刘颖, 钟田丽
东北大学 工商管理学院, 辽宁 沈阳 110169
收稿日期：2020-10-22
作者简介：刘颖(1986-), 女, 吉林通化人, 东北大学博士研究生;
钟田丽(1956-), 女, 辽宁大连人, 东北大学教授，博士生导师。

摘要：从社会资本治理机制视角, 在运用组合评价法综合度量社会信任综合水平基础上, 以2007—2016年中小板上市公司为样本数据, 实证研究社会信任在终极控股股东两权分离与企业资本结构偏离度两者关系之间的调节作用.实证结果发现: 终极控股股东两权分离度越大, 企业实际资本结构与目标水平的偏离度越大; 社会信任综合水平具有缓解这种偏离度不利影响的调节作用.按照终极控股股东的国有与非国有性质和强控制模式与弱控制模式, 进一步分组检验发现, 终极控股股东的不同所有权性质和不同控制模式, 对于两权分离对资本结构偏离度的影响具有差异, 社会信任综合水平在两者之间的调节作用也存在一定差异.
关键词：社会信任两权分离资本结构偏离度调节作用治理机制
Social Trust, Separation of Two Rights and Capital Structure Deviation: Based on an Empirical Test of China's Small and Medium-Sized Listed Companies
LIU Ying, ZHONG Tian-li
School of Business Administration, Northeastern University, Shenyang 110169, China
Corresponding author: LIU Ying, E-mail: yingying8086@163.com.

