè)的債券發(fā)行價差。另一方面， 社會信用體系改革試點借助大數(shù)據(jù)等數(shù)字技術， 實現(xiàn)了信用信息在各個市場參與主體之間的共享， 企業(yè)出現(xiàn)失信行為時所要付出的成本和代價較高。故為了從根源上（意識形態(tài)上）杜絕這種情況的出現(xiàn)， 企業(yè)會從信任制度建設層面入手， 構建足以影響全體員工誠信意識的信任制度規(guī)范， 提升企業(yè)的誠信水平， 提高企業(yè)遵守債券合同的意愿， 降低其要求的風險溢價， 從而降低債券的發(fā)行價差。

第二， 社會信用體系改革試點能夠督促債券發(fā)行方實施更多的誠信行為， 降低債券投資者面臨的債務違約風險， 從而降低債券的發(fā)行價差。一方面， 社會信用體系建設改革試點作為非正式制度， 能夠強化試點地區(qū)企業(yè)的道德意識和誠信價值觀， 對企業(yè)員工的思想和行為起到約束作用， 員工不僅會自愿強化企業(yè)的信任制度建設， 還會以其作為指導， 主動規(guī)范企業(yè)的各類行為。如在債券發(fā)行前， 會主動披露更加準確的財務信息以降低債券投資者對違約風險的預期（楊國超和盤宇章，2019）。債券發(fā)行后， 會主動、 及時地還本付息， 降低其出現(xiàn)違約的概率。故社會信用體系建設改革試點會使試點地區(qū)企業(yè)以建設的信任制度為指導思想， 主動約束自身行為， 降低出現(xiàn)債券違約的可能， 從而降低債券投資者要求的風險溢價， 為降低債券發(fā)行價差打下基礎。另一方面， 理性經(jīng)濟人假設認為， 只有當不誠信行為所要付出的成本高于其收益時， 人們才會選擇誠信。社會信用體系建設旨在通過企業(yè)行為完善信用信息共享機制， 加強與銀行、 證券、 保險、 稅務、 工商等部門的聯(lián)動。也就是說， 在社會信用體系改革試點地區(qū)， 銀行、 債券等中介機構大概率會利用企業(yè)的信用信息進行投資決策， 這會導致企業(yè)出現(xiàn)失信行為時要付出更高的代價， 故企業(yè)有動機和意愿減少企業(yè)的不誠信行為。已有研究證明了該理論的存在， 如具有誠信文化背景的企業(yè)， 其盈余管理程度普遍較低（姜付秀等，2015）、 創(chuàng)新研發(fā)操縱程度較低（卜美文，2020）、 企業(yè)違規(guī)行為較少（Dong等，2018；黃卓等，2023）。故本文認為在社會信用體系建設改革試點地區(qū)， 由于實施不誠信行為付出的代價大于收益， 債券發(fā)行者會實施更多的誠信行為， 這不僅會降低債券投資者事前的搜集成本， 也會降低其事后的監(jiān)督成本， 由此降低其要求的風險溢價， 從而降低債券的發(fā)行價差。

第三， 社會信用體系改革試點能夠促使債券發(fā)行方為債券投資者提供信任制度建設和誠信行為實施的結果保障， 切實降低企業(yè)的債務違約風險及債券投資者要求的風險溢價， 從而降低企業(yè)的債券發(fā)行價差。具體來說， 社會信用體系改革試點可以從強化企業(yè)信任制度建設、 誠信行為實施兩個層面為債券發(fā)行方信任體系的構建提供制度保障和行為保障， 降低企業(yè)出現(xiàn)債務違約的概率， 從結果層面切實減少債券投資者對違約風險的擔憂， 從而降低債券的發(fā)行價差。上文已經(jīng)從社會信用體系建設能夠強化信任制度建設和誠信行為實施方面進行了闡述， 接下來將從信任制度建設與誠信行為實施能夠有效抑制企業(yè)的債務風險方面進行討論。已有研究發(fā)現(xiàn)， 良好的內部控制制度能夠監(jiān)督企業(yè)實現(xiàn)穩(wěn)健的、 合法合規(guī)的經(jīng)營管理， 做出更加理性的投融資決策， 從而增強債務償還能力并降低債務違約風險（李萌和王近，2020）。上市公司違規(guī)行為會引起股價的異常波動和資產(chǎn)價值的波動， 加劇企業(yè)的債務違約風險（薛鋒等，2005）。故本文認為， 社會信用體系建設改革試點能夠通過信任制度建設和誠信行為實施保證債券發(fā)行人履行債券契約， 降低出現(xiàn)債務違約的概率， 于結果層面保障債券投資者的利益不受損害， 從而降低債券的發(fā)行價差。

