集团内部产业链重构与大股东私利行为

王永妍

1 引 言

随着互联网与“大智移云”技术的不断发展，企业的商业行为与商业模式发生了巨大改变，新经济、新技术、新产品、新零售、新业态层出不穷，企业之间的竞争，已经不再是传统的价格至胜、产品独特、渠道为王，而更多的体现为商业模式之间的竞争。而在数字化时代，商业模式的价值亦不再是卖产品，而更多地体现在服务上（邬贺铨，2015［1］）。这一大形势倒逼着企业通过进一步重构与优化内部价值链或产业链①价值链强调效益，致力于为客户创造更多、更大价值，关注价值创造的活动与环节；产业链强调产业整体价值，致力于产业综合价值的最大化，关注产业内部上中下游的协调与均衡。两者的核心主题均是价值问题。由于产业链是一个更加宏观的概念，简明起见，下文仅使用产业链的概念。，来实现业务、资源、服务的整合与转型升级，这种重构与优化有时甚至需要企业打破原有的边界，通过跨界整合，来向客户提供产品组合和一揽子解决方案，以实现更优越的用户体验，来获取竞争优势。苏宁的数字化转型，京东自建物流体系等均属于其中的典型案例。

对于企业集团而言，在内部产业链重构的过程中，整个集团的业务架构可能发生重大变化，集团成员的业务范围、价值主张、收益安排等均可能被重新定义，这也将引起集团成员代理成本的改变。以乐视网（股票代码：300104）为例，在其上市的2010年，乐视集团业务由网络视频服务、电信设备集成与制造以及影视投资3大板块构成，共有17家成员企业，其中乐视网主营网络视频服务，并向集团采购电影版权，为集团的下游企业。随着乐视集团生态布局的不断延展扩充，集团版图快速扩张，乐视网在集团内部产业链中嵌入程度也持续增加，与集团同时发生关联采购与销售业务，包括：采购智能终端产品、电影网络版权、小说剧本改编权，以及销售智能终端产品、会员，提供CDN服务、广告服务与技术等，成为集团内部产业链的中游企业。其关联交易规模亦直线攀升，且交易结构错综复杂，在乐视危机爆发的2016年，乐视网与集团的39家成员企业存在关联购销业务，其中18家企业兼具乐视网供应商与客户双重身份，并形成超过40亿的巨额关联应收和预付账款，截至2019年末，这些应收款项大部分仍未能收回①在2019年年报中，乐视网披露：“2017年及以前年度，公司通过向贾跃亭先生控制的关联方销售货物、提供服务等经营性业务及代垫费用等资金往来方式形成了大量关联应收和预付款项。截至目前，大部分关联应收款项仍未能收回……”。2016-2019年，乐视网累计亏损超过350亿，于2020年终止上市。我们可以合理推测，如果乐视网的业务模式仍是仅向集团采购版权的下游企业，那么即便大股东有私利动机，其空间亦有限，难以实现如此大规模的资金腾挪，以及通过复杂关联交易的反复累计来营造收入增长与企业规模扩张的假象。

那么，上市公司所隶属的企业集团，在符合商业逻辑的内部产业链重构行为的背后，是否存在着大股东私利动机呢？目前尚无相关研究。集团内部产业链重构行为形式多样，且信息无法直接获取，因此难以衡量。然而其有一种更显性的表现——上市公司在集团内部产业链中分工关系的调整，可分为两种类型：一种是参与和不参与集团内部产业链分工之间的调整，如德豪润达（股票代码：002005）自2004年上市之初与集团无经营性关联交易，2016年经过资产重组成为集团内部产业链的中游；另一种是在集团内部产业链的上、中、下游位置之间的调整，如乐视网由集团内部产业链的下游发展为中游。因此，本文以上市公司在集团内部产业链中的分工关系调整作为集团内部产业链重构的代理变量，研究分工关系调整是否会影响大股东私利行为，尝试对上述问题作出解答。本文的研究贡献包括：

