對(duì)外擔(dān)保與公司違規(guī)行為

胡長冬，姚曦

1.2.新疆財(cái)經(jīng)大學(xué)，新疆烏魯木齊 830012

一、引言

近年來，我國上市公司違規(guī)事件頻發(fā)，如康美藥業(yè)巨額財(cái)務(wù)造假300億元、康得新虛增貨幣資金122億元、獐子島扇貝離奇“出逃”等。上市公司違規(guī)行為不僅沉重打擊了投資者信心，而且還具有“近墨者黑”的地區(qū)同群傳染效應(yīng)（陸蓉和常維，2018），嚴(yán)重破壞了資本市場的穩(wěn)定性。2021年1月31日，中共中央辦公廳、國務(wù)院辦公廳印發(fā)《建設(shè)高標(biāo)準(zhǔn)市場體系行動(dòng)方案》，指出對(duì)違法違規(guī)行為“零容忍”，凸顯了監(jiān)管部門防范和治理公司違規(guī)行為、切實(shí)保護(hù)投資者利益的決心，也間接表明公司違規(guī)問題已成為影響我國資本市場健康發(fā)展的頑疾。因此深入考究公司違規(guī)行為發(fā)生的邏輯所在，不僅具有一定程度的理論價(jià)值，而且有助于監(jiān)管機(jī)構(gòu)開拓新的防治思路，促進(jìn)資本市場高質(zhì)量發(fā)展。

公司違規(guī)主要源于管理層、大股東的自利傾向（Dechow et al.，1996），如通過粉飾報(bào)表以獲取股權(quán)激勵(lì)（謝德仁，2018）、違規(guī)披露抬升股價(jià)以募集更多資金（Bar-Gill&Bebchuk，2002）等。此外，惡化的財(cái)務(wù)情況與激烈的外部競爭壓力也是公司違規(guī)行為發(fā)生的關(guān)鍵（Baucus，1994）。也有學(xué)者從內(nèi)外部治理機(jī)制研究了違規(guī)的影響因素。從內(nèi)部因素來看，董事會(huì)規(guī)模（蔡志岳等，2007）、股權(quán)結(jié)構(gòu)（陳國進(jìn)等，2005）、獨(dú)立董事（Beasley，1996；陸瑤等，2016）以及高管特征（戴亦一等，2017）等會(huì)影響公司違規(guī)行為的發(fā)生。從外部因素來看，有研究發(fā)現(xiàn)機(jī)構(gòu)投資者持股（陸瑤等，2012）、分析師跟蹤（鄭建明等，2015）、媒體報(bào)導(dǎo)（周開國等，2016）、投資者進(jìn)行實(shí)地調(diào)研（卜君和孫光國，2020）以及企業(yè)購買“董責(zé)險(xiǎn)”后保險(xiǎn)機(jī)構(gòu)的介入（李從剛和許榮，2020），都能發(fā)揮有力的監(jiān)督作用，利于抑制公司違規(guī)的發(fā)生。但是，到目前為止，未見有文獻(xiàn)研究對(duì)外擔(dān)保對(duì)公司違規(guī)的影響。

在市場經(jīng)濟(jì)中，擔(dān)保作為一種信用證明，能夠促進(jìn)貸款人與借款人之間債務(wù)契約的形成，是一種較為普遍的商業(yè)行為。同時(shí)，擔(dān)保作為融資體系的一部分，有利于緩解被擔(dān)保企業(yè)融資難的現(xiàn)實(shí)性問題，但是，對(duì)于擔(dān)保方來說，卻不可避免地承擔(dān)了風(fēng)險(xiǎn)。目前我國學(xué)者關(guān)于對(duì)外擔(dān)保的研究主要集中在經(jīng)濟(jì)后果方面，如對(duì)外擔(dān)保是控制性股東侵占小股東利益的主要途徑，具有價(jià)值毀損效應(yīng)（劉小年和鄭仁滿，2005；鄭建明等，2005）、增大了企業(yè)所面臨的財(cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)（王楚萱等，2018）、導(dǎo)致更高的融資成本（冷奧琳，2015；劉彬等，2017；王楚萱等，2018）且更容易被審計(jì)師出具非標(biāo)準(zhǔn)審計(jì)意見（李嘉明和楊帆，2016；高文進(jìn)和付書博，2018）等。從我國學(xué)者研究結(jié)果來看，對(duì)外擔(dān)保大都帶來了不良效應(yīng)。那么，存在對(duì)外擔(dān)保行為的上市公司其違規(guī)傾向會(huì)有所增加嗎？二者的關(guān)系究竟是什么呢？已有文獻(xiàn)并沒有給出相應(yīng)的解答。

基于此，本文以我國2010—2019年A股上市公司為研究對(duì)象，實(shí)證檢驗(yàn)對(duì)外擔(dān)保對(duì)公司違規(guī)行為的影響。研究發(fā)現(xiàn)：對(duì)外擔(dān)保與公司違規(guī)顯著正相關(guān)，且擔(dān)保規(guī)模越大，違規(guī)傾向越大；存在高風(fēng)險(xiǎn)擔(dān)保的企業(yè)，違規(guī)傾向會(huì)顯著提升。在通過更換度量方式、因變量前置檢驗(yàn)、傾向得分匹配等穩(wěn)健性測試后，結(jié)論依然可靠，并發(fā)現(xiàn)存在對(duì)外擔(dān)保—財(cái)務(wù)困境—公司違規(guī)的機(jī)制路徑。進(jìn)一步研究發(fā)現(xiàn)，國有控股的治理降低了對(duì)外擔(dān)保對(duì)于公司違規(guī)的負(fù)面作用，這主要在于國有企業(yè)擔(dān)保后，國資委會(huì)加大監(jiān)管力度以保護(hù)國有資產(chǎn)，進(jìn)而抑制了公司違規(guī)傾向；同時(shí)發(fā)現(xiàn)高審計(jì)質(zhì)量在對(duì)外擔(dān)保對(duì)公司違規(guī)的影響中發(fā)揮了抑制作用。

