章 晟 柯 彩

[提要]或有負債增加，既有可能因上市公司關聯(lián)企業(yè)融資約束增大而被動增加，其結(jié)果有損上市公司的價值增值，如果存在溢出效應的集聚，還會引發(fā)金融風險；也有可能因極為看好關聯(lián)企業(yè)增產(chǎn)擴融而主動增加，其結(jié)果與前者相反。因此，對這一問題的解讀，不僅有利于了解過度負債的價值所在，還能夠洞察實體經(jīng)濟的融資約束，并為探索防范金融風險提供有益的思路。本文從理論和實證兩個角度研究上市公司過度擔保行為對公司價值的影響，并基于經(jīng)濟下行期考察了上市公司過度擔保行為對公司價值的影響的異質(zhì)性，以及在不同經(jīng)濟區(qū)域中的差異性。

引言

根據(jù)《國際會計準則第37號——準備、或有負債和或有資產(chǎn)》的定義，擔保屬于公司的或有負債。2005年，證監(jiān)會與銀監(jiān)會聯(lián)合發(fā)布《關于規(guī)范上市公司對外擔保行為的通知》。該通知規(guī)定，當上市公司及其控股子公司的對外擔保總額超過最近一期經(jīng)審計凈資產(chǎn)50%以后提供的任何擔保必須經(jīng)董事會審議通過，并交由股東大會審批。諸多學者也因此將上市公司對外擔保余額超過凈資產(chǎn)的50%作為判定上市公司出現(xiàn)過度擔保行為的標準(王立彥和林小馳，2007；[1]閆雪，2014[2])。過度擔保實質(zhì)上是一個以自身的無形資產(chǎn)、企業(yè)信譽為代價而形成或有負債，導致其對外擔保余額超過凈資產(chǎn)的50%，并潛在可能導致企業(yè)出現(xiàn)過度負債的過程。

或有負債增加，既有可能因上市公司關聯(lián)企業(yè)融資約束增大而被動增加，其結(jié)果有損上市公司的價值增值，如果存在溢出效應的集聚，還會引發(fā)金融風險；也有可能因極為看好關聯(lián)企業(yè)增產(chǎn)擴融而主動增加，其結(jié)果與前者相反。統(tǒng)計數(shù)據(jù)顯示，2012年到2018年期間，我國上市公司過度擔保行為呈上升趨勢，期間年頻次增長了84%，且2018年同比增長了31%，而這一時期中國宏觀經(jīng)濟由高點回落，在實體經(jīng)濟收縮與金融“去杠桿”的背景下，2017年以來上市公司債務違約事件進入頻發(fā)期，上市公司或有負債不減反增。因此，對這一問題的解讀，不僅有利于了解過度負債的價值所在，還能夠洞察實體經(jīng)濟的融資約束，并為探索防范金融風險提供有益的思路。

一、文獻綜述

(一)過度擔保與公司價值

李明明和劉海明(2016)研究指出，對外擔保降低了公司績效并且增加了控股股東的資金侵占；[3]徐攀(2017)實證研究得到，不論何種性質(zhì)或產(chǎn)業(yè)的公司，關聯(lián)擔保與公司價值均顯著負相關；[4]盧麗娟(2016)研究指出，或有負債因其不確定性而成為公司重要的風險來源，可能使公司遭受沉重債務、從而加大財務風險。[5]擔保就是一種或有負債，因此也可能會加大上市公司財務風險。上市公司對外擔保對公司價值有負面影響可能是因為對外擔保是大股東掏空上市公司的重要手段(Merton和Bodie，1992；[6]Johnson等，2000[7])。劉立安和劉海明(2017)以子公司作為樣本，發(fā)現(xiàn)上市公司為子公司提供合理的擔保有利于提升公司價值。[8]之所以與前面文獻的結(jié)論完全相反，主要是因為上市公司為子公司提供擔保大多以解決子公司的融資約束為主，與投資相關的關聯(lián)擔保有助于提高公司價值(Kohlbeck和Mayhew，2004)。[9]但是，上市公司大股東為子公司提供關聯(lián)擔保的動機可能在于幫助子公司順利實現(xiàn)債務融資，最終達到對子公司實施資源侵占的目的(Du和Dai，2005)。[10]由此看出，當前學術(shù)界的主要觀點是，以融資為目的的擔保有助于提升上市公司價值，但是“控股股東實施資金侵占”是上市公司提供擔保的主要動機，在這種情況下，上市公司對外擔保會降低公司價值。

