袁蓉麗 江 納 李育昆 劉夢瑤

一、引言

企業(yè)多元化經(jīng)營是指企業(yè)的業(yè)務或投資涉及多個行業(yè)(朱武祥，2001[1])。企業(yè)多元化經(jīng)營會受到銀行分支機構準入管制放松(以下簡稱“銀行管制放松”)的影響。多元化經(jīng)營離不開資金，銀行提供給企業(yè)的信貸資金因銀行管制放松而增加(Boot和Thakor，2000[2]；Benfratello等，2008[3]；Rice和Strahan，2010[4])，因此，企業(yè)多元化經(jīng)營受益于銀行發(fā)放多元化經(jīng)營所需資金貸款。同時，企業(yè)多元化經(jīng)營受制于銀行發(fā)揮債權人治理作用的外部監(jiān)督。管理層以犧牲公司所有者利益為代價追求自身利益而開展多元化經(jīng)營(Montgomery，1994[5])，銀行在管制放松后減少貸款識別導致監(jiān)督作用減弱(沈紅波等，2011[6])，從而增加管理層出于自利動機實施多元化經(jīng)營的可能性。因此，銀行管制放松通過影響銀行向企業(yè)發(fā)放信貸資金和實施監(jiān)督，影響企業(yè)多元化經(jīng)營。

從20世紀90年代開始，中國企業(yè)的重要戰(zhàn)略選擇之一是多元化經(jīng)營。企業(yè)多元化經(jīng)營既受到外部環(huán)境的影響，也受到內(nèi)在因素的驅(qū)動(Hoskisson和Hitt，1990[7])。從外部環(huán)境來看，一些新興市場國家中的多元化經(jīng)營是企業(yè)在規(guī)避制度環(huán)境對其不利影響下的理性戰(zhàn)略選擇(Khanna和Palepu，1997[8])。從內(nèi)在因素來看，滿足內(nèi)部融資需求(王福勝和宋海旭，2012[9])、充分利用生產(chǎn)經(jīng)營資源(Wernerfelt，1984[10]；Chatterjee和Wernerfelt，1991[11])以及管理層攫取私利(Rose和Shepard，1994[12]；Montgomery，1994[5]；Aggarwal和Samwick，2003[13])會促使企業(yè)進行多元化經(jīng)營。企業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營資源的獲得和管理層攫取私利的行為均與銀行密切相關。銀行是企業(yè)獲取多元化經(jīng)營所需資金的重要外部渠道。

在2006年以前，股份制商業(yè)銀行分支機構的設立受到嚴格的限制(1)中國人民銀行于2001年發(fā)布銀發(fā)[2001]173號文件《中國人民銀行關于進一步規(guī)范股份制商業(yè)銀行分支機構準入管理的通知》，明確規(guī)定了股份制商業(yè)銀行分支機構準入的要求。具體參見http：//www.pbc.gov.cn/chubanwu/114566/114579/114652/2838576/index.html。，城市商業(yè)銀行設立分支機構需要向所屬轄區(qū)的銀監(jiān)分局提出申請(2)2003年5月29日，原銀監(jiān)會發(fā)布《關于調(diào)整銀行市場準入管理方式和程序的決定》，具體參見http：//www.cbirc.gov.cn/cn/view/pages/governmentDetail.html？&docId=273855&itemId=861&generaltype=1。，并且分行和支行的經(jīng)營受到嚴格的監(jiān)管(3)中國人民銀行于1998年發(fā)布銀發(fā)[1998]242號文件，表示要加強對城市商業(yè)銀行的監(jiān)管，具體參見http：//www.pbc.gov.cn/chubanwu/114566/114579/114661/2833679/index.html。。自2006年開始，中國銀行業(yè)監(jiān)督管理委員會(以下簡稱“原銀監(jiān)會”)實施了一系列以中小商業(yè)銀行異地市場準入為主導的銀行管制放松政策。具體而言，2006年原銀監(jiān)會發(fā)布《城市商業(yè)銀行異地分支機構管理辦法》，鼓勵城市商業(yè)銀行在充分整合金融資源和化解金融風險的基礎上，設立異地分支機構。2007年原銀監(jiān)會發(fā)布《關于允許股份制商業(yè)銀行在縣域設立分支機構有關事項的通知》，允許股份制商業(yè)銀行在具有城市群或經(jīng)濟緊密區(qū)特征的城市或縣域設立支行。該政策的精神也適用于城市商業(yè)銀行。2009年原銀監(jiān)會發(fā)布《關于中小商業(yè)銀行分支機構市場準入政策的調(diào)整意見(試行)》的通知，強調(diào)股份制商業(yè)銀行和城市商業(yè)銀行下設分支機構將不再受數(shù)量指標控制。以上三項政策自發(fā)布之日起生效，暫無廢止日期。隨著上述政策的實施，銀行管制不斷放松，城市商業(yè)銀行分支機構的數(shù)量大幅增加。銀行從其自身配置信貸資源和實施監(jiān)督影響企業(yè)多元化經(jīng)營離不開銀行管制放松，銀行管制放松影響到企業(yè)多元化經(jīng)營。

