企业多元化经营对资产误定价的影响研究
——信息视角的理论机制与实证检验

王生年,白秋苹

(石河子大学 经济与管理学院,新疆 石河子 832000)

一、引言

相对准确的资产定价是资本市场对资本进行有效配置的关键,然而在现实资本市场中往往会存在信息不对称、投资者认知与行为偏差以及高昂的交易成本等问题,从而产生由市场错误信息整合或投资者非理性交易行为所导致的股票价格偏离其内在价值的现象,这种异象即资产误定价(朱艳艳 等,2018;刘建秋 等,2022)[1-2]。资产误定价不仅会加剧资本市场的波动,降低资源配置效率,同时也会损害企业的长远价值并带来财务风险和经营风险,最终对实体经济发展产生负面影响。因此,需要深入研究资产误定价产生的原因及其影响因素,并积极采取相应措施来降低资产误定价程度。资产误定价的形成受到诸多因素的影响,相关研究也从多方面进行了多角度的探讨。目前,国内已有文献对资产误定价的影响因素研究主要聚焦于以下4个方面:一是宏观经济环境及相关政策的影响,如宏观经济冲击(方毅 等,2022)、高铁开通(赵玲 等,2019)、陆港通交易机制(毕鹏,2021)、公允价值计量(邢攀龙 等,2018)等[3-6];二是企业外部利益相关者及媒体的影响,如投资者关注(王生年 等,2017)、机构投资者(方毅 等,2021)、分析师和审计师(李倩 等 2018;王生年 等,2018)、媒体情绪(游家兴 等,2012)等[7-11];三是企业内部治理及财务管理的影响,如内控体系建设(王生年 等,2018)、股权激励(王生年 等,2017)、控股股东杠杆增持(刘嫦 等,2022)、盈余平滑(张静 等,2017)、会计稳健性(张静 等,2018)等[12-16];四是企业信息披露的影响,如社会责任报告(许罡,2020)、环境信息披露(黄纪晨 等,2023)、年报文本信息(贺康 等,2020)、管理层讨论与分析(高雅 等,2020)等[17-20]。

通过文献梳理,可以发现,少有文献从企业生产经营行为的角度来研究资产误定价问题。已有研究将资产误定价形成的原因主要归结为两点:一是资本市场存在信息不对称。一方面,会计收益信息是资产定价的基础,而管理者的盈余管理可能造成盈余信息失真(Sloan,1996;Xie,2001)[21-22];另一方面,不规范的信息披露行为、信息披露质量不高等也会导致资本市场的信息不对称(徐寿福 等,2015;余艳等,2023)[23-24]。二是投资者存在非理性或有限理性行为。投资者是投资的主体,对资产定价有直接影响,然而由于认知偏差的天然存在导致其很难理性地对市场做出一致无偏的估计,不可避免地存在决策失误(Daniel et al.,1998;许年行 等,2013)[25-26]。实际上,企业的多元化经营也会对自身的信息生产与管理以及信息在资本市场上的传递产生重要影响,从而影响资产误定价。关于企业多元化经营的各种经济后果研究已非常丰富,但也存在诸多争议。以研究最多的对经营绩效的影响为例,存在“溢价效应”(Wang et al.,2018;杨兴全 等,2022)[27-28]和“折价效应”(王辉 等,2013;Bhatia A et al.,2018)[29-30]两种相反的观点以及多种非线性关系结论。在企业多元化经营的信息效应方面,已有文献也提出了降低信息质量的“信息透明度”假说和提高信息质量的“信息多元化”假说两种截然不同的观点(徐业坤 等,2020)[31]。企业的多元化经营无疑会影响信息质量,而信息质量又会影响股票价格,进而影响资本市场的资产定价。那么,在经济实践中,多元化经营会对资产误定价产生怎样的影响?这是值得研究的重要课题。然而,已有文献鲜有涉及,尤其缺乏相关经验证据。

