担保物权制度改革对民营企业负债率和债务风险的影响——基于《物权法》自然实验的经验证据

□ 钱雪松，邱宇程，唐英伦，方胜

一、引 言

改革开放四十年以来，“融资难、融资贵”问题一直困扰着民营企业发展[1]。在我国新兴转轨经济背景下，与享有银行融资优待和政府产业政策扶持的国有企业相比，民营企业面临所有制歧视，普遍受到融资约束[2]。对于中国非金融企业的负债融资，尽管与国有企业相比，民营企业不仅偿债能力更强，而且负债率变化存在基本面支持，但负债率仍然整体偏低[3][4]。值得指出的是，自从2015年推行“去杠杆”政策以来，我国实体经济部门杠杆率上升速度放缓[5]，民营企业融资环境严峻。在此背景下，如何缓解民营企业的“融资难、融资贵”问题成为各界关注的焦点(1)2018年8月20日，针对中小企业发展的突出问题，国务院促进中小企业发展工作领导小组第一次会议指出：“要加大金融支持力度，加快体制创新和技术创新，健全激励机制，强化货币信贷政策传导，缓解融资难融资贵问题。”2019年4月19日，中共中央政治局会议明确表示：“要有效支持民营经济和中小企业发展，加快金融供给侧结构性改革，着力解决融资难、融资贵问题，引导优势民营企业加快转型升级。”2020年2月14日，中央全面深化改革委员会第十二次会议再次强调要“健全支持民营经济、外商投资企业发展的市场、政策、法治和社会环境”“完善民营企业融资增信支持体系”。。

我国经济转型过程中出台了很多与市场经济配套的法律，其中，担保物权制度作为我国市场经济法律制度的重要组成，相关法律的构建之路十分曲折。1981年，《中华人民共和国经济合同法》首次给出担保概念。1995年，《中华人民共和国担保法》(以下简称《担保法》)给出抵押权、质权等概念的规定。为弥补《担保法》在担保制度设计上的不足，我国从20世纪90年代开始起草《中华人民共和国物权法》(以下简称《物权法》)，2007年正式出台。《物权法》使担保物权运作的交易成本下降，并且通过引入新抵押资产和权利拓宽了企业进行负债融资的操作空间，这会增加企业运用担保物权实施负债融资的激励。《物权法》的出台为考察法律改革如何影响民营企业融资环境提供了很好的素材，那么，担保物权制度改革对民营企业负债率和债务风险产生了怎样的影响？这有待深入研究。

本文从我国《物权法》出台切入，考察法律环境变化对民营企业负债率和债务风险的影响。我们将回答以下问题：第一，担保物权制度改革是否对民营企业负债率产生影响？第二，如果《物权法》出台对企业负债率发挥了作用，那么该作用是否因为地区制度环境差异而不同？第三，法律变化导致的负债率提升是否影响以及如何影响民营企业债务风险？

基于此，本文选取民营制造业上市公司作为研究对象，以《物权法》出台为自然实验，借鉴现有相关研究的识别策略[6][7][8]，采用双重差分法(DID)考察担保物权制度变革对民营企业负债率和债务风险的作用。结果表明，《物权法》显著推高了企业资产负债率，而且法律变化的作用存在地区差异：担保物权制度改革对法律制度环境较差地区(金融市场化程度较低地区)企业的负债率推高作用更显著。

本文还进行了多个视角的稳健性检验。其一，本文改变构造实验组和对照组的方法再次进行检验，检验结果保持一致；其二，为排除同时期特定行业冲击等其他因素推高企业负债率的可能，我们选择国有上市公司做“安慰剂”检验，发现对融资约束问题较轻的国有企业样本而言，不存在法律变化导致的负债率上升效应；其三，为排除其他事件干扰结果，本文调整时间窗口再次检验，结果表明，企业负债率在《物权法》出台之后表现出上升趋势，但在之前并没有这种趋势。这进一步表明，《物权法》推高了企业负债率。

在此基础上，本文考察《物权法》出台是否恶化企业债务风险。一方面，基于利息覆盖率的检验表明，在法律变化之后，实验组企业的偿债能力相比对照组不降反升，企业债务风险下降；另一方面，基于Z-score的检验结果表明，在法律变化之后，与对照组相比，实验组企业的经营风险没有出现相对下降趋势。这些结果揭示出担保物权制度改革在推高企业负债率的同时并没有恶化企业债务违约和经营风险，相反，企业偿债能力得到提升。这意味着，以《物权法》出台为标志的法律制度优化推高的企业负债率是“好杠杆”，没有恶化债务风险。这也比较容易理解，《物权法》进一步完善了担保物权制度，扩大了借贷交易空间，促使实验组企业提高负债融资杠杆，缓解融资约束，有利于企业更加灵活地开展经营活动，从而增强了企业抵御债务风险的能力。