第四， 社會信用體系改革試點能夠提升債券投資者對債券發(fā)行方的信任程度， 債券投資者對債券發(fā)行方產(chǎn)生認同， 相信債券發(fā)行方能夠及時還本付息， 從而提升其以較低風險溢價提供債券資金的意愿。公司債券能夠成功發(fā)行的前提是債券交易雙方對債券交易價格的認可， 故債券投資者給予發(fā)行方信任是交易成功發(fā)生的關鍵因素。本文認為， 社會信用體系改革試點能夠通過信號傳遞和為投資者帶來更加穩(wěn)定的收益預期， 降低投資者要求的風險溢價， 進而帶來更低的債券發(fā)行價差。一方面， 若上市公司處于社會信用體系改革試點地區(qū)， 意味著公司所處的信任環(huán)境較好， 為企業(yè)誠信行為實施形成良好的基礎， 傳遞出企業(yè)誠信經(jīng)營的信號， 讓債券投資者相信其發(fā)生違約的概率較小， 從而使投資者對此公司發(fā)行的債券索要更低的風險溢價。另一方面， 受社會信用體系改革試點影響的上市公司， 意味著受到了當?shù)匦庞帽O(jiān)管部門、 投資者、 證券機構、 稅務、 銀行等多部門的監(jiān)督， 其失信信息將會在這幾個部門之間進行共享， 這一聯(lián)動會給企業(yè)的債務違約帶來更高的成本， 由此其發(fā)生違約的概率極小。這會使債券投資者預期可以及時收回債券的本金和利息， 對自身權益保障充滿信心， 從而要求更低的風險報酬。

基于上述分析， 本文提出假設： 社會信用體系改革試點有助于降低公司債發(fā)行價差。

三、 研究設計

（一） 樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

本文選擇2007 ～ 2021年滬深A股上市公司發(fā)行的公司債為研究樣本， 樣本始于2007年是因為上市公司發(fā)行公司債的數(shù)據(jù)起始于該年， 考慮到某些數(shù)據(jù)的可得性， 樣本終于2021年。本文對原始樣本進行了如下處理： （1）剔除金融行業(yè)的發(fā)行主體； （2）剔除ST、 ?ST的發(fā)行主體； （3）剔除相關變量計算過程中有缺失及其他變量有缺失的公司樣本； （4）為了緩解極端值對回歸結果產(chǎn)生的影響， 本文對所有連續(xù)變量進行了上下1%的縮尾處理。最終， 共得到765個公司—年度觀測值。公司債券發(fā)行數(shù)據(jù)來源于Wind數(shù)據(jù)庫， 人均GDP數(shù)據(jù)通過CSMAR數(shù)據(jù)庫和Wind數(shù)據(jù)庫合并而得， 其余數(shù)據(jù)均來源于CSMAR數(shù)據(jù)庫。

（二） 變量設定

1. 被解釋變量。本文的被解釋變量為公司債發(fā)行價差（CS）， 借鑒林晚發(fā)等（2022）的研究， 采用債券發(fā)行的票面利率與相同剩余期限國債利率的利差進行衡量。

2. 解釋變量。本文的解釋變量為社會信用體系改革試點（Trust）， 借鑒曹雨陽等（2022）、 黃卓等（2023）的研究， 上市公司注冊地所在城市入選社會信用體系建設試點城市的當年及以后年份， Trust取值為1， 否則取值為0。

3. 控制變量。借鑒相關研究（王雄元和高開娟，2017；林晚發(fā)等，2019；曹雨陽等，2022）， 本文設置了以下控制變量： 公司特征變量包括企業(yè)規(guī)模（Size）、 企業(yè)杠桿率（Lev）、 企業(yè)盈利能力（Roa）、 利息保障倍數(shù)（EBIT）、 是否由國內十大會計師事務所審計（Big10）、 管理層持股比例（MH）、 企業(yè)產(chǎn)權性質（Soe）、 流動資產(chǎn)比例（Cur）、 流動負債比例（Clr）、 企業(yè)年齡（Age）； 債券特征變量包括債券是否可贖回（Call）、 債券是否可回售（Put）、 債券期限（Maturity）、 債券發(fā)行規(guī)模（Lnis）、 債券評級（BondRate）； 城市層面的控制變量包括城市人均GDP（LnGDP）和城市人口（Lnpop）。變量的具體定義如表1所示。

（三） 模型設定

為了檢驗社會信用體系建設對公司債發(fā)行定價的影響， 本文將社會信用體系改革試點作為準自然實驗， 建立如下多時點雙重差分模型：

CS=β0+β1Trust+Controls+Firm+Year+ε （1）

其中： 被解釋變量CS為公司債發(fā)行價差； 解釋變量Trust為社會信用體系改革試點， 本文主要關注其回歸系數(shù)β1； Controls為公司層面、 債券層面和城市層面的控制變量。此外， 本文還控制了公司固定效應（Firm）和年份固定效應（Year）。

