董事會規(guī)模、多元化戰(zhàn)略與企業(yè)風險承擔

馬寧

摘要：不確定的外部競爭環(huán)境和公司戰(zhàn)略定位對企業(yè)的風險承擔水平具有重要影響。以2005-2015年滬深A股上市公司為研究對象，以董事會規(guī)模作為門檻變量，分析當董事會人數在不同區(qū)間下多元化戰(zhàn)略的實施對企業(yè)風險承擔產生的影響。研究表明：隨著董事會人數的增加，多元化戰(zhàn)略與企業(yè)風險承擔呈現先增后減的變化趨勢，且二者存在基于董事會規(guī)模的雙重門檻效應。

關鍵詞：多元化戰(zhàn)略；董事會規(guī)模；風險承擔

中圖分類號：F275文獻標識碼：A文章編號：10037217（2018）03007307

一、問題提出

企業(yè)風險承擔水平對國家經濟可持續(xù)發(fā)展具有積極影響，高風險投資產生的高額回報會加快技術創(chuàng)新，積累社會資本，提高社會生產效率[1]。企業(yè)不僅通過承擔風險來獲得利潤，且較高的風險承擔水平也會進一步提升企業(yè)價值，幫助企業(yè)快速成長[2]。風險承擔反映了管理者在投資收益不確定情況下做出的項目選擇，較高的風險承擔水平意味著更多的資本性支出[3]、研發(fā)支出以及創(chuàng)新投入[4]。在完美的市場環(huán)境中，企業(yè)應該選擇凈現值為正的項目去投資，從而實現企業(yè)價值增長和股東財富創(chuàng)造[5]。但是，由于不確定的外部競爭環(huán)境和公司戰(zhàn)略定位，管理層在進行投資決策時或者趨于保守，放棄一些高風險但NPV為正的投資項目，或者過于激進，承擔了不必要的風險，這都不利于企業(yè)價值的最大化，降低了企業(yè)投資效率，加大經營者的管理難度。

已有研究表明，企業(yè)的風險承擔水平受多種因素影響，包括宏觀經濟[6，7]、外部制度環(huán)境[8，9]、公司治理機制[10]、企業(yè)特征[11-13]，以及管理者個體特征等[14]。上述成果都為企業(yè)風險選擇的影響因素提供了豐富的研究證據，但鮮有文獻從戰(zhàn)略管理的角度分析企業(yè)的風險承擔行為。戰(zhàn)略是管理者凸顯企業(yè)核心能力、實現資源優(yōu)化的一系列約定和謀劃，關系企業(yè)的生存和發(fā)展，不恰當的戰(zhàn)略選擇會導致企業(yè)競爭力減弱、經營困難，甚至整個企業(yè)瀕臨破產。企業(yè)在規(guī)劃戰(zhàn)略時不僅會根據不斷變化的內外部環(huán)境隨時做出調整，不同的戰(zhàn)略選擇也會促使管理者在投資決策中產生不同的風險承擔水平。盡管承擔過度的風險可能導致企業(yè)陷入危機，但幾乎所有企業(yè)都要承擔風險才能達到成功[15]。

在企業(yè)諸多的戰(zhàn)略選擇中，多元化戰(zhàn)略是分散企業(yè)經營風險、實現資源優(yōu)化配置的戰(zhàn)略模式之一，是我國上市公司普遍存在的經營行為[16]，也是戰(zhàn)略管理領域的重要研究課題。多元化可以以信息共享和規(guī)模擴散的方式提高經營效率和公司績效[17]，但是，當企業(yè)缺乏有效的治理結構時，反而會增加多元化經營的協調成本[18]，致使管理者為了追求私人利益最大化而出現投資不足或過度投資等現象[19]，影響企業(yè)整體經營水平。多元化的實質在于將投資分布于不同的業(yè)務和行業(yè)，而企業(yè)對不同行業(yè)的風險承受能力存在差異，可能造成企業(yè)整體上的風險承擔水平不一致。

