王永妍

1 引 言

隨著互聯網與“大智移云”技術的不斷發(fā)展，企業(yè)的商業(yè)行為與商業(yè)模式發(fā)生了巨大改變，新經濟、新技術、新產品、新零售、新業(yè)態(tài)層出不窮，企業(yè)之間的競爭，已經不再是傳統的價格至勝、產品獨特、渠道為王，而更多的體現為商業(yè)模式之間的競爭。而在數字化時代，商業(yè)模式的價值亦不再是賣產品，而更多地體現在服務上（鄔賀銓，2015［1］）。這一大形勢倒逼著企業(yè)通過進一步重構與優(yōu)化內部價值鏈或產業(yè)鏈①價值鏈強調效益，致力于為客戶創(chuàng)造更多、更大價值，關注價值創(chuàng)造的活動與環(huán)節(jié)；產業(yè)鏈強調產業(yè)整體價值，致力于產業(yè)綜合價值的最大化，關注產業(yè)內部上中下游的協調與均衡。兩者的核心主題均是價值問題。由于產業(yè)鏈是一個更加宏觀的概念，簡明起見，下文僅使用產業(yè)鏈的概念。，來實現業(yè)務、資源、服務的整合與轉型升級，這種重構與優(yōu)化有時甚至需要企業(yè)打破原有的邊界，通過跨界整合，來向客戶提供產品組合和一攬子解決方案，以實現更優(yōu)越的用戶體驗，來獲取競爭優(yōu)勢。蘇寧的數字化轉型，京東自建物流體系等均屬于其中的典型案例。

對于企業(yè)集團而言，在內部產業(yè)鏈重構的過程中，整個集團的業(yè)務架構可能發(fā)生重大變化，集團成員的業(yè)務范圍、價值主張、收益安排等均可能被重新定義，這也將引起集團成員代理成本的改變。以樂視網（股票代碼：300104）為例，在其上市的2010年，樂視集團業(yè)務由網絡視頻服務、電信設備集成與制造以及影視投資3大板塊構成，共有17家成員企業(yè)，其中樂視網主營網絡視頻服務，并向集團采購電影版權，為集團的下游企業(yè)。隨著樂視集團生態(tài)布局的不斷延展擴充，集團版圖快速擴張，樂視網在集團內部產業(yè)鏈中嵌入程度也持續(xù)增加，與集團同時發(fā)生關聯采購與銷售業(yè)務，包括：采購智能終端產品、電影網絡版權、小說劇本改編權，以及銷售智能終端產品、會員，提供CDN服務、廣告服務與技術等，成為集團內部產業(yè)鏈的中游企業(yè)。其關聯交易規(guī)模亦直線攀升，且交易結構錯綜復雜，在樂視危機爆發(fā)的2016年，樂視網與集團的39家成員企業(yè)存在關聯購銷業(yè)務，其中18家企業(yè)兼具樂視網供應商與客戶雙重身份，并形成超過40億的巨額關聯應收和預付賬款，截至2019年末，這些應收款項大部分仍未能收回①在2019年年報中，樂視網披露：“2017年及以前年度，公司通過向賈躍亭先生控制的關聯方銷售貨物、提供服務等經營性業(yè)務及代墊費用等資金往來方式形成了大量關聯應收和預付款項。截至目前，大部分關聯應收款項仍未能收回……”。2016-2019年，樂視網累計虧損超過350億，于2020年終止上市。我們可以合理推測，如果樂視網的業(yè)務模式仍是僅向集團采購版權的下游企業(yè)，那么即便大股東有私利動機，其空間亦有限，難以實現如此大規(guī)模的資金騰挪，以及通過復雜關聯交易的反復累計來營造收入增長與企業(yè)規(guī)模擴張的假象。

那么，上市公司所隸屬的企業(yè)集團，在符合商業(yè)邏輯的內部產業(yè)鏈重構行為的背后，是否存在著大股東私利動機呢？目前尚無相關研究。集團內部產業(yè)鏈重構行為形式多樣，且信息無法直接獲取，因此難以衡量。然而其有一種更顯性的表現——上市公司在集團內部產業(yè)鏈中分工關系的調整，可分為兩種類型：一種是參與和不參與集團內部產業(yè)鏈分工之間的調整，如德豪潤達（股票代碼：002005）自2004年上市之初與集團無經營性關聯交易，2016年經過資產重組成為集團內部產業(yè)鏈的中游；另一種是在集團內部產業(yè)鏈的上、中、下游位置之間的調整，如樂視網由集團內部產業(yè)鏈的下游發(fā)展為中游。因此，本文以上市公司在集團內部產業(yè)鏈中的分工關系調整作為集團內部產業(yè)鏈重構的代理變量，研究分工關系調整是否會影響大股東私利行為，嘗試對上述問題作出解答。本文的研究貢獻包括：

