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本文作者：王剑锋，对外经济贸易大学金融学院教授、博士生导师，金融研究所所长；徐万肖，对外经济贸易大学金融学院博士生；吴京，对外经济贸易大学金融学院博士生。 本文载于《金融论坛》2020年第1期（总第289期），原标题为《破产隔离与资产证券化交易成本——一个基于比较金融组织的实证分析》。 摘 要 本文将资产证券化过程中破产隔离条款采用与否的现象差异理解为追求交易成本之和最小化过程中的合约选择问题。在理论分析基础上，通过实证研究得到如下结论：第一，信息披露制度越完善，原始权益人选择破产隔离条款的概率越高，并由此带来交易成本的下降；第二，与高信用和低信用两类主体相比，破产隔离更有利于降低中等水平信用主体的交易成本。 关键词：破产隔离；资产证券化；交易成本；交易成本经济学；合约理论；比较金融组织分析 一、引言 近年来，中国资产证券化市场[1]呈现出井喷式增长的态势，截止到 2018 年年末，市场存量已达到 3.09万亿元[2]。市场规模越大，某些监管措施不合意所产生的负面影响就会越大。因而，在其快速扩张之际，尽快对监管中存在的一些争议性现象做出判断与澄清，就变得非常重要，破产隔离[3]就是其中的一个。尽管监管部门在多个文件中提出“应按照'真实出售、破产隔离’的原则开展信贷和企业资产证券化[4]”，但实践中采用破产隔离的合约仅占 6.7%[5]。虽然部分学者曾分析认为，在中国当前的制度环境下，该现象具有一定的合理性，不应过分倡导和强调破产隔离（陈裘逸、张保华，2003；郭万明，2016），但局限于描述性阐释，缺乏系统性的理论框架和相关的实证支持。在当前情况下，对其做进一步研究主要有两点意义：第一，可为监管文件的修订提供支撑，在缓解破产隔离实践与监管文件脱节问题的同时，还有助于资产证券化监管法规与担保法等相关法律的衔接，从而为中国资产证券化发展构建出兼顾长短期目标的制度环境。第二，通过廓清破产隔离条款的适用环境，在短期有利于改善原始权益人破产隔离条款的应用策略，长期则有益于明确能够充分释放破产隔离理论潜力的改革路径。为实现上述研究目标，需要回答这样几个问题：第一，应采用何种分析框架来研究破产隔离措施采用与否的问题？第二，什么样的环境以及何种类型的原始权益人更适合采用破产隔离？第三，为充分发挥破产隔离在中国金融市场中的潜在功能，应采取哪些措施？ 论文的研究设计如下：首先，基于交易成本经济学和合约理论，对破产隔离现象进行比较金融组织分析，从而将是否引入破产隔离条款转换为破产隔离型资产证券化合约在何种情况下会被选择的问题，并由此提出若干具有重要现实意义的理论假说。其次，在实证研究部分，笔者收集中国 2013-2018 年的资产证券化样本，选择信息披露制度与原始权益人信用水平这两个因素，验证它们对破产隔离交易成本效应的制约作用。最后，在上述分析基础上提出政策建议。 本文的边际贡献主要表现在以下三个方面：首先，将破产隔离现象纳入以“交易成本最小化”为目标的比较金融组织分析框架，把破产隔离采用与否视为交易各方不同的合约选择。这既具有一定的方法论意义，同时也为监管政策的差异性设计提供启示。其次，文章还具体阐释破产隔离在中国的适用性问题。一方面，该制度在中国的使用率较低，主要因其交易成本效应受到了中国信息披露制度质量的制约。另一方面，在中国当前的条件下，与高信用和低信用两类主体相比，破产隔离更有利于降低中等水平信用主体的交易成本。第三，在政策建议方面，笔者认为，为充分释放破产隔离的潜在作用，应进一步加快信息披露制度建设、征信体系建设以及司法基础设施建设。 二、文献综述 部分文献考虑到了破产隔离对破产风险成本的影响。Frost（1997）认为破产隔离机制的主要作用在于降低破产和重整的风险，从而避免了破产和重整程序的无效率。