金融基礎設施有助于提升融資租賃的債務治理效應嗎？
——基于中登網(wǎng)實施前后的實證檢驗

楊 汀 史燕平

（1.北方工業(yè)大學經(jīng)濟管理學院，北京 100144；2.對外經(jīng)濟貿(mào)易大學國際經(jīng)濟貿(mào)易學院，北京 100029）

一、引言與文獻綜述

金融基礎設施是構建、完善金融體系的必要環(huán)節(jié)，是防范和化解金融風險的重要防線。如何建設先進可靠、富有彈性的金融基礎設施是當前的重要課題。中央全面深化改革委員會第十次會議指出，金融基礎設施是金融市場穩(wěn)健高效運行的基礎性保障，是實施宏觀審慎管理和強化風險防控的重要抓手，并審議通過了《統(tǒng)籌監(jiān)管金融基礎設施工作方案》。近年來，我國的金融基礎設施建設取得了長足發(fā)展，特別是中國人民銀行征信中心建立的“動產(chǎn)融資統(tǒng)一登記公示系統(tǒng)”（以下簡稱中登網(wǎng)），對緩解信息不對稱、降低監(jiān)管成本起到了重要作用。在我國金融基礎設施建設的關鍵時期，迫切需要明晰金融基礎設施的功能與作用機制，進而為充分發(fā)揮金融基礎設施的經(jīng)濟效果及制定未來發(fā)展路線提供參考和建議。

近十年來，融資租賃是我國增長最快的金融活動之一。2007—2019年間，我國融資租賃機構數(shù)量由109 家增長到12130 家，年復合增長率為48%；融資租賃合同余額則由240 億元增長到66540 億元，年復合增長率為60%。我國融資租賃交易額的世界排名更是從第27 位躍升至第2 位，增長十分迅猛。但在發(fā)展初期，作為一種債務融資工具，融資租賃所發(fā)揮的債務治理效應卻非常有限。限制融資租賃發(fā)揮治理效應的一個主要障礙是融資租賃機構對承租人的監(jiān)管成本過高。在2009年以前，由于我國缺少權威的租賃物統(tǒng)一登記公示系統(tǒng)，融資租賃機構難以對租賃物的權屬進行有效排查和公示，導致“一物多租”和承租人惡意處置租賃物事件頻發(fā)。特別是當承租人私自將租賃物出售后，融資租賃機構對租賃物的所有權難以對抗《物權法》規(guī)定的“善意第三人”，導致融資租賃機構遭受巨大損失。2009年，中國人民銀行征信中心下屬的中登網(wǎng)開始為融資租賃機構提供融資租賃登記和查詢服務，為融資租賃機構確定租賃物的權屬提供了權威平臺。2014年，最高人民法院出臺《關于審理融資租賃合同糾紛案件適用法律問題的解釋》，明確第三人與承租人交易時，未按照法律、行政法規(guī)、行業(yè)或地區(qū)主管部門的規(guī)定，在相應機構進行融資租賃交易查詢的，不適用善意取得的規(guī)定。由此，融資租賃機構對承租人的監(jiān)管成本大幅降低，監(jiān)管意愿也顯著提升。

理論上，如果融資租賃機構對承租人的監(jiān)管成本下降，其治理效率就會提高，進而提升企業(yè)績效。那么實際上中登網(wǎng)是否提升了融資租賃的治理效應呢？厘清這個問題，不僅有助于全面認識金融基礎設施的經(jīng)濟功效，更有助于為融資租賃機構的風險控制提供有效途徑。基于此，本文利用上市公司融資租賃交易數(shù)據(jù)，研究了以下四個問題：第一，總體上，融資租賃對國有企業(yè)和民營企業(yè)的治理效應如何？第二，中登網(wǎng)對融資租賃的治理效應有怎樣的影響？第三，中登網(wǎng)對融資租賃治理效應的影響是否與內(nèi)部治理因素（股權集中度、監(jiān)事會監(jiān)督力度）有關？第四，中登網(wǎng)影響融資租賃治理效應的機制是什么？