第一，本文首次考察了集團內部產業(yè)鏈重構與大股東私利行為之間的關系，是對大股東私利行為研究的重要補充。

第二，以往關于企業(yè)集團內部關系問題的研究，大多是基于多級法人嵌套的“金字塔”形股權結構的研究（武立東等，2007［2］；竇歡等，2014［3］；劉星等，2014［4］），本文從集團內部產業(yè)鏈分工關系的視角出發(fā)，考察了分工關系調整的經濟后果，是對企業(yè)集團經濟后果領域研究的進一步深入。

第三，關于關聯交易經濟后果的研究，目前大多以關聯交易規(guī)模、利益流向、異常關聯銷售作為衡量指標（Jian和Wong，2010［5］；魏明海等，2013［6］；潘紅波和余明桂，2014［7］）。而關聯交易其實是集團內部產業(yè)鏈分工的載體，沒有內部分工也就不存在關聯交易，分工差異也必將導致關聯交易行為的差異。本文從關聯交易行為的底層邏輯——集團內部分工關系出發(fā)，考察了其變動對大股東私利行為的影響，為識別關聯交易的特殊動機提供了一個全新的視角。

2 文獻回顧與研究假設

2.1 文獻回顧

集團內部產業(yè)鏈重構，通常源自于商業(yè)模式革新的訴求。目前，學術界關于商業(yè)模式革新的研究，重點關注其實現路徑與關鍵成功因素（Zott 和Amit，2008［8］；李飛等，2013［9］；李文蓮和夏健明，2013［10］；姚明明等，2014［11］；羅珉和李亮宇，2015［12］；馮華和陳亞琦，2016［13］）。對商業(yè)模式革新經濟后果的考察聚焦于對企業(yè)（或企業(yè)集團）整體的影響，主要包括減少交易成本，創(chuàng)造價值增長點，獲得競爭優(yōu)勢，同時也造成業(yè)績的不確定性與治理風險等（Amit 和 Zott，2001［14］；Johnson 等，2008［15］；Zott 等，2011［16］；張新民和陳德球，2020［17］）。這一領域的研究以規(guī)范研究與案例研究為主。鮮有文獻以更微觀的視角，考察在企業(yè)集團商業(yè)模式革新中，集團成員在集團中分工協作關系的變化，及其相關經濟后果。本文嘗試采用大樣本實證研究方法，對這一問題進行考察。

2.2 集團內部產業(yè)鏈分工關系調整對大股東私利行為的影響效應

如前文所述，公司在集團內部產業(yè)鏈中分工關系的調整，可分為參與和不參與分工之間的調整以及上、中、下游位置之間的調整。分工關系的調整將帶來代理成本的改變：同等條件下，參與集團內部產業(yè)鏈分工的公司代理成本高于不參與分工的公司，眾多研究表明，關聯交易成為利潤操縱或利益轉移的重要途徑（Cheung等，2006［18］；Fisman和 Wang，2010［19］；Jian和 Wong，2010［5］），“關聯方交易比非關聯方交易具有更高的財務報表重大錯報風險①引自《中國注冊會計師審準則問題解答第6號——關聯方》”；集團內部產業(yè)鏈中游公司因其關聯交易結構更為復雜，信息透明度更低，擁有更大的利潤操控空間，代理成本高于上下游公司（王永妍，2019［20］）。

本文重點關注大股東私利動機下的集團內部產業(yè)鏈重構問題，因此，本文所研究的上市公司在集團內部產業(yè)鏈中分工關系的調整僅包括引發(fā)代理成本正向變動的調整行為，即公司由不參與集團內部產業(yè)鏈分工調整為參與分工，或由集團內部產業(yè)鏈上下游調整為中游。

