劉 超 宋 鑫 郭利鋒

(1.南京財(cái)經(jīng)大學(xué)會(huì)計(jì)學(xué)院；2.上海理工大學(xué)管理學(xué)院；3.北京中公教育科技有限公司)

1 研究背景

自股權(quán)分置改革以來(lái)，定向增發(fā)已成為我國(guó)上市公司股權(quán)再融資的主流方式，近年來(lái)其募資規(guī)模占整個(gè)再融資市場(chǎng)高達(dá)80%以上。由于中國(guó)資本市場(chǎng)仍處于“新興加轉(zhuǎn)軌”階段，相關(guān)市場(chǎng)機(jī)制尚不健全，使得我國(guó)定向增發(fā)再融資機(jī)制在定價(jià)效率以及發(fā)行規(guī)模上，與國(guó)外成熟市場(chǎng)存在較大差異，異化現(xiàn)象比較突出，由此導(dǎo)致的利益輸送[1]、資源配置效率低下[2]等問(wèn)題嚴(yán)重困擾著我國(guó)定向增發(fā)市場(chǎng)的健康發(fā)展。政府主導(dǎo)的制度安排與股票市場(chǎng)內(nèi)在的發(fā)展規(guī)律之間的矛盾愈發(fā)凸顯，集中表現(xiàn)在股市的融資功能超常發(fā)揮，而股票市場(chǎng)的價(jià)格發(fā)現(xiàn)功能、投資功能和資源優(yōu)化配置功能被極大地弱化[3]。過(guò)度配置資金實(shí)質(zhì)上是一種資源的錯(cuò)配，會(huì)導(dǎo)致資金的低效使用。我國(guó)上市公司長(zhǎng)期存在非理性投融資傾向，定向增發(fā)募集資金沒(méi)有得到合理使用。現(xiàn)有文獻(xiàn)對(duì)定向增發(fā)的資源配置效率及其傳導(dǎo)機(jī)制的研究較為不足，因此，在監(jiān)管松綁、市場(chǎng)擴(kuò)容的制度背景下，對(duì)于定向增發(fā)募集資金使用效率的研究具有重要的理論意義和實(shí)踐價(jià)值。

上市公司在股權(quán)再融資后通常會(huì)出現(xiàn)業(yè)績(jī)下滑的跡象，即存在“SEO業(yè)績(jī)之謎”[4]。既有文獻(xiàn)對(duì)于業(yè)績(jī)下滑原因的解釋局限于盈余管理及市場(chǎng)情緒等因素，未考慮企業(yè)實(shí)際經(jīng)營(yíng)行為的影響。而多元化經(jīng)營(yíng)是企業(yè)實(shí)現(xiàn)快速擴(kuò)大規(guī)模的重要發(fā)展模式之一。有研究表明，定向增發(fā)再融資后企業(yè)過(guò)度投資問(wèn)題顯著加深[5]，那么這種過(guò)度投資現(xiàn)象是不是由多元化經(jīng)營(yíng)方式所導(dǎo)致？典型案例如樂(lè)視，自IPO以來(lái)通過(guò)多次定向增發(fā)募集資金共計(jì)60余億元，致力于橫跨“七大生態(tài)”的商業(yè)模式，但是業(yè)務(wù)分散、管理混亂等原因?qū)е聵?lè)視最終深陷破產(chǎn)危機(jī)。定向增發(fā)所募集資金為企業(yè)多元化經(jīng)營(yíng)提供了資源基礎(chǔ)，而且再融資后企業(yè)的股權(quán)結(jié)構(gòu)及資本結(jié)構(gòu)都發(fā)生較大變化，增加了信息不對(duì)稱(chēng)程度。本研究擬從多元化視角對(duì)定向增發(fā)企業(yè)的“SEO業(yè)績(jī)之謎”現(xiàn)象展開(kāi)討論。

本研究以2007～2019年我國(guó)滬深A(yù)股實(shí)施定向增發(fā)的上市公司為樣本，采用多時(shí)點(diǎn)雙重差分模型，考察定向增發(fā)對(duì)企業(yè)多元化戰(zhàn)略及其經(jīng)營(yíng)業(yè)績(jī)的影響。本研究的主要貢獻(xiàn)表現(xiàn)在：①?gòu)娜厣a(chǎn)率角度進(jìn)一步證實(shí)了“SEO業(yè)績(jī)之謎”的存在性。已有研究主要從股價(jià)變化、ROA等易受操縱的會(huì)計(jì)指標(biāo)來(lái)度量公司業(yè)績(jī)。資源配置效率的優(yōu)化在企業(yè)層面直接體現(xiàn)為全要素生產(chǎn)率是否得到提高[6]，因此本研究采用全要素生產(chǎn)率，重新驗(yàn)證定向增發(fā)企業(yè)的業(yè)績(jī)變化。②本研究從多元化經(jīng)營(yíng)視角加深了對(duì)“SEO業(yè)績(jī)之謎”形成原因的認(rèn)識(shí)。已有研究主要從盈余管理等方面解釋定向增發(fā)企業(yè)業(yè)績(jī)下滑的原因，并沒(méi)有考慮融資后企業(yè)的實(shí)際投資行為對(duì)其業(yè)績(jī)的影響。本研究表明，盲目開(kāi)展多元化經(jīng)營(yíng)會(huì)提高企業(yè)財(cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)并導(dǎo)致業(yè)績(jī)下滑，揭示了定向增發(fā)企業(yè)“SEO業(yè)績(jī)之謎”更本質(zhì)的形成原因，也詳細(xì)刻畫(huà)了再融資之后企業(yè)的具體募集資金投向，為已有研究所發(fā)現(xiàn)的過(guò)度投資結(jié)論提供了具體傳導(dǎo)路徑。③本研究有助于在新的定向增發(fā)政策和市場(chǎng)環(huán)境下加強(qiáng)對(duì)定向增發(fā)資源使用效率的監(jiān)管。2020年證監(jiān)會(huì)全面降低定向增發(fā)門(mén)檻，尤其是融資規(guī)模得到進(jìn)一步放松，因此如何治理定向增發(fā)企業(yè)的非理性行為，將成為定向增發(fā)市場(chǎng)擴(kuò)容后的監(jiān)管重點(diǎn)。