Gordon（2000）指出，特殊目的载体（SPV）最重要的功能在于它能保护证券化投资者免受第三方（尤其是原始权益人的其他债权人）的利益侵害。付焕和王静（2016）在模型中考虑了证券违约风险和原始权益人的破产风险，得出了破产隔离程度与融资成本成反比的结论。 在此基础上，另外一些文献注意到了该机制引发的道德风险成本问题，从而将破产隔离的两类成本效应结合起来。不少学者认识到破产隔离虽然能够降低破产风险，但增加了原始权益人的道德风险。破产隔离会导致原始权益人监督证券化资产的激励下降，从而使得投资者遭受损失（Duffie，2008；Keys，et al.，2010；Greenbaum，et al.，2016）。还有学者认为真实出售虽然保证了基础资产免受原始权益人破产风险的影响，但也使得投资者丧失了对原始权益人其他资产的追索权，这有可能加大总体融资成本（陈裘逸、张保华，2003；梁志峰，2008）。彭冰（2001）指出破产隔离的直接成本在于组建特殊目的载体（SPV）、进行资产转移的费用，间接成本主要在于因实施破产隔离原始权益人必须放弃剩余资产的收益索取权。无论是投资者丧失对原始权益人其他资产的索取权，还是原始权益人放弃剩余资产的收益索取权，都会导致破产隔离后原始权益人的道德风险增加。 还有些前期研究则强调了破产隔离作用的状态依存性。Ayotte 和 Gaon（2005）认为破产隔离的经济价值状态依存于基础资产的通用程度。当基础资产是可替代资产时，公司重组对该类资产的依赖程度较低，破产隔离型资产证券化合约是有效率的。当基础资产是必备资产时，公司重组高度依赖于这部分资产，因而破产隔离容易导致无效率的套牢问题。还有些学者指出原始权益人的信用水平会影响破产隔离的应用价值，认为破产隔离机制能够实现基础资产的信用状况与原始权益人的整体信用水平相分离，低信用等级主体可以利用优质的基础资产和信用增级来获得较低成本的融资（成之德，2000；梁志峰，2008）。 从已有文献来看，尽管相关研究已经涉及破产隔离两类成本的权衡以及该机制应用价值的状态依存性，但仍存在以下不足：第一，目前关于资产证券化破产隔离的研究面临的一个困难是有关方法论的选择问题。尽管有不少文献提到了交易环境和交易者特征对破产隔离采用与否的影响，但由于缺少一个将它们同时纳入其中的分析框架，因而无法在更大的视野中理解破产隔离条款的应用与选择问题。第二 ，已有研究未充分阐释不同环境下破产隔离的选择机制问题。第三，尚未有文献针对破产隔离条款在中国场景下的总体有效性与分类有效性进行深入讨论，对相关政策设计的支撑不足。为弥补上述不足，本文以 Cheung（1968）和 Stiglitz（1974）的合约选择视角为基础，并借鉴 Williamson（1991）的比较经济组织分析方法，即“将经济活动的组织方式视为旨在实现交易成本最小化的合约选择结果”，构建破产隔离影响交易成本的分析框架。这样一来，无论是中美资产证券化主流模式的差异，还是中国公募和私募产品破产隔离实施状况的差异，都是不同环境下为节约交易成本而进行的合约选择。而后，依托“道德风险成本—破产风险成本”框架提出若干理论假说并进行实证检验。最后，在研究结论基础上提出政策建议。 三、理论阐释与假说 资产证券化融资成本包括无风险利率和各种交易成本，本文关注的是资产证券化交易成本，它是融资成本的重要部分。在其他成本项目固定的情况下，“交易成本高”等价于“融资成本高”。在此基础上，我们考虑信息披露质量和原始权益人信用水平这两个因素，分析它们对于破产隔离交易成本效应的影响，并提出相应的政策建议。 （一）破产隔离的合约逻辑 每种资产证券化安排都是与其所对应融资交易相匹配的一个合约。在这个意义上，资产证券化中的破产隔离问题，可被视为破产隔离型合约因何被选择以及具有何种效应的问题。