大股東私利是大股東通過掌控公司控制權所獲取的排他性收利益。為獲取私利，大股東可能通過降低公司運行效率，甚至侵害小股東利益的方式對公司實施“掏空”。大股東私利行為表現形式紛繁，包括資金占用、非效率投資、資產轉移、業(yè)績操縱、派發(fā)現金股利等多種形式（岳磊磊和王三興，2021［21］）。郝云宏等（2013）［22］將大股東私利行為歸納為形式上并不違規(guī)的“蠶食者模式”、可能并不違規(guī)的“擦邊球模式”以及違法違規(guī)的“闖紅燈模式”三種基本模式。

結合本文的研究主題，集團內部產業(yè)鏈分工關系調整主要通過影響經營性關聯交易的規(guī)模與結構來影響大股東私利行為，因而這種私利行為主要為通過關聯交易實現的盈余操縱與利益轉移，參考郝云宏等（2013）［22］的分類方式，可具體表現為“形式上并不違規(guī)”或“可能并不違規(guī)”的真實與應計盈余管理，甚至是直接“闖紅燈”的財務違規(guī)行為。因此，本文從真實盈余管理、應計盈余管理以及財務違規(guī)三個方面來考察分工關系調整對大股東私利行為的影響。

（1）分工關系調整與真實盈余管理

真實盈余管理通過操控真實的生產交易活動來達到盈余目標或實現利益轉移，其形式上可能并不違規(guī)，但卻犧牲了最優(yōu)經營決策，從而對公司未來業(yè)績產生負面影響，提高了股價崩盤風險，損害了公司價值（Cohen和 Zarowin，2010［23］；王福勝等，2014［24］）。

公司在集團內部產業(yè)鏈中分工關系的調整，將為大股東操縱其真實的生產交易活動提供更大的空間，體現在兩個方面：

第一，分工關系調整后，公司所面對的內部交易對象更多，可通過更加復雜的交易結構設計，以符合商業(yè)邏輯和正常經營需要的合規(guī)形式，來制造實質上并不合理的關聯交易行為，從而能夠更加隱蔽與便利地實現業(yè)績操控或利益轉移。

第二，雖然監(jiān)管部門要求上市公司的關聯交易定價應當公允，然而在現實中，公允與否卻很難認定，因為“可能能夠確定關聯方交易是按照市場價格執(zhí)行的，卻不能確定該項交易的其他條款和條件（如信用條款、或有事項以及特定收費等）是否與獨立各方之間通常達成的交易條款相同②引自《中國注冊會計師審計準則第1323號——關聯方》應用指南?！?。分工關系調整后，公司可通過“高賣低買”或“低賣高買”實現更大幅度的關聯交易價格操控，從而擁有了操縱業(yè)績與轉移利益的更大空間（Cheung 等，2006［18］；Fisman 和 Wang，2010［19］；Jian 和 Wong，2010［5］）。

因此提出如下假設：

H1：公司在集團內部產業(yè)鏈中分工關系的調整將導致更高的真實盈余管理水平。

（2）分工關系調整與應計盈余管理

應計盈余管理是指利用會計政策選擇、會計估計變更等會計手段，通過操縱應計利潤（會計利潤與經營性現金流之間的差額）所進行的盈余操縱。當期盈余中，操縱性應計利潤占比越高，盈余質量越低（Xie，2001［25］）。

公司在集團內部產業(yè)鏈中分工關系的調整，將提高大股東通過操縱應計利潤來操縱盈余的可能性，體現在兩個方面：

第一，更高的操縱動機。如上所述，分工關系調整后，公司與集團之間通過關聯交易來實現利益轉移的空間更大，這將可能造成上市公司真實業(yè)績更大幅度的波動。此時，為了避免引起外界的關注與懷疑、維持穩(wěn)定的股價、提高再融資效率，大股東有更高的動機通過應計盈余管理來操縱上市公司盈余，以掩蓋其更大程度的掏空行為，降低負面影響。例如樂視網2010年應收賬款占總資產的比例不足6.76%，到2016年已高達26.95%。

第二，更大的操縱空間。集團在與公司的關聯交易中可能拖欠上市公司資金（李增泉等，2004［26］；鄭國堅等，2007［27］）。分工關系調整后，公司與集團之間關聯交易規(guī)模更大，交易對象更多，交易結構更加復雜，被集團拖欠資金的可能性與金額也將更高，從而導致會計利潤與現金流量之間出現更高的偏差，即更高的應計盈余管理水平。在這種偏差下，公司并不具有足夠的現金保障以及可持續(xù)的盈利能力。因為雖然存貨從公司流轉到了集團成員，公司可據此確認收益，但實際上集團并未產生實際收益，風險仍然在集團內部。此時，公司雖然賬面上實現了盈余，但現金卻被集團占用，一旦整個集團陷入經營危機，公司也將受到巨大沖擊產生大量壞賬而發(fā)生業(yè)績變臉。例如樂視網業(yè)績變臉的重要原因之一，就是其與樂視集團關聯交易產生了大額壞賬，而巨額虧損也并非一年的經營結果，而是此前多年大股東通過關聯交易掏空并操控樂視網盈余所累積風險的集中爆發(fā)。

