王聰聰 劉圻 張芳銘

摘? ?要：在我國資本市場上，普遍存在著多元化折價現(xiàn)象，因此，探究多元化并購的影響因素對優(yōu)化企業(yè)并購決策有重要意義。本文從風(fēng)險投資視角考察了風(fēng)險投資持股對企業(yè)多元化并購決策的影響。研究發(fā)現(xiàn)，風(fēng)險投資持股能夠顯著抑制被投資企業(yè)的多元化并購動機(jī)，且風(fēng)險投資的參與度越高，其對被投資企業(yè)的多元化并購動機(jī)的抑制作用也越強(qiáng)。作用機(jī)理分析發(fā)現(xiàn)，風(fēng)險投資能夠通過緩解代理沖突及抑制管理層過度自信行為顯著抑制被投資企業(yè)的多元化并購動機(jī)。異質(zhì)性檢驗發(fā)現(xiàn)，在市場化水平以及市場競爭程度較低的地區(qū)，相比無風(fēng)險投資持股的企業(yè)，有風(fēng)險投資持股的企業(yè)進(jìn)行多元化并購的可能性更低。經(jīng)濟(jì)后果研究發(fā)現(xiàn)，在進(jìn)行非多元化并購后，相比無風(fēng)險投資持股的企業(yè)，有風(fēng)險投資持股企業(yè)的并購績效顯著更高。

關(guān)鍵詞：風(fēng)險投資；多元化并購；代理沖突；管理層過度自信；并購績效

中圖分類號：F832? 文獻(xiàn)標(biāo)識碼：A? 文章編號：1674-2265（2023）05-0069-10

DOI：10.19647/j.cnki.37-1462/f.2023.05.010

一、引言

是否進(jìn)行多元化并購是企業(yè)的一項重要戰(zhàn)略決策。在理論界，國內(nèi)外學(xué)者們普遍認(rèn)為多元化并購對主并方的并購績效有負(fù)面影響，即存在多元化折價現(xiàn)象，尤其是與同行業(yè)并購相比，多元化并購的并購績效顯著更低，鮮有研究表明多元化并購的并購績效高于同行業(yè)并購（Berger和Ofek，1995；Megginson等，2001；李善民和朱滔，2006；陳旭東等，2013）[1-4]。既然如此，企業(yè)為什么仍然進(jìn)行多元化并購呢？盡管在理論上，獲得協(xié)同效應(yīng)是企業(yè)進(jìn)行多元化并購的動因之一，但是在實踐中卻發(fā)現(xiàn)代理理論和自大假說是對企業(yè)多元化并購更有力的解釋（陳旭東等，2013；趙晶晶和毛雅娟，2009）[4，5]。因此，探究如何緩解企業(yè)并購過程中的代理沖突以及抑制管理層過度自信行為對于企業(yè)優(yōu)化多元化并購決策有重要意義。

以往研究表明外部監(jiān)督者的監(jiān)督作用有助于緩解代理沖突并抑制管理層的過度自信行為（Forbes，2005）[6]。近年來，隨著風(fēng)險投資在我國的快速發(fā)展，越來越多的企業(yè)在IPO前成功獲得了風(fēng)險投資的支持。作為積極型機(jī)構(gòu)投資者，風(fēng)險投資除了為企業(yè)提供發(fā)展所需的資金外，還會利用自身的資源能力和社會網(wǎng)絡(luò)關(guān)系積極參與企業(yè)投后管理。研究發(fā)現(xiàn)，風(fēng)險投資在決定對企業(yè)進(jìn)行投資后，會通過協(xié)助被投資企業(yè)招募管理者、聘任或者解聘CEO、實施分階段融資以及發(fā)行可轉(zhuǎn)債等手段對被投資企業(yè)進(jìn)行持續(xù)監(jiān)督（Hellmann 和Puri，2002；Kaplan和Str?mberg，2003）[7，8]，充當(dāng)了外部監(jiān)督者的角色。除了監(jiān)督功能外，風(fēng)險投資還能發(fā)揮吸引資源功能和咨詢功能，從而幫助被投資企業(yè)獲得更多更隱秘的軟信息，進(jìn)一步抑制管理層的過度自信行為。因此，從并購動因之代理沖突和自大假說視角來看，作為企業(yè)的監(jiān)督者和資源提供者，風(fēng)險投資可能能夠影響企業(yè)的多元化并購決策。那么，不同參與度的風(fēng)險投資對被投資企業(yè)多元化并購決策的影響有差異嗎？作用機(jī)理又是什么？

