孫海濤 李春琦

1 引 言

相對于專業(yè)化的經(jīng)營策略，越來越多的企業(yè)選擇跨行業(yè)跨領(lǐng)域的多元化經(jīng)營策略。對此，學(xué)術(shù)界非常關(guān)注，相關(guān)研究表明，多元化經(jīng)營策略會顯著影響企業(yè)的價值（Wulf，2009[1]；Andreou等，2016[2]）、現(xiàn)金持有（Tong，2011[3]；王福勝和宋海旭，2012[4]）、投資效率（Chen和Chen，2012[5]）和企業(yè)創(chuàng)新（楊興全等，2019[6]）等。而對于企業(yè)來說，是否選擇多元化經(jīng)營策略會受到企業(yè)的自身特征或者行業(yè)的特性等因素的影響（洪道麟和熊德華，2006[7]；游家興和鄒雨菲，2014[8]；周澤將等，2015[9]）。

除了企業(yè)內(nèi)部的原因，外部宏觀環(huán)境的變化也是不得不考慮的因素，相對于受產(chǎn)業(yè)政策扶持的企業(yè)，非扶持企業(yè)更趨多元化經(jīng)營（楊興全等，2018[10]）。國企混改股權(quán)結(jié)構(gòu)的深入度、制衡度和控制權(quán)轉(zhuǎn)移以及非國有股東委派高管參與公司治理都不利于企業(yè)多元化經(jīng)營（楊興全等，2020[11]）。社會信任有助于提升企業(yè)多元化經(jīng)營（申丹琳等，2022[12]）。經(jīng)濟政策不確定性作為一個重要的宏觀經(jīng)濟變量，是一個不容忽視的變量，大量研究表明經(jīng)濟政策的不確定性會對企業(yè)的現(xiàn)金持有、投資和創(chuàng)新等行為產(chǎn)生重要的影響（李鳳羽和史永東，2016[13]；Gulen 和 Ion，2016[14]；張成思和劉貫春，2018[15]；顧夏銘等，2018[16]）。那么，多元化經(jīng)營策略是否會受到經(jīng)濟政策不確定性的影響，這種影響是否存在異質(zhì)性問題，其傳導(dǎo)路徑又是怎樣？這些問題的研究不僅有助于更好的理解企業(yè)選擇多元化經(jīng)營策略的原因，而且也豐富了經(jīng)濟政策不確定性對微觀企業(yè)行為影響的研究。

本文利用2003-2018年的上市公司數(shù)據(jù)，主要分析了經(jīng)濟政策不確定性對企業(yè)多元化經(jīng)營策略的影響，并從多個方面進行了拓展研究。研究結(jié)果表明，經(jīng)濟政策不確定性與企業(yè)多元化經(jīng)營之間存在著負相關(guān)關(guān)系，為了避免各種測量誤差、計量模型設(shè)計的偏誤以及可能存在的內(nèi)生性等問題，本文還進行了一系列的穩(wěn)健性檢驗，均不改變上述結(jié)論；進一步分析表明，相對于國有企業(yè)和大型企業(yè)，這種負相關(guān)關(guān)系在非國有企業(yè)和小型企業(yè)中更加明顯，貨幣和財政政策不確定性也都與企業(yè)多元化經(jīng)營之間存在著負相關(guān)關(guān)系；另外，本文還發(fā)現(xiàn)經(jīng)濟政策不確定性主要通過影響企業(yè)的融資行為進而不利于企業(yè)的多元化經(jīng)營，并且這種關(guān)系也存在于非國有企業(yè)和小企業(yè)當(dāng)中。

本文的研究貢獻主要有以下幾點：第一，與其他文獻單純研究具有某種性質(zhì)的企業(yè)選擇多元化經(jīng)營策略，或者某一經(jīng)濟政策對企業(yè)多元化策略的影響不同，本文從宏觀層面著手，研究經(jīng)濟政策不確定性對企業(yè)多元化經(jīng)營的影響，豐富了企業(yè)多元化經(jīng)營的研究范圍，尤其是外部環(huán)境對經(jīng)營多元化經(jīng)營策略的選擇的影響；第二，已有的文獻主要分析了我國的經(jīng)濟政策不確定性對企業(yè)的現(xiàn)金持有（李鳳羽和史永東，2016[13]；王紅建等，2014[17]）、企業(yè)的投資（陳國進和王少謙，2016[18]；饒品貴等，2017[19]）、企業(yè)的創(chuàng)新（顧夏銘等，2018[16]；郝威亞等，2016[20]）等的影響，但是很少有文獻探討經(jīng)濟政策不確定性對企業(yè)多元化經(jīng)營的影響，本文的研究豐富了宏觀經(jīng)濟政策不確定性對實體經(jīng)濟影響的研究；第三，本文不僅發(fā)現(xiàn)經(jīng)濟政策不確定性與企業(yè)多元化經(jīng)營之間存在著負相關(guān)關(guān)系，在傳導(dǎo)路徑方面，還發(fā)現(xiàn)了經(jīng)濟政策的不確定性通過影響企業(yè)的融資行為進而影響到企業(yè)的多元化經(jīng)營策略，由此拓展了宏觀經(jīng)濟變量與微觀企業(yè)行為的交叉研究。

2 文獻回顧與研究假設(shè)

2.1 相關(guān)文獻回顧

（1）企業(yè)多元化經(jīng)營策略影響因素

企業(yè)是否采取多元化經(jīng)營的策略受到許多因素的影響，Hyland和Diltz（2002）[21]認為，為了提高甚至是保持企業(yè)業(yè)績，企業(yè)有動力選擇多元化經(jīng)營策略；Valvano和Vannoni（2003）[22]發(fā)現(xiàn)，規(guī)模經(jīng)濟、穩(wěn)定的利潤和企業(yè)未來的發(fā)展都會使得企業(yè)選擇多元化經(jīng)營策略；我國上市公司選擇多元化經(jīng)營模式，更多的是為了降低企業(yè)經(jīng)營風(fēng)險或者公司高管出于利己動機的考慮（姜付秀，2006[23]）；企業(yè)的年齡、成長性、規(guī)模和控股股東類型等，還有企業(yè)所在行業(yè)的特性都會對我國企業(yè)的多元化行為產(chǎn)生重要的影響（洪道麟和熊德華，2006）[7]；政府直接控股的上市公司更容易實行多元化經(jīng)營（陳信元和黃俊，2007[24]）；企業(yè)高層管理者的政治網(wǎng)絡(luò)對企業(yè)的業(yè)務(wù)和地域多元化都會產(chǎn)生積極的促進作用（巫景飛等，2008[25]）；相對于非政治關(guān)聯(lián)企業(yè)，政治關(guān)聯(lián)企業(yè)的多元化程度較高（張敏和黃繼承，2009）[26]；企業(yè)家社會資本有利于推動公司多元化經(jīng)營戰(zhàn)略（游家興和鄒雨菲，2014[8]）；女性非獨立董事降低了企業(yè)的多元化經(jīng)營（周澤將等，2015[9]）；相較于受產(chǎn)業(yè)政策扶持的企業(yè)，非扶持企業(yè)更傾向于多元化經(jīng)營（楊興全等，2018[10]）。

（2）經(jīng)濟政策的不確定性對微觀企業(yè)行為的影響

企業(yè)的行為除了受到個體特征的影響外，還經(jīng)常會受到外界環(huán)境變化的干擾，尤其是經(jīng)濟政策的變化，眾多研究已經(jīng)表明經(jīng)濟政策的不確定性會對企業(yè)的行為產(chǎn)生著重要的影響：經(jīng)濟政策不確定性越高，企業(yè)現(xiàn)金持有水平越高（王紅建等，2014[17]；李鳳羽和史永東，2016[13]）；經(jīng)濟政策不確定性的增加會對企業(yè)投資行為產(chǎn)生抑制作用（Julio和Yook，2012[27]；陳國進和王少謙，2016[18]；饒品貴等，2017[19]）、抑制企業(yè)的創(chuàng)新（郝威亞等，2016）[20]，然而也有文獻表明，經(jīng)濟政策不確定性正向影響著上市公司的R&D投入和專利的申請量（顧夏銘等，2018[16]）；經(jīng)濟政策不確定性增加降低了企業(yè)的杠桿率（Zhang等，2015[28]）和企業(yè)的融資約束水平（張光利等，2018[29]）、導(dǎo)致了企業(yè)的銀行貸款成本增加，尤其是中小型銀行貸款的企業(yè)成本（宋全云等，2019[30]）、增加了企業(yè)的貸款融資成本（Kaviani等，2020[31]）。

經(jīng)濟政策的不確定性影響著企業(yè)眾多方面，作為企業(yè)發(fā)展過程中的一個重要的戰(zhàn)略選擇，企業(yè)多元化經(jīng)營是否受到經(jīng)濟政策的不確定性的影響？本文旨在研究這一問題，并且進行了相關(guān)的拓展研究。

2.2 研究假設(shè)的提出

經(jīng)濟政策不確定性是否會對企業(yè)多元化經(jīng)營策略產(chǎn)生影響？本文主要從企業(yè)高管和企業(yè)投資、現(xiàn)金持有和融資等方面討論。

從管理防御的視角，Morck等（1988）[32]認為，在公司內(nèi)外部控制的機制下，經(jīng)理人往往會選擇有利于維護自身職位，并且是采取追求自身效用最大化的行為。由于經(jīng)濟制度的相對不完善，隨著經(jīng)濟政策不確定性的上升，企業(yè)未來的盈利能力、投資方向以及債務(wù)的償還都會變得更加不確定。這就會使得企業(yè)管理層不敢采取具有冒險行為的多元化經(jīng)營策略，反而會繼續(xù)保持現(xiàn)狀，甚至是減少業(yè)務(wù)范圍。另外，多元化經(jīng)營的策略是否會對企業(yè)的業(yè)績的提升有所幫助，目前還沒有明確的結(jié)論（Rajan等，2000[33]；Campa和Kedia，2002[34]；Villalonga，2004[35]；Wulf，2009[1]），管理層也不會為了一個不確定的結(jié)果，在經(jīng)濟政策不確定的外界環(huán)境下，盲目的采取多元化經(jīng)營的策略。