本文的贡献主要有以下两方面。第一，本研究对解决民营企业“融资难、融资贵”问题具有重要意义。我们从《物权法》出台这一法律改革切入，考察了法律制度环境优化对民营企业负债率的影响。研究发现，《物权法》不仅降低了交易成本，而且通过引入新抵押资产和权利拓展了企业的负债融资空间。这样一来，受到融资约束的民营企业会抓住机遇，增加负债融资，从而促使其负债率上升。这些经验证据意味着，为了缓解企业融资难问题，一个重要途径在于，以市场化导向的法律改革推动资本市场基础性制度不断优化，从而拓宽企业融资渠道。第二，随着微观数据可得性增强，法律改革实践不断丰富，学术界涌现出很多研究，尝试利用外生的法律变革事件实证考察“法与金融”关系[7][9][10][11]。值得指出的是，近年来一些学者以《物权法》出台为自然实验研究了“法与金融”相关问题，但这些研究对于《物权法》出台如何影响企业负债率的探讨不够充分，同时对担保物权制度改革如何影响企业债务风险的探究还不够深入(2)具体而言，现有研究发现，《物权法》出台之后，企业利用应收账款质押融资行为增强[12]、融资对内部资本市场的依赖下降[13]、现金持有下降[14]、市场价值提升[15]、创新能力增强[16]。特别地，钱雪松和方胜(2017)[8]运用双重差分法识别出《物权法》出台对企业负债增长的因果效应，但其没有考察担保物权制度改革对企业负债率的影响，也没有探究负债率变化的风险含义。。

本文借助《物权法》出台，运用DID方法考察担保物权制度改革对企业负债率的影响，发现《物权法》出台推高了企业负债率，结果表明，担保物权制度改革不仅对推高法律制度环境较差地区企业负债率的作用力度更大，而且发现法律环境优化引致的杠杆率提升并没有恶化风险。

本文结构如下：第二部分为文献回顾与假设提出；第三部分为研究设计；第四部分检验《物权法》出台对企业负债率的影响；第五部分探究《物权法》出台引致的企业杠杆率提高是否加剧了债务风险；第六部分为本文小结。

二、文献回顾与假设提出

(一)文献回顾

Modigliani和Miller(1958)[17]首次引入市场均衡理论研究公司资本结构问题，之后资本结构理论成为金融经济学的核心，后续研究者从MM定理的前提假设切入，引入税收、破产成本、信息不对称、代理问题、产业组织、法律环境等现实因素，不断拓展对资本结构及负债融资等问题的研究，相关文献汗牛充栋。由于本文工作是实证考察法律变化如何影响企业负债率，因此我们主要梳理法律环境如何影响资本结构选择和负债融资的实证文献。

Rajan和Zingales(1995)[18]在运用G7集团的跨国微观数据考察资产负债率的影响因素时发现，在制度环境存在差异的G7国家，企业特征与负债率之间的关系并不一致，表现出一定差异性，这引起了学术界对法律制度环境是否以及如何影响企业资本结构和负债融资等问题的关注。随后，Porta等(1997)[19]、Demirgüç-Kunt和Maksimovic(1998)[20]等的研究开始从法律制度环境切入，发现法律对投资者的保护程度与企业外部融资正相关。后续研究发现，完善的法律制度可以提高企业负债融资可得性[21]，降低负债融资成本[22]，缓解企业融资约束[23]，从而对以负债融资为代表的金融发展起到显著的促进作用[24]。

国外学者从法律环境切入，考察企业负债融资和资本结构，与此同时，越来越多的国内学者也从我国地区的法律制度环境差异切入，探寻法和金融相关问题。相关研究表明，企业所在地区法律制度环境越好，银行提供的信贷资金规模越大[25]，企业更有可能通过债务方式调整资本结构[26]，而且银行实施的负债融资相对地更倾向于配置给民营企业[27][28]。

上述研究从跨国或跨地区法律环境差异切入，考察法律制度与企业负债、资本结构之间的联系，增进对“法与金融”关系的理解。但这些研究受到数据限制，只能发现法律制度与企业负债及资本结构之间存在联系，难以建立因果关系，不能深入剖析法律变化影响企业负债和杠杆率的机理，研究结论也容易受到法律变量测度偏误、遗漏变量等问题的困扰。

针对上述问题，近年来研究者通过特定国家的法律制度变革来对法律变化对企业负债融资的影响等问题进行探究。一些研究考察了东欧国家的司法改革，发现建立担保制度可以增加银行信贷融资规模，使企业资产负债率提升[7][9]；Assunção等(2014)[29]发现，由于抵押汽车的销售程序得到简化，巴西汽车抵押贷款大幅增长；Aretz等(2020)[30]研究法国2006年担保物权法改革，发现扩大可抵押的固定资产范围显著提升了企业资产负债率，并降低了企业零杠杆的可能性；一些学者对印度加强抵押债权保护的法律改革进行研究，认为加强契约执行力度会降低小企业的负债率[6][10]。显然，关于法律改革如何影响企业负债融资行为(特别是推高还是降低企业负债率)，现有研究并未达成共识。