具体而言，破产隔离使得投资者面临两项交易成本的变化，一方面道德风险期望成本[6]增加，另一方面破产风险期望成本[7]下降，破产隔离对交易成本的最终影响取决于两项成本变化的对比情况。而这种对比情况依存于交易环境以及交易者特征，比如信息披露制度质量、原始权益人的信用水平等。只有破产隔离后资产证券化交易成本降低，破产隔离才具有应用价值。按此逻辑，给定合约双方的交易属性，针对不同的环境，资产证券化合约也会因地制宜地调整，包括表内和表外两种模式。无论哪种模式，都是特定条件下交易成本最小化的合约选择结果。图 1为本文的理论逻辑示意图。  （二）信息披露质量与破产隔离 交易环境意义上的信息披露质量会影响破产隔离合约的选择。在道德风险成本方面，道德风险期望成本 = 道德风险发生的概率×道德风险成本。信息披露质量会影响原始权益人道德风险发生的概率，表现为信息披露质量越高，原始权益人道德风险发生的概率越低。而是否采用破产隔离会影响实际发生的道德风险成本大小，表现为采用破产隔离措施后，道德风险成本上升。这样一来，对投资者而言，在高质量信息披露环境下，采取破产隔离措施后，道德风险期望成本的增加值 = 较低的道德风险发生概率×道德风险成本的增加值。在低质量信息披露环境下，采用破产隔离措施后，道德风险期望成本的增加值 = 较高的道德风险发生概率×道德风险成本的增加值。两种信息披露状态下道德风险期望成本增加值的差异，主要是由发生道德风险概率值的高低造成的。 在破产风险成本方面，破产风险期望成本 = 破产风险发生概率×破产风险成本。信息披露质量影响原始权益人的破产概率。已有研究表明，信息披露质量越高，越有利于尽早发现企业的风险点，并采取相应的预防和缓解措施，从而降低企业的破产概率（于富生、张敏，2007；徐玉德等，2011）。而是否采用破产隔离措施会影响实际发生的破产风险成本大小，表现为破产隔离后，破产风险成本下降。在高质量信息披露环境下，采取破产隔离措施后，预期破产风险成本的降低值 = 较低的破产风险发生概率×破产风险成本的降低值。在低质量信息披露环境下，采用破产隔离措施后，预期破产风险成本的降低值 = 较高的破产风险发生概率×破产风险成本的降低值。因此，两种信息披露状态下预期破产风险成本降低值的差异，主要是由破产概率的高低造成的。 综上，在高质量信息披露环境下，破产隔离后，道德风险期望成本增幅小，破产风险期望成本降幅小。在低质量信息披露环境下，破产隔离后，道德风险期望成本增幅大，破产风险期望成本降幅大。通过理论分析可以厘清信息披露质量对两项交易成本分别产生的影响（见表 1），但综合效应具有不确定性，需要通过实证分析来检验。由此提出假说 1 和假说 2，假说 2 是假说 1 的递进。 假说1：信息披露质量影响破产隔离合约的选择。 假说2：信息披露质量对破产隔离交易成本效应的影响存在差异。  （三）原始权益人信用水平与破产隔离 作为融资者的重要特征，原始权益人信用水平通过两条路径影响破产隔离的交易成本效应。在道德风险成本方面，道德风险期望成本 = 道德风险发生的概率×道德风险成本。原始权益人信用水平会影响道德风险发生的概率，当原始权益人的信用水平较高时，为了维护自身的信用和声誉，即使证券化资产已经实现破产隔离，原始权益人仍有激励去做好相应的监督工作，因而发生道德风险的概率较低。是否采用破产隔离会影响实际发生的道德风险成本大小，表现为破产隔离后，道德风险成本上升。这样一来，高信用主体选择破产隔离后，道德风险期望成本的增加值 =较低的道德风险发生概率×道德风险成本的增加值。中等信用主体选择破产隔离后，道德风险期望成本的增加值 = 中等的道德风险发生概率×道德风险成本的增加值。低信用主体选择破产隔离后，道德风险期望成本的增加值 = 较高的道德风险发生概率×道德风险成本的增加值。因此，不同信用水平下道德风险期望成本增加值的差异，主要是由原始权益人发生道德风险概率值的高低造成的。 在破产风险成本方面，破产风险期望成本 = 破产风险发生概率×破产风险成本。