張琳

（南開大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院，天津300071）

一、引言

多元化經(jīng)營(yíng)是各國(guó)上市公司的普遍現(xiàn)象，但對(duì)多元化經(jīng)營(yíng)到底會(huì)增進(jìn)還是損害公司價(jià)值存在多元化溢價(jià)和多元化折價(jià)兩種研究結(jié)論（Lewellen，1971；Stein，2003；Lang和 Stulz，1994；Berger和 ofek，1995）［1-4］。從企業(yè)追求價(jià)值最大化的基本前提出發(fā)，既然現(xiàn)實(shí)中同時(shí)存在多元化和專業(yè)化兩種企業(yè)類型，那么多元化必然有利有弊，其綜合效應(yīng)需要具體情況具體分析。因此Stein（2003）［2］指出，相比“多元化經(jīng)營(yíng)提高還是降低了企業(yè)價(jià)值？”，更有意義的問題是，“多元化的價(jià)值效應(yīng)如何隨企業(yè)經(jīng)營(yíng)環(huán)境而改變？”。

沿著Stein（2003）［2］所指出的方向，一些文獻(xiàn)具體考察了多元化的價(jià)值效應(yīng)在不同金融發(fā)展環(huán)境下的差異。在跨國(guó)研究方面，F(xiàn)auver et al.（2003）［5］針對(duì)35個(gè)國(guó)家8 000多家企業(yè)的研究發(fā)現(xiàn)，多元化折價(jià)程度與金融發(fā)展程度正相關(guān)，金融發(fā)展程度高（表現(xiàn)為資本市場(chǎng)更成熟）的國(guó)家中多元化折價(jià)現(xiàn)象更為普遍。Kuppuswamy et al.（2014）［6］則基于更大的跨國(guó)樣本（38個(gè)國(guó)家10 164家企業(yè)）再次驗(yàn)證了金融發(fā)展與多元化折價(jià)的正相關(guān)關(guān)系。針對(duì)單個(gè)國(guó)家的研究中，Hubbard和Palia（1998）［7］發(fā)現(xiàn)上世紀(jì)六十年代美國(guó)企業(yè)的多元化并購行為具有正向超額收益，而上世紀(jì)八十年代，美國(guó)資本市場(chǎng)已經(jīng)較為成熟，此時(shí)企業(yè)的多元化并購有損企業(yè)價(jià)值（Lang和Stulz，1994；Yan，2006）［3，8］。Lee等（2008）［9］基于韓國(guó)751家企業(yè)1984-1996年的數(shù)據(jù)也發(fā)現(xiàn)，隨著韓國(guó)金融發(fā)展水平提高，企業(yè)的多元化溢價(jià)消失甚至轉(zhuǎn)向多元化折價(jià)?？傊?，在金融發(fā)展水平較高的環(huán)境中，企業(yè)融資約束較低，多元化企業(yè)相對(duì)專業(yè)化企業(yè)的外部融資優(yōu)勢(shì)不明顯，其他條件不變的情況下，多元化折價(jià)較高（溢價(jià)較低）。

具體就我國(guó)情況來看，多元化經(jīng)營(yíng)是否為我國(guó)企業(yè)創(chuàng)造了價(jià)值呢？姚俊等（2004）、張翼等（2005）、李善民等（2006）、洪道麟等（2006）［10-13］發(fā)現(xiàn)我國(guó)企業(yè)存在多元化折價(jià)現(xiàn)象，而蘇冬蔚（2005）、肖星和王琨（2006）［14-15］則表明多元化提升了企業(yè)價(jià)值，這種意見分歧可能與我國(guó)不同地區(qū)金融發(fā)展水平差異有關(guān)。作為一個(gè)具有“新興加轉(zhuǎn)型”雙重特征的大國(guó)，諸多因素阻礙了不同地區(qū)間的金融資本流動(dòng)，從而使我國(guó)金融市場(chǎng)處于高度分割狀態(tài)（解維敏和方紅星，2005）［16］，因此我國(guó)省級(jí)單位上金融發(fā)展水平的差異為檢驗(yàn)金融發(fā)展對(duì)多元化價(jià)值效應(yīng)的影響提供了可能性。另一方面，在討論多元化價(jià)值效應(yīng)問題時(shí)，必須分企業(yè)所有權(quán)性質(zhì)進(jìn)行具體分析（洪道麟等，2007）［17］。在國(guó)有企業(yè)和國(guó)有銀行同為政府所控制的情況下，政府可能干預(yù)國(guó)有銀行放貸，促使國(guó)有企業(yè)更容易地、以更為優(yōu)惠的條件獲得貸款資源（謝德仁和陳運(yùn)森，2009）［18］。相比之下，民營(yíng)企業(yè)沒有與國(guó)有銀行的“血緣關(guān)系”，在借貸過程中受到的貸前審查和貸后監(jiān)管更為嚴(yán)格，融資成本較高。民營(yíng)企業(yè)較高的融資約束為我們檢驗(yàn)金融發(fā)展通過緩解融資約束進(jìn)而影響多元化價(jià)值效應(yīng)提供了可能性。

