一、 引言

营运资本管理的主要目标是保持资产适度的流动性进而实现企业价值的最大化。根据一项2008年对欧洲550家公司的调研，83%的高管表示营运资本在企业资产负债表中占有很大比重(袁卫秋，2012)。中国人民银行发布的针对5000家企业的《2015年企业家问卷调查报告》^①表明：只有不足30%的企业家表示企业的资金周转状况“良好”，近50%的企业家表示资金周转状况“一般”，还有超过20%的企业家认为企业的资金周转“很难”。一些研究也发现，很多企业对营运资本管理的重视程度不够(刘怀义，2010；汪平、闫甜，2007)，营运资本管理效率整体偏低(吴娜，2013)。2004年名噪一时的德隆案例就是由于激进的营运资本管理政策导致公司资金链断裂，在当时民营企业融资渠道并不顺畅的背景之下，德隆把从银行取得的中短期贷款全部作为资本金进行产业投资，而没有用来补充企业的流动资金，最终导致德隆帝国的坍塌。

① 数据来自中国人民银行官网: http://www.pbc.gov.cn/diaochatongjisi/116219/116227/index.html。

营运资本管理之于企业的重要性一直是学术研究关注的焦点问题，从早期对营运资本内涵界定的探讨(刘怀义，2010)，到营运资本政策对公司价值、绩效影响的研究(汪平、闫甜，2007)；从我国上市公司营运资本管理政策的特点和现状分析(袁卫秋、董秋萍，2011)到营运资本政策的影响因素研究，营运资本的研究领域不断深化，一些研究开始将触角深入到公司治理对营运资本政策的影响，并从股权结构等角度进行了实证检验，无论是分析股权结构对营运资本的直接影响证据(Smith，1973；马彦薇，2008)，还是股权结构通过影响资本结构作用于营运资本政策的路径研究(吕长江、王克敏，2002)，现有的文献都证明了控制权是影响营运资本的重要因素。

随着对股东异质性研究的深入，近期的研究开始关注到公司内非显性契约和非产权关系等因素的存在和影响(魏明海、程敏英，2011)，研究证实，大股东除了可以通过股权资本获得控制权外，还可以通过社会资本来强化对公司的控制(高闯、郭斌，2012)。既然控制权对企业营运资本等财务决策的影响已经得到证实(Dyck and Zingales, 2002)，那么，融合了社会资本的控制权对公司财务决策的影响是否进一步强化？社会资本是如何影响营运资本管理政策的制定和选择？耦合了社会资本的股权控制链又是如何修正传统股权结构对营运资本的影响？厘清这一问题，可以更全面的刻画大股东的控制权配置及其影响，丰富公司治理视角下营运资本政策的相关研究。

由于上市公司所处的外部环境有所区别，各国上市公司大股东内部普遍存在着不同的隐性关联关系。调查发现，2008-2011年，前十大股东之间存在关联关系的上市公司占比达到50%以上(刘亭立，2016)。本文基于“关系是形成社会资本的基础”这一思想(科尔曼，2008)，以上市公司前十大股东之间的关系为切入点，度量大股东内部社会资本，进而实证检验大股东社会资本对营运资本管理政策稳健性的影响。本文在两个方面对已有研究有所拓展。一是将“隐性的社会资本控制链”与“显性的股权资本控制链”相结合，检验大股东控制权特征对营运资本管理政策的影响程度与方向；二是在营运资本稳健性的度量方面，基于管理式资产负债表对营运资本净需求量进行计量，使得营运资本管理政策稳健性的度量更加精细。本文分为五个部分，第一部分为引言；第二部分是文献综述和假设提出；第三部分是研究设计，主要包括样本选取与数据来源、核心变量测度以及模型构建；第四部分是实证结果分析与讨论；第五部分是研究结论与不足。

二、 文献综述和假设提出

营运资本政策是企业最为重要的财务政策之一(Eugene F et al., 2004)。按照资源配置结构通常将营运资本政策划分为稳健型、激进型和适中型。公司的营运资本政策越稳健，抵御风险的能力越强(Chen Y，2011)，但是过多的营运资本，可能会因资金占用而丧失一部分投资机会，从而在一定程度上限制企业的发展(Dittmar A et al., 2003；Ozkan A et al., 2004)。目前对营运资本政策影响因素的研究主要集中在两个层面：一是企业的经营状况和盈利能力等经营层面(袁卫秋，2012)；二是股权结构等公司治理层面(Smith，1973)。