另外，值得指出的是，上述利用法律变革事件考察法与金融关系的实证研究要么基于法国等发达国家的经济实践，要么是对波兰等东欧转轨经济体或巴西、印度等新兴市场国家进行考察，来自中国的经验证据十分稀缺。

综上所述，现有研究大多从法律环境的地区差异切入，探讨法律制度如何影响企业负债融资问题，较少探讨法律改革是否以及如何影响企业负债率和债务风险。本文以我国《物权法》出台为自然实验，考察法律改革如何影响企业负债率和债务风险，不仅可以为“法与金融”领域提供来自中国的证据，而且对解决民营企业“融资难、融资贵”问题有启示作用。

(二)假设提出

从担保物权制度改革视角来看，《物权法》降低了交易成本，并通过扩大抵押资产范围拓宽了企业负债融资空间，从而增加企业进行负债融资的激励(3)正如钱雪松和方胜(2017)[8]、钱雪松等(2019)[14]等研究指出的那样，与《担保法》相比，《物权法》对担保物权制度进行了完善：其一，《物权法》清晰界定了物和物权概念，强调对物权的保护；其二，《物权法》将部分流动性资产(应收账款、存货等)纳入可担保资产范围；其三，《物权法》进一步完善了担保物权的设定和实现程序。。契约不完备、信息不对称等问题在不完善资本市场普遍存在，作为缓解信息不对称等问题的工具，抵押品能降低道德风险和逆向选择[31]，因此，是否以及能够提供多少抵押是企业获得负债融资的重要前提[32]。《物权法》增加可担保资产，降低担保借款交易成本，这使得可用于抵押担保的资产种类增加，扩大了担保融资契约签订时的谈判空间，从而缓解了信息不对称引致的逆向选择和道德风险问题。因而，担保物权制度改革可以使贷款企业在控制风险前提下增加企业负债融资可能性。特别地，《物权法》还未出台时，银行贷款严重依赖固定资产抵押，固定资产较少的企业获得银行贷款较难[33]。

因此，我们预期担保物权制度改革会使这些企业负债融资环境得到改善，负债融资增加，负债率提高。基于此，我们提出以下假设：

H1 担保物权制度改革提升了企业负债率。

如果担保物权制度改革提升了企业负债率，那么担保物权制度改革引致的负债率上升是否影响以及如何影响企业债务风险？实际上，作为企业经营的重要指标，负债比例是企业权衡举债经营收益和债务成本的结果[34]。以《物权法》出台为标志的担保物权制度改革不仅通过引入新的抵押资产而扩展了企业负债融资的契约空间，而且降低了担保物权运作的交易成本。这一制度环境变化显然会改变企业决定杠杆率时考量的成本和收益，从而在推高企业负债率的同时对企业债务风险施加重要影响。

一般而言，拓展企业负债融资空间的法律改革应该不会使企业负债风险恶化，因为这相当于一个帕累托改进措施。具体地，对那些法律制度环境变化以前受到融资约束的企业而言，一些好的投资项目未能实施，在担保物权制度改革引致融资空间拓展之后，这些净现值为正的好项目将得以实施。此时，法律制度环境优化推高的企业杠杆率往往同时伴随着企业经营绩效的增长。例如，基于罗马尼亚、巴西等国家法律改革实践的研究表明，扩大债务契约空间的法律改革不仅有助于企业实施负债融资，而且还提升了企业投资水平和盈利能力[7][9][11]。这样一来，《物权法》出台后的企业负债率上升不会恶化企业债务风险，考虑规模经济等因素，如果法律改革对企业实际经营绩效的提升效应足够大，其还可能促使企业债务风险下降。

但是，值得指出的是，在中国金融市场的渐进式改革进程中，当其他相应配套制度未能及时建立或完善时，一项旨在改变制度扭曲、优化资本配置效率的改革措施并不一定能达到预期效果，如果存在市场参与者之间的激励问题，改革反而可能带来新的扭曲[35]。具体而言，在我国新兴转轨经济背景下，公司治理普遍较为薄弱，企业过度投资倾向较为突出[3][36]，此时，在《物权法》出台放松负债融资的制度约束之后，也可能会出现企业内部控制人滥用负债融资及过度加杠杆的现象。一方面，股东和债权人存在利益冲突，如果通过负债融资实施项目成功，那么收益主要由股东获得，而增加负债融资引致的风险则主要由债权人承担，这样一来，对公司股东负责的管理层有激励通过负债为风险较大项目融资；另一方面，我国企业内部人控制问题十分普遍，企业内部人(如管理层)有动机过度加杠杆以实施风险较大项目，通过做大规模、利益输送等复杂渠道追逐私利。因此，在担保物权制度改革拓宽负债融资空间之后，企业也可能将新增负债配置到风险较大的投资项目，这会加大企业偿债压力，从而恶化企业债务风险。