有關債務治理效應的探討目前主要集中于銀行貸款。國外研究普遍認為，債務可產(chǎn)生正面治理效應，包括能夠降低代理成本（Jensen 和Meckling，1976）、抑制經(jīng)理人過度投資（Myers，1977；Jensen，1986；Ranjan 和Mercedes，2010）、對經(jīng)理人產(chǎn)生控制權轉移威脅（Stulz，1990；Israel，1991；Aghion 和Bolton，1992）以及債權人參與借款企業(yè)的治理能形成監(jiān)督效應（Diamond，1984）等。關于債務對中國企業(yè)治理效應的研究，則并未得到一致結論。一些研究認為，債務對中國企業(yè)具有正面治理效應（汪輝，2003；黃乾富和沈紅波，2009；沈紅波等，2013）；但也有研究認為，在中國，由于“預算軟約束”等問題的存在，債務治理效應受到扭曲，債務反而會對企業(yè)產(chǎn)生負面治理效應（于東智，2003；田利輝，2005；李世輝和雷新途，2008；蔡吉甫，2009；謝德仁和陳運森，2009；黃宏斌等，2020；郭澤光等，2015）。

有關金融基礎設施的現(xiàn)有研究以定性分析為主，關注金融基礎設施的發(fā)展對策、戰(zhàn)略意義及監(jiān)管措施（錢小安，2003；鄧海清，2015；鄒傳偉，2019）；少量定量分析，則是基于宏觀視角，分析金融基礎設施對資本積累、經(jīng)濟增長等宏觀經(jīng)濟變量的影響（張捷和陳皓， 2001； 李稻葵等，2016）。近幾年，隨著中登網(wǎng)的普及，很多學者開始關注這一金融基礎設施對出租人的影響，但主要是基于法學視角探討其法理依據(jù)和改進思路（江平，2011；程華兒和史燕平，2016；高圣平，2017a；高圣平，2017b；王葉剛，2017）。

和現(xiàn)有文獻相比，本文主要有以下三個方面的創(chuàng)新：第一，豐富了債務治理效應領域的研究對象。現(xiàn)有文獻主要研究了貸款的債務治理效應，極少關注融資租賃的債務治理效應。第二，對金融基礎設施的微觀經(jīng)濟功效進行了比較細致的實證分析，首次考查了金融基礎設施對債務治理效應的改善作用，不僅有助于為制定金融基礎設施的未來發(fā)展規(guī)劃提供參考，對商業(yè)銀行及融資租賃機構的風險控制工作也具有借鑒價值。第三，從經(jīng)濟學角度研究了《物權法》中“善意第三人”條款及《關于審理融資租賃合同糾紛案件適用法律問題的解釋》等法律機制對債務治理效應的影響，體現(xiàn)了“用經(jīng)濟學闡述法律問題”的思路，是對法經(jīng)濟學研究領域的有益探索。

二、理論分析與研究假設

作為一種債務融資工具，融資租賃在治理效應方面，與貸款等其他債務形式有很多共同的機制。比如，融資租賃要求企業(yè)按時償還租金，這會減少經(jīng)理人手中的自由現(xiàn)金流，進而降低代理成本，產(chǎn)生正面的治理效應。不過，我國最主要的融資租賃業(yè)務模式是售后回租，而售后回租不限制企業(yè)的資金用途，從而會增加經(jīng)理人濫用現(xiàn)金的可能，使融資租賃產(chǎn)生負面的治理效應。因此，理論上的融資租賃治理效應，既可能為正面也可能為負面，取決于正面效應和負面效應的相對強弱。這就需要用實證方法對融資租賃的治理效應進行檢驗。另外，與以往研究債務治理效應的文獻一致（田利輝，2005；謝德仁和陳運森，2009；郭澤光等，2015），本文認為，基于“預算軟約束”問題的存在，融資租賃對國有企業(yè)和民營企業(yè)的治理效應存在差別。“預算軟約束”指在政府救助下，企業(yè)不存在破產(chǎn)威脅，預算約束變“軟”（Kornai，1979）。當國有企業(yè)面臨債務違約風險時，政府往往會給予資金救助，這使得國有企業(yè)因債務違約而被破產(chǎn)清算的風險非常小。相比之下，民營企業(yè)依照優(yōu)勝劣汰的市場化準則來運營，需要面臨債務契約的硬性約束。因此，對于國有企業(yè)，融資租賃無法起到硬性債務約束的作用。國有企業(yè)的經(jīng)理人在獲得融資租賃的資金后，手中的自由現(xiàn)金流增加，又由于售后回租交易具有不限制資金用途的特征，進一步增加了經(jīng)理人濫用現(xiàn)金的可能性，于是經(jīng)理人的代理成本也隨之增加。而對于民營企業(yè)，融資租賃則能夠起到硬性債務約束的作用。據(jù)此，提出以下兩個假設：

