金融基础设施有助于提升融资租赁的债务治理效应吗？——基于中登网实施前后的实证检验

杨 汀 史燕平

（1.北方工业大学经济管理学院，北京 100144；2.对外经济贸易大学国际经济贸易学院，北京 100029）

一、引言与文献综述

金融基础设施是构建、完善金融体系的必要环节，是防范和化解金融风险的重要防线。如何建设先进可靠、富有弹性的金融基础设施是当前的重要课题。中央全面深化改革委员会第十次会议指出，金融基础设施是金融市场稳健高效运行的基础性保障，是实施宏观审慎管理和强化风险防控的重要抓手，并审议通过了《统筹监管金融基础设施工作方案》。近年来，我国的金融基础设施建设取得了长足发展，特别是中国人民银行征信中心建立的“动产融资统一登记公示系统”（以下简称中登网），对缓解信息不对称、降低监管成本起到了重要作用。在我国金融基础设施建设的关键时期，迫切需要明晰金融基础设施的功能与作用机制，进而为充分发挥金融基础设施的经济效果及制定未来发展路线提供参考和建议。

近十年来，融资租赁是我国增长最快的金融活动之一。2007—2019年间，我国融资租赁机构数量由109 家增长到12130 家，年复合增长率为48%；融资租赁合同余额则由240 亿元增长到66540 亿元，年复合增长率为60%。我国融资租赁交易额的世界排名更是从第27 位跃升至第2 位，增长十分迅猛。但在发展初期，作为一种债务融资工具，融资租赁所发挥的债务治理效应却非常有限。限制融资租赁发挥治理效应的一个主要障碍是融资租赁机构对承租人的监管成本过高。在2009年以前，由于我国缺少权威的租赁物统一登记公示系统，融资租赁机构难以对租赁物的权属进行有效排查和公示，导致“一物多租”和承租人恶意处置租赁物事件频发。特别是当承租人私自将租赁物出售后，融资租赁机构对租赁物的所有权难以对抗《物权法》规定的“善意第三人”，导致融资租赁机构遭受巨大损失。2009年，中国人民银行征信中心下属的中登网开始为融资租赁机构提供融资租赁登记和查询服务，为融资租赁机构确定租赁物的权属提供了权威平台。2014年，最高人民法院出台《关于审理融资租赁合同纠纷案件适用法律问题的解释》，明确第三人与承租人交易时，未按照法律、行政法规、行业或地区主管部门的规定，在相应机构进行融资租赁交易查询的，不适用善意取得的规定。由此，融资租赁机构对承租人的监管成本大幅降低，监管意愿也显著提升。

理论上，如果融资租赁机构对承租人的监管成本下降，其治理效率就会提高，进而提升企业绩效。那么实际上中登网是否提升了融资租赁的治理效应呢？厘清这个问题，不仅有助于全面认识金融基础设施的经济功效，更有助于为融资租赁机构的风险控制提供有效途径。基于此，本文利用上市公司融资租赁交易数据，研究了以下四个问题：第一，总体上，融资租赁对国有企业和民营企业的治理效应如何？第二，中登网对融资租赁的治理效应有怎样的影响？第三，中登网对融资租赁治理效应的影响是否与内部治理因素（股权集中度、监事会监督力度）有关？第四，中登网影响融资租赁治理效应的机制是什么？

有关债务治理效应的探讨目前主要集中于银行贷款。国外研究普遍认为，债务可产生正面治理效应，包括能够降低代理成本（Jensen 和Meckling，1976）、抑制经理人过度投资（Myers，1977；Jensen，1986；Ranjan 和Mercedes，2010）、对经理人产生控制权转移威胁（Stulz，1990；Israel，1991；Aghion 和Bolton，1992）以及债权人参与借款企业的治理能形成监督效应（Diamond，1984）等。关于债务对中国企业治理效应的研究，则并未得到一致结论。一些研究认为，债务对中国企业具有正面治理效应（汪辉，2003；黄乾富和沈红波，2009；沈红波等，2013）；但也有研究认为，在中国，由于“预算软约束”等问题的存在，债务治理效应受到扭曲，债务反而会对企业产生负面治理效应（于东智，2003；田利辉，2005；李世辉和雷新途，2008；蔡吉甫，2009；谢德仁和陈运森，2009；黄宏斌等，2020；郭泽光等，2015）。