因此提出如下假設：

H2：公司在集團內部產業(yè)鏈中分工關系的調整將導致更高的應計盈余管理水平。

（3）分工關系調整與財務違規(guī)

在現實中，通過關聯交易進行財務舞弊而受到監(jiān)管部門處罰的案例屢見不鮮，例如新三板首例財務舞弊案中，參仙源（股票代碼：831399）以高出市場價近一倍的關聯交易定價，向集團內關聯公司銷售人參，導致虛增收入7千多萬元，并受到了證監(jiān)會的處罰。經驗研究亦表明關聯交易水平與公司違規(guī)概率顯著正相關（魏志華等，2017［28］）。如前文所述，公司在集團內部產業(yè)鏈中分工關系的調整，將為大股東利用更復雜、高額的關聯交易實現業(yè)績操縱和利益轉移提供更多的機會，這將導致更高的財務違規(guī)可能性。

因此提出如下假設：

H3：公司在集團內部產業(yè)鏈中分工關系的調整將導致更高的財務違規(guī)傾向與次數。

3 研究設計

公司在集團內部產業(yè)鏈中分工關系的調整可能受到不可觀測因素的影響，而這些因素可能同時影響大股東私利行為，從而導致選擇性偏誤問題。為了解決這一問題，本文采用傾向得分匹配法結合雙重差分法（PSM+DID）分析上市公司在集團內部產業(yè)鏈中分工關系調整對大股東私利行為的影響。

首先，采用傾向得分匹配法為在2009-2018年間發(fā)生集團內部產業(yè)鏈分工關系調整的公司匹配一組未調整的公司：以每個分工關系調整公司調整前一年的公司特征為配對依據，采用probit模型，依據公司規(guī)模（Size）、資產負債率（Lev）、盈利能力（ROA）、收入增長率（Rev_gr）、企業(yè)性質（SOE）、大股東持股比例（Share）、兩權分離度（Sep）、股權制衡度（DR）等特征來估計每個公司的傾向得分（詳見模型（1））；參考楊興全等（2018）［29］、鄭偉宏和涂國前（2019）［30］的方法，采用卡尺內最近鄰匹配法以及無放回匹配的方式，為每一個分工關系調整公司匹配一個同行業(yè)、同年度、卡尺范圍內傾向得分最接近的未調整公司，并保留卡尺距離不超過0.01的樣本。匹配后，分工關系調整公司為測試組公司，未調整公司為控制組公司，匹配后兩組公司在可觀察的公司特征上應相同或類似。

其中，集團內部產業(yè)鏈分工關系調整（Change）為啞變量，當公司由不參與集團內部產業(yè)鏈分工變?yōu)閰⑴c分工，或由集團內部產業(yè)鏈上下游變?yōu)橹杏螘r為1，始終位于集團內部產業(yè)鏈中游①本文的研究關注集團內部產業(yè)鏈分工關系調整背后所體現的大股東私利動機，并通過分工調整與未調整的公司之間代理成本的對比來證明研究假設，由于中游公司的代理成本更高（王永妍，2019［20］），因此選擇保持中游（而非始終未參與集團內部產業(yè)鏈分工或始終位于上下游）的公司作為控制組公司，這將使研究結論更加穩(wěn)健。時為0。其中，集團內部產業(yè)鏈分工，采用王永妍（2019）［20］的定義，通過公司②如果上市公司本身為集團型公司，則將其看做一個整體，不考慮其內部的關聯交易狀況。與集團成員之間發(fā)生經營性關聯交易（商品與勞務交易）的方向進行判斷：如果公司與集團成員之間同時存在買方與賣方經營性關聯交易，則為集團內部產業(yè)鏈中游公司；如果僅存在賣方或買方經營性關聯交易，則為集團內部產業(yè)鏈上游或下游公司。集團成員包括：公司的終極控制人及受終極控制人控制的其他公司。