與專業(yè)化經(jīng)營相比，多元化經(jīng)營策略的實施需要企業(yè)大量的人才引進和設(shè)備的投入，而企業(yè)的這些投資離不開資金的支持。經(jīng)濟政策的不確定性的變化會影響到企業(yè)的投資、現(xiàn)金持有和融資等方面，從而不利于企業(yè)多元化經(jīng)營。首先，經(jīng)濟政策的不確定性的上升會使企業(yè)的投資減少：經(jīng)濟政策不確定性對企業(yè)的投資具有顯著的負向效應(yīng)（韓國高，2014[36]）；在2008年的金融危機之后更加明顯（李鳳羽和楊墨竹，2015[37]）；經(jīng)濟政策不確定性對企業(yè)投資行為的抑制作用主要通過資金成本渠道和資本邊際收益率渠道傳導(dǎo)，且這種作用機制具有逆周期性和行業(yè)非對稱性（陳國進和王少謙，2016[18]）；另外，經(jīng)濟政策不確定性還會通過實物期權(quán)和金融摩擦兩種渠道抑制企業(yè)的投資（譚小芬和張文婧，2017[38]）。其次，經(jīng)濟政策的不確定性的上升會使企業(yè)的現(xiàn)金持有增加：經(jīng)濟政策不確定性越高，公司的現(xiàn)金持有水平也越高（王紅建等，2014[17]）；并且這種行為在融資約束較為嚴(yán)重、股權(quán)集中度較低以及學(xué)習(xí)能力較差的企業(yè)中更加明顯（李鳳羽和史永東，2016[13]）。最后，經(jīng)濟政策不確定性的增加也會對企業(yè)的融資帶來影響：經(jīng)濟政策不確定性的增加，加劇了股票市場的波動（Baker等，2016[39]）、減少了銀行貸款的供應(yīng)（Valencia，2017[40]）、使得企業(yè)的資本結(jié)構(gòu)決策更加趨于保守（顧研和周強龍，2018[41]）、企業(yè)銀行的借款水平下降（蔣騰等，2018[42]）、公司的融資水平降低（于傳榮和方軍雄，2018[43]；羅丹和李志騫，2019[44]）?？傊?，經(jīng)濟政策不確定性的上升，導(dǎo)致了企業(yè)的投資減少、現(xiàn)金持有水平增多，并且增加了企業(yè)的融資成本，使得企業(yè)的融資變得更加困難，進而不利于企業(yè)的多元化經(jīng)營策略。

基于以上分析，一方面，由于管理防御的存在，經(jīng)濟政策的不確定的上升會使得企業(yè)的行為變得謹慎起來，最好的辦法往往是保持現(xiàn)狀，甚至是減少經(jīng)營的業(yè)務(wù)范圍，從而不利于企業(yè)的多元化經(jīng)營。另一方面，經(jīng)濟政策不確定性的增加，導(dǎo)致了企業(yè)的現(xiàn)金持有增加，企業(yè)投資減少，同時也使得企業(yè)的融資變得更加困難，從而不利于企業(yè)的多元化經(jīng)營。由此，本文提出如下假設(shè)：

假設(shè)：其他條件不變的情況下，經(jīng)濟政策不確定性的上升會顯著抑制企業(yè)多元化經(jīng)營。

3 研究設(shè)計

3.1 模型的設(shè)計

為了分析經(jīng)濟政策不確定性對企業(yè)多元化經(jīng)營的影響，本文主要采用如下計量模型進行回歸分析：

其中，Div是被解釋變量，衡量企業(yè)的多元化經(jīng)營的指標(biāo)；cnepu是主要的解釋變量，用來表示經(jīng)濟政策不確定性；Xi,t為控制變量，包括企業(yè)的規(guī)模（size），企業(yè)的杠桿率（lev），企業(yè)的經(jīng)營年限（age），企業(yè)的成長機會（grow），盈利能力（roa），經(jīng)營現(xiàn)金流（cfo），資產(chǎn)可轉(zhuǎn)移程度（tran），企業(yè)的創(chuàng)新投入（intangible），企業(yè)第一大股東持股比例（shr1），企業(yè)獨立董事的比例（indratio）。i.induc是行業(yè)的虛擬變量。

3.2 變量的定義

（1）多元化經(jīng)營（Div）

參考姜付秀（2006）[23]和楊興全等（2018）[10]的文獻，本文主要從以下四個方面定義企業(yè)多元化經(jīng)營：①企業(yè)經(jīng)營行業(yè)的個數(shù)（divnum），企業(yè)實際跨行業(yè)經(jīng)營的個數(shù)；②收入熵（diventro），diventro=∑Pi×ln（1／Pi），其中Pi定義為企業(yè)的第i類主營業(yè)務(wù)收入/業(yè)務(wù)收入總額，此指數(shù)與企業(yè)多元化負相關(guān)，即diventro的值越大，企業(yè)多元化程度越高；③企業(yè)多元化經(jīng)營的傾向（divdummy），虛擬變量，如果企業(yè)跨行業(yè)經(jīng)營單元數(shù)大于1，令divdummy為1, 反之則為0；④赫芬德爾指數(shù)（divhhi），divhhi=∑Pi2，其中Pi的定義與②相同，此指數(shù)與企業(yè)多元化負相關(guān)，即divhhi的值越小，企業(yè)多元化程度越高；本文主要選取企業(yè)經(jīng)營行業(yè)的個數(shù)（divnum）和收入熵（diventro）作為主要的被解釋變量，其余兩個變量作為穩(wěn)健性檢驗。

（2）中國經(jīng)濟政策不確定性指數(shù)（cnepu）

本文使用的數(shù)據(jù)是由Huang和Luk（2020）[45]對中國內(nèi)地十份報紙進行文本挖掘①北京青年報、廣州日報、解放日報、人民日報（海外版）、新聞晨報、南方都市報、新京報、今晚報、文匯報和羊城晚報等中國內(nèi)地十份報紙。，編制的中國經(jīng)濟政策不確定性指數(shù)。該指數(shù)編制采用了多份不同的報紙，能夠客觀準(zhǔn)確地捕捉中國大陸的經(jīng)濟政策的不確定性。而且，他們還利用中國內(nèi)地報紙進行了多個穩(wěn)健性測試，結(jié)果顯示該指數(shù)受媒體偏差（Media Bias）的影響很小。