控制权是公司所有可供支配和利用的资源控制和管理权力(周其仁，1997)，是排他性利用企业资产、特别是利用企业资产从事投资和市场营运的决策权。Fama and Jensen (2015)将决策权分为经营决策权和决策控制权，通过采取相应的决策控制制度，决策控制权可以用来保证经营决策权的实现，同时享受决策专业化带来的益处。控制性资源的聚集规模越大，控制性股东越有可能制定有利于自身利益目标的经营、投资、融资等方面的财务决策，从而越有可能增加其控制权私有收益(Dyck A et al., 2002)。传统的研究中，股东的控制权主要由持股比例所决定，近期的研究则发现：“股权资本控制链”和“社会资本控制链”(关鑫、高闯，2011)共同作用形成控制权，影响公司的投融资以及营运资本政策等重大财务决策(窦炜、刘星，2010；Dyck A et al., 2002)。

股权资本控制链的经济后果已经得到多方证实，如持股比例的差异会导致公司的筹资决策不同(李志文、宋衍蘅，2003)、股权集中度与公司投资现金流敏感性呈非线性的倒U型关系(Hadlock，1998)，控股股东持股比例的增加能够减少非有效投资，并提高公司绩效(饶育蕾、汪玉英，2006)等。与投融资决策相类似，企业的营运资本管理政策也受到了股东“显性的权力”的影响(Smith，1973；吕长江、王克敏，2002)。对于股权结构影响营运资本政策的路径，现有文献较为支持的观点是：股权结构会影响资本结构，资本结构又会影响营运资本管理政策的制定(吕长江、王克敏，2002)。早期的文献中，Smith (1973)研究指出股权集中度与营运资本管理政策稳健性具有正相关关系，但是马彦薇(2008)对我国上市公司营运资本的研究发现，股权集中度与企业营运资本管理政策的稳健性呈现出倒U型关系。在股权制衡方面，学者们也进行了积极的探索，宋小保和刘星研究表明企业第一大股东的行为会受到其他大股东的约束，这在一定程度上减少了非理性的投资，降低了企业流动资产的投资水平，即股权制衡度与营运资本稳健性具有正相关关系(宋小保、刘星，2007)。如果公司其他中小股东对大股东的股权制衡度越低，大股东对中小股东的利益侵占越严重，公司越偏好投资高风险性的项目，越容易采取激进的营运资本管理政策(鲍家友，2006)。显然，股权结构影响营运资本政策的研究结论并不一致，这就让我们反思，在股权结构与公司营运资本政策的研究中，是否有信息遗漏而导致研究结论的差异和不确定性？

目前的文献证明了股东“显性的权力”的影响，即以持股比例外化的股权控制链对公司经营及营运资本的影响。上市公司大股东内部普遍存在着不同的隐性关联关系已经得到证实(Chen，2011；Attig，2008)，如魏明海(2011)统计发现，2002-2007年中国A股上市公司约有26.96%的公司存在产权、亲缘等股东关系，有68.96%的发起设立公司存在以第一大股东为中心的发起人联盟或者发展战略投资联盟。刘亭立(2016)进一步证实，2008-2011年间我国约有50%的上市公司中前十大股东之间存在着关联关系，且关联关系的存在确实改变了单纯以持股数量来衡量的股权结构及其影响。股东之间的隐性关系修正了传统意义上的仅从产权维度和垂直方向对股权结构的认识所导致的偏差(蔡宁、魏明海，2011)。显然，除了股权控制链外，股东，特别是大股东还会通过“隐形控制链”对公司施加影响(王斌、宋春霞，2013)，股东双重控制链治理效应是近年来股权结构、公司治理研究的新兴领域。

高闯和关鑫提出了“社会资本控制链”观点，认为控股股东为了拉拢、左右和控制其他股东、董事和经理人员，通常要动用组织社会资本和个人社会资本(高闯、关鑫，2008)。并在研究中证实，我国独特的“关系”文化和集体主义“家”传统是终极股东利用社会资本控制上市公司的重要组成部分(关鑫、高闯，2011)。社会资本理论强调了“关系”在社会网络中的核心地位，并暗含了社会网络结构中的个体随着相互“关系”的不断加强和联系而产生了丰富的社会资本的观点，进而有力地解释了关系可以获得知识资源(Nahapiet，1998)，从而为股东之间关联关系的经济后果研究提供了理论支撑。事实上，终极控股股东利用社会资本强化控制权的现象在中国上市公司普遍存在(梁上坤、陈冬华，2015)，隐性社会资本控制链的存在及其影响获得越来越多研究的证实(祝继高、王春飞，2013)，从控制权的经济后果来看，营运资本政策的取向必然会受到大股东社会资本的影响^①。

