【摘 要】 本文選取2004-2006年我國A股上市公司為研究樣本,結合我國的制度背景,采用多元回歸的方法,檢驗了股權結構、董事會特征與上市公司對外擔保行為之間的關系。本文為以下結論提供了證據:(1)董事會規模與上市公司對外擔保行為呈U型關系,我國上市公司董事會規模在9人左右比較合適;(2)獨立董事比例對我國上市公司對外擔保行為的影響不顯著;(3)持股董事比例與上市公司發生過度擔保行為可能性的大小、對外擔保比例均呈負相關關系;(4)董事長兼任總經理的公司,發生過度擔保的可能性比較大,發生的對外擔保比例也越大;(5)國有控股的上市公司、第一大股東持股比例越高的上市公司,發生過度擔保行為的可能性越小,發生對外擔保的比例也越小。
【關鍵詞】 股權結構; 董事會特征; 對外擔保
一、引言
在我國,上市公司是資產質量相對優良的公司,以其作為擔保人極易獲得銀行信貸資金的支持,可見,我國上市公司的對外擔保具有普遍性。擔保作為公司的一種經濟行為,是社會正常的經濟現象,使上市公司能夠方便、快捷地獲得銀行資金,可以減少交易風險、促進資本市場的發展。但是目前在上市公司提供對外擔保的實踐中,因擔保而引起的糾紛不斷發生。自2000年ST猴王為控股股東猴王集團提供了3個億的貸款擔保并因母公司無力還貸而負連帶責任從而導致重大虧損以來,ST興業、幸福實業、三九藥業、啤酒花等多家上市公司都相繼由于向關聯方提供巨額擔保而陷入財務困境,訴訟不斷,處境岌岌可危。擔保問題從最初的上市公司成為大股東的“提款機”,演變到后來的上市公司陷入“互保圈”及上市公司頻頻為子公司進行擔保,這些行為對上市公司的負面影響不斷凸現。針對這種情況,我國證監會等部門先后發布了關于擔保行為的各種規定,分別用來規范上市公司的對外擔保行為。然而,上市公司對外擔保并沒有就此消失,反而愈演愈烈(高雷、宋順林,2007)。
我國上市公司為什么會存在這種現象,上市公司的擔保行為又受到哪些因素的影響呢?我國許多學者認為,上市公司的內部治理情況是影響上市公司擔保行為的重要因素(陳宏,2006;王立彥、林小馳,2007)。公司的股權結構以及董事會特征是公司內部治理的重要組成部分,對公司治理具有重要的影響,進而影響到上市公司的對外擔保行為。因此,本文將從股權結構和董事會特征兩個方面研究其對我國上市公司對外擔保行為的影響。
二、理論分析與文獻回顧
(一)理論分析
1.股權結構與公司治理——委托代理理論
委托代理理論認為,公司治理問題是伴隨著委托代理問題的出現而產生的。由于公司的所有者和經營者之間存在委托代理關系,兩者之間的利益不一致會產生代理成本。在業主制企業中,資本所有者自己管理企業,不存在兩權分離,不存在代理問題,自然不存在代理成本(或代理成本很小,如內部的代理),企業資本收益的損失也最小。隨著現代公司的出現,尤其是在股權分散的股份公司中,股東不可能直接從事公司的經營,因為這樣做的成本太高,他們需要聘請專業的管理人員從事經營。為了使經營人員的行為符合股東的利益最大化,就需要對經理人員進行必要的監督,這就產生了上述的代理成本。代理成本的大小與所有權和經營權分離的程度有關,而所有權和經營權的分離程度又與股權的分散程度或股權的結構有關。股權結構越分散,所有權和經營權的分離程度就越大,委托人的監督費用和可能的剩余損失即代理成本就越高。
由此可見,公司治理問題根源于現代公司的兩權分離及兩權分離的程度,而后者一般直接通過股權結構反映出來。股權結構能體現公司治理問題的基本內容和基本性質,是公司治理的核心。而公司治理的好壞直接關系到上市公司對外擔保等事項的日常經營決策。因此,上市公司的股權結構將對上市公司的對外擔保決策產生重要的影響。
2.董事會的職責
董事會的職責決定了董事會應該做什么、對誰負責以及負什么責任。關于董事會的職責,主要有兩種解釋:一種是委托代理理論,一種是現代組織理論。
(1)委托代理理論
