信用风险缓释凭证对企业投资行为的影响——基于融资约束中介效应的实证研究

郭杰 陶凌峰 瞿真

(1.中国人民大学经济学院，北京 100872；2.中国人民大学汉青经济与金融高级研究院，北京 100872)

一、引言

信用风险缓释工具(credit risk mitigation，CRM)是我国为了管理信用风险而设立的信用衍生产品。中国银行间市场交易商协会在2010年10月29日公布的《银行间市场信用风险缓释工具试点业务指引》中创设了信用风险缓释合约(credit risk mitigation agreement，CRMA)和信用风险缓释凭证(credit risk mitigation warrant，CRMW)，在2016年9月23日公布的《银行间市场信用风险缓释工具试点的业务规则》中正式引入信用违约互换(credit default swap，CDS)和信用联结票据(credit-linked notes，CLN)。其中，信用风险缓释凭证(CRMW)是标的实体以外机构设立的，为凭证持有人对标的债券提供信用风险保护的可交易凭证。

CRMW产品与国际市场上最为常见的信用衍生品1——信用违约互换(CDS)在定义上十分相似。CDS产品是对某种特定标的物的面值或本金提供的保险。信用风险保护买方向卖方定期支付固定的费用或一次性支付一定金额，当合约中规定的信用事件发生时，卖方向买方赔偿参考价值面值的损失部分。根据这一定义，国内银行间市场的信用风险缓释合约、信用风险缓释凭证、信用违约互换和信用联结票据，以及交易所的信用保护合约和信用保护凭证都可以归结为信用违约互换产品(林佶，2019)[26]。

自2010年10月公布创设CRMA和CRMW至2018年上半年，我国信用风险缓释工具发展一直较为缓慢。信用风险缓释工具推出的前几年，债券市场还存在实质性的刚性兑付现象，为债券起“担保”作用的CRMW和CRMA存在意义较小。但随着经济环境下行，债券发行企业违约事件频发，债券“刚性兑付”的“潜规则”被打破，债券发行暂缓或发行失败的现象大量出现。金融市场上各类投资者对可以有效管理和分散风险的信用风险缓释工具出现了实质性需求。同时，企业的债券融资也受到了影响，尤其是信用问题较为严重的民营企业，发行债券融资的难度显著增加。2018年10月22日，国务院常务会议决定设立民营企业债券融资支持工具，以市场化方式帮助缓解企业融资难问题。此后，信用风险缓释工具的发行数量显著提高。其中，为债券发行起担保作用且可随标的债券在二级市场上流通的信用风险缓释凭证发行数量最多，发行金额最大(如表1所示)。

CRMW产品迅速发展的同时，学界有关CRMW产品的研究却比较有限。较早的文献针对CRMW的定价进行了研究(雎岚和施虓文，2013；张强和吴敏，2012)[23][37]，但尚未有文献利用中国企业微观数据研究CRMW产品对企业投资的影响，尤其是缺乏CRMW产品影响企业行为机制的探讨。因此，本文将在以下三方面进行尝试：第一，利用中国数据就CRMW产品对企业投资的影响进行实证检验，从而为政策制定者进一步利用该产品解决民营企业融资难、融资贵的问题提供相应的决策参考；第二，对CRMW产品影响企业投资的路径进行实证分析，以期揭示当前中国资本市场中CRMW产品的作用机制，从而为相关部门和企业更好地发展与应用该产品提供决策参考；第三，在研究方法上，由于CRMW产品的发行并不是随机实验，为了克服样本选择问题可能给实证分析带来的影响，本文使用倾向得分匹配(propensity score matching，PSM)方法为发行CRMW产品的企业寻找合适的对照组，在匹配之后进行双重差分(difference-in-difference，DID)分析，尽可能获得更可靠的估计结果。