Abstract: The regulatory role social trust plays in the separation of ultimate controlling shareholders' control right and cash flow right and capital structure deviation is explored using the data of SMEs. The empirical results show that the greater the separation degree of the two rights, the greater the degree of capital structure deviation, and the comprehensive level of social trust can alleviate the adverse effect of the separation of the two rights on capital structure deviation. According to the state-owned and non-state-owned nature of ultimate controlling shareholders and the strong control mode and weak control mode, a further empirical test shows that the different ownership nature and different control modes of ultimate controlling shareholders have different effects on capital structure deviation due to the separation of the two rights, and there are certain differences in the regulatory role of social trust between the two.
Key words: social trustseparation of two rightscapital structure deviationregulatory rolegovernance mechanism
企业资本结构即负债权益比, 一般用资产负债率(财务杠杆)来衡量.公司治理机制是影响企业资本结构决策的重要因素.根据现有研究, 公司治理机制中的终极控股股东控制权和现金流权的分离程度(以下简称终极控股股东两权分离)对企业实际资本结构究竟产生何种影响一直是学术界争议的问题.从控股股东利益侵占视角, 终极控股股东两权分离对企业实际资本结构产生正向影响^[1-2]; 但从负债相机治理机制视角, 终极控股股东两权分离对企业实际资本结构则产生负向影响^[3-4].
实际上, 现实中企业资本结构决策是以确定目标资本结构为基础的, 其融资决策通常也是以其目标资本结构为依据.两个具有相同实际资本结构但目标资本结构却不同的公司, 可能会具有不同的风险水平^[5].因此, 考察企业资本结构是否合理, 应当考察其实际资本结构是否接近于所确定的目标水平, 即资本结构偏离度.研究终极控股股东两权分离对企业资本结构的影响, 也应当以企业资本结构偏离度而非实际资本结构作为关键指标.
鉴于现有研究的不同结论及指标缺陷, 本文首先考察我国主板、中小板和创业板不同资本市场上市公司终极控股股东两权分离情况, 从而获取两权分离度较高的中小板企业样本; 然后以该样本作为全样本数据, 以资本结构偏离度为关键指标, 实证检验终极控股股东两权分离对其产生何种影响, 以突破现有研究只关注实际资本结构而非资本结构偏离度的局限.
公司治理机制对资本结构的影响不仅体现在两权分离等正式治理机制方面, 非正式治理机制也可能会与正式治理机制交互作用, 进而对企业资本结构决策产生直接或间接的影响.例如, 社会信任就是一种陌生人之间存在的、基于共同的道德规范、文化传统和习俗形成的、具有惩戒或预防作用的一种非正式治理机制^[6].现有研究发现, 社会资本、道德规范、乡俗家规等非正式治理机制, 可以作为正式治理机制的替代或补充影响公司治理^[7].因此, 本文试图研究非正式治理机制的社会信任通过与终极控股股东两权分离的交互作用对资本结构偏离度产生何种影响, 这对拓展现有的资本结构理论研究具有重要的意义.
进一步地, 本文还按照所有权性质和控制模式, 分样本分别考察了国有与非国有、强控制模式与弱控制模式的终极控股股东两权分离对资本结构偏离度的影响, 以及社会信任综合水平在两者之间的调节作用, 为企业完善治理机制提供理论依据.
1 理论分析与研究假设股权结构的实质是剩余控制权和剩余索取权的设计, 是公司正式治理的重要机制之一.“金字塔”式股权结构为终极控股股东利用多级控制链条实现其对公司量化的控制权与享有的量化的现金流权不对等提供了条件, 导致其在公司决策方面具有很大的权力^[8].
从资本结构决策角度, 基于负债的放大控制能力及非稀释作用, 终极控股股东可以通过提高负债水平来达到降低未来收益索取权(即现金流权), 从而相应增大控制权的目的.即企业负债越多, 股息红利或未来分配利益的索取权就会越少, 相应增大了控股股东对企业的控制权.在终极控股股东拥有较小现金流权情况下, 随着控制权水平的提升, 终极控股股东偏好负债融资以获取控制权私利的概率便会增大.终极控股股东的这种利己的机会主义行为, 导致了企业实际资本结构偏离了其目标资本结构.
Luo等^[9]研究发现, 拥有超额控制权的控股股东所造成的道德风险会使企业面临融资约束, 增加企业融资成本.同时, 两权分离加剧了控股股东和少数股东之间的代理成本, 使利己的终极控股股东对由资本结构偏离目标水平所引发的企业价值降低并不敏感.当企业实际资本结构偏离目标水平时, 融资成本和代理成本的增加使资本结构的调整速度变慢, 进一步增大了企业资本结构偏离度.据此提出研究假设H₁.
H₁: 终极控股股东两权分离度越大, 企业资本结构偏离度越大, 其资本结构越不合理.
经济学中的信任是以有限理性和契约不完备为前提的, 是一方对另一方的履约意向及能力所持有的信赖性的正面期望状态.根据社会资本理性选择理论, 在由委托人和代理人形成的信任关系中, 代理人违背诺言获利的“自利”动机会使委托人的信任行为成为一种有风险的行动.因此, 委托人会利用无形的道德观念约束代理人行为, 并对代理人违约行为进行严厉的惩罚.这说明委托人对代理人的信任行为是基于代理人的可信任程度及对代理人违约的惩罚性手段效果综合评估而做出的理性决定.此外, 委托人还会使信守诺言的代理人获得社会认同、组织合法等遵守行为的正面激励^[10].因此, 信任的过程本身就是委托人对代理人行为激励约束的过程, 信任具有缓解委托人和代理人冲突的治理作用, 包括因终极控股股东两权分离带来的控股股东与中小股东之间的代理冲突.
根据信任对象的不同, 信任分为基于熟人关系建立的特殊信任和基于陌生人关系建立的社会信任, 与特殊信任更多地依赖情感等非理性因素相比, 社会信任的建立更多依赖理性因素, 更能发挥治理作用.社会信任能提高企业财务透明度^[11], 从内在规范企业之间交易行为, 能有效抑制“搭便车”或集体无理性“囚徒困境”等现象发生^[12].李四海等^[13]对不同信任环境下机会主义行为的实验结果也表明, 社会信任可以降低企业的机会主义行为, 促进合作与交易.
社会信任作为一种非正式治理机制, 会对企业正式治理行为产生影响, 进而促进企业资本结构优化调整, 减少终极控股股东两权分离对资本结构偏离度的不利影响.社会信任会降低企业信息不对称程度, 规范企业股权治理和债权治理等正式治理行为, 即社会信任所具有的简化交易复杂性和激励约束的作用会降低终极控股股东的道德风险, 提高他们的道德水平, 使其利用两权分离在资本结构决策上的利己动机降低, 进而降低企业的资本结构偏离度.当社会信任水平较高时, 终极控股股东遵循大多数人认可的行为规范进行自我约束, 将信守承诺内化为个人品质, 产生自律行为, 与中小股东发展出一种交易规范或相互认同, 从而有足够激励抑制控股股东在融资决策上的机会主义行为.
此外, 当社会信任水平较高时, 控股股东、中小股东及管理者等相关利益者之间的利益冲突就会降低.社会信任特有的“连坐”惩罚机制会使终极控股股东的自利行为受到社会制裁和道德压力, 导致其偏好负债融资以获取控制权私有收益的概率降低, 进而相应提高了现金流权, 缩小了终极控股股东两权分离的程度, 促使企业资本结构逐渐向目标水平调整, 使其资本结构的偏离度减小.据此提出研究假设H₂.
H₂: 终极控股股东两权分离对资本结构偏离度影响的边际效应会随着社会信任水平的提升而降低.
2 研究设计2.1 中小板样本的选取依据与数据来源研究的初始数据是由2007—2016年中国全部资本市场A股上市公司构成, 剔除金融类、ST类和现金流权、控制权缺失的上市公司, 同时为了保证终极控股股东对公司拥有较强控制力, 剔除终极控股股东控制权比例小于20 % 的上市公司, 最终获得17 236个年度初始研究数据.
为获取终极控股股东两权分离程度较高的企业样本, 本文将初始样本数据分为主板、中小板和创业板三个不同板块, 采用描述性统计方法分别考察其终极控股股东两权分离程度, 主要变量定义见表 1, 描述性统计结果见表 2.
表 1(Table 1)