本文對(duì)2000-2013年A股上市民營(yíng)公司樣本的實(shí)證檢驗(yàn)表明：金融發(fā)展水平較低地區(qū)的企業(yè)更有可能進(jìn)行多元化經(jīng)營(yíng)，并且在金融發(fā)展水平較低地區(qū)多元化帶來的外部融資優(yōu)勢(shì)更高，多元化溢價(jià)（折價(jià)）程度更高（低）。在控制了由企業(yè)自選擇引致的內(nèi)生性問題后，上述結(jié)論依然穩(wěn)健地成立。本文主要從金融發(fā)展視角考察了企業(yè)經(jīng)營(yíng)環(huán)境對(duì)多元化價(jià)值效應(yīng)的影響以及作用渠道，從而有助于理解不同地區(qū)民營(yíng)企業(yè)多元化決策的動(dòng)機(jī)和影響，對(duì)我國(guó)民營(yíng)企業(yè)根據(jù)外部環(huán)境進(jìn)行戰(zhàn)略調(diào)整以實(shí)現(xiàn)價(jià)值提升具有重要現(xiàn)實(shí)意義。

二、理論分析與研究假設(shè)

（一）金融發(fā)展和企業(yè)的多元化決策

多元化經(jīng)營(yíng)企業(yè)可以通過“多錢效應(yīng)”（more money effect）帶給企業(yè)外部融資優(yōu)勢(shì)（Stein，2003）［2］。企業(yè)通過實(shí)施多元化戰(zhàn)略，對(duì)各部門不完全相關(guān)的現(xiàn)金流進(jìn)行整合可以減少現(xiàn)金流的波動(dòng)，降低了企業(yè)整體財(cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)，從而提高了債權(quán)人出借資金的意愿；另一方面各部門之間存在共同擔(dān)保效應(yīng)，即一個(gè)部門可以利用其它部門的現(xiàn)金流為擔(dān)保進(jìn)行借款，也有助于多元化企業(yè)可以在較低的融資成本下獲得較多的外部資金（Lewellen，1971；Hann et al.，2010）［1，19］。但是，不同金融發(fā)展水平下“多錢效應(yīng)”的重要性有所不同。金融發(fā)展水平較低時(shí)，企業(yè)融資約束較為嚴(yán)重，“多錢效應(yīng)”帶來的外部融資優(yōu)勢(shì)較為重要，因此企業(yè)傾向于采取多元化策略。而隨著金融發(fā)展水平上升，企業(yè)融資約束逐漸得到緩解，“多錢效應(yīng)”的重要性降低，此時(shí)企業(yè)更傾向于專業(yè)化經(jīng)營(yíng)。總之，較低的金融發(fā)展水平會(huì)誘導(dǎo)企業(yè)實(shí)施多元化戰(zhàn)略，而多元化企業(yè)也會(huì)隨金融發(fā)展水平和金融系統(tǒng)資源配置效率的提高而逐漸解體（朱武祥，2001）［20］，上世紀(jì)美國(guó)企業(yè)從多元化到歸核化的轉(zhuǎn)變即為此提供了典型的證據(jù)（Hubbard和 Palia，1998）［7］?；谏鲜龇治觯岢鋈缦录僭O(shè)：

假說H1金融發(fā)展水平越低的地區(qū)，民營(yíng)企業(yè)越傾向于多元化經(jīng)營(yíng)。

（二）金融發(fā)展與多元化的外部融資優(yōu)勢(shì)和價(jià)值效應(yīng)