四、 實證分析

（一） 描述性統(tǒng)計

表2列示了主要變量的描述性統(tǒng)計結果?？梢钥吹剑?公司債發(fā)行價差（CS）的平均值為1.584%， 中位數(shù)為1.380%， 說明公司債的票面利率普遍高于國債利率。社會信用體系改革試點（Trust）的平均值為0.272， 說明樣本期間大約有27.2%的上市公司受到了社會信用體系建設的影響。其他控制變量的描述性統(tǒng)計結果與已有文獻基本一致， 不再贅述。

（二） 基準回歸結果

表3列示了社會信用體系改革試點對公司債發(fā)行價差影響的回歸結果。列（1）為無控制變量的回歸結果， 列（2）為加入控制變量后的回歸結果。結果顯示， 社會信用體系改革試點（Trust）的回歸系數(shù)分別為-0.404和-0.631， 且分別在10%和1%的水平上顯著， 說明社會信用體系建設確實降低了試點城市上市公司的債券發(fā)行價差， 支持本文的研究假設。經(jīng)濟意義上， 增加控制變量后Trust的回歸系數(shù)為-0.631， 該結果說明， 相對于非試點城市的上市公司而言， 試點城市上市公司的債券發(fā)行價差平均降低40%⑤。以上結果意味著， 我國債券市場投資者會給予社會信用體系建設試點城市的上市公司較高的信任度， 降低了對違約風險的擔憂， 從而降低了這類企業(yè)的債券發(fā)行價差。

（三） 穩(wěn)健性檢驗

1. 平行趨勢檢驗。使用多時點雙重差分模型的前提是樣本滿足平行趨勢假設。借鑒Serfling（2016）的設計思路， 本文以試點城市開始實施社會信用體系建設的年份作為第0年， 生成Before5、 Before4、 Before3、 Before2、 Before1、 Current、 After1、 After2、 After3+九個年份虛擬變量， 然后替換式（1）中的Trust進行回歸分析， 從而觀察平均處理效應的時間趨勢。其中， Before5、 Before4、 Before3、 Before2、 Before1分別表示該年度處于社會信用體系建設實施的前5年、 前4年、 前3年、 前2年和前1年， Current表示該年度處于社會信用體系建設實施的當年， After1、 After2、 After3+分別表示該年度處于社會信用體系建設實施的后1年、 后2年、 后3年及以后。根據(jù)回歸結果， Before5、 Before4、 Before3、 Before2、 Before1的回歸系數(shù)均不顯著， 表明社會信用體系建設實施前， 實驗組樣本與對照組樣本的債券發(fā)行價差不存在顯著差異， 滿足平行趨勢假設。另外， Current、 After2的回歸系數(shù)顯著為負， 說明社會信用體系建設實施后， 試點城市企業(yè)的債券發(fā)行定價顯著下降。

2.安慰劑測試。本文實證檢驗了社會信用體系建設的實施能夠降低試點地區(qū)企業(yè)的債券發(fā)行價差， 為了驗證這一效應是當年實施社會信用體系所致， 而非其他不可觀測因素所致， 本文使用安慰劑測試進行檢驗。具體地， 隨機設定社會信用體系改革試點年份進行1000次隨機抽樣， 并在式（1）的基礎上進行回歸分析， 從而得到社會信用體系改革試點虛擬變量Trust的錯誤回歸系數(shù)， 并繪制其核密度圖。根據(jù)圖中結果可以看出： 一是Trust的估計系數(shù)集中分布在0附近， 且均值接近于0； 二是真實的Trust的估計系數(shù)（-0.631）在該安慰劑測試中是明顯的異常值。這些結果表明， 本文的估計結果不太可能是由于模型外其他不可觀測的隨機因素所致， 證明了實證結果的穩(wěn)健性。