① 大股东社会资本的界定详见“三、研究设计--(二)核心变量测度--1.大股东社会资本”。

社会资本是一种财富(弗朗西斯·福山、郭华，2016)，是一种区别于物质财富和精神财富的社会组织关系所带来的财富(燕继荣，2015)。相较于股权资本这种正式的组织范式，社会资本提供了非正式的组织范式(约瑟夫·斯蒂格利茨、武锡申，2003)，作为非正式制度的社会资本和正式制度之间既可能是互补的，也可能是互替的(陆铭、李爽，2008)，并且“社会资本控制链”与“股权资本控制链”之间互相补充与促进的作用也得以证实(高闯、郭斌，2012)。那么，可以合理推论，社会资本作为大股东的“隐性权力”会修正单纯的以持股比例所决定的“显性权力”对公司营运资本管理决策的影响。基于目前的文献，本文认为大股东社会资本影响公司营运资本政策的途径主要有两个：直接影响和间接影响。

一方面，大股东社会资本会对企业营运资本管理政策的稳健性产生直接影响。首先，“社会资本控制链”作为股权控制链在隐性层面的补充，终极股东会利用“双重控制链”实现对上市公司的控制，影响企业的生产经营决策(关鑫、高闯，2011)。其次，根据利益协同效应(董红星，2009)，大股东“组织”与企业整体的目标越一致，越倾向于降低负债水平与偿付风险，因而越不易采取风险较大的激进型营运资本管理政策(陈晓明、周伟贤，2008)。基于关系形成的大股东社会资本可以在各方主体间形成信任和愿景，从而减少机会主义行为(Uzzi，1996)、减少交易成本(Vandeth，2003；Lazerson，1995)、解决协调问题(Lazega and Pattison, 2001；Lin，2001)。最后，从风险的角度考虑，大股东社会资本作为一种非正式的社会关系，其存在可以减少股东之间的沟通成本与交易成本，降低所做决策的风险程度，从而更倾向于采用风险性更低的稳健型的营运资本管理政策(Xin and Pearce, 1996)。因此，大股东社会资本作为股东控制上市公司的另外一种方式和途径，其数量越多，大股东决策的信息不对称程度越低，股东整体的利益协同度越高，营运资本管理越趋向风险较低的稳健型政策。

上市公司大股东之间的关系主要包括四种类型：持股关系、关联关系、一致行动人关系和亲缘关系(杨松令、晏文婷，2013)，股东之间基于这种不同程度的“关系”进而产生了丰富的社会资本。基于关系的社会资本受到关系强弱的影响。根据林南的社会资源理论，强关系往往存在于同一阶层中在权力、财富、声望等方面相似性高的人之中，而弱关系则一般存在于不同阶层中资源相似性低的人群(林南，2006)。在中国特有的历史背景之下，富有亲情或拟亲情色彩的关系，形了强关系纽带(边燕杰、张磊，2013)，大股东之间的持股关系存在利益共享、风险共担的商业特点，互动频率高且互惠交往广，可以被视为一种次强关系。而大股东之间的关联关系和一致行动人关系更多的是基于偏强制性的外在契约所约束，亲密程度及互惠交换不甚明显，因而属于弱关系联结。因而，可以将大股东社会资本区分为强关系型社会资本与弱关系型社会资本(详见表 1所示)。强关系型社会资本的信息对称程度和沟通程度均更高，因而对决策的影响力更强(Brown and Reingen, 1987)，相比而言，弱关系型社会资本往往会带来更丰富的信息和资源，也会带来更多的信息不对称问题(顾新、郭耀煌，2003)。按照社会资本理论，个体之间的异质性的程度代表了成员之间社会资本潜力的大小，而股东之间社会资本作用的大小则一定程度上取决于社会资本赖以生长的“关系”的强弱(Claessens and Simenon, 2002)。因而与弱关系型社会资本相比，强关系型社会资本预期有更显著的治理效果。根据上述分析，本文提出第一类假设：