表1 信用风险缓释工具发行情况

二、文献回顾与研究假设

国外文献中针对CRMW的同类产品——信用违约互换(CDS)的研究较为丰富。一方面，较早的文献指出，CDS产品会减轻债权人对企业的监督作用、改变债权人与企业之间的关系，这为CDS产品影响企业投资提供了理论依据。由于企业债权人的收益是企业价值的凹函数(Jensen and Meckling，1976)[13]，相对于企业股东而言，债权人更不愿意承担风险，因此，债权人会通过持续监督企业的行为来保护自己的利益不受损害(Fama，1985；Nini et al.，2012)[10][17]。而CDS产品可以帮助债权人转移信用风险，减弱其监督与介入企业治理的动机(Morrison，2005)[15]，结果会减弱债权人在制订债务契约时对企业行为的限制，进而促进企业投资。另一方面，CDS产品对债权人信用风险的转移可能造成“空心债权人问题”(Bolton and Oehmke，2011)[5]，使得债权人在债务再谈判中更为强势，甚至有意将财务困境中的企业推向破产，以获得CDS售出方的赔偿支付。这种情况下，CDS产品反而会使企业在进行投资时更为谨慎。以上两种作用虽然会对企业投资水平产生相反的影响，但都是由CDS产品改变了债权人监督、介入企业管理的方式所导致，因此可以归纳为债权人监督机制。

在以上研究的基础上，近年来多篇文献探讨了CDS产品对企业投资行为的影响。例如，Chang et al. (2019)[6]利用美国上市公司数据检验了CDS产品对于企业创新的影响，结果发现CDS产品通过提高债权人的风险承受能力，促使企业从事风险系数更高的创新投资项目，从而增加了企业的创新成果。Danis and Gamba(2018)[8]通过构建理论模型指出CDS产品的引入和交易会导致企业提高投资水平。Bartram et al.(2019)[4]分析了50个国家2001―2015年的企业数据，发现CDS产品会对企业的投资水平产生正向影响，而影响的程度取决于企业所在国家的法律与市场环境。

其实，作为企业债务的“保险”，CDS产品可能通过不同渠道影响企业的投资行为，但大多数文献在分析CDS产品对企业投资的影响时，却常常是从债权人监督机制入手。其原因在于，对于以上文献的主要考察对象——美国企业来说，债权人监督机制起主要作用。在美国金融市场中，债权人为了保护自身利益不受损害，会对企业运营状况进行持续监督，并通过债务契约(包括各种贷款契约、债券发行契约等)来限制企业行为。在特定情况下，债权人会通过债务再谈判介入公司治理，制订更严格的债务契约对企业进行约束(Nini et al.，2012)[17]。而当市场上存在相应CDS产品时，债权人可以通过信用衍生品市场对冲信用风险，倾向于弱化对企业行为的监督(Shan et al.，2015)[20]。由此可见，债权人在公司治理中扮演着相当重要的角色，因此CDS产品会通过弱化债权人的监督作用对企业行为产生影响。

然而，我国金融市场与美国存在显著差异，CRMW产品因弱化债权人的监督作用而影响企业行为的机制在我国并不具备合适的“土壤”。第一，与国际CDS市场中通行的“多标的债务”2规则不同，CRMW产品仅对“单一标的债务”提供信用保护。同时，CRMW目前在二级市场中不能单独流通，只能和标的债务绑定交易。对于银行而言，无法通过购买CRMW产品来对冲特定企业贷款的信用风险，自然也就不会因该产品的发行而减少对企业的监督。第二，对于债券投资者而言，由于企业发行的债券被广泛持有，企业同债券持有者进行再谈判相当困难(Gilson et al.，1990)[12]，债券持有者很难通过债务再谈判参与公司治理。同时，由于缺少信息渠道(王雄元和高开娟，2017)[31]，我国债券投资者对企业的监督作用本来就相对较弱。第三，目前CRMW所担保的产品主要是短期融资券与超短期融资券，这类产品期限较短，债权人对发行公司进行监督的动机不强。因此，CRMW产品通过缓解债权人监督对企业行为产生影响的可能性较小。

在我国，CRMW产品自2018年起作为一种民营企业债券融资支持工具得到了广泛应用，其发行可以起到支持企业融资的作用。CRMW产品的创设机构都是信用较好的商业银行和担保公司等机构，若投资者购买了CRMW产品，债券发行企业违约不会影响投资者获取债券投资收益，降低了投资者面临的信用风险。同时，创设机构通常选择有市场、有前景、技术有竞争力，只是暂时遇到流动性困难的民营企业发行该产品，相当于为该企业承担了信用风险敞口。创设机构的这种支持可能会通过信号传递机制对企业其他渠道融资起到增信作用。因此，CRMW产品可以促进企业债券发行并降低企业的债务融资成本，减轻企业的融资约束。