銀行管制放松對企業(yè)多元化經(jīng)營的影響機理是值得學術界深入探討的一個重要課題。現(xiàn)實中，企業(yè)的多元化經(jīng)營成效不一：一些企業(yè)選擇通過多元化經(jīng)營，加快其產(chǎn)業(yè)的升級，從而走上了可持續(xù)發(fā)展的道路，但也有一些企業(yè)的多元化經(jīng)營卻并未與其主業(yè)形成協(xié)同效應，反而引發(fā)了自身嚴重的財務危機?，F(xiàn)有學術界的相關討論觀點也尚未形成共識：一些學者認為銀行提供給企業(yè)的信貸資源會因管制放松而增加(Boot和Thakor，2000[2]；Benfratello等，2008[3]；Rice和Strahan，2010[4])，銀行會減少貸款識別導致監(jiān)督作用減弱(沈紅波等，2011[6])，而另一些學者卻持相反觀點，認為大銀行的整合活動會使得小企業(yè)獲得資源的難度提升(Avery和Samolyk，2004[14])，并且銀行的監(jiān)督作用會有所加強(孟慶斌和劉嵐溪，2021[15])?？梢?，銀行管制放松與否因影響其配置信貸資源和實施監(jiān)督狀況，故而影響企業(yè)多元化經(jīng)營狀況。那么，銀行管制放松影響企業(yè)多元化經(jīng)營的機理是什么呢？本文基于中國城市商業(yè)銀行分支機構的數(shù)據(jù)，以2004—2020年滬深兩市A股上市公司為研究樣本，通過實證檢驗銀行管制放松與企業(yè)多元化經(jīng)營之間的關系，進一步對其影響機理進行探究。

二、文獻綜述與研究假設

(一)銀行管制放松與企業(yè)多元化經(jīng)營的關系

銀行管制放松緩解企業(yè)融資約束，進而影響其多元化經(jīng)營。企業(yè)多元化經(jīng)營的資源基礎理論認為，企業(yè)多元化經(jīng)營的實施依附于企業(yè)的現(xiàn)有能力與資源(Guillén，2000[16])。如果一家公司擁有的資源使得其多元化經(jīng)營在經(jīng)濟上可行，那么該公司具有很大的動力進行多元化經(jīng)營(Wernerfelt，1984[10])，尤其是外部金融資源有助于實施更多的相關多元化經(jīng)營(Chatterjee和Wernerfelt，1991[11])。銀行管制放松使得銀行分支機構的數(shù)量增加，銀行向企業(yè)提供的貸款會增加，在一定程度上降低企業(yè)從銀行獲得資金的難度，進而緩解融資約束。Rice和Strahan(2010)[4]研究發(fā)現(xiàn)美國的州際銀行管制放松擴大了信貸供應，加劇了地區(qū)內(nèi)銀行競爭激烈程度，導致銀行提供了更多的關系貸款(Boot和Thakor，2000[2])。Benfratello等(2008)[3]發(fā)現(xiàn)銀行管制放松總體上提高了企業(yè)的信貸資金可獲得性。企業(yè)融資約束的緩解會增加企業(yè)的能力和資源，促使企業(yè)更多進行多元化經(jīng)營。同時，銀行管制放松也會弱化銀行對企業(yè)的監(jiān)督，使得管理層更有可能出于自利動機進行多元化經(jīng)營。銀行作為企業(yè)債務契約的重要角色，在獲取和處理借款人的私有信息上具有更低的成本，可以通過調(diào)整貸款利率政策(胡奕明等，2008[17])來發(fā)揮債權人治理的監(jiān)督作用(Diamond，1984[18]；Fama，1985[19])。在發(fā)放貸款前，銀行會篩選客戶并控制貸款風險，在簽訂貸款合約后進行日常的債權管理，在企業(yè)償還債務時介入進行事后監(jiān)督(沈紅波等，2013[20])。銀行管制放松加劇了銀行競爭，可能會減弱銀行對企業(yè)的監(jiān)督作用，加劇企業(yè)的代理問題?；诖砝碚摰难芯勘砻?，公司經(jīng)理人有動力以犧牲股東利益為代價追求自身利益而實施多元化經(jīng)營(Rose和Shepard，1994[12]；Montgomery，1994[5]；Aggarwal和Samwick，2003[13])?；谏鲜龇治?，本文提出假設1：