基于此，本文以2014—2018年首次IPO的A股上市公司作為主并方的并購事件為基礎(chǔ)樣本，通過實證分析檢驗風(fēng)險投資持股對企業(yè)多元化并購決策的影響。具體設(shè)計如下：首先，從是否有風(fēng)險投資持股以及風(fēng)險投資參與度兩個維度考察風(fēng)險投資持股對被投資企業(yè)多元化并購決策的影響；其次，從代理理論和自大假說兩個角度出發(fā)，探究風(fēng)險投資對企業(yè)多元化并購影響的內(nèi)在機(jī)理；再次，從企業(yè)所處的外部環(huán)境（宏觀層面和行業(yè)層面）視角考察外部環(huán)境差異對風(fēng)險投資持股與企業(yè)多元化并購關(guān)系的影響；最后，考察了相比無風(fēng)險投資持股的企業(yè)，有風(fēng)險投資持股的企業(yè)后期并購績效是否更高。

本文可能的邊際貢獻(xiàn)在于：第一，拓展了風(fēng)險投資對企業(yè)并購影響的研究深度。現(xiàn)有研究分別關(guān)注了風(fēng)險投資對企業(yè)并購決策以及風(fēng)險投資對企業(yè)并購績效的影響，而企業(yè)的并購決策蘊(yùn)含著并購動因，又直接導(dǎo)致了并購經(jīng)濟(jì)后果。本文將風(fēng)險投資、多元化并購決策及并購績效納入一個分析框架進(jìn)行系統(tǒng)性研究，拓展了風(fēng)險投資對企業(yè)并購影響的研究深度。第二，豐富了風(fēng)險投資對公司并購決策影響的研究文獻(xiàn)。近年來，已經(jīng)有學(xué)者開始關(guān)注風(fēng)險投資對企業(yè)并購決策的影響（李善民等，2019；宋賀和常維，2020；董靜和余婕，2021）[9-11]。其中，宋賀和常維（2020）[10]探究了風(fēng)險投資對企業(yè)多項并購決策的影響，針對多元化并購，他們發(fā)現(xiàn)提高并購方企業(yè)內(nèi)部控制的有效性是風(fēng)險投資影響企業(yè)多元化并購的內(nèi)在作用機(jī)理。不同于他們的研究，本文從多元化并購的動因——代理理論和自大假說兩個視角探討風(fēng)險投資對企業(yè)多元化并購影響的內(nèi)在機(jī)理。在此基礎(chǔ)上，本文還進(jìn)一步探討了并購能否產(chǎn)生積極的市場反應(yīng)。第三，深化了風(fēng)險投資與被投資企業(yè)之間的互動機(jī)理研究。本文分別從風(fēng)險投資的持股比例和持股家數(shù)以及企業(yè)所處的外部環(huán)境等視角，深入研究了不同背景特征的風(fēng)險投資與不同特征企業(yè)間的影響關(guān)系，深化了風(fēng)險投資與被投資企業(yè)之間的互動機(jī)理研究。

二、理論分析與假設(shè)提出

（一）風(fēng)險投資持股與多元化并購

目前，學(xué)者們普遍認(rèn)可風(fēng)險投資對創(chuàng)業(yè)企業(yè)的增值效應(yīng)，而增值效應(yīng)主要源于風(fēng)險投資的認(rèn)證功能、監(jiān)督治理功能、吸引資源功能以及咨詢功能。我們認(rèn)為風(fēng)險投資的監(jiān)督治理功能、吸引資源功能以及咨詢功能的發(fā)揮不僅能夠幫助被投資企業(yè)緩解并購過程中管理層與股東之間以及大股東和小股東之間的兩類代理沖突，還能夠抑制管理層的過度自信行為，從而降低被投資企業(yè)進(jìn)行多元化并購的動機(jī)。具體分析如下：