第一，本文首次考察了集团内部产业链重构与大股东私利行为之间的关系，是对大股东私利行为研究的重要补充。

第二，以往关于企业集团内部关系问题的研究，大多是基于多级法人嵌套的“金字塔”形股权结构的研究（武立东等，2007［2］；窦欢等，2014［3］；刘星等，2014［4］），本文从集团内部产业链分工关系的视角出发，考察了分工关系调整的经济后果，是对企业集团经济后果领域研究的进一步深入。

第三，关于关联交易经济后果的研究，目前大多以关联交易规模、利益流向、异常关联销售作为衡量指标（Jian和Wong，2010［5］；魏明海等，2013［6］；潘红波和余明桂，2014［7］）。而关联交易其实是集团内部产业链分工的载体，没有内部分工也就不存在关联交易，分工差异也必将导致关联交易行为的差异。本文从关联交易行为的底层逻辑——集团内部分工关系出发，考察了其变动对大股东私利行为的影响，为识别关联交易的特殊动机提供了一个全新的视角。

2 文献回顾与研究假设

2.1 文献回顾

集团内部产业链重构，通常源自于商业模式革新的诉求。目前，学术界关于商业模式革新的研究，重点关注其实现路径与关键成功因素（Zott 和Amit，2008［8］；李飞等，2013［9］；李文莲和夏健明，2013［10］；姚明明等，2014［11］；罗珉和李亮宇，2015［12］；冯华和陈亚琦，2016［13］）。对商业模式革新经济后果的考察聚焦于对企业（或企业集团）整体的影响，主要包括减少交易成本，创造价值增长点，获得竞争优势，同时也造成业绩的不确定性与治理风险等（Amit 和 Zott，2001［14］；Johnson 等，2008［15］；Zott 等，2011［16］；张新民和陈德球，2020［17］）。这一领域的研究以规范研究与案例研究为主。鲜有文献以更微观的视角，考察在企业集团商业模式革新中，集团成员在集团中分工协作关系的变化，及其相关经济后果。本文尝试采用大样本实证研究方法，对这一问题进行考察。

2.2 集团内部产业链分工关系调整对大股东私利行为的影响效应

如前文所述，公司在集团内部产业链中分工关系的调整，可分为参与和不参与分工之间的调整以及上、中、下游位置之间的调整。分工关系的调整将带来代理成本的改变：同等条件下，参与集团内部产业链分工的公司代理成本高于不参与分工的公司，众多研究表明，关联交易成为利润操纵或利益转移的重要途径（Cheung等，2006［18］；Fisman和 Wang，2010［19］；Jian和 Wong，2010［5］），“关联方交易比非关联方交易具有更高的财务报表重大错报风险①引自《中国注册会计师审准则问题解答第6号——关联方》”；集团内部产业链中游公司因其关联交易结构更为复杂，信息透明度更低，拥有更大的利润操控空间，代理成本高于上下游公司（王永妍，2019［20］）。

本文重点关注大股东私利动机下的集团内部产业链重构问题，因此，本文所研究的上市公司在集团内部产业链中分工关系的调整仅包括引发代理成本正向变动的调整行为，即公司由不参与集团内部产业链分工调整为参与分工，或由集团内部产业链上下游调整为中游。

大股东私利是大股东通过掌控公司控制权所获取的排他性收利益。为获取私利，大股东可能通过降低公司运行效率，甚至侵害小股东利益的方式对公司实施“掏空”。大股东私利行为表现形式纷繁，包括资金占用、非效率投资、资产转移、业绩操纵、派发现金股利等多种形式（岳磊磊和王三兴，2021［21］）。郝云宏等（2013）［22］将大股东私利行为归纳为形式上并不违规的“蚕食者模式”、可能并不违规的“擦边球模式”以及违法违规的“闯红灯模式”三种基本模式。