基于此,本文在已有研究的基础上,基于多元化经营对企业信息的影响探究其对资产误定价的作用机制,并采用沪深A股上市公司2011—2022年的数据进行实证检验。与已有文献相比,本文的边际贡献主要在于:一是从资产定价的角度拓展了企业多元化经营的经济后果研究,并为多元化经营降低资产误定价程度的积极效应提供了经验证据;二是从企业经营行为的角度丰富了资产误定价的影响因素研究,有助于深入认识资产误定价的形成机制和破解路径;三是进一步考察了相关多元化经营和非相关多元化经营影响资产误定价的差异以及不同特征企业的异质性,为充分发挥各类企业多元化经营的积极作用,促进资本市场高质量发展提供了借鉴和启示。

二、理论分析与假说提出

“信息透明度”假说认为,相比专业化企业,多元化企业组织内部的复杂性和结构的多元化会产生信息差距,具有更高的代理成本和扭曲的会计质量(Bhatia A et al.,2018;徐高彦和王晶,2020;徐晨阳等,2022)[30][32-33]。多元化经营会增加企业内部组织的复杂性,这可能会降低信息传递效率和信息透明度,加剧信息不对称。具体表现为以下几个方面:第一,多元化经营导致企业治理结构复杂化和多元化,会加剧企业内部各部门间以及企业与外部投资者间的信息不对称。一方面,多元化经营使管理层在搜集、分析资料时存在一定的困难,企业内部也因经营复杂性而存在更多的信息不对称,较难对企业整体的运营和财务情况做出正确的评价。另一方面,企业的多元化经营在一定程度上减少了管理层与外部市场主体的交流,双方的信息不对称进一步加剧(Thomass,2002;杨兴全 等,2020)[34-35]。第二,多元化经营为管理层隐藏负面信息提供了便利,外部利益相关者较难对多元化经营企业的真实价值进行精确评估。出于对职业生涯和薪酬等方面的考量,管理层往往会把消极信息隐藏起来以求未来的良好表现可以掩盖消极信息。多元化经营增加了企业各种报表中所蕴含的信息量,也提高了投资者、分析师等获取企业全面准确信息的难度,并为管理层隐藏负面信息以保持高估值水平提供了便利。第三,多元化经营对分析师的能力和知识储备提出了更高要求,加大了分析师分析评价的难度,容易造成预测偏差,并引发分析师之间的意见分化,进而加剧信息不对称程度。

总之,从“信息透明度”假说来看,多元化经营会导致更高的预测偏差和更低的信息质量,从而会加剧企业资产误定价程度。然而,该假说往往只是在企业治理不规范、资本市场不完善、信息不对称程度较高的情况下才能成立。当企业存在较严重的盈余管理等不规范性行为、资本市场普遍存在信息不对称、投资者和分析师水平较低时,企业多元化经营带来的结构复杂化和信息多元化会引发更多的不规范行为、产生更多的信息不对称、形成更多的预测偏差,从而提高资产误定价程度。而当企业治理和资本市场都较为完善、投资者和分析师水平较高时,企业多元化经营能够带来的上述负面影响就会小得多。特别是在企业治理和资本市场快速发展和完善时期,企业治理和资本市场不断规范化带来的信息质量提高可能会掩盖企业多元化经营对信息质量的负面影响。从我国的企业和资本市场发展来看,企业治理现代化持续推进,资本市场日益成熟和规范化,投资者和分析师的素质及专业化水平也不断提高,因而企业多元化经营对信息质量的负面影响并不显著,从而对资产误定价的加剧作用也不明显。此外,随着数字技术的快速发展和广泛应用,数字化转型对企业信息质量的提升作用日益增强,而多元化经营往往会促进企业的数字化转型,尤其是数字技术和数字平台在信息管理和交流上的应用会显著降低信息不对称程度。可见,多元化经营对企业信息质量产生的负面影响可能远远小于其带来的正面影响。

而“信息多元化”假说则认为,即便是外部投资者在预测多元化企业各个部门现金流时所犯的错误要比预测专业化经营企业现金流时所犯的错误要大,但只要这些错误并不是完全的正向关系,那么多元化经营就会产生抵消效应,使得对多元化企业的整体预测要比专业化经营企业更加精确(Clarkeje et al.,2004;Matvos et al.,2011)[36-37]。根据“信息多元化”假说,企业多元化经营可以降低信息不对称程度。考虑到企业的盈余信息是决定资产定价的关键信息,这里主要基于盈余信息来探究企业多元化经营是如何提高信息质量和缓解信息不对称程度,进而降低资产误定价的。具体来讲,企业多元化经营可以从信息生产和信息传递两个方面来提高信息质量:

从信息生产来看,多元化经营可以有效限制管理者的机会主义行为,降低企业的盈余管理水平,提高盈余信息质量。多元化经营会显著加大企业的资金需求,为了获得更多的资金支持和降低资金成本,企业通常会选择主动进行更加准确的信息披露,这不仅减轻了企业与投资者间的信息不对称,也会对管理层的机会主义行为形成一定的约束,抑制管理层的盈余操纵行为。同时,由于多元化经营具有风险分散的作用,企业多元化经营会降低高管(特别是CEO)在股权、薪酬等方面的敏感性,从而减弱企业高管为个人利益而隐瞒负面信息的动机。此外,多元化经营的资金投入会减少企业的自由现金流量,制约高管的寻租行为,降低盈余管理水平。总之,多元化经营能够减轻企业的委托代理冲突,抑制管理层的自利行为,减少管理层的盈余管理动机和行为,提高盈余信息质量,从而缓解资产误定价。

从信息传递来看,多元化经营具有联合保险效应,能够提高分析师盈余预测的准确性。多元化经营带来的企业内部信息多元化能够通过抵消作用(即企业内部各个部门间利好消息、利空消息以及盈利差异可以相互抵消)产生联合保险效应,从而平衡各部门间现金流量预测的偏差,实现预测结果的一致性。企业多元化经营通过将资源配置于不同行业构建了一个行业投资组合,经营范围比较分散,而各行业的发展情况不尽相同。根据证券投资组合理论,在不同行业经营的行业叠加效应可以分散经营风险,抵消各部门间的利润差异和盈余波动,降低企业的整体盈余波动性。多元化经营带来的低风险和低盈余波动,能够向外界传递经营稳定的信号,分析师更容易判断企业盈利状况,从而降低分析师盈余预测的难度。同时,企业通过多元化经营建立的内部资本市场可以产生并不完全相关的现金流,从而抵消企业内部正负现金流的预测误差,提高分析师对企业整体盈余预测的准确性。因此,多元化经营可以降低企业的信息不对称程度(高利芳 等,2022)[38],提高分析师盈余预测的准确性,从而降低股价失真和资产误定价程度。

进一步从不同类型的多元化经营来看,根据行业间的关联度,企业的多元化经营可分为相关多元化和非相关多元化两类。相关多元化是指新开展业务与已有业务之间相互依存、相互关联,可以形成“战略匹配”,包括围绕相同技术进行多元化形成的产品多元化以及围绕同一市场进行多元化形成的市场多元化等。非相关多元化是指新开拓的业务与原有业务之间没有战略适应性,不具有行业相关性的多元化行为。由于非相关多元化经营对企业价值的提升作用较大,非相关多元化经营已逐步成为企业发展实践中的一种主流策略(李健 等,2012)[39]。那么相关多元化经营与非相关多元化经营对资产误定价的影响是否存在差异?从风险分散的角度来看,多元化经营的行业相关性越强,企业不同业务对宏观经济的反应越一致,多元化经营的风险分散效应就越弱。而非相关多元化经营能够更有效地分散经营风险,减少盈余波动。相比相关多元化经营,非相关多元化经营使企业各业务之间存在较大差异,各行业的相对独立性使风险对冲效果更显著,可以更有效地分散经营风险和减小盈余波动,从而更能降低盈余预测的不确定性和复杂性,并提高盈余预测的准确性(Buchner et al.,2017)[40]。因此,非相关多元化经营对资产误定价的降低作用比相关多元化经营更强。

综合上述分析,本文提出以下假说:

H1:企业多元化经营可以降低资产误定价程度。

H2:企业非相关性多元化经营对资产误定价的影响比相关多元化经营更为显著。

H3:多元化经营可以通过抑制企业盈余管理的路径降低资产误定价程度。

H4:多元化经营可以通过提高分析师盈余预测准确性的路径降低资产误定价程度。

三、实证检验设计

1.模型构建与变量测度

为检验企业多元化经营对资产误定价的影响,本文构建如下基准模型:

Deviationi,t=α0+α1Divi,t+αΣControl+ΣIndustry+ΣYear+εi,t

其中,i和t分别代表企业和年度,ΣIndustry、ΣYear和εi,t分别表示行业固定效应、年份固定效应和随机误差项。

被解释变量(Deviationi,t)“资产误定价”为t年企业i的资产误定价程度,采用企业的股票市场价值对其内在价值的偏离程度来衡量。具体来讲,企业的内在价值V使用剩余收益模型来测算,市场价值P采用次年4月最后一日的股票收盘价来度量,并借鉴徐龙炳和徐寿福(2015)的方法[23],用|1-V/P|来计算样本企业的资产误定价程度。

借鉴刘建秋等(2022)、游家兴和吴静(2012)的研究[2][11],选取以下企业层面的控制变量(Control):(1)“资产规模”,采用总资产的自然对数值来衡量;(2)“资产负债率”,采用年末总负债与年末总资产的比值来衡量;(3)“盈利能力”,采用净利润与总资产平均余额的比值来衡量;(4)“上市年龄”,采用上市年限加1的自然对数值来衡量;(5)“成长性”,采用营业收入增长率(当年营业收入与上年营业收入之差除以上年营业收入)来衡量;(6)“产权性质”,为是否国有企业的虚拟变量,国有企业赋值为1,否则赋值为0;(7)“股权集中度”,采用第一大股东持股比例来衡量;(8)“董事会规模”,采用董事会人数的自然对数值来衡量;(9)“独董比例”,采用独立董事占董事会人数的比例来衡量;(10)“两职合一”,为虚拟变量,若董事长与总经理两职合一赋值为1,否则赋值为0。

为检验企业非相关多元化经营和相关多元化经营对资产误定价的影响是否存在差异,本文借鉴吕贤杰和陶锋(2020)、张梓瑶(2023)的方法[41-42],基于行业相关性对企业多元化经营进行分类:以一个字母加两位数字为标准进行行业集(行业大类)的分类(如A05,畜牧业),若企业进入同一行业集的其他行业属于相关多元化经营,进入其他行业集的行业则属于非相关多元化经营。进一步采用熵指数法计算得到相关多元化经营指数(“相关多元化经营”变量Div_DR)和非相关多元化指数(“非相关多元化经营”变量Div_DU),分别作为核心解释变量进行模型检验。具体计算公式如下:Div_DR=∑pnln[∑(pm/pn)ln(pn/pm)],Div_DU=∑pnln(1/pn)。其中,m为行业数,n为行业集数,pm为m行业收入占企业总营业收入的比重,pn为n行业集收入占企业总营业收入的比重。

为检验企业盈余管理水平、分析师盈余预测准确性是否在多元化经营影响资产误定价中发挥了中介作用,本文在基准模型的基础上构建如下中介效应模型:

Deviationi,t=α0+α1Divi,t+αΣControl+ΣIndustry+ΣYear+εi,t

Mi,t=β0+β1Divi.t+βΣControl+ΣIndustry+ΣYear+εi,t

Deviationi,t=γ0+γ1Divi.t+γ2Mi,t+ΣControl+ΣIndustry+ΣYear+εi,t

其中,Mi,t为中介变量,根据理论分析选取两个工具变量:一是“企业盈余管理”。参照陈骏和徐捍军(2019)的研究[43],采用修正的Jones模型进行分年度分行业回归,以其残差的绝对值(操控性应计利润)来度量样本企业的盈余管理水平。二是“分析师盈余预测”。借鉴李丹等(2016)的做法[44],采用分析师预测的每股收益与实际每股收益的偏差来衡量分析师盈余预测的准确性,具体计算公式为Ferrori,t=|AFi,t-Ai,t|/pi,其中,Ferrori,t为“分析师盈余预测”,AFi,t为t年分析师对企业i的盈余预测均值,Ai,t为t年企业i的实际每股收益水平,pi为企业i在分析师发布盈利预测月的期初收盘股价。