本文以我國滬深兩市2005-2015年上市公司為研究對象，在董事會規(guī)模為門檻變量的前提下深入剖析多元化戰(zhàn)略實施的強度對企業(yè)風險承擔水平的影響，考察當董事會人數處于不同水平時，多元化戰(zhàn)略與企業(yè)風險承擔水平的非線性關系，旨在得出具有基礎性和廣泛價值的實踐成果，以期為我國上市公司有效實施多元化戰(zhàn)略提供有益參考，同時為上市公司通過優(yōu)化董事會結構配置來提升企業(yè)風險承擔水平提供借鑒。

二、理論分析與研究假設

（一）多元化戰(zhàn)略與企業(yè)風險承擔

根據資源基礎理論，企業(yè)本質上是一個涵蓋多種資源的集合體，多元化戰(zhàn)略可以實現資源在不同行業(yè)之間的轉移，幫助企業(yè)充分利用和優(yōu)化資源配置，實現規(guī)模擴張并提高企業(yè)的經營管理效率。從內部資本市場理論來看，多元化企業(yè)與專業(yè)化企業(yè)最顯著的區(qū)別在于多元化企業(yè)能夠構建內部資本市場，而內部資本市場可以拓展企業(yè)的資本配置渠道，發(fā)揮與外部資本市場相同的功能[20]，二者共同成為企業(yè)資本配置不可或缺的組成部分。

關于多元化戰(zhàn)略與企業(yè)風險承擔之間的關系，學術界存在兩種觀點：一種觀點認為多元化戰(zhàn)略能夠促進企業(yè)內部資本市場效率提升，提高企業(yè)的風險承擔水平與企業(yè)價值。Stein（1997）研究認為外部資本市場是專業(yè)化企業(yè)唯一的資本配置機制，而多元化企業(yè)的內部資本市場可以復制外部資本市場資源配置的功能，促使資源向NPV為正的經營項目轉移[21]。Stulz（1990）研究發(fā)現由于外部資本市場在獲取企業(yè)內部信息時成本過高，所以企業(yè)在投資一些正凈現值的項目時得不到充足的資金，而多元化經營的企業(yè)內部創(chuàng)造了很大的內部資本市場，能夠有效緩解投資不足的問題，使得多元化企業(yè)較專業(yè)化企業(yè)而言能更多利用凈現值為正的投資機會，從而提高了企業(yè)的風險承擔水平和企業(yè)價值[22]。Fluck&Lynch;（1996）也提出專業(yè)化企業(yè)的投資項目難以獲得必要的資金且運作困難，企業(yè)通過多元化并購可籌措必要的資金，將內部資本市場上不完全相關的現金流進行整合，實現內部資源的跨項目流動[23]。因此，由于內部資本市場效率的提升，管理者有效利用了內部資本市場的智能資金效應，將資源更多配置于凈現值為正的投資項目，從而提高了企業(yè)的風險承擔水平和資源配置效率[24]。另一種觀點則認為多元化戰(zhàn)略反而造成企業(yè)內部資本市場的低效率，降低企業(yè)風險承擔水平并損害公司價值，即“內部資本市場低效假說”。由于多元化公司的現金流通常會表現出平均化的趨勢，并沒有按照投入產出比進行分配，所以多元化公司內部的資金流往往會從NPV為正的項目流向NPV為負的項目，行業(yè)之間相互補貼，資金的配置效率大打折扣，企業(yè)的風險承擔水平降低，損害公司的整體利益[25]。而內部資本市場最突出的優(yōu)勢是信息傳遞快速、充分，但是當企業(yè)過度多元化時，組織規(guī)模過大反而降低了內部信息傳遞的效率和效果，雖然企業(yè)的現金流量充足，但鑒于信息不對稱程度過高，管理者也會出現現金流浪費、投資過度等現象，致使企業(yè)內部資本市場資金配置低效，損害企業(yè)價值。