H1：融資租賃對國有企業(yè)和民營企業(yè)的治理效應為正（負）。

H2：融資租賃的債務治理效應呈現(xiàn)出“預算軟約束”的特征，對國有企業(yè)的治理效應要弱于民營企業(yè)。

以中登網(wǎng)為代表的金融基礎設施的建立，為融資租賃機構提供了權威的租賃物登記公示平臺，融資租賃機構能夠以較低的成本對租賃物的權屬進行有效排查和公示，極大地降低了融資租賃機構對承租人的監(jiān)管成本。不過，預期中登網(wǎng)可以提升融資租賃機構對民營企業(yè)的監(jiān)管意愿，而不會提高其對國有企業(yè)的監(jiān)管意愿。原因是中登網(wǎng)無法改變“預算軟約束”的問題。在中登網(wǎng)成立以后，融資租賃依然無法對國有企業(yè)起到硬性債務約束的作用；而對于民營企業(yè)，融資租賃始終是硬性債務約束，因此，在監(jiān)管成本降低后，融資租賃機構對其監(jiān)管意愿也隨之增強。這會加強融資租賃的正面治理效應。據(jù)此，提出假設：

H3：中登網(wǎng)能夠提升融資租賃對民營企業(yè)的治理效應，但無法提升融資租賃對國有企業(yè)的治理效應。

現(xiàn)有文獻指出，公司治理的內(nèi)部結構（以下簡稱內(nèi)部治理）會影響債務治理效應的發(fā)揮（郭澤光等，2015），內(nèi)部治理是債務治理效應的傳導渠道。實際上，債務治理效應的發(fā)揮不僅依賴于內(nèi)部治理，還依賴于外部市場的完備性。以中登網(wǎng)為代表的金融基礎設施即是外部市場完備性的一部分。本文認為，在發(fā)揮債務治理效應的過程中，內(nèi)部治理和外部市場完備性互為替代機制。當內(nèi)部治理較弱時，中登網(wǎng)提高了外部市場的完備性，彌補了內(nèi)部治理的不足。因此，與內(nèi)部治理較強的民營企業(yè)相比，中登網(wǎng)更能夠提升融資租賃對內(nèi)部治理較弱的民營企業(yè)的治理效應。據(jù)此，提出如下假設：

H4：中登網(wǎng)對融資租賃治理效應的影響與內(nèi)部治理有關。民營企業(yè)的內(nèi)部治理越弱，中登網(wǎng)對融資租賃治理效應的提升效果越明顯。

三、研究設計

（一）數(shù)據(jù)和樣本

自2007年原銀監(jiān)會修訂《金融租賃公司管理辦法》后，我國融資租賃業(yè)進入了高速發(fā)展階段。因此，本文選取了2007—2019年滬深兩市A 股上市公司（剔除金融行業(yè)及公用事業(yè)行業(yè)）為研究樣本，并對所有連續(xù)變量在1%和99%的水平上進行了縮尾處理，以消除極端值對結果的影響。

本文有關融資租賃的數(shù)據(jù)為手工收集，具體來源包括上市公司財務報表中的“融資租入固定資產(chǎn)”“一年內(nèi)到期的應付融資租賃款”“應付融資租賃款”“收到的其他與籌資活動有關的現(xiàn)金”等科目及附注，以及年報中“重大合同及其履行情況”等處披露的租賃合同信息。本文中有關上市公司的其他數(shù)據(jù)來自國泰安數(shù)據(jù)庫。