2.样本选择与数据来源

考虑到2008年国际金融危机对股市带来了巨大冲击,为避免外部环境动荡产生干扰和影响,本文选择以2011—2022年为研究期间,以沪深两市A股上市公司为研究对象,并剔除金融保险类上市公司、ST类的上市公司、上市时间小于2年的上市公司以及数据缺失的样本,共获得11 199个“公司—年度”层面的观测值。上市公司数据来自CSMAR和Wind数据库,为避免异常值的影响,对所有连续变量在1%和99%分位上进行Winsorize处理,统计分析使用Stata16.0统计软件。表1列出了主要变量的描述性统计结果。如果资本市场是有效的,那么上市公司的股价应该能够准确及时地反映其内在价值,但从统计结果来看,样本企业“资产误定价”的均值为0.582、中值为0.558、最大值为2.454,表明股价与其内在价值偏离的现象在样本企业中广泛存在。从企业的多元化经营状况来看,“多元化经营行业数”的均值为2.781、最大值为10,表明样本企业普遍采取了跨行业经营战略;“多元化经营程度”的均值为0.258、中位数为0.175,整体呈现出右偏态势,表明样本企业多元化经营程度普遍较高。

表1 主要变量的描述性统计结果

四、实证检验结果分析

1.基准模型回归与稳健性检验

采用全样本的基准模型回归结果见表2。“多元化经营行业数”和“多元化经营程度”对“资产误定价”的回归系数均在1%的水平上为显著为负,表明样本企业的多元化经营程度越高则资产误定价程度越低,即企业多元化经营有效降低了资产误定价,本文提出的假说H1得到验证。“相关多元化经营”和“非相关多元化经营”对“资产误定价”的回归系数均显著为负,表明企业无论是在相关行业还是在非相关行业进行多元化经营都能够有效降低资产误定价程度;进一步从两者系数的显著性和绝对值来看,非相关多元化经营对资产误定价的降低作用比相关多元化经营更为显著,假说H2也得到验证。

表2 基准模型检验结果

2.内生性处理与稳健性检验

为缓解样本选择偏误、遗漏变量及反向因果关系等带来的模型内生性问题,本文进行如下内生性处理:一是倾向得分匹配法(PSM)检验。根据企业是否进行多元化经营构造实验组与对照组,若企业实施多元化经营归为实验组样本,否则归为对照组样本;采用“股权集中度”“独董比例”“成长性”“产权性质”“资产负债率”“盈利能力”“两职合一”“上市年龄”作为匹配变量进行1∶1最近邻匹配以缓解样本选择偏误带来的模型估计偏差。利用匹配后的样本重新进行回归的结果见表3的Panel A,“多元化经营行业数”和“多元化经营程度”对“资产误定价”的回归系数依然在1%的显著性水平上为负。二是Heckman两阶段模型检验。第一阶段基于企业是否进行多元化经营进行Probit回归,计算得到逆米尔斯比率;第二步阶段将逆米尔斯比率加入基准模型重新进行检验。回归结果见表3的Panel B,“多元化经营行业数”和“多元化经营程度”对“资产误定价”的回归系数还是显著为负。可见,在缓解内生性问题后,企业多元化经营可以有效降低资产误定价的结论依然成立。

表3 内生性处理和稳健性检验结果

为进一步验证基准模型分析结果的可靠性,进行如下稳健性检验:一是核心解释变量滞后处理。考虑到企业多元化经营的实际效应可能存在滞后和累加性,对核心解释变量进行滞后一期处理后重新进行模型检验,回归结果见表3的Panel C,“多元化经营行业数”和“多元化经营程度”的滞后一期项对“资产误定价”的回归系数仍在1%的显著性水平上为负,且系数绝对值变大,表明企业多元化经营对资产误定价的影响存在一定的滞后效应。二是删除特殊样本。考虑到2015年股灾的影响以及2020年新冠疫情的冲击,删除2015年和2020年的样本后重新进行模型检验,回归结果见表3的Panel D,“多元化经营行业数”和“多元化经营程度”的回归系数依然在1%的水平上显著为负。上述结果表明,本文的分析结果具有较好的稳健性。