2 理論分析與研究假設(shè)

2.1 定向增發(fā)與企業(yè)多元化經(jīng)營(yíng)

定向增發(fā)再融資為上市公司開(kāi)展多元化經(jīng)營(yíng)提供了資源支撐。多元化往往跨越多個(gè)行業(yè)、部門(mén)和市場(chǎng)，資金投入是企業(yè)開(kāi)展多元化經(jīng)營(yíng)不可或缺的物質(zhì)資源[7]。上市公司多元化經(jīng)營(yíng)戰(zhàn)略能否順利實(shí)施，在很大程度上取決于公司所擁有的資源。而由于信息不對(duì)稱(chēng)和市場(chǎng)不完備性，我國(guó)上市公司普遍面臨較高的融資約束問(wèn)題。相對(duì)于其他融資方式，定向增發(fā)具有發(fā)行條件寬松等優(yōu)勢(shì)，近年來(lái)，再融資市場(chǎng)中80%以上的金融資源都通過(guò)定向增發(fā)配置給了上市公司。定向增發(fā)再融資機(jī)制拓展了企業(yè)融資渠道，極大地增加了企業(yè)可自由支配的現(xiàn)金流。而自由現(xiàn)金流的增加，使管理者更可能從事額外自利性項(xiàng)目的投資，提高多元化戰(zhàn)略的期望值[8]。

我國(guó)企業(yè)存在的非理性投資理念也會(huì)加劇其募集資金的多元化投資傾向。我國(guó)企業(yè)歷來(lái)具有擴(kuò)張動(dòng)機(jī)[9]，企業(yè)在獲得政府財(cái)政補(bǔ)貼或者銀行授信時(shí)，更會(huì)激發(fā)其強(qiáng)烈的投資沖動(dòng)，追求快速擴(kuò)張[1]。張新民等[10]研究產(chǎn)業(yè)政策對(duì)企業(yè)融資約束的影響時(shí)發(fā)現(xiàn)，產(chǎn)業(yè)政策雖然有助于企業(yè)更容易獲得銀行貸款，但銀行貸款卻無(wú)法滿(mǎn)足企業(yè)擴(kuò)張的需求。較多研究也表明，我國(guó)定向增發(fā)企業(yè)在融資后存在非效率擴(kuò)張傾向[5]，因此，多元化擴(kuò)張有可能成為定向增發(fā)企業(yè)在融資后的經(jīng)營(yíng)戰(zhàn)略。

定向增發(fā)中存在的雙重代理成本，會(huì)加強(qiáng)管理層和大股東實(shí)施多元化經(jīng)營(yíng)的動(dòng)機(jī)。一方面，管理層的薪酬、聲譽(yù)及地位與公司規(guī)模緊密相關(guān)。大規(guī)模企業(yè)的經(jīng)理在薪酬收入、在職消費(fèi)、社會(huì)地位等方面，都要遠(yuǎn)遠(yuǎn)超過(guò)中小規(guī)模的企業(yè)[11]。公司規(guī)模擴(kuò)張能增強(qiáng)管理層所控制的資源，因此，管理層有動(dòng)機(jī)通過(guò)擴(kuò)大公司規(guī)模來(lái)獲得聲譽(yù)和薪酬的提升[12]。定向增發(fā)后管理層通過(guò)將所募集資金投向更多領(lǐng)域以追求公司規(guī)模擴(kuò)張，從而可以控制更多資源。而且通過(guò)實(shí)施多元化經(jīng)營(yíng)，使企業(yè)內(nèi)部部門(mén)層級(jí)和權(quán)力鏈條更加復(fù)雜化，加大了委托人與代理人之間的信息不對(duì)稱(chēng)程度[13]，便于管理層日后將資金投入到更有利于自身的項(xiàng)目中。另一方面，大股東的掏空動(dòng)機(jī)也會(huì)促使企業(yè)采取多元化戰(zhàn)略。定向增發(fā)中，大股東存在資產(chǎn)注入[5]、盈余管理[14]及資金占用[15]等機(jī)會(huì)主義行為。多元化經(jīng)營(yíng)也是大股東實(shí)現(xiàn)將自身風(fēng)險(xiǎn)轉(zhuǎn)移給上市公司的渠道，而且持股比例越高，這種干預(yù)上市公司多元化決策的動(dòng)機(jī)越強(qiáng)[16]。所以，定向增發(fā)新股后，將導(dǎo)致公司內(nèi)部的代理問(wèn)題更加嚴(yán)重，多元化傾向上升。由此，提出如下假設(shè)：

