对外担保与公司违规行为

胡长冬，姚曦

1.2.新疆财经大学，新疆乌鲁木齐 830012

一、引言

近年来，我国上市公司违规事件频发，如康美药业巨额财务造假300亿元、康得新虚增货币资金122亿元、獐子岛扇贝离奇“出逃”等。上市公司违规行为不仅沉重打击了投资者信心，而且还具有“近墨者黑”的地区同群传染效应（陆蓉和常维，2018），严重破坏了资本市场的稳定性。2021年1月31日，中共中央办公厅、国务院办公厅印发《建设高标准市场体系行动方案》，指出对违法违规行为“零容忍”，凸显了监管部门防范和治理公司违规行为、切实保护投资者利益的决心，也间接表明公司违规问题已成为影响我国资本市场健康发展的顽疾。因此深入考究公司违规行为发生的逻辑所在，不仅具有一定程度的理论价值，而且有助于监管机构开拓新的防治思路，促进资本市场高质量发展。

公司违规主要源于管理层、大股东的自利倾向（Dechow et al.，1996），如通过粉饰报表以获取股权激励（谢德仁，2018）、违规披露抬升股价以募集更多资金（Bar-Gill&Bebchuk，2002）等。此外，恶化的财务情况与激烈的外部竞争压力也是公司违规行为发生的关键（Baucus，1994）。也有学者从内外部治理机制研究了违规的影响因素。从内部因素来看，董事会规模（蔡志岳等，2007）、股权结构（陈国进等，2005）、独立董事（Beasley，1996；陆瑶等，2016）以及高管特征（戴亦一等，2017）等会影响公司违规行为的发生。从外部因素来看，有研究发现机构投资者持股（陆瑶等，2012）、分析师跟踪（郑建明等，2015）、媒体报导（周开国等，2016）、投资者进行实地调研（卜君和孙光国，2020）以及企业购买“董责险”后保险机构的介入（李从刚和许荣，2020），都能发挥有力的监督作用，利于抑制公司违规的发生。但是，到目前为止，未见有文献研究对外担保对公司违规的影响。

在市场经济中，担保作为一种信用证明，能够促进贷款人与借款人之间债务契约的形成，是一种较为普遍的商业行为。同时，担保作为融资体系的一部分，有利于缓解被担保企业融资难的现实性问题，但是，对于担保方来说，却不可避免地承担了风险。目前我国学者关于对外担保的研究主要集中在经济后果方面，如对外担保是控制性股东侵占小股东利益的主要途径，具有价值毁损效应（刘小年和郑仁满，2005；郑建明等，2005）、增大了企业所面临的财务风险（王楚萱等，2018）、导致更高的融资成本（冷奥琳，2015；刘彬等，2017；王楚萱等，2018）且更容易被审计师出具非标准审计意见（李嘉明和杨帆，2016；高文进和付书博，2018）等。从我国学者研究结果来看，对外担保大都带来了不良效应。那么，存在对外担保行为的上市公司其违规倾向会有所增加吗？二者的关系究竟是什么呢？已有文献并没有给出相应的解答。

基于此，本文以我国2010—2019年A股上市公司为研究对象，实证检验对外担保对公司违规行为的影响。研究发现：对外担保与公司违规显著正相关，且担保规模越大，违规倾向越大；存在高风险担保的企业，违规倾向会显著提升。在通过更换度量方式、因变量前置检验、倾向得分匹配等稳健性测试后，结论依然可靠，并发现存在对外担保—财务困境—公司违规的机制路径。进一步研究发现，国有控股的治理降低了对外担保对于公司违规的负面作用，这主要在于国有企业担保后，国资委会加大监管力度以保护国有资产，进而抑制了公司违规倾向；同时发现高审计质量在对外担保对公司违规的影响中发挥了抑制作用。

本文可能的贡献体现在以下三个方面：第一，以往研究多从动因及后果研究企业的对外担保，本文基于对外担保来研究对公司违规影响的机理，并发现财务困境在之间发挥了部分中介效应，拓宽了有关对外担保经济后果的相关研究；第二，以往研究多从内外部治理机制研究公司违规的产生，鲜见有学者从对外担保角度研究公司违规，本文检验出对外担保是公司违规行为发生的一个重要因素，丰富了公司违规内部影响因素的文献；第三，从现实意义来看，本文研究结论有助于监管部门增加对对外担保行为的关注度，为上市公司经营、监管机构治理违规以及保护国有资产方面提供了政策启示。