有关金融基础设施的现有研究以定性分析为主，关注金融基础设施的发展对策、战略意义及监管措施（钱小安，2003；邓海清，2015；邹传伟，2019）；少量定量分析，则是基于宏观视角，分析金融基础设施对资本积累、经济增长等宏观经济变量的影响（张捷和陈皓， 2001； 李稻葵等，2016）。近几年，随着中登网的普及，很多学者开始关注这一金融基础设施对出租人的影响，但主要是基于法学视角探讨其法理依据和改进思路（江平，2011；程华儿和史燕平，2016；高圣平，2017a；高圣平，2017b；王叶刚，2017）。

和现有文献相比，本文主要有以下三个方面的创新：第一，丰富了债务治理效应领域的研究对象。现有文献主要研究了贷款的债务治理效应，极少关注融资租赁的债务治理效应。第二，对金融基础设施的微观经济功效进行了比较细致的实证分析，首次考查了金融基础设施对债务治理效应的改善作用，不仅有助于为制定金融基础设施的未来发展规划提供参考，对商业银行及融资租赁机构的风险控制工作也具有借鉴价值。第三，从经济学角度研究了《物权法》中“善意第三人”条款及《关于审理融资租赁合同纠纷案件适用法律问题的解释》等法律机制对债务治理效应的影响，体现了“用经济学阐述法律问题”的思路，是对法经济学研究领域的有益探索。

二、理论分析与研究假设

作为一种债务融资工具，融资租赁在治理效应方面，与贷款等其他债务形式有很多共同的机制。比如，融资租赁要求企业按时偿还租金，这会减少经理人手中的自由现金流，进而降低代理成本，产生正面的治理效应。不过，我国最主要的融资租赁业务模式是售后回租，而售后回租不限制企业的资金用途，从而会增加经理人滥用现金的可能，使融资租赁产生负面的治理效应。因此，理论上的融资租赁治理效应，既可能为正面也可能为负面，取决于正面效应和负面效应的相对强弱。这就需要用实证方法对融资租赁的治理效应进行检验。另外，与以往研究债务治理效应的文献一致（田利辉，2005；谢德仁和陈运森，2009；郭泽光等，2015），本文认为，基于“预算软约束”问题的存在，融资租赁对国有企业和民营企业的治理效应存在差别。“预算软约束”指在政府救助下，企业不存在破产威胁，预算约束变“软”（Kornai，1979）。当国有企业面临债务违约风险时，政府往往会给予资金救助，这使得国有企业因债务违约而被破产清算的风险非常小。相比之下，民营企业依照优胜劣汰的市场化准则来运营，需要面临债务契约的硬性约束。因此，对于国有企业，融资租赁无法起到硬性债务约束的作用。国有企业的经理人在获得融资租赁的资金后，手中的自由现金流增加，又由于售后回租交易具有不限制资金用途的特征，进一步增加了经理人滥用现金的可能性，于是经理人的代理成本也随之增加。而对于民营企业，融资租赁则能够起到硬性债务约束的作用。据此，提出以下两个假设：