從代理理論角度來看，當(dāng)公司股權(quán)相對分散時，管理者可能為了滿足私人利益，如分散雇傭風(fēng)險、獲得高額薪酬以及在經(jīng)理人市場建立聲譽(yù)等，以犧牲股東利益為代價推動企業(yè)進(jìn)行多元化并購（Amihud和Lev，1981）[12]，即第一類代理問題導(dǎo)致企業(yè)進(jìn)行多元化并購。當(dāng)上市公司股權(quán)相對集中時，大股東對企業(yè)的并購決策幾乎擁有絕對的控制權(quán)，他們也可能會利用企業(yè)多元化并購活動來獲取控制權(quán)私利，即第二類代理問題導(dǎo)致企業(yè)進(jìn)行多元化并購。作為資本提供方，風(fēng)險投資的最終目的是獲得資本退出收益，通常并不謀求被投資企業(yè)的控制權(quán)，這就決定了其與被投資企業(yè)大股東之間可能存在代理沖突。而作為股東，風(fēng)險投資又是企業(yè)的所有者，其與管理層之間也可能存在代理沖突。因此，為順利退出并獲得資本退出收益，風(fēng)險投資有動機(jī)和壓力去緩解這兩類代理沖突。研究發(fā)現(xiàn)，風(fēng)險投資具有監(jiān)督治理職能，在決定對企業(yè)進(jìn)行投資后，一方面，他們會通過協(xié)助被投資企業(yè)招募管理者、聘任或者解聘CEO、實施分階段融資以及發(fā)行可轉(zhuǎn)債等手段對被投資企業(yè)進(jìn)行持續(xù)監(jiān)督（Hellmann 和Puri，2002；Kaplan和Str?mberg，2003）[7，8]；

另一方面，他們往往還會進(jìn)駐被投資企業(yè)董事會，直接參與企業(yè)的經(jīng)營決策并幫助被投資企業(yè)選聘有金融或財務(wù)知識背景的專業(yè)人員擔(dān)任外部董事，提高被投資企業(yè)董事會的規(guī)模和獨(dú)立性（Baker和Gompers，2003；Cumming等，2010；袁蓉麗等，2014；黨興華等，2011）[13-16]，改善公司治理水平。這些措施有助于抑制管理層和大股東利用企業(yè)多元化并購活動對上市公司的利益侵占行為，降低代理沖突（吳超鵬等，2012；胡劉芬和周澤將，2018；謝漾和洪正，2020）[17-19]，從而降低企業(yè)盲目進(jìn)行多元化并購的動機(jī)。

從自大假說角度來看，管理層過度自信是導(dǎo)致企業(yè)進(jìn)行多元化并購的另一重要原因。自大假說是Roll于1986年提出的，在此基礎(chǔ)上，Malmendier和Tate（2008）[20]最先將管理層過度自信進(jìn)行量化，實證研究發(fā)現(xiàn)管理者過度自信會導(dǎo)致企業(yè)進(jìn)行價值毀損的并購，尤其是在進(jìn)行多元化并購時，過度自信的管理者往往高估并購項目預(yù)期收益，從而為并購付出過高的代價。作為企業(yè)并購決策的參與者，一方面，風(fēng)險投資具有吸引資源功能，能夠利用自身資源能力吸引投資銀行、商業(yè)銀行、律師事務(wù)所、會計師事務(wù)所以及其他風(fēng)險投資機(jī)構(gòu)共同建立社會關(guān)系網(wǎng)絡(luò)（Barry等，1990； Hochberg 等，2007；Chemmanur和Loutskina，2006）[21-23]。社會關(guān)系網(wǎng)絡(luò)的建立，不僅可以幫助被投資企業(yè)在更大的范圍內(nèi)掃描、搜尋和選擇并購對象，還能在鎖定并購對象后，幫助被投資企業(yè)對標(biāo)的方的資產(chǎn)、利潤、現(xiàn)金流和戰(zhàn)略等財務(wù)和非財務(wù)信息進(jìn)行更全面細(xì)致地分析和判斷，幫助企業(yè)獲取擬并購行業(yè)以及標(biāo)的方更全面深入的信息。另一方面，風(fēng)險投資具有咨詢功能，作為專業(yè)投資者，能夠利用自身的行業(yè)專長幫助被投資企業(yè)獲取管理者自身無法獲取的關(guān)于投資標(biāo)的更隱秘的軟信息（Kaplan 和 Str?mberg，2001）[24]。根據(jù)以上分析，風(fēng)險投資吸引資源功能以及咨詢功能的發(fā)揮能夠為被投資企業(yè)管理者提供關(guān)于標(biāo)的方更全面深入的信息，尤其是能挖掘到有關(guān)標(biāo)的方隱藏的負(fù)面消息，從而抑制管理者因過度自信而盲目進(jìn)行多元化并購的動機(jī)?；谝陨戏治?，我們提出假設(shè)H1：