綜上所述，鑒于內部資本市場的資源配置優(yōu)勢，一方面能夠幫助企業(yè)緩解融資約束，使資金向NPV為正的項目流轉，從而提升企業(yè)的風險承擔水平和長期投資價值；另一方面多元化戰(zhàn)略也會造成企業(yè)內部資本市場低效率，由于資金在行業(yè)間相互補貼，導致資金可能流向無效率的分支行業(yè)，資金的配置效率下降，企業(yè)風險承擔水平不足，缺乏長期增長動力。

（二）董事會規(guī)模、多元化戰(zhàn)略與企業(yè)風險承擔

然而企業(yè)的多元化經營的實施強度并不是越強越好，適度的多元化才能提高企業(yè)經營效率和公司效績[17]，事實上，多元化作為一種經營戰(zhàn)略，其本身并沒有優(yōu)劣之分，企業(yè)運用這種戰(zhàn)略，成敗的關鍵不再取決于多元化戰(zhàn)略本身，而取決于多元化戰(zhàn)略管理執(zhí)行過程中決策的科學性與執(zhí)行力等多重因素。在現代企業(yè)制度下，董事會是企業(yè)的最高戰(zhàn)略決策機構，在企業(yè)戰(zhàn)略制定和實施過程中發(fā)揮著重要作用。完善董事會的治理功能，加強董事會與經理層的分離程度以及外部董事的獨立性，更有利于發(fā)揮董事會治理在企業(yè)戰(zhàn)略決策過程中的作用，從而確保公司戰(zhàn)略決策的有效性。

董事會相關理論提出，監(jiān)督與戰(zhàn)略咨詢是董事會的兩大根本職能，但隨著現代企業(yè)制度的逐步完善，以及日益激烈的外部競爭環(huán)境，董事會的職能已經逐漸延伸到資源供給、戰(zhàn)略執(zhí)行、管理咨詢等方方面面，其與經理層的關系也由監(jiān)督約束發(fā)展成為相互合作、協同并進的實踐過程。因此，當多元化戰(zhàn)略不斷加強時，董事會需要與管理層積極溝通、密切協作，保障多元化戰(zhàn)略的成功實施，發(fā)揮多元化戰(zhàn)略的協同效應。而更為重要的是，董事會能夠為管理層提供一系列經驗和知識，協助其改善資源匱乏等問題，從而為企業(yè)多元化戰(zhàn)略部署提供支撐。

根據《公司法》的相關規(guī)定，股份有限公司的董事會人數應該控制在5-19人，這一制度安排為公司控制董事會規(guī)模提供了空間，規(guī)模較大的董事會意味著擁有更多的資源、知識和經驗，同時大規(guī)模董事會在面對激烈的外部環(huán)境以及構建商業(yè)網絡等方面能力也更強，而隨著企業(yè)規(guī)模的不斷擴大，董事會需要高效、完備的信息處理能力，增加董事會規(guī)模是提高這種能力最有效的方式之一，且經理人的自利行為也會有所減少[26]，而當企業(yè)采取多元化戰(zhàn)略后面臨的問題不斷增加時，大規(guī)模的董事會能夠更好地處理這些問題，從而有助于提高企業(yè)采取多元化戰(zhàn)略的積極性和主動性。然而，從代理理論和組織行為學的角度，董事會規(guī)模并非越大越好，隨著董事會規(guī)模的擴大，團體成員的協調和溝通會變得更加困難，會出現互不信任、相互敵對等現象。當董事會規(guī)模擴大帶來的好處消除不了由此引起的決策拖延、協調成本上升等問題時[27]，反而會阻礙公司戰(zhàn)略決策的形成，降低企業(yè)決策效率[28]，而當董事會中存在外部董事時，外部董事為了保全自己的聲譽，通常會選擇穩(wěn)健經營，否決有利于企業(yè)同時風險也較大的選擇[29]，從而在企業(yè)實施多元化戰(zhàn)略過程中降低企業(yè)的風險承擔水平[30，31]。