H1：融资租赁对国有企业和民营企业的治理效应为正（负）。

H2：融资租赁的债务治理效应呈现出“预算软约束”的特征，对国有企业的治理效应要弱于民营企业。

以中登网为代表的金融基础设施的建立，为融资租赁机构提供了权威的租赁物登记公示平台，融资租赁机构能够以较低的成本对租赁物的权属进行有效排查和公示，极大地降低了融资租赁机构对承租人的监管成本。不过，预期中登网可以提升融资租赁机构对民营企业的监管意愿，而不会提高其对国有企业的监管意愿。原因是中登网无法改变“预算软约束”的问题。在中登网成立以后，融资租赁依然无法对国有企业起到硬性债务约束的作用；而对于民营企业，融资租赁始终是硬性债务约束，因此，在监管成本降低后，融资租赁机构对其监管意愿也随之增强。这会加强融资租赁的正面治理效应。据此，提出假设：

H3：中登网能够提升融资租赁对民营企业的治理效应，但无法提升融资租赁对国有企业的治理效应。

现有文献指出，公司治理的内部结构（以下简称内部治理）会影响债务治理效应的发挥（郭泽光等，2015），内部治理是债务治理效应的传导渠道。实际上，债务治理效应的发挥不仅依赖于内部治理，还依赖于外部市场的完备性。以中登网为代表的金融基础设施即是外部市场完备性的一部分。本文认为，在发挥债务治理效应的过程中，内部治理和外部市场完备性互为替代机制。当内部治理较弱时，中登网提高了外部市场的完备性，弥补了内部治理的不足。因此，与内部治理较强的民营企业相比，中登网更能够提升融资租赁对内部治理较弱的民营企业的治理效应。据此，提出如下假设：

H4：中登网对融资租赁治理效应的影响与内部治理有关。民营企业的内部治理越弱，中登网对融资租赁治理效应的提升效果越明显。

三、研究设计

（一）数据和样本

自2007年原银监会修订《金融租赁公司管理办法》后，我国融资租赁业进入了高速发展阶段。因此，本文选取了2007—2019年沪深两市A 股上市公司（剔除金融行业及公用事业行业）为研究样本，并对所有连续变量在1%和99%的水平上进行了缩尾处理，以消除极端值对结果的影响。

本文有关融资租赁的数据为手工收集，具体来源包括上市公司财务报表中的“融资租入固定资产”“一年内到期的应付融资租赁款”“应付融资租赁款”“收到的其他与筹资活动有关的现金”等科目及附注，以及年报中“重大合同及其履行情况”等处披露的租赁合同信息。本文中有关上市公司的其他数据来自国泰安数据库。

（二）实证设计

验证H1 的难点在于如何解决债务治理效应和融资租赁之间的内生性问题。本文采用倾向得分匹配—双重差分法（Propensity Score Matching-Difference in Differences，PSM-DID）来尽量克服内生性偏差，以准确地估计融资租赁的治理效应。首先，用Rosenbaum 和Rubin（1983）提出的倾向得分匹配法对有融资租赁企业和无融资租赁企业进行配对，将有融资租赁企业作为处理组，无融资租赁企业作为对照组。采用Logit 模型来估计企业进行融资租赁的概率方程，被解释变量为融资租赁虚拟变量（Lease），如果企业在样本期间进行过融资租赁则取值为1，否则取值为0。借鉴Sharpe 和Nguyen（1995）的研究，解释变量包括资产规模Ln（asset）、杠杆率（Leverage）、经营现金流（Cash_flow）、企业成长性（Tobin_q）和企业实际所得税率（Tax_rate），且均取滞后一期值。回归后即可得到企业使用融资租赁的倾向得分。其次，根据倾向得分，采用半径匹配方法对处理组企业和对照组企业进行配对。这种配对方法可以保证配对成功的样本之间使用融资租赁的概率非常相近，进而将企业是否使用融资租赁视为一项“准自然实验”。最后，建立如下模型来估计融资租赁的债务治理效应。