由于Huang和Luk（2020）[45]提供的是月度數(shù)據(jù)，本文根據(jù)以下規(guī)則，轉(zhuǎn)換成年度數(shù)據(jù)：①cnepu01，選取本年度12個月份的算術(shù)平均數(shù)（再除以100）作為當(dāng)年的經(jīng)濟政策不確定性指數(shù)；②cnepu02，選取本年度12個月份的幾何平均數(shù)（再除以100）作為當(dāng)年的經(jīng)濟政策不確定性指數(shù)；③cnepu03，參考Gulen和Ion（2016）[14]的方法，按照以下公式計算當(dāng)年的經(jīng)濟政策不確定性指數(shù)（結(jié)果再除以100）:

其中，cneput表示t年的經(jīng)濟政策不確定性指數(shù)，表示月份，cnepui,t表示t年第i各月份的經(jīng)濟政策不確定性指數(shù)。本文將選取cnepu03作為主要的解釋變量，其余兩個變量和Baker等（2016）[39]編制的中國經(jīng)濟政策不確定性指數(shù)作為穩(wěn)健性檢驗。

（3）控制變量

參考陳信元和黃?。?007）[24]、楊興全等（2018）[10]，本文主要選取以下變量作為控制變量：企業(yè)的規(guī)模（size）、企業(yè)的杠桿率（lev）、企業(yè)的經(jīng)營年限（age）、企業(yè)的成長機會（grow）、盈利能力（roa）、經(jīng)營現(xiàn)金流（cfo）、資產(chǎn)可轉(zhuǎn)移程度（tran）、企業(yè)的創(chuàng)新投入（intangible）、企業(yè)第一大股東持股比例（shr1）、企業(yè)獨立董事的比例（indratio）。具體的變量定義見表1。

表1 主要變量的定義

3.3 樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

本文選取滬深A(yù) 股上市公司2003-2018的數(shù)據(jù)作為分析樣本，在分析數(shù)據(jù)之前根據(jù)下列標(biāo)準(zhǔn)進行篩選：①剔除樣本期內(nèi)被ST和PT的非正常交易的上市公司；②剔除保險金融類上市公司；③剔除樣本期內(nèi)數(shù)據(jù)不全的上市公司，僅保留連續(xù)3年及以上相關(guān)數(shù)據(jù)健全的上市公司；④為了消除異常值的影響，使研究結(jié)果更具有可靠性，最后對所有公司層面的連續(xù)數(shù)據(jù)在上下1%的水平上進行了“縮尾處理”（Winsorize）。企業(yè)多元化指標(biāo)來源于Wind數(shù)據(jù)庫，有關(guān)上市公司財務(wù)數(shù)據(jù)來自國泰安（CSMAR）數(shù)據(jù)庫和銳思數(shù)據(jù)庫（RESSET）。

4 實證結(jié)果與分析

4.1 變量描述性統(tǒng)計

表2是變量的描述性統(tǒng)計，從表中可以看到，本文選取的時間段內(nèi)樣本數(shù)量為21498，衡量經(jīng)濟政策不確定性指數(shù)的指標(biāo)cnepu03平均值為1.328和中位數(shù)1.326非常接近，最小值和最大值相差較大，說明經(jīng)濟政策不確定性的波動較大；企業(yè)多元化經(jīng)營的指標(biāo)diventro平均值為0.356，標(biāo)準(zhǔn)差為0.427，中位數(shù)0.142低于平均值0.356，表明樣本內(nèi)大多數(shù)的企業(yè)都實行了多元化經(jīng)營的策略；另一個衡量企業(yè)多元化經(jīng)營的指標(biāo)divnum平均值為2.368，標(biāo)準(zhǔn)差為1.704，最大值為9，表明在本文選取的樣本內(nèi)，企業(yè)最多在9個行業(yè)進行跨行業(yè)經(jīng)營。

表2 變量的描述性統(tǒng)計

4.2 基本回歸分析

本文主要研究的是經(jīng)濟政策不確定性對企業(yè)多元化經(jīng)營的影響，為了提高回歸結(jié)果的穩(wěn)健性，所有回歸系數(shù)的標(biāo)準(zhǔn)誤均為穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤，并且在公司層面進行了cluster調(diào)整。表3是基本回歸結(jié)果，其中，第（1）和（2）列被解釋變量為企業(yè)經(jīng)營行業(yè)的個數(shù)divnum，（3）和（4）列選擇收入熵（diventro）來衡量企業(yè)多元化經(jīng)營程度，具體的指標(biāo)定義參看前文表述，diventro的值越大，企業(yè)多元化程度越高。另外，相較于（1）和（3）列，（2）和（4）控制了行業(yè)的固定效應(yīng)。從表3可以看到，無論是divnum還是diventro，cnepu03的系數(shù)均為負值，并且均在1%水平上顯著，這就說明了經(jīng)濟政策不確定性與企業(yè)多元化經(jīng)營之間的負相關(guān)關(guān)系，經(jīng)濟政策不確定性的增加不利于企業(yè)的多元化經(jīng)營。

表3 經(jīng)濟政策不確定性對企業(yè)多元化經(jīng)營的影響

4.3 穩(wěn)健性檢驗

研究變量的測量誤差、計量模型設(shè)計的偏誤以及可能存在的內(nèi)生性等問題，都會導(dǎo)致基本的回歸結(jié)果的不可靠，為了使本文的結(jié)果更加嚴(yán)謹和穩(wěn)健，接下來，針對基本回歸進行了一系列的穩(wěn)健性檢驗。