本文可能的貢獻(xiàn)體現(xiàn)在以下三個(gè)方面：第一，以往研究多從動(dòng)因及后果研究企業(yè)的對(duì)外擔(dān)保，本文基于對(duì)外擔(dān)保來研究對(duì)公司違規(guī)影響的機(jī)理，并發(fā)現(xiàn)財(cái)務(wù)困境在之間發(fā)揮了部分中介效應(yīng)，拓寬了有關(guān)對(duì)外擔(dān)保經(jīng)濟(jì)后果的相關(guān)研究；第二，以往研究多從內(nèi)外部治理機(jī)制研究公司違規(guī)的產(chǎn)生，鮮見有學(xué)者從對(duì)外擔(dān)保角度研究公司違規(guī)，本文檢驗(yàn)出對(duì)外擔(dān)保是公司違規(guī)行為發(fā)生的一個(gè)重要因素，豐富了公司違規(guī)內(nèi)部影響因素的文獻(xiàn)；第三，從現(xiàn)實(shí)意義來看，本文研究結(jié)論有助于監(jiān)管部門增加對(duì)對(duì)外擔(dān)保行為的關(guān)注度，為上市公司經(jīng)營、監(jiān)管機(jī)構(gòu)治理違規(guī)以及保護(hù)國有資產(chǎn)方面提供了政策啟示。

二、理論分析與研究假設(shè)

（一）對(duì)外擔(dān)保與公司違規(guī)

對(duì)外擔(dān)保是指擔(dān)保方以其財(cái)產(chǎn)或信用為第三方的債務(wù)提供保證，即當(dāng)債務(wù)人無法如期償債時(shí)，由擔(dān)保方代為履行債務(wù)。該行為本是一種正常的社會(huì)經(jīng)濟(jì)現(xiàn)象，然而由于“擔(dān)保鏈”、“擔(dān)保圈”的無秩序發(fā)展，擔(dān)保企業(yè)的或有負(fù)債很可能轉(zhuǎn)變?yōu)閷?shí)際負(fù)債，造成企業(yè)巨額經(jīng)濟(jì)損失甚至破產(chǎn)（張璐璐和徐飛，2008），對(duì)外擔(dān)保儼然產(chǎn)生了一些不利影響，使得公司違規(guī)行為悄然滋生。具體地，主要通過以下兩個(gè)方面來進(jìn)行分析。

第一，對(duì)外擔(dān)保誘發(fā)了管理者自利傾向，進(jìn)而增加了公司違規(guī)行為。根據(jù)代理理論，管理者與所有者利益目標(biāo)函數(shù)存在異質(zhì)性，即所有者往往重視企業(yè)長遠(yuǎn)發(fā)展，而管理者卻更關(guān)注短期財(cái)富。由于對(duì)外擔(dān)保對(duì)于管理者來說是一種低成本的投資決策，如果擔(dān)保借款契約形成，可以為其帶來收益（如被擔(dān)保方支付的擔(dān)保金收入等），還可以帶來較好的報(bào)酬（管理者業(yè)績表現(xiàn)所帶來的獎(jiǎng)勵(lì)），當(dāng)擔(dān)保決策失敗時(shí)，經(jīng)理人所承擔(dān)的責(zé)任卻是極其有限的（龔凱頌和吳靜，2005）。而違規(guī)主要源于管理層或大股東的自利傾向（Dechow et al.，1996），因此，在擔(dān)保決策風(fēng)險(xiǎn)與收益不對(duì)等的情況下，管理者冒險(xiǎn)主義、機(jī)會(huì)主義必然滋生，謀私動(dòng)機(jī)凸顯，進(jìn)而公司違規(guī)行為可能增加。同時(shí)，我國職業(yè)經(jīng)理人才市場并不完善，上市公司的經(jīng)理人大都由控股股東指派（龔凱頌和吳靜，2005），經(jīng)理人易與控制性股東合謀進(jìn)行“掏空”行為，攫取私利。

