金融發(fā)展、民營企業(yè)多元化與企業(yè)價值

張琳

（南開大學(xué) 經(jīng)濟學(xué)院，天津300071）

一、引言

多元化經(jīng)營是各國上市公司的普遍現(xiàn)象，但對多元化經(jīng)營到底會增進還是損害公司價值存在多元化溢價和多元化折價兩種研究結(jié)論（Lewellen，1971；Stein，2003；Lang和 Stulz，1994；Berger和 ofek，1995）［1-4］。從企業(yè)追求價值最大化的基本前提出發(fā)，既然現(xiàn)實中同時存在多元化和專業(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)營提高還是降低了企業(yè)價值？”，更有意義的問題是，“多元化的價值效應(yīng)如何隨企業(yè)經(jīng)營環(huán)境而改變？”。

沿著Stein（2003）［2］所指出的方向，一些文獻具體考察了多元化的價值效應(yīng)在不同金融發(fā)展環(huán)境下的差異。在跨國研究方面，F(xiàn)auver et al.（2003）［5］針對35個國家8 000多家企業(yè)的研究發(fā)現(xiàn)，多元化折價程度與金融發(fā)展程度正相關(guān)，金融發(fā)展程度高（表現(xiàn)為資本市場更成熟）的國家中多元化折價現(xiàn)象更為普遍。Kuppuswamy et al.（2014）［6］則基于更大的跨國樣本（38個國家10 164家企業(yè)）再次驗證了金融發(fā)展與多元化折價的正相關(guān)關(guān)系。針對單個國家的研究中，Hubbard和Palia（1998）［7］發(fā)現(xiàn)上世紀(jì)六十年代美國企業(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，美國資本市場已經(jīng)較為成熟，此時企業(yè)的多元化并購有損企業(yè)價值（Lang和Stulz，1994；Yan，2006）［3，8］。Lee等（2008）［9］基于韓國751家企業(yè)1984-1996年的數(shù)據(jù)也發(fā)現(xiàn)，隨著韓國金融發(fā)展水平提高，企業(yè)的多元化溢價消失甚至轉(zhuǎn)向多元化折價?？傊诮鹑诎l(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)相對專業(yè)化企業(yè)的外部融資優(yōu)勢不明顯，其他條件不變的情況下，多元化折價較高（溢價較低）。

具體就我國情況來看，多元化經(jīng)營是否為我國企業(yè)創(chuàng)造了價值呢？姚俊等（2004）、張翼等（2005）、李善民等（2006）、洪道麟等（2006）［10-13］發(fā)現(xiàn)我國企業(yè)存在多元化折價現(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)價值，這種意見分歧可能與我國不同地區(qū)金融發(fā)展水平差異有關(guān)。作為一個具有“新興加轉(zhuǎn)型”雙重特征的大國，諸多因素阻礙了不同地區(qū)間的金融資本流動，從而使我國金融市場處于高度分割狀態(tài)（解維敏和方紅星，2005）［16］，因此我國省級單位上金融發(fā)展水平的差異為檢驗金融發(fā)展對多元化價值效應(yīng)的影響提供了可能性。另一方面，在討論多元化價值效應(yīng)問題時，必須分企業(yè)所有權(quán)性質(zhì)進行具體分析（洪道麟等，2007）［17］。在國有企業(yè)和國有銀行同為政府所控制的情況下，政府可能干預(yù)國有銀行放貸，促使國有企業(yè)更容易地、以更為優(yōu)惠的條件獲得貸款資源（謝德仁和陳運森，2009）［18］。相比之下，民營企業(yè)沒有與國有銀行的“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。民營企業(yè)較高的融資約束為我們檢驗金融發(fā)展通過緩解融資約束進而影響多元化價值效應(yīng)提供了可能性。

本文對2000-2013年A股上市民營公司樣本的實證檢驗表明：金融發(fā)展水平較低地區(qū)的企業(yè)更有可能進行多元化經(jīng)營，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)勢更高，多元化溢價（折價）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)營環(huán)境對多元化價值效應(yīng)的影響以及作用渠道，從而有助于理解不同地區(qū)民營企業(yè)多元化決策的動機和影響，對我國民營企業(yè)根據(jù)外部環(huán)境進行戰(zhàn)略調(diào)整以實現(xiàn)價值提升具有重要現(xiàn)實意義。

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（Stein，2003）［2］。企業(yè)通過實施多元化戰(zhàn)略，對各部門不完全相關(guān)的現(xiàn)金流進行整合可以減少現(xiàn)金流的波動，降低了企業(yè)整體財務(wù)風(fēng)險，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)，即一個部門可以利用其它部門的現(xiàn)金流為擔(dān)保進行借款，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，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，此時企業(yè)更傾向于專業(yè)化經(jīng)營?？傊?，較低的金融發(fā)展水平會誘導(dǎo)企業(yè)實施多元化戰(zhàn)略，而多元化企業(yè)也會隨金融發(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?，提出如下假設(shè)：