假設(shè)H1：風(fēng)險投資持股能夠顯著抑制被投資企業(yè)的多元化并購動機(jī)。

（二）風(fēng)險投資參與度與多元化并購

風(fēng)險投資的參與度，一般用風(fēng)險投資的持股比例和持股家數(shù)兩個指標(biāo)衡量。從風(fēng)險投資的持股比例來看，對被投資企業(yè)而言，風(fēng)險投資在被投資企業(yè)的持股比例越高，一方面，對其發(fā)揮的監(jiān)督治理作用也越強(qiáng)（袁蓉麗等，2014）[15]，從而能夠更好地抑制管理層與股東之間的代理沖突以及大股東對中小股東的利益侵占動機(jī)；另一方面，也會最大限度地發(fā)揮其咨詢功能來抑制管理層過度自信可能給企業(yè)帶來的損失，畢竟持股比例越高，企業(yè)多元化并購失敗造成的損失分擔(dān)也越大。最終表現(xiàn)為風(fēng)險投資的持股比例越高，越能抑制被投資企業(yè)的多元化并購動機(jī)?；谝陨戏治觯覀兲岢黾僭O(shè)H2：

假設(shè)H2：風(fēng)險投資的持股比例越高，越能抑制被投資企業(yè)的多元化并購動機(jī)。

從持股家數(shù)來看，一方面，多家風(fēng)險投資持股可能對管理層和大股東的監(jiān)督控制更嚴(yán)格，更能夠緩解企業(yè)因代理沖突而盲目進(jìn)行多元化并購的動機(jī)；另一方面，當(dāng)被投資企業(yè)由多家風(fēng)險投資機(jī)構(gòu)持股時，其形成的社會關(guān)系網(wǎng)絡(luò)會更廣泛，可以幫助被投資企業(yè)獲取更多有關(guān)標(biāo)的方的信息，從而抑制管理層因過度自信而盲目進(jìn)行多元化并購的動機(jī)。但是，多家風(fēng)險投資持股也可能存在“搭便車”的現(xiàn)象，使得風(fēng)險投資的家數(shù)越多，反而越不利于其對被投資企業(yè)進(jìn)行監(jiān)督治理和吸引資源，最終導(dǎo)致多家風(fēng)險投資持股的企業(yè)更容易進(jìn)行多元化并購。綜上，我們提出對立假設(shè)：

H3a：風(fēng)險投資的持股家數(shù)越多，被投資企業(yè)進(jìn)行多元化并購的可能性越小。

H3b：風(fēng)險投資的持股家數(shù)越多，被投資企業(yè)進(jìn)行多元化并購的可能性越大。

三、研究設(shè)計

（一）樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

本文先從萬得數(shù)據(jù)庫獲取2014—2018年首次IPO的A股上市公司作為主并方的并購事件①，然后，按以下標(biāo)準(zhǔn)對樣本進(jìn)行進(jìn)一步處理：（1）保留交易最新進(jìn)度為完成、過戶或者實施的并購事件；（2）對于同一年度對同一標(biāo)的進(jìn)行的多次并購事件，將其合并至首起并購事件，作為一起并購事件處理；對于不同年度對同一標(biāo)的進(jìn)行的多次并購事件，將其視為多起并購事件處理；（3）剔除交易雙方有一方所在行業(yè)為金融行業(yè)的上市公司；（4）剔除被ST的上市公司；（5）剔除關(guān)鍵變量數(shù)據(jù)缺失的上市公司。經(jīng)過上述篩選，最終得到可用于實證分析的1289個公司年度觀測樣本。此外，研究所需的風(fēng)險投資數(shù)據(jù)來自CVSource投中數(shù)據(jù)庫，并購事件相關(guān)信息來自萬得數(shù)據(jù)庫，制度環(huán)境數(shù)據(jù)來自王小魯?shù)染幹频摹吨袊质》菔袌龌笖?shù)報告（2018）》，其他數(shù)據(jù)均來自國泰安數(shù)據(jù)庫。為了消除極端值可能對結(jié)果造成的影響，對所有連續(xù)變量進(jìn)行了上下各1%的縮尾處理。