H_1a：大股东社会资本越多，公司营运资本政策越稳健。

H_1b：强关系型社会资本相较于弱关系型社会资本，更能促进公司采用稳健型营运资本政策。

另一方面，大股东社会资本通过修正以持股比例刻画的股权结构，能够间接影响公司营运资本政策的稳健程度。西方学者研究表明，控股股东的利益协同效应明显(Kang and Lee, 2014)，并对公司财务决策具有重要影响。有研究证实，控股股东持股比例较低时，更倾向于保留较少的流动性强而盈利能力较差的营运资本，促使企业采取激进的营运资本政策。随着控股股东股权集中度提高，“利益趋同效应”作用效果越明显，因而偏好采用稳健的营运资本政策(陈晓明、周伟贤，2008)。控股股东会有较强的“隧道挖掘”动机而更可能“囤积”较多的变现能力较强的营运资本，从而导致稳健的营运资本政策。

关鑫、高闯(2011)通过对社会资本控制链的研究，修正了单一的“股权控制链”范式下的研究，研究结果表明终极股东通过“双重控制链”不断地对上市公司施加影响，在股东社会资本与股权结构的双重作用下，现金流权与控制权的偏离进一步加大，说明股东社会资本能够通过股权结构间接作用于企业的经营管理。田银华(2015)研究证实了控股股东在股权结构的基础之上，利用社会资本对上市公司进行控制。社会资本与股权结构相互影响，共同作用于企业的经营决策。因而可以合理推论，股东社会资本作为股权结构的补充，能够通过股权结构间接作用于企业的营运资本管理政策。企业的前十大股东作为掌握企业所有权的一个“组织”，其内部关系越多，社会资本越丰富，丰富的社会资本通过股权结构进一步强化了大股东之间的利益协同，公司的营运资本政策应更趋向于稳健。

据此，本文提出第二类假设：

H_2a：大股东社会资本越多，股权集中度对公司营运资本政策稳健性的影响作用越显著。

H_2b：强关系型社会资本相较于弱关系型社会资本，更能促进股权集中度对公司营运资本政策稳健性的作用效果。

三、 研究设计 (一) 样本选取与数据来源

本文从CSMAR数据库中取得2009-2014年沪深A股上市公司初始样本数据15882组，按照以下顺序筛选样本：(1)剔除金融业数据236组；(2)剔除ST，PT及*ST数据372组，得到15274组基础样本数据；(3)在基础组样本数据基础上，进一步筛选出具有大股东社会资本的样本公司，共有6332组；(4)在具有大股东社会资本的6332组数据的后续检验过程中，删除13组数据缺失样本，最终得到有效样本数据为6319组。在研究过程中，对数据进行了缩尾处理，主要采用SPSS及EVIEWS等软件进行数据分析。

(二) 核心变量测度 1. 大股东社会资本(NUM)

1980年，Bourdieu首先正式提出“社会资本”这一概念，Bourdieu认为社会资本是个人在社会结构中的成员资格以及社会网络联系(Bourdieu and Pierre, 2015)。林南认为社会资本是存在于网络中的资产，是从社会网络中获取的内含资源。社会关系是一种社会资源，作为社会资本，它嵌入在社会结构中，社会结构是一个为维持集体资源并能获得一种或多种有价值资源的协调体系。社会资本通过社会联系和社会关系所获取的资源，促进了个体、社会群体、组织以及社区目标的实现。因此，社会资本就是期望在市场中得到回报的社会关系投资(林南，2006)。Coleman (2008)研究也认为，作为社会资源，社会资本表现为人与人之间的关系，人与人所结成的社会联系或关系，既是这种资源存在的前提，也是这种资源的存在方式。社会资本的形成依赖于人与人之间的关系按照有利于行动的方式而改变。Coleman (2008)的分析证明了社会关系成为社会资本的内在逻辑。燕继荣也对社会资本进行了进一步的界定：社会资本是由社会行动者(包括个人、企业、组织、团体、社会和国家)所拥有的，源于社会关系结构的，依赖于人与人之间网络关系的无形资产(燕继荣，2015)。概括来看，目前学术界对社会资本的定义可以归纳为五种类型：资源说、能力说、功能说、网络说和文化规范说(卜长莉，2005)。虽然侧重点有所不同，但前四种观点都包含了“关系”这一要素特征。资源说强调：社会资本是一种通过“体制化关系网络”而动员的社会资源。网络说则强调：社会资本从形式上看是社会关系网络。社会资本是个人在社会结构中的成员资格以及社会网络联系(Pierre，1986)，存在于人们之间的各种现实联系当中，体现为约束网络社会和团体成员并使合作成为可能的彼此信任、相互理解、共同价值和行为取向等(Lin，1998)。可见，关系是研究社会资本的重要基础。Krishna (2005)在对社会资本进行分类时，提出了关系性社会资本的概念，本文对大股东社会资本的研究也是基于关系的视角。