有关研究表明，资本市场存在着各种各样的摩擦，导致企业外部融资成本远高于内部融资成本，企业往往面临融资约束，存在投资不足的现象(Myers and Majluf，1984；Fazzari et al.，1988；屈文洲等，2011)[16][11][28]。另外，我国企业的所有权性质往往会对贷款可获得性造成影响，民营企业受到了“金融歧视”(Allen et al.，2005)[1]；相比大型企业和国有企业，成长型的中小企业与民营企业受到了更强的融资约束(于泽等，2015)[35]。因此，如果CRMW产品可以支持企业融资，从而缓解企业的融资约束，就会对企业投资起到促进作用。

根据以上分析，结合中国金融市场的实际情况，本文认为CRMW产品的发行会通过缓解企业的融资约束这一机制对企业投资率产生正向影响，并且这种影响对于融资约束更为严重的非上市企业、民营企业更为显著。由此，本文提出以下假设：

H1：CRMW产品会对企业投资产生正向影响。

H2：CRMW产品对企业投资的影响存在异质性。对于融资约束较为严重的企业，正向影响更加显著。

三、研究设计

本文实证研究的主要目标是将2018―2019年CRMW产品创设作为准自然实验，采用双重差分模型，通过考察企业发行CRMW产品后投资水平的变化来揭示CRMW产品发行与企业投资之间的因果联系。然而，创设机构选择企业发行CRMW产品的决策不可能是随机的，企业被选中的可能性会受到许多因素影响(Ashcraft and Santos，2009)[2]，因此本文尝试采用倾向得分匹配方法控制上述因素，以消除选择性偏误可能带来的影响。

(一)样本选择与数据来源

2010年10月29日，中国银行间市场交易商协会创设了信用风险缓释凭证(CRMW)。虽然2010―2016年也有CRMW产品发行，但本文选取的处理组是2018年10月至2019年发行CRMW产品的企业，原因主要有以下两点：首先，2010―2016年发行的CRMW产品数量较少，六年合计10只；而仅在2018年10月至2019年9月底就发行了123只产品，若扩大样本期至2010年将导致大范围数据缺失、变量不平稳等问题。其次，早期发行的CRMW产品具有试点性质，且债务发行主体多为大型国有控股企业，如中国联通、中国石油、中国农业银行等。此类企业信用水平高，面临的融资约束较弱，不是本文研究假设中主要考察的目标。

目前，国内CRMW产品作为企业债务的“保险”，均与企业债务融资产品绑定发行。其中绝大多数CRMW所对应的产品均为短期融资券、超短期融资券或中期票据，占2018年起CRMW总产品数量的98.4%。因此，本文选取2017年1月1日至2019年9月30日所有在银行间市场发行过短期融资券、超短期融资券或中期票据的共1811家企业作为分析对象，从中匹配对照组进行分析。为了保证数据分析的连贯性和分析结果的可靠性，本文采用2016年第一季度至2019年第二季度共14个季度的企业财务数据进行研究。由于样本中大部分(80.4%)的发债企业为非上市公司，样本期内存在数据缺失情况，因此采用非平衡面板数据进行分析。为了消除极端值的影响，对所有涉及的连续变量在1%水平进行了缩尾(winsorize)处理。本文使用的数据来自于WIND数据库和中国货币网。

(二)研究方法

1.倾向得分匹配法(PSM)

尽管本文实证研究的主要目标是将2018―2019年CRMW产品的创设作为准自然实验，但创设机构会考虑企业的流动性风险、盈利能力等多方面因素，并不是随机选择企业进行创设(Ashcraft and Santos，2009)[2]。因此，本文采用倾向得分匹配方法以改善样本选择偏误(Rosenbaum and Rubin，1985)[19]，匹配选取与新发行CRMW产品的企业(处理组)在创设该产品之前的相关特征“尽可能一致”的非CRMW企业作为对照组。

首先，参考Martin and Roychowdhury(2015)[14]和Chang et al.(2019)[6]的做法，利用发债企业的财务信息构建Probit模型，对企业在给定时间点创设CRMW产品的可能性进行建模。利用该时间点样本中所有发债企业的财务数据对以下模型进行估计：