上市公司過度擔保對公司價值的影響與一般性的擔保行為是否類似？王克敏和羅艷梅(2004)認為上市公司過度擔保會放大擔保給上市公司帶來的財務壓力，一旦失控并大大增加了公司的經(jīng)營風險、法律風險以及信譽風險，公司的聲譽嚴重受損導致股價在資本市場上劇烈波動。[11]近期國內(nèi)少有學者直接研究過度擔保對公司價值的影響，主要圍繞“擔保圈”問題展開研究，且認為擔保圈問題會損害公司價值。比如，曹廷求和劉海明(2016)從具體機制上看，加入擔保網(wǎng)絡導致了企業(yè)過度投資和控股股東的機會主義行為，從而導致信用擔保網(wǎng)絡對公司績效具有負面效應。[12]其中，大股東侵占是主要路徑(李金凱，2018)。[13]盡管擔保網(wǎng)絡與過度擔保在概念上有所不同，但是現(xiàn)實中過度擔保的產(chǎn)生往往來自各種各樣的擔保網(wǎng)絡。擔保網(wǎng)絡激發(fā)了企業(yè)舉債的熱情，同時過度擔保又是頻繁爆發(fā)擔保圈危機的重要因素。從擔保圈問題和過度擔保之間的密切關系可知，過度擔保對上市公司價值或也具有負面影響。擔保圈問題對公司價值的影響傳導機制的研究實際上為上市公司過度擔保影響公司價值提供一條重要的路徑。然而，這些文獻沒能直接對上市公司過度擔保行為和公司價值之間的關系做研究。盡管早期部分文獻有直接涉及，但研究的內(nèi)容僅停留在過度擔?？赡軒淼呢攧诊L險和經(jīng)營風險，卻沒有考慮過度擔保作為一種擔保行為形式，可能會給上市公司帶來了收益，進而會提升公司價值的可能。本文將從過度擔保行為對上市公司產(chǎn)生的收益和風險出發(fā)，基于經(jīng)濟下行時期，研究過度擔保對公司價值影響的差異性。

(二)股權(quán)異質(zhì)性和過度擔保

上市公司是否進行擔保的決策權(quán)在管理層，而管理層在很大程度上又受制于控股股東(馮根福，2005)。[14]上市公司過度擔保行為直接反映的是上市公司內(nèi)部治理結(jié)構(gòu)問題。股權(quán)性質(zhì)在公司治理問題上往往扮演著重要的角色。黎來芳、王化成和張偉華(2008)從掏空的視角對控制權(quán)與資金占用的關系進行實證分析，研究發(fā)現(xiàn)私人終極控制的上市公司中資金占用規(guī)模顯著高于國家終極控制的上市公司。同時，具有不同股權(quán)性質(zhì)的上市公司其信用擔保的動機不同。[15]李增泉、孫錚和王志偉(2004)對所有權(quán)結(jié)構(gòu)與控股股東的掏空行為之間的關系進行了實證分析，結(jié)果顯示，產(chǎn)權(quán)性質(zhì)對控股實施資金占用行為具有重要影響，國有企業(yè)控制的公司的控股股東占用的資金高于非國有企業(yè)控制的上市公司。[16]而民營企業(yè)主要是面臨“融資難、融資貴”的問題(竇超，王喬菀，陳曉，2020)。[17]由此可見，國有企業(yè)和民營企業(yè)擔保的動機不同、且公司治理也存在差異，過度擔保對公司價值影響也會存在異質(zhì)性，這也是本文進一步研究的方向。