（二）模型設(shè)計與變量定義

1. 變量定義。（1）被解釋變量：多元化并購（DMA）。萬得數(shù)據(jù)庫對企業(yè)并購目的的分類多達(dá)數(shù)十種，主要包括橫向整合、垂直整合、多元化戰(zhàn)略、業(yè)務(wù)轉(zhuǎn)型、戰(zhàn)略合作以及財務(wù)投資等。借鑒楊威等（2019）[25]的研究，我們將并購目的為“多元化戰(zhàn)略”的事件定義為多元化并購。若上市公司在報告期內(nèi)實施多元化并購，則DMA取值為1，否則為0。（2）解釋變量：風(fēng)險投資（VC）。若上市公司在報告期內(nèi)有風(fēng)險投資持股，則VC取值1，否則為0。在判斷一家公司是否有風(fēng)險投資持股時，借鑒董靜等（2017）[26]以及胡劉芬和周澤將（2018）[18]的研究，我們按照以下標(biāo)準(zhǔn)進(jìn)行認(rèn)定：從國泰安數(shù)據(jù)庫下載上市公司前十大股東名錄，將該名錄與CVSource投中數(shù)據(jù)庫中獲取的投資機(jī)構(gòu)名錄進(jìn)行匹配，若前十大股東中至少有一家為風(fēng)險投資或風(fēng)險投資基金，且風(fēng)險投資的性質(zhì)為PE-Growth或者VC-Serise（投資輪次包括A輪、B輪、C輪、D輪和E輪），投資時點在公司IPO之前，則認(rèn)定該上市公司具有風(fēng)險投資持股背景。風(fēng)險投資持股比例（VC_share）以投資于同一企業(yè)的風(fēng)險投資總持股比例衡量，風(fēng)險投資家數(shù)（VC_js）以投資于同一企業(yè)的風(fēng)險投資機(jī)構(gòu)總數(shù)衡量。（3）控制變量。參考相關(guān)文獻(xiàn)，本文還對如下變量進(jìn)行了控制：資產(chǎn)規(guī)模（LnSize）、資產(chǎn)負(fù)債率（LEV）、產(chǎn)權(quán)性質(zhì)（State）、總資產(chǎn)收益率（ROA）、凈利潤增長率（Growth）、營運(yùn)能力（Turnover）、市賬比（MB）、股權(quán)集中度（Top1）、獨(dú)立董事占比（Indpr）、管理層持股比例（Pmnghld）。同時，我們還控制了年度（Year）和行業(yè)效應(yīng)（Ind）。具體變量描述及定義見表1。

2. 模型設(shè)計。我們設(shè)計了如下Logit模型，用于檢驗本文提出的假設(shè)H1。

[DMAi，t=α+β0VCi，t+β1LnSizei，t+β2LEVi，t+β3Statei，t+β4ROAi，t+β5Growthi，t+β6Turnoveri，t+β7MBi，t+β8Top1i，t+β9Indpri，t+β10Pmnghldi，t+Year+Ind+εi，t] （1）

當(dāng)將模型（1）中的VC替換為VC_share和VC_js時，用于檢驗假設(shè)H2和H3。

四、實證分析

（一）描述性統(tǒng)計

表2列示了各變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果。其中，Panel A列示了全樣本描述性統(tǒng)計結(jié)果，Panel B列示了各變量均值差異T檢驗結(jié)果。從Panel A結(jié)果來看，多元化并購的平均值為0.07，說明在樣本期內(nèi)約有7%的公司實施了多元化并購。風(fēng)險投資的平均值為0.54，說明在樣本期內(nèi)，有風(fēng)險投資持股的企業(yè)比例達(dá)到了54%，這意味著公司上市后仍有相當(dāng)數(shù)量的風(fēng)險投資選擇繼續(xù)持有上市公司股份并可能參與被投資企業(yè)的并購活動。在控制變量方面，股權(quán)集中度的平均值為38.03，說明我國上市公司一股獨(dú)大的現(xiàn)象比較普遍，大股東侵占小股東利益的行為發(fā)生的概率可能更大；同時，股權(quán)集中度最大值為76.39，最小值為9.50，標(biāo)準(zhǔn)差為14.00，說明我國上市公司第一大股東持股比例存在較大差異。管理層持股比例的最小值為0.00，最大值為0.71，說明樣本公司管理層持股比例存在較大差別。此外，除股權(quán)集中度之外，其他變量的標(biāo)準(zhǔn)差均小于1，主要變量的描述性統(tǒng)計無異常。