原始权益人信用水平会影响破产概率，即原始权益人信用水平越高，履约能力越强，违约和破产的概率越低。而是否采用破产隔离措施会影响实际发生的破产风险成本大小，表现为破产隔离后，破产风险成本下降。当原始权益人信用水平较高时，对于投资者而言，采取破产隔离措施后，预期破产风险成本的降低值 = 较低的破产风险发生概率×破产风险成本的降低值。当原始权益人为中等水平信用主体时，破产隔离后，预期破产风险成本的降低值 = 中等的破产风险发生概率×破产风险成本的降低值。当原始权益人信用水平较低时，破产隔离后，预期破产风险成本的降低值 = 较高的破产风险发生概率×破产风险成本的降低值。因此，不同信用水平下预期破产风险成本降低值的差异，主要是由原始权益人破产概率值的高低造成的。 综上，当原始权益人为高信用主体时，破产隔离后，对于投资者而言，道德风险期望成本增幅小，预期破产风险成本降幅小。当原始权益人为低信用主体时，破产隔离后，道德风险期望成本增幅大，预期破产风险成本降幅大。当原始权益人为中等水平信用主体时，破产隔离后，对于投资者而言，道德风险期望成本变化和预期破产风险成本变化介于高低信用主体的两类成本变化之间。通过理论分析，可以梳理出原始权益人信用水平如何影响两类成本效应（见表 2），但不能得出综合效应，需要通过实证分析来检验。 假说 3：原始权益人信用水平对破产隔离交易成本效应的影响存在差异。  四、数据来源和变量选取 （一）数据来源 本文数据来源于 Wind 数据库、中国资产证券化分析网以及国家统计局。其中，是否出表（sfcb）、原始权益人性质（xz）以及是否存在外部信用增级（wbzj）来源于 Wind 数据库，优先级利率（yxjll）、期限（qx）、金额（je）、还本方式（hbfs）、原始权益人信用评级（xypj）、是否公募发行（gm）、次级占比（cjzb）这七项指标在两个网站上都有披露。货币供应量同比增长率（hbgy）来源于国家统计局网站。受次贷危机的影响，中国于 2012年 5 月才重启资产证券化的发行，2013 年以后逐渐步入正轨，因而文章选取的样本时间段为 2013-2018年。在剔除了缺失数据后，形成样本量为 1 517 的资产证券化合约混合截面数据。 （二）变量选取 本文的核心解释变量为是否出表（sfcb），以此来衡量是否实现破产隔离。鉴于破产隔离程度难以量化，已有文献中实证分析很少。Ayotte 和 Gaon（2005）将“政策变量 Post-LTV”作为破产隔离的代理变量，研究法院判决前后资产证券化融资成本的变化。作者认为，法院判决“允许 LTV 钢铁公司将出表的证券化资产纳入破产财产”，破坏了破产隔离机制的有效性，影响了投资者的预期，导致原始权益人的融资成本上升。尽管该代理变量具有合理性，但在中国场景下，由于破产隔离的政策变革以及法律实践较少，尚不能找到具有代表性的外部冲击变量。付焕和王静（2016）使用“原始权益人的资产负债率对融资成本的影响程度”来衡量破产隔离保护程度（若影响不显著，则被视为做到了完全的破产隔离保护），并通过实证检验得出“当前环境下基础设施资产证券化无法实现破产隔离”的结论。本文认为该代理变量仅适用于分析企业资产证券化的破产隔离状况，并不能推广到信贷资产证券化。因为银行作为信贷资产证券化的原始权益人，具有高资产负债率和低破产风险的特点，使得银行的资产负债率与融资成本关联不大。因此，以“资产负债率对融资成本影响不显著”来间接证明“证券化资产实现了破产隔离”值得商榷。本文提出以虚拟变量“是否出表（sfcb）”来指代“是否实现破产隔离”，若出表，取值为 1，反之则取 0，这在一定程度上能够缓解上述测算中的难题：首先，“是否出表”是更为直接的衡量指标。在资产证券化过程中，一般通过真实出售来实现破产隔离，而真实出售意味着证券化资产出表（彭冰，2001；何小锋，2002；黄荷懿，2010；Iacobucci and Winter，2005）。