表 1 终极控股股东两权分离程度的变量定义Table 1 Variable definition of separation of two rights of ultimate controlling shareholders 变量名称 变量定义 控制权VR 终极控股股东在上市公司控制链上的每条控制链的投票权相加之和的最小值 现金流权CR 终极控股股东在所有控制链累计持有上市公司的所有权比例, 其中每条控制链的所有权比例等于该条控制链上各层股东持股比例的乘积 两权分离度Cor 终极控股股东控制权与现金流权之差 两权是否分离Cor1 当终极控股股东控制权大于现金流权时Cor1=1，表示两权分离; 其他Cor1=0，表示两权未分离

表 1 终极控股股东两权分离程度的变量定义 Table 1 Variable definition of separation of two rights of ultimate controlling shareholders

表 2(Table 2)

表 2 不同板块企业终极控股股东两权分离程度的描述性统计Table 2 Descriptive statistics of separation of two rights in different plates 变量名称 主板企业样本(n=10 611) 中小板企业样本(n=4 471) 创业板企业样本(n=2 154) 均值 标准差 中位数 均值 标准差 中位数 均值 标准差 中位数 VR 0.416 0.143 0.403 0.413 0.140 0.394 0.381 0.126 0.365 CR 0.350 0.169 0.333 0.344 0.151 0.326 0.335 0.131 0.313 Cor 0.066 0.089 0.000 0.069 0.088 0.008 0.047 0.073 0.000 Cor1 0.494 0.500 0.000 0.530 0.499 1.000 0.436 0.496 0.000

表 2 不同板块企业终极控股股东两权分离程度的描述性统计 Table 2 Descriptive statistics of separation of two rights in different plates

