胡長冬，姚曦

1.2.新疆財經(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)高標準市場體系行動方案》，指出對違法違規(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、切實保護投資者利益的決心，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值，而且有助于監(jiān)管機構(gòu)開拓新的防治思路，促進資本市場高質(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），如通過粉飾報表以獲取股權(quán)激勵（謝德仁，2018）、違規(guī)披露抬升股價以募集更多資金（Bar-Gill&Bebchuk，2002）等。此外，惡化的財務(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)外部治理機制研究了違規(guī)的影響因素。從內(nèi)部因素來看，董事會規(guī)模（蔡志岳等，2007）、股權(quán)結(jié)構(gòu)（陳國進等，2005）、獨立董事（Beasley，1996；陸瑤等，2016）以及高管特征（戴亦一等，2017）等會影響公司違規(guī)行為的發(fā)生。從外部因素來看，有研究發(fā)現(xiàn)機構(gòu)投資者持股（陸瑤等，2012）、分析師跟蹤（鄭建明等，2015）、媒體報導(dǎo)（周開國等，2016）、投資者進行實地調(diào)研（卜君和孫光國，2020）以及企業(yè)購買“董責險”后保險機構(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，未見有文獻研究對外擔保對公司違規(guī)的影響。

在市場經(jīng)濟中，擔保作為一種信用證明，能夠促進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，擔保作為融資體系的一部分，有利于緩解被擔保企業(yè)融資難的現(xiàn)實性問題，但是，對于擔保方來說，卻不可避免地承擔了風險。目前我國學(xué)者關(guān)于對外擔保的研究主要集中在經(jīng)濟后果方面，如對外擔保是控制性股東侵占小股東利益的主要途徑，具有價值毀損效應(yīng)（劉小年和鄭仁滿，2005；鄭建明等，2005）、增大了企業(yè)所面臨的財務(wù)風險（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）且更容易被審計師出具非標準審計意見（李嘉明和楊帆，2016；高文進和付書博，2018）等。從我國學(xué)者研究結(jié)果來看，對外擔保大都帶來了不良效應(yīng)。那么，存在對外擔保行為的上市公司其違規(guī)傾向會有所增加嗎？二者的關(guān)系究竟是什么呢？已有文獻并沒有給出相應(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象，實證檢驗對外擔保對公司違規(guī)行為的影響。研究發(fā)現(xiàn)：對外擔保與公司違規(guī)顯著正相關(guān)，且擔保規(guī)模越大，違規(guī)傾向越大；存在高風險擔保的企業(yè)，違規(guī)傾向會顯著提升。在通過更換度量方式、因變量前置檢驗、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)存在對外擔?！攧?wù)困境—公司違規(guī)的機制路徑。進一步研究發(fā)現(xiàn)，國有控股的治理降低了對外擔保對于公司違規(guī)的負面作用，這主要在于國有企業(yè)擔保后，國資委會加大監(jiān)管力度以保護國有資產(chǎn)，進而抑制了公司違規(guī)傾向；同時發(fā)現(xiàn)高審計質(zhì)量在對外擔保對公司違規(guī)的影響中發(fā)揮了抑制作用。

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

二、理論分析與研究假設(shè)

（一）對外擔保與公司違規(guī)

對外擔保是指擔保方以其財產(chǎn)或信用為第三方的債務(wù)提供保證，即當債務(wù)人無法如期償債時，由擔保方代為履行債務(wù)。該行為本是一種正常的社會經(jīng)濟現(xiàn)象，然而由于“擔保鏈”、“擔保圈”的無秩序發(fā)展，擔保企業(yè)的或有負債很可能轉(zhuǎn)變?yōu)閷嶋H負債，造成企業(yè)巨額經(jīng)濟損失甚至破產(chǎn)（張璐璐和徐飛，2008），對外擔保儼然產(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，主要通過以下兩個方面來進行分析。

第一，對外擔保誘發(fā)了管理者自利傾向，進而增加了公司違規(guī)行為。根據(jù)代理理論，管理者與所有者利益目標函數(shù)存在異質(zhì)性，即所有者往往重視企業(yè)長遠發(fā)展，而管理者卻更關(guān)注短期財富。由于對外擔保對于管理者來說是一種低成本的投資決策，如果擔保借款契約形成，可以為其帶來收益（如被擔保方支付的擔保金收入等），還可以帶來較好的報酬（管理者業(yè)績表現(xiàn)所帶來的獎勵），當擔保決策失敗時，經(jīng)理人所承擔的責任卻是極其有限的（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，在擔保決策風險與收益不對等的情況下，管理者冒險主義、機會主義必然滋生，謀私動機凸顯，進而公司違規(guī)行為可能增加。同時，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行“掏空”行為，攫取私利。