二、理论分析与研究假设

（一）对外担保与公司违规

对外担保是指担保方以其财产或信用为第三方的债务提供保证，即当债务人无法如期偿债时，由担保方代为履行债务。该行为本是一种正常的社会经济现象，然而由于“担保链”、“担保圈”的无秩序发展，担保企业的或有负债很可能转变为实际负债，造成企业巨额经济损失甚至破产（张璐璐和徐飞，2008），对外担保俨然产生了一些不利影响，使得公司违规行为悄然滋生。具体地，主要通过以下两个方面来进行分析。

第一，对外担保诱发了管理者自利倾向，进而增加了公司违规行为。根据代理理论，管理者与所有者利益目标函数存在异质性，即所有者往往重视企业长远发展，而管理者却更关注短期财富。由于对外担保对于管理者来说是一种低成本的投资决策，如果担保借款契约形成，可以为其带来收益（如被担保方支付的担保金收入等），还可以带来较好的报酬（管理者业绩表现所带来的奖励），当担保决策失败时，经理人所承担的责任却是极其有限的（龚凯颂和吴静，2005）。而违规主要源于管理层或大股东的自利倾向（Dechow et al.，1996），因此，在担保决策风险与收益不对等的情况下，管理者冒险主义、机会主义必然滋生，谋私动机凸显，进而公司违规行为可能增加。同时，我国职业经理人才市场并不完善，上市公司的经理人大都由控股股东指派（龚凯颂和吴静，2005），经理人易与控制性股东合谋进行“掏空”行为，攫取私利。

第二，对外担保提高了经营与财务风险，进而增加了公司违规倾向。上市公司对外担保向被担保方让渡了信誉资产（刘小年和郑仁满，2005），促进了借贷契约的形成，但大部分公司并没有因此而得到相应的回报。由于信息不对称的存在，担保方实际上持续处于信息劣势，比如对于被担保方的生产规模、管理理念等信息难以获取，且被担保方很可能会隐藏这些重要信息，或者“美化”自身的偿债能力，使得担保方无法了解其真实的财务状况。此外，在担保契约形成后，担保企业也面临着被担保企业的道德风险问题，如被担保方很可能会改变原定融资用途，反而将款项用于在职消费、提升福利待遇等（刘伟，2007），或者进行更高风险的投资，而投资失败的风险却随担保链条传导至担保方。吴国萍和马施（2010）曾指出，当公司面临的财务压力过大时，公司会更有可能通过实施违规行为来达到“保壳”、“偿债”、“保盈”的多重目的。因此，在担保契约的法律约束责任下，被担保方一旦因各种原因无力偿债时，担保企业将代其履约，这种或有负债转化为真实负债的无法预知性显著加剧了公司财务压力，在上市公司“保壳”、“保盈”压力下，企业违规倾向可能有所增加。基于此，本文提出假设H1：

H1：对外担保与公司违规行为正相关。

（二）担保规模与公司违规

王克敏（2006）曾考察了企业对外担保后的市场反应，发现对外担保公告会导致显著的负向市场反应，且担保规模越大，负向反应越显著。此外，张俊瑞等（2014）研究亦发现上市公司对外担保规模越大，自身持续经营能力越容易被影响。而对外担保的风险正主要体现在被担保方因各种原因而无力偿还债务时，且囿于担保契约的法律约束，担保方将承担契约责任，履行相应债务（李嘉明和杨帆，2016），由此担保的风险便会随着担保总额的增加而显著增大，担保方因此承受的风险也随之提高，亦会使企业的正常经营出现不可预知性，影响着企业的持续性经营。因此有理由认为，公司担保规模越大，越会向市场传递出企业存在高风险的信号，那么企业出于“趋利避害”的动机，其违规倾向可能会进一步增加。基于此，本文提出假设H2：