其他變量定義詳見表1。

由于測試組和控制組公司在每個可觀測的維度上均類似，因此兩組公司調整前后期間大股東私利行為“差異的差異”，可以被歸結為由集團內部產業(yè)鏈分工關系調整所引起，從而說明分工關系調整影響大股東私利行為。

其次，確定研究的窗口期。如果窗口期過長，將增加一些其他內生或外生因素的干擾，因此，本文借鑒王永妍（2019）［20］的研究方法，以公司在集團內部產業(yè)鏈中分工關系調整的前后2年為本文研究的窗口期，即調整前2年為調整前期間，后2年（含調整當年）為調整后期間。由于每個測試組公司發(fā)生分工關系調整的年份不同，它們對應的調整前后期間也不同?？刂平M公司與其配對的測試組公司的調整期間保持一致。

最后，在測試組和控制組公司中用雙重差分法來分析集團內部產業(yè)鏈分工關系調整對大股東私利行為的影響，并構建如下回歸模型：

其中，SelfInterest代表大股東私利行為，通過真實盈余管理（REM）、應計盈余管理（DA）、財務違規(guī)（Fraud / NFraud）指標來衡量。

當公司通過真實盈余管理行為意圖增加/降低利潤時，將呈現出更高/低的生產成本、更低/高的經營現金凈流量以及更低/高的操控性費用。本文借鑒程小可等（2013）［31］、李延喜等（2019）［32］的研究方法，以“異常生產成本（abProd）-異常經營現金凈流量（abCFO）-異常操控性費用（discExp）”計算得出的真實盈余管理總體程度并取絕對值，記為REM，來衡量公司的真實盈余管理水平。

異常生產成本（abProd）、異常經營現金凈流量（abCFO）以及異常操控性費用（discExp），分別通過Royahowdhury（2006）［33］構建的模型（3）-（5）估計正常生產成本、正常經營現金凈流量以及正常操控性費用，并以實際值與估計值之差來度量。

其中，ProdCost為銷售成本與存貨變化之和；CFO為經營活動現金流量凈額；Exp為銷售費用與管理費用之和；A為總資產；S為銷售收入；△S為銷售收入的變化。

本文采用DD模型（Dechow和Dichev，2002［34］）估計正常應計利潤水平，并以實際值與模型（6）的估計值之差的絕對值來度量應計盈余管理水平（DA）。

其中，△WC為營運資本變動額。

參考已有研究（陸瑤和李茶，2016［35］；孟慶斌等，2018［36］），本文通過兩個指標來衡量財務違規(guī)行為：財務違規(guī)傾向（Fraud），啞變量，公司當年發(fā)生財務違規(guī)為1，否則為0；財務違規(guī)次數（NFraud），公司當年發(fā)生財務違規(guī)行為總數。并將虛構利潤、虛列資產、虛假記載（誤導性陳述）、推遲披露、重大遺漏、披露不實（其它）、一般會計處理不當等違規(guī)事項定義為財務違規(guī)（張健等，2015［37］；戴亦一等，2017［38］；王兵等，2019［39］）。

Post為啞變量，公司當年屬于集團內部產業(yè)鏈分工關系調整后期間為1，調整前期間為0。Change×Post為集團內部產業(yè)鏈分工關系調整（Change）與調整期間（Post）的交互項，如果模型（2）交互項的系數β3顯著且方向為正，則說明集團內部產業(yè)鏈分工關系調整將增加大股東的私利行為，假設1-3得證。

參考程小可等（2013）［31］、孟慶斌等（2018）［36］、李延喜等（2019）［32］等研究，本文在回歸分析中控制了公司基本特征、財務特征、治理特征等影響因素，控制變量（Control variables）及定義詳見表1。