羅黨論和唐清泉(2007)研究發(fā)現(xiàn)，銀企關系會顯著影響到上市公司的對外擔保行為，這主要是因為國有企業(yè)與國有銀行在產(chǎn)權(quán)上的同一性，地方政府控制的企業(yè)的關系貸款會更容易影響到其對外擔保行為；[18]張璇、李子健和李春濤(2019)研究發(fā)現(xiàn)，對于外部融資依賴度較高的中小民營企業(yè)，以及位于市場化水平高和法治環(huán)境好的地區(qū)的企業(yè)，緩解融資約束促進公司的創(chuàng)新效應更加明顯；[19]嚴若森和姜瀟(2019)指出，隨著制度環(huán)境的完善，政治關聯(lián)對融資約束的緩解作用不再顯著，政治關聯(lián)對融資約束與企業(yè)研發(fā)投入之間關系的調(diào)節(jié)作用亦會弱化；[20]冷奧琳等(2019)借用LLSV理論，構(gòu)建法制環(huán)境改革對公司提供擔保的動機、行為以及經(jīng)濟后果影響的機理概念模型，實證得到法制環(huán)境改革能夠有效緩解擔保的價值損毀效應、抑制擔保利益侵占行為；[21]由以上文獻可知，我國不同地域的制度環(huán)境不同、市場化環(huán)境以及政企關系不同，扭曲了信用擔保解決信息問題的機制，從而導致信用擔保對公司價值帶來負面效應。過度擔保對上市公司價值的影響是否呈現(xiàn)區(qū)域性也是本文需要解決的問題之一。

以往學者研究擔保對公司價值的影響時，主要選用面板固定效應模型做研究，將公司財務變量和公司治理變量等作為控制變量(鄭建明、范黎波和朱媚，2007；[22]韓宏穩(wěn)和唐清泉，2018[23])。這種處理方式未對樣本做任何處理，結(jié)論可能會存在選擇性偏誤。為了控制內(nèi)生性，本文在前人研究的基礎上，借鑒孫菁、周紅根和李啟佳(2016)傾向得分匹配法選取與存在過度擔保行為實驗組財務狀況和公司治理狀況相近的樣本作為對照組，檢驗過度擔保行為對公司價值的影響。[24]

綜上所述，本文將在如下兩個方面做出貢獻：(1)從理論和實證兩個角度研究上市公司過度擔保行為對公司價值的影響，并基于經(jīng)濟下行期考察上市公司過度擔保行為對公司價值的影響的異質(zhì)性，以及在不同經(jīng)濟區(qū)域中的差異性。(2)為了解決樣本可能存在的選擇性偏誤問題，采用傾向得分匹配的方法以期解決這個問題，使得結(jié)論更加穩(wěn)健。

二、理論分析和研究假設

(一)不考慮公司性質(zhì)情況下，過度擔保對公司價值的影響

上市公司提供過度擔保，能從被擔保方那里獲得一定的收益，包括融資便捷性收益和交易便捷性收益(吳桂華，2009)。[25]同時上市公司會因提供對外擔保緩解了關聯(lián)方的融資約束，使關聯(lián)方因增加投資導致公司價值上升進而間接增加了自身的公司價值(劉立安和劉海明，2016)。[8]此外，控股股東還可能通過上市公司對外提供擔保實施資金侵占，并將資金侵占獲得的收益轉(zhuǎn)移一部分給上市公司，用于支付上市公司過度擔保承擔風險的賠償(劉星和劉偉，2007；[26]楊七中和馬蓓麗，2015[27])。盡管上市公司對外提供擔保可能獲得來自以上三個方面的收益，但是同時又會承擔較大的風險。一旦債務到期，被擔保人的財務狀況惡化無力償款或是到期不履行清償債務而形成債務欺詐，上市公司作為擔保方就需要承擔債務的連帶清償責任。林昆輝、金玲和陳曉紅(2000)從期權(quán)理論角度認為，擔保合約實質(zhì)上就是一份看跌期權(quán)；[28]擔保的費率厘定問題實際上就是一種風險定價問題(顧海峰和奚君羊，2008[29])；Merton和Bodie(1992)指出，在信用擔保中，擔保方需要承擔下行風險卻不能獲得上行收益，這種情況便增加了債務人的道德風險。[6]擔保作為看跌期權(quán)的一種，風險和收益是不對等的。當對外提供過度擔保時，上市公司作為被擔保方兜底的概率更高。