因此，本文提出研究假設：當其他因素不變時，隨著董事會人數的增加，多元化戰(zhàn)略與企業(yè)風險承擔呈現先增后減的趨勢。

三、實證設計

（一）模型設定

近年來，為了更好地反映經濟變量之間的非線性轉換特征，門檻回歸模型受到國內外學者的普遍關注。該方法的根本是探討影響變量關系的第三方因素突變時的臨界點，通過引入門檻變量構建回歸模型，在經過不同的門檻效應檢驗后，將樣本分類，再比較回歸后的影響系數。當考慮用董事會規(guī)模作為門檻變量分析多元化戰(zhàn)略對風險承擔水平的作用時，較好的檢驗路徑是用非線性的門檻回歸方法。因此，我們將借鑒Hausen（1999）[32]的面板門檻回歸模型，首先建立以董事會規(guī)模為門檻變量的單一門檻模型1：

riskit=μi+θ'Xit+χ1DivitI（git≤φ）+χ2DivitI（git>φ）+εit（1）

其中i表示企業(yè)，t表示年份，risk表示企業(yè)風險承擔水平，Div表示多元化戰(zhàn)略，Xit為控制變量，I（）為指示函數，g為門檻變量，表示董事會人數，φ為特定的門檻值，θ為系數向量，μi反映企業(yè)的個體效應，εit為隨機干擾項。比較g與φ的大小后，將樣本劃分成兩個區(qū)間，χ1和χ2則表示在兩個樣本區(qū)間內多元化戰(zhàn)略對企業(yè)風險承擔水平的估計系數。

當git≤φ時，I（·）=1，否則I（·）=0?？梢詫⑷我獾摩?作為初始值賦給φ，采用OLS對各參數進行估計，得出相應的殘差平方和S1（φ），在φ取值范圍內從小到大選定φ0，得出多個不同的S1（φ），當殘差平方和S1（φ）最小時的φ就是門檻值，即φ*=argminS1（φ）。

在估計出門檻值時分別進行兩個檢驗：第一，門檻效應是否顯著。原假設為H0：χ1=χ2，備擇假設為H1：χ1≠χ2，相應的統(tǒng)計量為F=（S0-S1（））/2，S0是原假設條件下得到的殘差平方和，S1（）是在備擇假設下得到的殘差平方和，2是備擇假設下進行參數估計得到的殘差方差。由于H0條件下門檻值并不確定，因此F不服從標準分布，要采用自舉抽樣法模擬其漸近分布。第二，門檻估計值與真實值是否一致。原假設為H0：=φ0，備擇假設為H0：≠φ0，似然比檢驗統(tǒng)計量是LR=（S1（φ）-S1（））/2，雖然LR的漸近分布仍然是非標準的，但Hansen給出了拒絕域的公式，即在顯著性水平τ條件下，當LR>-2ln（1-1-τ）時，拒絕原假設。

如果實證數據存在雙重門檻時，模型1就擴展到雙重門檻模型2（式2），門檻值φ1<φ2，方法與單一門檻類似。

riskit=μi+θ'Xit+χ1DivitI（git<φ1）+χ2DivitI（φ1≤git<φ2）+χ3DivitI（git≥φ2）+εit（2）

（二）數據來源與樣本選取

選取2005-2015年滬深兩市555家上市公司為樣本，并做如下處理：（1）選擇2005年前上市且在樣本區(qū)間內持續(xù)經營的企業(yè)；（2）剔除ST類和PT類企業(yè)；（3）剔除金融類企業(yè)；（4）鑒于門檻回歸模型需要采用平衡面板數據，所以剔除數據缺失或異常取值的上市公司，最終獲得6105個樣本。本文企業(yè)財務指標來源于國泰安數據庫，多元化戰(zhàn)略數據來源于WIND數據庫。為了避免異常值的影響，我們對所有變量進行了上下1%異常值處理。

（三）變量定義

1.風險承擔水平。衡量企業(yè)風險承擔的方法大致分為業(yè)績表現、政策行為、生存狀況和態(tài)度指標四個方面[33]，其中業(yè)績表現主要通過股票回報的波動性[3]、企業(yè)盈余的波動性[1]以及ROA的最大最小值之差[2]三種方法。政策行為包括企業(yè)的研發(fā)強度[34]和財務杠桿[35]兩種方式。此外，Faccio等（2016）[36]和Tian&Wang;（2014）[37]還提出用企業(yè)存活的時間和企業(yè)對項目失敗的容忍度作為企業(yè)風險承擔的度量方法，方式較為新穎。本文借鑒王性玉等（2016）[38]的方法，采用股票收益率的標準差來衡量風險承擔，具體計算公式如下：