（二）實證設計

驗證H1 的難點在于如何解決債務治理效應和融資租賃之間的內(nèi)生性問題。本文采用傾向得分匹配—雙重差分法（Propensity Score Matching-Difference in Differences，PSM-DID）來盡量克服內(nèi)生性偏差，以準確地估計融資租賃的治理效應。首先，用Rosenbaum 和Rubin（1983）提出的傾向得分匹配法對有融資租賃企業(yè)和無融資租賃企業(yè)進行配對，將有融資租賃企業(yè)作為處理組，無融資租賃企業(yè)作為對照組。采用Logit 模型來估計企業(yè)進行融資租賃的概率方程，被解釋變量為融資租賃虛擬變量（Lease），如果企業(yè)在樣本期間進行過融資租賃則取值為1，否則取值為0。借鑒Sharpe 和Nguyen（1995）的研究，解釋變量包括資產(chǎn)規(guī)模Ln（asset）、杠桿率（Leverage）、經(jīng)營現(xiàn)金流（Cash_flow）、企業(yè)成長性（Tobin_q）和企業(yè)實際所得稅率（Tax_rate），且均取滯后一期值。回歸后即可得到企業(yè)使用融資租賃的傾向得分。其次，根據(jù)傾向得分，采用半徑匹配方法對處理組企業(yè)和對照組企業(yè)進行配對。這種配對方法可以保證配對成功的樣本之間使用融資租賃的概率非常相近，進而將企業(yè)是否使用融資租賃視為一項“準自然實驗”。最后，建立如下模型來估計融資租賃的債務治理效應。

上述模型是一個多期的雙重差分模型（Beck等，2010；郭曄等，2020），處理組表示在樣本期間內(nèi)有融資租賃的企業(yè)，對照組是在樣本期間內(nèi)無融資租賃的企業(yè)。被解釋變量表示企業(yè)的債務治理效應。考慮到債務治理效應最終可以體現(xiàn)為企業(yè)績效的變化，而總資產(chǎn)收益率（凈利潤/總資產(chǎn)）可以反映公司運用全部資產(chǎn)獲取收益、提升績效的能力，因此，本文借鑒張耀偉（2009）、顧乃康與陳輝（2010）等的研究，用總資產(chǎn)收益率（ROA）來衡量債務治理效應的最終結果。Treat表示企業(yè)屬于處理組還是對照組：Treat=1 表示企業(yè)為處理組，Treat=0 表示企業(yè)為對照組。 Post為表示融資租賃前后的動態(tài)虛擬計時變量，企業(yè)進行融資租賃之后， Post=1，否則Post=0。表示控制變量，包括資產(chǎn)規(guī)模（Ln（asset））、杠桿率（Leverage）、經(jīng)營現(xiàn)金流（Cash_flow）和企業(yè)成長性（Tobin_q）。和分別表示企業(yè)固定效應和年份固定效應。使用該模型分別對國有企業(yè)和民營企業(yè)進行回歸，即可得到融資租賃對國有企業(yè)、民營企業(yè)的治理效應，進而可驗證H1和H2。

為了驗證H3，本文設計了模型（2）。被解釋變量為債務治理效應，用總資產(chǎn)收益率表示。Register_system 表示樣本當年是否受到中登網(wǎng)的影響。盡管中登網(wǎng)自2009年開始提供面向融資租賃機構的融資租賃登記和查詢業(yè)務，但直到2014年最高人民法院出臺《關于審理融資租賃合同糾紛案件適用法律問題的解釋》后，融資租賃機構才能憑借在中登網(wǎng)登記對抗善意第三人，其監(jiān)管成本才真正降低。因此，Register_system 在2014年及之后取值為1，在2014年以前取值為0。中登網(wǎng)對融資租賃債務治理效應的影響會體現(xiàn)在Post×Treat 與Register_system 的交乘項上。如果H3 成立，那么對于民營企業(yè)，交乘項的符號應顯著為正；對于國有企業(yè)，交乘項的符號則不顯著。此外，模型（2） 的控制變量和模型（1）一致。