第二，對(duì)外擔(dān)保提高了經(jīng)營與財(cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)，進(jìn)而增加了公司違規(guī)傾向。上市公司對(duì)外擔(dān)保向被擔(dān)保方讓渡了信譽(yù)資產(chǎn)（劉小年和鄭仁滿，2005），促進(jìn)了借貸契約的形成，但大部分公司并沒有因此而得到相應(yīng)的回報(bào)。由于信息不對(duì)稱的存在，擔(dān)保方實(shí)際上持續(xù)處于信息劣勢，比如對(duì)于被擔(dān)保方的生產(chǎn)規(guī)模、管理理念等信息難以獲取，且被擔(dān)保方很可能會(huì)隱藏這些重要信息，或者“美化”自身的償債能力，使得擔(dān)保方無法了解其真實(shí)的財(cái)務(wù)狀況。此外，在擔(dān)保契約形成后，擔(dān)保企業(yè)也面臨著被擔(dān)保企業(yè)的道德風(fēng)險(xiǎn)問題，如被擔(dān)保方很可能會(huì)改變?cè)ㄈ谫Y用途，反而將款項(xiàng)用于在職消費(fèi)、提升福利待遇等（劉偉，2007），或者進(jìn)行更高風(fēng)險(xiǎn)的投資，而投資失敗的風(fēng)險(xiǎn)卻隨擔(dān)保鏈條傳導(dǎo)至擔(dān)保方。吳國萍和馬施（2010）曾指出，當(dāng)公司面臨的財(cái)務(wù)壓力過大時(shí)，公司會(huì)更有可能通過實(shí)施違規(guī)行為來達(dá)到“保殼”、“償債”、“保盈”的多重目的。因此，在擔(dān)保契約的法律約束責(zé)任下，被擔(dān)保方一旦因各種原因無力償債時(shí)，擔(dān)保企業(yè)將代其履約，這種或有負(fù)債轉(zhuǎn)化為真實(shí)負(fù)債的無法預(yù)知性顯著加劇了公司財(cái)務(wù)壓力，在上市公司“保殼”、“保盈”壓力下，企業(yè)違規(guī)傾向可能有所增加。基于此，本文提出假設(shè)H1：

H1：對(duì)外擔(dān)保與公司違規(guī)行為正相關(guān)。

（二）擔(dān)保規(guī)模與公司違規(guī)

王克敏（2006）曾考察了企業(yè)對(duì)外擔(dān)保后的市場反應(yīng)，發(fā)現(xiàn)對(duì)外擔(dān)保公告會(huì)導(dǎo)致顯著的負(fù)向市場反應(yīng)，且擔(dān)保規(guī)模越大，負(fù)向反應(yīng)越顯著。此外，張俊瑞等（2014）研究亦發(fā)現(xiàn)上市公司對(duì)外擔(dān)保規(guī)模越大，自身持續(xù)經(jīng)營能力越容易被影響。而對(duì)外擔(dān)保的風(fēng)險(xiǎn)正主要體現(xiàn)在被擔(dān)保方因各種原因而無力償還債務(wù)時(shí)，且囿于擔(dān)保契約的法律約束，擔(dān)保方將承擔(dān)契約責(zé)任，履行相應(yīng)債務(wù)（李嘉明和楊帆，2016），由此擔(dān)保的風(fēng)險(xiǎn)便會(huì)隨著擔(dān)?？傤~的增加而顯著增大，擔(dān)保方因此承受的風(fēng)險(xiǎn)也隨之提高，亦會(huì)使企業(yè)的正常經(jīng)營出現(xiàn)不可預(yù)知性，影響著企業(yè)的持續(xù)性經(jīng)營。因此有理由認(rèn)為，公司擔(dān)保規(guī)模越大，越會(huì)向市場傳遞出企業(yè)存在高風(fēng)險(xiǎn)的信號(hào)，那么企業(yè)出于“趨利避害”的動(dòng)機(jī)，其違規(guī)傾向可能會(huì)進(jìn)一步增加。基于此，本文提出假設(shè)H2：

H2：在其他條件不變的情況下，對(duì)外擔(dān)保規(guī)模越大，上市公司違規(guī)傾向越大。

（三）高風(fēng)險(xiǎn)擔(dān)保與公司違規(guī)

擔(dān)保的高風(fēng)險(xiǎn)主要體現(xiàn)在較大的擔(dān)保規(guī)模以及異常的被擔(dān)保對(duì)象（李嘉明和楊帆，2016）。當(dāng)企業(yè)對(duì)擔(dān)保規(guī)模不加以限制時(shí)，將承載著過高的或有負(fù)債，進(jìn)而隨時(shí)牽動(dòng)著企業(yè)籌資、投資、經(jīng)營等行為，擔(dān)保的風(fēng)險(xiǎn)會(huì)顯著提高。同時(shí)，被擔(dān)保對(duì)象的異常主要體現(xiàn)在，為資產(chǎn)負(fù)債率過高的企業(yè)擔(dān)保以及為控股股東、實(shí)際控制人及其關(guān)聯(lián)方進(jìn)行擔(dān)保。首先，高負(fù)債率企業(yè)財(cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)較大，且償債能力較低，為之擔(dān)保的風(fēng)險(xiǎn)會(huì)明顯加大；其次，為關(guān)聯(lián)方擔(dān)保是控股股東侵害中小股東利益的主要手段，且通常表現(xiàn)為資金侵占、攫取隱性收益，進(jìn)而降低了企業(yè)價(jià)值（鄭建明等，2005；徐攀，2017）?？梢?，為異常對(duì)象進(jìn)行擔(dān)保，上市公司更容易被“掏空”，負(fù)擔(dān)的風(fēng)險(xiǎn)也更高。

至此，亦有大量文獻(xiàn)對(duì)高風(fēng)險(xiǎn)擔(dān)保進(jìn)行了研究，如審計(jì)師在執(zhí)行審計(jì)時(shí)會(huì)給予更多關(guān)注并容易出具非標(biāo)準(zhǔn)審計(jì)意見（張俊瑞和劉斌，2014）、降低了企業(yè)自身商業(yè)信用融資，面臨更大的財(cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)（王楚萱等，2018）等。由此可以發(fā)現(xiàn)，高風(fēng)險(xiǎn)擔(dān)保較之一般擔(dān)保，帶來了更大的風(fēng)險(xiǎn)，影響了正常經(jīng)營，更可能致使企業(yè)陷入財(cái)務(wù)囹圄。因此，上市公司為了“保殼”、“保盈”，很可能會(huì)實(shí)施某些違規(guī)行為來掩飾風(fēng)險(xiǎn)，欺蒙投資者以隱藏自身的高風(fēng)險(xiǎn)特征?；诖?，本文提出假設(shè)H3：