假設(shè)1定向增發(fā)再融資后，企業(yè)多元化經(jīng)營(yíng)趨勢(shì)會(huì)顯著上升。

2.2 定向增發(fā)、產(chǎn)權(quán)性質(zhì)與企業(yè)多元化經(jīng)營(yíng)

在新興經(jīng)濟(jì)體中，市場(chǎng)分配要素資源的機(jī)制還不完善。政府干預(yù)企業(yè)發(fā)展是制度轉(zhuǎn)型過(guò)程中的突出特征，不同產(chǎn)權(quán)性質(zhì)企業(yè)的投融資行為存在明顯差異[17]。即使會(huì)陷入財(cái)務(wù)困境，預(yù)算軟約束的存在也能使國(guó)有企業(yè)獲得更多的政府資金支持，因此，國(guó)有企業(yè)的投資行為較少受到融資約束的限制，其多元化經(jīng)營(yíng)戰(zhàn)略在定向增發(fā)前后相對(duì)變化較小。相反，民營(yíng)企業(yè)的銀行信貸期限通常更短，成本也更高。民營(yíng)企業(yè)的投資行為因融資約束而受到更大壓抑，在獲取資金后會(huì)表現(xiàn)出更強(qiáng)烈的投資沖動(dòng)，進(jìn)而導(dǎo)致更嚴(yán)重的過(guò)度投資現(xiàn)象[1]。相對(duì)于國(guó)有企業(yè)，定向增發(fā)再融資對(duì)緩解民營(yíng)企業(yè)資金約束的邊際作用更大，更容易對(duì)其投資決策產(chǎn)生實(shí)質(zhì)性影響。由此，提出如下假設(shè)：

假設(shè)2相對(duì)于國(guó)有企業(yè)，民營(yíng)企業(yè)在定向增發(fā)再融資后更容易出現(xiàn)多元化經(jīng)營(yíng)趨勢(shì)。

2.3 定向增發(fā)、多元化經(jīng)營(yíng)與“SEO業(yè)績(jī)之謎”

多元化經(jīng)營(yíng)對(duì)公司價(jià)值究竟有何影響一直是學(xué)術(shù)上爭(zhēng)論的焦點(diǎn)，已有研究尚未得到統(tǒng)一結(jié)論。多元化經(jīng)營(yíng)帶來(lái)的委托代理問(wèn)題，會(huì)增加管理層實(shí)施帝國(guó)建造和在職消費(fèi)等謀求私有利益最大化的行為，進(jìn)而損害公司價(jià)值。徐業(yè)坤等[18]研究發(fā)現(xiàn)，多元化經(jīng)營(yíng)會(huì)加劇股價(jià)崩盤(pán)風(fēng)險(xiǎn)。而且隨著多元化經(jīng)營(yíng)帶來(lái)的業(yè)務(wù)復(fù)雜程度的增加，企業(yè)信息不對(duì)稱(chēng)程度也會(huì)明顯提高，多元化折價(jià)現(xiàn)象更嚴(yán)重[19]。倉(cāng)勇濤等[20]研究表明，多元化經(jīng)營(yíng)帶來(lái)的業(yè)務(wù)復(fù)雜性對(duì)公司資源配置效率產(chǎn)生了負(fù)面影響，不利于公司代理成本的降低和業(yè)績(jī)的提升。

由于我國(guó)上市公司尚未建立健全有效的公司治理和內(nèi)部控制機(jī)制，多元化經(jīng)營(yíng)衍生而來(lái)的財(cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)尤為突出。曹向等[21]提出，在管理層的機(jī)會(huì)主義動(dòng)機(jī)下開(kāi)展的多元化行為會(huì)加大企業(yè)財(cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)。在定向增發(fā)中，有研究表明，信息不對(duì)稱(chēng)程度越高[22]、基本面越差[23]的企業(yè)越傾向于選擇定向增發(fā)，而且定向增發(fā)中存在的盈余管理、劣質(zhì)資產(chǎn)注入以及市場(chǎng)擇時(shí)等，也會(huì)向投資者傳遞負(fù)面信號(hào)，削弱公司價(jià)值。另外在定向增發(fā)后，公司內(nèi)部的代理問(wèn)題往往會(huì)更加嚴(yán)重，這也會(huì)降低其資源配置效率。由此，提出如下假設(shè)：

假設(shè)3定向增發(fā)企業(yè)的多元化經(jīng)營(yíng)會(huì)顯著加大企業(yè)財(cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)，并損害其經(jīng)營(yíng)效率。

3 研究設(shè)計(jì)

3.1 樣本選擇與數(shù)據(jù)來(lái)源

本研究以2007～2019 年我國(guó)實(shí)施定向增發(fā)的A股上市公司為研究樣本，對(duì)于期間多次實(shí)施定向增發(fā)的公司，以首次實(shí)施定向增發(fā)的數(shù)據(jù)為基準(zhǔn)。為避免其他因素干擾，將研究區(qū)間限定在定向增發(fā)前后3年共計(jì)7年的時(shí)間窗口期內(nèi)。按照公司財(cái)務(wù)研究慣例，對(duì)樣本做如下篩選：①剔除ST、*ST等這類(lèi)特殊的樣本公司；②剔除金融、保險(xiǎn)類(lèi)上市公司；③剔除B股增發(fā)A股或A股增發(fā)H股的上市公司；④剔除資產(chǎn)負(fù)債率大于1即資不抵債的上市公司；⑤剔除定向增發(fā)期間同時(shí)進(jìn)行過(guò)配股或公開(kāi)增發(fā)的公司；⑥剔除相關(guān)財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)缺失的樣本。最終得到11 119個(gè)樣本觀(guān)測(cè)值。為進(jìn)一步克服異常值的影響，本研究對(duì)所有連續(xù)變量在1%分位上的極端值進(jìn)行了縮尾處理。上市公司定向增發(fā)以及多元化經(jīng)營(yíng)的相關(guān)數(shù)據(jù)來(lái)自Wind數(shù)據(jù)庫(kù)，其他財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)來(lái)自CSMAR數(shù)據(jù)庫(kù)。