每个股东在社会机构中由于处于不同的位置，形成不同的股东社会关系，拥有不同类型的资源(Lin，1998)。因而不同股东所拥有的社会资本的数量和类型也不同。关系资本涉及到与他人合作中，影响个人行动的价值观、态度、准则和信念，Krishna (2005)按照强度的大小，提出了强关系以及弱关系性社会资本的分类。从竞争优势的角度来说，竞争优势不但是资源优势(有权、有钱、有地位等)，而且最重要的是关系优势。关系优势越大，获得较大经济回报的机会越高。因而大股东关系优势越大，大股东社会资本就越强。基于以上分析，本文分别从大股东社会资本数量和社会资本关系强度两方面对社会资本进行度量。大股东社会资本数量主要是通过公司前十大股东之间的关系数量总和确定。社会资本强度则是在关系类型基础上根据Granovetter (1985)和林南(2006)等社会资本理论进行划分。

就个体之间异质性程度和是否处于同一阶层而言，存在亲缘关系和持股关系的个体之间的同质性较高，常常处于同一社会层级，股东之间的互动频率、情感强度以及亲密程度等都较高(杨松令、晏文婷，2013；钱芳、陈东有，2014)；而存在一致行动人与关联关系产生的社会资本的个体之间的异质性较高，可以来自于不同的社会层级，较前者而言，亲密程度与情感强度等都相对较弱。同时，偏情感型的亲缘关系所形成的社会资本属于初级社会资本，持股关系一般指的是自然人或者法人股东之间的相互持股(孙逊，2013)，持股关系产生的社会资本属于互动型，关系紧密，互惠交往广而多的次级社会资本，因而这两类社会资本可界定为强关系型社会资本。而基于一致行动人与关联关系产生的社会资本均为一般意义上的次级社会资本，故为弱关系型社会资本(钱芳、陈东有，2014)。据此，本文将大股东社会资本划分为强关系型社会资本与弱关系型社会资本，大股东社会资本数量^①为两种类型的社会资本数量之和，如表 1示。

① 大股东社会资本数量数据由CSMAR中股权关系文件及十大股东文件(中国上市公司股东研究数据库)中相关数据经excel筛选处理得到。筛选过程如下：从十大股东文件中筛选出每个样本数据的十大股东和第一大股东，在股权关系文件中根据控股股东和大股东的名单筛选出存在关系型大股东的样本数据，利用数据透视表计数项统计得出大股东社会资本数量及控股股东社会资本数量。类似地，统计得出强关系型社会资本数量与弱关系型社会资本数量。

本文分别以控股股东和前十大股东为主体，梳理了股东之间的关系类型和数量，在此基础上界定了大股东社会资本。样本公司中控股股东及前十大股东分类型的社会资本数量统计如表 2所示。

从表 2可以看出，2009-2014年间存在大股东社会资本的样本公司数量具有显著的上升趋势，且大股东平均社会资本数量也具有上升态势。一定程度上说明了研究大股东社会资本的必要性和可行性。从统计数据来看，强关系型社会资本的平均数均少于该年度的弱关系型社会资本的平均数。而且随着时间的推移，两种类型的社会资本平均数差距逐步增大，如2009年控股股东弱关系型与强关系型社会资本平均数之差为0.19，2014年两种类型社会资本平均数之差为0.41，变动比例为115.79%；从2009年至2014年，前十大股东两种类型的社会资本比例之差也由0.56变为0.94，变动比例达到67.86%。因此对大股东社会资本进行分类研究非常必要。此外，对于每一年度而言，控股股东社会资本数量合计均占到前十大股东社会资本数量总和的25%左右，如2014年度，控股股东与前十大股东社会资本数量合计分别为1210和5044，两者之比为24%，表明控股股东在社会资本数量上占有很大优势，故控股股东社会资本的作用也不容忽视。

2. 营运资本政策的稳健性(WCRTA)