委托代理理論認為,董事是股東的代理人,他們為最大化股東利益而工作。股東選取董事并將自身的投票權委托給董事,董事聘用經理人員運營企業并監督其業績,因此董事會的主要作用是承擔“受托責任”,監督經理人員。Williamson(1986)指出,代理理論和交易成本理論都將董事會看作是內生的控制工具。如果經理人員之間存在競爭,一個全部由經理人員控制的董事會是最優的董事會。如果存在經理人員相互勾結的情況,董事會應該包括非執行董事以保護股東利益。Fama(1980)、Fama和Jensen(1983)認為,董事會通常被看作一個監督機構,以保護相關者的利益不受自利的經理層的侵害。
(2)現代組織理論
現代組織理論認為,董事會是一個執行特定功能的工作組,戰略決策是董事會工作的核心,為保證戰略決策的科學性,董事會應該目標清楚、分工科學、職責明確、規模適度。董事會的作用主要體現在兩個方面:一是參與公司決策;二是承擔受托責任,監督經理人員。
Tricker(1995)將現代組織理論與委托代理理論結合起來,提出了一個理論框架來說明董事會的性質和作用,并概括了影響董事會發揮作用的基本要素,包括:非執行董事比例、董事會規模、總經理影響力與次級委員會的功能。
公司的對外擔保行為是必須經過董事會進行決策的一項內容,擔保決策關系到企業因此承擔的風險;關系到企業直接利益的流出與否;關系到企業價值的減損與否。因此,上市公司對外擔保行為的正常與否、質量的好壞,與董事會質量有著十分密切的聯系。
(二)文獻回顧
關于上市公司對外擔保行為影響因素的規范研究比較多,最近幾年實證研究方面的文章也開始多起來。在實證研究方面,我國學者從公司治理方面,特別是股權結構方面研究其對我國上市公司的對外擔保行為的影響比較多。
王立彥、林小馳(2007)從股權結構方面考察了上市公司的控股股東持股比例、流通股比例、國有股比例以及外資股比例對上市公司對外擔保行為的影響。研究發現,公司的控股股東持股比例、流通股比例和國有股比例都會對擔保行為的某些特征產生影響,但是控股股東持股比例和流通股比例的影響較為復雜。
高雷、宋順林(2007)發現,第一大股東持股比例與關聯擔保顯著負相關,股權制衡沒有發揮對關聯擔保的抑制作用。
王琨、陳曉(2007)以我國A股上市公司1998-2003年的關聯方擔保數據為研究對象,檢驗了不同股權結構下上市公司關聯方擔保發生的概率。結果顯示,隨著上市公司控股股東持股比例的增加,上市公司為關聯方擔保發生的概率呈現出先顯著上升、其后不顯著、最后顯著下降的變化趨勢。
饒育蕾等(2008)的多元回歸結果表明,對于第一大股東持股比例和國家持股比例的回歸系數而言,60%均是其有效的臨界點,當大股東持股比例低于60%時,大股東存在通過上市公司對子公司擔保的方式掏空上市公司的現象,但回歸系數不顯著;當持股比例高于60%時,則產生了顯著的利益協調效應,能有效地抑制掏空。通過分類變量和股權臨界變量的多種組合,回歸發現,國有性質的上市公司被控股股東掏空程度更高;與第一大股東持股比例變量相比,國家持股比例變量的股權臨界值對CAR的影響更加顯著。
三、制度背景分析
(一)我國上市公司對外擔保行為經歷的幾個階段
從我國近幾年上市公司擔保的發展狀況來看,對外擔保在形式上呈現出以下四個階段性特征:第一階段(1990年至1996年),上市公司對外擔保行為比較少見,擔保具有政府指定型特征;第二階段(1996年至2000年6月),上市公司對外擔保以為公司股東及其關聯方提供擔保為主;第三階段(2000年6月至2003年8月),上市公司相互擔保和連環擔保,形成“擔保圈”;第四階段(2003年8月至今),以為控股子公司擔保為主。
(二)我國上市公司股權結構的一般特征
我國上市公司股權結構特點主要有以下兩個方面:
1.股權結構多元化。我國上市公司的股權結構劃分為國家股、國有法人股、社會法人股和社會公眾股四個部分,其中只有社會公眾股可以上市流通。長期以來,社會公眾股在上市公司總股本中的比重僅占30%左右,其余70%的股份目前無法上市流通。經過股權分置改革之后,國家股、國有法人股、社會法人股等已實現可流通,但仍處于鎖定期內,故現在仍舊有許多股票無法在市場上流通轉讓。