考察多元化外部融資優(yōu)勢(shì)的傳統(tǒng)文獻(xiàn)關(guān)注企業(yè)的資本結(jié)構(gòu)。Berger和 Ofek（1995）［4］發(fā)現(xiàn)多元化企業(yè)的杠桿率在統(tǒng)計(jì)上顯著高于專業(yè)化企業(yè)，但Comment和Jarrell（1995）［21］隨即指出上述差異并不具有經(jīng)濟(jì)意義上的顯著性。在國(guó)內(nèi)研究中，洪道麟等（2007）［17］基于1999-2003年間上市公司的研究表明，所有權(quán)性質(zhì)對(duì)我國(guó)企業(yè)多元化與資本結(jié)構(gòu)的關(guān)系有著顯著的影響：對(duì)于國(guó)有控股企業(yè)，多元化會(huì)造成其財(cái)務(wù)杠桿的顯著提高；對(duì)于非國(guó)有控股企業(yè)，這種影響并不顯著。丁重和鄧可斌（2008）［22］基于2000-2006年間上市公司的研究則表明中國(guó)上市公司多元化經(jīng)營(yíng)和杠桿率上升之間不存在明顯關(guān)系，多元化產(chǎn)生的共同保險(xiǎn)效應(yīng)是微弱的。

上述研究結(jié)論的差異可能是因?yàn)闆]有考慮多元化企業(yè)所處的不同外部環(huán)境。后續(xù)文獻(xiàn)考察了不同經(jīng)濟(jì)環(huán)境下多元化企業(yè)外部融資的變化，發(fā)現(xiàn)在不利的經(jīng)濟(jì)環(huán)境中，整體而言企業(yè)融資約束更為嚴(yán)重，而多元化企業(yè)的融資優(yōu)勢(shì)也更為明顯。例如Kuppuswamy和Villalonga（2010）［6］發(fā)現(xiàn)2007-2009年金融危機(jī)期間，多元化企業(yè)的共同擔(dān)保效應(yīng)使其在獲取稀缺的信貸資金時(shí)占有明顯優(yōu)勢(shì)，表現(xiàn)為杠桿率相對(duì)專業(yè)化企業(yè)有顯著上升。Gopalan和 Xie（2008）［23］發(fā)現(xiàn)當(dāng)企業(yè)所處行業(yè)處于經(jīng)營(yíng)困境期間，企業(yè)融資難度加大、融資數(shù)量降低，但多元化企業(yè)獲得的資金流入數(shù)額卻比專業(yè)化企業(yè)有明顯增加?；谝陨戏治?，提出如下假設(shè)：

假說H2 金融發(fā)展水平越低的地區(qū)，多元化民營(yíng)企業(yè)的外部融資優(yōu)勢(shì)越大，表現(xiàn)為相比專業(yè)化企業(yè)更高的杠桿率或更多的資金流入。

多元化企業(yè)利用經(jīng)營(yíng)單元之間的共同保險(xiǎn)效應(yīng)可獲取更多債務(wù)融資、享受更大的稅盾效應(yīng)，從而有助于增加企業(yè)價(jià)值（Lewellen，1971）［1］。Li和 Li（1996）［24］進(jìn)一步對(duì)多元化和企業(yè)的最優(yōu)資本結(jié)構(gòu)的相互作用進(jìn)行了系統(tǒng)分析，指出多元化和財(cái)務(wù)杠桿的提高相結(jié)合，可以提升企業(yè)價(jià)值。當(dāng)然，“多錢效應(yīng)”雖然有助于多元化企業(yè)獲得更多的資金，但并不能保證企業(yè)一定會(huì)高效地利用這些資金。在代理問題嚴(yán)重的情況下，更多的資金意味者更多的浪費(fèi)和更低的投資效率，反而會(huì)有損企業(yè)價(jià)值。不過，相比國(guó)有企業(yè)，我國(guó)民營(yíng)企業(yè)不存在所有者缺位問題，并且薪酬和股權(quán)激勵(lì)措施較為有效，多數(shù)情況下管理層和所有者利益較為一致，代理問題較?。ɡ顗巯玻?007）［25］?；谏鲜龇治?，提出如下假設(shè)：

假說H3 金融發(fā)展水平越低的地區(qū)，民營(yíng)企業(yè)的多元化折價(jià)越低（溢價(jià)越高）。

三、研究設(shè)計(jì)