其次，“是否出表”同时适用于分析信贷资产证券化和企业资产证券化的破产隔离实施状况。 此外，本文将“是否公募发行（gm）”作为信息披露完善程度的代理指标，若是公募发行，取值为 1，若是私募发行，则取值为 0。信息披露完善程度是公募和私募的重要区别之一，主要表现为：公募要求强制性信息披露，包括投资标的、投资组合、产品净值等。私募没有强制信息披露义务，而是由协议约定，并且中国当前的私募信息披露存在诸多缺陷（梁清华，2014）。文章利用发行起始日前后原始权益人的信用评级（xypj）来衡量信用水平，将信用评级分为 AAA、AA+、AA 以及 AA 以下四个层次，均采用虚拟变量来表示，即“是否为 AAA”、“是否为 AA+”、“是否为 AA”及“是否为 AA 以下”。由于本文关注的是资产证券化交易成本，它是融资成本的一部分。在其他成本项目固定的情况下，交易成本高等价于融资成本高。因此，文中使用优先级利率（yxjll）作为被解释变量。其他控制变量分别为还本方式（hbfs）、期限（qx）、金额（je）、原始权益人性质（xz）、次级占比（cjzb）、是否外部信用增级（wbzj）、货币供应量同比增长率（hbgy），具体说明如表 3 所示。  （三）描述性统计 本文实证中剔除了存在数据缺失的样本，剩余样本量为 1 517（见表 4）。优先级利率的均值为 0.051 6。是否出表的均值为 0.067 0，即样本中 6.7%的合约实现了出表。还本方式的均值为0.491 1，即样本中 49.11%的合约的还本方式是过手型。是否公募发行的均值为0.299 3，即 29.93%的合约是公募发行。原始权益人性质的均值为 0.438 4，说明43.84%的原始权益人是国有性质。优先级期限的均值为 1.997 4，优先级发行金额的均值为 18.767 9，次级占比的均值为 0.127 5。是否外部信用增级的均值为 0.200 5，说明 20.05%的合约具有外部信用增级。在原始权益人信用等级分布上，AAA 评级占比为 28.46%，AA+ 评级占比为 12.34%，AA 评级占比为 6.92%，AA 以下评级占比为 52.22%。此外，货币供应量同比增长率的均值为 10.06%。  五、实证模型设计 根据假说 1“信息披露质量影响破产隔离合约的选择”，本文用是否出表（sfcb）作为破产隔离合约选择的代理变量，构建以下基准回归模型： sfcb= c + β × gm + αx1+ θ1+ θ2+ ε （1） 其中，sfcb 代表资产是否实现破产隔离，gm 是指发行方式是否为公募，x1为影响破产隔离实施的控制变量，包括信用评级（xypj）[8]、次级占比（cjzb）[9]、是否存在外部信用增级（wbzj）[10]。θ1为省份固定效应，θ2为年份固定效应，ε 代表扰动项。 根据假说 2“信息披露质量对破产隔离交易成本效应的影响存在差异”，本文将是否破产隔离与是否公募发行的交叉项纳入模型，构建以下基准回归模型： yxjll = c+ f × sfcb + γ × gm + β × sfcb × gm + αx2+ θ1+ θ2+ ε（2） 其中，yxjll 为优先级利率，sfcb×gm 代表是否实现破产隔离与信息披露完善程度的交叉项，来考察二者共同作用对利率的影响。x2为影响利率的控制变量，包括还本方式（hbfs）、优先级期限（qx）、优先级发行金额（je）、原始权益人性质（xz）、原始权益人信用评级（xypj）、外部信用增级（wbzj）、次级占比（cjzb）、货币供应量同比增长率（hbgy）。 根据假说 3“原始权益人信用水平对破产隔离交易成本效应的影响存在差异”，本文将是否实现破产隔离与原始权益人各信用评级的交叉项分别纳入模型中，来考察原始权益人的信用状况对破产隔离实际效果的影响。