2.國有股一股獨大。由于我國上市公司大多數是由原國有企業或其他政府控股的實體重組改制而成,股權向國家股呈現高度集中性,國家股和法人股占壓倒多數。這種特殊股權結構給公司治理結構造成了一系列負面影響,剝奪了其他股東對公司的管理控制權,不利于股東對經營者的有效約束。大股東尤其是國有法人股東往往操縱著公司的董事會、監事會,控制著公司的經營管理和人事安排,其他中小股東無力與之抗衡。因此,國有股控股的上市公司往往會受諸多非經營性因素的影響,如受政府的干預而做出對外巨額擔保、非戰略性收購與合并等行為。
(三)我國董事會制度的基本情況
在我國的《公司法》中,股東大會是最高權力機構,擁有比許多國家的股東大會更多的管理權力。但在實踐中,由于分散的小股東搭便車,股東大會權力虛化,與其他國家一樣,分散的股權結構使股東大會治理存在與生俱來的缺陷。另一方面,我國上市公司多由國有企業改組上市,不可避免地出現國有產權高度集中,加上我國強調股東權益的主導地位,一些上市公司股東大會尚未召開,董事會已經由上級行政主管部門任命產生,我國上市公司董事會一般表現為“大股東控制模式”。有些上市公司的董事會由少數內部執行董事,甚至是董事長一人以非法定程序操縱,即形成所謂的“內部人控制模式”。董事會的“大股東控制模式”使中小股東的利益極易受到損害;而“內部人控制模式”多與公司治理的失敗,甚至更為嚴重的國有資產流失和貪污受賄行為相伴而行。
針對此情況,證監會2001年8月正式發布《關于上市公司建立獨立董事制度的指導意見》的通知,要求上市公司必須建立獨立董事制度,并要求在2003年6月30日前,上市公司董事會成員中應當至少包括1/3獨立董事。但是,獨立董事制度在中國上市公司的實踐中遭遇了尷尬的結局:“花瓶董事”盛行于我國上市公司,“獨立董事不獨立”,獨立董事的提名受到內部人操控。獨立董事對非獨立董事與經理人員的監督作用因此而大打折扣,這也間接使大股東與內部人合謀通過擔保等行為轉移上市公司財富變為可能。
四、假設的提出
(一)董事會規模
最早提出應限制董事會規模的是Lipton和Lorsch(1992),他們認為,當董事會的規模超過10人時,協調和溝通所帶來的損失會超過因人數增加所帶來的收益,董事會因而變得缺乏效率,并且也更容易為公司經理所控制。因此,董事會規模最好為7～9人,最大不超過10人。我國學者于東智(2003)的研究表明,董事會規模對公司績效有顯著影響,兩者呈倒U型關系,當董事會人數小于9時,增加董事會規模將有利于提高公司績效,超過9人后,增加董事會規模將妨礙公司績效的提高。
可見,董事會的規模并不是越小越好,但是如果董事會的規模過大,董事會相互之間的協調所需花費的時間就越多,公司治理效率反而更低。對此,筆者用SPSS軟件對樣本中的因變量和董事會規模這個解釋變量進行了一個曲線擬合,得到一個先下降后上升的二次曲線,曲線的轉折點位于9人和10人之間。當然,這還有待回歸檢驗的進一步證實。因此,提出假設1:
假設1:董事會規模與上市公司對外擔保行為呈U型關系。
(二)獨立董事比例
我國獨立董事制度起步較晚,目前各上市公司擁有的獨立董事人數相對較少。從理論上而言,獨立董事對于大股東所做出的一些內幕交易、關聯交易應該都能夠及時制止,可以減少不合理交易對公司造成的損失,改善公司的業績。比如,我國學者吳水澎(2005)的研究表明,獨立董事比例與公司績效正相關。王躍堂(2003)研究發現,獨立董事制度有助于提高公司盈余信息的可信性。因此,提出假設2:
假設2:獨立董事所占比例與上市公司對外擔保行為負相關。
(三)持股董事比例
國外關于董事持股與治理績效關系的研究,依據兩種不同的假說得出了不同的結論。一種是“壕溝防御效應”(entrenchment)假說。“壕溝防御效應”預期持有超過一定數量股份的董事可能會導致公司價值的降低。如Weston(1979)的研究指出,若內部人擁有超過30%的公司股份,則公司不可能被敵意接管。由于持股比例較高,使得經理具有很高的控制力,可能會從事非價值最大化的行為。另外一種是Jensen和Meckling(1976)提出的“利益趨同效應”假說,認為隨著持股比例提高,董事分享經營成果的程度也在提高,因此監督管理者致力于公司利益最大化的誘因也隨之提高。