由表 2发现, 中小板企业终极控股股东两权分离度和两权分离占比最高(均值6.9 % 和53.0 %), 主板企业次之(均值6.6 % 和49.4 %), 创业板企业最低(均值4.7 % 和43.6 %).在中小板企业终极控股股东的控制权和现金流权均低于主板企业情况下(主板均值分别为41.6 % 和35.0 %, 中小板企业均值分别为41.3 % 和34.4 %), 其两权分离度均值却高于主板上市公司, 说明我国中小企业终极控股股东控制权和现金流权分离程度较高.
为进一步观察不同板块样本之间两权分离的差异性, 本文对两权分离度和两权分离占比进行了T检验与秩和检验的单因素分析.结果发现, 主板企业终极控股股东两权分离度和两权分离占比均低于中小板企业, T检验的t值分别在10 % 和1 % 显著水平上为负值(-1.790和-4.006), 秩和检验的Z值均在1 % 显著水平上为负值(-3.122和-4.003);中小板企业终极控股股东两权分离度和两权分离占比均高于创业板企业, T检验的t值均在1 % 显著水平上为正(10.120和7.206), 秩和检验的Z值均在1 % 显著水平上为正(9.308和7.179), 说明相对于主板和创业板企业, 中小板企业两权偏离度更加显著, 发生两权分离的样本企业更多.
据此, 本文选择2007—2016年中小板企业作为回归分析样本数据, 考察其终极控股股东两权分离与企业资本结构偏离度的关系及社会信任对二者关系的影响, 并对样本作进一步处理: ①剔除资产负债率大于1或小于0的上市公司及财务数据缺失的上市公司; ②考虑社会信任相关数据缺失问题, 剔除总部位于新疆、海南和西藏的上市公司, 共保留中国内地28个地区社会信任数据, 最终获得3 546个年度样本数据.本文对所有连续变量进行了1 % 水平缩尾处理以避免极端值对回归结果的影响.研究数据来源为国泰安研究数据库, 数据处理软件为Stata 15.0和Matlab2013a.
2.2 变量定义与计算1) 资本结构偏离度(Mod_lev).企业在某一年的实际负债率与其预测的目标负债率之间的绝对差异:

(1)

式中: Mod_lev表示资本结构的偏离度, 反映企业的次优杠杆程度; Lev^*表示预测的目标资本结构; Lev表示实际资本结构, 以资产负债率(负债总额与资产总额比)度量企业实际资本结构.采用回归分析法来预测企业目标资本结构, 即利用t-1年资本结构的基本影响因素来回归预测t年企业目标资本结构:

(2)

式中Control为控制变量.参考已有研究文献, 选取公司规模、总资产增长率、总资产报酬率、固定资产占比、非债务税盾、市值账面值比、资产流动性、是否发放现金股利、行业资本结构中位数, 以及年度等影响因素, 作为回归估计的控制变量.将式(2)的计算结果代入式(1)中即得到企业资本结构偏离度.
2) 社会信任(Trustz). 根据现有研究, 社会信任的度量方法有三种: ①利用中国综合社会调查(CGSS)数据, 将对居民个体问卷回答结果作为社会信任代理变量(Trust1);该指标可以有效反映一般而非特定人际关系的信任水平, 但仅局限于反映居民个体感知的社会信任水平, 而非针对作为一个组织的企业行为主体的信任水平的感知.②利用中国城市商业信用环境指数作为社会信任代理变量(Trust2);该指数综合评价一个地区信用环境状况, 但其局限性是该指数的设计指标更多地是基于企业所处地区的商业信用环境, 对企业之间社会信任的考虑有所欠缺.③利用张维迎和柯荣住^[14]对企业负责人的问卷调查结果作为社会信任代理变量(Trust3);该指标能够反映企业而非个体的社会信任水平, 但因该调查数据距今已近20年, 可能存在时效性问题.
鉴于以上三种方法各自的局限性, 本文基于离差最大化的组合评价法, 将社会信任变量计算的三种方法相结合, 并分别赋予权重来综合计算社会信任水平变量.作者认为, 这样做可以有效地克服只采用其中某一方法的局限性而导致的计算结果偏差及信息量缺失的问题.本文方法计算步骤如下:
设S={S₁, S₂, …, S₂₈}为被评价对象集, f={f₁, f₂, f₃}为三种方法的方法集, 则

(3)

式中: Trustz_i为被评价对象i在组合评价法下社会信任综合水平; f_i1, f_i2, f_i3为被评价对象i分别在三种计算方法下的结果值, 即前文中的Trust1, Trus2和Trust3;ω_j为三种方法的权重:

(4)

基于离差最大化的组合评价法确定权重的基本思路: 若单一评价法下28个地区之间社会信任值离差较小, 那么该种评价方法的权重较小; 反之, 若单一评价法下28个地区之间社会信任值离差较大, 说明这样的评价值对社会信任优劣的评价排序起较大作用, 其权重就较大, 最终使三个社会信任评价方法对28个地区社会信任值的总离差达到最大, 这样便于排序, 并克服不同单一评价方法评价差异性问题.利用Matlab2013a计算出: ω₁=0.381, ω₂=0.316, ω₃=0.303.将权重值代入式(3)得到Trustz值.
2.3 实证模型构建为实证检验假设H₁, 建立如下模型:

(5)

参考已有文献, 选取公司规模(Size)、总资产增长率(Agrowth)、总资产报酬率(Roa)、市值账面值比(Mb)、资产流动性(Liquidity)、年度(Year)和行业(Industry)作为控制变量.判断标准为: 若β₁₁显著为正, 说明终极股东两权分离度越大, 资本结构偏离度越大, 假设H₁得到验证.
为实证检验假设H₂, 引入终极控股股东两权分离与社会信任交互项(Cor×Trustz)建立实证模型:

(6)

根据交互作用的判断标准: 若模型(6)中β₂₃显著为正, 则社会信任会加剧终极控股股东两权分离对资本结构偏离度的不利影响, 两者对资本结构偏离度的影响是互补的, 假设H₂未得到验证; 若β₂₃显著为负, 则社会信任会缓解终极控股股东两权分离对资本结构偏离度的不利影响, 两者对资本结构偏离度的影响是替代的, 假设H₂得到验证.
3 实证结果分析3.1 描述性统计分析描述性统计及非参数检验结果如表 3所示: Lev和Mod_lev的均值分别为0.366和0.096, 表示中小板上市公司的平均实际负债率为36.6 %, 而资本结构偏离度平均为9.6 %, 资本结构需要优化; 终极控股股东两权分离度均值为0.062, 说明中小板上市公司终极控股股东两权分离度平均为6.2 %.以Trust1为例, 均值为1.768(满分为5分), 说明大部分被调查者选择对于陌生人“绝大多数不可信”和“多数不可信”, 这也反映出我国目前处于社会信任普遍缺失阶段, 而在这一环境下研究社会信任的治理效应更具现实意义.
表 3(Table 3)

表 3 主要变量的描述性统计结果及非参数检验结果Table 3 Descriptive statistics of variables and nonparametric test results 变量名称 样本量 均值 中位数 标准差 Kruskal-Wallis检验 Lev 3 546 0.366 0.351 0.187 98.501***(0.000) Mod_lev 3 546 0.096 0.084 0.072 60.164***(0.000) Cor 3 546 0.062 0.001 0.083 261.207***(0.000) Trustz 3 546 0.336 0.355 0.611 3 468.500***(0.000) Trust1 3 546 1.768 1.831 0.223 3 468.450***(0.000) Trust2 3 546 72.335 70.633 4.132 3 468.500***(0.000) Trust3 3 546 0.866 0.962 0.519 3 468.467***(0.000) 注：***表示1 % 的显著性水平, 括号内为P值.

表 3 主要变量的描述性统计结果及非参数检验结果 Table 3 Descriptive statistics of variables and nonparametric test results

进一步采用Kruskal-Wallis非参数检验以考察变量在不同地区间的差异性.结果显示: Mod_lev, Cor和Trustz在不同地区间的差异均在1 % 的置信水平上显著, 说明中小板企业终极控股股东两权分离度和资本结构偏离度均具有显著的地区差异, 不同地区的社会信任水平也具有显著差异; 这种差异可能对企业内部控股股东两权分离与资本结构偏离度产生影响.
3.2 实证检验结果分析本文利用Driscoll和Kraay^[15]标准误差结构对回归模型计算稳健的t值.回归结果见表 4.
表 4(Table 4)

表 4 模型(5)和模型(6)的回归结果Table 4 Regression results of model (5) and model (6) 变量 模型(5)回归结果 模型(6)回归结果 Cor 0.052**(2.188) 1.120***(4.824) Trustz -0.008***(-3.681) Cor×Trustz -0.045***(-4.936) Size 0.014***(3.364) 0.014(3.395) Agrowth 0.019***(5.549) 0.019***(5.612) Roa -0.167***(-4.211) -0.164***(-4.037) Mb 0.003***(2.743) 0.003***(2.833) Liquidity 0.002***(3.744) 0.002***(3.709) Year 控制 控制 Industry 控制 控制 Constant -0.199***(-3.625) 0.000(0.000) 调整R2 0.044 0.045 F值 192.241 467.878 注：**, ***分别表示5 %, 1 % 的显著性水平, 括号内为t值.