（一）模型設(shè)定和變量選擇

為驗(yàn)證假說1，我們構(gòu)建了如下二元選擇模型

其中i、t分別為企業(yè)和年度標(biāo)志。被解釋變量div為企業(yè)多元化虛擬變量，多元化企業(yè)的div取1，專業(yè)化企業(yè)的div取0。本文將企業(yè)主營(yíng)業(yè)務(wù)所涉及行業(yè)數(shù)大于1，且第一主行業(yè)營(yíng)業(yè)收入占總收入之比小于90%的企業(yè)定義為多元化企業(yè)，否則為專業(yè)化企業(yè)。反映各地區(qū)金融發(fā)展水平的核心解釋變量采用fin樊綱等（2011）［26］編制的中國(guó)各地區(qū)（包括31個(gè)省、自治區(qū)和直轄市）市場(chǎng)化指數(shù)體系中的“金融業(yè)的市場(chǎng)化”指數(shù)?？刂谱兞堪ǎ焊軛U率lev，為總負(fù)債與總資產(chǎn)之比；資產(chǎn)有形性tang，以固定資產(chǎn)凈值與總資產(chǎn)之比衡量；資產(chǎn)收益率roa，為凈利潤(rùn)與總資產(chǎn)之比；資產(chǎn)規(guī)模size，以總資產(chǎn)的自然對(duì)數(shù)衡量；公司年齡age，以IPO年份為基準(zhǔn)進(jìn)行計(jì)算。為降低模型可能存在的內(nèi)生性問題，所有銀行微觀特征變量均滯后一期。

為驗(yàn)證假說2和假說3，運(yùn)行如下OLS回歸模型

當(dāng)檢驗(yàn)假說2時(shí)，yi，t代表企業(yè)外部融資能力，分別以杠桿率lev和資金流入比率ir衡量。lev為負(fù)債與總資產(chǎn)之比。ir為資金流入量與年初總資產(chǎn)之比，其中資金流入量＝吸收權(quán)益性投資所得＋發(fā)行債券所得現(xiàn)金＋借款所得現(xiàn)金＋收到其他與籌資活動(dòng)有關(guān)的現(xiàn)金。當(dāng)檢驗(yàn)假說3時(shí)，yi，t代表企業(yè)價(jià)值。與蘇冬蔚（2005）、張翼等（2005）［14，27］一致，本文選擇托賓Q反映企業(yè)價(jià)值，計(jì)算公式為：tobin＝（股權(quán)市值＋凈債務(wù)市值）/期末總資產(chǎn)，其中非流通股市值以相應(yīng)的資產(chǎn)賬面價(jià)值代替。一般情況下，企業(yè)價(jià)值和經(jīng)營(yíng)績(jī)效正相關(guān)，故本文還使用總資產(chǎn)收益率roa這一會(huì)計(jì)績(jī)效指標(biāo)反映企業(yè)價(jià)值。核心解釋變量為金融發(fā)展與多元化的交互項(xiàng)fini，t×divi，t，控制變量集合controls與模型1一致。顯然，β3顯著為負(fù)意味著假說2和假說3成立。

（二）樣本選擇和統(tǒng)計(jì)描述

本文選取2000-2013年在滬、深兩市A股上市的民營(yíng)公司為研究樣本①樊綱等（2011）［26］《中國(guó)市場(chǎng)化指數(shù)》目前更新至2009年，為盡可能多利用上市公司數(shù)據(jù)，我們假定2009-2013年各省金融業(yè)的市場(chǎng)化指數(shù)未發(fā)生變化，從而將其擴(kuò)展至2013年。，其中民營(yíng)公司定義為實(shí)際控制人可以追溯到一位或多位自然人的上市公司。為了保證所選研究樣本的有效性，我們剔除交叉上市公司、剔除金融類公司、剔除處于＊ST或者ST狀態(tài)的T類上市公司。本文根據(jù)CCER數(shù)據(jù)庫“上市公司第一大股東的最后控股股東的類別”作為識(shí)別民營(yíng)公司的基礎(chǔ)，截止2013年樣本中共有772家民營(yíng)企業(yè)。上市公司的多元化數(shù)據(jù)是作者根據(jù)同花順I(yè)FIND數(shù)據(jù)庫所提供的主營(yíng)業(yè)務(wù)收入行業(yè)構(gòu)成數(shù)據(jù)進(jìn)行系統(tǒng)地分析整理所得。上市公司的財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)來自CSMAR數(shù)據(jù)庫，各省金融發(fā)展水平數(shù)據(jù)來自樊綱等（2011）［26］。