3. 其他穩(wěn)健性測試。第一， 平衡樣本區(qū)間。為了緩解非平衡樣本對回歸結果造成的影響， 本文使用平衡區(qū)間樣本進行檢驗。具體地， 保留2010 ～ 2021年樣本對式（1）進行回歸分析， 結果與基準回歸結果保持一致。第二， 控制城市固定效應?？紤]到企業(yè)債券發(fā)行價差與企業(yè)所在城市有一定關系， 為了控制潛在的城市層面特征變量， 本文在式（1）的基礎上控制城市固定效應進行回歸分析， 結論不變。第三， 剔除特殊城市樣本。發(fā)達城市的社會信用環(huán)境可能更好， 為了排除該回歸結果的發(fā)達城市效應， 本文剔除企業(yè)所在地為北京、 上海、 廣州、 深圳后的樣本重新對式（1）進行回歸分析， 結論不變。第四， 傾向得分匹配法。為了緩解樣本選擇性偏差導致的內生性問題， 采用傾向得分匹配法（PSM）為社會信用體系建設試點地區(qū)企業(yè)尋找配對樣本。具體地， 本文采用不放回卡尺內k近鄰匹配（0.01）為社會信用體系建設試點地區(qū)企業(yè)尋找相匹配的非試點地區(qū)企業(yè)作為控制組樣本。匹配結果顯示， 匹配后， 實驗組樣本與控制組樣本的各個指標之間不存在顯著差異， 表明匹配結果較好。然后利用PSM后的樣本對式（1）進行回歸分析， 結果與基準回歸結果保持一致， 說明本文的實證結果是穩(wěn)健的。

限于篇幅， 穩(wěn)健性檢驗結果未予列示， 留存?zhèn)渌鳌?/p>

五、 作用機制檢驗

前文實證結果已經(jīng)證實， 社會信用體系改革試點能夠顯著降低公司債發(fā)行價差。接下來， 本文基于理論分析， 從債券發(fā)行方和債券投資者之間信任程度提升的視角進行作用機制檢驗。

（一） 債券發(fā)行方主動加強信任體系建設機制

理論分析部分提及， 受社會信用體系建設影響的企業(yè)會主動加強企業(yè)信任體系建設， 主要體現(xiàn)在三個方面： 信任制度建設、 誠信行為實施和信任結果保障。

第一， 信任制度建設渠道。受社會信用體系建設影響的企業(yè)一是會主動強化本企業(yè)內部的制度建設， 提升公司治理水平； 二是為了避免失信行為導致嚴重的后果， 企業(yè)會從根源上入手， 強化信任制度建設。這兩者均可以從制度上提升企業(yè)的誠信水平， 為取得投資者信任打下堅實的基礎， 從而為降低公司債發(fā)行價差提供可能。內部控制制度建設中特別強調誠信意識的融入， COSO（2013）指出， 企業(yè)應“展現(xiàn)對誠信和道德價值的承諾”， 高管層在誠信和道德方面要以身作則， 通過引導、 準則建立、 強化與糾偏， 實現(xiàn)對全體員工的誠信意識培養(yǎng)。已有研究發(fā)現(xiàn)， 內部控制制度越健全的企業(yè)， 其誠信意識越強（周美華等，2019）， 越有可能形成誠信文化（卜美文，2020）。因此， 本文利用內部控制制度建設代表信任制度建設具有一定合理性?；谝陨戏治觯?本文推論， 在內部控制制度建設相對薄弱的企業(yè)， 社會信用體系改革試點對公司債發(fā)行價差能夠產(chǎn)生更加明顯的影響。故本文利用DIB數(shù)據(jù)庫中的內部控制信息披露指數(shù)代表企業(yè)內部控制制度建設， 該指數(shù)較為全面地反映了企業(yè)內部控制制度的建立健全情況（林斌等，2016）， 其值越大， 內部控制制度越有效。然后按照樣本的年度行業(yè)中位數(shù)對式（1）進行分組檢驗， 檢驗結果列示于表4列（1）和列（2）中。結果顯示， 在內部控制信息披露指數(shù)較小的公司樣本中， 社會信用體系改革試點（Trust）的回歸系數(shù)在1%的水平上顯著為負， 而在內部控制信息披露指數(shù)較大的公司樣本中， 社會信用體系改革試點（Trust）的回歸系數(shù)不顯著（組間系數(shù)差異在10%的水平上顯著）。該結果表明社會信用體系改革試點對信任制度建設較薄弱企業(yè)債券發(fā)行價差的降低作用更明顯， 從而驗證了信任制度建設渠道。

第二， 誠信行為實施渠道。受社會信用體系建設影響的企業(yè)不僅會強化信任制度建設， 亦會規(guī)范自身行為， 使行為和制度趨向一致， 提升投資者的信任程度， 從而降低公司債的發(fā)行價差?；谝陨戏治?， 本文推論， 在企業(yè)誠信行為實施相對較少的企業(yè)， 社會信用體系改革試點對公司債發(fā)行價差能夠產(chǎn)生更加明顯的影響。借鑒姜付秀等（2015）的研究， 利用盈余管理作為企業(yè)誠信行為實施的代理變量。參考Kothari等（2004）研究， 利用業(yè)績匹配的操縱性利潤的絕對值作為盈余管理的代理變量。然后根據(jù)樣本的年度行業(yè)中位數(shù)對式（1）進行分組檢驗， 檢驗結果分別列示于表4列（3）和列（4）中。結果顯示， 在盈余管理程度較高的公司樣本中， 社會信用體系改革試點（Trust）的回歸系數(shù)在1%的水平上顯著為負， 而在盈余管理程度較低公司樣本中， 社會信用體系改革試點（Trust）的回歸系數(shù)不顯著（組間系數(shù)差異在5%的水平上顯著）。該結果表明社會信用體系改革試點對誠信行為實施較少企業(yè)債券發(fā)行價差的降低作用更明顯， 從而驗證了誠信行為實施渠道。