构建以下基准回归模型： yxjll = c+ f × sfcb + γ × xypj + β × sfcb × xypj + αx2+ θ1+ θ2+ ε （3） 其中，xypj 表示证券发行时原始权益人的信用水平，以四个虚拟变量来表示：“是否为 AAA”、“是否为AA+”、“是否为 AA”、“是否为 AA 以下”。是则取值为 1，反之为 0。控制变量与式（2）中含义相同。 六、实证结果分析 （一）对假说 1 的检验 本文运用 Logit 模型检验假说 1，并使用 Probit 模型进行稳健性检验。表 5 展示了全样本和非信贷资产证券化样本的回归结果：“是否公募发行”的系数都显著为正，这意味着信息披露制度越完善，原始权益人选择破产隔离的概率越高。这与中国公募环境下破产隔离使用率高于私募环境、美国以表外模式为主而中国以表内模式为主的现象具有一致性。  （二）对假说 2 的检验 表 6 报告了信息披露状况对破产隔离实际作用的影响。回归（1）展示的是在不考虑信息披露条件下的回归结果，原始权益人选择破产隔离对交易成本的作用不显著。回归（2）考虑了信息披露环境对破产隔离交易成本效应的影响，回归结果表明公募环境下破产隔离能够显著降低成本 0.52 个百分点。 本文使用以下四种方法对其进行稳健性检验：第一，考虑到破产隔离合约主要集中在基础资产为债权的资产证券化中，只保留该类资产证券化样本进行回归。相关结果如表 7 第 1 列所示。第二，为了更准确地衡量各资产证券化融资水平的差异，将利率原始数据按降序排列，取其排序的对数值作为融资水平的衡量指标。相关结果如表 7 第 2 列所示。第三，通过加入地区法治化水平指标来解决由遗漏变量造成的内生性问题。法治化水平既会影响破产隔离的选择（彭冰，2001），也会影响融资成本（王彦超等，2016），导致是否破产隔离这一变量可能是内生的。为解决该问题，在模型中加入地区法治化水平排名[11]，回归结果如表 7 第 3 列所示。第四，为了避免普通线性回归模型可能岀现的选择性偏差问题本文对分样本（公募资产证券化样本和私募资产证券化样本）采用倾向得分匹配法进行估计。将实现破产隔离的样本作为“实验组”，未实现破产隔离的样本作为“控制组”。由于样本容量并不十分大，文中选取有放回的一对四匹配方法进行卡尺内最近邻匹配，以此检验不同信息披露状况下破产隔离对交易成本的影响。在表8中，分样本的结果显示，公募环境下，破产隔离措施使得成本降低0.21个百分点；私募环境下，破产隔离对降低成本的作用不显著。   基础回归和稳健性检验的结果都表明：信息披露制度越完善，破产隔离越有利于降低成本。上述结论可以在中美两国资产证券化的主流实践模式中得到验证。首先，两国存在信息披露监管政策的差异。美国已明确不同证券化产品的信息披露要点，规定 CMBS、RMBS、车贷 ABS等产品逐笔披露基础资产信息。而中国资产证券化的信息披露规范较为粗略，2005 年中国人民银行发布《资产支持证券信息披露规则》，2014 年中国证监会出台《证券公司及基金管理公司子公司资产证券化业务信息披露指引》，两份文件都偏重于提出原则性的要求，对不同类型资产证券化的信息披露并没有细化的规定。直至 2017 年，沪深交易所才陆续发布专项资产证券化信息披露指南。其次，公募和私募产品的信息披露存在差异。在法律约束机制、市场竞争压力和投资者的要求下，美国的私募产品在信息披露内容、形式和详细程度等方面与公募产品基本趋同。而中国的公募产品信息披露较为完备，私募产品的信息披露却严重不足。第三，美国对原始权益人、重要借款人、重要增信方等重要参与者实行分层披露制度。比如，当原始权益人的发起资产占基础资产的比例大于 20%时，则需要披露原始权益人的组织形式、风险、利益、原始债权项目的情况等信息（潘紫宸、杨勤宇，2016）。