從Panel B結(jié)果來看，有風(fēng)險投資持股企業(yè)的多元化并購樣本均值（0.05）低于無風(fēng)險投資持股企業(yè)（0.10），且在1%水平下通過顯著性檢驗，說明相比無風(fēng)險投資持股的企業(yè)，有風(fēng)險投資持股的企業(yè)進(jìn)行多元化并購的可能性更低，初步證明了假設(shè)H1。從其他控制變量的均值T檢驗結(jié)果來看，有風(fēng)險投資持股企業(yè)的股權(quán)集中度樣本均值顯著低于無風(fēng)險投資持股企業(yè)，說明風(fēng)險投資持股的企業(yè)第一大股東持股比例相對更低，大股東與中小股東之間的代理沖突可能更低。有風(fēng)險投資持股企業(yè)的獨(dú)立董事占比樣本均值顯著高于無風(fēng)險投資持股企業(yè)，說明風(fēng)險投資持股企業(yè)的獨(dú)立董事占比相對更高，董事會獨(dú)立性更強(qiáng)，公司管理層與股東之間的代理沖突可能更低。

此外，本文對各變量進(jìn)行了相關(guān)性分析，DMA和VC之間存在顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系，說明相比無風(fēng)險投資持股的企業(yè)，有風(fēng)險投資持股的企業(yè)進(jìn)行多元化并購的可能性更低，初步驗證了假設(shè)H1。限于篇幅，不再列示相關(guān)系數(shù)表。

（二）回歸結(jié)果分析

表3列示了假設(shè)H1—H3的實證回歸結(jié)果。其中，在表3第（1）列中，風(fēng)險投資的系數(shù)為-0.278，且在5%的水平下通過顯著性檢驗，說明相比無風(fēng)險投資持股的企業(yè)，有風(fēng)險投資持股的企業(yè)進(jìn)行多元化并購的可能性更低，假設(shè)H1得到驗證。在第（2）列中，風(fēng)險投資持股比例的系數(shù)為-0.019且在10%的水平下通過顯著性檢驗，說明風(fēng)險投資的持股比例越高，被投資企業(yè)進(jìn)行多元化并購的可能性越低，假設(shè)H2得到驗證。在第（3）列中，風(fēng)險投資家數(shù)的系數(shù)為-0.119且在1%的水平下通過著性水平檢驗，說明風(fēng)險投資持股家數(shù)越多，對被投資企業(yè)的監(jiān)督控制會越嚴(yán)格，同時所吸引到的社會資源也會更廣泛，這不僅幫助被投資企業(yè)緩解并購過程中管理層與股東之間以及大股東和小股東之間的兩類代理沖突，還抑制了管理層在并購過程中的過度自信行為，從而有效抑制了被投資企業(yè)的多元化并購動機(jī)，假設(shè)H3a得到驗證。

（三）穩(wěn)健性檢驗

1. Heckman兩階段回歸。風(fēng)險投資與企業(yè)的多元化并購之間的關(guān)系可能存在內(nèi)生性問題，那些被風(fēng)險投資選擇的企業(yè)本身進(jìn)行多元化并購的可能性就更低，而并不是由于風(fēng)險投資持股所引起的，這會使得樣本存在選擇性偏誤。我們采用Heckman兩階段回歸處理內(nèi)生性問題可能對實證結(jié)果帶來的不利影響。借鑒劉圻和王聰聰?shù)龋?019）[27]，在第一階段，我們選擇公司規(guī)模、資產(chǎn)負(fù)債率、產(chǎn)權(quán)性質(zhì)、凈利潤增長率、總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率、是否屬于高新技術(shù)行業(yè)（HT）以及公司注冊地是否屬于風(fēng)險投資發(fā)達(dá)地區(qū)（VC_develop）與VC進(jìn)行回歸，得到逆米爾斯比率（Lambda）后，將其加入模型（1）重新進(jìn)行回歸，回歸結(jié)果見表4。其中，是否屬于風(fēng)險投資發(fā)達(dá)地區(qū)為虛擬變量，由于我國風(fēng)險投資多分布在北京、上海、廣東、江蘇和浙江，因此，若上市公司注冊地在以上五個地方，該變量取值為1，否則為0。在表4中，第（1）列列示了Heckman第一階段回歸結(jié)果，第（2）列列示了對應(yīng)的第二階段回歸結(jié)果。在第（2）列中，風(fēng)險投資的系數(shù)為-0.275，且在5%水平下通過顯著性檢驗，說明相比無風(fēng)險投資持股的企業(yè)，有風(fēng)險投資持股的企業(yè)進(jìn)行多元化并購的可能性更低。以上回歸結(jié)果再次驗證了假設(shè)H1。