第三， 信任結果保障渠道。受社會信用體系建設影響的企業(yè)通過信任制度建設和誠信行為實施， 能夠切實降低企業(yè)債務違約風險， 為提升投資者的信任程度提供結果保障， 從而降低公司債的發(fā)行價差。基于以上分析， 本文推論， 在信任結果保障程度較低的企業(yè)， 社會信用體系改革試點對公司債發(fā)行價差能夠產(chǎn)生更加明顯的影響。借鑒已有研究， 本文利用債務違約風險作為企業(yè)信任結果保障的代理變量。其中， 借鑒Altman（2000）的研究， 利用修正Zscore代表企業(yè)的債務違約風險， 修正X_Zscore=0.717×營運資金/資產(chǎn)總額+0.847×留存收益/資產(chǎn)總額+3.107×息稅前利潤/資產(chǎn)總額+0.420×股票總市值/總負債的賬面價值+0.998×營業(yè)收入/資產(chǎn)總額， 該指標值越大， 債務違約風險越小。然后根據(jù)樣本的年度行業(yè)中位數(shù)對式（1）進行分組檢驗， 檢驗結果分別列示于表5列（1）和列（2）中。結果顯示， 在債務違約風險較大的公司樣本中， 社會信用體系改革試點（Trust）的回歸系數(shù)在10%的水平上顯著為負， 而在債務違約風險較小的公司樣本中， 社會信用體系改革試點（Trust）的回歸系數(shù)不顯著（組間系數(shù)差異在10%的水平上顯著）。該結果表明社會信用體系改革試點對信任結果保障程度較低企業(yè)債券發(fā)行價差的降低作用更明顯， 從而驗證了信任結果保障渠道。

（二） 債券投資者信任程度提升機制

公司債能夠以較低價格成交的前提是雙方自愿形成交易。上述結果已經(jīng)驗證， 受社會信用體系改革試點影響的債券發(fā)行企業(yè)會主動加強信任體系建設， 提升債券投資者的信任程度。根據(jù)雙方自愿交易原則， 只有在投資者愿意給予發(fā)行方信任的情形下， 債券發(fā)行交易才能以較低的價格完成。接下來， 本文將從投資者給予信任視角進行作用機制檢驗。理論上， 社會信用體系改革試點地區(qū)企業(yè)主動強化了信任體系建設后， 投資者選擇相信企業(yè)會通過信任體系的構建為投資者提供保障， 降低違約風險， 從而選擇對該債券進行交易， 降低其發(fā)行價差。基于以上分析， 本文推測在投資者給予信任程度較低的企業(yè)， 社會信用體系改革試點對公司債發(fā)行價差產(chǎn)生的影響更加明顯。

已有研究發(fā)現(xiàn)， 投資者正面的主觀傾向會使其對高度信任地區(qū)公司做出更加積極的反應， 降低公司債券的風險溢價， 從而降低債券的信用利差（楊國超和盤宇章， 2019）。因此， 投資者會對社會信用體系改革試點企業(yè)給予更加正面的反應， 對這些公司的信任程度會提高。借鑒范云朋等（2023）的研究， 本文使用股票市場上投資者信心指數(shù)表示投資者對債券發(fā)行方的信任程度。其中， 借鑒唐瑋和崔也光（2017）的研究， 采用主成分分析法構造個股投資者信心綜合指數(shù)。第一步， 選擇營業(yè)收入增長率、 權益收益率、 股票收益率、 資產(chǎn)負債率等反映公司未來增長前景、 風險以及信息不對稱等基本面因素的替代變量， 對賬面市值比、 股票收益動量、 托賓Q值及股票換手率四個投資者情緒的子維度變量進行正交， 以消除公司基本面因素的影響。第二步， 將其殘差作為投資者信心的替代變量進行主成分分析， 選取特征根大于1的前兩個主成分因子， 最終構造出個股層面的投資者信心綜合指數(shù)。然后根據(jù)樣本的年度行業(yè)中位數(shù)對式（1）進行分組檢驗， 檢驗結果分別列示于表5列（3）和列（4）中。結果顯示， 在投資者信心較低的公司樣本中， 社會信用體系改革試點（Trust）的回歸系數(shù)在5%的水平上顯著為負， 而在債投資者信心較高的公司樣本中， 社會信用體系改革試點（Trust）的回歸系數(shù)不顯著（組間系數(shù)差異在10%的水平上顯著）。該結果表明社會信用體系改革試點對投資者給予信任程度較低企業(yè)債券發(fā)行價差的降低作用更明顯， 從而驗證了投資者給予信任渠道。