上述模型是一个多期的双重差分模型（Beck等，2010；郭晔等，2020），处理组表示在样本期间内有融资租赁的企业，对照组是在样本期间内无融资租赁的企业。被解释变量表示企业的债务治理效应。考虑到债务治理效应最终可以体现为企业绩效的变化，而总资产收益率（净利润/总资产）可以反映公司运用全部资产获取收益、提升绩效的能力，因此，本文借鉴张耀伟（2009）、顾乃康与陈辉（2010）等的研究，用总资产收益率（ROA）来衡量债务治理效应的最终结果。Treat表示企业属于处理组还是对照组：Treat=1 表示企业为处理组，Treat=0 表示企业为对照组。 Post为表示融资租赁前后的动态虚拟计时变量，企业进行融资租赁之后， Post=1，否则Post=0。表示控制变量，包括资产规模（Ln（asset））、杠杆率（Leverage）、经营现金流（Cash_flow）和企业成长性（Tobin_q）。和分别表示企业固定效应和年份固定效应。使用该模型分别对国有企业和民营企业进行回归，即可得到融资租赁对国有企业、民营企业的治理效应，进而可验证H1和H2。

为了验证H3，本文设计了模型（2）。被解释变量为债务治理效应，用总资产收益率表示。Register_system 表示样本当年是否受到中登网的影响。尽管中登网自2009年开始提供面向融资租赁机构的融资租赁登记和查询业务，但直到2014年最高人民法院出台《关于审理融资租赁合同纠纷案件适用法律问题的解释》后，融资租赁机构才能凭借在中登网登记对抗善意第三人，其监管成本才真正降低。因此，Register_system 在2014年及之后取值为1，在2014年以前取值为0。中登网对融资租赁债务治理效应的影响会体现在Post×Treat 与Register_system 的交乘项上。如果H3 成立，那么对于民营企业，交乘项的符号应显著为正；对于国有企业，交乘项的符号则不显著。此外，模型（2） 的控制变量和模型（1）一致。

为了验证H4，本文用股权集中度（公司第一大股东的持股比例，TOP1）和监事会监督力度（公司监事会的总人数，Supsize）来衡量内部治理。股权集中度越低，说明股权越分散。在这一背景下，由于每个股东持股都相对较少，因此，都没有动力去监督经理层，导致内部治理较弱。另外，监事会监督力度越弱，其对经理层的约束就越小，也会导致内部治理较弱。本文依据股权集中度和监事会监督力度的75%分位数，将民营企业样本分组，并分别对模型（2）进行回归。如果H4成立，那么对于股权集中度较低（或监事会监督力度较弱）的组，Post×Treat与Register_system的交乘项系数显著为正；而对于股权集中度较高（或监事会监督力度较强）的组，交乘项系数则可能不显著。

表1 汇总了上述模型中所有变量的名称和定义，表2汇报了各变量的描述性统计结果。

表1：变量名称及定义

表2：描述性统计

四、实证结果分析

（一）PSM的匹配平衡性检验

表3 汇报了PSM 匹配平衡性检验结果。在匹配后，处理组与对照组企业在资产规模、杠杆率、经营现金流、企业成长性和实际所得税率上均无显著差异，所有变量的标准化偏差（%bias）均小于5%。因此，匹配后处理组与对照组在可观测变量上不存在显著差异，两组样本进行融资租赁的倾向得分非常相近，进而可以相互比较。

表3：PSM匹配平衡性检验

（二）产权性质对融资租赁治理效应的影响

表4 的第（1）、（2）列分别汇报用国有企业和民营企业样本对模型（1）进行回归的结果。另外，为进一步证实H2，本文还在模型（1）中加入Post×Treat 与产权性质（SOE）的交乘项，并用全样本进行回归，结果见表4 第（3） 列。对国有企业样本，Post×Treat 的系数在1%的显著性水平上为负；对民营企业样本，Post×Treat 的系数为正，但不显著。而对于全部样本，Post×Treat×SOE 的系数在5%的显著性水平上为负。以上结果表明，融资租赁对国有企业产生了负面治理效应，对民营企业的治理效应为正但不显著。不过，融资租赁的债务治理效应呈现出“预算软约束”的特征，对国有企业的治理效应要弱于民营企业，证实了H2。