本文使用净营运资本需求量与总资产的比重作为营运资本政策稳健性的度量指标。其中，净营运资本需求量是基于管理式资产负债表，用经营性流动资产与经营性流动负债的差额来表征。WCRTA值越大，经营性流动资产大于经营性流动负债，部分经营性资产依靠长期负债来提供，这时营运资本政策比较稳健。反之，营运资本政策越激进(Gabriel Hawawini and Claude Viallet，2008)。

3. 大股东社会资本与营运资本政策稳健性T检验

表 3列示了大股东存在与否对营运资本政策稳健性的独立样本T检验。结果显示，存在大股东社会资本的公司营运资本政策的稳健程度显著高于不存在大股东社会资本的样本公司(方差的齐性检验结果：p=0.000 < 0.01，两组的营运资本政策的稳健程度差异显著：t=4.030，df=7827.147，p=0.000 < 0.01)。而通过进一步的分析，发现大股东社会资本不仅会直接作用于营运资本管理政策，而且会通过修正股权结构的影响间接作用于企业的营运资本管理政策。

(三) 模型构建

为了检验假设1，本文构建多元回归模型如下：

$ \begin{align} & WCRT{{A}_{i, t}}={{a}_{0}}+{{a}_{1}}NU{{M}_{i, t}}+{{a}_{2}}SAL{{E}_{i, t}}+ \\ & {{a}_{3}}SIZ{{E}_{i, t}}+{{a}_{4}}C{{R}_{i, t}}+{{a}_{5}}CC{{C}_{i, t}}+{{a}_{6}}WCR{{S}_{i, t}}+ \\ & {{a}_{7}}CAS{{H}_{i, t}}+{{a}_{8}}DEB{{T}_{i, t}}+{{a}_{9}}RO{{E}_{i, t}}+ \\ & \sum{YEAR}+\sum{INDU}+\varepsilon {{1}_{i, t}} \\ \end{align} $

(1)

为了检验假设2，本文构建多元回归模型如下：

$ \begin{align} & WCRT{{A}_{i, t}}={{a}_{0}}+{{a}_{1}}SHAR{{E}_{i, t}}+{{a}_{2}}SHAR{{E}_{i, t}}+ \\ & \times NU{{M}_{i, t}}+{{a}_{3}}SIZ{{E}_{i, t}}+{{a}_{4}}_{i, t}+{{a}_{5}}C{{R}_{i, t}}+{{a}_{6}}CC{{C}_{i, t}}+ \\ & {{a}_{7}}WCR{{S}_{i, t}}+{{a}_{8}}CAS{{H}_{i, t}}+{{a}_{9}}DEB{{T}_{i, t}}+ \\ & {{a}_{10}}RO{{E}_{i, t}}+\sum{YEAR}+\sum{INDU}+\varepsilon {{2}_{i, t}} \\ \end{align} $

(2)

其中，被解释变量WCRTA_{i, t}代表i公司在第t年的营运资本管理政策稳健程度，解释变量NUM_{i, t}和SHARE_{i, t}分别为大股东社会资本数量和大股东持股比例，控制变量主要包括企业的经营状况、企业获取资金的能力两大方面。本文选定成长性(销售收入增长率Sale)、现金流水平(经营活动现金流量净额Cash)、财务风险程度(资产负债率Debt及流动比率CR)、企业规模(总资产的对数Size)、盈利能力(净资产收益率ROE)、营运资本管理效率(现金周转期CCC)及行业Indu、年份Year等作为研究营运资本管理政策的控制变量(刘怀义，2010；汪平、闫甜，2007)。具体变量定义如表 4所示。

表 5报告了本文主要自变量和因变量的描述性统计。结果显示，样本期间，营运资本政策稳健度(WCRTA)最小值为-1.76，最大值为0.82，说明各个公司采用的营运资本管理政策稳健程度差异非常大。控股股东持股比例最小值为3.6%，最大值为86.4%，平均值为34.9%，表明我国上市公司控股股东在公司经营决策的表决权中占有一定优势。而前十大股东持股比例最大值达到99.2%，平均值为60.2%，说明整体来说上市公司前十大股东对公司有绝对控制权。从股东社会资本数量上来看，不同样本公司所拥有的社会资本数量差异较大。此外，样本公司成长性、现金流量水平及财务风险水平差别较为明显。