δt+1=（si-s）2T-1（3）

其中si為時刻i時的股票收益率，s是從時刻（t-T+1）到t期間的股票收益率的算術平均值。

2.多元化戰(zhàn)略。用各行業(yè)收入占總收入的比重計算出多元化熵值，即Div=∑ni=1Piln（1/Pi）。該值越高，表示企業(yè)實施多元化戰(zhàn)略的力度越強。其中P為第i個產業(yè)的銷售占比，n為企業(yè)所涉及的產業(yè)總數[39]。

3.門檻變量。采用董事會人數（Bsize）作為門檻變量，即董事會的正式成員人數，但不包括一些名譽董事、候選董事等。

4.控制變量。根據John等（2008）[1]和Faccio（2016）[36]等文獻，我們考慮影響企業(yè)風險承擔行為的控制變量包括：企業(yè)規(guī)模（Size）、杠桿率（Lev）、銷售增長（Growth）、企業(yè)年齡（Age）、第一大股東持股比例（Largest）、所有權性質（State），變量定義見表1。

四、實證分析

首先，檢驗門檻效應是否存在。從表2可以看出門檻效應檢驗后的F值和P值，以及各顯著性水平下的臨界值，當以董事會人數作為門檻變量時，單一門檻效應和雙重門檻效應都在5%的顯著性水平下顯著，三重門檻效應不顯著，說明多元化戰(zhàn)略對企業(yè)風險承擔存在基于董事會規(guī)模的雙重門檻效應，因此下文分析中選用雙重門檻模型進行分析。

其次，考察多元化戰(zhàn)略對企業(yè)風險承擔影響的門檻值，多元化戰(zhàn)略與企業(yè)風險承擔存在基于董事會規(guī)模雙重門檻效應，第一個門檻值為7，第二個門檻值為12，門檻估計值位于95%置信區(qū)間[6，8]和[11，13]內，似然比值等于0，在原假設接受域內，即估計值與真實值相等。

第三，進行參數估計，估計結果見表3，多元化戰(zhàn)略的強度對風險承擔水平的作用在不同的董事會人數下表現存在差異，當董事會人數低于7人時，多元化戰(zhàn)略對企業(yè)風險承擔的影響系數是0.021，在1%的顯著性水平下顯著，說明當董事會人數低于7人時，多元化戰(zhàn)略的實施力度越大，企業(yè)的風險承擔水平越高；當董事會人數低于12人高于7人時，多元化戰(zhàn)略對風險承擔的影響系數為0.015（10%的顯著性水平），此時二者之間的關系仍為正；當董事會人數高于12人時，多元化戰(zhàn)略與風險承擔水平的影響系數為-0.037（5%的顯著性水平），說明當董事會人數高于第二個門檻值時，多元化戰(zhàn)略與企業(yè)風險承擔水平負相關。實證結果表明增加董事會人數可以幫助企業(yè)吸引更多具有不同知識背景、能力的人士加入，為企業(yè)投資決策提供更加科學合理的建議，提高決策的科學性。因此，在企業(yè)實施多元化戰(zhàn)略的過程中，能夠幫助企業(yè)制定切實有效的多元化經營和投資決策，進而提升企業(yè)的風險承擔水平。但是隨著董事人數的進一步增加，董事之間的派系斗爭和協調成本加大，導致多元化戰(zhàn)略實施過程中面臨重重阻礙，降低企業(yè)的投資效率和風險承擔能力，所以當超過第二個門檻值時，多元化戰(zhàn)略與企業(yè)風險承擔負相關。

4.