H2：在其他条件不变的情况下，对外担保规模越大，上市公司违规倾向越大。

（三）高风险担保与公司违规

担保的高风险主要体现在较大的担保规模以及异常的被担保对象（李嘉明和杨帆，2016）。当企业对担保规模不加以限制时，将承载着过高的或有负债，进而随时牵动着企业筹资、投资、经营等行为，担保的风险会显著提高。同时，被担保对象的异常主要体现在，为资产负债率过高的企业担保以及为控股股东、实际控制人及其关联方进行担保。首先，高负债率企业财务风险较大，且偿债能力较低，为之担保的风险会明显加大；其次，为关联方担保是控股股东侵害中小股东利益的主要手段，且通常表现为资金侵占、攫取隐性收益，进而降低了企业价值（郑建明等，2005；徐攀，2017）。可见，为异常对象进行担保，上市公司更容易被“掏空”，负担的风险也更高。

至此，亦有大量文献对高风险担保进行了研究，如审计师在执行审计时会给予更多关注并容易出具非标准审计意见（张俊瑞和刘斌，2014）、降低了企业自身商业信用融资，面临更大的财务风险（王楚萱等，2018）等。由此可以发现，高风险担保较之一般担保，带来了更大的风险，影响了正常经营，更可能致使企业陷入财务囹圄。因此，上市公司为了“保壳”、“保盈”，很可能会实施某些违规行为来掩饰风险，欺蒙投资者以隐藏自身的高风险特征。基于此，本文提出假设H3：

H3：在其他条件不变的情况下，高风险对外担保的存在会使公司违规倾向增加。

三、研究设计

（一）样本选择与数据来源

本文选取了沪深两市A股上市公司2010—2019年的数据为样本，并对金融业、保险业、ST公司及各变量存有缺失值的样本进行剔除，最终得到21639个观测值。本文使用的上市公司财务数据均来自国泰安数据库。其中，担保相关数据来自CSMAR中“担保数据库”，违规相关数据取自CSMAR中“违规数据库”，并使用Stata16.0和Excel2019进行数据处理。此外，为了降低极端值的影响，本文对所有连续变量进行了1%的Winsorize处理。

（二）变量定义

1.被解释变量

参考陆瑶等（2016）的研究，定义公司违规，若上市公司在当年度被稽查出有违规行为取1，否则为0。

2.解释变量

借鉴李嘉明等（2016）、王楚萱等（2018）的研究，对外担保表示哑变量，即当年存在对外担保赋值为1，否则为0；担保规模指当年担保总额占净资产的比例；高风险担保指：（1）担保总额占净资产比重超50%之后提供的担保；（2）为资产负债率超70%的对象进行担保；（3）为股东、实际控制人及其关联方进行担保，存有以上之一赋值为1，否则为0。

3.控制变量

借鉴陆瑶等（2012）、梁上坤等（2020）的研究，本文从公司经营以及公司治理角度设置了控制变量并进行了定义，具体见表1。此外，本文还对公司行业效应、年度效应进行了控制。

表1 变量定义

（三）模型设计

为了检验对外担保行为、担保规模以及高风险担保对公司违规的影响，本文借鉴陈冬华等（2013）、梁上坤等（2020）的研究，设计模型如下：

其中，Fraud为公司是否违规的虚拟变量；GUA、TotalGua与RiskGua分别为对外担保、担保规模与高风险担保，ε为随机误差项，并控制了行业、年度效应，且采用了聚类稳健标准误进行检验。

四、实证结果与分析

（一）主要变量的描述性统计

表2是主要变量的描述性统计。首先，从被解释变量看，Fraud的均值为18%，表明我国上市公司违规行为已不少见。此外，本文还依据不同年度对Fraud进行了描述统计，结果如表3所示。可以清楚发现2010—2012年违规公司占比呈上升状态，并于2012年达到高峰，在2012—2019年，公司违规总体呈下降趋势。这也充分反映出，自十八大以来，在党中央的领导下，我国法治建设取得了显著进展，政府监管力度不断提升，对公司违规倾向有所震慑。

表2 主要变量的描述性统计

表3 Fraud的年度统计

其次，从解释变量来看上市公司对外担保（GUA）的均值为0.59，说明在总体样本中，有59%的企业存在对外担保行为，侧面反映出我国上市公司对外担保现象的普遍性，同时也为众多学者们研究对外担保奠定了较好的现实基础；担保规模（TotalGua）的均值为0.156，说明在全样本中，担保比例将近占到了16%（如若只考虑存在担保的情况，这一比例会明显增加）；高风险担保（RiskGua）均值为0.298，说明在样本中大约有30%的上市公司进行了高风险担保。