H1：銀行管制放松與企業(yè)多元化經(jīng)營正相關。

(二)企業(yè)聘請高質(zhì)量會計師事務所的調(diào)節(jié)作用

銀行在決定是否對企業(yè)發(fā)放貸款時，對企業(yè)所做的評估和決策建立在對企業(yè)經(jīng)營活動和財務狀況的了解上，相關信息的獲取來源包括企業(yè)公開披露的審計報告。會計師事務所出具的審計意見對于銀行具有重要的參考價值(雷宇，2012[21])，有助于銀行更合理地判斷企業(yè)的經(jīng)營情況和實施監(jiān)督。會計師事務所的審計質(zhì)量越高，其鑒證業(yè)務對管理層機會主義行為的制約越強，這會弱化銀行對企業(yè)的監(jiān)督。因此，本文預期當企業(yè)聘請審計質(zhì)量更高的會計師事務所時，銀行會更加信任企業(yè)披露的財務報告，企業(yè)更有可能獲得信貸資金進行多元化經(jīng)營，并且銀行監(jiān)督作用的減弱會導致管理層更有可能出于自利動機實施多元化經(jīng)營。因此，本文提出假設2：

H2：相較于聘請低審計質(zhì)量會計師事務所的企業(yè)，銀行管制放松對企業(yè)多元化經(jīng)營的正向影響作用在聘請高審計質(zhì)量會計師事務所的企業(yè)中更顯著。

(三)企業(yè)內(nèi)部控制質(zhì)量的調(diào)節(jié)作用

內(nèi)部控制是企業(yè)內(nèi)部治理的重要組成部分，包括內(nèi)部環(huán)境、風險評估、控制活動、信息與溝通以及內(nèi)部監(jiān)督五個要素。內(nèi)部控制會顯著影響上市公司的戰(zhàn)略行為(楊德明和史亞雅，2018[22])，內(nèi)部控制水平的提高能夠改善企業(yè)的信息環(huán)境，降低企業(yè)與銀行之間的信息不對稱程度(陳作華和方紅星，2018[23])，有效緩解企業(yè)的融資約束(程小可等，2013[24])。在內(nèi)部控制質(zhì)量越高的企業(yè)中，管理層受到的內(nèi)部監(jiān)督越大，這會弱化銀行對企業(yè)的監(jiān)督。因此，本文預期當企業(yè)的內(nèi)部控制質(zhì)量越高時，銀行分支機構更愿意向企業(yè)提供資金，企業(yè)更有能力進行多元化經(jīng)營，并且銀行監(jiān)督作用的減弱會增加由于代理問題而實施的多元化經(jīng)營活動。因此，本文提出假設3：

H3：相較于低質(zhì)量內(nèi)部控制的企業(yè)，銀行管制放松對企業(yè)多元化經(jīng)營的正向影響作用在高質(zhì)量內(nèi)部控制的企業(yè)中更顯著。