為了驗證H4，本文用股權集中度（公司第一大股東的持股比例，TOP1）和監(jiān)事會監(jiān)督力度（公司監(jiān)事會的總人數(shù)，Supsize）來衡量內(nèi)部治理。股權集中度越低，說明股權越分散。在這一背景下，由于每個股東持股都相對較少，因此，都沒有動力去監(jiān)督經(jīng)理層，導致內(nèi)部治理較弱。另外，監(jiān)事會監(jiān)督力度越弱，其對經(jīng)理層的約束就越小，也會導致內(nèi)部治理較弱。本文依據(jù)股權集中度和監(jiān)事會監(jiān)督力度的75%分位數(shù)，將民營企業(yè)樣本分組，并分別對模型（2）進行回歸。如果H4成立，那么對于股權集中度較低（或監(jiān)事會監(jiān)督力度較弱）的組，Post×Treat與Register_system的交乘項系數(shù)顯著為正；而對于股權集中度較高（或監(jiān)事會監(jiān)督力度較強）的組，交乘項系數(shù)則可能不顯著。

表1 匯總了上述模型中所有變量的名稱和定義，表2匯報了各變量的描述性統(tǒng)計結果。

表1：變量名稱及定義

表2：描述性統(tǒng)計

四、實證結果分析

（一）PSM的匹配平衡性檢驗

表3 匯報了PSM 匹配平衡性檢驗結果。在匹配后，處理組與對照組企業(yè)在資產(chǎn)規(guī)模、杠桿率、經(jīng)營現(xiàn)金流、企業(yè)成長性和實際所得稅率上均無顯著差異，所有變量的標準化偏差（%bias）均小于5%。因此，匹配后處理組與對照組在可觀測變量上不存在顯著差異，兩組樣本進行融資租賃的傾向得分非常相近，進而可以相互比較。

表3：PSM匹配平衡性檢驗

（二）產(chǎn)權性質(zhì)對融資租賃治理效應的影響

表4 的第（1）、（2）列分別匯報用國有企業(yè)和民營企業(yè)樣本對模型（1）進行回歸的結果。另外，為進一步證實H2，本文還在模型（1）中加入Post×Treat 與產(chǎn)權性質(zhì)（SOE）的交乘項，并用全樣本進行回歸，結果見表4 第（3） 列。對國有企業(yè)樣本，Post×Treat 的系數(shù)在1%的顯著性水平上為負；對民營企業(yè)樣本，Post×Treat 的系數(shù)為正，但不顯著。而對于全部樣本，Post×Treat×SOE 的系數(shù)在5%的顯著性水平上為負。以上結果表明，融資租賃對國有企業(yè)產(chǎn)生了負面治理效應，對民營企業(yè)的治理效應為正但不顯著。不過，融資租賃的債務治理效應呈現(xiàn)出“預算軟約束”的特征，對國有企業(yè)的治理效應要弱于民營企業(yè)，證實了H2。

表4：產(chǎn)權性質(zhì)對融資租賃治理效應的影響

（三）中登網(wǎng)對融資租賃治理效應的影響

表5 匯報了模型（2）的回歸結果。對于民營企業(yè)，Post×Treat 與Register_system 交乘項的系數(shù)在5%的顯著性水平上為正；對于國有企業(yè)，交乘項的系數(shù)并不顯著。這說明中登網(wǎng)能夠提升融資租賃對民營企業(yè)的治理效應，但無法提升融資租賃對國有企業(yè)的治理效應，證實了H3。

表5：中登網(wǎng)對融資租賃治理效應的影響

（四）內(nèi)部治理、中登網(wǎng)與融資租賃治理效應

表6 匯報了分別依據(jù)股權集中度和監(jiān)事會監(jiān)督力度對民營企業(yè)樣本分組后模型（2）的回歸結果。表6 第（1）、（3）列顯示，對于股權集中度較低和監(jiān)事會監(jiān)督力度較弱組，Post×Treat 與Register_system 的交乘項系數(shù)顯著為正；而第（2）、（4）列顯示，對于股權集中度較高和監(jiān)事會監(jiān)督力度較強組，Post×Treat與Register_system的交乘項系數(shù)則不顯著。這說明，民營企業(yè)的內(nèi)部治理越弱，中登網(wǎng)對融資租賃治理效應的提升效果越明顯，證實了H4。