在控制變量方面，公司的資本結構、第一大股東持股比例與風險承擔顯著正相關，表明較高的負債水平、第一大股東持股比例較高時，企業(yè)承擔更大的風險；企業(yè)規(guī)模、最終控制人性質與企業(yè)風險承擔顯著負相關，說明企業(yè)規(guī)模越大、最終控制人為政府時企業(yè)風險承擔意愿更低，而企業(yè)上市年限和成長能力與風險承擔水平的關系并不顯著。

五、穩(wěn)健性檢驗

首先對估計模型中可能存在的內生性問題進行檢驗，在分析多元化戰(zhàn)略對企業(yè)風險承擔的影響時，考慮到企業(yè)的風險承擔水平也會影響企業(yè)的多元化戰(zhàn)略，我們還需要對變量的內生性進行檢驗，采用的方法是用多元化戰(zhàn)略同其他解釋變量進行回歸，然后將獲取的殘差代入原估計方程中，結果顯示，F統(tǒng)計量和卡方統(tǒng)計量的伴隨概率為0.08，拒絕原假設，所以多元化戰(zhàn)略存在內生性。為了處理內生性問題，參照Campa&Kedia;（2002）[40]的方法，采用Heckman兩階段模型進行估計，并建立以下模型：

Pit（Div）=β0+β1competitonit+β2GDPit+

∑ni=1βicontrolit+εit（4）

Riskit=α0+α1competitonit+α2GDPit+α3λ+

∑ni=1αicontrolit+εit（5）

其中Pit（Div）表示企業(yè)選擇多元化戰(zhàn)略的概率，competition表示行業(yè)競爭度，competiton=∑ni=1（pip）2，pi為企業(yè)i的銷售收入，p為該企業(yè)所在行業(yè)的所有企業(yè)的銷售收入之和；GDP為每年的國內生產總值增長率，control為控制變量，包括企業(yè)規(guī)模（Size）、杠桿率（Lev）、銷售增長（Growth）、企業(yè)年齡（Age）、第一大股東持股比例（Largest）、所有權性質（State）。

第一步估計模型（4）得到實施企業(yè)多元化戰(zhàn)略的概率p和逆米爾斯比率Lambda，第二步將Lambda和其他控制變量放到一起進行回歸。實證結果表明，在控制了樣本自選擇問題后，當董事會規(guī)模位于不同的區(qū)間時，Div的系數仍然顯著，且各變量的顯著程度和系數沒有實質性變化。

為了進一步驗證研究結論的可靠性，本文還進行了以下處理：（1）變量替換，采用每個公司樣本期間最大的與最小的行業(yè)調整ROA的差額表示風險承擔，即：MAX（ROA）-MIN（ROA），采用企業(yè)跨行業(yè)經營的行業(yè)數量表示多元化戰(zhàn)略實施的力度，結果顯示各參數符號和顯著性與上述結論一樣，回歸結果依然穩(wěn)?。唬?）引入董事會規(guī)模與多元化水平的交互項檢驗門檻模型估計結果的穩(wěn)健性，模型設定如下：

riskit=β1Divit×dongshiit+β2Div2it×

dongshiit+θ′Xit+μi+εit

（5）

如果β1和β2能夠通過顯著性檢驗，我們就認為多元化戰(zhàn)略對企業(yè)風險承擔的影響是非線性的。其實門檻模型與交互項模型是相通的，門檻值是將樣本劃分為不同的區(qū)制，分析其在不同的區(qū)制下系數的變化，而交互項模型也可以判斷非線性關系的趨勢，但是門檻模型的優(yōu)勢在于可以找到確定的門檻值。從結果來看，交互項模型同門檻模型所估計的結果是一致的，二次項系數顯著為負，證實了多元化戰(zhàn)略與企業(yè)風險承擔呈現倒U型關系。

六、研究結論與啟示

基于上述分析，得出如下研究結論：多元化戰(zhàn)略對風險承擔水平存在基于董事會規(guī)模的雙重門檻效應，當董事會人數低于7人時，多元化戰(zhàn)略對企業(yè)風險承擔存在顯著的促進作用；當董事人數超過12人時，多元化戰(zhàn)略實施的力度會降低企業(yè)的風險承擔水平。