表 4 模型(5)和模型(6)的回归结果 Table 4 Regression results of model (5) and model (6)

根据表 4, 模型(5)中终极控股股东两权分离度回归系数在5 % 水平上显著为正(0.052), 假设H₁得到验证; 说明中小企业终极控股股东两权分离度越大, 资本结构偏离度越大, 资本结构越不合理.模型(6)中终极控股股东两权分离度与社会信任综合水平的交互项(Cor×Trustz)的回归系数在1 % 的水平上显著为负(-0.045), 终极控股股东两权分离对资本结构偏离度影响的边际效应随着社会信任的提升而降低, 假设H₂得到验证; 说明社会信任水平对中小企业具有治理效应, 能够缓解终极控股股东两权分离对资本结构偏离度的不利影响, 从而说明了以社会信任为代表的非正式治理机制与以终极控股股东两权分离为代表的正式治理机制对公司治理的影响具有一定的替代关系.我国资本市场中小企业样本数据的这一研究结果支持了国外****Estrin和Prevezer^[16]的非正式治理替代假说.
3.3 稳健性检验本文分别采用改变资本结构偏离度变量计算方法，替换资本结构、两权分离和社会信任变量法，替换回归模型法和利用Heckman模型检验法.限于篇幅, 稳健性检验结果未在正文列出, 留存备索.
首先, 参考Flannery和Rangan^[17]的方法, 利用动态调整法替换回归分析法, 重新估计目标资本结构并计算资本结构偏离度, 再重新回归拟合.结果显示, 模型(5)中终极控股股东两权分离度回归系数在1 % 水平上显著为正(0.068), 模型(6)中两权分离度与社会信任综合水平交互项回归系数在1 % 的水平上显著为负(-0.036).结果与前文回归结果一致.
其次, 采用替换资本结构、两权分离和社会信任变量法进行稳健性检验.对于资本结构指标采用有息负债率计算资本结构偏离度, 对于终极控股股东两权分离度采用控制权/现金流权重新测量, 结果均与前文回归结果一致.此外, 为避免组合评价社会信任综合水平的数据敏感问题, 用每一个单一评价方法下的不同社会信任值重新回归拟合, 其与两权分离的交互项回归系数均在1 % 水平上显著为负, 分别为-0.094，-0.014和-0.131.结果与前文回归结果一致.
再次, 重新构建模型(7)和模型(8), 用以替换模型(6)进行稳健性检验, 具体步骤如下:
① 通过引入社会信任虚拟变量进行稳健性检验, HT为描述社会信任度高低的虚拟变量.当某个企业所在地区社会信任度Trustz大于样本企业社会信任度均值时, HT为1, 否则HT为0, 建立稳健性检验模型:

(7)

结果显示, 模型(7)中社会信任虚拟变量与终极控股股东两权分离的交互项(HT× Cor)回归系数在1 % 的水平上显著为负(-0.015), 假设H₂再次得到验证.
② 借鉴Cremers和Nair^[18]的做法, 用最小值Min函数和最大值Max函数检验交互作用, 建立稳健性检验模型:

(8)

判断标准: 若最大值函数系数显著为正, 说明社会信任水平的提升使终极股东两权分离对资本结构偏离度影响边际效应减小; 若最大值、最小值函数系数同时显著为正, 说明社会信任水平的提升使终极股东两权分离对资本结构偏离度影响边际效应增大.结果显示, 模型(8)中最小值函数Min(Cor, Trustz)的回归系数未达到10 % 的显著性水平, 只有最大值函数Max(Cor, Trustz)回归系数在5 % 水平上显著为正(0.007), 假设H₂再次得到验证.
最后, 利用Heckman两阶段回归中处理效应模型缓解内生性问题, 在第一阶段中以终极股东两权分离是否高于年度中位数形成的虚拟变量为被解释变量, 以第一大股东持股比例、管理层持股比例、公司规模、机构投资者持股比例、董事会规模为解释变量, 构建影响终极控股股东两权分离的概率模型, 进而进行Probit回归拟合, 计算出IMR值, 然后将其代入模型(5)中重新进行回归, 回归结果与前述一致, 说明回归结果具有较好的稳健性.
3.4 进一步研究根据本文全样本的研究结果, 我国中小板企业终极控股股东两权分离度越大, 企业资本结构偏离度越大; 同时, 终极控股股东两权分离对资本结构偏离度影响的边际效应会随着社会信任水平的提升而降低.但是, 这种关系是否会因终极控股股东的所有权性质不同或控制模式不同而发生变化？笔者对此展开进一步研究.
1) 基于不同所有权性质终极控股股东的研究.按照终极控股股东国有和非国有的不同所有权性质, 笔者分样本对模型(5)和模型(6)进行了回归, 如表 5所示.
表 5(Table 5)