第二，對外擔保提高了經(jīng)營與財務(wù)風險，進而增加了公司違規(guī)傾向。上市公司對外擔保向被擔保方讓渡了信譽資產(chǎn)（劉小年和鄭仁滿，2005），促進了借貸契約的形成，但大部分公司并沒有因此而得到相應(yīng)的回報。由于信息不對稱的存在，擔保方實際上持續(xù)處于信息劣勢，比如對于被擔保方的生產(chǎn)規(guī)模、管理理念等信息難以獲取，且被擔保方很可能會隱藏這些重要信息，或者“美化”自身的償債能力，使得擔保方無法了解其真實的財務(wù)狀況。此外，在擔保契約形成后，擔保企業(yè)也面臨著被擔保企業(yè)的道德風險問題，如被擔保方很可能會改變原定融資用途，反而將款項用于在職消費、提升福利待遇等（劉偉，2007），或者進行更高風險的投資，而投資失敗的風險卻隨擔保鏈條傳導(dǎo)至擔保方。吳國萍和馬施（2010）曾指出，當公司面臨的財務(wù)壓力過大時，公司會更有可能通過實施違規(guī)行為來達到“保殼”、“償債”、“保盈”的多重目的。因此，在擔保契約的法律約束責任下，被擔保方一旦因各種原因無力償債時，擔保企業(yè)將代其履約，這種或有負債轉(zhuǎn)化為真實負債的無法預(yù)知性顯著加劇了公司財務(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：對外擔保與公司違規(guī)行為正相關(guān)。

（二）擔保規(guī)模與公司違規(guī)

王克敏（2006）曾考察了企業(yè)對外擔保后的市場反應(yīng)，發(fā)現(xiàn)對外擔保公告會導(dǎo)致顯著的負向市場反應(yīng)，且擔保規(guī)模越大，負向反應(yīng)越顯著。此外，張俊瑞等（2014）研究亦發(fā)現(xiàn)上市公司對外擔保規(guī)模越大，自身持續(xù)經(jīng)營能力越容易被影響。而對外擔保的風險正主要體現(xiàn)在被擔保方因各種原因而無力償還債務(wù)時，且囿于擔保契約的法律約束，擔保方將承擔契約責任，履行相應(yīng)債務(wù)（李嘉明和楊帆，2016），由此擔保的風險便會隨著擔?？傤~的增加而顯著增大，擔保方因此承受的風險也隨之提高，亦會使企業(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。因此有理由認為，公司擔保規(guī)模越大，越會向市場傳遞出企業(yè)存在高風險的信號，那么企業(yè)出于“趨利避害”的動機，其違規(guī)傾向可能會進一步增加?；诖?，本文提出假設(shè)H2：

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

（三）高風險擔保與公司違規(guī)

擔保的高風險主要體現(xiàn)在較大的擔保規(guī)模以及異常的被擔保對象（李嘉明和楊帆，2016）。當企業(yè)對擔保規(guī)模不加以限制時，將承載著過高的或有負債，進而隨時牽動著企業(yè)籌資、投資、經(jīng)營等行為，擔保的風險會顯著提高。同時，被擔保對象的異常主要體現(xiàn)在，為資產(chǎn)負債率過高的企業(yè)擔保以及為控股股東、實際控制人及其關(guān)聯(lián)方進行擔保。首先，高負債率企業(yè)財務(wù)風險較大，且償債能力較低，為之擔保的風險會明顯加大；其次，為關(guān)聯(lián)方擔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，進而降低了企業(yè)價值（鄭建明等，2005；徐攀，2017）。可見，為異常對象進行擔保，上市公司更容易被“掏空”，負擔的風險也更高。

至此，亦有大量文獻對高風險擔保進行了研究，如審計師在執(zhí)行審計時會給予更多關(guān)注并容易出具非標準審計意見（張俊瑞和劉斌，2014）、降低了企業(yè)自身商業(yè)信用融資，面臨更大的財務(wù)風險（王楚萱等，2018）等。由此可以發(fā)現(xiàn)，高風險擔保較之一般擔保，帶來了更大的風險，影響了正常經(jīng)營，更可能致使企業(yè)陷入財務(wù)囹圄。因此，上市公司為了“保殼”、“保盈”，很可能會實施某些違規(guī)行為來掩飾風險，欺蒙投資者以隱藏自身的高風險特征。基于此，本文提出假設(shè)H3：