H3：在其他條件不變的情況下，高風(fēng)險(xiǎn)對(duì)外擔(dān)保的存在會(huì)使公司違規(guī)傾向增加。

三、研究設(shè)計(jì)

（一）樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

本文選取了滬深兩市A股上市公司2010—2019年的數(shù)據(jù)為樣本，并對(duì)金融業(yè)、保險(xiǎn)業(yè)、ST公司及各變量存有缺失值的樣本進(jìn)行剔除，最終得到21639個(gè)觀測值。本文使用的上市公司財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)均來自國泰安數(shù)據(jù)庫。其中，擔(dān)保相關(guān)數(shù)據(jù)來自CSMAR中“擔(dān)保數(shù)據(jù)庫”，違規(guī)相關(guān)數(shù)據(jù)取自CSMAR中“違規(guī)數(shù)據(jù)庫”，并使用Stata16.0和Excel2019進(jìn)行數(shù)據(jù)處理。此外，為了降低極端值的影響，本文對(duì)所有連續(xù)變量進(jìn)行了1%的Winsorize處理。

（二）變量定義

1.被解釋變量

參考陸瑤等（2016）的研究，定義公司違規(guī)，若上市公司在當(dāng)年度被稽查出有違規(guī)行為取1，否則為0。

2.解釋變量

借鑒李嘉明等（2016）、王楚萱等（2018）的研究，對(duì)外擔(dān)保表示啞變量，即當(dāng)年存在對(duì)外擔(dān)保賦值為1，否則為0；擔(dān)保規(guī)模指當(dāng)年擔(dān)?？傤~占凈資產(chǎn)的比例；高風(fēng)險(xiǎn)擔(dān)保指：（1）擔(dān)?？傤~占凈資產(chǎn)比重超50%之后提供的擔(dān)保；（2）為資產(chǎn)負(fù)債率超70%的對(duì)象進(jìn)行擔(dān)保；（3）為股東、實(shí)際控制人及其關(guān)聯(lián)方進(jìn)行擔(dān)保，存有以上之一賦值為1，否則為0。

3.控制變量

借鑒陸瑤等（2012）、梁上坤等（2020）的研究，本文從公司經(jīng)營以及公司治理角度設(shè)置了控制變量并進(jìn)行了定義，具體見表1。此外，本文還對(duì)公司行業(yè)效應(yīng)、年度效應(yīng)進(jìn)行了控制。

表1 變量定義

（三）模型設(shè)計(jì)

為了檢驗(yàn)對(duì)外擔(dān)保行為、擔(dān)保規(guī)模以及高風(fēng)險(xiǎn)擔(dān)保對(duì)公司違規(guī)的影響，本文借鑒陳冬華等（2013）、梁上坤等（2020）的研究，設(shè)計(jì)模型如下：

其中，F(xiàn)raud為公司是否違規(guī)的虛擬變量；GUA、TotalGua與RiskGua分別為對(duì)外擔(dān)保、擔(dān)保規(guī)模與高風(fēng)險(xiǎn)擔(dān)保，ε為隨機(jī)誤差項(xiàng)，并控制了行業(yè)、年度效應(yīng)，且采用了聚類穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤進(jìn)行檢驗(yàn)。

四、實(shí)證結(jié)果與分析

（一）主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)

表2是主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)。首先，從被解釋變量看，F(xiàn)raud的均值為18%，表明我國上市公司違規(guī)行為已不少見。此外，本文還依據(jù)不同年度對(duì)Fraud進(jìn)行了描述統(tǒng)計(jì)，結(jié)果如表3所示?？梢郧宄l(fā)現(xiàn)2010—2012年違規(guī)公司占比呈上升狀態(tài)，并于2012年達(dá)到高峰，在2012—2019年，公司違規(guī)總體呈下降趨勢。這也充分反映出，自十八大以來，在黨中央的領(lǐng)導(dǎo)下，我國法治建設(shè)取得了顯著進(jìn)展，政府監(jiān)管力度不斷提升，對(duì)公司違規(guī)傾向有所震懾。

表2 主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)

表3 Fraud的年度統(tǒng)計(jì)

其次，從解釋變量來看上市公司對(duì)外擔(dān)保（GUA）的均值為0.59，說明在總體樣本中，有59%的企業(yè)存在對(duì)外擔(dān)保行為，側(cè)面反映出我國上市公司對(duì)外擔(dān)?，F(xiàn)象的普遍性，同時(shí)也為眾多學(xué)者們研究對(duì)外擔(dān)保奠定了較好的現(xiàn)實(shí)基礎(chǔ)；擔(dān)保規(guī)模（TotalGua）的均值為0.156，說明在全樣本中，擔(dān)保比例將近占到了16%（如若只考慮存在擔(dān)保的情況，這一比例會(huì)明顯增加）；高風(fēng)險(xiǎn)擔(dān)保（RiskGua）均值為0.298，說明在樣本中大約有30%的上市公司進(jìn)行了高風(fēng)險(xiǎn)擔(dān)保。