四、 实证结果分析与讨论 (一) 多元线性回归结果及分析

表 6给出了模型1的回归结果。回归结果(3)显示，大股东社会资本系数显著为正(系数为0.001，t值为3.06)，说明其与营运资本政策的稳健性显著正相关，证明了大股东社会资本数量越多，公司的营运资本政策越稳健，支持了本文的假设H_1a，也证实了利益协同效应的存在，说明大股东社会资本能够直接作用于公司营运资本政策的制定。社会资本加强了大股东之间的沟通联系，增进了彼此信任，从而使得决策更有一致性(吴娜，2013)，大股东的社会资本对营运资本政策的稳健性起到了正向的效果(陈晓明、周伟贤，2008)；回归结果(2)说明大股东强关系型社会资本与弱关系型社会资本均与营运资本政策的稳健性显著正相关，其中强关系型社会资本系数(0.002)较弱关系型社会资本系数(0.001)略高，说明大股东强关系型社会资本较弱关系型社会资本对营运资本政策的稳健性作用程度也更大，同时进一步的实证研究也证实了该结论(详见表 8与表 9)，多元线性回归结果支持了本文的假设H_1b。说明强关系型社会资本较弱关系型而言，对营运资本稳健程度的作用更大一些。回归结果一定程度上验证了之前的研究假设，即存在强关系型社会资本的大股东之间的沟通会更充分而且对经营决策的作用力更强(Brown and Reingen, 1987)。

表 7给出了模型2的回归结果，根据对大股东社会资本数量的统计(详见表 2)，可以知道控股股东在社会资本数量上占有很大优势，(1)与(2)分别从控股股东和前十大股东角度，验证了股东社会资本能够通过股权结构间接作用于营运资本政策的稳健性。回归(1)结果显示：控股股东持股比例Share1系数为负(-0.019)，而且不显著，而控股股东持股比例与控股股东社会资本总量的交乘项本文的交乘项均为大股东(或控股股东)的持股比例与其对应的社会资本数量的乘积。(即控股股东持股比例乘以控股股东社会资本总量，下文简称“控股股东社会资本总量交乘项”) Share1* NUM_CT (系数为0.024)与营运资本管理政策的稳健程度在1%的显著性水平上呈正相关关系，说明控股股东社会资本通过控股股东的持股比例对营运资本政策稳健性起到了正向的作用效果。回归(2)结果表明前十大股东持股比例与营运资本政策的稳健性在1%水平上显著正相关，前十大股东社会资本总量交乘项Share10*NUM_T与营运资本政策的稳健性也在1%水平上显著正相关，同样说明了大股东社会资本通过大股东的持股比例对营运资本政策稳健性起到了正向的作用效果。回归(1)和(2)的结果验证了本文的假设H_2a。实证结果分别从控股股东社会资本与前十大股东社会资本两方面，证明了股东社会资本的利益协同效应以及股东社会资本对股权结构的补充修正作用，即能够通过股权结构间接作用于企业营运资本政策的稳健性，也在一定程度上证明了股东可以通过社会资本强化对上市公司控制的研究结论(关鑫、高闯，2010)。

表 7的(3)与(4)分别从控股股东及前十大股东的角度，研究强关系型社会资本与弱关系型社会资本对股权集中度与营运资本管理政策稳健性之间关系的不同作用效果。回归结果(3)显示控股股东持股比例Share1系数为负(-0.019)，不显著，而控股股东强关系型社会资本的交乘项Share1* NUM_CF以及控股股东弱关系型社会资本数量的交乘项Share1* NUM_CW的系数均为正(系数分别是0.023与0.025)，并且均与营运资本管理政策的稳健程度在1%显著性水平显著，说明控股股东强关系型社会资本与弱关系型社会资本均增强了股权集中度对营运资本政策稳健性的正向作用效果。回归结果(4)表明前十大股东持股比例与营运资本政策的稳健性在1%水平上显著正相关，前十大股东强关系型社会资本的交乘项Share10* NUM_F及前十大股东弱关系型社会资本的交乘项Share10* NUM_W均与营运资本政策的稳健性在1%显著性水平上呈正相关关系，而且Share10* NUM_F系数高于Share10* NUM_W。从而支持了本文的假设H_2b。实证结果说明无论强关系型或者弱关系型社会资本都能够起到加强股权结构对营运资本政策稳健性的效果，强关系型社会资本的作用效果较弱关系型社会资本的作用效果更大，该结论也在一定程度上验证了已有的从信息的不对称程度、沟通的性质以及个体间异质性角度分析强关系型社会资本与弱关系型社会资本作用大小的结论。