綜上， 社會信用體系改革試點通過提高債券發(fā)行方與債券投資者之間的信任程度， 從而降低公司債發(fā)行價差。

六、 拓展性研究

（一） 異質性分析

1. 社會信任水平異質性。已有研究發(fā)現(xiàn)， 良好的信任制度可以緩解債券市場上利益相關者之間的信息不對稱， 降低債券的融資成本（楊國超和盤宇章，2019）。在社會信任水平較高的地區(qū)， 債券投資者會給予債券發(fā)行企業(yè)更高的信任度， 降低其事前信息搜尋成本和事后監(jiān)督成本， 降低債券投資者要求的風險補償（楊國超和盤宇章，2019）， 此時社會信用體系建設在降低債券發(fā)行價差中所起的作用是有限的。相反， 在社會信任水平較低的地區(qū)， 債券發(fā)行方發(fā)生失信行為所付出的代價較低， 債券投資者要求的風險溢價會增加， 這種情形下社會信用體系改革試點對公司債發(fā)行價差的降低作用更明顯。為了對此進行檢驗， 借鑒劉寶華等（2016）的研究， 采用中國管理科學研究院編制的“中國城市商業(yè)信用環(huán)境指數(shù)”作為社會信任水平的代理變量， 該指數(shù)涵蓋信用投放、 企業(yè)信用管理功能、 征信系統(tǒng)、 政府信用監(jiān)管、 失信違規(guī)行為、 誠信教育和企業(yè)感受七個維度， 可全面評價一個城市的信用環(huán)境， 該指數(shù)范圍為0 ～ 100， 數(shù)值越大， 代表城市商業(yè)信用環(huán)境越好。然后按照年度中位數(shù)對式（1）進行分組回歸， 回歸結果列示于表6列（1）和列（2）中。結果顯示， 在商業(yè)信用環(huán)境指數(shù)較小即社會信任水平較低地區(qū)的公司樣本中， 社會信用體系改革試點（Trust）的回歸系數(shù)在10%的水平上顯著為負， 而在商業(yè)信用環(huán)境指數(shù)較大即社會信任水平較高地區(qū)的公司樣本中， 社會信用體系改革試點（Trust）的回歸系數(shù)不顯著（組間系數(shù)差異在10%的水平上顯著）。該結果表明社會信用體系改革試點對社會信任水平較低地區(qū)企業(yè)的債券發(fā)行價差的降低作用更明顯， 從而說明社會信用體系建設能夠彌補社會信任水平較低產(chǎn)生的不足。

2. 債權人保障水平異質性。現(xiàn)有研究發(fā)現(xiàn)， 債權人保障水平較高的企業(yè)， 其契約的執(zhí)行效率更高（Qian和Strahan，2007）， 有助于增強企業(yè)違約時債券合約的可實施性， 從而降低企業(yè)的債券融資成本（王永欽和薛笑陽，2022）， 此時社會信用體系改革試點對公司債發(fā)行價差的影響是有限的。相反， 在債權人保障水平較低的公司中， 當出現(xiàn)違約事件時維權成本和難度較高， 債券投資者要求的風險溢價亦會隨之增加， 在此情形下， 社會信用體系改革試點對公司債發(fā)行價差的影響會更明顯。為了對此推論進行驗證， 本文采用發(fā)債公司是否為債券發(fā)行提供擔保作為債權人保障水平的代理變量⑥， 然后按照公司債發(fā)行是否有擔保對式（1）進行分組檢驗， 回歸結果列示于表6列（3）和列（4）中。結果顯示， 在未為發(fā)行的債券提供擔保即債權人保障水平較低的公司樣本中， 社會信用體系改革試點（Trust）的回歸系數(shù)在5%的水平上顯著為負， 而在為發(fā)行的債券提供擔保即債權人保障水平較高的公司樣本中， 社會信用體系改革試點（Trust）的回歸系數(shù)不顯著（組間系數(shù)差異在10%的水平上顯著）。該結果表明， 社會信用體系改革試點對債權人保護水平較低企業(yè)的債券發(fā)行價差的降低作用更明顯， 從而說明社會信用體系建設能夠彌補債權人保障水平較低產(chǎn)生的不足， 兩者存在替代效應。