最后，從控制變量看，如管理層持股比例（Mshare）均值為0.133，表明上市公司普遍存在以股票激勵(lì)管理層，同時(shí)最小值為0，最大值為0.681，說明各公司管理層持股存有明顯差異。兩職兼任（Duality）均值為0.26，反映出我國上市公司治理結(jié)構(gòu)并不完善。對(duì)于其他控制變量不多贅述，數(shù)值特征均在合理范圍。

此外，本文進(jìn)行了方差膨脹因子檢驗(yàn)，結(jié)果顯示各變量的VIF值均小于5，表明各變量間不存在嚴(yán)重的多重共線性問題，同時(shí)也說明本文在甑選變量方面具有合理性。

（二）單變量分析

表4為單變量分析的均值檢驗(yàn)結(jié)果。結(jié)果顯示：在不存在對(duì)外擔(dān)保的組別中，公司違規(guī)（Fraud）均值為0.157，而在存有對(duì)外擔(dān)保的組別中，公司違規(guī)（Fraud）均值為0.195，二者均值差異度為-0.038，且在1%的水平上顯著。也就是說，存在對(duì)外擔(dān)保的企業(yè)較之無擔(dān)保行為的上市公司，其違規(guī)傾向會(huì)更高；同時(shí)，筆者對(duì)擔(dān)保規(guī)模進(jìn)行了上下三分位分組，在擔(dān)保規(guī)模較大的組別（TotaiGua=1）中，均值為0.199，且在1%的水平上顯著高于擔(dān)保規(guī)模較低組（Totai-Gua=0）；在高風(fēng)險(xiǎn)擔(dān)保組別中，F(xiàn)raud均值為0.198，且在1%的水平上顯著高于非高風(fēng)險(xiǎn)擔(dān)保組。因此，這也初步說明企業(yè)對(duì)外擔(dān)保是誘發(fā)公司違規(guī)行為發(fā)生的一個(gè)顯著因素，但沒有深入考慮其他因素，因此還需要進(jìn)一步考究。

（三）回歸結(jié)果分析

鑒于公司違規(guī)（Fraud）為虛擬變量，因此本文對(duì)所設(shè)模型采用Logit回歸。

表5是回歸結(jié)果，可以看出，上市公司對(duì)外擔(dān)保對(duì)于公司違規(guī)的回歸系數(shù)為0.25，z值為5.99，說明對(duì)外擔(dān)保與公司違規(guī)在1%的水平上顯著正相關(guān)，即對(duì)外擔(dān)保加劇了上市公司違規(guī)行為，驗(yàn)證了本文的假設(shè)H1。由于上市公司對(duì)外提供擔(dān)保產(chǎn)生了價(jià)值毀損效應(yīng)（鄭建明等，2005），同時(shí)承載著或有負(fù)債轉(zhuǎn)化為實(shí)際負(fù)債的壓力，增大了企業(yè)經(jīng)營的不確定性，進(jìn)而增加了企業(yè)違規(guī)的傾向。

表5 回歸結(jié)果表

擔(dān)保規(guī)模的回歸系數(shù)在1%的水平下顯著為正，表明上市公司的擔(dān)保規(guī)模越大，公司違規(guī)概率越高，假設(shè)H2得到證實(shí)。這是由于擔(dān)保規(guī)模過大時(shí)，企業(yè)也承載著更大規(guī)模的或有負(fù)債，易使得自身持續(xù)性經(jīng)營出現(xiàn)問題，違規(guī)傾向則會(huì)隨之有所增加。此外，高風(fēng)險(xiǎn)擔(dān)保的z值為3.86，回歸系數(shù)顯著為正，表明存有高風(fēng)險(xiǎn)擔(dān)保的上市公司，其違規(guī)傾向會(huì)顯著增加，假設(shè)H3得以驗(yàn)證。這是因?yàn)楦唢L(fēng)險(xiǎn)擔(dān)保下，被擔(dān)保方無法履債的風(fēng)險(xiǎn)增加，在擔(dān)保契約的法律約束下，擔(dān)保企業(yè)的財(cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)亦隨之增加，進(jìn)而增大了公司違規(guī)傾向。

（四）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

1.更換上市公司違規(guī)行為的度量方式

為了增強(qiáng)研究結(jié)論的可靠性，考慮替換因變量的度量方式，然后重新回歸分析。本文借鑒周開國等（2016）、鄒洋等（2019）的度量方法：以違規(guī)頻率（Fraud2），即公司當(dāng)年發(fā)生違規(guī)，被監(jiān)管機(jī)構(gòu)稽查出的次數(shù)來度量。并參考喬菲等（2021）的做法，使用泊松回歸，檢驗(yàn)結(jié)果如表6。

從表6的回歸結(jié)果可以看到，對(duì)外擔(dān)保、擔(dān)保規(guī)模及高風(fēng)險(xiǎn)擔(dān)保與公司違規(guī)仍然呈現(xiàn)出顯著的正相關(guān)關(guān)系，且均在1%的水平下顯著，因此，本文的假設(shè)H1、H2、H3得到驗(yàn)證。

表6 替代Y變量后的實(shí)證結(jié)果

2.因變量前置一期

上市公司對(duì)外擔(dān)保后會(huì)對(duì)違規(guī)行為產(chǎn)生影響，但并非一蹴而就，存在滯后效應(yīng)。本文對(duì)因變量前置一期處理，結(jié)果如表7所示：對(duì)外擔(dān)保與公司違規(guī)的回歸系數(shù)為0.217，且仍在1%的水平下顯著為正；擔(dān)保規(guī)模以及高風(fēng)險(xiǎn)擔(dān)保z統(tǒng)計(jì)量分別為5.96、2.00，說明通過了穩(wěn)健性檢驗(yàn)。