考慮我國特定的制度背景,本文認為“利益趨同效應”假說更能有效地解釋我國的現實。因為從目前我國資本市場的狀況來看,各種市場機制尚不健全,各種治理機制尚未形成一個能夠有效地發揮其互補作用的有機整體。因此,筆者認為,董事持股可以承擔一定的風險,并分享部分股東剩余索取權,能激勵董事更加關注公司價值。所以,在董事會中持股董事比例越高,董事會的監督動機越大,監督效率也就越高。因此,提出假設3:
假設3:持股董事比例與過度擔保行為負相關,其發生對外擔保的比例也越小。
(四)董事長是否兼任總經理
Jensen和Meckling(1993)認為,當CEO兼任董事長時,內部控制系統將失效,因為董事會不能有效地執行其關鍵性功能。董事長的主要職責就是主持董事會會議和監督聘任、解聘、評價和補償CEO的程序。當兩職合一時,CEO同時具有制定決策又監督這些決策實施的雙重職責。按照代理理論,當決策制訂者對其決策后果不承擔(或只承擔一部分)責任的情況下,決策者將不能有效執行涉及其自身利益的職權,他具有更多地追求個人福利而非股東利益最大化的機會主義行為動機,使得代理問題得不到控制和制約。我國學者吳淑琨(2002)比較系統地研究了我國上市公司的領導結構問題,發現兩職合一降低了公司績效(ROA),但缺乏顯著性。可見,董事長與總經理兩職合一會降低董事會的治理效率和監督效果,從而更有可能導致對擔保行為監控不力的結果。因此,提出假設4:
假設4:董事長兼任總經理的公司發生過度擔保行為的可能性更大,發生對外擔保的比例也越大。
(五)上市公司實際控制人類別
我國大多數上市公司是由國有企業改制而來,國家及其代表機構在上市公司股權控制中處于主導地位是中國轉軌經濟體制所造就的獨特而又具有必然性的現象(何衛東,2003)。盡管隨著資本市場的發展和經濟體制改革的不斷深入,非國有資本逐漸增多,并控制了部分上市公司,但與大多數國家相比,我國仍然是以國有控制的股權結構居主導地位。
從公司治理的角度看,國家終極控制的上市公司先天所具有的產權殘缺,以及后天所承擔的政府行為,決定了它對公司經營進行監控時的低效率(陳宏,2006)。李維安(2005)認為,國有控制主體更傾向于以上市公司的資產為其關聯企業進行擔保,以及通過行政性指令實現上市公司與其他關聯企業或關系單位之間的非公平交易。國有股在公司中所占比例越大,公司的內部人控制就越強(何浚,1998)。因此,提出假設5:
假設5:國有控股的上市公司發生過度擔保行為的可能性越大,發生對外擔保的比例也越高。
(六)第一大股東持股比例
如假設3所述,大股東持股比例的多少對公司價值的影響也存在兩種假說。我國學者高雷、宋順林(2007)以2001-2004年我國非金融A股上市公司為研究樣本,發現第一大股東持股比例與關聯擔保顯著負相關,一股獨大未必導致掏空,反而控股股東持股比例越低,掏空越嚴重,掏空成本是控股股東決定是否掏空的重要因素。因此,筆者認為,第一大股東持股比例越高,掏空上市公司的成本越高,越不可能利用擔保來掏空上市公司,從而損害廣大中小投資者的利益。對此,提出假設6:
假設6:第一大股東持股比例越高,上市公司發生過度擔保的可能性越小,發生對外擔保的比例也越小。
五、實證檢驗
(一)樣本選擇與數據來源
本文選取證監會56號通知(2003)發布之后的2004-2006年A股上市公司數據為樣本,并對樣本進行如下調整:1.剔除金融類上市公司。由于該類公司的財務結構及業務特點與其它公司不同,而且此類公司中涉及的對外擔保業務與本文研究的擔保性質存在較大差異,因此,為了集中于本文研究的問題,剔除此類公司。2.剔除CCER上市公司治理結構數據庫中公司治理數據不全的公司。
本文上市公司擔保數據和財務數據主要來自WIND數據庫,公司治理數據主要來自CSMAR和CCER數據庫。某些財務數據不全的公司,通過手工查找上市公司年報而獲得,年報主要來自巨潮資訊網站①。