其中，CRMWi,t为二元虚拟变量，当企业i在时间t有CRMW产品在市场中交易时，CRMWi,t取1，否则取0；Xi.t-1为一组可能影响企业信用风险的滞后一期的财务指标，包括主体评级、净资产收益率和企业规模；Zi,t包括了可能影响企业发行CRMW产品的固有特征，如企业年龄和民营企业虚拟变量等。

随后，根据模型估计得出的倾向得分值，对每个处理组的企业i在时间t从对照组中寻找预期倾向得分最接近的企业作为其对照组。

2.双重差分方法(DID)

双重差分方法可以有效识别出企业创设CRMW产品后受该产品影响而导致的“政策处理效应”，从而广泛地使用于政策实施的效果评估(李贲和吴利华，2018)[24]。本文采用该方法，构建以下基本模型：

其中，被解释变量Investi,t代表企业i在时间t的投资率，核心解释变量为CRMWi,t，系数β1刻画了企业发行CRMW产品对投资率产生的“政策处理效应”3(Chang et al.，2019)[6]。参考李凤羽和杨墨竹(2015)[25]、辛清泉等(2007)[32]，Y包括一组可能影响企业投资率的控制变量(详见下文变量说明)，所有控制变量均采用上期数据进行回归。除了以上控制变量，本文还控制了企业层面的个体固定效应与时间固定效应，所有回归均使用行业层面聚类稳健标准误。

(三)变量说明

1.被解释变量

借鉴许伟和陈斌开(2016)[33]、饶品贵等(2017)[29]，本文采用企业经上期总资产标准化的购买固定资产、无形资产及其他长期资产支付的现金作为企业投资率的主要指标，记为投资率(CF)；同时采用固定资产与在建工程净额的改变量与企业上期总资产之比这一指标对实证结果进行稳健性检验，记为投资率(BS)。

2.解释变量

本文选择 CRMW 这一虚拟变量作为核心解释变量，其系数度量了发行CRMW产品对处理组投资水平的影响。同时，为了分析CRMW产品对企业投资影响的异质性，本文还选择了企业融资约束的以下三种衡量指标：上市企业虚拟变量、民营企业虚拟变量以及融资约束指数(SA指数)。本文采用SA指数绝对值的对数值(卢盛峰和陈思霞，2017)[27]，数值越大说明企业面临的融资约束越强。

表2 变量定义

表3 主要变量的描述性统计结果

3.控制变量

借鉴李凤羽和杨墨竹(2015)[25]、辛清泉等(2007)[32]、喻坤等(2014)[36]，本文选择了以下控制变量：企业投资率的一期滞后项、企业净资产收益率、杠杆率、企业年龄、经营现金流、企业规模、销售增长率以及筹资活动现金流量。主要变量定义见表2，主要变量的描述性统计结果见表3。

四、实证结果与分析

(一)样本匹配情况

首先采用倾向得分匹配方法为处理组企业匹配对照组，具体匹配方式如下：(1)由于样本中企业创设CRMW产品的时间有所不同，产品发行时间分散在2018年9月至2019年6月，因此参考李贲和吴利华(2018)[24]，分别获得三个季度(2018年第四季度至2019年第二季度)的处理组和对照组样本，随后将企业样本按照创设CRMW产品的时间逐季度进行匹配；(2)根据式(1)，采用该季度创设CRMW产品的虚拟变量和前一期的特征变量作为匹配数据，并将数据随机排序；(3)使用Probit模型来估计倾向得分；(4)匹配，采用“k近邻匹配”(k=1)方法；匹配时不允许并列，当存在倾向得分相同的并列个体时，按照数据排序选择；选择企业主体评级(若主体评级为AA+或以上则取1，否则取0)、净资产收益率、企业规模、企业年龄、民营企业虚拟变量作为匹配的特征变量。特征变量的平衡性检验结果如表4所示。

表4 特征变量的平衡性检验结果

图1 匹配前后倾向得分的核密度分布对比

样本平衡性检验结果表明，匹配后两组样本之间的数据特征已趋于一致，符合可比性要求。此外，核密度函数曲线表明(见图1)，在完成最近邻匹配后，两组样本的概率密度分布趋于一致，这表明匹配后两组样本企业各方面特征已非常接近，样本的选择性偏差基本消除。