（1）被解釋變量的替換

使用企業(yè)多元化經(jīng)營的另外兩種衡量方式：企業(yè)多元化經(jīng)營的傾向（divdummy）和赫芬德爾指數(shù)（divhhi）。從表4可以看到，經(jīng)濟政策不確定性指數(shù)分別是負數(shù)和正數(shù)，且均在1%統(tǒng)計水平下顯著，不改變前文的結(jié)論，經(jīng)濟政策不確定性的增加確實降低了企業(yè)的多元化經(jīng)營。

表4 穩(wěn)健性檢驗（1）

（2）解釋變量的替換

初始經(jīng)濟政策不確定性指數(shù)是月度數(shù)據(jù)，前文使用加權(quán)的方法生成年度數(shù)據(jù)，現(xiàn)分別使用月度算術(shù)平均值（cnepu01）和幾何平均值（cnepu02）分別作穩(wěn)健性檢驗，具體的回歸結(jié)果見表5，從表中可以看到無論是cnepu01的系數(shù)還是cnepu02的系數(shù)均為負值，且均在1%水平下顯著，支持前文的結(jié)論。

表5 穩(wěn)健性檢驗（2）

續(xù)表

相較于本文使用的中國經(jīng)濟政策不確定性指數(shù)，大多文獻采取的是由Baker等（2016）[39]編制發(fā)布的中國經(jīng)濟政策不確定性指數(shù)，本文使用該指數(shù)作為解釋變量的替換變量進行穩(wěn)健性檢驗，與前文對應(yīng)，分別對月度數(shù)據(jù)進行加權(quán)、算術(shù)平均值和幾何平均值換算成年度數(shù)據(jù)，具體的回歸結(jié)果見表6，從表中可以發(fā)現(xiàn)，該穩(wěn)健性檢驗依舊支持前文結(jié)論。

表6 穩(wěn)健性檢驗（3）

（3）計量模型的變更

本文還可能存在一些不隨時間改變的其他固定因素對企業(yè)多元化經(jīng)營的影響，因此本文將采用固定效應(yīng)回歸模型進一步進行穩(wěn)健性檢驗。表7是具體的回歸結(jié)果，同樣的，無論是divnum還是diventro，經(jīng)濟政策不確定性指數(shù)cnepu03前的系數(shù)均為負值，且都在1%水平下顯著，因此該結(jié)果不改變本文的結(jié)論。

表7 固定效應(yīng)回歸結(jié)果

（4）排除金融危機的影響

本文使用的數(shù)據(jù)是從2003-2018，在這其中包含了2008年的金融危機，由于金融危機這一特殊事件可能對本文的結(jié)果產(chǎn)生影響，因此本文主要采取兩種方式處理這一問題：①直接除去2007和2008數(shù)據(jù)；②重新定義一個新的變量crisis，令2007和2008兩個年份為1，其余年份為0，然后將其加入回歸方原始的方程。表8是回歸結(jié)果，從中可以發(fā)現(xiàn)兩種處理方式都不改變經(jīng)濟政策不確定性指數(shù)與企業(yè)多元化經(jīng)營之間的負相關(guān)關(guān)系。

表8 排除金融危機回歸結(jié)果

（5）控制時間效應(yīng)

參考Gulen和Ion（2016）[14]的文獻，在回歸模型（1）中加入宏觀經(jīng)濟變量GDP增長率（ggdp）用以控制時間效應(yīng)，進行穩(wěn)健性檢驗，回歸結(jié)果見表9。從表中可以看到經(jīng)濟政策不確定性指數(shù)cnepu03前的系數(shù)均為負值，且都在1%水平下顯著，不改變本文的結(jié)論。

表9 控制時間效應(yīng)穩(wěn)健性檢驗

（6）內(nèi)生性檢驗

內(nèi)生性問題產(chǎn)生的原因主要有三種方式：遺漏變量、測量誤差和反向因果。本文的主要研究經(jīng)濟政策不確定性對企業(yè)多元化經(jīng)營的影響，盡管選擇了許多控制變量，并且控制了行業(yè)固定效應(yīng)，但是影響企業(yè)多元化經(jīng)營的變量很多，因此仍舊可能存在遺漏變量的問題，即存在內(nèi)生性問題。本文將使用兩階段二乘法（2SLS）來解決這一問題，借鑒陳國進和王少謙（2016）[18]、張成思和劉貫春（2018）[15]、顧夏銘等（2018）[16]的文獻，本文選取美國年度經(jīng)濟政策不確定性指數(shù)uepu03（其由月度數(shù)據(jù)轉(zhuǎn)換年度數(shù)據(jù)的方法與cnepu03保持一致）作為我國年度經(jīng)濟政策不確定性指數(shù)的工具變量（IV）。然后進行兩階段最小二乘法（2SLS），具體的回歸結(jié)果見表10，表10中的（1）列是第一階段的回歸結(jié)果，工具變量uepu03前的系數(shù)為正且在1%水平下顯著，第一階段F統(tǒng)計量值為1333.92，P值為0.0000，不存在弱工具變量問題，Kleibergen-Paap rk LM統(tǒng)計量值為5367.593，P值為0.0000，拒絕不可識別原假設(shè)，Hansen J統(tǒng)計量P值為0.0000，不存在工具變量過度識別問題，說明工具變量的選取是合理的，（2）和（3）列中cnepu03前的系數(shù)為負值，并且均在1%水平下顯著，與前文基本回歸的結(jié)果一致。