3.中介效应检验

以“企业盈余管理”为中介变量的中介效应模型检验结果见表4的Panel A。“多元化经营行业数”和“多元化经营程度”对“企业盈余管理”的回归系数显著为负,表明企业进行多元化经营显著降低了其盈余管理水平;“企业盈余管理”对“资产误定价”的回归系数显著为正,表明企业的盈余管理水平越低,其资产误定价程度越低。上述结果表明,“企业盈余管理”在“多元化经营行业数”和“多元化经营程度”影响“资产误定价”中发挥了中介作用,即企业多元化经营可以改善企业内部的信息交流和治理结构,进而通过降低盈余管理水平来降低其资产误定价程度。由此,假说H3得到验证。

表4 中介效应检验结果

以“分析师盈余预测”为中介变量的中介效应模型检验结果见表4的Panel B。“分析师盈余预测”为反向指标,其值越大则分析师盈余预测的准确性越低。“多元化经营行业数”和“多元化经营程度”对“分析师盈余预测”的回归系数显著为负,表明企业进行多元化经营会提高分析师对其盈余预测的准确性;“分析师盈余预测”对“资产误定价”的回归系数显著为正,表明分析师对企业的盈余预测越准确,企业的资产误定价程度越低。上述结果表明,“分析师盈余预测”在“多元化经营行业数”和“多元化经营程度”影响“资产误定价”中发挥了中介作用,即企业多元化经营可以提高企业对外信息传递质量,进而通过提高分析师对其盈余预测的准确性来降低其资产误定价程度。由此,假说H4得到验证。

五、进一步的讨论:异质性分析

企业多元化经营的决策与实施是一个在多方面因素综合作用下的复杂过程,该过程不仅取决于企业自身资源禀赋与战略取向,还受到制度环境等情境特征的影响(蓝海林,2014)[45],同时,不同类型的企业具有不同的内外部信息生产和传递特征以及资产误定价程度,从而使企业多元化经营对资产误定价的影响表现出多种异质性。对此,本文从企业的内外部治理特征(管理层权力和机构投资者持股)、产权性质以及所在地区的市场化水平等方面进一步考察多元化经营影响资产误定价的异质性。

1.管理层权力异质性

根据管理层权力理论,当管理层拥有的权力较大时,他们有投资决策权。当企业利益与管理层利益存在不一致或发生冲突时,管理层会试图通过权力寻租来满足自身的利益,如通过扩大企业规模、提高在企业内部的地位、增加自身的货币薪酬、进行在职消费等方式侵害企业利益,实现私人收益最大化。一般来讲,管理层权力较大的公司更有可能采取多元化经营战略,即管理层会通过选择实施多元化战略来增加自身的权威,为自身谋私利。同时,多元化经营可在一定程度上提高管理层的报酬。一般的薪酬激励计划中管理层的薪酬与企业的发展规模存在重要关联,管理层通过实施多元化战略可以扩大企业规模,进而充分展示自己的实力并获得更高报酬。此外,多元化经营有助于降低管理层的操作风险,比如,管理层可以通过多元化经营降低由于产品单一所带来的巨大风险,并有助于管理层分散投资风险和职业风险。因此,当管理层权力较大时,企业多元化经营程度往往较高,从而更为显著地降低资产误定价程度。

综上所述,由于多元化经营是管理层实现自身利益最大化的有效方式之一,管理层往往会倾向于采取多元化战略;当管理层权力较大时,有权实施更多的多元化经营,从而更大程度地降低资产误定价程度。同时,当管理层权力较大时,进行盈余管理的倾向和可能性也较大,而多元化经营带来的内部治理改善可以显著抑制其盈余管理水平,从而对资产误定价产生更强的缓解作用。对此,本文借鉴刘瑾等(2021)的做法[46],选取“CEO 兼任情况”(不兼任董事取值为1,兼任董事取值为2,兼任董事长取值为3)、“CEO 任期”(CEO 在该职位上的任职年限)、“董事会规模”(当届董事会人数)、“内部董事比例”(内部董事人数与董事会人数之比)、“管理层是否持股”(持股取值为1,否则取值为0)五个变量进行主成分分析,合成管理层权力综合指标(数值越大,则管理层权力越大),并根据该指标的中位数进行分组,大于中位数的样本归为“管理层权力较大”组,小于中位数的样本归为“管理层权力较小”组,分组检验的回归结果见表5的Panel A。在“管理层权力较大”组,“多元化经营行业数”和“多元化经营程度”对“资产误定价”的回归系数均显著为负,而在“管理层权力较小”组,“多元化经营行业数”和“多元化经营程度”对“资产误定价”的回归系数为负但均不显著。上述结果表明,多元化经营显著降低了管理层权力较大企业的资产误定价程度,但对管理层权力较小企业的资产误定价没有显著影响。