结合本文的研究主题，集团内部产业链分工关系调整主要通过影响经营性关联交易的规模与结构来影响大股东私利行为，因而这种私利行为主要为通过关联交易实现的盈余操纵与利益转移，参考郝云宏等（2013）［22］的分类方式，可具体表现为“形式上并不违规”或“可能并不违规”的真实与应计盈余管理，甚至是直接“闯红灯”的财务违规行为。因此，本文从真实盈余管理、应计盈余管理以及财务违规三个方面来考察分工关系调整对大股东私利行为的影响。

（1）分工关系调整与真实盈余管理

真实盈余管理通过操控真实的生产交易活动来达到盈余目标或实现利益转移，其形式上可能并不违规，但却牺牲了最优经营决策，从而对公司未来业绩产生负面影响，提高了股价崩盘风险，损害了公司价值（Cohen和 Zarowin，2010［23］；王福胜等，2014［24］）。

公司在集团内部产业链中分工关系的调整，将为大股东操纵其真实的生产交易活动提供更大的空间，体现在两个方面：

第一，分工关系调整后，公司所面对的内部交易对象更多，可通过更加复杂的交易结构设计，以符合商业逻辑和正常经营需要的合规形式，来制造实质上并不合理的关联交易行为，从而能够更加隐蔽与便利地实现业绩操控或利益转移。

第二，虽然监管部门要求上市公司的关联交易定价应当公允，然而在现实中，公允与否却很难认定，因为“可能能够确定关联方交易是按照市场价格执行的，却不能确定该项交易的其他条款和条件（如信用条款、或有事项以及特定收费等）是否与独立各方之间通常达成的交易条款相同②引自《中国注册会计师审计准则第1323号——关联方》应用指南。”。分工关系调整后，公司可通过“高卖低买”或“低卖高买”实现更大幅度的关联交易价格操控，从而拥有了操纵业绩与转移利益的更大空间（Cheung 等，2006［18］；Fisman 和 Wang，2010［19］；Jian 和 Wong，2010［5］）。

因此提出如下假设：

H1：公司在集团内部产业链中分工关系的调整将导致更高的真实盈余管理水平。

（2）分工关系调整与应计盈余管理

应计盈余管理是指利用会计政策选择、会计估计变更等会计手段，通过操纵应计利润（会计利润与经营性现金流之间的差额）所进行的盈余操纵。当期盈余中，操纵性应计利润占比越高，盈余质量越低（Xie，2001［25］）。

公司在集团内部产业链中分工关系的调整，将提高大股东通过操纵应计利润来操纵盈余的可能性，体现在两个方面：

第一，更高的操纵动机。如上所述，分工关系调整后，公司与集团之间通过关联交易来实现利益转移的空间更大，这将可能造成上市公司真实业绩更大幅度的波动。此时，为了避免引起外界的关注与怀疑、维持稳定的股价、提高再融资效率，大股东有更高的动机通过应计盈余管理来操纵上市公司盈余，以掩盖其更大程度的掏空行为，降低负面影响。例如乐视网2010年应收账款占总资产的比例不足6.76%，到2016年已高达26.95%。

第二，更大的操纵空间。集团在与公司的关联交易中可能拖欠上市公司资金（李增泉等，2004［26］；郑国坚等，2007［27］）。分工关系调整后，公司与集团之间关联交易规模更大，交易对象更多，交易结构更加复杂，被集团拖欠资金的可能性与金额也将更高，从而导致会计利润与现金流量之间出现更高的偏差，即更高的应计盈余管理水平。在这种偏差下，公司并不具有足够的现金保障以及可持续的盈利能力。因为虽然存货从公司流转到了集团成员，公司可据此确认收益，但实际上集团并未产生实际收益，风险仍然在集团内部。此时，公司虽然账面上实现了盈余，但现金却被集团占用，一旦整个集团陷入经营危机，公司也将受到巨大冲击产生大量坏账而发生业绩变脸。例如乐视网业绩变脸的重要原因之一，就是其与乐视集团关联交易产生了大额坏账，而巨额亏损也并非一年的经营结果，而是此前多年大股东通过关联交易掏空并操控乐视网盈余所累积风险的集中爆发。