这种分层披露制度，有利于监督和约束具有较大潜在风险的原始权益人的行为，降低道德风险成本，而中国在该方面缺乏必要的信息披露制度设计。总体来看，美国的信息披露质量更高，破产隔离具有更大的经济价值，因而表外模式成为美国资产证券化的主流模式。在中国的实践中，信息披露制度不完善，破产隔离型合约的总体占比为 6.7%，公募和私募环境下破产隔离型合约的比重分别为 23%和 1%[12]，资产证券化以表内模式为主。 （三）对假说3的检验 表 9 的 1-4 列展示了全样本原始权益人的信用水平对破产隔离实际作用的影响。第 1-4 列分别加入了交叉项，结果表明：在回归（1）中，“是否出表×AAA”的系数显著为正，这说明在AAA 评级的原始权益人条件下，破产隔离不能起到降低成本的作用，反而使成本增加了 0.66个百分点。在回归（2）中，“是否出表×AA+”的系数变为负，但不显著。这意味着当原始权益人为AA+ 评级时，破产隔离显现出降低成本的趋势（尽管这种趋势尚不明显）。当原始权益人信用评级为 AA 时，实现破产隔离使成本降低了 0.93 个百分点。在回归（4）中，“是否出表×AA 以下”的系数为负，但不显著。这表明当原始权益人信用评级为 AA 以下时，破产隔离降低成本的作用减弱。综上，实证结果表明，原始权益人信用水平对破产隔离交易成本作用的影响存在差异。与高信用和低信用两类主体相比，破产隔离更有利于降低中等水平信用主体的成本。   本文使用四种方法对假说 3 进行稳健性检验。第一，只保留基础资产为债权的资产证券化样本进行回归，结果如表 9 第 5-8 列所示。第二，以利率的降序排名来衡量融资成本，结果如表 10 第 1-4 列所示。第三，在模型中加入地区法治化水平排名，结果如表10 第 5-8 列所示。第四，使用分位数回归方法。一方面，分位数回归使用残差绝对值的加权平均作为最小化的目标函数，能够降低极端值的影响；另一方面，可以考察不同融资成本分布下原始权益人信用水平对破产隔离实际作用的影响差异。相关结果如表 11 所示。以上回归结果基本一致，表明该部分实证结果是稳健的。 基础回归以及稳健性检验的结果均表明，原始权益人信用水平对破产隔离实际作用的影响存在差异。与高信用和低信用两类主体相比，破产隔离更有利于降低中等水平信用主体的成本。原因可能在于，当原始权益人为高信用主体时，破产隔离后，投资者道德风险期望成本和预期破产风险成本都比较低，破产隔离对降低成本的价值不大，甚至还可能增加成本。低信用主体的证券化资产实现破产隔离后，虽然投资者破产风险期望成本会下降，但道德风险期望成本会显著增加，因而可推断破产隔离对降低低信用主体成本的作用十分有限。中等信用主体选择破产隔离后，投资者道德风险期望成本相对较低，预期的破产程序成本下降，投资者索取的风险溢价较低，有利于降低成本。 七、结论及政策建议 本文运用交易成本经济学与合约理论的研究逻辑，将破产隔离条款采用与否视为信用合约的选择问题。进一步的实证研究发现，破产隔离对交易成本的影响作用受到信息披露状况以及原始权益人信用水平的制约，这为差别化监管政策的制定与完善提供了如下启示： 第一，破产隔离对交易成本的影响受到交易环境状况的制约。为了更好地发挥破产隔离机制的价值，监管部门应进一步加强以信息披露为核心的交易环境建设，主要包括两方面内容：一是私募情况下尽可能扩大信息披露范围。在美国，机构类抵押贷款证券化（MBS）和私募发行的资产支持证券等不具有强制信息披露义务的证券化产品，也形成了系统的信息披露惯例，与公募产品的披露范围和内容基本趋同，这对改善中国资产证券化业务的信息披露状况具有启示意义。二是进一步推进企业证券化资产的公募发行。尽管交易商协会资产支持票据（ABN）市场可以使企业资产获得公募发行的渠道，但交易商协会的高要求和低效率使得该市场的规模仍比较小，难以满足企业的现实需要。因此，相关部门有必要为企业证券化资产的公募发行创造有利的条件。