第８期冷奥琳ꎬ等法制环境改革对提供担保经济后果的影响效应研究２７ 刻画为法、法制以及法治等层面ꎮ在中共中央关于全面深化改革若干重大问题的决定以下简称决定中ꎬ法制包括法的体制、机制、方法等以及法律的立、改、废[１２]ꎮ从决定可知ꎬ法律可以被归入法制概念内涵里ꎬ属于法制的组成部分ꎮ据此ꎬ本文将法制环境界定为法制包含法律以及法治两个层面① ꎬ并从这两个方面论述法制环境改革对于提供担保经济后果的影响机理ꎮ法制建设能够通过明晰公司内部各部门权益边界、归属与划分ꎬ降低担保业务过程中的委托代理问题从而增加公司价值ꎮ公司提供担保过程中可能发生的委托代理问题包括１经理人与所有人的委托代理问题ꎬ经理人通过为自身有利的经济体进行担保而非以公司股东价值最大化为目标的担保行为ꎻ２大股东与小股东之间的委托代理问题ꎬ大股东利用担保为自身或者关联方进行担保ꎬ进行利益输送行为ꎻ３股东和债权人之间的委托代理问题ꎬ股东大量承担或有负债ꎬ增加自身风险ꎬ降低其已有债务的价值[１４]ꎻ４担保人与被担保人的债权人担保人的或有债权人的委托代理问题ꎬ如果签订担保契约后ꎬ担保人恶意违约或者降低自身偿付概率ꎬ对于被担保人的债权人而言该担保就失去了它原有的价值ꎮ经理人与所有人的委托代理问题、大股东与小股东之间的委托代理问题下提供担保的行为都会损害股东价值ꎮ Ｂｅｒｋｍａｎ等[１５]发现提供担保的公司往往资产负债率更高、成长性更低ꎮ冷奥琳等[７ꎬ１０]指出造成提供担保不同经济后果的主要原因在于其背后的担保动机ꎬ担保人以实现价值为目的担保会增加公司自身价值ꎬ相反担保人以侵占小股东、转移价值为目的担保则会导致经济利益的转移ꎬ降低公司价值ꎮ法律的完善能够明晰不同产权中的权利义务、降低委托代理问题带来的交易成本ꎬ增加产权价值ꎮ ＬＬＳＶ[１]利用全球４９个国家的样本研究发现ꎬ法制环境包括法律的完善程度和执法力度中法律对投资者保护程度会影响公司价值ꎬ在投资者保护越好的国家公司价值越高ꎮ Ａｌｉｍｏｖ和Ｏｆｆｉｃｅｒ[１６]发现知识产权法的颁布ꎬ刺激了公司由于追求知识产权的并购行为ꎬ增加了知识产权的价值ꎮ Ｆａｖａｒａ等[１７]发现ꎬ债务契约法律执行力的增加会降低债权人和债务人间的冲突ꎬ从而增加债务价值ꎮ十八大之后ꎬ我国政府先后颁布出台了中共中央关于全面推进依法治国若干重大问题的决定、党政主要领导干部和国有企业领导人员经济责任审计规定实施细则等多项法律、法规以及行政命令ꎮ这些法律法规的颁布ꎬ有助于进一步明晰我国公司中各部门的产权划分ꎬ特别是明确了国有产权的产权权利义务划分以及国有企业主要责任人的权利和责任ꎮ例如ꎬ国务院办公厅关于进一步加强资本市场中小投资者合法权益保护工作的意见国办发〔２０１３〕１１０号ꎬ以下简称意见ꎬ要求健全投资者适当性制度ꎬ保障中小投资者知情权ꎬ建立多元化纠纷解决机制ꎬ健全中小投资者赔偿机制ꎬ加大监管和打击力度ꎬ把维护中小投资者合法权益贯穿监管工作始终ꎮ这些法律法规和行政命令的出台ꎬ使维护投资者权益ꎬ有法可依ꎬ有章可循ꎮ明晰了公司的产权责任、义务划分使担保带来的委托代理问题能够被投资者及时发现ꎬ并且在损害发生时ꎬ及时依法申请赔偿ꎬ增加了公司经理人或者大股东进行利益侵占的难度和成本ꎬ从而降低了利用担保进行的利益侵占行为ꎮ减少了Ｎｏｒｔｈ[１８]所指出的产权不明晰所带来的公司经理人对于公司所有者的利益侵占问题ꎬ进而增加公司提供担保为公司带来价值ꎮ法治的改善能够使权力在监督之下运行ꎬ导致公司股东和经理人的行为受到监管与舆论的约束ꎬ降低公司股东和经理人利用担保进行的利益侵占行为ꎬ增加公司担保价值ꎮ １在执法力度方面ꎬ中央加大了检察机关对中央企业的常规巡视和专项巡视ꎬ着重发现违纪违法问题ꎬ严肃查处了发生在中央企业的腐败案件等ꎬ增强了我国执法的力度ꎻ中央要求建立健全权力运行制约、监督体系ꎬ加强党内监督、民主监督、法律监督、舆论监督ꎬ强调“不管涉及什么人ꎬ不论权力大小、职位高低ꎬ只要触犯党纪国法ꎬ都要严惩不贷”ꎮ反映我党推进法制改革的坚定决心ꎬ提高了我国法治水平ꎮ ＬＬＳＶ[１]指出法治环境建设能够增加公司价值动机并抑制公司利益动机ꎬ降低市场交易成本ꎬ提升市场配置资源的效率和公司价值ꎬ法治建设越好的国家市场资源配置的效率越高、公司价值越高ꎮ钟覃琳等[１９]研究发现法制环境改革在我国能够减少腐败、增加资产周转率、缩短经营周期以及优化投资效率ꎬ最终提高企业业绩ꎬ增加企业价值ꎮ王茂斌和孔东民[２０]研究发现ꎬ十八大召开后ꎬ那些高腐败地区公司持有现金的市场价值显著提高ꎬ同时高腐败地区的上市公司会计信息质量得到显著提高ꎬ说明十八大的反腐败有助于改善公司治理、强化高管激励机制和提高会计质量ꎬ最终增进股东价值ꎮ这些研究都说明增强执法确实能够使公司大股东以及经理人利用担保进行利益侵占的行为受到执法部门的惩① ＬＬＳＶ[１]根据Ｒｅｙｎｏｌｄｓ和Ｆｌｏｒｅｓ[１３]的法律渊源来界定法律制度体系ꎬ未深入讨论具体的法律的体制、机制、方法在法制环境中的界定、变革和作用ꎮ本文主要基于ＬＬＳＶ[１]的研究体系进行理论构建ꎬ故在理论与实证分析中也未包含该部分内容ꎮ２８ 管理评论第３１卷罚ꎬ增加了经理人以及大股东利益侵占的成本ꎮ就担保业务而言ꎬ增强执法力度降低担保人的利益侵占动机ꎬ增加担保人价值动机ꎬ最终增加提供担保公司的价值ꎮ２在权力制约方面ꎬ建立健全权力运行制约ꎬ包括依法授权、依法限权、依法治权ꎮ明确了行政部门的权力边界ꎬ减少了多头执法、重复执法等问题ꎬ也弥补了监管以及制约的空白ꎮ降低了公司对于监管成本的负担ꎬ降低了经济体运行中的交易成本ꎬ改变了以往行政部门利用自身职权迫使公司制定违背其自身价值的经济业务的现状[１８]ꎬ使公司不必应政府部门的要求ꎬ向经营不利的企业或者单位部门提供担保ꎬ从而优化了资源配置效率ꎬ降低了公司在提供担保过程中面临的交易成本以及公司价值借由向第三方转移的风险ꎬ最终增加提供担保的价值ꎮ３在监管披露方面ꎬ建立监督体系能够通过降低信息不对称来有效抑制市场中非效率的经济行为ꎬ增加市场资源配置效率ꎬ增加企业价值[２１]ꎮ例如ꎬ金莲花等[２２]发现十八大后揭露的腐败事件曝光对市场带来了冲击ꎬ市场对于反腐寄予厚望ꎮ同时涉案企业在社会各界和舆论的瞩目下选择了更为谨慎的会计处理ꎬ反映反腐对于涉案企业起到了震慑作用[２３]ꎬ使其增加了会计信息的质量ꎮ陈克兢[２４]研究发现ꎬ法治水平高的地区公司盈余管理水平更低ꎬ说明公司信息质量更高ꎮ增强信息披露能够使高管和控股股东利用经济业务以权谋私的行为得以曝光并被投资者所知晓ꎮ这样高管以及控股股东为了避免受到市场以及行政的双重处罚ꎬ会减少以利益侵占为目的的提供担保行为ꎬ最终增加提供担保的价