表10 兩階段最小二乘法回歸結(jié)果

5 進一步討論：異質(zhì)性分析

本節(jié)主要討論經(jīng)濟政策不確定性與企業(yè)多元化經(jīng)營策略之間的負相關(guān)關(guān)系是否存在顯著的異質(zhì)性，具體地，主要從兩個方面分析：產(chǎn)權(quán)異質(zhì)性和規(guī)模異質(zhì)性。

5.1 產(chǎn)權(quán)異質(zhì)性

由于市場經(jīng)濟制度的不完善，相對于非國有企業(yè)，國有企業(yè)更易受到政府的保護，在政府“有形之手”的庇護下，國有企業(yè)無論在資源的利用上，還是信息的獲取上都比非國有企業(yè)更有優(yōu)勢，當(dāng)然，經(jīng)濟政策的制定和實施的信息國有企業(yè)都有可能率先獲得，從而降低了經(jīng)濟政策不確定性對企業(yè)本身的影響。本文首先根據(jù)上市公司實際控制人性質(zhì)將企業(yè)劃分為國有企業(yè)和非國有企業(yè)。然后分別對著兩組數(shù)據(jù)進行回歸分析，表11為具體的結(jié)果，從表中可以看到無論企業(yè)多元化經(jīng)營指標(biāo)是diventro還是divnum，國有企業(yè)和非國有企業(yè)回歸后，cnepu03的系數(shù)均為負值，但是（1）和（3）列中的系數(shù)均不顯著，而（2）和（4）列中的系數(shù)均在1%水平下顯著。本文還進行費舍爾組合檢驗（Fisher Permutation test），對樣本進行重復(fù)抽樣（1000次），得到系數(shù)差異P值，從表11可以看到系數(shù)差異均至少在5%水平顯著。由此可知，相對于國有企業(yè)，經(jīng)濟政策不確定性與企業(yè)多元化經(jīng)營之間的負相關(guān)關(guān)系在非國有企業(yè)當(dāng)中更加明顯，非國有企業(yè)的多元化經(jīng)營的選擇更易受到經(jīng)濟政策不確定性帶來的負面影響。

表11 經(jīng)濟政策不確定性、產(chǎn)權(quán)性質(zhì)與企業(yè)多元化

5.2 規(guī)模異質(zhì)性

相對于大企業(yè)來講，小企業(yè)的資產(chǎn)規(guī)模小，信息披露少，融資約束更加強烈，信息不對稱更加嚴(yán)重，其行為更易受到外部環(huán)境的影響，因此，同樣是面對經(jīng)濟政策的不確定性，不同規(guī)模大小的企業(yè)受到的影響可能會有所不同，本文首先按照企業(yè)規(guī)模（size）排序，將位于3/4分位數(shù)以上的企業(yè)定義為大企業(yè)，其余企業(yè)定義為小企業(yè)，然后分組進行回歸，結(jié)果見表12，從表12可以看到，（1）和（3）列大企業(yè)的cnepu03的系數(shù)均不顯著；而（2）和（4）列的小企業(yè)的cnepu03前的系數(shù)為負值且均在1%水平下顯著。本文還進行費舍爾組合檢驗（Fisher Permutation test），對樣本進行重復(fù)抽樣（1000次），得到系數(shù)差異P值，從表12可以看到系數(shù)差異均在1%水平顯著。由此可知，相對于大企業(yè)，經(jīng)濟政策不確定性與企業(yè)多元化經(jīng)營之間的負相關(guān)關(guān)系在小企業(yè)當(dāng)中更加明顯，小企業(yè)的多元化經(jīng)營更容易受到經(jīng)濟政策不確定性的負面影響。

表12 經(jīng)濟政策不確定性、企業(yè)規(guī)模與企業(yè)多元化

5.3 經(jīng)濟政策不確定性異質(zhì)性

除了中國經(jīng)濟政策不確定性指數(shù)（cnepu），Huang和Luk（2020）[45]還提供了貨幣政策不確定性指數(shù)（cnmepu03）和財政政策不確定性指數(shù)（cnfepu03），接下來分析貨幣和財政政策不確定性對企業(yè)多元化經(jīng)營的影響，回歸方程與前文類似，僅是將經(jīng)濟政策不確定性指數(shù)（cnepu）換做貨幣政策不確定性指數(shù)和財政政策不確定指數(shù)，其余各個變量保持不變。表13是具體的回歸結(jié)果，從表13中可以看到被解釋變量無論是divnum還是diventro，貨幣政策不確定性指數(shù)的系數(shù)均為負值，并且均在1%水平上顯著；財政政策不確定性指數(shù)的系數(shù)至少在5%水平上顯著為負值；由此，可知無論是貨幣政策不確定性指數(shù)還是財政政策不確定性指數(shù)，都與企業(yè)多元化經(jīng)營之間存在負相關(guān)關(guān)系。這可能是因為，政策的不確定性都會給企業(yè)的未來帶來不確定性，因此，保持現(xiàn)有的經(jīng)營范圍可能是最好的選擇，從而都不利于企業(yè)多元化經(jīng)營。