除了完善信息披露制度，有关部门还应完善司法征信基础设施。尤其是在 SPV 的法律地位、破产隔离、真实出售等相对模糊的领域应建立专门的法律法规，为中国资产证券化的健康发展提供法律保障，以此来进一步降低交易成本。  第二，破产隔离机制对交易成本的影响与原始权益人的信用状况相关，这对监管部门的政策实施以及原始权益人的破产隔离选择具有启示意义。对于高信用和低信用主体，选择破产隔离对降低交易成本的边际贡献较小，有时甚至会增加成本，因而破产隔离未必是最优选择。当原始权益人为中等水平信用主体时，破产隔离有利于降低成本，可考虑应用破产隔离条款。同时，这也意味着监管部门不宜对破产隔离做出过于刚性的要求。也就是说，在当前的制度环境下，破产隔离监管政策不能一刀切，而应是差异化的。在这个过程中，既要有利于降低风险，又不能过度增加实施主体的负担，差别化监管政策有助于实现两者的平衡。 第三，相关部门应化解制度障碍为基础资产实现破产隔离提供有利的条件。在目前已发行的资产证券化合约中，基础资产没有实现破产隔离的原因主要有两种：一是基础资产的性质决定了其难以实现破产隔离，如基础设施资产证券化依赖于原始权益人的经营和管理，并不适于采用破产隔离。二是现有制度不利于资产实现破产隔离，诸如债权转让需要履行逐一通知义务、特定资产收益权转让后缺乏相应的登记和公示程序、可租赁资产进行真实出售将面临高额的营业税和契税等。前者涉及的未采用破产隔离具有合理性，监管部门不应强制推行。后者涉及的是制度完善与实施成本问题，若有关部门能够做好协调工作，扫除破产隔离机制的实施障碍，就有利于充分释放破产隔离制度的潜在功效。 脚注 [1]本文将资产证券化定义为：以资产所产生的现金流为支撑，通过转换或者衍生方式实现特定资产不同程度的风险隔离和信用增强，进而将之转变为证券化权利的过程。 [2]《2018 年资产证券化发展报告》，中央国债登记结算公司证券化研究组。 [3]本文将破产隔离定义为：在资产证券化中，通过真实出售，在原始权益人和投资者之间建立起一道“风险防火墙”。通过这一制度设计，即使原始权益人破产，这部分资产也不会被当作原始权益人的资产用于清偿其他债务。 [4]2008 年 2 月 4 日发布《关于进一步加强信贷资产证券化业务管理工作的通知》；2013 年 8 月 28 日，中国人民银行就进一步扩大信贷资产证券化试点答问；2018 年 8 月 8 日印发《2018 年降低企业杠杆率工作要点》。 [5]从 Wind 数据库收集数据计算而得。 [6]资产证券化涉及多种道德风险成本，本文分析的道德风险成本指：原始权益人有效运营基础资产的激励不足，使得资产未来的现金流收益下降，导致证券化投资者遭受损失。道德风险期望成本=道德风险发生的概率×道德风险成本。 [7]破产风险成本：在未实现破产隔离的情况下，原始权益人一旦破产，证券化资产将被列入破产财产进行清算，使得其他债权人与证券化投资者共同分配该部分资产的收益，导致证券化投资者遭受损失。破产风险期望成本=破产发生的概率×破产风险成本。 [8]由文章第三部分可知，原始权益人的信用水平会影响破产隔离的实施成本。 [9]保留次级收益是常用的追索权形式之一。一般而言，次级资产支持证券由原始权益人持有，因此，次级占比越多，保留的次级收益越多，越难以实现破产隔离。参见彭冰（2001）。 [10]外部信用增级是常用的追索权形式之一，主要包括差额支付承诺、保证担保、回购承诺等方式，会影响破产隔离的实施。参见彭冰（2001）。 [11]数据来源：王小鲁等（2019）。 [12]根据 Wind 数据库中资产证券化合约数据计算而得。 参考文献 [1]巴曙松、王超，2018. 分析师对业绩披露信息含量及其市场定价效率的影响. 金融论坛，（10）：3-17. 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