三、研究設計

(一)樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

本文以2004—2020年中國滬深兩市A股上市公司作為研究樣本，依據(jù)公司、城市和年份將上市公司相關數(shù)據(jù)與銀行分支機構數(shù)據(jù)進行匹配。參考既有研究做法，本文根據(jù)如下步驟對樣本進行篩選：(1)考慮到金融行業(yè)的會計項目與財務報表具有一定的特殊性，剔除金融行業(yè)公司樣本；(2)剔除資產(chǎn)負債率大于1的樣本；(3)剔除被ST和PT的樣本；(4)剔除存在相關數(shù)據(jù)缺失的樣本。經(jīng)過以上篩選，最終得到19 441條觀測值，表1報告了樣本篩選過程。

銀行管制放松的原始數(shù)據(jù)來源于國泰安數(shù)據(jù)庫中的金融分支機構信息。本文提取出每個金融機構的批準成立年份和退出年份，依據(jù)該金融機構所在城市和金融機構類型的信息計算出每個城市在每年批準成立和累計成立的城市商業(yè)銀行分支機構數(shù)量情況。企業(yè)多元化經(jīng)營的數(shù)據(jù)來源于Wind數(shù)據(jù)庫中的主營構成(行業(yè))數(shù)據(jù)。內(nèi)部控制質(zhì)量的數(shù)據(jù)來源于迪博數(shù)據(jù)庫，其他公司層面的數(shù)據(jù)來源于國泰安數(shù)據(jù)庫，城市經(jīng)濟情況的數(shù)據(jù)來源于《中國城市統(tǒng)計年鑒》。

(二)模型設計與變量定義

本文設計了回歸模型(1)來驗證H1：

Diversity_Entroi,t=α0+α1Branch_Numj,t-1+α2Sizei,t-1+α3Leveragei,t-1+α4ROAi,t-1+α5Growthi,t-1+α6Top1i,t-1+α7Dualityi,t-1+α8Boardi,t-1+α9Independencei,t-1+α10GDP_Perj,t-1+Industry+Year+εi,j,t

(1)

其中，αi是回歸系數(shù)，εi，j，t是誤差項，i表示公司個體，j表示公司所在城市，t表示年度。模型(1)中對解釋變量和所有控制變量進行了滯后一期處理，并且回歸方程的標準誤經(jīng)過公司層面的聚類調(diào)整。為了消除異常值對回歸結果的影響，本文對所有連續(xù)變量在1%和99%的分位上進行縮尾處理。

回歸模型(1)中的各變量解釋如下：

1.被解釋變量。

企業(yè)多元化經(jīng)營(Diversity_Entro)。借鑒楊興全等(2018)[25]和Gu等(2018)[26]的研究，本文將企業(yè)多元化經(jīng)營界定為企業(yè)進入更多行業(yè)領域開展經(jīng)營活動，采用收入熵指數(shù)(Diversity_Entro)度量，計算公式為Diversity_Entro=∑Pi×ln(1/Pi)，其中，Pi等于企業(yè)當年第i類主營業(yè)務收入除以業(yè)務收入總額。收入熵指數(shù)(Diversity_Entro)越大，企業(yè)多元化經(jīng)營程度越高。

2.解釋變量。

銀行管制放松(Branch_Num)。借鑒鐵瑛和劉啟仁(2021)[27]的研究，本文以銀行分支機構批準成立日期所在年份作為該銀行分支機構的準入年，以公司所在城市在當年批準成立的城市商業(yè)銀行分支機構數(shù)量來度量。

3.控制變量。

借鑒楊興全等(2018)[25]、Gu等(2018)[26]以及Wang和Luo(2019)[28]的研究，本文在模型(1)中加入了影響企業(yè)多元化經(jīng)營的其他因素，包括以下三個方面：在公司基本特征方面，本文控制了公司規(guī)模(Size)、財務杠桿(Leverage)、盈利情況(ROA)和成長性(Growth)；在公司治理特征方面，本文控制了第一大股東持股比例(Top1)、兩職合一(Duality)、董事會規(guī)模(Board)和獨立董事比例(Independence)；在城市經(jīng)濟情況方面，本文控制了公司所在城市的人均地區(qū)生產(chǎn)總值(GDP_Per)。同時，本文在模型(1)中加入行業(yè)啞變量(Industry)和年度啞變量(Year)來分別控制行業(yè)和年度固定效應。其中，行業(yè)啞變量按照證監(jiān)會2012年版行業(yè)分類設置，制造業(yè)按照二級行業(yè)代碼分類，其他行業(yè)按照一級行業(yè)代碼分類。

