5.8.1 结构方程模型（基于财务绩效）的检验结果
5.8.1.1 观测变量描述性统计结果
应用SPSS 10.0对观测变量进行分析，描述性统计值及相关系数见表5－36。
5.8.1.2 模型的拟合度检验
应用Lisrel 8.20软件极大似然估计程序，以表5－36的相关系数矩阵为输入矩阵，对研究模型进行检验，检验过程中根据Lisrel提供的建议对模型进行修正。
关于模型的总体拟合优度的判定有许多测量标准。常用的指标及判定标准如下：拟合优度的卡方检验χ2／df一般认为小于3为好；RMSEA（估计误差均方根）越接近于0，拟合度越好，大于0.08则拟合较差；GFI（拟合优度指数）、AGFI（调整的拟合优度指数）、NFI（规范拟合指数）、NNFI（不规范拟合指数）、CFI（比较拟合指数）、IFI（递增拟合指数）等的变化范围在0到1之间，大于0.90表明拟合度较好［7］［8］。结构方程模型的拟合度指标见表5－37。从表5－37中可以看出χ2／df＝2.63，RMSEA＝0.043，其余指标均大于0.9，这说明模型具有较高的拟合度和稳定性。
表5－37 模型的拟合优度检验（财务绩效，N＝879）
5.8.1.3 财务绩效模型结构参数估计
LISREL输出的路径图见图5－18，因子载荷系数及显著性检验见表5－38，模型结构参数及显著性检验结果见表5－39。
图5－18 LISREL输出的模型路径图（财务绩效模型）
从表5－38的因子载荷及其显著性检验情况来看，虽然管理者持股比例对管理自由度的影响在5%水平下显著为正，但它的影响系数较小，这与中国上市公司管理者持股的实际相吻合，其余各变量均反映出良好的效度。
表5－38 结构模型中因子载荷系数（财务绩效）
注：对于大样本（N＞120），当│T│≥1.960，表明在5%水平显著相关，│T│≥2.576，表明在1%水平显著相关，表5－39和表5－40有关T值的说明同本表。
表5－39 结构参数估计与显著性检验（财务绩效）
5.8.1.4 潜变量间直接和间接影响分析（财务绩效）
各潜变量间的总影响和间接影响分析如表5－40。
表5－40 模型中各变量对其他变量的影响
注：括号内为T值。
5.8.1.5 假设的检验结果与讨论
从图5－18和表5－38可以看出：潜变量管理自由度到多元化水平的路径系数显著为正，从表5－40可以看出管理自由度对多元化的总影响系数为0.05（T值为1.98，在5%水平时显著），即管理自由度与多元化水平正相关。同时，流通股比例、管理者持股比例、资产负债率的载荷系数显著为正，即它们与管理自由度正相关；国家股比例和第一大股东持股比例的载荷系数显著为负，即它们与管理自由度负相关，因此，可以推出：流通股比例、管理者持股比例和资产负债率与企业的多元化水平正相关，国家股比例和第一大股东持股比例与企业的多元化水平负相关。H1、H9和H14得到证实，流通股比例与公司多元化程度“U”型相关（H3）和国家股比例与多元化水平“U”型相关（H6）的假设没有得到证实［9］。
结构方程模型的检验结果与前面的检验结果有一点是不一致的，前面证实管理者持股比例与企业的多元化水平是无关的，而结构方程模型检验结果说明两者是正相关的。由于中国上市公司的管理者持股比例普遍较低，而在少数管理者持股比例高的上市公司多为民营上市公司，此时的管理者多为公司的自然人发起设立者，为规避风险，这些管理者有通过业务多元化组合来规避个人投资风险的动机，这在某种程度上证实了Amihud和Lev（1981）提出的“当管理层持股比例较高时，他们倾向于多元化以分散个人风险”［10］的结论。
由于多元化到公司财务绩效的路径系数显著为负，且管理自由度和多元化对公司财务绩效的总影响系数分别为－0.08和－0.44，且都在1%水平时显著，因此，管理自由度与企业财务绩效负相关，H2得到验证。
由于流通股比例和管理者持股比例与管理自由度正相关、国家股比例和第一大股东持股比例与管理自由度负相关，而管理自由度与财务绩效负相关，可以推出：流通股比例和管理者持股比例与财务绩效负相关；国家股比例和第一大股东持股比例与财务绩效正相关。流通股比例、国家股比例和第一大股东持股比例与公司财务绩效“U”型相关的结论在结构方程模型中没有得到证实。由于资产负债率在管理自由度上的载荷系数显著为正，在内部融资弹性上的载荷系数显著为负，而管理自由度和内部融资弹性对公司财务绩效的总影响系数分别为－0.08和0.21，并且都在1%水平时显著，所以，资产负债率与公司财务绩效负相关，尽管资产负债率与财务绩效“U”型相关的结论没有得到证实，但是这个结论与回归分析检验的结果是一致的。
综上，我们可以得出以下结论：有关公司治理因素和财务绩效相关性的检验，结构方程模型的检验结果与回归分析的检验结果是基本吻合的。
从图5－18、表5－38和表5－40可以看出，内部融资弹性和企业规模到多元化的路径系数都显著为负，它们对多元化的总影响系数分别－0.13和－0.12，并分别在5%和1%水平显著，因此，H27和H29得到证实。
多元化到公司财务绩效的路径系数为－1.64（T值为－3.24，1%水平时高度显著），且对公司财务绩效的总影响系数为－0.44，并在1%水平时显著，因此，H33得到证实。
公司财务绩效到多元化的路径系数为1.66（T值为3.21，1%水平时高度显著），公司财务绩效对多元化的总影响系数为0.45且在1%水平时显著，因此，H35同样得到证实。
内部融资弹性到多元化的路径系数显著为负，且多元化到公司财务绩效的路径也显著为负，加之内部融资弹性对公司财务绩效的总影响系数为0.21（T值为5.07，在1%水平时高度显著），内部融资弹性与企业财务绩效负相关的假设没有得到验证，这与前述回归分析得到的结论一致，这正说明流动性好的企业并不热衷于多元化经营，公司财务绩效反而得到维持。
企业规模到公司财务绩效的路径系数为－0.16（T值为－2.85，1%水平时高度显著），这主要由于公司规模大管理协调成本上升所致；企业规模到多元化的路径系数为－0.20（T值为－3.60，1%水平时高度显著）［11］，而多元化到公司绩效的路径系数却显著为正，综合其对企业绩效的直接影响以及通过多元化对公司绩效的间接影响，企业规模对财务绩效的最终影响系数为0.04，但T值仅为1.95，在5%水平时并不显著（T为1.96时显著）。因此，企业规模与公司绩效正相关的假设（H30）在此并未得到证实。由于多元回归需要尽量避免自变量之间相互影响，因此无法探讨自变量之间以及自变量和因变量之间的相互影响的关系，而结构方程模型综合考虑了多因素的相互作用，因此，结构方程模型检验结果与前述多元回归法检验得到的结果有差异也是可以理解的。
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