总的来看，担保物权制度改革如何影响企业债务风险取决于上述两个效应的相对大小：如果前者大于或等于后者，则担保物权制度改革不会恶化债务风险；如果前者小于后者，则担保物权制度改革会恶化债务风险。基于此，我们提出以下竞争性假设：

H2-1 担保物权制度改革不会恶化企业债务风险；

H2-2 担保物权制度改革会恶化企业债务风险。

三、识别策略与数据样本

(一)识别策略

本文使用双重差分法(DID)考察担保物权制度改革如何影响企业资产负债率与债务风险。考虑《物权法》是全国性法律，且没有进行试点，难以找到同期完全不受法律影响的对照组，因此需要另辟蹊径来构造合适的对照组。实际上，在没有自然的对照组情形下，为探究法律改革和负债率的关系，近年来的相关研究往往根据企业层面的法律改革效应差异来进行对照组和实验组的构造，进而展开DID检验。

Vig(2013)[6]发现，加强对抵押贷款债权人保护的法律改革对高有形资产比例企业的作用更显著，因为有形资产更容易充当抵押品，因此他根据有形资产比例构造对照组和实验组。Aretz等(2020)[30]发现，在2006年法国政府进行担保法律改革(security law reform)之前，流动性资产是合法的可担保资产，而此次改革将大量固定资产纳入可担保资产范围，因此相对于固定资产占比较低企业，固定资产占比较高企业受担保法律改革影响更大。基于此，Aretz等(2020)[30]使用固定资产比例构造实验组和对照组进行DID检验。钱雪松和方胜(2017)[8]认识到，法律变化以前，缺乏固定资产的企业面临更大融资约束，因为银行贷款依赖固定资产抵押，而《物权法》出台后，流动性资产也可作为担保资产，所以《物权法》对低固定资产占比企业的影响更显著。基于此，钱雪松和方胜使用固定资产比例构造实验组和对照组进行DID检验。

本文借鉴上述分组思路，将实验组设为固定资产占比较低企业，将对照组设为固定资产占比较高企业，在此基础上运用DID方法检验担保物权制度改革对企业负债率和债务风险的影响。这一分组方法的具体逻辑在于，与原有法律相比，《物权法》使可担保资产种类增加，企业的负债融资可以通过抵押流动性资产进行，负债融资能力提升。而拥有不同资产结构的企业对这一改革措施的反应有明显差异，在《物权法》出台前，固定资产占比较低、抵押品较少的企业融资约束较大，它们对担保物权制度变革更为敏感；而高固定资产占比企业的抵押品较多，因此担保物权制度改革对其影响相对较小。

本文使用2003—2009年制造业上市公司面板数据进行实证研究。首先，计算2005—2006年企业固定资产占总资产比例的均值，然后基于均值三分位数将企业分三组，其中固定资产占比最高1/3为对照组，最低1/3为实验组，通过DID方法进行检验。模型如下：

Yit=α+β1Lowi×Aftert+β2Lowi+β3Aftert+β4Xit-1+δi+γt+εit

(1)

其中，i代表企业，t代表时间，Yit代表被解释变量，包括杠杆率和债务风险变量；Lowi、Aftert均为指示变量，若企业位于实验组则Lowi=1，否则Lowi=0；当样本观测值发生在2007年及以后，即《物权法》出台后Aftert=1，《物权法》出台前Aftert=0；Xit-1为滞后一期控制变量；δi代表个体固定效应，用以控制包括行业、企业个体在内的固定效应，γt代表时间固定效应；εit为误差项；β1为Lowi×Aftert的回归系数，衡量担保物权制度改革的DID效应。本文在企业层面对统计标准误进行聚类。

(二)数据样本

本文的研究样本为2003—2009年制造业上市公司。由于CSMAR数据库从2003年才开始披露上市公司最终控制人性质，本文样本期从2003年开始。

考虑我国新兴转轨经济背景下企业融资实践存在鲜明的所有制差异，本文主要运用民营上市公司样本进行检验(4)本文运用国有上市公司样本做“安慰剂”检验，详细论述参见稳健性检验中的“安慰剂”检验。。同时，企业负债融资行为在行业层面存在差异，例如，金融类企业负债融资的动机和含义存在特殊性，公共事业类企业的负债率由于受到政府规制而与一般企业不同，在借鉴现有文献[6][7]处理方法的基础上，我们选取制造业行业上市公司作为研究对象。

我们剔除了2006—2009年退市企业，剔除了2006—2007年行业属性或企业性质变更的企业，最终得到1498个观测值，涵括214家制造业民营上市公司。本文数据来源于CSMAR和WIND数据库。

(三)变量定义与数据描述

本文被解释变量包括资产负债率、利息覆盖率与Z-score。分组变量为Low，时间变量为After。控制变量为总资产ln_Asset、净现金流量Cashflow、托宾Q、总资产报酬率Roa、固定资产占比Fixedasset、年龄Age等。另外，为了考察担保物权制度改革在制度环境维度的差异性效应，根据樊纲等(2011)[37]280，286构建的“市场中介组织的发育与法律制度环境指数”和“金融业的市场化指数”，本文定义了地区法律环境虚拟变量Law和金融市场化程度虚拟变量Fin。变量定义详见表1 Panel A。