4.調(diào)節(jié)變量。

借鑒梁上坤等(2015)[29]、翟勝寶等(2017)[30]的研究，本文設置調(diào)節(jié)變量Auditquality。根據(jù)中國注冊會計師協(xié)會每年發(fā)布的會計師事務所綜合評價百家排名信息，當企業(yè)由排名前四的會計師事務所審計時Auditquality取值為1，否則為0。排名前四的會計師事務所主要是國際四大會計師事務所(具體包括普華永道、德勤、畢馬威和安永會計師事務所)和個別國內(nèi)大型會計師事務所，排名靠前會計師事務所的收入更高、規(guī)模更大，其審計質(zhì)量更高(王浩宇等，2023[31])。借鑒史永東等(2021)[32]、高利芳等(2023)[33]的研究，本文設置調(diào)節(jié)變量IC。該指標采用迪博內(nèi)部控制指數(shù)除以100度量，數(shù)值越大說明企業(yè)的內(nèi)部控制質(zhì)量越高。

本文主要變量的具體定義如表2所示。

表2 主要變量定義表

四、實證檢驗結果

(一)描述性統(tǒng)計

表3報告了本文主要變量的描述性統(tǒng)計結果。其中，收入熵指數(shù)(Diversity_Entro)的均值為0.398 0，標準差為0.441 0，說明平均來看中國上市公司的收入來源于多個行業(yè)，企業(yè)多元化經(jīng)營的現(xiàn)象比較普遍。銀行管制放松(Branch_Num)的均值為11.569 3，說明樣本期間內(nèi)一個城市平均每年新增的城市商業(yè)銀行分支機構數(shù)量約為11個?？刂谱兞康拿枋鲂越y(tǒng)計結果與已有文獻基本保持一致。

表3 主要變量描述性統(tǒng)計

(二)相關性分析

表4報告了主要變量的Pearson和Spearman相關系數(shù)結果。其中，銀行管制放松(Branch_Num)和收入熵指數(shù)(Diversity_Entro)的Pearson和Spearman相關系數(shù)分別為0.038 4和0.026 6，并且均在1%的水平上顯著，說明銀行管制放松與企業(yè)多元化經(jīng)營顯著正相關。從相關系數(shù)的大小來看，被解釋變量與解釋變量、控制變量之間的相關系數(shù)絕對值均小于0.6，說明回歸模型中不存在嚴重的多重共線性問題。

表4 Pearson和Spearman相關系數(shù)表

(三)回歸結果分析

表5報告了模型(1)的回歸結果。列(1)中，只控制行業(yè)和年度固定效應時，銀行管制放松(Branch_Num)的系數(shù)為0.001 7，且在1%的水平上顯著。列(2)中，在加入所有控制變量后，銀行管制放松(Branch_Num)的系數(shù)為0.001 3，且在5%的水平上顯著。上述回歸結果表明，銀行管制放松和企業(yè)多元化經(jīng)營顯著正相關，表明銀行管制放松促進企業(yè)多元化經(jīng)營，H1得到驗證(4)本文對自變量采用另外兩種度量方式：(1)構造銀行管制放松虛擬變量(Branch_Dummy)：基于公司所在城市在t-1年是否新增批準成立的城市商業(yè)銀行分支機構設置虛擬變量，是則取值為1，否則為0；(2)構造銀行管制放松累計情況變量(Branch_NumAccum)，等于企業(yè)所在城市截至t-1年(包括t-1年)累計成立的城市商業(yè)銀行分支機構數(shù)量。本文還將因變量的度量方式更換為赫芬達爾指數(shù)(Diversity_HHI)，計算公式為Diversity_HHI=∑Pi2，其中，Pi等于企業(yè)當年第i類主營業(yè)務收入除以業(yè)務收入總額。赫芬達爾指數(shù)(Diversity_HHI)越小，多元化經(jīng)營程度越高。將上述自變量和因變量代入模型(1)中進行回歸，回歸結果不變。。從控制變量的回歸結果來看，企業(yè)規(guī)模(Size)和人均地區(qū)生產(chǎn)總值(GDP_Per)的系數(shù)顯著為正，總資產(chǎn)收益率(ROA)和第一大股東持股比例(Top1)的系數(shù)顯著為負，說明當企業(yè)規(guī)模越大、企業(yè)所在城市人均地區(qū)生產(chǎn)總值越高、業(yè)績表現(xiàn)越差、第一大股東持股比例越低時，企業(yè)多元化經(jīng)營程度越高。