因此提出如下假设：

H2：公司在集团内部产业链中分工关系的调整将导致更高的应计盈余管理水平。

（3）分工关系调整与财务违规

在现实中，通过关联交易进行财务舞弊而受到监管部门处罚的案例屡见不鲜，例如新三板首例财务舞弊案中，参仙源（股票代码：831399）以高出市场价近一倍的关联交易定价，向集团内关联公司销售人参，导致虚增收入7千多万元，并受到了证监会的处罚。经验研究亦表明关联交易水平与公司违规概率显著正相关（魏志华等，2017［28］）。如前文所述，公司在集团内部产业链中分工关系的调整，将为大股东利用更复杂、高额的关联交易实现业绩操纵和利益转移提供更多的机会，这将导致更高的财务违规可能性。

因此提出如下假设：

H3：公司在集团内部产业链中分工关系的调整将导致更高的财务违规倾向与次数。

3 研究设计

公司在集团内部产业链中分工关系的调整可能受到不可观测因素的影响，而这些因素可能同时影响大股东私利行为，从而导致选择性偏误问题。为了解决这一问题，本文采用倾向得分匹配法结合双重差分法（PSM+DID）分析上市公司在集团内部产业链中分工关系调整对大股东私利行为的影响。

首先，采用倾向得分匹配法为在2009-2018年间发生集团内部产业链分工关系调整的公司匹配一组未调整的公司：以每个分工关系调整公司调整前一年的公司特征为配对依据，采用probit模型，依据公司规模（Size）、资产负债率（Lev）、盈利能力（ROA）、收入增长率（Rev_gr）、企业性质（SOE）、大股东持股比例（Share）、两权分离度（Sep）、股权制衡度（DR）等特征来估计每个公司的倾向得分（详见模型（1））；参考杨兴全等（2018）［29］、郑伟宏和涂国前（2019）［30］的方法，采用卡尺内最近邻匹配法以及无放回匹配的方式，为每一个分工关系调整公司匹配一个同行业、同年度、卡尺范围内倾向得分最接近的未调整公司，并保留卡尺距离不超过0.01的样本。匹配后，分工关系调整公司为测试组公司，未调整公司为控制组公司，匹配后两组公司在可观察的公司特征上应相同或类似。

其中，集团内部产业链分工关系调整（Change）为哑变量，当公司由不参与集团内部产业链分工变为参与分工，或由集团内部产业链上下游变为中游时为1，始终位于集团内部产业链中游①本文的研究关注集团内部产业链分工关系调整背后所体现的大股东私利动机，并通过分工调整与未调整的公司之间代理成本的对比来证明研究假设，由于中游公司的代理成本更高（王永妍，2019［20］），因此选择保持中游（而非始终未参与集团内部产业链分工或始终位于上下游）的公司作为控制组公司，这将使研究结论更加稳健。时为0。其中，集团内部产业链分工，采用王永妍（2019）［20］的定义，通过公司②如果上市公司本身为集团型公司，则将其看做一个整体，不考虑其内部的关联交易状况。与集团成员之间发生经营性关联交易（商品与劳务交易）的方向进行判断：如果公司与集团成员之间同时存在买方与卖方经营性关联交易，则为集团内部产业链中游公司；如果仅存在卖方或买方经营性关联交易，则为集团内部产业链上游或下游公司。集团成员包括：公司的终极控制人及受终极控制人控制的其他公司。

其他变量定义详见表1。

由于测试组和控制组公司在每个可观测的维度上均类似，因此两组公司调整前后期间大股东私利行为“差异的差异”，可以被归结为由集团内部产业链分工关系调整所引起，从而说明分工关系调整影响大股东私利行为。