(二)基准回归结果与分析

表5中第(1)、(2)列回归结果显示，全样本中CRMW对企业投资的影响并不显著，但加入CRMW与上市公司虚拟变量的交互项后，CRMW与交互项的系数均在1%水平下显著，且模型R2有较为明显的提高；CRMW系数显著为正，同时交互项系数显著为负，说明CRMW对企业投资水平存在正向影响，且这种影响对非上市企业更加显著。

为了进一步验证上述结论，将处理组样本根据企业是否上市分为两个子样本，并分别重新匹配对照组企业。第(3)～(6)列结果表明，CRMW并不是对所有企业的投资水平都有显著影响。由于上市企业面临的融资约束相对较轻，CRMW无法通过放松融资约束对其投资水平产生显著影响，假设1部分地得到验证，即CRMW产品会对非上市企业的投资水平产生正向影响。第(5)列结果显示CRMW对上市企业投资率存在一定的负向作用，但显著性不强，可能是模型控制变量过少而造成的遗漏变量偏误导致，根据第(6)列结果可以看出，加入一系列控制变量后，模型解释力得到了显著提升，同时CRMW对企业投资的影响不再显著为负。

表5 CRMW 产品对企业投资的影响

(三)基于企业融资约束水平的异质性分析

为了验证研究假设2，考察CRMW产品对企业投资影响的异质性，在模型中分别加入解释变量CRMW与民营企业虚拟变量以及融资约束指标的交互项进行回归。表6第(3)～(4)列结果表明，在非上市企业中，CRMW对于民营企业投资的影响强于国有企业；并且企业面临的融资约束越强，CRMW对于企业投资的正向影响作用越大。而第(1)、(2)、(5)、(6)列结果表明，在全样本与上市企业子样本中，CRMW对企业投资的影响的这种异质性并不显著。结合上一小节基准回归中的结论，假设2得到验证：CRMW产品对企业投资的影响存在异质性，相比上市企业，融资约束较为严重的非上市企业受到的正向影响更加显著；在非上市企业中，CRMW产品的影响对于民营企业、融资约束较强的企业更为显著。

表6 基于融资约束的异质性分析

基准模型与异质性分析的结果表明，CRMW产品对我国非上市企业投资产生了显著的正向影响，并且这种影响基于企业融资约束水平的不同存在着显著的异质性。这一发现间接证实了本文针对中国金融市场进行分析的结论，即CRMW产品在我国会通过缓解企业融资约束的机制对企业行为产生影响。为了验证这一机制，有必要对CRMW产品影响企业投资的作用渠道进行进一步检验。

(四)稳健性检验

上文使用较为前沿的倾向得分匹配基础上的双重差分(PSM-DID)方法以尽可能获取更可靠的估计结果。为了保证回归结果的稳健性，本文还进行了如下稳健性检验：

1.投资率的其他度量

前文主要利用现金流量表中购买固定资产、无形资产及其他长期资产支付的现金这一指标衡量企业投资率，此处尝试采用企业资产负债表中固定资产和在建工程项目净额的改变量与企业总资产的比例来衡量企业的资本投资水平。表7中结果显示，全样本回归结果中，CRMW对企业投资率产生了显著的正向影响，且这种影响对于非上市企业更为显著；同时，非上市企业中，CRMW对企业投资的影响存在异质性，对于融资约束较强的企业，这种正向影响更为显著。因此，本文核心结论不受被解释变量测算方法的影响。

表7 投资率的其他度量

2.平行趋势假定检验

双重差分估计方程的使用前提之一是处理组和控制组对于因变量的影响在政策实施前呈现平行趋势(Roberts and Whited，2013)[18]。参考Dyreng et al.(2016)[9]的方法，本文修正了式(2)，用企业发行CRMW产品前后各两期的时间虚拟变量与处理组虚拟变量的交互项取代原有解释变量CRMW进行平行趋势假定检验。检验结果显示(见表8)，企业发行CRMW产品前的时期对应系数均不显著，本文得到的结论并不是随时间变动而导致的结果。