表5 銀行管制放松與企業(yè)多元化經(jīng)營

為了驗證H2，本文在模型(1)中加入了交乘項Branch_Num×Auditquality和Auditquality進行回歸分析，表6的列(1)報告了實證結果。交乘項Branch_Num×Auditquality的系數(shù)為0.002 7，且在1%的水平上顯著，說明在聘請高審計質(zhì)量會計師事務所的企業(yè)，銀行管制放松對企業(yè)多元化經(jīng)營的正向影響作用更顯著(5)本文對審計質(zhì)量采用另外兩種度量方式：(1)設置AuditqualityBig6，當企業(yè)由排名前六的會計師事務所審計時取值為1，否則為0；(2)設置AuditqualityInter，當企業(yè)由國際四大會計師事務所審計時取值為1，否則為0。使用上述兩個調(diào)節(jié)變量構造交乘項進行測試，回歸結果不變。。H2得到驗證。

表6 調(diào)節(jié)效應檢驗

為了驗證H3，本文在模型(1)中加入了交乘項Branch_Num×IC和IC進行回歸分析，表6的列(2)報告了實證結果。交乘項Branch_Num×IC的系數(shù)為0.000 6，且在5%的水平上顯著，說明在高質(zhì)量內(nèi)部控制的企業(yè)中，銀行管制放松對企業(yè)多元化經(jīng)營的正向影響作用更顯著。H3得到驗證。

(四)內(nèi)生性檢驗

1.增加控制變量以及地區(qū)和個體等層面的固定效應。

由于企業(yè)多元化經(jīng)營還會受到現(xiàn)金流和企業(yè)年齡的影響(楊興全和張記元，2022[35])，本文在模型(1)中增加這兩個控制變量?，F(xiàn)金流(Cashflow)等于經(jīng)營活動產(chǎn)生的現(xiàn)金流量凈額除以總資產(chǎn)，企業(yè)年齡(Age)用企業(yè)上市年限加1的自然對數(shù)度量；考慮到地區(qū)層面的差異，本文進一步控制地區(qū)固定效應?；貧w結果如表7的列(1)～列(3)所示。此外，考慮到同一行業(yè)上市公司的經(jīng)營活動很可能受到行業(yè)周期的影響，進而呈現(xiàn)出系統(tǒng)性趨勢，本文引入高維固定效應模型，即在模型(1)中加入行業(yè)與年度的交互固定效應進行測試，得到的回歸結果如表7的列(4)所示。在此基礎上分別加入省份和城市固定效應，得到的回歸結果如表7的列(5)和列(6)所示。最后，對模型(1)控制公司固定效應，回歸結果如表7的列(7)所示。在表7的列(1)～列(7)中，銀行管制放松(Branch_Num)的系數(shù)全部為正，且至少在10%的水平上顯著，說明銀行管制放松促進企業(yè)多元化經(jīng)營，與表5的主回歸結果一致。