表5 异质性分析结果

2.机构投资者持股异质性

作为一项重要的经营管理决策,企业多元化经营的实施通常会受到外部治理机制的监督与制约,其中,机构投资者的影响不容忽视。机构投资者可以通过市场调查等手段获得更多有价值的企业信息,从而减少企业与外部投资者之间的信息不对称,随着机构投资者的参与度越高(即持股比例越高),管理层基于自身利益加强内部控制质量的动力就越强(杨侠 等,2020)[47],信息披露质量越高,信息透明度也就越高。机构投资者还可能会“用脚投票”,通过退出持股对大股东和管理层施压。作为公司内部信息的知情者,机构投资者的行为具有一定的信号传递功能,其退出会对公司的估值产生不利影响,这种“威胁机制”可以更好地制约高管的私利行为(陈克兢,2019)[48]。因此,当机构持股比例较高时,可以降低多元化经营对企业信息质量的负面影响,并增强多元化经营带来的信息质量提升效应,从而对资产误定价产生更强的降低作用。

本文根据机构投资者持股比例(机构投资者持股之和与流通总股本之比)的中位数对样本企业进行分组,大于中位数的样本归为“机构投资者持股多”组,小于中位数的样本归为“机构投资者持股少”组,分组检验的回归结果见表5的Panel B。在“机构投资者持股多”组,“多元化经营行业数”和“多元化经营程度”对“资产误定价”的回归系数均显著为负,而在“机构投资者持股少”组,“多元化经营行业数”和“多元化经营程度”对“资产误定价”的回归系数为负但均不显著。上述结果表明,多元化经营显著降低了机构投资者持股比例较高企业的资产误定价程度,但对机构投资者持股比例较低企业的资产误定价没有显著影响。

3.产权性质异质性

国有企业与民营企业有着明显的区别。一方面,国有企业和民营企业在发展目标和社会责任上存在差异,国有企业会承担更多的社会责任,发展目标更加多元化,而民营企业会更多地追求经济利益最大化,通过信息操纵进行盈余管理的动机通常会比国有企业更强。另一方面,国有企业因为有政府的“隐形担保”,更容易获得金融机构和投资者的青睐,受到的融资约束较低,而民营企业往往会因金融歧视而面临较强的融资约束。融资难也使民营企业管理层具有更强的通过信息操纵粉饰盈余以缓解融资约束的动机。因此,在多元化经营过程中,民营企业可能会比国有企业有更多的信息操纵和盈余管理,有损信息质量的提高。

本文根据实际控制人性质将样本企业划分为“国有企业”和“非国有企业”两组,分组检验的回归结果见表5的Panel C。在“国有企业”组,“多元化经营行业数”和“多元化经营程度”对“资产误定价”的回归系数均显著为负,而在“非国有企业”组,“多元化经营行业数”和“多元化经营程度”对“资产误定价”的回归系数为负但均不显著。上述结果表明,多元化经营显著降低了国有企业的资产误定价程度,但对非国有企业的资产误定价没有显著影响。