表8 平行趋势假定检验

3.安慰剂检验

为了保证研究结论的稳健性，本文通过构造虚假政策时点和虚假处理组这两种方法进行了安慰剂检验。首先，本文把CRMW相关政策时间分别提前至2016年10月以及2017年10月作为虚拟政策时点，并以此作为政策效应的安慰剂检验。从表9中第(1)列和第(2)列可以看出，交互项CRMW_16以及CRMW_17的回归系数均不显著，这表明在CRMW相关政策颁布之前，处理组与对照组企业在投资水平上并没有显著差异。

另外，本文通过构建虚假处理组来检验CRMW产品发行这一政策作用对象的正确性。在本文基准回归中，采用发行过CRMW产品的企业作为处理组来研究该产品对企业投资的影响。这里只采用未发行过CRMW产品的企业样本，并将其分为两组。其中，企业主体信用评级为“AA”及以下的为虚假处理组，其余企业仍为对照组，并采用2018年10月作为政策处理时点。采用这样的划分方法的理由在于，在未发行CRMW产品的企业中，信用评级为“AA”及以下的企业或许更有可能受到CRMW相关政策的影响。第(3)列结果显示，虚假处理组与Post的交互项系数并没有显著为正，侧面证明了本文基准回归结果的可靠性。

五、CRMW促进企业投资的渠道分析

前面的实证分析表明，CRMW产品会对我国非上市企业的投资水平产生正向影响，这与国外同类研究的结论基本类似。但不同的是，在我国这种影响对于融资约束较紧的企业更为显著。结合前文对中国金融市场的分析，本文认为CRMW产品可能是通过缓解企业融资约束的渠道对企业投资产生正向影响的，以下尝试从实证检验的角度对CRMW促进企业投资的渠道予以考察。

表9 安慰剂检验

本文选取筹资活动现金流量作为衡量企业外部融资水平的指标，对CRMW产品是否通过提升企业的外部融资额而缓解了企业的融资约束4进而促进企业投资进行检验。在此基础上，本文以企业的银行贷款、应付债券等会计科目作为被解释变量进行回归分析，尝试检验CRMW产品对企业各类外部融资渠道的影响，以期识别出该产品缓解企业融资约束的具体传导路径。

(一)CRMW产品的筹资活动现金流量的中介效应

本文采用筹资活动现金流量衡量企业当期外部融资水平。该指标涵盖了所有导致企业资本及债务的规模和构成发生变化的活动所产生的现金流量，能够从现金流的角度较为全面地反映出企业当期外部融资的情况。Daniel et al.(2008)[7]将筹资活动现金流量纳入企业融资约束的分析框架内，发现企业在面临现金流短缺时会显著减少投资，而以筹资活动现金流量表示的外部融资对企业弥补现金流短缺起到了重要作用。因此，筹资活动现金流量的提升可以缓解企业所面临的融资约束。

本文借鉴Baron and Kenny(1986)[3]与杨兴全等(2015)[34]采用的中介效应检验方法，构建以下模型检验CRMW产品是否通过筹资活动现金流量的中介效应促进企业投资：

其中，Wi.t-1包括一组可能影响企业筹资活动现金流量的控制变量(详见表10)。第一步对模型(3)进行回归，检验企业投资与CRMW的回归系数是否显著为正；第二步对模型(4)进行回归，检验中介变量筹资活动现金流量CFF与CRMW的回归系数是否显著为正，如果系数ζ1显著为正，说明CRMW产品提升了企业的外部融资水平；第三步对模型(5)进行回归，如果λ1与λ2两个系数都显著为正且系数λ1与β1相比有所下降，则说明存在部分中介效应。

表10报告了CRMW产品通过筹资活动现金流量的中介效应提升非上市企业投资水平的检验结果。其中，步骤一即为表5中第(4)列，检验了CRMW产品对非上市企业投资的影响；步骤二构建了以企业筹资活动现金流量为被解释变量的模型，结果显示CRMW产品的发行显著提高了企业的筹资活动现金流量，因此缓解了企业的融资约束；步骤三将企业筹资活动现金流量加入投资决定模型后，发现解释变量CRMW与筹资活动现金流量的系数均显著为正，而且CRMW的系数由加入中介变量前的0.0051降低为0.0042，说明筹资活动现金流量在CRMW产品对投资的作用中起了部分中介效应。表10的实证结果显示，CRMW产品在我国通过缓解企业融资约束促进非上市企业投资的渠道得到验证。