表6：內(nèi)部治理、中登網(wǎng)與融資租賃治理效應

（五）機制檢驗

理論上，中登網(wǎng)會通過改變經(jīng)理人的代理成本和過度投資而影響企業(yè)績效。

1.代理成本機制。本文將模型（2）中的被解釋變量替換為代理成本。具體做法是，借鑒姜付秀（2009）等和沈紅波等（2018）的研究，用管理銷售費用（Expense）來衡量代理成本。該指標為管理費用與銷售費用之和占營業(yè)收入的比例，可以從支出的角度來度量因經(jīng)理人在職消費、不當開支而產(chǎn)生的代理成本。管理銷售費用越高，表明代理成本越高。如果代理成本確實是融資租賃影響企業(yè)績效的機制，那么可以預期得到以下兩個結論：一是中登網(wǎng)能夠降低融資租賃對民營企業(yè)的代理成本，但無法降低融資租賃對國有企業(yè)的代理成本；二是民營企業(yè)的內(nèi)部治理越弱，中登網(wǎng)就越能夠降低融資租賃的代理成本。

表7 匯報了用管理銷售費用作為被解釋變量后模型（2）的回歸結果：對于國有企業(yè)，Post×Treat 與Register_system 的交乘項系數(shù)不顯著；對于民營企業(yè)，Post×Treat 與Register_system 的交乘項系數(shù)則顯著為負。這與預期一致，說明中登網(wǎng)能夠降低融資租賃對民營企業(yè)的代理成本，但無法降低融資租賃對國有企業(yè)的代理成本。

表7：中登網(wǎng)對融資租賃代理成本的影響

表8 匯報了以管理銷售費用作為被解釋變量，依據(jù)股權集中度和監(jiān)事會監(jiān)督力度對民營企業(yè)樣本分組后對模型（2）的回歸結果：對于股權集中度較低組和監(jiān)事會監(jiān)督力度較弱組，Post×Treat 與Register_system 的交乘項系數(shù)顯著為負；而對于股權集中度較高（第（2）列）和監(jiān)事會監(jiān)督力度較強組（第（4）列），Post×Treat 與Register_system 的交乘項系數(shù)則不顯著。這說明，民營企業(yè)的內(nèi)部治理越弱，中登網(wǎng)就越能降低融資租賃的代理成本。

表8：內(nèi)部治理、中登網(wǎng)與融資租賃代理成本

2.過度投資機制。本文將模型（2）中的被解釋變量替換為過度投資。參考Richardson（2006）、江軒宇和許年行（2015）的計算方法，得到投資模型的殘差。將過度投資定義為：殘差項如果為正，則過度投資水平為殘差值；如果為負，則過度投資水平為0。那么，可以預期得到以下兩個結論：第一，中登網(wǎng)能夠降低融資租賃對民營企業(yè)引致的過度投資，但無法降低融資租賃對國有企業(yè)引致的過度投資。第二，民營企業(yè)的內(nèi)部治理越弱，中登網(wǎng)就越能降低融資租賃引致的過度投資。

表9 匯報了用過度投資作為被解釋變量后模型（2）的回歸結果：對于國有企業(yè)，Post×Treat 與Register_system 的交乘項系數(shù)不顯著；對于民營企業(yè)，Post×Treat 與Register_system 的交乘項系數(shù)則顯著為負。這與預期一致，說明對于民營企業(yè)，中登網(wǎng)能夠降低融資租賃引致的過度投資，但對國有企業(yè)沒有類似效果。

表9：中登網(wǎng)對過度投資的影響

表10 匯報了用過度投資作為被解釋變量后，依據(jù)股權集中度和監(jiān)事會監(jiān)督力度對民營企業(yè)樣本分組對模型（2）的回歸結果：對于股權集中度較低和監(jiān)事會監(jiān)督力度較弱組（分別對應第（1）列和第（3）列），Post×Treat 與Register_system 的交乘項系數(shù)顯著為負；而對于股權集中度較高和監(jiān)事會監(jiān)督力度較強組（分別對應第（2）列和第（4）列），Post×Treat與Register_system的交乘項系數(shù)則不顯著。這說明，民營企業(yè)的內(nèi)部治理越弱，中登網(wǎng)就越能夠降低融資租賃引致的過度投資。