表7 增加控制變量以及省份、城市和個體層面等固定效應的回歸結果

2.工具變量法。

為了緩解因遺漏變量和測量誤差導致的內(nèi)生性問題，本文采用工具變量法進行檢驗。借鑒孟慶斌和劉嵐溪(2021)[15]的做法，采用地區(qū)人口數(shù)量(Population)作為工具變量。Population等于企業(yè)所在城市上一年人口數(shù)量的自然對數(shù)。地區(qū)人口數(shù)量會影響銀行增設分支機構的地理位置決策，當其他因素不變時，企業(yè)所在城市的人口數(shù)量越多，對銀行分支機構的金融服務需求越大，所以地區(qū)人口數(shù)量應該與銀行管制放松正相關；同時，地區(qū)人口數(shù)量由多種社會和自然因素決定，與企業(yè)多元化經(jīng)營之間不存在直接的相關關系。因此，地區(qū)人口數(shù)量(Population)滿足工具變量相關性和外生性的要求。對工具變量進行相關檢驗，Kleibergen-Paap rk LM統(tǒng)計量的p值為0.000，拒絕了不可識別假設；弱工具變量檢驗的F統(tǒng)計量大于經(jīng)驗值10，拒絕了弱工具變量情況，說明工具變量選取有效。采用兩階段最小二乘法(2SLS)的回歸結果如表8所示，回歸結果中銀行管制放松預測值(PredictedBranch_Num)的系數(shù)為0.002 8，且在10%的水平上顯著，說明在采用工具變量法緩解內(nèi)生性問題后，本文的主要結論仍然成立。

表8 工具變量法回歸結果

3.變化模型。

為了緩解遺漏變量所產(chǎn)生的內(nèi)生性問題，本文采用變化模型(Change model)進行回歸分析，檢驗銀行管制放松變動值(△Branch_Num)和多元化經(jīng)營變動值(△Diversity_Entro)之間的關系，得到的回歸結果如表9所示。列(1)中，在只控制行業(yè)和年度固定效應時，銀行管制放松變動值(△Branch_Num)的系數(shù)為0.0021，且在10%的水平上顯著；列(2)中，在加入所有控制變量后，銀行管制放松變動值(△Branch_Num)的系數(shù)為0.0028，且在10%的水平上顯著。這說明銀行管制放松促進企業(yè)多元化經(jīng)營，與表5的主回歸結果一致。

表9 變化模型回歸結果

(五)中介效應檢驗

根據(jù)上文的分析，銀行管制放松正向影響企業(yè)多元化經(jīng)營。一方面，銀行管制放松后，企業(yè)擁有了更多的資金，企業(yè)的融資約束得以緩解(Benfratello等，2008[3]；姜付秀等，2019[36]；鐵瑛和劉啟仁，2021[27])，企業(yè)更有能力進行多元化經(jīng)營。另一方面，銀行管制放松使得銀行對企業(yè)的外部監(jiān)督減弱，管理層更有可能出于自利動機進行多元化經(jīng)營(Rose和Shepard，1994[12])。因此，融資約束和代理問題是銀行管制放松正向影響企業(yè)多元化經(jīng)營的中介機制。借鑒Whited和Wu(2006)[34]的研究，本文構建WW指數(shù)來度量融資約束，檢驗銀行管制放松對融資約束的影響。另外，借鑒馮志華(2017)[37]的研究，本文采用代理成本衡量管理層出于自利動機產(chǎn)生的代理問題，檢驗管制放松對代理成本的影響。代理成本用管理費用率(MCOST)度量，等于管理費用除以期初總資產(chǎn)?？刂谱兞客Ｐ?1)。

回歸結果如表10所示。列(1)中，銀行管制放松(Branch_Num)的系數(shù)為-0.000 1，且在5%的水平上顯著，說明銀行管制放松緩解了企業(yè)的融資約束，企業(yè)擁有更多的資金來進行多元化經(jīng)營；列(2)中，銀行管制放松(Branch_Num)的系數(shù)為0.000 2，且在1%的水平上顯著。這說明銀行管制放松加劇了企業(yè)的代理問題，管理層更有可能出于自利動機而實施多元化經(jīng)營。

表10 影響機理分析結果

五、研究結論與展望

(一)研究結論

本文基于2004—2020年中國滬深兩市A股上市公司的相關數(shù)據(jù)，實證檢驗了銀行管制放松對企業(yè)多元化經(jīng)營的影響及其影響機理，得出如下主要研究結論：