2. PSM分析。除了Heckman兩階段回歸外，我們還采用PSM分析緩解內(nèi)生性問題。先用風(fēng)險投資作為被解釋變量，加入模型（1）中的控制變量，利用Logistic回歸估計出樣本獲得風(fēng)險投資的傾向得分，然后利用傾向得分對樣本進(jìn)行半徑匹配。匹配后的結(jié)果顯示，變量的標(biāo)準(zhǔn)化偏差均大幅縮小，所有變量的偏差絕對值均小于6，且P值均大于0.1，說明匹配后兩組樣本的特征變量不再有顯著差異，樣本匹配效果較好。然后，我們對匹配后的樣本重新進(jìn)行回歸分析，結(jié)果見表5第（1）列。其中，風(fēng)險投資的系數(shù)為-0.276，并在5%水平下通過顯著性檢驗，說明相比無風(fēng)險投資持股的企業(yè)，有風(fēng)險投資持股的企業(yè)進(jìn)行多元化并購的可能性更低。以上回歸結(jié)果再次驗證了假設(shè)H1。

3. 其他穩(wěn)健性檢驗。萬得數(shù)據(jù)庫對企業(yè)并購目的的分類高達(dá)數(shù)十種，主要包括橫向整合、垂直整合、多元化戰(zhàn)略、業(yè)務(wù)轉(zhuǎn)型、戰(zhàn)略合作以及財務(wù)投資等目的。在主回歸中，我們將并購目的為“多元化戰(zhàn)略”的并購事件定義為多元化并購，DMA取值為1，其他并購目的取值為0。在進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗時，參照楊威等（2019）[25]的研究，我們僅保留產(chǎn)業(yè)并購事件，即僅保留并購目的為橫向整合、垂直整合和多元化戰(zhàn)略的樣本，刪除其他并購目的的樣本。在此基礎(chǔ)上，我們將并購目的為“多元化戰(zhàn)略”的定義為多元化并購，DMA取值為1，其他并購目的取值為0，最終得到可用于實證分析的1090個公司年度觀測樣本。重新回歸后的結(jié)果見表5第（2）列。風(fēng)險投資的系數(shù)為-0.276，且在5%水平下通過顯著性檢驗，說明相比無風(fēng)險投資持股的企業(yè)，有風(fēng)險投資持股的企業(yè)進(jìn)行多元化并購的可能性更低。以上回歸結(jié)果再次驗證了假設(shè)H1。

五、進(jìn)一步分析

（一）作用機(jī)理分析

1. 緩解代理沖突。借鑒肖作平和陳德勝（2006）[28]的研究，我們選擇總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率作為第一類代理沖突——所有者與管理者之間代理成本的衡量指標(biāo)進(jìn)行分組檢驗。具體地，若公司當(dāng)年總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率低于樣本年度中位數(shù)，則作為代理沖突高組樣本，反之，作為代理沖突低組樣本，具體回歸結(jié)果見表6第（1）、（2）列。我們發(fā)現(xiàn)，在第一類代理問題較高的組中，風(fēng)險投資系數(shù)為-0.463且在1%的水平下通過顯著性檢驗；但在第一類代理問題較低組中，風(fēng)險投資系數(shù)盡管為負(fù)卻未通過顯著性檢驗。這表明，風(fēng)險投資監(jiān)督治理功能的發(fā)揮能夠降低被投資企業(yè)管理層為滿足私人利益而推動企業(yè)盲目進(jìn)行多元化并購的動機(jī)。