其次，确定研究的窗口期。如果窗口期过长，将增加一些其他内生或外生因素的干扰，因此，本文借鉴王永妍（2019）［20］的研究方法，以公司在集团内部产业链中分工关系调整的前后2年为本文研究的窗口期，即调整前2年为调整前期间，后2年（含调整当年）为调整后期间。由于每个测试组公司发生分工关系调整的年份不同，它们对应的调整前后期间也不同。控制组公司与其配对的测试组公司的调整期间保持一致。

最后，在测试组和控制组公司中用双重差分法来分析集团内部产业链分工关系调整对大股东私利行为的影响，并构建如下回归模型：

其中，SelfInterest代表大股东私利行为，通过真实盈余管理（REM）、应计盈余管理（DA）、财务违规（Fraud / NFraud）指标来衡量。

当公司通过真实盈余管理行为意图增加/降低利润时，将呈现出更高/低的生产成本、更低/高的经营现金净流量以及更低/高的操控性费用。本文借鉴程小可等（2013）［31］、李延喜等（2019）［32］的研究方法，以“异常生产成本（abProd）-异常经营现金净流量（abCFO）-异常操控性费用（discExp）”计算得出的真实盈余管理总体程度并取绝对值，记为REM，来衡量公司的真实盈余管理水平。

异常生产成本（abProd）、异常经营现金净流量（abCFO）以及异常操控性费用（discExp），分别通过Royahowdhury（2006）［33］构建的模型（3）-（5）估计正常生产成本、正常经营现金净流量以及正常操控性费用，并以实际值与估计值之差来度量。

其中，ProdCost为销售成本与存货变化之和；CFO为经营活动现金流量净额；Exp为销售费用与管理费用之和；A为总资产；S为销售收入；△S为销售收入的变化。

本文采用DD模型（Dechow和Dichev，2002［34］）估计正常应计利润水平，并以实际值与模型（6）的估计值之差的绝对值来度量应计盈余管理水平（DA）。

其中，△WC为营运资本变动额。

参考已有研究（陆瑶和李茶，2016［35］；孟庆斌等，2018［36］），本文通过两个指标来衡量财务违规行为：财务违规倾向（Fraud），哑变量，公司当年发生财务违规为1，否则为0；财务违规次数（NFraud），公司当年发生财务违规行为总数。并将虚构利润、虚列资产、虚假记载（误导性陈述）、推迟披露、重大遗漏、披露不实（其它）、一般会计处理不当等违规事项定义为财务违规（张健等，2015［37］；戴亦一等，2017［38］；王兵等，2019［39］）。

Post为哑变量，公司当年属于集团内部产业链分工关系调整后期间为1，调整前期间为0。Change×Post为集团内部产业链分工关系调整（Change）与调整期间（Post）的交互项，如果模型（2）交互项的系数β3显著且方向为正，则说明集团内部产业链分工关系调整将增加大股东的私利行为，假设1-3得证。

参考程小可等（2013）［31］、孟庆斌等（2018）［36］、李延喜等（2019）［32］等研究，本文在回归分析中控制了公司基本特征、财务特征、治理特征等影响因素，控制变量（Control variables）及定义详见表1。