最后，从控制变量看，如管理层持股比例（Mshare）均值为0.133，表明上市公司普遍存在以股票激励管理层，同时最小值为0，最大值为0.681，说明各公司管理层持股存有明显差异。两职兼任（Duality）均值为0.26，反映出我国上市公司治理结构并不完善。对于其他控制变量不多赘述，数值特征均在合理范围。

此外，本文进行了方差膨胀因子检验，结果显示各变量的VIF值均小于5，表明各变量间不存在严重的多重共线性问题，同时也说明本文在甑选变量方面具有合理性。

（二）单变量分析

表4为单变量分析的均值检验结果。结果显示：在不存在对外担保的组别中，公司违规（Fraud）均值为0.157，而在存有对外担保的组别中，公司违规（Fraud）均值为0.195，二者均值差异度为-0.038，且在1%的水平上显著。也就是说，存在对外担保的企业较之无担保行为的上市公司，其违规倾向会更高；同时，笔者对担保规模进行了上下三分位分组，在担保规模较大的组别（TotaiGua=1）中，均值为0.199，且在1%的水平上显著高于担保规模较低组（Totai-Gua=0）；在高风险担保组别中，Fraud均值为0.198，且在1%的水平上显著高于非高风险担保组。因此，这也初步说明企业对外担保是诱发公司违规行为发生的一个显著因素，但没有深入考虑其他因素，因此还需要进一步考究。

（三）回归结果分析

鉴于公司违规（Fraud）为虚拟变量，因此本文对所设模型采用Logit回归。

表5是回归结果，可以看出，上市公司对外担保对于公司违规的回归系数为0.25，z值为5.99，说明对外担保与公司违规在1%的水平上显著正相关，即对外担保加剧了上市公司违规行为，验证了本文的假设H1。由于上市公司对外提供担保产生了价值毁损效应（郑建明等，2005），同时承载着或有负债转化为实际负债的压力，增大了企业经营的不确定性，进而增加了企业违规的倾向。

表5 回归结果表

担保规模的回归系数在1%的水平下显著为正，表明上市公司的担保规模越大，公司违规概率越高，假设H2得到证实。这是由于担保规模过大时，企业也承载着更大规模的或有负债，易使得自身持续性经营出现问题，违规倾向则会随之有所增加。此外，高风险担保的z值为3.86，回归系数显著为正，表明存有高风险担保的上市公司，其违规倾向会显著增加，假设H3得以验证。这是因为高风险担保下，被担保方无法履债的风险增加，在担保契约的法律约束下，担保企业的财务风险亦随之增加，进而增大了公司违规倾向。

（四）稳健性检验

1.更换上市公司违规行为的度量方式

为了增强研究结论的可靠性，考虑替换因变量的度量方式，然后重新回归分析。本文借鉴周开国等（2016）、邹洋等（2019）的度量方法：以违规频率（Fraud2），即公司当年发生违规，被监管机构稽查出的次数来度量。并参考乔菲等（2021）的做法，使用泊松回归，检验结果如表6。

从表6的回归结果可以看到，对外担保、担保规模及高风险担保与公司违规仍然呈现出显著的正相关关系，且均在1%的水平下显著，因此，本文的假设H1、H2、H3得到验证。

表6 替代Y变量后的实证结果

2.因变量前置一期

上市公司对外担保后会对违规行为产生影响，但并非一蹴而就，存在滞后效应。本文对因变量前置一期处理，结果如表7所示：对外担保与公司违规的回归系数为0.217，且仍在1%的水平下显著为正；担保规模以及高风险担保z统计量分别为5.96、2.00，说明通过了稳健性检验。

3.倾向得分匹配法（PSM）

参考梁上坤等（2020）的做法，采用倾向得分匹配法分别对对外担保、高风险担保模型进行内生性检验。具体地，本文根据模型中的控制变量为每一个存有对外担保的公司（处理组），与其特征相似但不存在对外担保的上市公司（对照组）进行一对三的匹配，然后使用配对后的样本（皆通过了平衡性测试）重新回归，报告结果如表8所示。

从表8的回归结果可以看出，在经过PSM的近邻匹配（一对三）处理后，对外担保与公司违规的正相关关系再次得到证实，且在1%的水平上显著；重新回归后的高风险担保系数为0.19，z统计量为3.97，说明在1%的水平上显著为正。可见本文假设得到验证，结论依然稳健。