3.傾向得分匹配法（PSM）

參考梁上坤等（2020）的做法，采用傾向得分匹配法分別對(duì)對(duì)外擔(dān)保、高風(fēng)險(xiǎn)擔(dān)保模型進(jìn)行內(nèi)生性檢驗(yàn)。具體地，本文根據(jù)模型中的控制變量為每一個(gè)存有對(duì)外擔(dān)保的公司（處理組），與其特征相似但不存在對(duì)外擔(dān)保的上市公司（對(duì)照組）進(jìn)行一對(duì)三的匹配，然后使用配對(duì)后的樣本（皆通過了平衡性測試）重新回歸，報(bào)告結(jié)果如表8所示。

從表8的回歸結(jié)果可以看出，在經(jīng)過PSM的近鄰匹配（一對(duì)三）處理后，對(duì)外擔(dān)保與公司違規(guī)的正相關(guān)關(guān)系再次得到證實(shí)，且在1%的水平上顯著；重新回歸后的高風(fēng)險(xiǎn)擔(dān)保系數(shù)為0.19，z統(tǒng)計(jì)量為3.97，說明在1%的水平上顯著為正?？梢姳疚募僭O(shè)得到驗(yàn)證，結(jié)論依然穩(wěn)健。

4.更換回歸模型

本文以Probit回歸替代Logit回歸，并重復(fù)了上述檢驗(yàn)，除個(gè)別回歸系數(shù)有所降低外，研究結(jié)果并無變化，結(jié)論依然穩(wěn)健。

五、影響機(jī)制檢驗(yàn)

以上研究已經(jīng)證實(shí)了對(duì)外擔(dān)保行為會(huì)在一定程度上加劇公司違規(guī)行為的發(fā)生，那么，存在一個(gè)重要的問題是，對(duì)外擔(dān)保是如何影響到公司違規(guī)的呢？二者之間的傳導(dǎo)路徑是什么呢？

本文認(rèn)為，財(cái)務(wù)困境在其中發(fā)揮著中介作用。當(dāng)公司對(duì)外擔(dān)保后，被擔(dān)保方就掌握了所獲款項(xiàng)的使用主動(dòng)性，很可能會(huì)出現(xiàn)道德風(fēng)險(xiǎn)，比如在職消費(fèi)、投資比原計(jì)劃更高風(fēng)險(xiǎn)的項(xiàng)目，因此失敗率陡然提升，而擔(dān)保方卻代之承擔(dān)著轉(zhuǎn)移風(fēng)險(xiǎn)，并承載著巨額償付壓力，陷入財(cái)務(wù)困境的可能性亦隨之而來。同時(shí)，石晶和楊麗（2021）研究表明：較好的企業(yè)財(cái)務(wù)狀況對(duì)企業(yè)的違規(guī)傾向存在顯著負(fù)向影響。因此本文認(rèn)為存在對(duì)外擔(dān)?！?cái)務(wù)困境——公司違規(guī)的傳導(dǎo)路徑。

借鑒溫忠麟等（2004）中介效應(yīng)檢驗(yàn)方法，進(jìn)行以下三步：（1）檢驗(yàn)自變量對(duì)外擔(dān)保對(duì)因變量公司違規(guī)的回歸系數(shù)，如若顯著則進(jìn)行第二步；（2）檢驗(yàn)對(duì)外擔(dān)保對(duì)財(cái)務(wù)困境的回歸系數(shù)，如若顯著進(jìn)行下一步；（3）將財(cái)務(wù)困境一并納入第一個(gè)回歸模型中，進(jìn)行檢驗(yàn)。如若對(duì)外擔(dān)保與財(cái)務(wù)困境回歸系數(shù)均顯著，說明存在部分中介效應(yīng)，如若僅財(cái)務(wù)困境回歸系數(shù)顯著，則為完全中介效應(yīng)。

財(cái)務(wù)困境度量借鑒Altman（1968）建立的Z值模型。其公式為：（0.012×營運(yùn)資金/總資產(chǎn)+0.014×留存收益/總資產(chǎn)+0.033×息稅前利潤/總資產(chǎn)+0.006×股票總市值/負(fù)債賬面價(jià)值+0.999×銷售收入/總資產(chǎn)）×100。該值數(shù)據(jù)直接取自Wind數(shù)據(jù)庫，Z值越低，表明企業(yè)財(cái)務(wù)狀況越差。一般來說，當(dāng)Z＞2.675時(shí)，表示企業(yè)財(cái)務(wù)狀況優(yōu)良；當(dāng)1.81≤Z≤2.675時(shí)，表示企業(yè)處于“灰色地帶”，即財(cái)務(wù)狀況不穩(wěn)定；當(dāng)Z值＜1.81時(shí)，認(rèn)為企業(yè)陷入了財(cái)務(wù)困境。但在各國來說，財(cái)務(wù)困境判定值存有差異，因此本文借鑒了劉曉等（2015）的研究，將Z≤2.675的企業(yè)判定為陷入了財(cái)務(wù)困境。中介效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果如表9所示。