表1 變量定義

4 樣本匹配與實證分析

4.1 樣本選擇與匹配

本文的初始樣本為2009-2018年①本文的研究窗口期為調整事件發(fā)生的前后兩年，因此參與回歸分析的數據期間為2007-2019年。中國A股上市公司中發(fā)生集團內部產業(yè)鏈分工關系調整②對于連續(xù)發(fā)生分工關系調整的樣本，選取其首次調整的時間，以保證調整前2年內未發(fā)生分工關系調整。以及前兩年與后兩年均為中游的公司樣本，并進一步剔除：（1）金融行業(yè)公司樣本；（2）樣本量低于10的行業(yè)樣本；（3）ST公司樣本；（4）分工關系調整的公司中在研究窗口期內發(fā)生了大股東變更的樣本③確保產業(yè)鏈的分工調整是在同一集團內部進行的，而非由控制權變更所引起。；（5）窗口期間重合的公司樣本④例如，某公司連續(xù)6年處于集團內部產業(yè)鏈中游，則只保留前4年的樣本數據；如連續(xù)8年處于集團內部產業(yè)鏈中游，則第1-4年與5-8年分別作為兩個公司在窗口期間的樣本數據。。經過以上篩選，最終得到2096個公司樣本（初始樣本的年度分布情況詳見表2），其中發(fā)生集團內部產業(yè)鏈分工關系調整的公司共905家，保持中游的公司共1191家。2009-2018年間，分工關系調整的公司數量整體呈遞增趨勢。本文所有數據均來自 CSMAR 數據庫。為控制極端值的影響，對所有的連續(xù)變量在1%和99%的水平予以縮尾。為了消除潛在的異方差、序列相關等問題的影響，本文的回歸結果在公司層面進行了聚類（Cluster）調整。

表2 初始樣本的年度分布情況

表3為初始樣本的主要變量描述性統計。真實盈余管理（REM）的標準差不大。應計盈余管理（DA）的標準差較大，說明樣本間的應計盈余管理水平具有較大差異。樣本中13.8%的公司發(fā)生了財務違規(guī)（Fruad），樣本公司平均違規(guī)0.194次（NFraud）。樣本中43.2%的公司發(fā)生了集團內部產業(yè)鏈分工關系調整（Change）。

表3 主要變量的描述性統計

續(xù)表

本文在對模型（1）進行Probit回歸的基礎上計算每個公司每個年度的傾向得分，為發(fā)生集團內部產業(yè)鏈分工關系調整的公司一對一匹配卡尺范圍內傾向得分最接近的未調整公司，具體匹配方法詳見本文第三部分。模型（1）的回歸結果見表4。

表4 集團內部產業(yè)鏈分工關系調整的影響因素：Probit回歸

通過以上傾向得分匹配法，實現了353個分工關系調整公司（測試組）與353個未調整公司（控制組）之間的一一配對，共形成706個樣本公司，表5 Pannel A展示了匹配后樣本的年度分布情況。匹配后，測試組公司與控制組公司在可觀察到的公司特征上并無顯著差異（所有P值均大于0.1），匹配有效性檢驗結果如表5 Pannel B所示。

表5 傾向得分匹配情況

以測試組公司分工關系調整的前后2年為研究窗口期，控制組公司的窗口期與其配對的測試組公司保持一致，首先進行集團內部產業(yè)鏈分工關系調整對大股東私利行為影響的單變量測試，結果如表6所示。測試組公司（Change=1）在分工關系調整后（Post=1）與調整前（Post=0）的真實盈余管理、應計盈余管理、財務違規(guī)次數的均值之差均高于控制組公司（Change=0）對應的差值。單變量檢測的結果說明，集團內部產業(yè)鏈分工關系調整導致了更高程度的大股東私利行為，初步驗證了本文的假設H1-H3。

表6 單變量均值測試

4.2 多元回歸分析

表7為使用模型（2）估計集團內部產業(yè)鏈分工關系調整對大股東私利行為影響的回歸結果①為了確保一定的研究樣本量，參考劉瑞明和趙仁杰（2015）［32］、陳運森等（2019）［33］的做法，本文的回歸分析中保留了在個別年度個別變量有所缺失的樣本。。

表7 集團內部產業(yè)鏈分工關系調整對大股東私利行為的影響

續(xù)表

（1）-（4）列分別為分工關系調整對真實盈余管理、應計盈余管理、財務違規(guī)傾向與次數的影響。交互項Change×Post的回歸系數分別為0.017、0.177、0.265、0.092，且在1%或5%水平上顯著，表明公司在集團內部產業(yè)鏈中分工關系的調整增加了公司真實與應計盈余管理水平以及財務違規(guī)傾向與次數。假設H1-H3得證。

4.3 穩(wěn)健性檢驗

（1） 固定效應模型

為了控制不隨時間而變但隨個體而異的公司因素的影響，以及不隨個體而變但隨時間而變的遺漏變量問題，此處采用雙向固定效應模型進行穩(wěn)健性測試。表8報告了使用雙向固定效應模型對本文研究假設進行回歸檢驗的結果，結論與前文一致，表明在控制了雙向固定效應后，本文的研究結論依然成立。