4.地区市场化水平异质性

我国一直朝着建立完善的社会主义市场经济体制目标迈进,法律保护、政企关系、要素发育、产品市场竞争等方面日益改善和发展。市场环境对企业的发展战略以及行为决策具有重要影响,而我国不同地区、不同层面的市场化水平存在显著差异,这会导致不同地区的企业在生产经营和资源配置等方面存在显著区别(赵建梅 等,2023)[49]。从企业的长远发展来看,相比于市场化水平较低的地区,市场化水平较高的地区拥有更多优势,其中包括更好的外部治理环境,如更好的投资者保护、更强的媒体监督和更高的社会信任等,而这些都会强化企业的外部监督机制。相关研究表明,投资者保护、媒体报道以及社会信任对企业管理层隐藏坏消息的自利短视行为具有显著的抑制作用(袁知柱 等,2017;王跃堂 等,2022;刘宝华 等,2016)[50-52],这种外部监督效应在市场化水平较高的地区会更强。因此,在市场化水平较高的地区,企业多元化经营带来的代理冲突能够得到有效缓解,因组织复杂化而产生的额外信息不对称也会被有效修正,从而使多元化经营的资产误定价降低效应更为显著。

本文根据样本企业所在省份的市场化指数进行分组,所在省份市场化指数大于中位数的样本企业归为“市场化水平较高”组,所在省份市场化指数小于中位数的样本企业归为“市场化水平较低”组,分组检验的回归结果见表5的Panel D。在“市场化水平较高”组,“多元化经营行业数”和“多元化经营程度”对“资产误定价”的回归系数均显著为负,而在“市场化水平较低”组,“多元化经营行业数”和“多元化经营程度”对“资产误定价”的回归系数为负但均不显著。上述结果表明,多元化经营显著降低了市场化水平较高地区企业的资产误定价程度,但对市场化水平较低地区企业的资产误定价没有显著影响。

六、结论与启示

相较于发达经济体较为成熟的资本市场,我国资本市场发展较为滞后,由于信息不对称等原因导致的资产误定价这一证券市场异象普遍存在。随着经济的繁荣发展,多元化经营成为企业高质量发展的有效策略之一,多元化经营的企业数量和多元化经营程度都持续提高。根据“信息透明度”假说和“信息多元化”假说,多元化经营可能对资产误定价产生正、反两方面的影响。虽然多元化经营可能会因企业组织内部的复杂性提高而加剧信息不对称,导致资产误定价程度提高,但是组织内部复杂性提高也意味着管理层的盈余操纵等自利行为受到限制,盈余管理水平得以降低,企业盈余信息质量的提高则会降低资产误定价程度;同时,多元化经营分散了经营风险,会产生联合保险效应,企业盈余波动得以降低,有利于提高分析师盈余预测的准确性,进而降低资产误定价程度。本文以沪深A股上市公司为研究样本,采用2011—2022年的数据分析发现:企业多元化经营显著降低了资产误定价程度,且非相关多元化经营比相关多元化经营对资产误定价的降低作用更为显著;多元化经营可以通过降低企业盈余管理水平和提高分析师盈余预测准确性两条路径来降低资产误定价程度;多元化经营对管理层权力较大企业、机构投资者持股比例较高企业、国有企业、市场化水平较高地区企业具有显著的资产误定价降低作用,但对管理层权力较小企业、机构投资者持股比例较低企业、非国有企业、市场化水平较低地区企业的资产误定价没有显著影响。

本文探讨了我国上市公司多元化经营对资本市场资产定价的影响,发现多元化经营在提高资产定价效率方面具有积极作用,由此得到以下启示:(1)对企业来讲,应积极进行适当的多元化经营,并在多元化经营过程中改善内部治理结构,协调好利益相关者之间的关系,减少由多元化经营引起的委托代理冲突,以充分发挥多元化经营带来的积极作用;(2)对于股东来讲,在赋予企业管理者适当权力的同时,应履行好自己的职责,有效约束管理者为了追求个人私利而进行盈余管理的行为,促进企业实现高效长远发展;(3)对于投资者而言,应提高投资理性,并承担起参与和监督企业经营决策的责任,还需关注和重视与企业多元化经营相关的消息,将其作为选择投资标的和分析股价趋势的重要参考依据,助力资本市场健康发展;(4)对于证券市场的监管机构而言,在履行好监管职责的同时应为多元化经营的企业营造良好的外部融资环境,保证在其后续的多元化经营投入中能够“有资可用,有钱可投”,充分发挥资本市场优化配置资源的功能。