表13 貨幣和財政政策不確定性與企業(yè)多元化

6 影響機制分析

企業(yè)采取多元化的經(jīng)營策略意味著企業(yè)需要在原有業(yè)務(wù)的基礎(chǔ)上進行拓展或者直接進入一個新的領(lǐng)域開辟新的業(yè)務(wù)，但是無論選擇哪一種方式，多元化經(jīng)營勢必會使得企業(yè)需要大量的資金作為支撐，現(xiàn)階段，企業(yè)的融資方式主要有兩種：債務(wù)融資和債權(quán)融資。能否進行適時的融資很大程度上決定了企業(yè)的多元化經(jīng)營策略，為了考察經(jīng)濟政策不確定性對企業(yè)多元化經(jīng)營的影響機制分析，本文從企業(yè)融資行為的角度進行檢驗。

關(guān)于經(jīng)濟政策的不確定性對企業(yè)融資的影響的研究文獻非常豐富，Baker等（2016）[39]的研究表明，經(jīng)濟政策不確定性的增加，加劇了股票市場的波動，這一研究表明經(jīng)濟政策的不確定性的增加不利于上市公司在股票市場進行融資。經(jīng)濟政策不確定性會對銀行信貸供給產(chǎn)生顯著的抑制效應(yīng)，并且經(jīng)濟政策不確定性越大，銀行的信貸增速越低（沈悅和馬續(xù)濤，2017[46]）；當(dāng)經(jīng)濟政策不確定性上升時，一方面，銀行出于自我保護的意識，會減少貸款的供應(yīng)（Valencia，2017[40]），導(dǎo)致企業(yè)的銀行貸款成本增加（宋全云等，2019[30]）；另一方面，隨著經(jīng)濟政策不確定性的增加，企業(yè)資本結(jié)構(gòu)的決策更加趨于保守（顧研和周強龍，2018[41]），導(dǎo)致企業(yè)銀行的借款水平下降（蔣騰等，2018[42]）。關(guān)于企業(yè)的融資方式，才國偉等（2018）[47]發(fā)現(xiàn)，經(jīng)濟政策不確定性會顯著降低企業(yè)的債權(quán)融資，但是對企業(yè)的股權(quán)融資影響不顯著；羅丹和李志騫（2019）[44]的研究表明，經(jīng)濟政策不確定性對企業(yè)融資的影響主要是通過債務(wù)融資的路徑，對股權(quán)融資的影響并不顯著。由此可以發(fā)現(xiàn)，經(jīng)濟政策不確定性的增加，增加了企業(yè)的融資成本，主要是債務(wù)融資，進而不利于企業(yè)的多元化經(jīng)營策略。因此，本文將采用中介效應(yīng)檢驗的方法，判斷經(jīng)濟政策不確定性能否通過影響企業(yè)的融資行為進而影響企業(yè)的多元化經(jīng)營策略。

關(guān)于中介效應(yīng)的檢驗，本文參考溫忠麟等（2004）[48]的三步檢驗步驟。首先，檢驗經(jīng)濟政策不確定性對企業(yè)多元化經(jīng)營策略的影響，前文已經(jīng)驗證；其次，檢驗經(jīng)濟政策不確定性對企業(yè)融資行為情況的影響；最后，檢驗經(jīng)濟政策不確定性和企業(yè)融資行為共同對企業(yè)多元化經(jīng)營策略的影響。具體的模型設(shè)置如下：

上述公式分別對應(yīng)上述三個步驟，式（1）是前文的模型，式（2）中的Finance是衡量企業(yè)融資的情況。關(guān)于企業(yè)的融資情況的變量指標(biāo)，本文參考McLean和Zhao（2014）[49]和才國偉等（2018）[47]的研究，將企業(yè)融資行為分為債權(quán)融資（debt）和股權(quán)融資（equity），債權(quán)融資衡量定義為（短期借款凈增加額+長期借款凈增加額+應(yīng)付債券凈增加額）/滯后一期總資產(chǎn)；股權(quán)融資（equity）定義為（股東權(quán)益凈增加額-留存收益凈增加額）/滯后一期總資產(chǎn)。其他變量與前文保持一致。根據(jù)模型中的系數(shù)顯著性來判斷中介效應(yīng)是否存在，由前文可知α1顯著為負值，如果β1和β2均顯著，則說明存在中介效應(yīng)，如果β1和β2兩者至少有一個不顯著時，需要通過Sobel統(tǒng)計量進行再次判斷，Sobel統(tǒng)計量顯著說明中介效應(yīng)存在。

表14是企業(yè)融資中介作用檢驗的具體回歸結(jié)果，第（1）、（3）、（4）列和（2）、（3）、（5）列是衡量企業(yè)債權(quán)融資中介作用的檢驗結(jié)果；第（1）和（2）列是式（1）的回歸結(jié)果，與前文保持一致，經(jīng)濟政策不確定性與企業(yè)多元化經(jīng)營呈負相關(guān)關(guān)系；第（3）列是式（2）的回歸結(jié)果，β1系數(shù)均為負值，并且在1%水平下顯著，說明了經(jīng)濟政策不確定性與企業(yè)的債權(quán)融資有著負相關(guān)關(guān)系，經(jīng)濟政策不確定性的增加會抑制企業(yè)的債權(quán)融資；第（4）和（5）列是式（3）的回歸結(jié)果，可以發(fā)現(xiàn)，γ1和γ2均在1%水平下顯著，也就是說，無論是采取divnum還是diventro來衡量企業(yè)多元化經(jīng)營，債權(quán)融資作為經(jīng)濟政策不確定性影響企業(yè)多元化經(jīng)營的中介作用都成立；第（1）、（6）、（7）列和（2）、（6）、（8）列是衡量企業(yè)股權(quán)融資中介作用的檢驗結(jié)果，第（6）列是式（2）的回歸結(jié)果，系數(shù)為負值，但是不顯著，說明經(jīng)濟政策不確定性的增加不會顯著影響企業(yè)的股權(quán)融資，與以往研究一致（才國偉等，2018[47]）；第（7）和（8）列是式（3）的回歸結(jié)果，具體地，（7）和（8）列的γ1均為負值且在1%水平下顯著，γ2為正值且在5%水平顯著，但是Sobel Z統(tǒng)計量的P值分別為0.1834和0.4164，均不顯著。由此可知，企業(yè)的股權(quán)融資不是經(jīng)濟政策不確定性對企業(yè)多元化經(jīng)營的中介作用。所以，在企業(yè)的融資行為當(dāng)中，相對于股權(quán)融資，企業(yè)的債權(quán)融資是經(jīng)濟政策不確定性影響企業(yè)多元化經(jīng)營的中介因素。