檢驗(yàn)結(jié)果顯示：第一步中，對(duì)外擔(dān)保對(duì)公司違規(guī)的回歸系數(shù)在1%的水平下顯著為正；在第二步中，財(cái)務(wù)困境對(duì)對(duì)外擔(dān)保的回歸系數(shù)在1%的水平下顯著為正，說明存有對(duì)外擔(dān)保行為的企業(yè)會(huì)更可能陷入財(cái)務(wù)困境；在第三步中，財(cái)務(wù)困境與對(duì)外擔(dān)保對(duì)公司違規(guī)的回歸系數(shù)均在1%的水平下顯著為正，說明財(cái)務(wù)困境發(fā)揮了重要中介作用，且為部分中介效應(yīng)。

六、進(jìn)一步研究

（一）股權(quán)治理與擔(dān)保風(fēng)險(xiǎn)

基于我國不同的兩種股權(quán)性質(zhì)，對(duì)外擔(dān)保對(duì)公司違規(guī)的影響可能存有明顯差異。一方面，非國有企業(yè)受到的社會(huì)監(jiān)督與政府監(jiān)管較少，控制性股東掠奪上市公司資源的動(dòng)機(jī)會(huì)越強(qiáng)（鄭國堅(jiān)和曹雪妮，2012）。劉小年等（2005）、劉成立（2010）曾研究發(fā)現(xiàn)對(duì)外擔(dān)保是控制性股東“掏空”上市公司的重要途徑。另一方面，國有上市公司大都形成于各級(jí)政府的主導(dǎo)下，與政府有著緊密的聯(lián)系，具有較強(qiáng)的信譽(yù)特征，且在政府的堅(jiān)強(qiáng)后盾“呵護(hù)”下，國有企業(yè)對(duì)外擔(dān)保并不會(huì)影響自身經(jīng)營發(fā)展，破產(chǎn)風(fēng)險(xiǎn)相對(duì)較?。‵accio et al.，2006）。同時(shí)，國有企業(yè)管理者更多關(guān)注自身的政治名譽(yù)與政治晉升，且國企長期以來都是貫徹政策、響應(yīng)改革的先鋒，政府寄予了形象標(biāo)桿的厚望，一旦違規(guī)反而會(huì)遭受更嚴(yán)重的懲罰，因此更不愿意去冒險(xiǎn)實(shí)施違規(guī)行為，尤其在擔(dān)保后，政府出于防止國有資產(chǎn)流失的考慮，會(huì)加強(qiáng)對(duì)國企的監(jiān)管。因此本文預(yù)期國有股權(quán)治理對(duì)于對(duì)外擔(dān)保與公司違規(guī)的影響存有抑制作用。

（二）審計(jì)質(zhì)量與擔(dān)保風(fēng)險(xiǎn)

在不同的審計(jì)質(zhì)量下，對(duì)外擔(dān)保對(duì)公司違規(guī)影響可能是不同的。一般認(rèn)為，“四大”會(huì)計(jì)師事務(wù)所在進(jìn)行外部審計(jì)時(shí)，會(huì)具有較高的審計(jì)質(zhì)量，能夠傳遞出企業(yè)內(nèi)部更多、更真實(shí)的信息。

首先，審計(jì)需求產(chǎn)生于公司代理問題，一定程度上緩解了經(jīng)營者與所有者之間的利益沖突。而高質(zhì)量審計(jì)還能發(fā)揮更好的監(jiān)督作用，限制了控股股東濫用控制權(quán)（Dyck，2004），有效降低了大股東“隧道效應(yīng)”（Tunneling）。其次，高質(zhì)量審計(jì)具有公司治理性，可以降低內(nèi)部負(fù)面信息隱藏風(fēng)險(xiǎn)，保障企業(yè)向外提供相關(guān)且可靠的會(huì)計(jì)信息（Willenborg M.，2017），降低了公司內(nèi)外部的信息不對(duì)稱。此外，“四大”會(huì)計(jì)師事務(wù)所（簡稱“四大”）的審計(jì)師具備較高的職業(yè)判斷力和獨(dú)立性，能夠識(shí)別出公司財(cái)務(wù)報(bào)告的偏頗與錯(cuò)誤，很大程度上抑制了管理層機(jī)會(huì)主義、冒險(xiǎn)主義（李濤和陳素云，2021）。由此，上市公司提供對(duì)外擔(dān)保后，聘請(qǐng)的“四大”審計(jì)師將格外謹(jǐn)慎，會(huì)選擇執(zhí)行更多的審計(jì)程序以降低審計(jì)風(fēng)險(xiǎn)，如果公司實(shí)施了違規(guī)行為，很可能會(huì)被糾查出來。因此本文預(yù)期更高的審計(jì)質(zhì)量對(duì)于對(duì)外擔(dān)保與公司違規(guī)的影響具有負(fù)向調(diào)節(jié)作用。

為了檢驗(yàn)上述預(yù)期，本文借鑒李嘉明和楊帆（2016）的做法，在模型中加入了對(duì)外擔(dān)保（GUA）與股權(quán)性質(zhì)（State）、對(duì)外擔(dān)保（GUA）與“四大”（Big4）的交乘項(xiàng)。其中，股權(quán)治理的度量為：國有企業(yè)取1，否則為0；“四大”的度量為：聘請(qǐng)的審計(jì)師來自“四大”時(shí)，取1，否則為0。回歸結(jié)果如表10所示。