假定上市公司的凈資產(chǎn)為N0，對外提供擔保金額為G，擔保比例為g，且g=G/N0。上市公司對外擔保為或有負債，在一定條件下會轉(zhuǎn)化為公司的真實負債，假設轉(zhuǎn)換比例為L。上市公司對外過度擔保會產(chǎn)生兩個方面的影響：一方面，提供擔保使得公司價值增加為A'。公司價值提升主要因為緩解了融資約束而增加了投資，因此上市公司價值提升部分是對外擔?？傤~的增函數(shù)，有dA'/dg>0。上市公司對外擔保比例g越高，擔保作為或有負債轉(zhuǎn)化成真實的負債就會越大，上市公司面臨的財務風險也就越大，因此反過來又會降低上市公司價值，通常情況下，投資的邊際收益是遞減的，即有dA'2/d2g<0。由此可知，dA'/dg存在一個上限值λ。另一方面，當擔保比例g上升時，上市公司面臨被擔保方違約的概率也上升，且違約風險隨擔保比例g加速上升，即L也是擔保比例g的增函數(shù)且假定滿足L=ωg2，其中系數(shù)ω為一正的常數(shù)。假定在以上兩個方面的影響下，上市公司價值最終變化值為V'，于是有(1)式：

V'=A'-L'G

(1)

用G=gN0和L=ωg2代入(1)式，得到：

V'=A'(gN0)-ωN0g3

(2)

對上式g求偏導可得：

(3)

(二)考慮股權(quán)性質(zhì)情況下，過度擔保對公司價值的影響

假設民營上市公司的公司價值提升為V1'，則有(4)式：

V1'=A1'(gN0)-ωN0g3

(4)

對上式g求偏導可得：

(5)

由于民營企業(yè)更容易受到融資約束，因此擔保緩解融資約束的邊際效應更高，更有利于提升公司價值。同時，由于民營企業(yè)的市場化競爭相對較大，因此民營企業(yè)提供的對外擔保作為看跌期權(quán)的定價相比國有企業(yè)更為合理。由此可知，dA1'/dg有一個相對更高的λ，記為λ'。因此，對于民營企業(yè)來說，其對外擔保g超過一個更高的臨界值時才會對公司價值產(chǎn)生負面影響，即民營上市公司過度擔保對其公司價值損害相對要小。

以上分析得到如下假設：

H1：上市公司過度擔保會損害公司價值。值得說明的是，理論分析中存在一個過度擔保的邊界，但這并非本文研究的重點，后文的實證研究主要以實踐中的擔保規(guī)則作為這一邊界來做相關檢驗，以分析現(xiàn)有規(guī)則下的相關市場效應。當然，過度擔保的邊界問題也是后續(xù)研究方向之一。

H2：民營上市公司過度擔保對公司價值的損害相比國有上市公司要小。

三、研究設計

(一)變量定義

關于公司價值的衡量，現(xiàn)有文獻主要采用托賓Q值作為代理變量(鄭建明、范黎波和朱媚，2007；[22]唐清泉和韓宏穩(wěn)，2018[23])。由于我國上市公司有較高比例的非流通股，因此需要對我國非流通的國有股和法人股折扣平均為70%到80%(鄭建明、范黎波和朱媚，2007[22])。

擔保比例為當年的擔保余額與凈值產(chǎn)的比值，作為上市公司在當年的擔保水平的衡量。借鑒王立彥和林小馳(2007)，上市公司對外擔保余額超過凈資產(chǎn)的50%作為判定上市公司出現(xiàn)過度擔保行為的標準，同時當上市公司的凈資產(chǎn)為負依舊存在對外擔保也被定義為過度擔保行為，用“1”表示。樣本公司是否涉及過度擔保(0/1)作為該部分的核心解釋變量。