表1 变量定义

4 样本匹配与实证分析

4.1 样本选择与匹配

本文的初始样本为2009-2018年①本文的研究窗口期为调整事件发生的前后两年，因此参与回归分析的数据期间为2007-2019年。中国A股上市公司中发生集团内部产业链分工关系调整②对于连续发生分工关系调整的样本，选取其首次调整的时间，以保证调整前2年内未发生分工关系调整。以及前两年与后两年均为中游的公司样本，并进一步剔除：（1）金融行业公司样本；（2）样本量低于10的行业样本；（3）ST公司样本；（4）分工关系调整的公司中在研究窗口期内发生了大股东变更的样本③确保产业链的分工调整是在同一集团内部进行的，而非由控制权变更所引起。；（5）窗口期间重合的公司样本④例如，某公司连续6年处于集团内部产业链中游，则只保留前4年的样本数据；如连续8年处于集团内部产业链中游，则第1-4年与5-8年分别作为两个公司在窗口期间的样本数据。。经过以上筛选，最终得到2096个公司样本（初始样本的年度分布情况详见表2），其中发生集团内部产业链分工关系调整的公司共905家，保持中游的公司共1191家。2009-2018年间，分工关系调整的公司数量整体呈递增趋势。本文所有数据均来自 CSMAR 数据库。为控制极端值的影响，对所有的连续变量在1%和99%的水平予以缩尾。为了消除潜在的异方差、序列相关等问题的影响，本文的回归结果在公司层面进行了聚类（Cluster）调整。

表2 初始样本的年度分布情况

表3为初始样本的主要变量描述性统计。真实盈余管理（REM）的标准差不大。应计盈余管理（DA）的标准差较大，说明样本间的应计盈余管理水平具有较大差异。样本中13.8%的公司发生了财务违规（Fruad），样本公司平均违规0.194次（NFraud）。样本中43.2%的公司发生了集团内部产业链分工关系调整（Change）。

表3 主要变量的描述性统计

续表

本文在对模型（1）进行Probit回归的基础上计算每个公司每个年度的倾向得分，为发生集团内部产业链分工关系调整的公司一对一匹配卡尺范围内倾向得分最接近的未调整公司，具体匹配方法详见本文第三部分。模型（1）的回归结果见表4。

表4 集团内部产业链分工关系调整的影响因素：Probit回归

通过以上倾向得分匹配法，实现了353个分工关系调整公司（测试组）与353个未调整公司（控制组）之间的一一配对，共形成706个样本公司，表5 Pannel A展示了匹配后样本的年度分布情况。匹配后，测试组公司与控制组公司在可观察到的公司特征上并无显著差异（所有P值均大于0.1），匹配有效性检验结果如表5 Pannel B所示。

表5 倾向得分匹配情况

以测试组公司分工关系调整的前后2年为研究窗口期，控制组公司的窗口期与其配对的测试组公司保持一致，首先进行集团内部产业链分工关系调整对大股东私利行为影响的单变量测试，结果如表6所示。测试组公司（Change=1）在分工关系调整后（Post=1）与调整前（Post=0）的真实盈余管理、应计盈余管理、财务违规次数的均值之差均高于控制组公司（Change=0）对应的差值。单变量检测的结果说明，集团内部产业链分工关系调整导致了更高程度的大股东私利行为，初步验证了本文的假设H1-H3。

表6 单变量均值测试

4.2 多元回归分析

表7为使用模型（2）估计集团内部产业链分工关系调整对大股东私利行为影响的回归结果①为了确保一定的研究样本量，参考刘瑞明和赵仁杰（2015）［32］、陈运森等（2019）［33］的做法，本文的回归分析中保留了在个别年度个别变量有所缺失的样本。。

表7 集团内部产业链分工关系调整对大股东私利行为的影响

续表

（1）-（4）列分别为分工关系调整对真实盈余管理、应计盈余管理、财务违规倾向与次数的影响。交互项Change×Post的回归系数分别为0.017、0.177、0.265、0.092，且在1%或5%水平上显著，表明公司在集团内部产业链中分工关系的调整增加了公司真实与应计盈余管理水平以及财务违规倾向与次数。假设H1-H3得证。

4.3 稳健性检验

（1） 固定效应模型

为了控制不随时间而变但随个体而异的公司因素的影响，以及不随个体而变但随时间而变的遗漏变量问题，此处采用双向固定效应模型进行稳健性测试。表8报告了使用双向固定效应模型对本文研究假设进行回归检验的结果，结论与前文一致，表明在控制了双向固定效应后，本文的研究结论依然成立。