第一，銀行管制放松促進企業(yè)多元化經(jīng)營。我們的實證研究結果證實，銀行管制放松和企業(yè)多元化經(jīng)營顯著正相關。企業(yè)多元化經(jīng)營受益于銀行發(fā)放多元化經(jīng)營所需資金貸款，受制于銀行發(fā)揮債權人治理作用的外部監(jiān)督。本文以2004—2020年中國滬深A股上市公司為研究樣本，結合城市商業(yè)銀行分支機構數(shù)據(jù)，通過實證檢驗發(fā)現(xiàn)銀行管制放松促進企業(yè)多元化經(jīng)營，為銀行業(yè)體制改革和企業(yè)多元化經(jīng)營提供理論依據(jù)。

第二，高審計質(zhì)量的會計師事務所和高內(nèi)部控制質(zhì)量在銀行管制放松和企業(yè)多元化經(jīng)營關系中發(fā)揮調(diào)節(jié)作用。我們的研究結果證實：銀行管制放松對企業(yè)多元化經(jīng)營的正向影響作用在聘請高審計質(zhì)量會計師事務所的企業(yè)和高質(zhì)量內(nèi)部控制的企業(yè)中更加顯著。這表明，內(nèi)外部治理機制健全的企業(yè)更容易從銀行獲得資金，更有能力進行多元化經(jīng)營；并且健全的內(nèi)外部治理機制會弱化銀行對企業(yè)的監(jiān)督，增加由于代理問題而產(chǎn)生的多元化經(jīng)營活動。

第三，融資約束和代理問題是銀行管制放松正向影響企業(yè)多元化經(jīng)營的機制。本研究發(fā)現(xiàn)：銀行管制放松會緩解企業(yè)的融資約束，同時增加企業(yè)的代理問題。銀行管制放松后，銀行分支機構能夠為企業(yè)提供更多資金，企業(yè)更有能力和資源進行多元化經(jīng)營。同時，銀行管制放松導致了銀行分支機構數(shù)量的增加和更為激烈的銀行競爭，使得銀行分支機構弱化了對貸款企業(yè)的監(jiān)督，導致管理層可能出于自利動機而實施多元化經(jīng)營。

(二)管理啟示

筆者從上述研究結論得到如下啟示，并嘗試給出一些相應建議：

第一，銀行分支機構可以通過調(diào)節(jié)信貸資金配置和實施外部監(jiān)督，助力企業(yè)經(jīng)營發(fā)展。本文的研究結論表明，銀行管制放松有助于企業(yè)獲得資金，但會削弱銀行對企業(yè)的監(jiān)督。因此銀行在發(fā)放貸款后，應當加強引導和監(jiān)督企業(yè)用好貸款，把資金用到有助于企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的產(chǎn)業(yè)之中。

第二，企業(yè)需要密切關注融資環(huán)境變化對企業(yè)經(jīng)營帶來的潛在影響，并積極采取應對措施。融資環(huán)境變化，可能會緩解企業(yè)融資約束，也可能增加代理問題，從而對企業(yè)經(jīng)營產(chǎn)生影響。為了改變這種影響，企業(yè)可以采用有針對性的措施，例如，聘用高審計質(zhì)量的會計師事務所、提高內(nèi)部控制質(zhì)量。

(三)研究局限與展望

本文實證分析了銀行管制放松對企業(yè)多元化經(jīng)營的影響及其影響機理，力求在研究設計和實施過程中保持科學嚴謹，但仍存在一定的局限性，未來可以從以下兩個方面進行拓展研究：第一，由于缺乏銀行貸款的明細數(shù)據(jù)，現(xiàn)有研究難以對銀行管制放松后銀行信貸決策的具體變化進行分析。未來可以進一步收集銀行貸款的詳細數(shù)據(jù)，從銀行管制放松后銀行貸款利率、貸款期限和擔保方式的變化等角度對影響機理進行分析。第二，現(xiàn)有對企業(yè)多元化經(jīng)營影響因素的研究，大多將企業(yè)多元化經(jīng)營作為整體考慮，不做具體的類型區(qū)分，本文也是如此。未來可以區(qū)分不同類型的多元化經(jīng)營，考慮銀行管制放松對相關多元化經(jīng)營和非相關多元化經(jīng)營的影響。