(二) 强关系型-弱关系型社会资本作用效果检验

为了进一步验证强关系型与弱关系型社会资本的作用效果的不同，从存在大股东社会资本的6332组样本数据中筛选出只存在强关系型社会资本(弱关系型社会资本数量为零)的样本数据2576组以及只存在弱关系型社会资本(强关系型社会资本数量为零)的样本数据2520组，对两组样本分别进行了独立样本T检验与多元线性回归分析。

表 8显示了强关系型-弱关系型社会资本的T检验结果：存在强关系型社会资本的公司营运资本政策的稳健性显著高于存在弱关系型社会资本的公司(均值比较：14.705%>12.732%；方差的齐性检验结果：p=0.018 < 0.05，两组的营运资本政策的稳健性差异显著：t=3.945，df=5056.099，p=0.000 < 0.01)。该检验一定程度上证明了大股东强关系型社会资本较弱关系型社会资本对于公司的营运资本政策稳健性的作用会更大。

同时，进一步的多元线性回归也证实了强关系型社会资本的作用大于弱关系型社会资本。如表 9所示，回归(1)与(2)是分别以强关系型社会资本数量与弱关系型社会资本数量为解释变量，进行了两次多元线性回归分析，对比(1)与(2)结果可以看到，回归(2)调整后R²的显著高于(1)的调整后R²，即0.522>0.232；同理，回归(3)与(4)是分别以控股股东强关系型社会资本交乘项与控股股东弱关系型社会资本交乘项为解释变量，进行了两次多元线性回归分析，回归(4)调整后R²的显著高于(3)的调整后R²，即0.525>0.243；类似地，回归(6)调整后R²的也显著高于(5)的调整后R²，即0.523>0.233。上述回归结果均证明了强关系型社会资本相较于弱关系型社会资本，对于营运资本政策的稳健性的作用更大，而且更能促进股权集中度对公司营运资本政策稳健性的作用效果，该实证结果也支持了本文的H_1b和H_2b。

(三) 稳健性检验

为检验研究结论的可靠性，本文分别替换了模型中的因变量和主要控制变量进行了稳健性测试。稳健性检验的步骤为：第一，本文用流动资产比例与流动负债比例的差额来表征营运资本政策的稳健性(关鑫、高闯，2010；刘运国、黄瑞庆，2001)，流动资产比例指的是流动资产占总资产的比重，其值越大，营运资本投资政策越稳健；流动负债比例指的是流动负债占总资产的比重，其值越大，营运资本筹资政策越激进(关鑫、高闯，2010)，故流动资产比例与流动负债比例的差额越大，企业整体的营运资本政策会越稳健。回归结果显示大股东社会资本与流动资产比例和流动负债比例之间的差额呈显著正相关，大股东社会资本强化了股权集中度对营运资本政策稳健程度的作用效果。第二，分别用公司营业收入取对数来衡量公司规模、用总资产增长率来衡量公司成长性来进行稳健性检验。回归结果除了各变量系数略有差别外，正负相关的方向及显著性均没有发生大的变化。这说明本文模型的回归结果稳定，实证结论可靠性较强。

五、 研究结论与不足

本文关注了公司治理过程中大股东社会资本的存在性，实证研究了大股东社会资本对公司营运资本政策稳健性的影响方式及影响程度。研究发现：(1)大股东社会资本作为大股东“组织”之间实际存在的无形资源，对公司营运资本政策的稳健程度具有积极的正向影响，大股东社会资本越多，营运资本政策越趋向稳健；(2)不同关系强度的大股东社会资本治理效应不尽相同，强关系型社会资本较弱关系型社会资本更能促进利益协同效应的发挥，所以，强关系型社会资本与营运资本稳健性的正向相关度更大；(3)作为“隐形权力”，大股东社会资本的存在也影响了“显性”的股权比例对营运资本政策的作用效果，大股东社会资本的存在进一步促进了股权集中度对营运资本政策稳健性的正向促进作用。

本文的研究进一步深化和拓展了上市公司股权结构对营运资本政策的研究，丰富了公司治理视角下营运资本稳健性政策的研究。然而本文研究仍然存在些许不足，本文对大股东社会资本的界定仅考虑了“关系”视角下的大股东内部社会资本，并未涉及大股东外部社会资本。这些是需要在后续研究中进行进一步探索和深入挖掘的。