(二)變量定義與模型建立
本文的變量定義,見表1。
由于上市公司是否存在過度擔保行為這個因變量是虛擬變量,要用到邏輯回歸方法。此外,筆者按照陳宏(2006)等的研究方法,先將董事會特征、股權結構與因變量G分別進行邏輯回歸;然后再進行一個總的回歸。本文的多元邏輯回歸模型如下:
G=B0+B1DIR1+B2DIR2+B3IDP+B4HDP+B5CEOD+B6AGE
+B7LnASSET+B8ROA+B9YEAR04+B10YEAR06+ε(1)
G=B0+B1STATE+B2TP+B3AGE+B4LnASSET+B5ROA
+B6YEAR04+B7YEAR06+ε (2)
G=B0+B1DIR1+B2DIR2+B3IDP+B4HDP+B5CEOD+B6STATE
+B7TP+B8AGE+B9LnASSET+B10ROA+B11YEAR04+B12YEAR06
+ε(3)
對于股權結構、董事會特征對上市公司對外擔保比例的影響,本文用的是一個比較簡單的多元線性回歸模型,用公式表示如下:
GP=B0+B1DIR1+B2DIR2+B3IDP+B4HDP+B5CEOD+B6STATE+B7TP
+B8AGE+B9LnASSET+B10ROA+B11YEAR04+B12YEAR06+ε (4)
其中,B0為常數項,B1～B12為變量系數,ε為殘差。
(三)實證檢驗結果
1.過度擔保行為分析
(1)樣本構成
本節的樣本構成情況如表2所示。從表2中可以看出,樣本中2004年、2005年和2006年發生過度擔保的公司分別為138家、144家和166家,呈遞增趨勢,但相差并不大。
(2)均值T檢驗
為了更好地了解董事會特征、股權結構與上市公司擔保行為之間的關系,本文將對過度擔保公司樣本與無擔保公司樣本兩個對照樣本組進行均值T檢驗,檢驗結果如表3所示。
從表3中可以看出:1.過度擔保樣本公司的董事會規模與無過度擔保樣本公司具有顯著的差異,且DIR1的符號為負,DIR2的符號為正,與之前的假設相符。董事長是否兼任總經理這個變量在兩個對照樣本之間也沒有顯著的差異,符號與預期相一致,但不顯著。董事持股比例則在兩個樣本之間具有顯著差異,過度擔保樣本公司的董事持股比例明顯低于無擔保樣本公司。2.股權結構特征的兩個變量在兩個樣本之間均有顯著的差異,過度擔保樣本中國有控股的上市公司比例明顯低于無擔保樣本上市公司,其第一大股東持股比例也明顯低于無擔保樣本公司,但符號與預期的不大一樣。
(3)邏輯回歸分析
模型(1)、(2)和(3)的邏輯回歸結果見表4,本文對該結果分析如下:
1)董事會規模。當董事會規模不大于9人時,董事會規模與上市公司發生過度擔保行為的可能性呈顯著負相關關系;當董事會規模大于9人時,董事會規模與上市公司發生過度擔保的可能性呈顯著正相關關系。也就是說,董事會規模與上市公司發生過度擔保的可能性之間呈U型關系。這與之前的假設相一致,也與于東智(2003)的研究結果相一致。
2)獨立董事比例。從表4中可以看出,獨立董事與上市公司發生過度擔保可能性的回歸結果并不顯著。可見,在我國上市公司,獨立董事并沒有很好地履行其相應的職責。
3)持股董事比例。從表4可以看出,持股董事比例與上市公司發生過度擔保行為的可能性均呈顯著負相關關系。這與本文之前的假設相一致。說明董事會中持有公司股票的董事占董事會總人數的比例越大,上市公司發生過度擔保的可能性越小。本結論也與王克敏、姬美光等(2006)關于持股董事比例與公司財務困境發生概率呈負相關的結論相一致。
4)董事長是否兼任總經理。從表4中可以看出,模型(1)回歸結果表明董事長兼任總經理與上市公司發生過度擔保的可能性呈顯著正相關關系,與之前的假設相一致,模型(3)的回歸結果則顯著性不強。