H3：在其他條件不變的情況下，高風險對外擔保的存在會使公司違規(guī)傾向增加。

三、研究設(shè)計

（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，并對金融業(yè)、保險業(yè)、ST公司及各變量存有缺失值的樣本進行剔除，最終得到21639個觀測值。本文使用的上市公司財務(wù)數(shù)據(jù)均來自國泰安數(shù)據(jù)庫。其中，擔保相關(guān)數(shù)據(jù)來自CSMAR中“擔保數(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進行數(shù)據(jù)處理。此外，為了降低極端值的影響，本文對所有連續(xù)變量進行了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，對外擔保表示啞變量，即當年存在對外擔保賦值為1，否則為0；擔保規(guī)模指當年擔?？傤~占凈資產(chǎn)的比例；高風險擔保指：（1）擔?？傤~占凈資產(chǎn)比重超50%之后提供的擔保；（2）為資產(chǎn)負債率超70%的對象進行擔保；（3）為股東、實際控制人及其關(guān)聯(lián)方進行擔保，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)置了控制變量并進行了定義，具體見表1。此外，本文還對公司行業(yè)效應(yīng)、年度效應(yīng)進行了控制。

表1 變量定義

（三）模型設(shè)計

為了檢驗對外擔保行為、擔保規(guī)模以及高風險擔保對公司違規(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分別為對外擔保、擔保規(guī)模與高風險擔保，ε為隨機誤差項，并控制了行業(yè)、年度效應(yīng)，且采用了聚類穩(wěn)健標準誤進行檢驗。

四、實證結(jié)果與分析

（一）主要變量的描述性統(tǒng)計

表2是主要變量的描述性統(tǒng)計。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Fraud進行了描述統(tǒng)計，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)取得了顯著進展，政府監(jiān)管力度不斷提升，對公司違規(guī)傾向有所震懾。

表2 主要變量的描述性統(tǒng)計

表3 Fraud的年度統(tǒng)計

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

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管理層，同時最小值為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，本文進行了方差膨脹因子檢驗，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重的多重共線性問題，同時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結(jié)果。結(jié)果顯示：在不存在對外擔保的組別中，公司違規(guī)（Fraud）均值為0.157，而在存有對外擔保的組別中，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，存在對外擔保的企業(yè)較之無擔保行為的上市公司，其違規(guī)傾向會更高；同時，筆者對擔保規(guī)模進行了上下三分位分組，在擔保規(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保規(guī)模較低組（Totai-Gua=0）；在高風險擔保組別中，F(xiàn)raud均值為0.198，且在1%的水平上顯著高于非高風險擔保組。因此，這也初步說明企業(yè)對外擔保是誘發(fā)公司違規(guī)行為發(fā)生的一個顯著因素，但沒有深入考慮其他因素，因此還需要進一步考究。

（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，上市公司對外擔保對于公司違規(guī)的回歸系數(shù)為0.25，z值為5.99，說明對外擔保與公司違規(guī)在1%的水平上顯著正相關(guān)，即對外擔保加劇了上市公司違規(guī)行為，驗證了本文的假設(shè)H1。由于上市公司對外提供擔保產(chǎn)生了價值毀損效應(yīng)（鄭建明等，2005），同時承載著或有負債轉(zhuǎn)化為實際負債的壓力，增大了企業(yè)經(jīng)營的不確定性，進而增加了企業(yè)違規(guī)的傾向。

表5 回歸結(jié)果表

擔保規(guī)模的回歸系數(shù)在1%的水平下顯著為正，表明上市公司的擔保規(guī)模越大，公司違規(guī)概率越高，假設(shè)H2得到證實。這是由于擔保規(guī)模過大時，企業(yè)也承載著更大規(guī)模的或有負債，易使得自身持續(xù)性經(jīng)營出現(xiàn)問題，違規(guī)傾向則會隨之有所增加。此外，高風險擔保的z值為3.86，回歸系數(shù)顯著為正，表明存有高風險擔保的上市公司，其違規(guī)傾向會顯著增加，假設(shè)H3得以驗證。這是因為高風險擔保下，被擔保方無法履債的風險增加，在擔保契約的法律約束下，擔保企業(yè)的財務(wù)風險亦隨之增加，進而增大了公司違規(guī)傾向。

（四）穩(wěn)健性檢驗

1.更換上市公司違規(guī)行為的度量方式

為了增強研究結(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），即公司當年發(fā)生違規(guī)，被監(jiān)管機構(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，檢驗結(jié)果如表6。

從表6的回歸結(jié)果可以看到，對外擔保、擔保規(guī)模及高風險擔保與公司違規(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得到驗證。