(二)CRMW产品对企业各类外部融资渠道的影响

上述中介效应检验结果显示，CRMW产品可以通过促进企业外部融资这一渠道对企业投资产生正向影响。然而，CRMW产品影响企业外部融资的具体传导路径仍不明确。考虑到CRMW产品是企业短期债券的“保险”，可能的作用渠道有以下两种：首先，CRMW产品本身可以促进企业债券融资，企业发行的债券余额可能出现上升，因此考察企业应付债券和其他流动负债科目的变化情况。5其次，CRMW产品的发行可能影响企业的融资能力。因此，本文采用长期借款和短期借款衡量企业从银行获取间接融资的能力，采用应付票据衡量企业利用商业信用融资的能力(张新民等，2012)[38]，对以上两种融资渠道进行考察。

表10 CRMW 产品通过筹资活动现金流量的中介效应促进非上市企业投资的检验结果

表11第(1)、(2)列的回归结果显示，CRMW产品对于企业应付债券和其他流动负债科目均没有显著影响。第(2)列中解释变量CRMW的系数虽然为正，但并不显著。理论上，CRMW产品的发行意味着企业成功进行了债务融资，为什么相关负债科目没有显著增长呢？本文手工调查整理了样本期内发行过CRMW产品的所有企业的历史债务融资情况，发现企业发行CRMW产品虽然增加了其债务融资额，但对应产品的金额与企业负债总量相比相对较小，平均仅占企业负债总额的0.8%左右。6因此，虽然CRMW产品的发行的确代表企业成功地进行了公开债务融资，但此事件对企业相应科目的影响在统计学意义上并不显著。

这样一来，非上市企业筹资活动现金流量的增加究竟是什么因素导致的呢？表11第(3)～(5)列的回归结果显示，企业的短期借款和应付票据水平在CRMW产品发行后同样没有明显变化，长期借款可能才是非上市企业外部融资显著增加的主因。为了增强此结论的可靠性，本文使用企业长期借款占银行贷款(长期借款加短期借款)的比例作为被解释变量，对上述模型重新进行回归，发现第(6)列中CRMW的系数依然显著。结果表明，非上市企业发行CRMW产品后，从银行获得的长期贷款显著增加，且长期借款占全部银行贷款的比例出现了显著提高。

表11 CRMW 产品对非上市企业融资的影响

表12 CRMW 产品对非上市企业融资影响的动态效应

为了进一步考察CRMW产品发行前后企业融资情况的动态变化，本文检验非上市企业的长期借款、长期借款比例与其他流动负债受CRMW产品影响的动态效应。在表11中模型的基础上，采用时间虚拟变量与处理组虚拟变量的交互项取代原有解释变量CRMW进行回归，结果见表12。回归结果显示， CRMW产品发行对企业的长期借款具有相对持续的正向影响。

表11与表12的实证结果表明，CRMW产品对企业融资的促进作用主要体现在信贷融资渠道而非债券渠道。以往研究显示，相比短期贷款，商业银行在发放长期贷款时通常更为谨慎，风险更低、信用水平更高的企业往往可以获得更多长期贷款(陈耿等，2015；孙会霞等，2013)[21][30]。因此，本文可以推断CRMW产品发行这一事件改善了银行对于企业的风险评估，使企业在产品发行后的一段时间内获得了更多的长期贷款。当前样本中，CRMW产品的信用保护价格普遍较低，创设机构的行为可能向其他银行起到了一定的信号传递作用。通过选择特定企业创设CRMW产品，创设机构这种潜在的背书行为对企业的信贷渠道融资能力产生了正向影响。这种效应在一定程度上缓解了企业的融资约束并减轻了其流动性压力，从而促使企业增加投资。

六、结论及启示

2018年9月以来，信用风险缓释凭证(CRMW)作为一种市场化的债券融资支持工具，在国家政策的支持下得到了快速发展。本文利用2018―2019年CRMW产品创设作为准自然实验，检验了CRMW产品对企业投资的影响作用，并从缓解企业融资约束的角度对其作用机制进行了分析，从而深化了关于信用风险缓释凭证的研究。