為克服極端值的影響，本文對(duì)表征公司財(cái)務(wù)特征的連續(xù)變量在其1%和99%分位數(shù)水平上進(jìn)行了縮尾處理。描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果表明，div的均值為0.594 3，說明大約有59.43%的樣本存在多元化經(jīng)營(yíng)；fin最大值為12.84，最小值為0，中位數(shù)為9.49，這表明不同地區(qū)間的金融發(fā)展水平存在較大差異。此外，還考察了主要變量間的相關(guān)系數(shù)，發(fā)現(xiàn)各變量間的最大皮爾遜系數(shù)為0.437，可以認(rèn)為各模型不存在嚴(yán)重的多重共線性問題②由于篇幅所限，描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果和相關(guān)系數(shù)矩陣未予列示。。

四、實(shí)證結(jié)果

（一）金融發(fā)展對(duì)民營(yíng)企業(yè)多元化傾向的影響

表1匯報(bào)了使用probit方法估計(jì)模型（1）得到的金融發(fā)展和其余各解釋變量的邊際效應(yīng)。其中第2列在第1列的基礎(chǔ)上同時(shí)控制了行業(yè)和年度效應(yīng)。所有模型的準(zhǔn)R2均超過0.05，且預(yù)測(cè)企業(yè)采取多元化的準(zhǔn)確率超過57%，因此整體而言模型擬合良好。fin的邊際效應(yīng)均在1%水平上顯著為負(fù)，說明金融發(fā)展水平較低地區(qū)的企業(yè)更傾向于多元化經(jīng)營(yíng)，假說1得到驗(yàn)證。其他影響因素方面，第2列中tang顯著為負(fù)，可用于抵押的資產(chǎn)越多，企業(yè)獲取外部融資越容易，多元化需求越低；size顯著為正，規(guī)模較大的企業(yè)更有資源和能力進(jìn)行多元化經(jīng)營(yíng)（Denis等，1997）［28］；age顯著為正，企業(yè)年齡越大，原有業(yè)務(wù)越成熟，越需要開拓新領(lǐng)域進(jìn)一步滿足經(jīng)營(yíng)需求（張翼等，2005）［27］；lev和roa不顯著，說明企業(yè)上期杠桿率和盈利能力對(duì)多元化經(jīng)營(yíng)沒有明顯影響。

表1 金融發(fā)展對(duì)民營(yíng)企業(yè)多元化傾向的影響

（二）金融發(fā)展對(duì)民營(yíng)多元化企業(yè)外部融資優(yōu)勢(shì)的影響

表2列示了金融發(fā)展影響民營(yíng)多元化企業(yè)外部融資優(yōu)勢(shì)的交互項(xiàng)模型回歸結(jié)果。1、2列中被解釋變量為杠桿率lev，第1列中div系數(shù)顯著為正，fin×div系數(shù)顯著為負(fù)，但控制行業(yè)和年度效應(yīng)后，第2列中二者系數(shù)均失去顯著性，這說明以杠桿率衡量企業(yè)外部融資優(yōu)勢(shì)可能無法得到統(tǒng)一的結(jié)論。3、4列中被解釋變量為資金流入比例ir，div在5%水平上顯著為正，findiv在1%水平上顯著為負(fù)，說明民營(yíng)多元化企業(yè)的資金流量比專業(yè)化企業(yè)要多，但在金融發(fā)展水平較高地區(qū)這一融資優(yōu)勢(shì)有所下降，甚至轉(zhuǎn)為融資劣勢(shì)。以第3列回歸結(jié)果為例，多元化經(jīng)營(yíng)對(duì)資金流入比例的邊際影響為12.242-1.952×fin，當(dāng)金融市場(chǎng)化指數(shù)fin大于臨界值6.272時(shí)，多元化經(jīng)營(yíng)反而會(huì)造成資金流入比例降低。進(jìn)一步分析發(fā)現(xiàn)，該臨界值處于全樣本金融市場(chǎng)化指數(shù)的36-37分位數(shù)之間，可知只有在金融發(fā)展水平較低的地區(qū)，多元化才具有外部融資優(yōu)勢(shì)。綜合可知，在金融發(fā)展水平較低的地區(qū)，多元化民營(yíng)企業(yè)擁有更明顯或更大的融資優(yōu)勢(shì)，假說2得以印證。控制變量方面，fin系數(shù)顯著為正，說明金融發(fā)展程度越高，專業(yè)化經(jīng)營(yíng)的企業(yè)獲得的外部融資越多；roa系數(shù)顯著為負(fù)，說明盈利能力強(qiáng)的企業(yè)更多依賴于內(nèi)源性融資；tang系數(shù)顯著為正，體現(xiàn)了資產(chǎn)可抵押性在企業(yè)進(jìn)行外部融資時(shí)的價(jià)值。