4.更换回归模型

本文以Probit回归替代Logit回归，并重复了上述检验，除个别回归系数有所降低外，研究结果并无变化，结论依然稳健。

五、影响机制检验

以上研究已经证实了对外担保行为会在一定程度上加剧公司违规行为的发生，那么，存在一个重要的问题是，对外担保是如何影响到公司违规的呢？二者之间的传导路径是什么呢？

本文认为，财务困境在其中发挥着中介作用。当公司对外担保后，被担保方就掌握了所获款项的使用主动性，很可能会出现道德风险，比如在职消费、投资比原计划更高风险的项目，因此失败率陡然提升，而担保方却代之承担着转移风险，并承载着巨额偿付压力，陷入财务困境的可能性亦随之而来。同时，石晶和杨丽（2021）研究表明：较好的企业财务状况对企业的违规倾向存在显著负向影响。因此本文认为存在对外担保——财务困境——公司违规的传导路径。

借鉴温忠麟等（2004）中介效应检验方法，进行以下三步：（1）检验自变量对外担保对因变量公司违规的回归系数，如若显著则进行第二步；（2）检验对外担保对财务困境的回归系数，如若显著进行下一步；（3）将财务困境一并纳入第一个回归模型中，进行检验。如若对外担保与财务困境回归系数均显著，说明存在部分中介效应，如若仅财务困境回归系数显著，则为完全中介效应。

财务困境度量借鉴Altman（1968）建立的Z值模型。其公式为：（0.012×营运资金/总资产+0.014×留存收益/总资产+0.033×息税前利润/总资产+0.006×股票总市值/负债账面价值+0.999×销售收入/总资产）×100。该值数据直接取自Wind数据库，Z值越低，表明企业财务状况越差。一般来说，当Z＞2.675时，表示企业财务状况优良；当1.81≤Z≤2.675时，表示企业处于“灰色地带”，即财务状况不稳定；当Z值＜1.81时，认为企业陷入了财务困境。但在各国来说，财务困境判定值存有差异，因此本文借鉴了刘晓等（2015）的研究，将Z≤2.675的企业判定为陷入了财务困境。中介效应检验结果如表9所示。

检验结果显示：第一步中，对外担保对公司违规的回归系数在1%的水平下显著为正；在第二步中，财务困境对对外担保的回归系数在1%的水平下显著为正，说明存有对外担保行为的企业会更可能陷入财务困境；在第三步中，财务困境与对外担保对公司违规的回归系数均在1%的水平下显著为正，说明财务困境发挥了重要中介作用，且为部分中介效应。

六、进一步研究

（一）股权治理与担保风险

基于我国不同的两种股权性质，对外担保对公司违规的影响可能存有明显差异。一方面，非国有企业受到的社会监督与政府监管较少，控制性股东掠夺上市公司资源的动机会越强（郑国坚和曹雪妮，2012）。刘小年等（2005）、刘成立（2010）曾研究发现对外担保是控制性股东“掏空”上市公司的重要途径。另一方面，国有上市公司大都形成于各级政府的主导下，与政府有着紧密的联系，具有较强的信誉特征，且在政府的坚强后盾“呵护”下，国有企业对外担保并不会影响自身经营发展，破产风险相对较小（Faccio et al.，2006）。同时，国有企业管理者更多关注自身的政治名誉与政治晋升，且国企长期以来都是贯彻政策、响应改革的先锋，政府寄予了形象标杆的厚望，一旦违规反而会遭受更严重的惩罚，因此更不愿意去冒险实施违规行为，尤其在担保后，政府出于防止国有资产流失的考虑，会加强对国企的监管。因此本文预期国有股权治理对于对外担保与公司违规的影响存有抑制作用。

（二）审计质量与担保风险

在不同的审计质量下，对外担保对公司违规影响可能是不同的。一般认为，“四大”会计师事务所在进行外部审计时，会具有较高的审计质量，能够传递出企业内部更多、更真实的信息。