表8 穩(wěn)健性檢驗（雙向固定效應模型）

續(xù)表

（2）更改樣本配對方法

借鑒王永妍等（2019）［44］、孫好雨（2019）［45］的方法，此處采用最近鄰匹配法，并以無放回匹配的方式，一對一地為測試組公司匹配一個傾向得分最接近控制組公司。重新進行樣本配對后，本文的實證結論未變，回歸結果詳見表9。

表9 穩(wěn)健性檢驗（最近鄰匹配法）

續(xù)表

（3）延長窗口期

此處以公司在集團內部產業(yè)鏈中分工關系調整的前后3年為本文研究的窗口期，即調整前3年為調整前期間，后3年為調整后期間?？刂平M公司與其配對的測試組公司的調整期間保持一致。表10為延長窗口期后的實證結果，結果表明本文的研究結論依然成立。

表10 穩(wěn)健性檢驗（延長窗口期）

續(xù)表

（4）安慰劑檢驗

參考陳愛貞和張鵬飛（2019）［46］的方法，此處使用安慰劑檢驗考查集團內部產業(yè)鏈分工關系調整對大股東私利行為的正向因果關系，通過設定錯誤的時間變量，將所有分工關系調整事件的發(fā)生提前三年，考察分工關系調整事件在錯誤的實驗期能否對大股東私利行為產生影響。表11報告的安慰劑檢驗結果顯示，在設定錯誤的實驗期后，前文發(fā)現的分工關系調整對大股東私利行為的影響并不存在，因此測試組與控制組在調整發(fā)生前的共同趨勢假設成立，從側面驗證了集團內部產業(yè)鏈分工關系調整是影響大股東私利行為的關鍵變量。

表11 穩(wěn)健性檢驗（安慰劑檢驗）

續(xù)表

（5）更換盈余管理的度量方法

對于真實盈余管理行為，在現實中主要包括操控研發(fā)與費用支出、生產成本、資產處置等。而基于集團內部產業(yè)鏈分工所進行的真實盈余管理，則更有可能是通過經營性關聯交易來實現高買低賣或低買高賣，這種行為將主要體現為經營活動現金流的異常。因此，此處以異常經營現金凈流量（abCFO）來衡量真實盈余管理水平。

對于應計盈余管理行為，此處分別以Dechow和Sloan（1995）［47］提出的修正Jones模型以及Kothari等（2005）［48］提出的業(yè)績調整的修正Jones模型重新估計正常應計利潤，并以其殘差的絕對值作為應計盈余管理新的度量指標DA_J和DA_J_roa。

更換度量方法后，實證結論依然未變，回歸結果詳見表12。

表12 穩(wěn)健性檢驗（更換被解釋變量）

續(xù)表

5 研究結論與展望

本文以2009-2018年在集團內部產業(yè)鏈中分工關系發(fā)生調整的上市公司為樣本，研究了分工關系調整對大股東私利行為的影響，研究發(fā)現，分工關系調整增加了公司的真實盈余管理水平、應計盈余管理水平以及財務違規(guī)的傾向與次數，從而證實了集團內部產業(yè)鏈重構行為的背后，存在著大股東私利動機。本文研究結論提示，監(jiān)管部門、銀行、投資者等外部利益相關者不僅應關注集團內部產業(yè)鏈重構行為的商業(yè)本質，同時也應關注其背后可能存在的私利動機。

由于目前尚無文獻研究集團內部產業(yè)鏈重構對大股東私利行為的影響，雖然本文做出了初步嘗試，但尚有許多不足之處有待未來研究進一步完善：（1）大股東私利行為本質上是主體特征與情境因素之間動態(tài)適配的復雜過程（郝云宏等，2013）［22］，雖然本文首次發(fā)現了集團內部產業(yè)鏈重構行為背后的大股東私利動機，但是其中的作用機理如何，受哪些集團特征與情境因素影響以及如何影響，尚處于“黑箱”之中，有待未來研究做出進一步解答；（2）集團內部產業(yè)鏈重構的形式多樣且性質復雜，很難有效度量，本文以其中最易于直接觀測與度量的分工關系調整作為衡量集團內部產業(yè)鏈重構行為的代理變量，進行了初步嘗試。希望在本文的拋磚引玉之后，未來研究能夠對集團內部產業(yè)鏈重構行為進行更加精準、細致的度量，并對其經濟后果開展更全面的研究。