表6 替代Y變量后的實證結(jié)果

2.因變量前置一期

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

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對外擔保、高風險擔保模型進行內(nèi)生性檢驗。具體地，本文根據(jù)模型中的控制變量為每一個存有對外擔保的公司（處理組），與其特征相似但不存在對外擔保的上市公司（對照組）進行一對三的匹配，然后使用配對后的樣本（皆通過了平衡性測試）重新回歸，報告結(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（一對三）處理后，對外擔保與公司違規(guī)的正相關(guān)關(guān)系再次得到證實，且在1%的水平上顯著；重新回歸后的高風險擔保系數(shù)為0.19，z統(tǒng)計量為3.97，說明在1%的水平上顯著為正。可見本文假設(shè)得到驗證，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，除個別回歸系數(shù)有所降低外，研究結(jié)果并無變化，結(jié)論依然穩(wěn)健。

五、影響機制檢驗

以上研究已經(jīng)證實了對外擔保行為會在一定程度上加劇公司違規(guī)行為的發(fā)生，那么，存在一個重要的問題是，對外擔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？

本文認為，財務(wù)困境在其中發(fā)揮著中介作用。當公司對外擔保后，被擔保方就掌握了所獲款項的使用主動性，很可能會出現(xiàn)道德風險，比如在職消費、投資比原計劃更高風險的項目，因此失敗率陡然提升，而擔保方卻代之承擔著轉(zhuǎn)移風險，并承載著巨額償付壓力，陷入財務(wù)困境的可能性亦隨之而來。同時，石晶和楊麗（2021）研究表明：較好的企業(yè)財務(wù)狀況對企業(yè)的違規(guī)傾向存在顯著負向影響。因此本文認為存在對外擔保——財務(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)檢驗方法，進行以下三步：（1）檢驗自變量對外擔保對因變量公司違規(guī)的回歸系數(shù)，如若顯著則進行第二步；（2）檢驗對外擔保對財務(wù)困境的回歸系數(shù)，如若顯著進行下一步；（3）將財務(wù)困境一并納入第一個回歸模型中，進行檢驗。如若對外擔保與財務(wù)困境回歸系數(shù)均顯著，說明存在部分中介效應(yīng)，如若僅財務(wù)困境回歸系數(shù)顯著，則為完全中介效應(yīng)。

財務(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/負債賬面價值+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)財務(wù)狀況越差。一般來說，當Z＞2.675時，表示企業(yè)財務(wù)狀況優(yōu)良；當1.81≤Z≤2.675時，表示企業(yè)處于“灰色地帶”，即財務(wù)狀況不穩(wěn)定；當Z值＜1.81時，認為企業(yè)陷入了財務(wù)困境。但在各國來說，財務(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)判定為陷入了財務(wù)困境。中介效應(yīng)檢驗結(jié)果如表9所示。

檢驗結(jié)果顯示：第一步中，對外擔保對公司違規(guī)的回歸系數(shù)在1%的水平下顯著為正；在第二步中，財務(wù)困境對對外擔保的回歸系數(shù)在1%的水平下顯著為正，說明存有對外擔保行為的企業(yè)會更可能陷入財務(wù)困境；在第三步中，財務(wù)困境與對外擔保對公司違規(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、進一步研究

（一）股權(quán)治理與擔保風險

基于我國不同的兩種股權(quán)性質(zhì)，對外擔保對公司違規(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機會越強（鄭國堅和曹雪妮，2012）。劉小年等（2005）、劉成立（2010）曾研究發(fā)現(xiàn)對外擔保是控制性股東“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政府的主導(dǎo)下，與政府有著緊密的聯(lián)系，具有較強的信譽特征，且在政府的堅強后盾“呵護”下，國有企業(yè)對外擔保并不會影響自身經(jīng)營發(fā)展，破產(chǎn)風險相對較?。‵accio et al.，2006）。同時，國有企業(yè)管理者更多關(guān)注自身的政治名譽與政治晉升，且國企長期以來都是貫徹政策、響應(yīng)改革的先鋒，政府寄予了形象標桿的厚望，一旦違規(guī)反而會遭受更嚴重的懲罰，因此更不愿意去冒險實施違規(guī)行為，尤其在擔保后，政府出于防止國有資產(chǎn)流失的考慮，會加強對國企的監(jiān)管。因此本文預(yù)期國有股權(quán)治理對于對外擔保與公司違規(guī)的影響存有抑制作用。

（二）審計質(zhì)量與擔保風險

在不同的審計質(zhì)量下，對外擔保對公司違規(guī)影響可能是不同的。一般認為，“四大”會計師事務(wù)所在進行外部審計時，會具有較高的審計質(zhì)量，能夠傳遞出企業(yè)內(nèi)部更多、更真實的信息。