（二） 二級市場債券交易利差

上述研究驗證了社會信用體系改革試點會通過提升公司債發(fā)行雙方的信任程度， 降低公司債的發(fā)行價差， 那么對于流動性較強的二級市場來說， 社會信用體系改革試點是否會影響已發(fā)行債券在二級市場上的交易利差？為了對其進行探究， 本文借鑒林晚發(fā)等（2019）的研究， 利用債券的到期收益率與相同剩余期限的國債無風險收益率之差表示公司債在二級市場上的交易利差。由于債券數(shù)據(jù)是日度交易數(shù)據(jù)， 為了研究需要， 本文選擇債券發(fā)行日后一周的平均信用利差進行分析， 然后對式（1）進行回歸分析， 回歸結果如表7所示。結果顯示， 社會信用體系試點改革（Trust）的回歸系數(shù)在10%的水平上顯著為負， 這說明社會信用體系建設不僅降低了企業(yè)的融資成本， 還降低了該債券在二級市場上的交易利差， 具有協(xié)同一致性。

七、 結論及政策建議

本文以社會信用體系改革試點作為準自然實驗， 實證檢驗了社會信用體系改革試點對公司債發(fā)行價差的影響。研究發(fā)現(xiàn)， 社會信用體系改革試點顯著降低了試點城市上市公司的債券發(fā)行價差， 這主要是通過提高債券交易雙方之間的信任程度來實現(xiàn)的。異質性分析表明， 在社會信任水平較低與債權人保障水平較低的企業(yè)中， 社會信用體系改革試點對公司債發(fā)行價差的降低作用更顯著。針對二級市場的檢驗結果表明， 社會信用體系試點改革不僅降低了債券的發(fā)行價差， 也降低了其在二級交易市場的交易利差， 實現(xiàn)了兩個市場的協(xié)同一致性。

根據(jù)研究結論， 本文提出以下政策建議：

第一， 本研究發(fā)現(xiàn)， 社會信用體系改革試點不僅降低了試點城市上市公司的債券發(fā)行價差， 還降低了債券二級市場上的交易利差， 從而降低了企業(yè)的融資成本。該研究結果表明， 債券市場能夠識別出社會信用水平較高的企業(yè)， 給予其優(yōu)勢定價。這一結論對于政府繼續(xù)擴大社會信用體系的建設范圍， 深化社會信用體系建設的內容， 結合數(shù)字化技術早日實現(xiàn)城市的數(shù)字化、 信用化和市場化治理， 為債券市場定價能力提升、 金融高質量發(fā)展提供良好的非正式制度環(huán)境， 具有重要的啟示作用。

第二， 本研究發(fā)現(xiàn)， 社會信用體系建設對債券的優(yōu)勢定價依賴于債券發(fā)行方與債券投資者之間信任程度的提升。這一結論告知企業(yè)， 要強化信任制度建設、 實施誠信行為、 提供信任結果保障， 圍繞信任體系框架的方方面面進行建設， 以提高債券投資者的信任程度， 降低企業(yè)的債券融資成本， 解決企業(yè)的融資貴問題。

【 注 釋 】

① https：//www.gov.cn/lianbo/bumen/202312/content_6918449.htm。

② https：//www.gov.cn/zhengce/content/2014-06/27/content_8913.htm。

③ 2015年8月，國家發(fā)展改革委和人民銀行聯(lián)合發(fā)文，將沈陽、青島、南京、無錫、宿遷、杭州、溫州、義烏、合肥、蕪湖、成都等11個城市列入首批社會信用體系建設示范創(chuàng)建城市。2016年4月，國家發(fā)展改革委、人民銀行聯(lián)合發(fā)文，批復了32個城市（城區(qū)）為第二批社會信用體系建設示范創(chuàng)建城市，包括北京市海淀區(qū)，內蒙古自治區(qū)呼和浩特市、烏海市，遼寧省大連市、鞍山市、遼陽市，黑龍江省綏芬河市，上海市浦東新區(qū)、嘉定區(qū)，江蘇省蘇州市，浙江省臺州市，安徽省安慶市、淮北市，福建省福州市、廈門市、莆田市，山東省濰坊市、威海市、德州市、榮成市，河南省鄭州市、南陽市，湖北省武漢市、咸寧市、宜昌市、黃石市，廣東省廣州市、深圳市、珠海市、汕頭市、惠州市，四川省瀘州市等32個城市（城區(qū)）。

④ 國家發(fā)展改革委官網(wǎng)：https：//www.ndrc.gov.cn/。

⑤ 使用表3第（2）列Trust變量的回歸系數(shù)解釋經(jīng)濟學含義，0.631/1.584×100%=40%。

⑥ 利用債券發(fā)行時是否提供擔保代表債權人保障水平有一定合理性。首先，設置擔保權等于肯定了債權的優(yōu)先償還和擔保權的價值，在一定程度上提高了債券持有人的保護水平（姜軍等，2017）。其次，已有研究發(fā)現(xiàn)，企業(yè)發(fā)行債券時提供擔保會顯著降低債券信用利差（蔡慶豐和吳奇艷，2022；高昊宇等，2022）。