從現(xiàn)有的研究文獻看，影響上市公司價值的因素很多，這些因素包括股權(quán)結(jié)構(gòu)、經(jīng)理人激勵、資本結(jié)構(gòu)、公司的盈利能力、公司成長性、公司規(guī)模等公司治理和財務因素(鄭建明、范黎波和朱媚，2007；[22]唐清泉和韓宏穩(wěn)，2018[23])。為了能夠準確反映出上市公司對外擔保對公司價值的影響，必須控制上述因素對公司價值的影響，因此本文選擇能夠反映“股權(quán)結(jié)構(gòu)、經(jīng)理人激勵、公司規(guī)模、資本結(jié)構(gòu)”等特征的變量“第一大股東持股比例、股權(quán)制衡度、高管持股比例、資產(chǎn)規(guī)模、總資產(chǎn)凈利潤率、可持續(xù)增長率、資產(chǎn)負債率”作為控制變量。變量具體定義和描述見表1。

表1 主要變量定義

(二)模型設定

被解釋變量是代表公司價值的托賓Q值(TBQ)，核心解釋變量為是否過度擔保(OGR)?！暗谝淮蠊蓶|持股比例、股權(quán)制衡度、高管持股比例、資產(chǎn)規(guī)模、總資產(chǎn)凈利潤率、可持續(xù)增長率、資產(chǎn)負債率”等作為控制變量。模型采用面板固定效應模型。(6)式為存在個體效應的面板固定效應模型：

TBQit=β0+β1OGRit+∑βjcontroljt+μi+eit

(6)

其中，βi(i=(0，1，2，3，……j)表示變量的系數(shù)，μi代表個體異質(zhì)性的截距項，eit是隨個體與時間而改變的擾動項，假設{eit}獨立同分布，且與μi不相關。

(三)模型的估計

為了對固定效應模型進行估計，首先對(7)式在時間上取平均得：

(7)

(7)式減式(6)得：

(8)

四、實證分析

(一)研究樣本和數(shù)據(jù)來源

第一大股東持股比例(LSHR)數(shù)據(jù)來自于CCER經(jīng)濟金融研究數(shù)據(jù)庫，股權(quán)制衡度(GCBD)也是基于CCER經(jīng)濟金融研究數(shù)據(jù)庫中上市公司第一大到第十大股東持股比例數(shù)據(jù)計算得到。托賓Q值(TBQ)是基于國泰安數(shù)據(jù)庫上市公司財務數(shù)據(jù)和股權(quán)結(jié)構(gòu)數(shù)據(jù)計算得到，是否過度擔保(OGR)是根據(jù)國泰安金融數(shù)據(jù)庫中上市公司擔保余額與凈資產(chǎn)比值數(shù)據(jù)調(diào)整得到。其他變量的數(shù)據(jù)均直接來自于國泰安金融數(shù)據(jù)庫。為了確保數(shù)據(jù)的完整性和一致性，本文剔除了在2019年之后才上市的公司以及屬于金融行業(yè)的公司，最終涉及3485家上市公司和21273個觀測值。在樣本選擇期內(nèi)，上市公司涉及過度擔?？偞螖?shù)1825個，占總樣本比例8.58%。由于托賓Q值、擔保比例(GNL)、第一大股東持股比例、資產(chǎn)規(guī)模(LAS)、總資產(chǎn)凈利潤率(ROA)、可持續(xù)增長率(CGR)、資產(chǎn)負債率(LEV)數(shù)據(jù)偏離度較大，為了防止可能出現(xiàn)的異常值對結(jié)果產(chǎn)生較大影響，對這些變量采用其分布于1%和99%分位數(shù)上的觀測值進行縮尾(Winsorize)處理。