首先，审计需求产生于公司代理问题，一定程度上缓解了经营者与所有者之间的利益冲突。而高质量审计还能发挥更好的监督作用，限制了控股股东滥用控制权（Dyck，2004），有效降低了大股东“隧道效应”（Tunneling）。其次，高质量审计具有公司治理性，可以降低内部负面信息隐藏风险，保障企业向外提供相关且可靠的会计信息（Willenborg M.，2017），降低了公司内外部的信息不对称。此外，“四大”会计师事务所（简称“四大”）的审计师具备较高的职业判断力和独立性，能够识别出公司财务报告的偏颇与错误，很大程度上抑制了管理层机会主义、冒险主义（李涛和陈素云，2021）。由此，上市公司提供对外担保后，聘请的“四大”审计师将格外谨慎，会选择执行更多的审计程序以降低审计风险，如果公司实施了违规行为，很可能会被纠查出来。因此本文预期更高的审计质量对于对外担保与公司违规的影响具有负向调节作用。

为了检验上述预期，本文借鉴李嘉明和杨帆（2016）的做法，在模型中加入了对外担保（GUA）与股权性质（State）、对外担保（GUA）与“四大”（Big4）的交乘项。其中，股权治理的度量为：国有企业取1，否则为0；“四大”的度量为：聘请的审计师来自“四大”时，取1，否则为0。回归结果如表10所示。

表10 进一步分析的实证结果

从上表的回归结果可以看出，股权治理与对外担保的交乘项回归系数为-0.166，z统计量为-2.04，表明在5%水平上显著，本文预期得以证实。也就是说，在国有企业中，对外担保并没有加剧公司违规，反而会在一定程度上起到抑制作用。本文认为原因有二：（1）虽然对外担保承载着或有负债的压力，但国有企业背靠政府，信誉能力强，融资约束较低，因此面临的风险很低。此外，国企受到更多的关注与监督，在担保后，政府出于保护国有资产的考量，会加大监管力度，抑制了公司违规倾向。（2）相反，非国有企业由于面临激烈的市场竞争时，企业常会采取对外担保的方式加入担保圈，以拓宽融资渠道。然而担保圈具有传染性，圈中的一方一旦无法履约到期债务，危险便传导而来，且将面临法律诉讼、资金流出、市场形象损失等，企业欲掩盖不利消息的违规倾向便随之上升。

审计质量与对外担保的交乘项回归系数为-0.386，z统计量为-1.86，表明通过了10%水平下的显著性检验，即高审计质量在对外担保对公司违规的影响中，发挥了负向调节作用，本文预期得以证实。这是因为企业提供担保后，在高审计质量的要求下，审计师会更谨慎地执行审计程序，能够传递出更真实的企业内部信息，进而抑制了企业违规倾向。

七、研究结论与启示

基于我国上市公司违规行为的频发，本文以我国2010—2019年沪深两市A股非金融、非保险、非ST上市公司为样本，检验了上市公司对外担保行为对公司违规的影响。结果发现：（1）上市公司对外担保与违规行为正相关，且担保规模越大，违规倾向会越高；（2）存在高风险担保的公司，其违规倾向会显著增加；（3）国有股权治理在对外担保对公司违规的影响中发挥了抑制作用。两个可能的解释是：一是政府在国企对外担保后，出于保护国有资产的考量，加强了监管力度；二是国企管理者追求声誉与政治晋升，更加爱惜“羽毛”而不愿违规；（4）相较于低审计质量，高审计质量对于对外担保对公司违规行为的影响具有降低作用。这说明高质量的审计能够向外传递出更多公司内部的信息，有效抑制了管理层机会主义。

本文的研究结论为公司违规的频频发生提供了一种较为合理的解释，一定程度上拓宽了研究视角，丰富了对外担保行为与公司违规相关的理论研究。同时本文也为上市公司完善经营和国有资产管理方面提供一定现实性启示。第一，上市公司应该对担保事项保持较高的谨慎度，严格控制因担保规模过大而产生的风险。第二，上市公司需要完善治理结构。如监事会要严格履职，更好地发挥对经理人的监督作用，董事会与股东大会要切实执行证监会要求，对高风险担保落实审批制度。第三，对于国有企业，国资委要进一步加大对担保事项的监督，避免国有资产流失；对于非国有企业，相关监管机构需要保持对担保事项应有的关注度，以免担保频频“暴雷”损害资本市场健康发展。第四，监管部门应完善稽查机制建设，提高稽查效率，增大违规披露惩罚，促使企业传递更多真实信息。第五，政府以及金融机构等部门一方面需要积极监控担保链条传染行为，另一方面需要尽力拓宽融资渠道以解决融资难、融资贵的现实性问题。