表10：內(nèi)部治理、中登網(wǎng)與過度投資

以上結果證實了代理成本和過度投資是中登網(wǎng)影響融資租賃治理效應的機制，即中登網(wǎng)改善融資租賃對民營企業(yè)的治理效應是由于其降低了融資租賃對民營企業(yè)的代理成本及其引致的過度投資。

（六）穩(wěn)健性檢驗

為了保證結果的穩(wěn)健性，本文采用Probit 模型估算企業(yè)進行融資租賃的概率方程，并完成后續(xù)匹配及回歸分析，得到的研究結論不變。本文還采用最近鄰匹配來完成傾向得分匹配中的配對并進行回歸分析，所得結論依然不變。

五、結論

中登網(wǎng)為融資租賃機構提供了權威的租賃物登記公示系統(tǒng)，降低了融資租賃機構對承租人的監(jiān)管成本。本文以這一現(xiàn)象為出發(fā)點，分析了中登網(wǎng)對融資租賃治理效應的影響。利用上市公司融資租賃交易數(shù)據(jù)和PSM-DID 方法，本文得出四個主要結論。第一，融資租賃的治理效應與產(chǎn)權性質(zhì)有關：對國有企業(yè)的治理效應顯著為負，對民營企業(yè)則未展現(xiàn)出顯著的正面治理效應。第二，中登網(wǎng)可以提升融資租賃對民營企業(yè)的治理效應，但對國有企業(yè)無效果。第三，對于內(nèi)部治理較差的民營企業(yè)，中登網(wǎng)對融資租賃治理效應的提升效果更明顯。第四，中登網(wǎng)提升融資租賃對民營企業(yè)治理效應的機制是降低代理成本及過度投資。

本文的結論表明，一方面，商業(yè)銀行及融資租賃機構可利用中登網(wǎng)等金融基礎設施加強對承租人的監(jiān)管，尤其要重視對民營企業(yè)承租人的租賃物登記公示，進而提高債權的安全性。另一方面，在金融基礎設施的輔助下，融資租賃能夠成為針對民營企業(yè)的有效治理工具，提高民營企業(yè)的效益。特別是對于內(nèi)部治理較弱的民營企業(yè)，金融基礎設施能夠彌補其內(nèi)部治理的短板，強化融資租賃的治理效應。因此，監(jiān)管部門應在更多領域建立、普及金融基礎設施，以增強更多金融工具的債務治理作用。

①融資租賃機構數(shù)量和交易額的數(shù)據(jù)來自中國租賃聯(lián)盟（http：//www.zgzllm.com） 和World Leasing Yearbook 2009—2019。

②債務治理效應指債權人為了保障債務安全和自身利益，與企業(yè)簽立債務契約，利用債務契約賦予的權利，對企業(yè)的經(jīng)營者進行監(jiān)督控制和激勵約束，從而影響企業(yè)的治理效率和整體價值。

③本文中“融資租賃”是廣義的融資租賃概念（Financial lease），泛指20 世紀50年代興起的為企業(yè)提供設備融資的現(xiàn)代租賃交易。從交易的角度界定，融資租賃是指出租人對承租人所選定的租賃物件，進行以為其融資為目的購買；再以收取租金為條件，將該租賃物件中長期地出租給該承租人使用（史燕平，2005）。從業(yè)務模式上，融資租賃主要分為直接租賃和售后回租。根據(jù)商務部發(fā)布的《2015年融資租賃行業(yè)運行情況分析》，2015年，直接租賃、售后回租和其他租賃方式融資額占比分別為12.5%、83.9%和3.6%。可見，售后回租是我國占比最高的租賃業(yè)務模式。

④本表匯報了融資租賃概率方程中解釋變量的匹配平衡性檢驗結果。

⑤我們考察了代理成本和過度投資對企業(yè)績效的影響，結果表明，對于國有企業(yè)和民營企業(yè)，代理成本和過度投資均會對企業(yè)績效產(chǎn)生負面影響。具體實證結果請聯(lián)系作者獲取。

⑥由于“考慮現(xiàn)金紅利再投資的年個股回報率”等數(shù)據(jù)缺失，導致計算過度投資指標時部分樣本被刪除。

⑦篇幅所限，本文未對穩(wěn)健性檢驗進行介紹，作者備索。