3.2 模型設(shè)計(jì)與變量說(shuō)明

為了準(zhǔn)確地評(píng)估定向增發(fā)對(duì)企業(yè)多元化經(jīng)營(yíng)行為的影響，本研究采用宏觀(guān)經(jīng)濟(jì)學(xué)中政策評(píng)估最常用的雙重差分(DID)模型進(jìn)行估計(jì)。借鑒羅知等[24]的研究，構(gòu)建如下多時(shí)點(diǎn)DID模型進(jìn)行實(shí)證分析：

Di,t=β0+β1Ti,t×Pi,t+βiC+εi,t，

(1)

進(jìn)一步，為了驗(yàn)證多元化經(jīng)營(yíng)對(duì)定向增發(fā)企業(yè)后續(xù)的財(cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)和經(jīng)營(yíng)業(yè)績(jī)的影響，將定向增發(fā)企業(yè)的多元化程度按照中位數(shù)劃分為高低兩組進(jìn)行回歸。①采用經(jīng)修正的Altman Z指數(shù)來(lái)度量企業(yè)財(cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)。一般而言，Z值能夠預(yù)測(cè)企業(yè)財(cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)或破產(chǎn)的可能性，Z值越低，企業(yè)財(cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)越大。②采用全要素生產(chǎn)率TF來(lái)測(cè)度企業(yè)的經(jīng)營(yíng)效率。全要素生產(chǎn)率衡量企業(yè)的投入產(chǎn)出效率，其值不僅取決于企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新能力，還會(huì)受到企業(yè)資本配置效率影響，資源配置效率的優(yōu)化在企業(yè)發(fā)展中直接體現(xiàn)為全要素生產(chǎn)率是否得到提高[6]。

為驗(yàn)證定向增發(fā)企業(yè)的多元化經(jīng)營(yíng)對(duì)其財(cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)和經(jīng)營(yíng)業(yè)績(jī)的影響，本研究構(gòu)建模型(2)，按照公司多元化經(jīng)營(yíng)程度進(jìn)行分組回歸。

Z/TF=β0+β1Ti,t×Pi,t+βiC+εi,t，

(2)

式中，企業(yè)財(cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)Z值和全要素生產(chǎn)率TF為因變量。模型(2)中同樣控制了公司個(gè)體固定效應(yīng)(FE)、行業(yè)固定效應(yīng)(I)以及年份固定效應(yīng)(Y)。

值得注意的是，基本的雙重差分模型中不僅要包括交乘項(xiàng)T×P，一般還需要納入兩個(gè)低次項(xiàng)，即T和P。但在本研究中，上市公司實(shí)施定向增發(fā)的時(shí)間并不一致，這將導(dǎo)致有的公司在t期屬于控制組，而在t+1期實(shí)施定向增發(fā)后又變成處理組。由于無(wú)法定義一個(gè)對(duì)于每個(gè)企業(yè)而言都相同的處理時(shí)間，因此參考羅知等[24]對(duì)于多時(shí)點(diǎn)DID模型的設(shè)計(jì)，模型(1)和模型(2)中不再單獨(dú)控制兩個(gè)低次項(xiàng)，而是改為控制公司個(gè)體效應(yīng)和時(shí)間固定效應(yīng)。上述變量定義及說(shuō)明見(jiàn)表1。

表1 主要變量定義及說(shuō)明

4 實(shí)證結(jié)果與分析

4.1 描述性統(tǒng)計(jì)

本研究主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)見(jiàn)表2。由表2可知，D1均值為0.610，表明樣本中有61%的企業(yè)都存在多元化經(jīng)營(yíng)傾向；D2值表明平均每個(gè)企業(yè)實(shí)際跨行業(yè)經(jīng)營(yíng)數(shù)量為3個(gè)，最多同時(shí)橫跨8個(gè)不同行業(yè)經(jīng)營(yíng)(對(duì)數(shù)轉(zhuǎn)換)；同時(shí)，D3和D4指標(biāo)也都表明我國(guó)上市公司普遍存在多元化經(jīng)營(yíng)現(xiàn)象。全要素生產(chǎn)率方面，TF均值為5.497，最大值為8.105。財(cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)指標(biāo)Z值方面，均值為6.171，這表明我國(guó)上市公司總體上財(cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)較??；但從最小值1.308也可以看出，部分企業(yè)存在很大的破產(chǎn)風(fēng)險(xiǎn)。

表2 描述性統(tǒng)計(jì)(N=11 119)

4.2 基本假設(shè)回歸結(jié)果

4.2.1定向增發(fā)與企業(yè)多元化經(jīng)營(yíng)