研究发现：CRMW产品的发行会对非上市企业投资水平产生正向影响，且这种影响对于民营企业、融资约束较强的企业更为显著。对CRMW产品作用渠道的实证检验表明，该产品显著提升了非上市企业的外部融资额，从而通过减轻企业融资约束这一渠道促进了企业投资；而且CRMW产品对企业外部融资额的促进作用主要体现在信贷融资，而非债券融资；CRMW产品的发行显著增加了非上市企业所获得的长期贷款。

本文研究结论具有如下启示：首先，信用风险缓释凭证(CRMW)的发行会通过缓解融资约束促进企业投资，并且这种作用对于融资约束更强的企业更为显著。因此，在满足市场规律的前提下，政府及相关创设机构可以通过重点支持那些面临较强融资约束的非上市民营企业发行CRMW产品，从而更好地解决民营企业融资难、融资贵的问题。同时，存在融资问题的企业也可以积极寻求发行带有CRMW担保的债务融资产品，以降低融资成本，缓解融资约束。

其次，CRMW产品发行对企业信贷融资的影响是建立在当前信用保护价格较低的前提下。由于市场上存在违约概率低、收益率却相对较高的国有企业债券，投资者愿意接受的信用保护价格往往较低，这会对创设机构发行CRMW产品的意愿产生负面影响，不利于CRMW产品的长期发展。因此，政策制定者应加快推进利率市场化，使债券市场收益率更好地反映企业风险，促使CRMW产品定价回归合理水平。

再次，与国外文献中关注的“债权人监督”理论不同，CRMW产品对我国企业产生影响的主要动力来自于创设机构的增信作用。创设机构可以通过发行CRMW产品缓解债权人与债务人之间的信息不对称问题，提升债券市场的运行效率。因此，为了更好地发挥上述作用，创设机构在选择企业、设定价格方面应遵循市场规律，同时完善CRM数据库，采用更为科学合理的定价方式对CRMW产品进行定价。从另一个角度来看，CRMW产品减弱债权人监督这一机制的缺位也反映出我国债券持有人在与债务人的博弈中处于相对弱势地位。有关政策制定者应加快完善债券持有人会议制度，为债券持有人参与公司治理、维护自身合法权益提供切实有效的途径。 ■

注释

1. 根据国际互换和衍生产品协会(ISDA 2003)的定义，信用衍生产品是指用来分离和转移信用风险的各种工具和技术的总称。

2. 国际市场中通行的CDS产品信用保护的范围一般涵盖一整类债务，国外文献称为“违约债务”(default obligations)。违约债务中任一债项的违约即构成触发交割的信用事件。

3. 针对本文研究的问题，典型的D I D 估计方程为：Investi,t=β0+β1CRMW firm×Post+β2CRMW firm+β3Post+γY+ε，其中CRMW fi rm 代表处理组虚拟变量，若企业在样本期内发行过CRMW产品则取1，否则取0。时间虚拟变量 Post 在企业发行CRMW产品后取1，否则取0。由于本文模型中控制了个体固定效应和时间固定效应，以上两个虚拟变量不需要出现在回归模型中。DID模型约简为(2)式，其中 CRMW=CRMW fi rm×Post。

4. 此处没有直接使用企业的融资约束指标来检验融资约束是否得到缓解，原因如下：衡量企业融资约束的常用指标主要包括SA指数、KZ指数、投资-现金流敏感度和现金-现金流敏感度等。SA指数外生性较强，短期内一般不会发生明显变化；由于此处检验的样本为非上市企业，因此不便计算KZ指数；若采用后两种指标来验证融资约束是否得到缓解，需要将CRMW解释变量与现金流的交互项加入投资(现金)——现金流敏感度的回归模型中，这样就无法进行中介效应检验，不能验证CRMW产品是否通过缓解融资约束促进了企业投资。因此，本文参考黄宏斌等(2016)[22]，考察企业的外部融资规模在CRMW产品发行后的变化，若外部融资额增加，说明企业融资约束得到缓解。

5. 目前CRMW产品主要与短期融资券、超短期融资券等产品绑定发行，而此类短期债务融资产品期限一般少于一年，应计入其他流动负债中的应付短期债券科目。

6. 通过计算所有当期有CRMW产品交易的企业对应债务融资产品总额占当期总负债的比例得出。