表 5 基于不同所有权性质终极控股股东的分样本实证回归结果Table 5 Empirical regression results based on the samples of different ownership natures 变量 国有终极控股股东样本 非国有终极控股股东样本 模型(5) 模型(6) 模型(5) 模型(6) Cor -0.374***(-3.181) 18.585***(6.040) 0.058***(2.871) 1.177***(5.495) Trustz -0.000(-0.012) -0.011***(-3.141) Cor× Trustz -0.831***(-6.278) -0.047***(-5.450) Size 0.012(0.534) 0.008(0.325) 0.015***(3.588) 0.015***(3.635) Agrowth 0.024**(2.317) 0.026**(2.580) 0.018***(4.799) 0.018***(4.818) Roa -0.236(-1.429) -0.282*(-1.775) -0.157***(-3.330) -0.154***(-3.208) Mb 0.002(0.489) 0.003(0.835) 0.004***(3.200) 0.004***(3.306) Liquidity 0.001(0.242) 0.001(0.310) 0.002***(4.052) 0.002***(4.020) Year 控制 控制 控制 控制 Industry 控制 控制 控制 控制 Constant -0.111(-0.244) 0.000(0.000) -0.218***(-3.322) 0.000(0.000) 调整R2 0.187 0.204 0.044 0.045 F值 71.546 77.119 15.164 54.255 注：*, **, ***分别表示10 %, 5 %, 1 % 的显著性水平, 括号内为t值.

表 5 基于不同所有权性质终极控股股东的分样本实证回归结果 Table 5 Empirical regression results based on the samples of different ownership natures

根据表 5, 在国有和非国有终极控股股东的样本中, 模型(5)的终极控股股东两权分离度的回归系数分别在1 % 水平上显著为负和正(-0.374和0.058), 说明对于不同所有权性质的终极控股股东, 其两权分离度对资本结构偏离度的影响是不同的, 即国有终极控股股东两权分离度越大, 其资本结构偏离度越小, 两者呈现负相关关系, 而对于非国有终极控股股东, 两者呈现正相关关系, 与中小板企业相同.
其可能的原因是终极控股股东的国有性质.虽然终极控股股东为国有的企业面临严重的所有者缺位, 代理链条过长以及股权高度集中, 导致终极股东的两权分离程度较大; 但其国有性质使其控制的企业面临的融资约束较低, 对投资现金流的敏感性比非国有企业低^[19].所以, 当企业实际资本结构偏离目标水平时, 企业在融资渠道选择上具有自主性、多样性及灵活性等特点, 使企业能快速调整资本结构, 降低资本结构的偏离程度.
在国有和非国有终极控股股东的样本中, 模型(6)的终极控股股东两权分离与社会信任综合水平的交互项(Cor×Trustz)的回归系数均在1 % 的水平上显著为负(-0.831和-0.047), 说明无论终极控股股东所有权性质如何, 其两权分离对资本结构偏离度影响的边际效应都会随着社会信任水平的提升而降低, 社会信任的非正式治理机制都会发挥作用, 这与中小板样本数据的实证结果相同.
2) 基于终极控股股东控制模式的研究.根据刘孟晖^[20]的研究, 将控制模式分为强控股股东控制模式(控制权≥50 %)和弱控股股东控制模式(现金流权 < 50 %, 20 % ≤控制权 < 50 %), 并按照不同控制模式分样本对模型(5)和模型(6)重新回归拟合, 结果见表 6.
表 6(Table 6)