表4：产权性质对融资租赁治理效应的影响

（三）中登网对融资租赁治理效应的影响

表5 汇报了模型（2）的回归结果。对于民营企业，Post×Treat 与Register_system 交乘项的系数在5%的显著性水平上为正；对于国有企业，交乘项的系数并不显著。这说明中登网能够提升融资租赁对民营企业的治理效应，但无法提升融资租赁对国有企业的治理效应，证实了H3。

表5：中登网对融资租赁治理效应的影响

（四）内部治理、中登网与融资租赁治理效应

表6 汇报了分别依据股权集中度和监事会监督力度对民营企业样本分组后模型（2）的回归结果。表6 第（1）、（3）列显示，对于股权集中度较低和监事会监督力度较弱组，Post×Treat 与Register_system 的交乘项系数显著为正；而第（2）、（4）列显示，对于股权集中度较高和监事会监督力度较强组，Post×Treat与Register_system的交乘项系数则不显著。这说明，民营企业的内部治理越弱，中登网对融资租赁治理效应的提升效果越明显，证实了H4。

表6：内部治理、中登网与融资租赁治理效应

（五）机制检验

理论上，中登网会通过改变经理人的代理成本和过度投资而影响企业绩效。

1.代理成本机制。本文将模型（2）中的被解释变量替换为代理成本。具体做法是，借鉴姜付秀（2009）等和沈红波等（2018）的研究，用管理销售费用（Expense）来衡量代理成本。该指标为管理费用与销售费用之和占营业收入的比例，可以从支出的角度来度量因经理人在职消费、不当开支而产生的代理成本。管理销售费用越高，表明代理成本越高。如果代理成本确实是融资租赁影响企业绩效的机制，那么可以预期得到以下两个结论：一是中登网能够降低融资租赁对民营企业的代理成本，但无法降低融资租赁对国有企业的代理成本；二是民营企业的内部治理越弱，中登网就越能够降低融资租赁的代理成本。

表7 汇报了用管理销售费用作为被解释变量后模型（2）的回归结果：对于国有企业，Post×Treat 与Register_system 的交乘项系数不显著；对于民营企业，Post×Treat 与Register_system 的交乘项系数则显著为负。这与预期一致，说明中登网能够降低融资租赁对民营企业的代理成本，但无法降低融资租赁对国有企业的代理成本。

表7：中登网对融资租赁代理成本的影响

表8 汇报了以管理销售费用作为被解释变量，依据股权集中度和监事会监督力度对民营企业样本分组后对模型（2）的回归结果：对于股权集中度较低组和监事会监督力度较弱组，Post×Treat 与Register_system 的交乘项系数显著为负；而对于股权集中度较高（第（2）列）和监事会监督力度较强组（第（4）列），Post×Treat 与Register_system 的交乘项系数则不显著。这说明，民营企业的内部治理越弱，中登网就越能降低融资租赁的代理成本。

表8：内部治理、中登网与融资租赁代理成本

2.过度投资机制。本文将模型（2）中的被解释变量替换为过度投资。参考Richardson（2006）、江轩宇和许年行（2015）的计算方法，得到投资模型的残差。将过度投资定义为：残差项如果为正，则过度投资水平为残差值；如果为负，则过度投资水平为0。那么，可以预期得到以下两个结论：第一，中登网能够降低融资租赁对民营企业引致的过度投资，但无法降低融资租赁对国有企业引致的过度投资。第二，民营企业的内部治理越弱，中登网就越能降低融资租赁引致的过度投资。

表9 汇报了用过度投资作为被解释变量后模型（2）的回归结果：对于国有企业，Post×Treat 与Register_system 的交乘项系数不显著；对于民营企业，Post×Treat 与Register_system 的交乘项系数则显著为负。这与预期一致，说明对于民营企业，中登网能够降低融资租赁引致的过度投资，但对国有企业没有类似效果。