(二)描述性統(tǒng)計量分析

被解釋變量、解釋變量以及控制變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果如表2所示，樣本公司的托賓Q值(TBQ)平均為2.55，中位數(shù)為1.93，較為符合實際情況。在2012年至2018年期間，每年出現(xiàn)過度擔保行為的次數(shù)均值為0.08，中位數(shù)為0。這說明了大部分上市公司基本遵循“上市公司對外擔保總額不超過最近一個會計年度合并會計報表凈資產(chǎn)的50%”這一規(guī)定。由于對擔保比例(GNL)進行了縮尾處理，導致?lián)Ｓ囝~與凈資產(chǎn)比值為負的樣本被刪掉，因此出現(xiàn)了擔保水平最低值為0的現(xiàn)象，說明了上市公司在凈資產(chǎn)出現(xiàn)負的情況下一般不對外做擔保，也比較符合實際情況。其他的控制變量取值也基本在合理的范圍內(nèi)。此外，變量的觀測值數(shù)目基本維持在相當?shù)乃?，缺失值較少。

表2 主要變量的描述性統(tǒng)計

(三)回歸結(jié)果分析

1.過度擔保對公司價值的影響回歸分析

表3模型(1)為以擔保比例(GNL)作為核心解釋變量的固定效應模型，代表不考慮是否出現(xiàn)過度擔保行為的擔保組；模型(2)為以是否過度擔保(OGR)作為核心解釋變量的固定效應模型，代表過度擔保組。模型(1)回歸結(jié)果顯示，擔保比例對公司價值的影響系數(shù)為正，但不顯著。模型(2)結(jié)果顯示，是否過度擔保與公司價值之間顯著為負。對比結(jié)果表明，上市公司對外擔保是否損害公司價值具有不確定性，但是過度擔保行為會損害公司價值，符合理論假設1。

表3 上市公司對外擔保對公司價值的影響回歸分析結(jié)果

2.不同股權(quán)性質(zhì)條件下，過度擔保對公司價值的影響回歸分析

表4模型(2)回歸結(jié)果顯示，是否過度擔保與國有上市公司公司價值顯著為負，與總樣本的回歸結(jié)果方向一致，但國有企業(yè)過度擔保對公司價值的負面影響大于總樣本。模型(3)回歸結(jié)果顯示，過度擔保對民營上市公司價值顯著為正。這主要是民營上市公司通過過度擔保解決融資約束后，其公司價值提升更大。總之，國有上市公司過度擔保對公司價值的損害大于民營上市公司，符合理論假設2。

表4 上市公司過度擔保對公司價值的影響回歸分析結(jié)果

3.在不同區(qū)域經(jīng)濟環(huán)境中，過度擔保對公司價值的影響回歸分析

本文按照統(tǒng)計局2011年的區(qū)域劃分方法，將全國分為東部、中部、西部和東北四個地區(qū)。①從地區(qū)市場化水平和發(fā)展水平看，“東北地區(qū)”跟我國西部地區(qū)發(fā)展相當，且由于西部和東北地區(qū)的上市公司樣本較少，因此本文將這兩個地區(qū)放在一組做研究，即將全國劃分為“東部”“中部”以及“西部+東北”三個組。②

從表5的回歸結(jié)果看出，處在東部地區(qū)的國有企業(yè)是否過度擔保對公司價值的系數(shù)為正，但是不顯著。但是，處在中部和“西部+東北”組的國有企業(yè)過度擔保對公司價值顯著為負。這主要是因為東部地區(qū)的市場化程度更高，上市公司對外擔保的定價相對更為合理。而中部、西部以及東北地區(qū)的市場化程度相對較低，國有上市公司對外擔保的定價相對不合理，國有企業(yè)控股股東更容易通過過度擔保來對上市公司實施資金侵占。

表5 不同區(qū)域國有上市公司過度擔保對公司價值的影響回歸分析結(jié)果

從表6的回歸結(jié)果看出，處在東部和中部地區(qū)的民營企業(yè)過度擔保對公司價值的影響為正，但是不顯著。處在“西部+東北”的，民營企業(yè)過度擔保對公司價值顯著為正。這主要是因為西部以及東北地區(qū)的市場化程度相對較低，民營上市公司相比東部和中部地區(qū)更容易受到融資約束，因此這些地區(qū)的民營上市公司通過過度擔保解決融資約束所帶來的公司價值正面效應要大于在東部和中部地區(qū)的公司。