表1 Panel B为描述性统计。企业资产负债率的最小值和最大值分别为7.7%和88.7%，负债率存在较大差异。此外，利息覆盖率和Z-score都在较大区间内变动。对于连续变量，本文进行1%的双边缩尾处理。

表1 变量定义与描述性统计

四、《物权法》出台对企业负债率的影响

为了考察担保物权制度改革对企业负债率的影响，我们进行以下实证检验。首先，运用DID方法检验《物权法》出台对企业负债率的影响；其次，展开稳健性检验，包括改变对照组和实验组构造方法、使用国有企业样本、提前事件时点及缩小时间窗口等检验；最后，从地区制度环境层面切入，考察担保物权制度改革对企业负债率的影响是否存在差异性。

(一)《物权法》出台对民营企业负债率的影响

在运用DID方法进行实证分析之前，我们首先需检测对照组和实验组企业负债率在《物权法》出台之前是否满足平行趋势。借鉴Campello和Larrain(2016)[7]的方法，在法律改革之前的2006年、2005年、2004年，使用t检验来检验两组企业负债率是否存在差异。表2结果显示，无论是2006年、2005年还是2004年，两组企业的负债率均值基本相同，无显著差异。这说明，在法律改革之前两组企业的负债率维持着相同的变化趋势，满足双重差分检验的平行趋势假设。接着，我们使用DID方法检验担保物权制度改革对资产负债率的影响，并控制双向固定效应和企业特征。表3显示，Low×After系数显著大于0，这表明，与固定资产占比较高企业相比，担保物权制度改革推高了固定资产占比较低企业的负债率。

表2 《物权法》出台前对照组与实验组企业负债率的平行趋势

表3 担保物权制度改革对民营企业负债率的影响

此外，表3 (2)列结果显示，控制变量中，测度企业成长机会的托宾Q和反映盈利能力的Roa等变量与负债率显著负相关，企业规模和年龄等变量与负债率正相关，这与已有研究的经验发现基本一致[4][18][39]。

(二)稳健性检验

1.实验组和对照组构造方法的稳健性检验和剂量效应

首先改变分组构造方法进行检验(5)为了与其他分组方法区别，此处我们将前文表3的实验组虚拟变量记为LowC1-C3，表4中LowC1-C3×After的相关回归结果就是表3展示的Low×After的回归结果。。

其一，基于固定资产占比构造新的对照组和实验组。首先，我们将固定资产占比在中间1/3的企业作为实验组，不改变对照组，然后设定分组变量LowC2-C3进行检验，结果如表4的(3)—(4)列所示。可以看到，LowC2-C3×After的系数至少在接近10%的显著性水平上为正。接着，我们分别将对照组和实验组设为固定资产占比高的1/2组企业和固定资产占比低的1/2组企业，然后设定分组变量LowM1-M2进行检验，结果如表4的(5)—(6)列所示。可以看到，LowM1-M2×After的系数估计值均在1%水平上显著为正。这表明，担保物权制度改革在新分组情形下仍对企业负债率有着显著的推高作用。

其二，我们构造交互项Fixedmean×After(Fixedmean为企业2005—2006年固定资产占比指标的均值)进行检验，结果如表4的(7)—(8)列所示。由前文分析得知，企业的固定资产占比越低，则负债率受《物权法》出台影响越显著，因此这里Fixedmean×After的系数应该显著小于0，而由表4可知，Fixedmean×After的系数显著为负。这与前文实证结果一致，随着固定资产占比降低，担保物权制度改革对企业资产负债率的推高作用增强。

表4 实验组和对照组构造方法的稳健性检验

此外，上述结果显示，与LowC1-C3×After的系数相比，LowC2-C3×After和LowM1-M2×After的系数都变小了，这表明《物权法》对企业负债率的推高作用减弱，法律变化影响实验组和对照组企业负债率的差异程度随着两组企业在固定资产占比层面的差距变小而减小，因此我们的识别策略是稳健的。

2.使用国有企业样本的“安慰剂”检验

本文的基准实证检验结果表明，《物权法》出台之后，与固定资产占比较高的民营企业相比，担保物权制度改革推高了固定资产占比较低民营企业的负债率。但该结果可能是同时期的特定行业冲击等其他因素导致的。因此，为了进一步排除行业冲击等其他因素影响本文实证结果，我们需要进行有针对性的“安慰剂”检验。考虑行业冲击等因素不仅会影响制造业的民营上市公司，而且会同时对制造业的国有企业施加作用，因此，本文选择制造业的国有上市公司做“安慰剂”检验。如果基于国有企业样本的相关实证结果显示，《物权法》出台不能推高国有企业资产负债率，那么就可以在很大程度上排除行业冲击等其他因素对本文实证发现的影响和干扰。