表9：中登网对过度投资的影响

表10 汇报了用过度投资作为被解释变量后，依据股权集中度和监事会监督力度对民营企业样本分组对模型（2）的回归结果：对于股权集中度较低和监事会监督力度较弱组（分别对应第（1）列和第（3）列），Post×Treat 与Register_system 的交乘项系数显著为负；而对于股权集中度较高和监事会监督力度较强组（分别对应第（2）列和第（4）列），Post×Treat与Register_system的交乘项系数则不显著。这说明，民营企业的内部治理越弱，中登网就越能够降低融资租赁引致的过度投资。

表10：内部治理、中登网与过度投资

以上结果证实了代理成本和过度投资是中登网影响融资租赁治理效应的机制，即中登网改善融资租赁对民营企业的治理效应是由于其降低了融资租赁对民营企业的代理成本及其引致的过度投资。

（六）稳健性检验

为了保证结果的稳健性，本文采用Probit 模型估算企业进行融资租赁的概率方程，并完成后续匹配及回归分析，得到的研究结论不变。本文还采用最近邻匹配来完成倾向得分匹配中的配对并进行回归分析，所得结论依然不变。

五、结论

中登网为融资租赁机构提供了权威的租赁物登记公示系统，降低了融资租赁机构对承租人的监管成本。本文以这一现象为出发点，分析了中登网对融资租赁治理效应的影响。利用上市公司融资租赁交易数据和PSM-DID 方法，本文得出四个主要结论。第一，融资租赁的治理效应与产权性质有关：对国有企业的治理效应显著为负，对民营企业则未展现出显著的正面治理效应。第二，中登网可以提升融资租赁对民营企业的治理效应，但对国有企业无效果。第三，对于内部治理较差的民营企业，中登网对融资租赁治理效应的提升效果更明显。第四，中登网提升融资租赁对民营企业治理效应的机制是降低代理成本及过度投资。

本文的结论表明，一方面，商业银行及融资租赁机构可利用中登网等金融基础设施加强对承租人的监管，尤其要重视对民营企业承租人的租赁物登记公示，进而提高债权的安全性。另一方面，在金融基础设施的辅助下，融资租赁能够成为针对民营企业的有效治理工具，提高民营企业的效益。特别是对于内部治理较弱的民营企业，金融基础设施能够弥补其内部治理的短板，强化融资租赁的治理效应。因此，监管部门应在更多领域建立、普及金融基础设施，以增强更多金融工具的债务治理作用。

①融资租赁机构数量和交易额的数据来自中国租赁联盟（http：//www.zgzllm.com） 和World Leasing Yearbook 2009—2019。

②债务治理效应指债权人为了保障债务安全和自身利益，与企业签立债务契约，利用债务契约赋予的权利，对企业的经营者进行监督控制和激励约束，从而影响企业的治理效率和整体价值。

③本文中“融资租赁”是广义的融资租赁概念（Financial lease），泛指20 世纪50年代兴起的为企业提供设备融资的现代租赁交易。从交易的角度界定，融资租赁是指出租人对承租人所选定的租赁物件，进行以为其融资为目的购买；再以收取租金为条件，将该租赁物件中长期地出租给该承租人使用（史燕平，2005）。从业务模式上，融资租赁主要分为直接租赁和售后回租。根据商务部发布的《2015年融资租赁行业运行情况分析》，2015年，直接租赁、售后回租和其他租赁方式融资额占比分别为12.5%、83.9%和3.6%。可见，售后回租是我国占比最高的租赁业务模式。

④本表汇报了融资租赁概率方程中解释变量的匹配平衡性检验结果。

⑤我们考察了代理成本和过度投资对企业绩效的影响，结果表明，对于国有企业和民营企业，代理成本和过度投资均会对企业绩效产生负面影响。具体实证结果请联系作者获取。

⑥由于“考虑现金红利再投资的年个股回报率”等数据缺失，导致计算过度投资指标时部分样本被删除。

⑦篇幅所限，本文未对稳健性检验进行介绍，作者备索。