研究結論對于完善我國上市公司董事會制度、加強企業(yè)戰(zhàn)略管理以及協助管理層進行投資決策均具有較好的啟示作用。在我國特殊的轉型經濟背景下，董事會治理機制作為從行政型治理向經濟型治理轉型過程中的一種重要制度安排，對企業(yè)的戰(zhàn)略實施和風險偏好具有重要影響，要確立科學合理的董事會規(guī)模，董事會人數并不是越多越好，或越少越好，應控制在一個合適的范圍內，并建立科學的高管激勵機制；在組建董事會時，要根據各自公司的實際情況確定董事會規(guī)模，從而使其功能發(fā)揮到最大，在選聘董事會成員時應該注重其知識背景和能力優(yōu)勢的合理搭配，實現資源互補；企業(yè)在采取多元化戰(zhàn)略的過程中必須嚴格控制多元化的速度和程度，從而使企業(yè)的風險承擔水平控制在一個合理范疇；不合理的內部治理機制反而會奪走多元化戰(zhàn)略給企業(yè)帶來的行業(yè)商機，因此要加強對企業(yè)的內部控制，實現成本與收益的均衡。

參考文獻：

[1]JohnK，LitovL，YeungB.Corporategovernanceandrisk‐taking[J].TheJournalofFinance，2008，63（4）：1679-1728.

[2]BoubakriN，CossetJC，SaffarW.Theroleofstateandforeignownersincorporaterisktaking：evidencefromprivatization[J].JournalofFinancialEconomics，2013，108（3）：641-658.

[3]BargeronLL，LehnKM，ZutterCJ.Sarbanesoxleyandcorporaterisktaking[J].JournalofAccountingandEconomics，2010，49（1）：34-52.

[4]HilaryG，HuiKW.DoesreligionmatterincorporatedecisionmakinginAmerica？[J].SocialScienceElectronicPublishing，2009，93（3）：455-473.

[5]FamaEF，MillerMH.Thetheoryoffinance[J].JournalofMoneyCredit&Banking;，1974，5（1）：172-267.

[6]ArifS，LeeCMC.Aggregateinvestmentandinvestorsentiment[J].ReviewofFinancialStudies，2014，27（11）：3241-3297.

[7]McLeanRD，ZhaoM.Thebusinesscycle，investorsentiment，andcostlyexternalfinance[J].TheJournalofFinance，2014，69（3）：1377-1409.

[8]ChavaS，RobertsMR.Howdoesfinancingimpactinvestment？theroleofdebtcovenants[J].TheJournalofFinance，2008，63（5）：2085-2121.

[9]NiniG，SmithDC，SufiA.Creditorcontrolrightsandfirminvestmentpolicy[J].JournalofFinancialEconomics，2009，92（3）：400-420.

[10]NguyenP.TheimpactofforeigninvestorsontherisktakingofJapanesefirms[J].JournaloftheJapaneseandInternationalEconomies，2012，26（2）：233-248.

[11]AndersonRC，MansiSA，ReebDM.Foundingfamilyownershipandtheagencycostofdebt[J].JournalofFinancialeconomics，2003，68（2）：263-285.

[12]李文貴，余明桂.所有權性質、市場化進程與企業(yè)風險承擔[J].中國工業(yè)經濟，2012（12）：115-127.

[13]HabibA，HasanMM.Firmlifecycle，corporaterisktakingandinvestorsentiment[J].Accounting&Finance;，2015，57（2）：465-497.

[14]LiJ，TangYI.CEOhubrisandfirmrisktakinginChina：themoderatingroleofmanagerialdiscretion[J].AcademyofManagementJournal，2010，53（1）：45-68.

[15]NakanoM，NguyenP.Boardsizeandcorporaterisktaking：furtherevidencefromJapan[J].CorporateGovernance：AnInternationalReview，2012，20（4）：369-387.

[16]王福勝，宋海旭.終極控制人、多元化戰(zhàn)略與現金持有水平[J].管理世界，2012（7）：124-136.