实际上，在我国新兴转轨经济背景下，企业融资实践在所有制维度存在鲜明差异，这使得《物权法》出台对国有企业负债率和民营企业负债率的影响存在显著不同。具体而言，拥有政治背景的国有企业享有融资优待[40]，特别地，为了实现其政治和经济目标，政府往往干预国有银行放贷决策，向承担政策性负担的国有企业提供信贷政策扶持[2][41]。这样一来，在我国特殊制度背景下，与民营企业往往受到融资约束困扰不同，国有企业的正常融资需求通常能得到满足，融资约束往往不是问题[42]。考虑本文识别的法律制度优化对企业负债率的推高机制主要作用于企业融资约束问题较严重的情形，因此，对国有上市公司而言，不会出现《物权法》出台促进其负债率大幅升高的现象。

基于以上分析，我们采用制造业国有上市企业数据，用相同方法对《物权法》出台对国有企业资产负债率的影响进行探究。表5显示，当处理变量为固定资产占比分组虚拟变量或固定资产连续变量时，Treatment×After的系数估计值都不显著。

表5 “安慰剂”检验：基于国有企业样本的实证检验

这些结果表明，对制造业的国有上市公司而言，与对照组相比，实验组企业的负债率没有显著升高。这也比较好理解，由于《物权法》出台之前国有企业并没有面临融资约束，其负债率在法律制度优化之后就不会有系统变化。因此，由于同时期对民营企业施加作用的其他因素应该会同时影响国有企业，国有上市公司的检验结果不显著，可以排除法律变化以外其他冲击导致民营企业负债率上升的可能性。总的来看，基于国有企业的“安慰剂”检验进一步为本文结论提供了有力支撑。

3.调整时间窗口进行检验

为排除同时期法律变化以外的事件对结果造成影响，我们除了运用国有企业做“安慰剂”检验之外，还进一步调整时间窗口进行检验。

首先，为排除担保物权制度改革之前的其他事件对结果造成的影响，我们将事件时点提前至2006年，检验此时是否已存在前文实证结果。具体地，我们使用2005—2006年数据，并设Year 2006作为新的时间虚拟变量，令其2005年时为0，2006年时为1。结果如表6的(1)—(2)列所示，可以得知，Low×Year 2006的系数都不显著。因此，企业负债率在《物权法》出台前没有显著升高，这在一定程度上排除了2007年之前的相关事件导致本文实证结果的可能性。

表6 改变事件时间点和缩小时间窗口的稳健性检验

其次，我们需要排除《物权法》出台之后的其他事件对结果造成的影响。例如，我国2008年宣布“四万亿”经济刺激计划，以应对国际金融危机带来的影响，如何排除此事件造成的影响呢？基于以上分析，我们仅使用2006—2007年两年的数据进行实证分析，排除2008年以后的数据，结果如表6的(3)—(4)列所示。可以看出，在不控制企业任何特征变量的情况下，Low×After的回归系数在接近10%水平上为正；当控制企业特征变量后，Low×After的回归系数显著为正。因此，法律变化对企业资产负债率的影响在“四万亿”刺激政策实施之前就已经显现(6)此外，由于政策实施落实需要时间，“四万亿”刺激政策的实质措施到2009年才逐渐出台[43]。而上文结果表明，在2007年，《物权法》出台对企业负债率已经产生影响。。

最后，本文以民营上市企业作为研究对象，可以在很大程度上避免该刺激政策的影响，因为相比民营企业，国有企业更容易从经济刺激政策中获益，并且政府公共支出等刺激政策一般会挤出私人投资[44]，从而使民营企业负债率降低，而本文实证结果表明企业负债率增加，因此，2008年金融危机及我国经济政策调整没有影响本文的识别。

(三)基于地区制度环境视角的差异性检验

为进一步揭示担保物权制度改革推高企业负债率的作用机理，本文从中国不同地区的法律环境和融资环境差异切入，运用三重差分法检验法律变化对负债率的影响是否因为地区制度环境差异而表现出差异。

1.法律制度环境视角

实际上，正如大量研究指出的，中国各地区法律制度环境有很大差异[27][37]286，这为我们考察法律变化如何影响企业负债率提供了很好的素材。具体而言，企业所在地区的法律制度环境越好，则产权保护更得力，契约执行效率较高，其企业融资相对容易。而法律制度环境较差地区企业的外部融资限制较大，因而，在以《物权法》为标志的担保物权制度改革在全国推行之后，所在地区法律制度环境较差的企业受益更多。我们预期，在法律制度环境较差地区，《物权法》出台对企业资产负债率的提升作用更显著。

具体地，我们在模型中引入法律环境指标Law与Low×After的三重交互项，表7的(1)—(2)列结果显示，Low×After回归系数显著为正，而Low×After×Law的系数显著为负。因此，在法律制度环境差地区，担保物权制度改革对资产负债率的推高作用相对更大，这与上文分析一致。