表6 不同區(qū)域民營上市公司過度擔保對公司價值的影響回歸分析結(jié)果

五、穩(wěn)健性檢驗

(一)內(nèi)生性檢驗

傾向得分匹配的方法，相比工具變量法等內(nèi)生性處理方法，更適用于對某一行為或政策的效果加以評估，以傾向得分值為標準對處理組和控制組進行配對分析，以此克服樣本選擇偏誤(ROSENBAUM等，1983；[30]Lian、Su和Gu，2011[31])。因此，檢驗上市公司過度擔保行為對公司價值的影響是否存在內(nèi)生性較適合采用該方法。我們將總體樣本分為兩組——產(chǎn)生了過度擔保行為的處理組和未產(chǎn)生過度擔保行為的控制組，通過樣本公司的財務數(shù)據(jù)和公司治理數(shù)據(jù)以logit模型為基礎估計傾向得分值，以此反映處理組和控制組樣本的多元化匹配程度。為了能依靠多維度的匹配從控制組樣本中找到處理組樣本的匹配對象，我們選取以下財務變量和公司治理變量：第一大股東持股比例(LSHR)、股權(quán)制衡度(GCBD)、高原持股比例(MIT)、資產(chǎn)規(guī)模(LAS)、總資產(chǎn)凈利潤率(ROA)、可持續(xù)增長率(CGR)以及資產(chǎn)負債率(LEV)作為衡量企業(yè)多維度特征的變量。我們以是否過度擔保為因變量設定Logit回歸模型，采用最近鄰匹配得到各變量匹配前后的基本狀況。表6.1反映了基于最近鄰匹配而得到的各變量匹配前后的基本狀況。由表7可得，配對樣本間的匹配變量無顯著差別，通過了平行假設檢驗。除了高管持股比例(MIT)，其他變量匹配后的標準化偏差均低于5%。盡管高管持股比例(MIT)的標準化偏差大于5%，但是依舊小于10%，表明平行性假設基本得到有效滿足。

表7 變量匹配前后差異對比

為了比較匹配前后處理組和控制組傾向得分值的差異性，我們繪制了相應的核密度函數(shù)圖。與圖1相比，圖2的控制組和處理組的密度函數(shù)圖形更為接近，表明匹配后兩組公司的財務特征和公司治理特征更為接近，通過了共同支撐假設檢驗。在前面實證研究中，直接選取控制組全部樣本作為比較對象造成實證分析結(jié)果的偏誤。

圖1 樣本匹配前

圖2 樣本匹配后

依據(jù)前文樣本匹配的結(jié)果，我們對樣本匹配方法估計ATT值，以探究上市公司過度擔保行為對公司價值的影響。表8呈現(xiàn)了樣本匹配前以及采用最鄰近匹配方法所得到的ATT值。在采用最近鄰匹配進行配對分析時，處理組的公司價值決策變量(TBQ)為1.393，顯著高于匹配后控制組的同一變量，并且公司價值決策變量的ATT值在10%的水平上顯著異于0。由此可知，相比較于未做出過度擔保行為的上市公司來說，做出過度擔保行為的上市公司的公司價值會因為該行為而降低。而且通過比較匹配前后ATT值，我們發(fā)現(xiàn)匹配后的ATT值有所降低，說明通過傾向得分匹配的方法有效分離出過度擔保對公司價值的影響。