表8 稳健性检验（双向固定效应模型）

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（2）更改样本配对方法

借鉴王永妍等（2019）［44］、孙好雨（2019）［45］的方法，此处采用最近邻匹配法，并以无放回匹配的方式，一对一地为测试组公司匹配一个倾向得分最接近控制组公司。重新进行样本配对后，本文的实证结论未变，回归结果详见表9。

表9 稳健性检验（最近邻匹配法）

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（3）延长窗口期

此处以公司在集团内部产业链中分工关系调整的前后3年为本文研究的窗口期，即调整前3年为调整前期间，后3年为调整后期间。控制组公司与其配对的测试组公司的调整期间保持一致。表10为延长窗口期后的实证结果，结果表明本文的研究结论依然成立。

表10 稳健性检验（延长窗口期）

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（4）安慰剂检验

参考陈爱贞和张鹏飞（2019）［46］的方法，此处使用安慰剂检验考查集团内部产业链分工关系调整对大股东私利行为的正向因果关系，通过设定错误的时间变量，将所有分工关系调整事件的发生提前三年，考察分工关系调整事件在错误的实验期能否对大股东私利行为产生影响。表11报告的安慰剂检验结果显示，在设定错误的实验期后，前文发现的分工关系调整对大股东私利行为的影响并不存在，因此测试组与控制组在调整发生前的共同趋势假设成立，从侧面验证了集团内部产业链分工关系调整是影响大股东私利行为的关键变量。

表11 稳健性检验（安慰剂检验）

续表

（5）更换盈余管理的度量方法

对于真实盈余管理行为，在现实中主要包括操控研发与费用支出、生产成本、资产处置等。而基于集团内部产业链分工所进行的真实盈余管理，则更有可能是通过经营性关联交易来实现高买低卖或低买高卖，这种行为将主要体现为经营活动现金流的异常。因此，此处以异常经营现金净流量（abCFO）来衡量真实盈余管理水平。

对于应计盈余管理行为，此处分别以Dechow和Sloan（1995）［47］提出的修正Jones模型以及Kothari等（2005）［48］提出的业绩调整的修正Jones模型重新估计正常应计利润，并以其残差的绝对值作为应计盈余管理新的度量指标DA_J和DA_J_roa。

更换度量方法后，实证结论依然未变，回归结果详见表12。

表12 稳健性检验（更换被解释变量）

续表

5 研究结论与展望

本文以2009-2018年在集团内部产业链中分工关系发生调整的上市公司为样本，研究了分工关系调整对大股东私利行为的影响，研究发现，分工关系调整增加了公司的真实盈余管理水平、应计盈余管理水平以及财务违规的倾向与次数，从而证实了集团内部产业链重构行为的背后，存在着大股东私利动机。本文研究结论提示，监管部门、银行、投资者等外部利益相关者不仅应关注集团内部产业链重构行为的商业本质，同时也应关注其背后可能存在的私利动机。

由于目前尚无文献研究集团内部产业链重构对大股东私利行为的影响，虽然本文做出了初步尝试，但尚有许多不足之处有待未来研究进一步完善：（1）大股东私利行为本质上是主体特征与情境因素之间动态适配的复杂过程（郝云宏等，2013）［22］，虽然本文首次发现了集团内部产业链重构行为背后的大股东私利动机，但是其中的作用机理如何，受哪些集团特征与情境因素影响以及如何影响，尚处于“黑箱”之中，有待未来研究做出进一步解答；（2）集团内部产业链重构的形式多样且性质复杂，很难有效度量，本文以其中最易于直接观测与度量的分工关系调整作为衡量集团内部产业链重构行为的代理变量，进行了初步尝试。希望在本文的抛砖引玉之后，未来研究能够对集团内部产业链重构行为进行更加精准、细致的度量，并对其经济后果开展更全面的研究。