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

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

考察多元化外部融資優(yōu)勢的傳統(tǒng)文獻關(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)濟意義上的顯著性。在國內(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)對我國企業(yè)多元化與資本結(jié)構(gòu)的關(guān)系有著顯著的影響：對于國有控股企業(yè)，多元化會造成其財務(wù)杠桿的顯著提高；對于非國有控股企業(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上市公司多元化經(jīng)營和杠桿率上升之間不存在明顯關(guān)系，多元化產(chǎn)生的共同保險效應(yīng)是微弱的。

上述研究結(jié)論的差異可能是因為沒有考慮多元化企業(yè)所處的不同外部環(huán)境。后續(xù)文獻考察了不同經(jīng)濟環(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)勢也更為明顯。例如Kuppuswamy和Villalonga（2010）［6］發(fā)現(xiàn)2007-2009年金融危機期間，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占有明顯優(yōu)勢，表現(xiàn)為杠桿率相對專業(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)，多元化民營企業(yè)的外部融資優(yōu)勢越大，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)營單元之間的共同保險效應(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)價值（Lewellen，1971）［1］。Li和 Li（1996）［24］進一步對多元化和企業(yè)的最優(yōu)資本結(jié)構(gòu)的相互作用進行了系統(tǒng)分析，指出多元化和財務(wù)杠桿的提高相結(jié)合，可以提升企業(yè)價值。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和更低的投資效率，反而會有損企業(yè)價值。不過，相比國有企業(yè)，我國民營企業(yè)不存在所有者缺位問題，并且薪酬和股權(quán)激勵措施較為有效，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］。基于上述分析，提出如下假設(shè)：

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

三、研究設(shè)計

（一）模型設(shè)定和變量選擇

為驗證假說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)主營業(yè)務(wù)所涉及行業(yè)數(shù)大于1，且第一主行業(yè)營業(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］編制的中國各地區(qū)（包括31個省、自治區(qū)和直轄市）市場化指數(shù)體系中的“金融業(yè)的市場化”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，為凈利潤與總資產(chǎn)之比；資產(chǎn)規(guī)模size，以總資產(chǎn)的自然對數(shù)衡量；公司年齡age，以IPO年份為基準(zhǔn)進行計算。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。

為驗證假說2和假說3，運行如下OLS回歸模型

當(dāng)檢驗假說2時，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有關(guān)的現(xiàn)金。當(dāng)檢驗假說3時，yi，t代表企業(yè)價值。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)價值，計算公式為：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)賬面價值代替。一般情況下，企業(yè)價值和經(jīng)營績效正相關(guān)，故本文還使用總資產(chǎn)收益率roa這一會計績效指標(biāo)反映企業(yè)價值。核心解釋變量為金融發(fā)展與多元化的交互項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)計描述

本文選取2000-2013年在滬、深兩市A股上市的民營公司為研究樣本①樊綱等（2011）［26］《中國市場化指數(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)的市場化指數(shù)未發(fā)生變化，從而將其擴展至2013年。，其中民營公司定義為實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”作為識別民營公司的基礎(chǔ)，截止2013年樣本中共有772家民營企業(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)庫所提供的主營業(yè)務(wù)收入行業(yè)構(gòu)成數(shù)據(jù)進行系統(tǒng)地分析整理所得。上市公司的財務(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，本文對表征公司財務(wù)特征的連續(xù)變量在其1%和99%分位數(shù)水平上進行了縮尾處理。描述性統(tǒng)計結(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；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)計結(jié)果和相關(guān)系數(shù)矩陣未予列示。。

四、實證結(jié)果

（一）金融發(fā)展對民營企業(yè)多元化傾向的影響

表1匯報了使用probit方法估計模型（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，假說1得到驗證。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)更有資源和能力進行多元化經(jīng)營（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)域進一步滿足經(jīng)營需求（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多元化經(jīng)營沒有明顯影響。

表1 金融發(fā)展對民營企業(yè)多元化傾向的影響

（二）金融發(fā)展對民營多元化企業(yè)外部融資優(yōu)勢的影響

表2列示了金融發(fā)展影響民營多元化企業(yè)外部融資優(yōu)勢的交互項模型回歸結(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)勢有所下降，甚至轉(zhuǎn)為融資劣勢。以第3列回歸結(jié)果為例，多元化經(jīng)營對資金流入比例的邊際影響為12.242-1.952×fin，當(dāng)金融市場化指數(shù)fin大于臨界值6.272時，多元化經(jīng)營反而會造成資金流入比例降低。進一步分析發(fā)現(xiàn)，該臨界值處于全樣本金融市場化指數(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。綜合可知，在金融發(fā)展水平較低的地區(qū)，多元化民營企業(yè)擁有更明顯或更大的融資優(yōu)勢，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)進行外部融資時的價值。