[17]MontgomeryCA.Corporatediversificaton[J].JournalofEconomicPerspectives，1994，8（3）：163-178.

[18]譚偉強，彭維剛，孫黎.規(guī)模競爭還是范圍競爭？——來自中國企業(yè)國際化戰(zhàn)略的證據[J].管理世界，2008（2）：126-135.

[19]MorckR，YeungB.Corporategovernance，economicentrenchment，andgrowth[J].JournalofEconomicLiterature，2005，43（3）：655-720.

[20]ScharfsteinDS，SteinJC.Thedarksideofinternalcapitalmarkets：divisionalrentseekingandinefficientinvestment[J].TheJournalofFinance，2010，55（6）：2537-2564.

[21]SteinJC.Internalcapitalmarketsandthecompetitionforcorporateresources[J].TheJournalofFinance，1997，52（1）：111-133.

[22]StulzRM.Managerialdiscretionandoptimalfinancingpolicies[J].JournalofFinancialEconomics，1990，26（1）：3-27.

[23]FluckZ，LynchAW.Whydofirmsmergeandthendivest？atheoryoffinancialsynergy[J].TheJournalofBusiness，1999，72（3）：319-346.

[24]黃建仁，蘇欣玫，黃健銘.高管人員薪酬、自由現金流量對公司風險承擔之影響[J].科學決策，2010（7）：10-17.

[25]BergerPG，OfekE.Diversification'seffectonfirmvalue[J].JournalofFinancialEconomics，1995，37（1）：39-65.

[26]賴建清，李常青，謝志鋒.公司董事會特征與績效研究綜述[J].當代財經，2004（8）：74-77.

[27]LiptonM，LorschJW.Amodestproposalforimprovedcorporategovernance[J].TheBusinessLawyer，1992，48（1）：59-77.

[28]JensenMC.Themodernindustrialrevolution，exit，andthefailureofinternalcontrolsystems[J].TheJournalofFinance，1993，48（3）：831-880.

[29]孫永祥，章融.董事會規(guī)模、公司治理與績效[J].企業(yè)經濟，2000（10）：13-15.

[30]DenisDJ，DenisDK，SarinA.Ownershipstructureandtopexecutiveturnover[J].JournalofFinancialEconomics，1997，45（2）：193-221.

[31]ChenSS，HoKW.Corporatediversification，ownershipstructure，andfirmvalue：thesingaporeevidence[J].InternationalReviewofFinancialAnalysis，2000，9（3）：315-326.

[32]HansenBE.Thresholdeffectsinnondynamicpanels：estimation，testing，andinference[J].JournalofEconometrics，1999，93（2）：345-368.

[33]王菁華，茅寧.企業(yè)風險承擔研究述評及展望[J].外國經濟與管理，2015，37（12）：44-58.

[34]LiK，GriffinD，YueH，etal.Howdoescultureinfluencecorporaterisktaking？[J].JournalofCorporateFinance，2013，23（4）：1-22.

[35]DongZ，WangC，XieF.Doexecutivestockoptionsinduceexcessiverisktaking？[J].JournalofBanking&Finance;，2010，34（10）：2518-2529.

[36]FaccioM，MarchicaMT，MuraR.CEOgender，corporaterisktaking，andtheefficiencyofcapitalallocation[J].SsrnElectronicJournal，2016，39：193-209.

[37]TianX，WangTY.Toleranceforfailureandcorporateinnovation[J].ReviewofFinancialStudies，2014，27（1）：211-255.

[38]王性玉，姚海霞，王開陽.基于投資者情緒調節(jié)效應的企業(yè)生命周期與風險承擔關系研究[J].管理評論，2016，28（12）：166-175.

[39]姚俊，呂源，藍海林.我國上市公司多元化與經濟績效關系的實證研究[J].管理世界，2004（11）：119-125.

[40]CampaJM，KediaS.Explainingthediversificationdiscount[J].TheJournalofFinance，2002，57（4）：1731-1762.

（責任編輯：漆玲瓊）