表10 進(jìn)一步分析的實(shí)證結(jié)果

從上表的回歸結(jié)果可以看出，股權(quán)治理與對(duì)外擔(dān)保的交乘項(xiàng)回歸系數(shù)為-0.166，z統(tǒng)計(jì)量為-2.04，表明在5%水平上顯著，本文預(yù)期得以證實(shí)。也就是說，在國有企業(yè)中，對(duì)外擔(dān)保并沒有加劇公司違規(guī)，反而會(huì)在一定程度上起到抑制作用。本文認(rèn)為原因有二：（1）雖然對(duì)外擔(dān)保承載著或有負(fù)債的壓力，但國有企業(yè)背靠政府，信譽(yù)能力強(qiáng)，融資約束較低，因此面臨的風(fēng)險(xiǎn)很低。此外，國企受到更多的關(guān)注與監(jiān)督，在擔(dān)保后，政府出于保護(hù)國有資產(chǎn)的考量，會(huì)加大監(jiān)管力度，抑制了公司違規(guī)傾向。（2）相反，非國有企業(yè)由于面臨激烈的市場競爭時(shí)，企業(yè)常會(huì)采取對(duì)外擔(dān)保的方式加入擔(dān)保圈，以拓寬融資渠道。然而擔(dān)保圈具有傳染性，圈中的一方一旦無法履約到期債務(wù)，危險(xiǎn)便傳導(dǎo)而來，且將面臨法律訴訟、資金流出、市場形象損失等，企業(yè)欲掩蓋不利消息的違規(guī)傾向便隨之上升。

審計(jì)質(zhì)量與對(duì)外擔(dān)保的交乘項(xiàng)回歸系數(shù)為-0.386，z統(tǒng)計(jì)量為-1.86，表明通過了10%水平下的顯著性檢驗(yàn)，即高審計(jì)質(zhì)量在對(duì)外擔(dān)保對(duì)公司違規(guī)的影響中，發(fā)揮了負(fù)向調(diào)節(jié)作用，本文預(yù)期得以證實(shí)。這是因?yàn)槠髽I(yè)提供擔(dān)保后，在高審計(jì)質(zhì)量的要求下，審計(jì)師會(huì)更謹(jǐn)慎地執(zhí)行審計(jì)程序，能夠傳遞出更真實(shí)的企業(yè)內(nèi)部信息，進(jìn)而抑制了企業(yè)違規(guī)傾向。

七、研究結(jié)論與啟示

基于我國上市公司違規(guī)行為的頻發(fā)，本文以我國2010—2019年滬深兩市A股非金融、非保險(xiǎn)、非ST上市公司為樣本，檢驗(yàn)了上市公司對(duì)外擔(dān)保行為對(duì)公司違規(guī)的影響。結(jié)果發(fā)現(xiàn)：（1）上市公司對(duì)外擔(dān)保與違規(guī)行為正相關(guān)，且擔(dān)保規(guī)模越大，違規(guī)傾向會(huì)越高；（2）存在高風(fēng)險(xiǎn)擔(dān)保的公司，其違規(guī)傾向會(huì)顯著增加；（3）國有股權(quán)治理在對(duì)外擔(dān)保對(duì)公司違規(guī)的影響中發(fā)揮了抑制作用。兩個(gè)可能的解釋是：一是政府在國企對(duì)外擔(dān)保后，出于保護(hù)國有資產(chǎn)的考量，加強(qiáng)了監(jiān)管力度；二是國企管理者追求聲譽(yù)與政治晉升，更加愛惜“羽毛”而不愿違規(guī)；（4）相較于低審計(jì)質(zhì)量，高審計(jì)質(zhì)量對(duì)于對(duì)外擔(dān)保對(duì)公司違規(guī)行為的影響具有降低作用。這說明高質(zhì)量的審計(jì)能夠向外傳遞出更多公司內(nèi)部的信息，有效抑制了管理層機(jī)會(huì)主義。

本文的研究結(jié)論為公司違規(guī)的頻頻發(fā)生提供了一種較為合理的解釋，一定程度上拓寬了研究視角，豐富了對(duì)外擔(dān)保行為與公司違規(guī)相關(guān)的理論研究。同時(shí)本文也為上市公司完善經(jīng)營和國有資產(chǎn)管理方面提供一定現(xiàn)實(shí)性啟示。第一，上市公司應(yīng)該對(duì)擔(dān)保事項(xiàng)保持較高的謹(jǐn)慎度，嚴(yán)格控制因擔(dān)保規(guī)模過大而產(chǎn)生的風(fēng)險(xiǎn)。第二，上市公司需要完善治理結(jié)構(gòu)。如監(jiān)事會(huì)要嚴(yán)格履職，更好地發(fā)揮對(duì)經(jīng)理人的監(jiān)督作用，董事會(huì)與股東大會(huì)要切實(shí)執(zhí)行證監(jiān)會(huì)要求，對(duì)高風(fēng)險(xiǎn)擔(dān)保落實(shí)審批制度。第三，對(duì)于國有企業(yè)，國資委要進(jìn)一步加大對(duì)擔(dān)保事項(xiàng)的監(jiān)督，避免國有資產(chǎn)流失；對(duì)于非國有企業(yè)，相關(guān)監(jiān)管機(jī)構(gòu)需要保持對(duì)擔(dān)保事項(xiàng)應(yīng)有的關(guān)注度，以免擔(dān)保頻頻“暴雷”損害資本市場健康發(fā)展。第四，監(jiān)管部門應(yīng)完善稽查機(jī)制建設(shè)，提高稽查效率，增大違規(guī)披露懲罰，促使企業(yè)傳遞更多真實(shí)信息。第五，政府以及金融機(jī)構(gòu)等部門一方面需要積極監(jiān)控?fù)?dān)保鏈條傳染行為，另一方面需要盡力拓寬融資渠道以解決融資難、融資貴的現(xiàn)實(shí)性問題。