5)上市公司實際控制人類別。從表4中可以看出,上市公司實際控制人類別對上市公司發生過度擔保行為的可能性顯著負相關,說明國有控股的上市公司,其發生過度擔保的可能性反而更小。雖然國有控股的上市公司具有某些先天的不足,然而,在我國,非國有控制的上市公司也有其不足之處。非國有控制的上市公司由于宏觀和微觀機制的因素,使得實際控制人也可能具有更強的利用上市公司對外擔保進行有損公司價值的動機和能力。因此,非國家控制主體也可能,或更有動機和能力通過控制上市公司的資產重組、股權交易、貸款擔保等方式侵占和轉移公司資源,以達到自身收益最大化,損害上市公司利益。
6)第一大股東持股比例。從表4中可以看出,第一大股東持股比例的多少與上市公司發生過度擔保的可能性負相關,說明上市公司第一大股東持股比例越大,發生過度擔保的可能性越小,這與本文之前的假設相一致,也與我國學者高雷、宋順林(2007)等的研究結論相一致。當第一大股東持股比例越低時,其在公司所擁有的利益越少,對公司濫用擔保行為的激勵越小,甚至利用擔保來侵占上市公司,使得擔保行為背離上市公司的整體利益;當第一大股東持股比例越高,尤其在絕對控股的情況下,其在公司所擁有的利益越大,因而越有激勵和能力去監督導致其信用資源流出的對外擔保行為,更不容易發生濫用擔保和惡意擔保的現象,擔保行為也越能符合公司的整體利益。
7)控制變量。從表5中可以看出,控制變量AGE與因變量存在顯著的正相關關系;上市公司的盈利能力與上市公司發生過度擔保行為的可能性在1%水平上顯著負相關;模型(1)的檢驗結果顯示,董事會規模與因變量G負相關,但是結果并不顯著,而模型(2)和模型(3)的檢驗結果均顯示,董事會規模與因變量G顯著正相關。可見,規模大的公司,發生過度擔保的可能性不一定就小,反而更有可能發生過度擔保行為。此外,兩個年度控制變量均不顯著,說明在2004年至2006年這三年當中,我國上市公司的對外過度擔保行為特征并沒有發生顯著的變化。
2.關于擔保行為的進一步研究
對模型(4)的線性回歸檢驗結果,如表5所示。
從表5中可以看出,F值在1%的水平上通過了顯著性檢驗,說明該線性回歸具有統計學意義,可以起到一定的解釋作用。在對各個方程變量的多重共線性診斷中,自變量和控制變量的方差膨脹因子(VIF)都比較小,最大值為1.461,遠小于10。因此可以認為回歸分析所用的矩陣沒有嚴重的多重共線性問題。
通過對比表5與表4可以發現,兩表的回歸結果非常類似,主要的差別就是顯著性的大小不大一樣。可見,本文的回歸結果能夠較好地反映了股權結構、董事會特征與上市公司對外擔保行為之間的關系。
六、結論與不足
本文選取我國A股上市公司2004
-2006年三年的數據為樣本,對股權結構、董事會特征與上市公司對外擔保行為之間的關系進行了實證研究,結論主要有以下幾點:
一是當董事會規模不大于9人時,董事會規模與上市公司過度擔保行為顯著負相關;當董事會規模大于9人時,則顯著正相關。可見,我國上市公司董事會規模保持在9人左右比較合理,過多的董事可能導致董事會在溝通和協調上出現問題,使其機能產生障礙,從而會影響董事會的治理效率。
二是獨立董事比例對我國上市公司過度擔保行為和對外擔保比例的影響為負,但結果都不顯著。
三是持股董事比例越高,上市公司發生過度擔保的可能性越小。
四是董事長兼任總經理,對我國上市公司對外擔保行為具有正向的影響。
五是國有控股的上市公司,其發生過度擔保行為的可能性越小,發生的對外擔保比例也越小。
六是第一大股東持股比例越多,上市公司發生過度擔保的可能性與發生對外擔保的比例越小。
本文尚存的不足之處主要有:
一是考慮到文章中模型之間的關聯,本文沒有將對外擔保再分為對關聯方擔保和非關聯方擔保進行研究,也沒有進行更為細致的分類研究,可能一定程度上會影響結果的可靠性。
二是對外擔保行為受外部因素影響比較大,外部政策的變動可能會影響研究結果的可靠性。
三是本文只從公司內部治理的兩個方面,即股權結構與董事會特征兩個方面進行研究,對于其他內部治理因素、公司外部治理因素對擔保行為的影響,沒有涉及。
四是本文沒有做穩健性檢驗,可能會影響結論的可靠性。●
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