表2 金融發(fā)展對(duì)民營(yíng)多元化企業(yè)的外部融資優(yōu)勢(shì)的影響

（三）金融發(fā)展對(duì)民營(yíng)多元化企業(yè)價(jià)值的影響

表3列示了金融發(fā)展影響多元化價(jià)值效應(yīng)的交互模型回歸結(jié)果。1、2列被解釋變量為托賓Q值tobin，3、4列被解釋變量為資產(chǎn)收益率roa。除第4列外，div系數(shù)均顯著為正，而findiv的系數(shù)在所有回歸中顯著為負(fù)，說明金融發(fā)展會(huì)降低多元化經(jīng)營(yíng)對(duì)企業(yè)價(jià)值（績(jī)效）的正面影響。以第2列回歸為例，多元化對(duì)企業(yè)價(jià)值的邊際影響為0.589-0.147×fin，但fin超過臨界值4.007（該值處于全樣本fin的28%-29%）時(shí)，上述邊際影響轉(zhuǎn)為負(fù)值，這意味著我國(guó)多元化折價(jià)現(xiàn)象更為普遍。綜合可知，金融發(fā)展水平較低的地區(qū)存在多元化溢價(jià)現(xiàn)象，而金融發(fā)展水平較高的地區(qū)存在多元化折價(jià)現(xiàn)象，從而驗(yàn)證了假說3?？刂谱兞糠矫?，fin系數(shù)顯著為正，說明金融發(fā)展有利于提高專業(yè)化企業(yè)的價(jià)值和經(jīng)營(yíng)績(jī)效。此外，杠桿率lev過高有損企業(yè)價(jià)值（績(jī)效），盈利能力roa越強(qiáng)則企業(yè)價(jià)值越高，上市時(shí)間age較長(zhǎng)的企業(yè)價(jià)值（績(jī)效）較高。

表3 金融發(fā)展對(duì)民營(yíng)企業(yè)多元化價(jià)值效應(yīng)的影響

（四）內(nèi)生性問題

本文通過分組估計(jì) Maddala（1983）［29］提出的處理效應(yīng)模型來控制 Graham 等（2002）、Campa和 Kedia（2002）［30，31］等發(fā)現(xiàn)的企業(yè)自選擇引致的內(nèi)生性問題。具體地，首先計(jì)算出每個(gè)地區(qū)的金融業(yè)市場(chǎng)化指數(shù)歷年的平均值，將均值高于（低于）中位數(shù)的地區(qū)定義為金融發(fā)展水平較高（較低）地區(qū)，相應(yīng)地將樣本企業(yè)按所在地金融發(fā)展水平高低分為兩組，然后分別運(yùn)行如下OLS模型，并通過比較兩組子樣本估計(jì)得到的div的系數(shù)λ1的大小和顯著性來檢驗(yàn)假說2和假說3