值效应ꎮ也就是说ꎬ法制环境改革中增强监管与信息披露要求能起到抑制公司出于利益侵占动机提供担保ꎬ增加公司价值动机担保从而增加公司提供担保的价值效应ꎮ同时ꎬ增强披露要求也能够降低市场中的信息不对称性ꎬ进而降低交易成本ꎬ带来担保经济后果的提升ꎮ综上ꎬ我国法制环境改革从法制改革与法治建设包括增强执法力度ꎬ建立健全权力制约以及增强披露方面都会增加公司提供担保的价值动机、降低担保定价中的交易成本最终改善提供担保的经济后果ꎬ增加提供担保为公司带来的价值ꎮ法制环境改革对于公司担保经济后果影响机理如图１所示ꎮ图１ 法制环境改革影响担保效应机理图实证研究设计１、样本选择与数据来源我国证监会、银监会联合颁布的关于规范上市公司对外担保行为的通知２００５ꎬ１２０号[２５]本文称１２０号通知要求公司提供担保必须通过董事会决议ꎬ且需要将担保事项的相关信息及时披露ꎮ为研究公司担保事件提供了信息ꎬ解决了一直以来担保事件不为广大投资者所知的信息不对称问题ꎬ该通知于２００７年开始正式实施ꎮ为了确保数据统计口径的一致性ꎬ本文采用２００７年以后担保首次公告数据作为担保事件研究的客体ꎮ本文的样本区间为２００７年至２０１６年共１０年时间见表１ꎮ根据企业会计准则第１３号 或有事项以及１２０号通知[２５]的计量要求ꎬ选择提供担保主体为本公司和子公司的担保事件ꎮ同时由于１２０号通知[２５]对于担保计量和披露要求中主要针对非金融类公司ꎬ而未对金融类公司提供相应要求ꎬ所以金融第８期冷奥琳ꎬ等法制环境改革对提供担保经济后果的影响效应研究２９ 类公司的样本并未考虑在本文研究中ꎮ这样本文得到２００７－２０１６年共２３９０７个担保事件的数据② ꎮ从样本的年度和行业分布情况来看ꎬ提供担保的事件数量逐年上升ꎮ同时ꎬ提供担保前三名的行业分别是制造业ꎬ房地产业和批发零售业ꎮ本文认为造成这样数据分布格局主要原因ꎬ一是制造业在我国上市公司中占有主要地位ꎬ二是不同的产业间的资产特质不同ꎬ例如制造业与房地产业有大量的固定资产作为担保的抵质押物ꎮ本文中担保数据来自于锐思担保事件数据库ꎬ公司财务数据、股票数据以及公司最终控制人数据均来自国泰安ＣＳＭＡＲ数据库ꎮ其中ꎬ公司财务数据采取当年的年末值ꎬ文中对所有连续型变量在０􀆰 １％和９９􀆰 ９％做了ｗｉｎｓｏｒ处理ꎮ表１ 我国２００７－２０１６年上市公司担保事件年度及行业分布行业２００７ ２００８ ２００９ ２０１０ ２０１１ ２０１２ ２０１３ ２０１４ ２０１５ ２０１６合计Ａ农、林、牧、渔业２６ ３４ ３２ ４０ ４５ ５４ ５０ ５１ ６１ ４９ ４４２Ｂ采掘业３３ ３６ ５４ ６１ ５８ ８５ ９２ １０５ １１８ １２８ ７７０Ｃ制造业８１６ １０１２ １００５ １０１７ １１４４ １３５１ １３８４ １４７１ １６３１ １８１２ １２６４３Ｄ电力、煤气及水８０ １０１ １０１ ７３ ８４ １１１ ９０ ８２ １０１ １０７ ９３０Ｅ建筑业４９ ６７ ６１ ６４ ７０ ９２ ８８ １０７ １３１ １３９ ８６８Ｆ交通运输、仓储业３５ ３６ ４４ ４１ ５９ ７６ ８９ ７５ ７３ ９０ ６１８Ｇ信息技术业１０６ １１２ １０６ １２３ １２８ １５１ １８１ １７２ １９０ ２５７ １５２６Ｈ批发和零售贸易１４２ １５９ １７４ １６６ １６４ １９２ １８７ １９５ ２１２ ２３７ １８２８Ｊ房地产业１２５ １４８ １９０ ２０４ ２２２ ３２６ ３４９ ３９０ ３７６ ４４０ ２７７０Ｋ社会服务业５５ ６２ ４８ ７７ ７９ ８２ ９３ １１９ １１９ １８７ ９２１Ｌ传播与文化产业２３ １１ １６ １５ １５ ２５ ２２ ２２ ４１ ４０ ２３０Ｍ综合类３４ ４１ ３８ ３３ ３７ ３８ ３９ ３９ ３５ ２７ ３６１合计１５２４ １８１９ １８６９ １９１４ ２１０５ ２５８３ ２６６４ ２８２８ ３０８８ ３５１３ ２３９０７２、变量选择１被解释变量本文采用公司提供担保公告后市场的累计异常收益率ＣＡＲ作为被解释变量ꎬ反映公司提供担保事件对于公司价值的影响ꎮ ＣＡＲ采用Ｂａｌｌ和Ｂｒｏｗｎ[２６]的累计异常收益率算法ꎮ具体如下首先选择预期窗口来预测公司的正常收益率ｎｏｒｍａｌ ｒｅｔｕｒｎｓＲｉꎬｔ ＝ αｉ ＋ βｉＲｍꎬｔ ＋ εｉꎬｔ １其中ꎬＲｉꎬｔ为个股ｔ时刻的实际收益率ꎬＲｍꎬｔ为ｔ时刻市场收益率ꎬαｉ和βｉ为待估参数ꎬεｉꎬｔ为随机扰动项ꎮ在估计αｉ和βｉ后可得预期正常收益率ＮＲｉꎬｔ ＝ α＾ ｉ ＋ β＾ ｉＲｍꎬｔ ２其中ＮＲｉꎬｔ为正常收益率ꎬα＾ ｉ和β＾ ｉ为由１式中得到的最优估计ꎬ异常收益率ＡＲｉꎬｔ ＝ Ｒｉꎬｔ － ＮＲｍꎬｔ ３最后ꎬ计算个股的累计异常收益率ＣＡＲｔ１ꎬｔ２ ＝ ∑ｔ２ｔ１ＡＲｉꎬｔ ４其中ＣＡＲｔ１ꎬｔ２为窗口期ｔ１至ｔ２的超额收益率ꎮ本文采用[－５ꎬ５]天作为事件研究中市场反应计量的时间窗口ꎮ２解释变量本文研究法制环境改革是否能够增强公司价值动机担保ꎬ抑制公司利益侵占动机担保ꎬ从而增加公司提供担保后价值ꎮ十八大召开为我国法制环境改革制定了基本方针ꎬ政府出台了一系列相关法律法规ꎬ以及增强监管与执法力度的措施ꎬ故本文将十八大作为研究法制环境改革的时间窗ꎬ对比法制环境改革前后公司担保经济后果变化ꎬ设置十八大事件哑变量Ｄ＿１８为解释变量ꎬ如果Ｄ＿１８取值为０表示该担保事件发生在２０１２年１２月３１日及之前十八大之前ꎬ取值为１表示该担保事件发生在２０１３年及之后十八大②母公司提供担保、股东以及关联方提供担保的事项在会计报表核算中并不计算入公司总价值中ꎬ所以不属于本文的研究范围ꎻ由于采用事件研究法ꎬ本文未考虑２００７－２０１６年间上市公司中提供担保公司比例、小型非国有上市公司比例等因素变化的影响ꎮ３０ 管理评论第３１卷之后ꎮ３控制变量担保掏空行为假说[１５]认为大股东对小股东的掏空行为会随资产负债率的增加以及收益率的增加而加剧ꎮ所以ꎬ公司资产负债率越高ꎬ公司资产收益率越差ꎬ提供担保的利益侵占程度越大ꎬ所以本文在此控制公司资产负债率Ｌｅｖｅｒａｇｅ以及公司资产收益率ＲＯＡ变量ꎮ刘小年和郑仁满[２７]的研究发现ꎬ规模越大的公司越倾向于提供担保ꎬ本文采用公司总资产的自然对数Ｓｉｚｅ控制公司规模对于担保行为的影响ꎮ冷奥琳等[６]ꎬＢｅｒｋｍａｎ等[１５]基于Ｎｏｒｔｈ[１８]的产权理论ꎬ指出公司产权性质会影响公司提供担保的内在动机ꎬ国有上市公司对于中小股东的价值侵占行为更为明显ꎮ本文按照上市公司的最终控制人性质对于公司产权性质ＳＯＥ进行划分ꎬ如果公司的最终控制人为国家、地方或者相关职能单位ꎬ则ＳＯＥ＝ １ꎬ否则ＳＯＥ＝ ０ꎮ由于Ｊｅｎｓｅｎ和Ｍｅｃｋｌｉｎｇ[１４]指出大股东对小股东的利益侵占是委托代理问题中的重要组成部分ꎬ本文参考贺炎林等[２８]研究ꎬ将第一大股东持股比例作为股权集中度的测量变量ꎮ变量定义如表２所示ꎮ控制变量的描述性统计分析如表３所示ꎮ本文根据Ｂｅｒｋｍａｎ等[１５]ꎬ冷奥琳等[７]对担保人提供担保行为选择的相关研究ꎬ构建以下多元回归模型ＣＡＲ ＝ β０ ＋ β１ Ｄ＿１８ ＋ β２ Ｌｅｖｅｒａｇｅ ＋ β３ ＲＯＡ ＋ β４ Ｓｉｚｅ ＋ β５ ＳＯＥ ＋ β６ Ｓｈｒｃｒ１ ５表２ 变量定义变量类型变量名称变量符号变量描述被解释变量累计异常收益率ＣＡＲ利用Ｂａｌｌ和Ｂｒｏｗｎ[２６]方法计算得出[－５ꎬ５]日窗口期的累计异常收益率解释变量 十八大Ｄ＿１８哑变量ꎬ十八大之前２０１２年及以前为０ꎬ２０１３年之后为１控制变量 资产负债率Ｌｅｖｅｒａｇｅ公司总负债/公司总资产资产收益率ＲＯＡ公司净利润/公司总资产年末值公司规模Ｓｉｚｅ公司期末总资产的自然对数产权性质ＳＯＥ最终控制人为国家、地方政府以及相关职能单位时为１ꎬ其他为０股权集中度Ｓｈｒｃｒ１第一大股东持股比例年初值实证检验１、描述性统计分析２００７年以来担保事件数与ＣＡＲ均值变化如图２所示ꎮ自２００７年以来ꎬ上市公司对外担保事件呈现稳步增长态势ꎮ担保后的累计异常收益率在２００８年最低ꎬ为－０􀆰 ０１３５ꎬ２００９年以后该数值持续增长ꎬ至２０１６年ꎬ担保后公司累计异常收益率均值为０􀆰 ０００２达到峰值ꎮ说明随着我国法制环境改革的深入ꎬ提供担保的价值作用正在不断体现ꎮ图２ ２００７－２０１６年担保事件总样本数及ＣＡＲ平均值趋势图本文描述性统计分析结果如表３所示ꎮ [－５ꎬ５]窗口期的累计异常收益率ＣＡＲ的均值为－０􀆰 ００５１ꎬ这说明在我国公司提供担保后平均值水平上公司的价值受到了０􀆰 ５％损失ꎮ ＣＡＲ的最小值为－０􀆰 ８６５５ꎬ说明由于提供担保所损失的价值最大达到了８６􀆰 ６％ꎮ ＣＡＲ最大值为０􀆰 ５０６３ꎬ说明提供担保带来的累计异常收益率增加了５０􀆰 ６％ꎮ这说明提供担保的经济后果差异巨大ꎮ表３的Ｐａｎｅｌ Ｂ为十八大前后提供担保累计异常收益率ＣＡＲ变化均值Ｔ检验ꎮ在十八大之前ꎬ提供担保的累计异常收益率均值为－０􀆰 ６９％ꎬ在十八大之后该数值上升至－０􀆰 ３２％ꎮ十八大之后的累计异常收益率均值上升０􀆰 ３７％ꎮ均值差异检验的Ｔ值为－３􀆰 ０７５３ꎬ在９９％第８期冷奥琳ꎬ等法制环境改革对提供担保经济后果的影响效应研究３１ 水平显著ꎬ说明法制环境改革能够抑制公司的担保利益侵占行为ꎬ减轻担保带来的价值损失ꎮ本文进一步区分上市公司自身产权性质发现ꎬ非国有上市公司提供担保的价值损毁效应在十八大之后得到显著缓解ꎮ表３ 变量描述性统计分析与均值ｔ检验Ｐａｎｅｌ Ａ描述性统计分析变量观测值均值标准差最小值最大值ＣＡＲ ２３９０７ －０􀆰 ００５１ ０􀆰 ０９３４ －０􀆰 ８６５５ ０􀆰 ５０６３Ｄ＿１８ ２３９０７ ０􀆰 ５０５８ ０􀆰 ５０００ ０ １Ｌｅｖｅｒａｇｅ ２３９０７ ０􀆰 ５５２３ ０􀆰 １９１１ ０􀆰 ０４３９ １􀆰 ５００１ＲＯＡ ２３９０７ ０􀆰 ０２８３ ０􀆰 ０５１５ －０􀆰 ４７６１ ０􀆰 ２９５３Ｓｉｚｅ ２３９０７ ２２􀆰 ４１６７ １􀆰 ２６５２ １９􀆰 ２３７７ ２７􀆰 ２４９８ＳＯＥ ２３９０７ ０􀆰 ４４５１ ０􀆰 ４９７０ ０ １Ｓｈｒｃｒ１ ２３６４６ ３５􀆰 ３５２２ １５􀆰 ２９５０ ３􀆰 ６２２０ ８９􀆰 ４０８６Ｐａｎｅｌ Ｂ十八大前后累计异常收益率均值ｔ检验变量样本类型监管环境观测值均值标准差均值差Ｔ值ＣＡＲ总样本十八大以前１１８１４ －０􀆰 ００６９ ０􀆰 ０９００ －０􀆰 ００３７ －３􀆰 ０７５３∗ ∗ ∗ＣＡＲ总样本十八大以后１２０９３ －０􀆰 ００３２ ０􀆰 ０９６５ＣＡＲ国有公司十八大以前６１５５ －０􀆰 ００５２ ０􀆰 ０８４２ －０􀆰 ００２１ －１􀆰 ２８１５ＣＡＲ国有公司十八大以后４４８５ －０􀆰 ００３１ ０􀆰 ０８３０ＣＡＲ非国有公司十八大以前５６５９ －０􀆰 ００８８ ０􀆰 ０９６０ －０􀆰 ００５５ －３􀆰 １２７６∗ ∗ ∗ＣＡＲ非国有公司十八大以后７６０８ －０􀆰 ００３３ ０􀆰 １０３７注∗ ꎬ∗ ∗ ꎬ∗ ∗ ∗分别代表在１０％ꎬ５％以及１％水平显著ꎬ双尾检验ꎮ２、回归分析结果本文在主回归中采用ＯＬＳ估计方法测算十八大后法制环境改革对提供担保事件前后累计异常收益[２６]变化分析法制环境改革对于担保价值作用ꎬ结果如表４所示ꎮ表４第１列为ＯＬＳ回归结果ꎬ其中十八大事件窗Ｄ＿１８回归系数为０􀆰 ００３１ꎬ在５％水平显著ꎬ说明法制环境改革提供担保的十八大后窗口期累计异常收益率提高了０􀆰 ３１％ꎬ说明法制环境改革确实能够减轻公司提供担保后为公司带来的价值损失ꎮ另外ꎬ本文利用面板数据回归控制行业固定效应后发现十八大与担保事件累计异常收益率的回归系数为０􀆰 ００２９ꎬ在１％水平显著ꎮ同时ꎬ本文利用最大似然估计ＭＬＥ来控制遗漏变量产生的内生性问题ꎬ回归结果如表４第３栏所示ꎮ本文同时将被解释变量改变提供担保后的累计异常收益率计算时间窗ꎬ其结果与主回归结果方向保持一致ꎬ说明法制环境改革能够有效缓解公司提供担保后的价值损毁效应ꎮ表４ 十八大对担保事件累计异常收益率影响回归检验变量主检验行业固定效应最大似然估计窗口期[－１ꎬ５]窗口期[－１ꎬ１]Ｄ＿１８ ０􀆰 ００３１∗ ∗ ０􀆰 ００２９∗ ∗ ０􀆰 ００３１∗ ∗ ０􀆰 ００２３∗ ∗ ０􀆰 ００１７∗ ∗２􀆰 ４４ ２􀆰 ２７ ２􀆰 ４４ ２􀆰 ２８ ２􀆰 ４８Ｌｅｖｅｒａｇｅ －０􀆰 ０００５ －０􀆰 ００２２ －０􀆰 ０００５ －０􀆰 ０００５ －０􀆰 ００２６－０􀆰 １４ －０􀆰 ５４ －０􀆰 １４ －０􀆰 １７ －１􀆰 ２７ＲＯＡ ０􀆰 ０５０４∗ ∗ ∗ ０􀆰 ０４８２∗ ∗ ∗ ０􀆰 ０５０４∗ ∗ ∗ ０􀆰 ０３７７∗ ∗ ∗ ０􀆰 ０１１２∗３􀆰 ９８ ３􀆰 ７９ ３􀆰 ９８ ３􀆰 ７５ １􀆰 ６５Ｓｉｚｅ ０􀆰 ００２０∗ ∗ ∗ ０􀆰 ００１９∗ ∗ ∗ ０􀆰 ００２０∗ ∗ ∗ ０􀆰 ００１４∗ ∗ ∗ ０􀆰 ００１０∗ ∗ ∗３􀆰 ４８ ３􀆰 ３０ ３􀆰 ４８ ３􀆰 ０７ ３􀆰 ３４ＳＯＥ ０􀆰 ０００５ ０􀆰 ０００１ ０􀆰 ０００５ ０􀆰 ０００５ ０􀆰 ０００５０􀆰 ３７ ０􀆰 １１ ０􀆰 ３７ ０􀆰 ４８ ０􀆰 ７５Ｓｈｒｃｒ１ －０􀆰 ０００００３ －０􀆰 ００００２ －０􀆰 ０００００３ －０􀆰 ００００２ －０􀆰 ００００４－０􀆰 ０７ －０􀆰 ４０ －０􀆰 ０７ －０􀆰 ６５ －１􀆰 ９８常数项－０􀆰 ０５１４∗ ∗ ∗ －０􀆰 ０４８９∗ ∗ ∗ －０􀆰 ０５１４∗ ∗ ∗ －０􀆰 ０３７０∗ ∗ ∗ －０􀆰 ０２３７∗ ∗ ∗－４􀆰 ５０ －４􀆰 ０６ －４􀆰 ５０ －４􀆰 ０７ －３􀆰 ８９Ｒ２ ０􀆰 ００２１ ０􀆰 ００１９ ０􀆰 ００２１ ０􀆰 ００１８ ０􀆰 ００１４Ａｄｊｕｓｔｅｄ Ｒ２ ０􀆰 ００１９ ０􀆰 ００１１ ０􀆰 ００１９ ０􀆰 ００１５ ０􀆰 ００１１样本量２３６４６ ２３６４６ ２３６４６ ２３５６５ ２３６００Ｆ值８􀆰 ４１∗ ∗ ∗ ７􀆰 ４４∗ ∗ ∗ ５０􀆰 ４７∗ ∗ ∗ ６􀆰 ９２∗ ∗ ∗ ５􀆰 ５１∗ ∗ ∗注括号中为系数的ｔ值ꎬ表中∗ ꎬ∗ ∗ ꎬ∗ ∗ ∗分别代表在１０％ꎬ５％以及１％水平显著ꎬ双尾检验ꎮ３、稳健性检验在进一步稳健性检验中ꎬ本文分别检验了国有产权与非国有产权公司十八大时间窗对担保累计异常收益３２ 管理评论第３１卷率影响、以及不同被担保对象下十八大时间窗对于担保累计异常收益率影响ꎬ如表５所示ꎮ十八大时间窗对不同产权公司提供担保经济后果影响如表５第１、２列所示ꎬ发现十八大时间窗对于国有公司提供担保累计异常收益率影响的回归系数为０􀆰 ０００４ꎬ未通过显著性检验ꎻ十八大时间窗对于非国有公司的提供担保事件累计异常收益率影响回归系数为０􀆰 ００４５ꎬ在５％水平显著ꎮ表５结果说明ꎬ法制环境改革不仅能够改善公司关联方之间的治理环境ꎬ减轻价值在关联方之间的非效率转移ꎻ同时法制环境改革能够促进不同产权性质下的公司提供担保对于公司价值影响的问题ꎮ这也说明ꎬ产权性质本身并无法解决上市公司价值非效率转移问题ꎬ而完善法律法规的制定、增强法治建设的法制环境改革才是解决市场资源分配效率的有效途径ꎮ本文区分担保人与被担保人关联关系后ꎬ十八大时间窗对子公司担保经济后果影响如表５的第３列所示ꎬ十八大对上市公司对子公司担保的累计异常收益率影响回归系数为０􀆰 ００３４ꎬ在５％水平显著ꎮ发现对子公司担保事件的累计异常收益率影响要高过对非子公司担保事件的累计异常收益率影响ꎮ对非关联方的担保影响的检验如表５的第４列所示ꎬ并未通过显著性检验ꎮ该结果说明法制环境改革能够更有效促进为关联方担保的经济效率ꎬ而这往往是各国公司治理问题中比较难克服的问题ꎮ在稳健性检验中ꎬ本文还控制了公司财务报表披露这一重大信息披露对担保市场反应的影响ꎬ其中ＥｓｔｉＤｅｃｌａｒｅ为在估计期存在重大事项披露ꎬＥｖｔＤｅｃｌａｒｅ为在窗口期存在重大事项披露ꎬ如表５第５、６列所示ꎬ检验十八大时间窗对于累计异常收益率影响发现其结果与主结果方向相一致ꎬ故在此不再罗列ꎮ表５ 十八大对担保事件累计异常收益率影响稳健性检验变量产权性质担保对象其他重大事件非国有国有子公司非关联方估计期窗口期Ｄ＿１８ ０􀆰 ００４５∗ ∗ ０􀆰 ０００４ ０􀆰 ００３４∗ ∗ －０􀆰 ００３２ ０􀆰 ００２６∗ ∗ ０􀆰 ００２５∗２􀆰 ３７ ０􀆰 ２２ ２􀆰 ３６ －０􀆰 ５４ １􀆰 ９９ １􀆰 ９４Ｌｅｖｅｒａｇｅ ０􀆰 ００６６ －０􀆰 ００３７ －０􀆰 ０００６ ０􀆰 ０１０４ ０􀆰 ０００４ ０􀆰 ０００７１􀆰 １７ －０􀆰 ７０ －０􀆰 １３ ０􀆰 ７２ ０􀆰 １０ ０􀆰 １８ＲＯＡ ０􀆰 ０２５５ ０􀆰 ０５７０∗ ∗ ∗ ０􀆰 ０３６２∗ ∗ ０􀆰 ０５９７ ０􀆰 ０３８２∗ ∗ ∗ ０􀆰 ０３７９∗ ∗ ∗１􀆰 ３７ ３􀆰 １２ ２􀆰 ３７ １􀆰 ４５ ２􀆰 ９１ ２􀆰 ８９Ｓｉｚｅ ０􀆰 ００１７∗ ０􀆰 ００３０∗ ∗ ∗ ０􀆰 ００３０∗ ∗ ∗ ０􀆰 ００１４ ０􀆰 ００２４∗ ∗ ∗ ０􀆰 ００２４∗ ∗ ∗１􀆰 ８５ ４􀆰 １７ ４􀆰 ５９ ０􀆰 ５６ ４􀆰 １５ ４􀆰 ２０ＳＯＥ ０􀆰 ０００６ ０􀆰 ００１６ ０􀆰 ０００９ ０􀆰 ０００７０􀆰 ４１ ０􀆰 ２９ ０􀆰 ７２ ０􀆰 ５７Ｓｈｒｃｒ１ －０􀆰 ０００１ ０􀆰 ００００４ －０􀆰 ００００３ －０􀆰 ００００６－１􀆰 ４９ ０􀆰 ７８ －０􀆰 ７０ －０􀆰 ３１ＥｓｔｉＤｅｃｌａｒｅ ０􀆰 ００３４∗ ∗ ∗２􀆰 ６５ＥｖｔＤｅｃｌａｒｅ ０􀆰 ０００４０􀆰 ２９常数项－０􀆰 ０４７７∗ ∗ ∗ －０􀆰 ０７３８∗ ∗ ∗ －０􀆰 ０７３５∗ ∗ ∗ －０􀆰 ０４２５ －０􀆰 ０６３３∗ ∗ ∗ －０􀆰 ０６３１∗ ∗ ∗－２􀆰 ５７ ４􀆰 ９５ －５􀆰 ６５ －０􀆰 ８４ －５􀆰 ３７ －５􀆰 ３４Ｒ２ ０􀆰 ００１６ ０􀆰 ００４０ ０􀆰 ００２６ ０􀆰 ００２７ ０􀆰 ００２３ ０􀆰 ００２０Ａｄｊｕｓｔｅｄ Ｒ２ ０􀆰 ００１２ ０􀆰 ００３５ ０􀆰 ００２３ －０􀆰 ００２０ ０􀆰 ００２０ ０􀆰 ００１７样本量１３２６７ １０６４０ １９５８６ １２６２ ２３９０７ ２３９０７Ｆ值４􀆰 ２４∗ ∗ ∗ ８􀆰 ４８∗ ∗ ∗ ８􀆰 ５７∗ ∗ ∗ ０􀆰 ５８ ９􀆰 １３∗ ∗ ∗ ７􀆰 ９６∗ ∗ ∗注括号中为系数的ｔ值ꎬ表中∗ ꎬ∗ ∗ ꎬ∗ ∗ ∗分别代表在１０％ꎬ５％以及１％水平显著ꎬ双尾检验ꎮ结论与启示本文以上市公司提供担保对公司价值产生变化为切入点ꎬ考察法制环境改革是否能够增加提供担保的价值ꎬ改善担保市场效率ꎮ基于对担保事件的研究发现ꎬ在十八大后ꎬ公司提供担保的累计异常收益率有显著提高ꎬ说明法制环境改革确实有助于提高担保市场效率ꎬ缓解担保的价值损毁效应ꎬ保护投资者权益ꎮ稳健性检验中发现该结果在非国有上市公司担保ꎬ以及上市公司对子公司的担保中更为显著ꎮ揭示法制环境改革能够第８期冷奥琳ꎬ等法制环境改革对提供担保经济后果的影响效应研究３３ 有效抑制价值在关联方之间的非效率转移ꎬ促进担保市场效率的发挥ꎻ同时ꎬ法制环境改革能够有效减轻非国有产权担保的价值破坏ꎬ这也说明ꎬ产权性质本身并不能促进公司业务价值分配的效率ꎻ盲目地进行产权改制或者变革并不会增加投资者的收益ꎬ反而会使国有资产以及市场遭受腐蚀ꎮ这里需要说明的是ꎬ上述结论的得出未考虑市场上近几年提供担保公司比例及非国有上市公司比例上升等因素ꎮ本文的研究发现支持了ＬＬＳＶ[１]ꎬＳｔｉｇｌｉｔｚ[２１]ꎬ冷奥琳等[１０]的研究论点ꎬ说明法制环境改革是增加资本市场价值、改善我国资本市场资源配置效率的有效途径ꎬ也是我国社会主义市场经济下资本市场发挥其效率的关键性基石ꎮ参考文献[１] Ｌｏｐｅｚ￣Ｄｅ￣Ｓｉｌａｎｅｓ Ｆ.ꎬ Ｓｈｌｅｉｆｅｒ Ａ.ꎬ Ｐｏｒｔａ Ｒ. 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