【 主 要 參 考 文 獻 】

卜美文．公司誠信文化與創(chuàng)新研發(fā)操縱行為［ J］．當代財經(jīng)，2020（11）：88 ～ 99．

蔡慶豐，吳奇艷．打破“剛兌”與企業(yè)融資成本結構分化——基于國有企業(yè)債務違約的經(jīng)驗證據(jù)［ J］．經(jīng)濟管理，2022（11）：125 ～ 147．

曹雨陽，孔東民，陶云清．中國社會信用體系改革試點效果評估——基于企業(yè)社會責任的視角［ J］．財經(jīng)研究，2022（2）：93 ～ 108．

范云朋，孟雅婧，胡濱．企業(yè)ESG表現(xiàn)與債務融資成本——理論機制和經(jīng)驗證據(jù)［ J］．經(jīng)濟管理，2023（8）：123 ～ 144．

高昊宇，歐陽伊玲，李妮．評級機構信用風險關聯(lián)對債券發(fā)行定價的影響［ J］．世界經(jīng)濟， 2022（12）：175 ～ 200．

黃卓，陶云清，王帥．社會信用環(huán)境改善降低了企業(yè)違規(guī)嗎？——來自“中國社會信用體系建設”的證據(jù)［ J］．金融研究，2023（5）：96 ～ 114．

姜付秀，石貝貝，李行天．“誠信”的企業(yè)誠信嗎？——基于盈余管理的經(jīng)驗證據(jù)［ J］．會計研究，2015（8）：24 ～ 31+96．

姜軍，申丹琳，江軒宇，伊志宏．債權人保護與企業(yè)創(chuàng)新［ J］．金融研究，2017（11）：128 ～ 142．

李萌，王近．內部控制質量與企業(yè)債務違約風險［ J］．國際金融研究，2020（8）：77 ～ 86．

林斌，林東杰，謝凡，胡為民，陽堯．基于信息披露的內部控制指數(shù)研究［ J］．會計研究2016（12）：12 ～ 20+95．

林晚發(fā)，劉巖，趙仲匡．債券評級包裝與“擔保正溢價”之謎［ J］．經(jīng)濟研究，2022（2）：192 ～ 208．

林晚發(fā)，劉穎斐，趙仲匡．承銷商評級與債券信用利差——來自《證券公司分類監(jiān)管規(guī)定》的經(jīng)驗證據(jù)［ J］．中國工業(yè)經(jīng)濟，2019（1）：174 ～ 192．

劉寶華，羅宏，周微，楊行．社會信任與股價崩盤風險［ J］．財貿經(jīng)濟，2016（9）：53 ～ 66．

唐瑋，崔也光．政府控制、創(chuàng)新投入與公司價值——基于投資者信心的中介效應分析［ J］．財貿研究，2017（6）：101 ～ 110．

王雄元，高開娟．如虎添翼抑或燕巢危幕：承銷商、大客戶與公司債發(fā)行定價［ J］．管理世界，2017（9）：42 ～ 59+187 ～ 188．

王秀哲．大數(shù)據(jù)背景下社會信用體系建構中的政府角色重新定位［ J］．財經(jīng)法學，2021（4）：23 ～ 40．

王永欽，薛笑陽．法治建設與金融高質量發(fā)展——來自中國債券市場的證據(jù)［ J］．經(jīng)濟研究，2022（10）：173 ～ 190．

薛鋒，董穎穎，石雨欣．上市公司違規(guī)行為對違約距離和預期違約率影響的實證研究——兼論KMV模型的修正［ J］．經(jīng)濟管理，2005（20）：65 ～ 73．

楊國超，盤宇章．信任被定價了嗎？——來自債券市場的證據(jù)［ J］．金融研究，2019（1）：35 ～ 53．

張維迎，柯榮?。湃渭捌浣忉專簛碜灾袊目缡≌{查分析［ J］．經(jīng)濟研究，2002（10）：59 ～ 70+96．

周美華，方溫柔，林斌．內部控制與納稅誠信［ J］．審計研究，2019（4）：119 ～ 128．

Altman E. I.. Predicting Financial Distress of Companies： Revisiting the Z-Score and Zeta Models［D］．New York： New York University，2000．

Dong W.， Han H. L.， Ke Y.， Chan K. C.. Social Trust and Corporate Misconduct： Evidence from China［ J］．Journal of Business Ethics，2018（2）：539 ～ 562．

Kothari S. P.， Leone A. J.， Wasley C. E..Performance Matched Discretionary Accrual Measures［ J］．Journal of Accounting and Economics，2004（1）：163 ～ 197．