首先，審計需求產(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)量審計具有公司治理性，可以降低內(nèi)部負面信息隱藏風險，保障企業(yè)向外提供相關(guān)且可靠的會計信息（Willenborg M.，2017），降低了公司內(nèi)外部的信息不對稱。此外，“四大”會計師事務(wù)所（簡稱“四大”）的審計師具備較高的職業(yè)判斷力和獨立性，能夠識別出公司財務(wù)報告的偏頗與錯誤，很大程度上抑制了管理層機會主義、冒險主義（李濤和陳素云，2021）。由此，上市公司提供對外擔保后，聘請的“四大”審計師將格外謹慎，會選擇執(zhí)行更多的審計程序以降低審計風險，如果公司實施了違規(guī)行為，很可能會被糾查出來。因此本文預(yù)期更高的審計質(zhì)量對于對外擔保與公司違規(guī)的影響具有負向調(diào)節(jié)作用。

為了檢驗上述預(yù)期，本文借鑒李嘉明和楊帆（2016）的做法，在模型中加入了對外擔保（GUA）與股權(quán)性質(zhì)（State）、對外擔保（GUA）與“四大”（Big4）的交乘項。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：聘請的審計師來自“四大”時，取1，否則為0?；貧w結(jié)果如表10所示。

表10 進一步分析的實證結(jié)果

從上表的回歸結(jié)果可以看出，股權(quán)治理與對外擔保的交乘項回歸系數(shù)為-0.166，z統(tǒng)計量為-2.04，表明在5%水平上顯著，本文預(yù)期得以證實。也就是說，在國有企業(yè)中，對外擔保并沒有加劇公司違規(guī)，反而會在一定程度上起到抑制作用。本文認為原因有二：（1）雖然對外擔保承載著或有負債的壓力，但國有企業(yè)背靠政府，信譽能力強，融資約束較低，因此面臨的風險很低。此外，國企受到更多的關(guān)注與監(jiān)督，在擔保后，政府出于保護國有資產(chǎn)的考量，會加大監(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，企業(yè)常會采取對外擔保的方式加入擔保圈，以拓寬融資渠道。然而擔保圈具有傳染性，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。

審計質(zhì)量與對外擔保的交乘項回歸系數(shù)為-0.386，z統(tǒng)計量為-1.86，表明通過了10%水平下的顯著性檢驗，即高審計質(zhì)量在對外擔保對公司違規(guī)的影響中，發(fā)揮了負向調(diào)節(jié)作用，本文預(yù)期得以證實。這是因為企業(yè)提供擔保后，在高審計質(zhì)量的要求下，審計師會更謹慎地執(zhí)行審計程序，能夠傳遞出更真實的企業(yè)內(nèi)部信息，進而抑制了企業(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、非ST上市公司為樣本，檢驗了上市公司對外擔保行為對公司違規(guī)的影響。結(jié)果發(fā)現(xiàn)：（1）上市公司對外擔保與違規(guī)行為正相關(guān)，且擔保規(guī)模越大，違規(guī)傾向會越高；（2）存在高風險擔保的公司，其違規(guī)傾向會顯著增加；（3）國有股權(quán)治理在對外擔保對公司違規(guī)的影響中發(fā)揮了抑制作用。兩個可能的解釋是：一是政府在國企對外擔保后，出于保護國有資產(chǎn)的考量，加強了監(jiān)管力度；二是國企管理者追求聲譽與政治晉升，更加愛惜“羽毛”而不愿違規(guī)；（4）相較于低審計質(zhì)量，高審計質(zhì)量對于對外擔保對公司違規(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會主義。

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，豐富了對外擔保行為與公司違規(guī)相關(guān)的理論研究。同時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)實性啟示。第一，上市公司應(yīng)該對擔保事項保持較高的謹慎度，嚴格控制因擔保規(guī)模過大而產(chǎn)生的風險。第二，上市公司需要完善治理結(jié)構(gòu)。如監(jiān)事會要嚴格履職，更好地發(fā)揮對經(jīng)理人的監(jiān)督作用，董事會與股東大會要切實執(zhí)行證監(jiān)會要求，對高風險擔保落實審批制度。第三，對于國有企業(yè)，國資委要進一步加大對擔保事項的監(jiān)督，避免國有資產(chǎn)流失；對于非國有企業(yè)，相關(guān)監(jiān)管機構(gòu)需要保持對擔保事項應(yīng)有的關(guān)注度，以免擔保頻頻“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)傳遞更多真實信息。第五，政府以及金融機構(gòu)等部門一方面需要積極監(jiān)控擔保鏈條傳染行為，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)實性問題。