假設(shè)1的回歸結(jié)果見(jiàn)表3。由表3可知，列(1)以虛擬變量D1衡量公司多元化行為，采用Logit回歸。T×P系數(shù)為0.052，且在1%水平上顯著為正，這表明定向增發(fā)之后企業(yè)多元化經(jīng)營(yíng)趨勢(shì)顯著上升。列(2)以D2為因變量的回歸結(jié)果也顯示，定向增發(fā)企業(yè)融資后跨行業(yè)經(jīng)營(yíng)單元數(shù)量顯著增加。列(3)和列(4)分別以赫芬德?tīng)栔笖?shù)D3和收入熵D4為因變量，其回歸系數(shù)分別為-0.023(1)赫芬德?tīng)栔笖?shù)D4為負(fù)向指標(biāo)，即取值越小，企業(yè)多元化程度越高。和0.036，且二者均通過(guò)了1%的顯著性檢驗(yàn)?；貧w結(jié)果表明，定向增發(fā)之后企業(yè)的多元化經(jīng)營(yíng)程度顯著上升，假設(shè)1得到驗(yàn)證。

表3 定向增發(fā)與企業(yè)多元化經(jīng)營(yíng)(N=11 119)

4.2.2定向增發(fā)、產(chǎn)權(quán)性質(zhì)與企業(yè)多元化經(jīng)營(yíng)

檢驗(yàn)產(chǎn)權(quán)性質(zhì)對(duì)定向增發(fā)企業(yè)多元化經(jīng)營(yíng)影響的實(shí)證結(jié)果見(jiàn)表4。由表4可知，在3種多元化度量方式下，國(guó)有企業(yè)組T×P系數(shù)均不顯著，而民營(yíng)企業(yè)組系數(shù)則至少在5%的水平上顯著為正，表明民營(yíng)企業(yè)在定向增發(fā)后更容易出現(xiàn)多元化加深的現(xiàn)象，假設(shè)2得到驗(yàn)證。民營(yíng)企業(yè)處于相對(duì)弱勢(shì)地位，通常面臨更高的融資約束制約，投資行為受到更大壓抑，融資后可能會(huì)表現(xiàn)出更強(qiáng)烈的投資欲望[1]。而國(guó)有企業(yè)在銀行信貸等方面享有較多優(yōu)惠和政府扶持政策，投資行為較少受到融資約束的影響，因此定向增發(fā)對(duì)其多元化戰(zhàn)略沒(méi)有顯著影響。

表4 定向增發(fā)、產(chǎn)權(quán)性質(zhì)與企業(yè)多元化經(jīng)營(yíng)

4.2.3定向增發(fā)、多元化經(jīng)營(yíng)與財(cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)

定向增發(fā)對(duì)企業(yè)財(cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)影響的回歸結(jié)果見(jiàn)表5。由表5可知，列(1)是全樣本回歸結(jié)果，T×P系數(shù)為-0.197，在5%的水平上顯著為負(fù)，說(shuō)明定向增發(fā)后企業(yè)的財(cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)顯著加??；列(2)和列(3)考察定向增發(fā)企業(yè)的多元化經(jīng)營(yíng)對(duì)財(cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)的影響，分別按照D3和D4的中位數(shù)將全樣本劃分為多元化程度高或低兩組?？梢钥闯觯诙嘣?jīng)營(yíng)程度較低的LD組中，T×P系數(shù)雖然為負(fù)，但均不顯著；而在多元化經(jīng)營(yíng)程度較高的HD組中，其系數(shù)均在5%的水平上顯著為負(fù)。結(jié)果表明，多元化經(jīng)營(yíng)程度越高，定向增發(fā)企業(yè)財(cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)的加劇程度也更高，假設(shè)3得到部分驗(yàn)證。

4.2.4定向增發(fā)、多元化經(jīng)營(yíng)與全要素生產(chǎn)率

進(jìn)一步探討定向增發(fā)企業(yè)多元化經(jīng)營(yíng)行為對(duì)其經(jīng)營(yíng)效率的影響，回歸結(jié)果見(jiàn)表6。列(1)全樣本中T×P系數(shù)在1%的水平上顯著為負(fù)，表明定向增發(fā)企業(yè)的全要素生產(chǎn)率明顯下降。在多元化經(jīng)營(yíng)程度較高的HD組中，差分項(xiàng)T×P系數(shù)均分別在1%和5%的水平上顯著為負(fù)，而在較低的LD組中則沒(méi)有通過(guò)顯著性檢驗(yàn)。結(jié)果表明，定向增發(fā)企業(yè)的多元化經(jīng)營(yíng)行為顯著降低了企業(yè)的全要素生產(chǎn)率，假設(shè)3得到驗(yàn)證。本研究不僅利用全要素生產(chǎn)率這一指標(biāo)為定向增發(fā)企業(yè)“SEO業(yè)績(jī)之謎”的存在性提供了新的證據(jù)，而且還從企業(yè)實(shí)際經(jīng)營(yíng)戰(zhàn)略視角對(duì)其業(yè)績(jī)下滑現(xiàn)象做了更深入的解釋。

表6 定向增發(fā)、多元化經(jīng)營(yíng)與全要素生產(chǎn)率

4.3 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為進(jìn)一步證實(shí)本研究結(jié)論的可靠性，下面分別通過(guò)變更主要變量衡量方式、采用傾向得分匹配以及修正多時(shí)點(diǎn)DID模型等多種方法對(duì)結(jié)果進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。