表 6 基于不同终极控股股东控制模式的分样本实证回归结果Table 6 Empirical regression results based on the samples of different control modes 变量 强控股股东控制模式 弱控股股东控制模式 模型(5) 模型(6) 模型(5) 模型(6) Cor -0.006(-0.153) -2.051***(-2.856) 0.096***(2.936) 1.530**(2.218) Trustz -0.006(-0.844) -0.008**(-2.023) Cor× Trustz 0.087***(2.933) -0.061**(-2.167) Size 0.009(1.071) 0.009(1.052) 0.009*(1.952) 0.009**(1.966) Agrowth 0.017*(1.838) 0.017*(1.844) 0.006**(2.031) 0.006**(1.979) Roa -0.239*** (-4.814) -0.238***(-4.944) -0.125**(-2.092) -0.119**(-1.975) Mb 0.002*(1.909) 0.002(1.391) 0.002(1.396) 0.002(1.378) Liquidity 0.003**(2.378) 0.003**(2.381) 0.002*(1.840) 0.001*(1.706) Year 控制 控制 控制 控制 Industry 控制 控制 控制 控制 Constant -0.085(-0.415) 0.000(0.000) -0.181(-1.414) 0.000(0.000) 调整R2 0.049 0.051 0.036 0.038 F值 139.635 112.376 163.379 248.344 注：*, **, ***分别表示10 %, 5 %, 1 % 的显著性水平, 括号内为t值.

表 6 基于不同终极控股股东控制模式的分样本实证回归结果 Table 6 Empirical regression results based on the samples of different control modes

根据表 6, 在强控股股东控制模式下, 终极控股股东两权分离的回归系数虽为负但未达到10 % 的显著性水平; 而在弱控股股东控制模式下, 其回归系数在1 % 水平上显著为正(0.096), 表明在强控股股东控制模式下, 尽管控制权与现金流权的分离度较高, 但较低的融资约束仍会使其资本结构偏离目标水平的程度较小.
在强控股股东控制模式下, 终极控股股东两权分离与社会信任综合水平的交互项(Cor×Trustz)回归系数在1 % 的水平上显著为正(0.087);而在弱控股股东控制模式下, 该交互项(Cor×Trustz)回归系数在5 % 的水平上显著为负(-0.061).以上说明在不同的终极控股股东控制模式下, 社会信任这一非正式治理机制发挥的作用有所不同: 与弱控股股东控制模式不同, 在强控股股东控制模式下, 其两权分离对资本结构偏离度影响的边际效应并不会随着社会信任综合水平的提升而降低, 社会信任综合水平的非正式治理机制的作用有限.
其可能的原因是终极控股股东的控制权.在强终极控股股东控制模式下, 终极控股股东的控制权较大, 即具有较高的投票表决权, 对企业的控制地位和控制能力较强, 而实际控制人对财产分红的现金流权影响较小.当企业实际资本结构与目标水平发生偏离时, 具有较大投票表决权的终极控股股东可能更加依赖于这种控制地位和控制权, 迫使实际控制人对资本结构进行调整, 而非受制于社会信任或道德等非正式治理机制.而在弱控股股东控制模式下, 两者之间具有权力制衡关系, 需要非正式治理机制来缓解彼此冲突, 所以对社会信任、道德以及传统文化等非正式治理机制的依赖程度更大.
4 结语与启示我国中小板企业终极控股股东两权分离度越大, 则企业资本结构偏离度越大; 而社会信任综合水平具有缓解这种偏离度不利影响的调节作用.按照终极控股股东的国有与非国有性质和强控制模式与弱控制模式, 进一步分组检验发现, 终极控股股东的不同所有权性质和不同控制模式, 对于两权分离导致资本结构偏离度的影响具有差异, 社会信任综合水平在两者之间的调节作用也存在一定差异.由此得到管理启示:
1) 公司治理机制的设计应当尽可能缩小终极控股股东的投票控制权与实际控制人的现金流权之间的分离度, 以降低终极控股股东的投票控制权比例.否则, 由于融资约束会影响企业实际资本结构向目标水平的偏离与优化, 非国有终极控股股东的企业尤为如此.
2) 社会信任作为一种非正式治理机制, 可以成为制衡终极控股股东的内在力量, 进而在资本结构优化方面发挥治理作用.因此, 提升全社会的信任水平, 构建社会信用体系, 发挥非正式治理机制作用, 对企业实际资本结构向目标水平的优化调整也具有重要作用.
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