表7 《物权法》出台、制度环境与民营企业资产负债率

2.金融市场化程度视角

我国金融市场化程度也存在较大地区差异[37]280，具体而言，在金融市场化程度较高地区，不仅金融基础设施发达，而且外部融资渠道更加多元[45][46]。因此，在《物权法》出台之前、担保物权制度存在缺陷和不足的背景下，金融市场化程度较低地区的外部融资受到较大限制，相反，在金融市场化程度较高地区，由于其拥有发达金融基础设施和多元融资渠道，这会在一定程度上弥补不完善担保物权制度的不足，其企业面临的融资约束程度相对较低。因而，在法律变化后，金融市场化程度较低地区的企业将受益更多。我们预期，在金融市场化程度较低地区，《物权法》出台将对企业资产负债率的推高力度相对更大。

为验证上述假设，我们在模型中引入Fin(金融市场化程度)与Low×After的三重交互项，进行三重差分检验。表7的(3)—(4)列显示，Low×After的回归系数显著为正，Low×After×Fin的系数显著为负，这表明，法律变化对企业负债率的推高作用在金融市场化程度较低地区相对更大，这与上文分析一致。

总的来看，担保物权制度改革对企业负债率的影响表现出地区差异：相比法律环境较好、金融市场化程度较高的地区，法律变化对在法律环境较差、金融市场化程度较低地区企业的负债率推高作用更显著。这表明，从负债融资层面看，《物权法》出台不仅有效弥补了落后地区的法律环境缺陷，而且缓解了落后地区融资环境欠发达的负面影响。

五、担保物权制度改革推高的负债率恶化了债务风险吗？

前文分析结果表明，担保物权制度改革显著提升了民营企业负债率，接下来有待考察的问题是：负债率增加是否恶化了民营企业债务风险？为考察这一问题，我们运用利息覆盖率和Z-score等指标测度企业风险，运用双重差分方法考察实验组企业(低固定资产占比)与对照组企业(高固定资产占比)相比其债务风险是否恶化。

(一)基于利息覆盖率的检验

借鉴Rajan和Zingales(1995)[18]、陆正飞等(2015)[3]的处理方法，我们选取利息覆盖率测度企业债务风险。显然，利息覆盖率指标取值越大，企业偿债能力越强，其债务风险越小。具体地，我们使用利息覆盖率的对数值ln_INTR和虚拟变量EXINTR_dum、 EXINTR_dum1作为被解释变量，并分别使用面板Tobit模型(7)考虑利息覆盖率小于0的值没有明确经济含义，根据已有研究的惯例[18]，我们将小于0的值取为0，加1取对数之后使用Tobit模型进行检验。和面板Logit模型进行检验。

首先，我们考察两组企业利息覆盖率在《物权法》出台前是否满足平行趋势。具体地，在法律改革之前的2006年、2005年、2004年，针对两组企业的利息覆盖率(ln_INTR)的变动进行t检验，结果如表8所示，两组企业ln_INTR的变动均不存在显著差异，这说明，在法律改革之前两组企业利息覆盖率变动满足平行趋势。

表8 对照组与实验组利息覆盖率的平行趋势检验

然后，我们使用双重差分模型检验担保物权制度改革如何影响债务风险。值得指出的是，考虑2008年爆发国际金融危机，2009年以后逐渐蔓延到新兴市场国家，此背景下，受到出口的负向冲击，我国制造业企业的经营绩效可能会受到负面影响，因此，为了避免国际金融危机事件混淆我们对企业债务风险的判断和识别，我们先选取2003—2008年的数据进行检验，然后再利用2003—2009年的样本数据进行稳健性检验。检验结果如表9所示，在(1)列，我们以ln_INTR为被解释变量的面板Tobit模型检验，结果显示，Low×After的系数在10%的水平上显著，这表明，在《物权法》出台后，实验组企业的利息覆盖率相比对照组显著提高；在表9的 (2)—(3)列，被解释变量分别为虚拟变量EXINTR_dum和EXINTR_dum1，使用面板Logit模型检验时，Low×After的系数至少在接近10%的水平上显著为负；由于EXINTR_dum和EXINTR_dum1是测度利息覆盖率的负向指标，这些结果与(1)列结果一致。我们加入2009年数据样本之后的实证结果(如表9 Panel B所示)基本上与表9 Panel A基于2003—2008数据的结果一致，只不过显著水平有轻微下降，这与金融危机对我国企业经营绩效产生了负面影响的经济直觉一致。总的来看，《物权法》出台后，相比对照组，实验组企业的偿债能力不降反升，债务风险下降。

表9 担保物权制度改革对利息覆盖率的影响

如何解释这一有趣的实证结果呢？从直觉上看，由于法律变化推高了实验组企业的杠杆率，在其他条件不变的情形下，特别地，如果实验组企业的经济绩效没有得到明显改善，那么与对照组企业相比，实验组企业的债务偿还负担加重，其利息覆盖率等测度企业偿债能力的指标将恶化，企业债务风险将增加。但是，《物权法》出台不仅降低了与质押物权运作相关的交易成本，而且扩展了质押物权清单，对于受到融资约束的民营企业而言，法律优化拓展了企业与商业银行等金融机构的签约空间，释放了法律变化前受到抑制的负债融资，这在很大程度上缓解了融资约束，从而对企业经营产生积极作用[8][47]。因此，如果企业经营绩效的改善程度大于企业负债率上升导致的利息支出负担，就会出现企业债务风险不升反降的有趣现象。