表14 企業(yè)融資中介作用檢驗

企業(yè)融資行為作為經(jīng)濟政策的不確定性對企業(yè)多元化經(jīng)營的中介作用是否存在異質(zhì)性。由前文可知，相對于國有企業(yè)和大型企業(yè)，經(jīng)濟政策不確定性與企業(yè)多元化之間的負相關(guān)關(guān)系在非國有企業(yè)和小型企業(yè)中表現(xiàn)的更加明顯，因此，進一步分析企業(yè)的債權(quán)融資和股權(quán)融資在非國有企業(yè)和小企業(yè)當(dāng)中是否是經(jīng)濟政策的不確定性對企業(yè)多元化經(jīng)營的中介作用。表15和表16分別是非國有企業(yè)和小企業(yè)的企業(yè)融資中介作用的具體實證回歸結(jié)果，與表14的分析類似，不再贅述。從表15和表16中可以得出結(jié)論：在非國有企業(yè)和小企業(yè)當(dāng)中，相對于股權(quán)融資，企業(yè)的債權(quán)融資是經(jīng)濟政策不確定性對企業(yè)多元化經(jīng)營策略影響的中介因素。

表15 非國有企業(yè)的企業(yè)融資中介作用檢驗

表16 小企業(yè)的企業(yè)融資中介作用檢驗

7 結(jié)論與啟示

本文基于2003-2018年上市公司的數(shù)據(jù)分析了經(jīng)濟政策不確定性對企業(yè)多元化經(jīng)營的影響，研究結(jié)果表明：經(jīng)濟政策不確定性與企業(yè)多元化經(jīng)營之間存在著負相關(guān)關(guān)系，為了避免各種變量的測量誤差、計量模型設(shè)計的偏誤以及可能存在的內(nèi)生性等問題，本文還進行了一系列的穩(wěn)健性檢驗，結(jié)果均不改變上述結(jié)論；進一步分析表明，相對于國有企業(yè)和大型企業(yè)，這種負相關(guān)關(guān)系在非國有企業(yè)和小型企業(yè)中更加明顯，貨幣和財政政策不確定性也都與企業(yè)多元化經(jīng)營之間存在著負相關(guān)關(guān)系；另外，本文在影響機制的分析中發(fā)現(xiàn)，經(jīng)濟政策不確定性加劇了企業(yè)的融資約束進而不利于企業(yè)的多元化經(jīng)營策略，并且在這其中相較于股權(quán)融資，企業(yè)債務(wù)融資是經(jīng)濟政策的不確定性影響企業(yè)多元化經(jīng)營的中介因素，最后，本文還發(fā)現(xiàn)這種關(guān)系在非國有企業(yè)和小企業(yè)當(dāng)中依然存在。

基于以上研究結(jié)論，本文主要的政策啟示有以下幾點：首先，經(jīng)濟政策的制定和實施本身除了會對企業(yè)的行為產(chǎn)生重要的影響，其不確定性更是影響著企業(yè)的許多方面，本文的發(fā)現(xiàn)是經(jīng)濟政策不確定性的增加會降低企業(yè)的多元化經(jīng)營，所以，經(jīng)濟政策的制定實施不能盲目的拍板，更不能“朝令夕改”，應(yīng)該在充分的調(diào)研斟酌的前提下，準(zhǔn)確的應(yīng)對現(xiàn)有的宏觀經(jīng)濟形勢，從而有效地降低經(jīng)濟政策的不確定性對企業(yè)造成的負面影響；其次，同樣是面對經(jīng)濟政策的不確定性，國有企業(yè)與非國有企業(yè)，大規(guī)模企業(yè)和小企業(yè)的影響是不同的，因此，除了保持經(jīng)濟政策的穩(wěn)定性和連續(xù)性之外，還更應(yīng)該保持經(jīng)濟政策的透明性和可遵循性，保持相關(guān)信息的暢通，消除信息的不對稱性，讓非國有企業(yè)和小規(guī)模企業(yè)也能時刻地把握經(jīng)濟政策走勢，有效避免經(jīng)濟政策不確定性帶來的消極影響；最后，本文發(fā)現(xiàn)經(jīng)濟政策不確定性通過影響企業(yè)的債務(wù)融資進而影響到企業(yè)的多元化經(jīng)營策略，可見，經(jīng)濟政策不確定性加劇了企業(yè)的融資約束，特別是非國有企業(yè)和小規(guī)模企業(yè)，因此，需要不斷地完善金融制度，尤其是企業(yè)的銀行債務(wù)方面，減少企業(yè)融資難，融資貴的問題，從融資約束層面減少經(jīng)濟政策不確定性對企業(yè)多元化經(jīng)營策略的負面影響。