(1)變更業(yè)績(jī)度量方式一方面，前文中對(duì)于全要素生產(chǎn)率的計(jì)算采用的是半?yún)?shù)OP方法。為了穩(wěn)健性考慮，參考魯曉東等[25]的研究，采用OLS方法來(lái)計(jì)算企業(yè)全要素生產(chǎn)率，回歸結(jié)果見(jiàn)表7。由表7可知，上述研究結(jié)論仍然不變，融資后多元化經(jīng)營(yíng)行為顯著降低了定向增發(fā)企業(yè)的經(jīng)營(yíng)效率(2)限于篇幅，控制變量回歸結(jié)果未列示，留存?zhèn)渌?，下同。。另一方面，以現(xiàn)有研究常用的會(huì)計(jì)指標(biāo)來(lái)衡量公司業(yè)績(jī)，主要采用凈資產(chǎn)收益率R和每股收益E兩種，回歸結(jié)果見(jiàn)表8。由表8可知，低多元化經(jīng)營(yíng)程度組企業(yè)的系數(shù)絕對(duì)值均顯著小于高多元化組企業(yè)(3)由未列示的組間系數(shù)差異檢驗(yàn)可知，二者系數(shù)均在5%的水平上存在顯著差異。，表明多元化經(jīng)營(yíng)行為會(huì)降低企業(yè)的經(jīng)營(yíng)業(yè)績(jī)。

表7 變更全要素生產(chǎn)率計(jì)算方法

表8 變更公司業(yè)績(jī)度量方式

(2)變更財(cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)的度量方式本研究還以盈余波動(dòng)性來(lái)衡量公司風(fēng)險(xiǎn)，具體而言，采用連續(xù)3年的凈資產(chǎn)收益率的波動(dòng)率來(lái)進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)，回歸結(jié)果見(jiàn)表9。由表9可知，在全樣本中，T×P系數(shù)在5%的水平上顯著為正，即定向增發(fā)后企業(yè)的盈余波動(dòng)性顯著提高；在多元化程度較低組中，T×P系數(shù)均不顯著，而且高程度的多元化組中，其系數(shù)均在5%的水平上顯著為正。前文研究結(jié)論仍然成立。

表9 定向增發(fā)、多元化經(jīng)營(yíng)與財(cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)

(3)PSM-DID模型定向增發(fā)是企業(yè)自主選擇實(shí)施的再融資行為，并不是隨機(jī)的外生沖擊。為此本研究進(jìn)一步采用PSM-DID的方法，盡可能構(gòu)建出“反事實(shí)”的研究框架。參照楊星等[26]研究，選取公司規(guī)模、資產(chǎn)負(fù)債率、盈利能力、大股東持股比例等作為影響企業(yè)是否實(shí)施定向增發(fā)的協(xié)變量，并按照定向增發(fā)前一年數(shù)據(jù)為處理組來(lái)匹配控制組。在完成PSM之后，進(jìn)一步采用多元回歸來(lái)檢驗(yàn)結(jié)果變量是否存在顯著差異[27]?；貧w結(jié)果顯示，上述結(jié)論仍然成立(4)限于篇幅，穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果未列示，留備索取，下同。。

(4)排他性解釋定向增發(fā)企業(yè)財(cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)上升以及全要素生產(chǎn)率下降也有可能是因?yàn)檫^(guò)度投資導(dǎo)致，因此，為了排除這種解釋?zhuān)狙芯窟M(jìn)一步在回歸模型中控制了企業(yè)投資效率變量，結(jié)論仍然成立。

(5)改變時(shí)間窗口期前文中是以定向增發(fā)前后各3年的時(shí)間來(lái)界定變量P。為了穩(wěn)健性考慮，本研究也將時(shí)間窗口期延長(zhǎng)至樣本公司在定向增發(fā)前后所有時(shí)間段進(jìn)行重新檢驗(yàn)，實(shí)證結(jié)果仍然存在。

(6)對(duì)多時(shí)點(diǎn)DID模型的前沿性修正近年來(lái)，有大量學(xué)者指出多時(shí)點(diǎn)DID模型極易產(chǎn)生無(wú)效的估計(jì)。為此，采用CHAISEMARTIN等[28]的方法，對(duì)傳統(tǒng)多時(shí)點(diǎn)DID模型可能存在的異質(zhì)性問(wèn)題進(jìn)行了修正，修正后的估計(jì)結(jié)果仍然十分穩(wěn)健。

5 進(jìn)一步研究

5.1 定向增發(fā)企業(yè)多元化經(jīng)營(yíng)的動(dòng)機(jī)研究

定向增發(fā)作為上市公司的一項(xiàng)重大融資決策，無(wú)疑深受公司大股東和管理層的影響，因此下面從大股東和管理層兩方面來(lái)分析定向增發(fā)企業(yè)開(kāi)展多元化經(jīng)營(yíng)的動(dòng)機(jī)。