(二)基于Z-score的检验

为了避免企业风险测度指标选取对结果造成影响，我们还使用Z-score作为风险测度指标展开检验。借鉴现有研究的指标选取方法[48][49]，本文使用Altman(1968)[38]构建的Z-score指标测度企业风险，在此基础上考察法律变化引致的杠杆率提高对企业经营风险的影响。具体地，我们按照Altman给出的Z-score公式Z=1.2X1+1.4X2+3.3X3+0.6X4+0.999X5，计算样本企业每年的Z-score。其中，X1是营运资本/总资产；X2是留存收益/总资产；X3是息税前利润/总资产；X4是总市值/总负债；X5是营业收入/总资产。

首先，在使用双重差分模型之前，我们检验对照组和实验组企业Z-score在法律变化之前的平行趋势。具体地，在法律改革之前的2006年、2005年、2004年，针对两组企业Z-score变动进行t检验。表10显示，在2006、2005、2004年，两组企业Z-score的变动均无显著差异，满足平行趋势假设。

表10 对照组与实验组Z-score的平行趋势检验

然后，我们运用DID方法检验法律变化对Z-score的影响(8)由于Z-score是以企业各类经营特征变量加权计算所得，其与控制变量中的成长性、规模、盈利能力和资产结构等变量高度相关，因此，此处仅使用单变量模型展开检验。，结果如表11所示。可以看出，无论是在2003—2008年，还是在2003—2009年的时间窗口下，Low×After的系数均不显著。结果显示，相比对照组，实验组企业的Z-score在法律改革后没有显著变化，其经营风险在《物权法》出台后没有显著下降。同时，需要强调的是，前文实证分析揭示出，《物权法》出台之后，与对照组企业相比，实验组企业负债率上升了5.5%。此背景下，与对照组相比，实验组企业的Z-score没有下降就是好消息了。实际上，只有营运资本/总资产、营业收入/总资产等反映企业经营的各项指标在法律变化之后不恶化或者进一步提升，才能保证实验组企业的Z-score在杠杆率升高的背景下没有相对下降。

表11 担保物权制度改革与Z-score

总的来看，一方面，基于利息覆盖率的研究显示，法律改革使得实验组企业偿债能力相比对照组不降反升，企业债务风险下降；另一方面，基于Z-score的检验结果表明，在法律变化之后，与对照组相比，实验组企业的经营风险没有出现相对下降趋势。这些结果表明，担保物权制度改革在推高企业负债率的同时并没有恶化企业债务违约和经营风险，企业偿债能力反而得到提升。这意味着，《物权法》出台推高的企业负债率是“好杠杆”，不会恶化债务风险。

六、结 论

学术界十分关注法与金融之间的因果关系及法律改革如何影响企业负债率等问题，而且在“融资难、融资贵”问题持续困扰民营经济发展的现实背景下，如何改善民营企业融资环境也迫切需要回答。本文以中国2007年《物权法》出台为自然实验，基于2003—2009年制造业上市公司数据，运用双重差分法考察担保物权制度改革如何影响企业负债率及债务风险。

本文研究表明，《物权法》出台之后，相比高固定资产占比企业，低固定资产占比企业的资产负债率提升更加显著。进一步研究发现，法律变化的效应在地区层面存在差异：相比法律制度环境较好、金融市场化程度较高的地区，担保物权制度改革对法律制度环境较差、金融市场化程度较低的地区的企业负债率推高作用更显著。基于利息保障率和Z-score等指标的实证检验表明，《物权法》出台之后，相比对照组，实验组企业债务风险没有恶化，利息覆盖率反而得到提升。

本文基于《物权法》出台这一自然实验的实证研究，识别出法律改革推高企业负债率的因果关系；同时，基于地区制度环境的三重差分检验显示，《物权法》出台对企业负债率的作用在地区层面存在显著差异，从负债融资层面看，《物权法》出台不仅有效弥补了落后地区的法律环境缺陷，而且缓解了落后地区融资环境欠发达的负面影响。这些结果有助于厘清法律变化对企业负债融资的影响，是对“法与金融”文献的有益补充。

本文的政策含义十分清晰，担保物权制度改革拓展企业负债融资空间，在推高企业负债率的同时没有恶化企业债务风险，因此，为了改善民营企业融资环境、缓解民营企业融资难的问题，需要以市场化导向的法律改革推动资本市场基础性制度不断优化，从而拓宽民营企业融资渠道。这不仅能够激发民营经济活力和创造力，而且有助于加快完善社会主义市场经济体制。