表2 金融發(fā)展對民營多元化企業(yè)的外部融資優(yōu)勢的影響

（三）金融發(fā)展對民營多元化企業(yè)價值的影響

表3列示了金融發(fā)展影響多元化價值效應(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)展會降低多元化經(jīng)營對企業(yè)價值（績效）的正面影響。以第2列回歸為例，多元化對企業(yè)價值的邊際影響為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，上述邊際影響轉(zhuǎn)為負(fù)值，這意味著我國多元化折價現(xiàn)象更為普遍。綜合可知，金融發(fā)展水平較低的地區(qū)存在多元化溢價現(xiàn)象，而金融發(fā)展水平較高的地區(qū)存在多元化折價現(xiàn)象，從而驗證了假說3。控制變量方面，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)的價值和經(jīng)營績效。此外，杠桿率lev過高有損企業(yè)價值（績效），盈利能力roa越強則企業(yè)價值越高，上市時間age較長的企業(yè)價值（績效）較高。

表3 金融發(fā)展對民營企業(yè)多元化價值效應(yīng)的影響

（四）內(nèi)生性問題

本文通過分組估計 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，首先計算出每個地區(qū)的金融業(yè)市場化指數(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，然后分別運行如下OLS模型，并通過比較兩組子樣本估計得到的div的系數(shù)λ1的大小和顯著性來檢驗假說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模型估計一個選擇方程，（當(dāng)div＊＞0時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)年匯報的少數(shù)股東權(quán)益大于0時minor＝1，否則取0）作為未出現(xiàn)在模型（3）中但會影響企業(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)進行多元化經(jīng)營的可能性越大；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)有可能進行了多元化經(jīng)營。。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)勢的分組回歸結(jié)果。各列回歸中imr均顯著，意味著模型確實存在自選擇引起的內(nèi)生性問題，有必要對此加以控制。由杠桿率衡量企業(yè)融資能力時，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，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，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，假說2依然成立。

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

注：（1）篇幅所限，只列出了div和imr的估計系數(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)誤計算出的t值。（2）在Stata12.0中采用suest命令比較兩組之間div估計系數(shù)的差異，該命令可以得到用于檢驗組檢估計系數(shù)差異的Wald統(tǒng)計量。下表同。

表7則比較了不同金融發(fā)展水平中多元化價值效應(yīng)的差異。對于金融發(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)。用于檢驗組間系數(shù)差異的Wald統(tǒng)計量顯示，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)進行多元化經(jīng)營更可能產(chǎn)生多元化折價，控制內(nèi)生性問題后假說3依然成立。

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

（五）穩(wěn)健性檢驗

為了進一步確保結(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），多元化變量定義的改變并未給估計結(jié)果帶來實質(zhì)性的影響，本文結(jié)論較為穩(wěn)健。

五、結(jié)論與啟示

長期以來，關(guān)于企業(yè)多元化經(jīng)營的研究集中于檢驗多元化折價和多元化溢價二者孰是孰非，缺乏對于企業(yè)經(jīng)營環(huán)境如何影響企業(yè)多元化價值效應(yīng)的研究。本文從金融發(fā)展視角探討了企業(yè)經(jīng)營環(huán)境對多元化價值效應(yīng)的影響以及作用渠道。具體而言，本文以2000-2013年間我國A股上市民營公司為樣本，研究了金融發(fā)展對企業(yè)多元化及其價值效應(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)，民營企業(yè)更傾向于采用多元化經(jīng)營策略，并且多元化企業(yè)的外部融資優(yōu)勢越明顯，多元化溢價（折價）程度越高（越低）。

金融發(fā)展水平會影響企業(yè)進行多元化經(jīng)營的傾向，這有助于理解“發(fā)達國家企業(yè)紛紛進行歸核化”和“我國民營企業(yè)熱衷于多元化”兩種事實。發(fā)達國家資本市場較為完善，金融系統(tǒng)資源配置效率較高，經(jīng)營良好的企業(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，我國金融系統(tǒng)資源配置效率較低，信貸市場和資本市場存在的“所有制歧視”使得民營企業(yè)面臨較為嚴(yán)重的融資約束，融資能力成為制約企業(yè)價值提升的短板，這種情況下充分利用多元化經(jīng)營帶來的外部融資優(yōu)勢已成為不少企業(yè)的自然選擇。

金融發(fā)展水平還會影響企業(yè)多元化戰(zhàn)略的經(jīng)濟后果。金融發(fā)展水平較低的環(huán)境下多元化經(jīng)營具有外部融資優(yōu)勢和多元化溢價現(xiàn)象，隨著金融發(fā)展水平提高，多元化經(jīng)營帶來的外部融資優(yōu)勢消失，多元化溢價轉(zhuǎn)向多元化折價。這有助于理解既有文獻在我國企業(yè)多元化價值效應(yīng)問題上存在的分歧和爭論，既有文獻大多考慮的是多元化經(jīng)營帶來的平均價值效應(yīng)，而沒有結(jié)合不同企業(yè)的經(jīng)營環(huán)境進行細化分析，這是多元化折價結(jié)論和多元化溢價結(jié)論共存的主要原因。

基于本文結(jié)論可知，隨著我國金融改革的不斷深化和金融發(fā)展水平的逐漸提升，民營企業(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)勢也將逐漸消散。因此，民營企業(yè)應(yīng)該根據(jù)經(jīng)營環(huán)境動態(tài)調(diào)整其多元化經(jīng)營戰(zhàn)略，在時機成熟時開展“歸核化”行動，使企業(yè)價值最大化。

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