其中yi，t和controlsi，t-1的定義與模型（2）一致，為控制內(nèi)生性問題而新加入的變量為逆米爾斯比率imr（Inverse Mill’s Ratio）。根據(jù)處理效應(yīng)模型思想，為了得到imr，需要首先使用probit模型估計(jì)一個(gè)選擇方程，（當(dāng)div＊＞0時(shí)div＝1；否則div＝0）?？紤]到選擇方程中的解釋變量集合Z中至少有一個(gè)變量外生于回歸方程（即模型3），參考Campa和Kedia（2002）［30］，選擇了企業(yè)所處行業(yè)中多元化企業(yè)數(shù)目占比diveratio、企業(yè)當(dāng)年少數(shù)股東權(quán)益虛擬變量minor（當(dāng)年匯報(bào)的少數(shù)股東權(quán)益大于0時(shí)minor＝1，否則取0）作為未出現(xiàn)在模型（3）中但會(huì)影響企業(yè)多元化決策的變量①原因在于，行業(yè)中多元化企業(yè)占比越高，意味著該行業(yè)中企業(yè)進(jìn)行多元化經(jīng)營(yíng)的可能性越大；企業(yè)少數(shù)股東權(quán)益則意味著企業(yè)曾發(fā)生并購行為，而企業(yè)并購?fù)l(fā)生在不同行業(yè)，所以少數(shù)股東權(quán)益為正意味著企業(yè)有可能進(jìn)行了多元化經(jīng)營(yíng)。。其他解釋變量與模型（1）一致。根據(jù)選擇方程的回歸結(jié)果，可以按照如下公式計(jì)算imr

表4列示了金融發(fā)展影響多元化企業(yè)外部融資優(yōu)勢(shì)的分組回歸結(jié)果。各列回歸中imr均顯著，意味著模型確實(shí)存在自選擇引起的內(nèi)生性問題，有必要對(duì)此加以控制。由杠桿率衡量企業(yè)融資能力時(shí)，在金融發(fā)展水平低組，div顯著為正；在金融發(fā)展水平高組，div不顯著，兩者系數(shù)差異為5.15，在1%水平上顯著。類似地，當(dāng)以資金流入衡量企業(yè)融資能力時(shí)，金融發(fā)展水平較低（高）的一組div系數(shù)顯著為正（不顯著），兩組系數(shù)差異為11.01，且在1%水平上顯著。這說明在控制內(nèi)生性問題后，金融發(fā)展水平較低地區(qū)多元化企業(yè)具有明顯的外部融資優(yōu)勢(shì)，而金融發(fā)展水平高的地區(qū)多元化企業(yè)并無融資優(yōu)勢(shì)，假說2依然成立。

表4 金融發(fā)展影響民營(yíng)多元化企業(yè)的外部融資優(yōu)勢(shì)的分組回歸結(jié)果

注：（1）篇幅所限，只列出了div和imr的估計(jì)系數(shù)，＊＊＊、＊＊、＊分別表示在1%、5%、10% 水平上顯著；（）內(nèi)為使用Huber-White穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤計(jì)算出的t值。（2）在Stata12.0中采用suest命令比較兩組之間div估計(jì)系數(shù)的差異，該命令可以得到用于檢驗(yàn)組檢估計(jì)系數(shù)差異的Wald統(tǒng)計(jì)量。下表同。

表7則比較了不同金融發(fā)展水平中多元化價(jià)值效應(yīng)的差異。對(duì)于金融發(fā)展水平較低的一組，div系數(shù)始終顯著為正，而對(duì)金融發(fā)展水平較高的一組，div系數(shù)始終顯著為負(fù)。用于檢驗(yàn)組間系數(shù)差異的Wald統(tǒng)計(jì)量顯示，無論以托賓Q還是總資產(chǎn)收益率為被解釋變量，兩組之間的差異均在1%水平上顯著。說明金融發(fā)展較高地區(qū)的企業(yè)進(jìn)行多元化經(jīng)營(yíng)更可能產(chǎn)生多元化折價(jià)，控制內(nèi)生性問題后假說3依然成立。

表5 金融發(fā)展影響民營(yíng)企業(yè)多元化價(jià)值效應(yīng)的分組回歸結(jié)果

（五）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為了進(jìn)一步確保結(jié)論的可靠性，從核心解釋變量的度量入手，將多元化的衡量指標(biāo)由虛擬變量替換為連續(xù)型變量：收入熵ent，其計(jì)算公式為。其中pi為企業(yè)從第i行業(yè)獲得的收入占總收入的比重，n為該企業(yè)所涉及的行業(yè)數(shù)。ent越大表明企業(yè)多元化程度越高。使用收入熵指標(biāo)重新回歸模型（1）和模型（2）發(fā)現(xiàn)（篇幅所限，未予匯報(bào)），多元化變量定義的改變并未給估計(jì)結(jié)果帶來實(shí)質(zhì)性的影響，本文結(jié)論較為穩(wěn)健。