(1)大股東掏空與企業(yè)多元化經(jīng)營(yíng)在我國(guó)，定向增發(fā)本質(zhì)上是大股東控制下的一次關(guān)聯(lián)交易行為，大股東在定向增發(fā)中的利益輸送現(xiàn)象已被以往文獻(xiàn)大量證實(shí)。企業(yè)在多元化經(jīng)營(yíng)過(guò)程中跨越多個(gè)行業(yè)和部門(mén)，更有利于大股東實(shí)施掏空行為。為此，先驗(yàn)證大股東掏空動(dòng)機(jī)對(duì)定向增發(fā)企業(yè)多元化行為的影響。對(duì)于大股東掏空動(dòng)機(jī)，從大股東是否參與[29]、發(fā)行定價(jià)[2]以及認(rèn)購(gòu)方式[15]3個(gè)角度進(jìn)行界定。大股東參與認(rèn)購(gòu)、折扣率越高以及以資產(chǎn)方式認(rèn)購(gòu)時(shí)，其掏空動(dòng)機(jī)更強(qiáng)烈，后續(xù)多元化經(jīng)營(yíng)程度可能也更高。回歸結(jié)果見(jiàn)表10，限于篇幅，僅呈現(xiàn)以收入熵D4測(cè)度企業(yè)多元化程度的結(jié)果。由表10可知，列(1)中大股東參與組T×P系數(shù)在1%的水平上顯著為正，而大股東未參與組中系數(shù)并不顯著。這說(shuō)明當(dāng)大股東參與定向增發(fā)時(shí)，上市公司在融資后更傾向于采取多元化經(jīng)營(yíng)戰(zhàn)略。列(2)考慮折扣率的影響，同樣發(fā)現(xiàn)高折扣率組中的系數(shù)顯著為正，而低折扣率組則不顯著。說(shuō)明折扣率越高，后續(xù)開(kāi)展多元化經(jīng)營(yíng)的程度也越高。列(3)考慮認(rèn)購(gòu)方式的影響，發(fā)現(xiàn)相對(duì)于現(xiàn)金認(rèn)購(gòu)，資產(chǎn)認(rèn)購(gòu)類(lèi)型的定向增發(fā)企業(yè)后續(xù)的多元化經(jīng)營(yíng)趨勢(shì)更明顯(5)由未列示的組間系數(shù)差異檢驗(yàn)可知，兩組系數(shù)在1%水平上存在顯著差異。。由此證實(shí)，大股東的掏空動(dòng)機(jī)是定向增發(fā)企業(yè)加強(qiáng)多元化經(jīng)營(yíng)的主要原因之一。

表10 大股東掏空動(dòng)機(jī)與企業(yè)多元化經(jīng)營(yíng)

(2)管理層過(guò)度自信與企業(yè)多元化經(jīng)營(yíng)大規(guī)模企業(yè)的經(jīng)理在薪酬收入、在職消費(fèi)、社會(huì)地位等方面都要遠(yuǎn)遠(yuǎn)超過(guò)中小規(guī)模企業(yè)[11]，因此管理層具有致力于擴(kuò)大公司規(guī)模的沖動(dòng)。姜付秀等[9]提出，我國(guó)上市公司中管理層的過(guò)度自信會(huì)致使其實(shí)施擴(kuò)張性戰(zhàn)略。鑒于此，下面考察管理層過(guò)度自信對(duì)定向增發(fā)企業(yè)多元化經(jīng)營(yíng)的影響。參考姜付秀等[9]的研究，以高管薪酬的相對(duì)比例，即CEO的薪酬與第二、三名高管薪酬均值的差額，來(lái)衡量高管過(guò)度自信程度OV，再以中位數(shù)來(lái)將樣本劃分為較高過(guò)度自信HOV和較低過(guò)度自信LOV兩組進(jìn)行回歸，回歸結(jié)果見(jiàn)表11。由表11可知，在低過(guò)度自信LO組中，差分項(xiàng)系數(shù)均不顯著；而在較高過(guò)度自信HO組中，其系數(shù)均在5%的水平上顯著。由此表明，管理層的過(guò)度自信心理是導(dǎo)致定向增發(fā)企業(yè)在融資后熱衷于實(shí)施多元化經(jīng)營(yíng)的又一驅(qū)動(dòng)因素。已有文獻(xiàn)對(duì)于定向增發(fā)中大股東以及機(jī)構(gòu)投資者等利益主體的角色作用討論較為充分，而鮮有研究關(guān)注管理層的作用，本研究也從這方面進(jìn)行了一定的拓展。

表11 管理層過(guò)度自信與企業(yè)多元化經(jīng)營(yíng)

5.2 定向增發(fā)企業(yè)多元化涉入行業(yè)特征

定向增發(fā)企業(yè)在融資后通過(guò)多元化經(jīng)營(yíng)究竟涉入了哪些行業(yè)？這是本研究關(guān)心的另外一個(gè)問(wèn)題。①定向增發(fā)企業(yè)通過(guò)多元化經(jīng)營(yíng)是否進(jìn)入了非相關(guān)行業(yè)。中國(guó)上市公司素有炒概念和追求熱門(mén)題材的非理性特征，在得到融資資金后熱衷于鋪大攤子跨行業(yè)經(jīng)營(yíng)，那么，這種跨入非相關(guān)行業(yè)經(jīng)營(yíng)究竟是個(gè)案還是資本市場(chǎng)中的普遍現(xiàn)象，值得思考。②定向增發(fā)企業(yè)通過(guò)多元化經(jīng)營(yíng)是否會(huì)進(jìn)入產(chǎn)業(yè)政策所扶持的行業(yè)。產(chǎn)業(yè)政策具有信號(hào)指示作用，受產(chǎn)業(yè)政策扶持的行業(yè)會(huì)在信貸資源、稅收等方面得到政策優(yōu)惠[30]，但是產(chǎn)業(yè)政策過(guò)度集中的引導(dǎo)作用也有可能會(huì)損害企業(yè)經(jīng)營(yíng)效率[10]。那么，上市公司在定向增發(fā)后，會(huì)不會(huì)被吸引進(jìn)入到產(chǎn)業(yè)政策所扶持的行業(yè)以謀取更多的資源優(yōu)惠？