表8 過度擔保對公司價值的影響

(二)穩(wěn)健性檢驗

在對相關實證結(jié)果做穩(wěn)健性檢驗時采取更換樣本和更替核心變量的方法。在樣本量選擇上，本文增加了2011年的樣本，回歸結(jié)果如表6.3模型(3)所示，在增加了樣本后，上市公司過度擔保行為對公司價值的影響依舊顯著為負。饒育蕾等(2008)在研究過度擔保問題時，以擔保余額與凈資產(chǎn)比值的中位數(shù)為界限，將大于該中位數(shù)的擔保事件認定為過度擔保事件。我們加以借鑒，用該判定標準替代原模型中的以“50%”作為劃分界限，得到回歸結(jié)果如表6.3模型(2)所示，在過度擔保界定按照新的方式時，上市公司過度擔保依舊與公司價值顯著為負。對于公司價值的衡量，本文借鑒葛翔宇和周艷麗(2017)的方法，用賬面收益率指標凈資產(chǎn)收益率作為托賓Q值的替代，回歸結(jié)果如表9模型(1)所示，上市公司過度擔保對公司價值依舊顯著為負。綜上所述，上市公司過度擔保對公司價值具有負面影響。

表9 替代變量和更換樣本回歸結(jié)果

六、結(jié)論與啟示

擔保作為看跌期權(quán)的一種，風險和收益是不對等的。擔保方需要承擔下行風險卻不能獲得上行收益，這會增加債務人的道德風險，當對外提供過度擔保時，上市公司為被擔保方兜底的概率更高。在運用期權(quán)定價理論分析過度擔保行為的收益和風險后，不難得出兩個基本結(jié)論：一是上市公司過度擔保會損害公司價值；二是民營上市公司過度擔保對公司價值的損害相比國有上市公司要小。這些結(jié)論在實證中得到了驗證。

在不考慮股權(quán)性質(zhì)的情況下，本文實證發(fā)現(xiàn)，上市公司過度擔保行為對公司價值有顯著的負面影響。在考慮股權(quán)性質(zhì)的情況下，對于國有企業(yè)來說，上市公司過度擔保行為對公司價值有負面影響，且大于總樣本。而對于民營企業(yè)來說，上市公司過度擔保行為對公司價值卻有正面影響，這一異于以往研究的結(jié)論可能是因為經(jīng)濟在下行期內(nèi)民營企業(yè)更容易受到融資約束的緣故。因此，經(jīng)濟下行時，緩解民營上市公司融資約束有利于提升上市公司的價值，進而促進經(jīng)濟的有效增長。

由于我國區(qū)域經(jīng)濟環(huán)境差異較大，引入?yún)^(qū)域因素進一步實證發(fā)現(xiàn)，處在東部地區(qū)的國有上市公司過度擔保變量對公司價值的系數(shù)為正，但不顯著。處在中部和“西部+東北”組的國有上市公司過度擔保變量對公司價值顯著為負。這可能是因為東部地區(qū)的市場化程度更高，國有上市公司對外擔保的定價相對更為合理，而中部、西部以及東北地區(qū)的市場化程度相對較低，即這些地方國有上市公司過度擔保對公司價值具有負面作用。處在東部和中部地區(qū)的民營上市公司過度擔保對公司價值的影響為正，但是不顯著。處在“西部+東北”的民營上市公司，其過度擔保行為對公司價值顯著為正。這可能是因為西部以及東北地區(qū)的市場化程度相對較低，民營上市公司相比東部和中部地區(qū)更容易受到融資約束，通過過度擔保解決融資約束仍能帶來的公司價值的增值。因此，在經(jīng)濟下行時期，對待過度擔保行為還需有的放失，協(xié)調(diào)發(fā)展。

注釋：

①2011年，中華人民共和國國家統(tǒng)計局將我國經(jīng)濟區(qū)域劃分為東部、中部、西部和東北四大地區(qū)，其中東部包括：北京、天津、河北、上海、江蘇、浙江、福建、山東、廣東和海南；中部包括：山西、安徽、江西、河南、湖北和湖南；西部包括：內(nèi)蒙古、廣西、重慶、四川、貴州、云南、西藏、陜西、甘肅、青海、寧夏和新疆；東北包括：遼寧、吉林和黑龍江。

②2017年國務院批復了《西部大開發(fā)“十三五”規(guī)劃》，2018年發(fā)布了《關于建立更加有效的區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展新機制的意見》，但政策落實一般會存在滯后效應，從2017年或2018年的數(shù)據(jù)來看，差異不顯著，因此不需要對數(shù)據(jù)進行特別處理。