五、結(jié)論與啟示

長(zhǎng)期以來，關(guān)于企業(yè)多元化經(jīng)營(yíng)的研究集中于檢驗(yàn)多元化折價(jià)和多元化溢價(jià)二者孰是孰非，缺乏對(duì)于企業(yè)經(jīng)營(yíng)環(huán)境如何影響企業(yè)多元化價(jià)值效應(yīng)的研究。本文從金融發(fā)展視角探討了企業(yè)經(jīng)營(yíng)環(huán)境對(duì)多元化價(jià)值效應(yīng)的影響以及作用渠道。具體而言，本文以2000-2013年間我國(guó)A股上市民營(yíng)公司為樣本，研究了金融發(fā)展對(duì)企業(yè)多元化及其價(jià)值效應(yīng)的影響，并從“多錢效應(yīng)”角度分析了這一影響的原因。本文的主要結(jié)論發(fā)現(xiàn)是：金融發(fā)展水平較低的地區(qū)，民營(yíng)企業(yè)更傾向于采用多元化經(jīng)營(yíng)策略，并且多元化企業(yè)的外部融資優(yōu)勢(shì)越明顯，多元化溢價(jià)（折價(jià)）程度越高（越低）。

金融發(fā)展水平會(huì)影響企業(yè)進(jìn)行多元化經(jīng)營(yíng)的傾向，這有助于理解“發(fā)達(dá)國(guó)家企業(yè)紛紛進(jìn)行歸核化”和“我國(guó)民營(yíng)企業(yè)熱衷于多元化”兩種事實(shí)。發(fā)達(dá)國(guó)家資本市場(chǎng)較為完善，金融系統(tǒng)資源配置效率較高，經(jīng)營(yíng)良好的企業(yè)可以較為方便地獲得外部融資，因此多元化經(jīng)營(yíng)帶來的“共同擔(dān)保效應(yīng)”變得無足輕重，多元化帶來的收益降低，所以“歸核化”現(xiàn)象較為普遍；相比之下，我國(guó)金融系統(tǒng)資源配置效率較低，信貸市場(chǎng)和資本市場(chǎng)存在的“所有制歧視”使得民營(yíng)企業(yè)面臨較為嚴(yán)重的融資約束，融資能力成為制約企業(yè)價(jià)值提升的短板，這種情況下充分利用多元化經(jīng)營(yíng)帶來的外部融資優(yōu)勢(shì)已成為不少企業(yè)的自然選擇。

金融發(fā)展水平還會(huì)影響企業(yè)多元化戰(zhàn)略的經(jīng)濟(jì)后果。金融發(fā)展水平較低的環(huán)境下多元化經(jīng)營(yíng)具有外部融資優(yōu)勢(shì)和多元化溢價(jià)現(xiàn)象，隨著金融發(fā)展水平提高，多元化經(jīng)營(yíng)帶來的外部融資優(yōu)勢(shì)消失，多元化溢價(jià)轉(zhuǎn)向多元化折價(jià)。這有助于理解既有文獻(xiàn)在我國(guó)企業(yè)多元化價(jià)值效應(yīng)問題上存在的分歧和爭(zhēng)論，既有文獻(xiàn)大多考慮的是多元化經(jīng)營(yíng)帶來的平均價(jià)值效應(yīng)，而沒有結(jié)合不同企業(yè)的經(jīng)營(yíng)環(huán)境進(jìn)行細(xì)化分析，這是多元化折價(jià)結(jié)論和多元化溢價(jià)結(jié)論共存的主要原因。

基于本文結(jié)論可知，隨著我國(guó)金融改革的不斷深化和金融發(fā)展水平的逐漸提升，民營(yíng)企業(yè)的融資約束有望逐漸得到緩解，多元化戰(zhàn)略的外部融資優(yōu)勢(shì)也將逐漸消散。因此，民營(yíng)企業(yè)應(yīng)該根據(jù)經(jīng)營(yíng)環(huán)境動(dòng)態(tài)調(diào)整其多元化經(jīng)營(yíng)戰(zhàn)略，在時(shí)機(jī)成熟時(shí)開展“歸核化”行動(dòng)，使企業(yè)價(jià)值最大化。

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