對(duì)于行業(yè)相關(guān)性，本研究構(gòu)建兩種非相關(guān)多元化衡量指標(biāo)，RE1為企業(yè)主營(yíng)業(yè)務(wù)收入構(gòu)成中非相關(guān)行業(yè)數(shù)量的自然對(duì)數(shù)，RE2為非相關(guān)行業(yè)數(shù)量占行業(yè)總數(shù)量的比重。而對(duì)于產(chǎn)業(yè)政策，P1定義為企業(yè)主營(yíng)業(yè)務(wù)收入構(gòu)成中有產(chǎn)業(yè)政策扶持的行業(yè)數(shù)量的自然對(duì)數(shù)(6)是否受產(chǎn)業(yè)政策扶持以“十一五規(guī)劃”(2006～2010)和“十二五規(guī)劃”(2011～2015)兩個(gè)五年計(jì)劃時(shí)期國(guó)家出臺(tái)的產(chǎn)業(yè)政策文件為依據(jù)。；P2為受產(chǎn)業(yè)政策扶持行業(yè)數(shù)量占行業(yè)總數(shù)量的比重?；貧w結(jié)果見(jiàn)表12，從Panel A可以看出，在兩種非相關(guān)多元化經(jīng)營(yíng)指標(biāo)度量方式下，差分項(xiàng)T×P系數(shù)均在1%的水平上顯著為正，表明定向增發(fā)企業(yè)在融資后的多元化經(jīng)營(yíng)更多進(jìn)入到了非相關(guān)行業(yè)。Panel B是產(chǎn)業(yè)政策的檢驗(yàn)結(jié)果，以P1為因變量時(shí)，交乘項(xiàng)系數(shù)在5%的水平上顯著為正；以P2為因變量時(shí)，雖然系數(shù)不顯著，但方向?yàn)檎?。研究表明，定向增發(fā)企業(yè)通過(guò)多元化戰(zhàn)略更傾向于涉入產(chǎn)業(yè)政策所扶持的行業(yè)。

表12 定向增發(fā)企業(yè)多元化經(jīng)營(yíng)經(jīng)營(yíng)特征(N=11 119)

6 結(jié)語(yǔ)

近年來(lái)，我國(guó)定向增發(fā)再融資市場(chǎng)環(huán)境和監(jiān)管政策已發(fā)生較大變化，尤其是2020年監(jiān)管部門(mén)全面降低了定向增發(fā)門(mén)檻，擴(kuò)大了企業(yè)融資規(guī)模。在這種背景下，對(duì)定向增發(fā)企業(yè)募集資金投向及其資源配置效率的研究具有重要的現(xiàn)實(shí)意義。本研究得出以下結(jié)論：①定向增發(fā)再融資后，企業(yè)多元化經(jīng)營(yíng)程度顯著加深，而且相對(duì)于國(guó)有企業(yè)，民營(yíng)企業(yè)在定向增發(fā)后多元化經(jīng)營(yíng)程度更高；②這種多元化擴(kuò)張戰(zhàn)略不僅加大了企業(yè)財(cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)，還會(huì)顯著損害企業(yè)的經(jīng)營(yíng)效率，上述研究結(jié)論經(jīng)過(guò)一系列穩(wěn)健性檢驗(yàn)后仍然存在；③進(jìn)一步研究還發(fā)現(xiàn)，大股東的掏空動(dòng)機(jī)和管理層的過(guò)度自信，是定向增發(fā)企業(yè)在融資后熱衷于開(kāi)展多元化經(jīng)營(yíng)的主要?jiǎng)右?；④通過(guò)深入考察定向增發(fā)企業(yè)多元化經(jīng)營(yíng)的具體特征，發(fā)現(xiàn)這些企業(yè)更傾向于選擇跨入非相關(guān)行業(yè)和產(chǎn)業(yè)政策所扶持的行業(yè)。

本研究為我國(guó)再融資市場(chǎng) “SEO業(yè)績(jī)之謎”提供了新的解釋?zhuān)瑫r(shí)也揭示了我國(guó)上市公司定向增發(fā)募集資金使用效率低下且得不到有效監(jiān)管的問(wèn)題。此外，本研究還存在以下不足：①由于缺乏定向增發(fā)募集資金的具體使用數(shù)據(jù)，難以判斷企業(yè)是否動(dòng)用定向增發(fā)資金實(shí)施了多元化經(jīng)營(yíng)，而僅僅是從計(jì)量方法上加以認(rèn)定；②對(duì)于定向增發(fā)企業(yè)全要素生產(chǎn)率下降的原因，本研究?jī)H從多元化角度進(jìn)行闡釋?zhuān)磥?lái)研究可進(jìn)一步從金融化投資等方面尋求更多解釋?zhuān)虎蹤C(jī)構(gòu)投資者作為定向增發(fā)參與的另一重要參與主體，本研究未考慮其作用，是否會(huì)對(duì)多元化擴(kuò)張行為產(chǎn)生治理作用，有待進(jìn)一步探討。