借鑒楊威等（2019）[25]的研究，我們選擇第一大股東持股比例作為第二類代理沖突——大股東與中小股東之間代理成本的衡量指標(biāo)進(jìn)行分組檢驗。具體地，若公司當(dāng)年第一大股東持股比例高于樣本年度中位數(shù)，則作為代理沖突高組樣本，反之，作為代理沖突低組樣本。具體實證回歸結(jié)果見表6第（3）、（4）列。我們發(fā)現(xiàn)，在第二類代理問題較高的組中，風(fēng)險投資系數(shù)為-0.370且在5%的水平下通過顯著性檢驗；但在第二類代理問題較低組中，風(fēng)險投資系數(shù)盡管為負(fù)卻未通過顯著性檢驗。這表明，風(fēng)險投資監(jiān)督治理功能的發(fā)揮能夠有效降低被投資企業(yè)大股東對小股東的利益侵占動機(jī)，從而降低被投資企業(yè)進(jìn)行多元化并購的動機(jī)。

2. 抑制管理層過度自信。借鑒姜付秀等（2009）[29]的研究，我們以前三名高管薪酬之和占全部高管薪酬總和的比重作為管理層過度自信的衡量指標(biāo)進(jìn)行分組檢驗。具體地，若公司當(dāng)年前三名高管薪酬之和占高管薪酬總和的比重高于樣本年度中位數(shù)，則作為管理層過度自信高組樣本；反之，作為管理層過度自信低組樣本，具體回歸結(jié)果見表7。由表7可知，在管理層過度自信較高的組中，VC系數(shù)為-0.395且在5%的水平下通過顯著性檢驗；但在管理層過度自信較低的組中，VC系數(shù)盡管為負(fù)卻未通過顯著性檢驗。這表明，風(fēng)險投資吸引資源功能以及咨詢功能的發(fā)揮能夠有效抑制被投資企業(yè)管理層因過度自信而盲目進(jìn)行多元化并購的動機(jī)。

（二）異質(zhì)性分析

1. 市場化水平（宏觀層面）。風(fēng)險投資與企業(yè)多元化并購之間的關(guān)系也可能會受到企業(yè)所處地區(qū)的市場化水平差異的影響。在市場化水平較低的地區(qū)，外部市場監(jiān)督往往也更弱，企業(yè)面臨的信息不對稱程度也更高。此時，風(fēng)險投資更能發(fā)揮監(jiān)督功能、吸引資源功能和咨詢功能。因此，我們預(yù)測在市場化水平較低的樣本組中，相比無風(fēng)險投資持股的企業(yè)，有風(fēng)險投資持股的企業(yè)進(jìn)行多元化并購的可能性更低。為檢驗上述猜想，我們采用王小魯?shù)染幹频摹吨袊质》菔袌龌笖?shù)報告（2018）》中的市場化指數(shù)衡量市場化水平，來進(jìn)行分組檢驗。具體地，若公司當(dāng)年市場化水平高于樣本年度中位數(shù)，則作為市場化水平高組樣本，反之，則作為市場化水平低組樣本。此外，由于《中國分省份市場化指數(shù)報告（2018）》列示的數(shù)據(jù)僅至2016年，我們使用趨勢分析法（三年滾動期）對2017—2018年的市場化指數(shù)進(jìn)行了測算。具體回歸結(jié)果見表8，我們發(fā)現(xiàn)，在市場化水平較低的組中，風(fēng)險投資系數(shù)為負(fù)且在1%的水平下通過顯著性檢驗；但在市場化水平較高的組中，風(fēng)險投資系數(shù)盡管為負(fù)卻未通過顯著性檢驗。以上結(jié)論驗證了我們的猜想。

2. 市場競爭程度（行業(yè)層面）。公司所在行業(yè)市場競爭越激烈，行業(yè)的利潤率可能就越低，公司通過多元化并購進(jìn)行轉(zhuǎn)型的動機(jī)可能就會越強(qiáng)。而當(dāng)公司所在行業(yè)市場競爭程度不高時，其在現(xiàn)有市場就能獲得較高的利潤，擴(kuò)大公司在現(xiàn)有市場中的市場份額也是不錯的選擇，企業(yè)進(jìn)行多元化并購的動機(jī)也更低。此時，如果公司選擇進(jìn)行多元化并購，則可能是由代理沖突和管理層過度自信引發(fā)的。因此，我們預(yù)測在市場競爭程度較低的樣本組中，相比無風(fēng)險投資持股的企業(yè)，有風(fēng)險投資持股的企業(yè)進(jìn)行多元化并購的可能性更低。為檢驗上述猜想，我們采用赫芬達(dá)爾指數(shù)衡量市場競爭程度并進(jìn)行分組檢驗。具體地，若公司當(dāng)年赫芬達(dá)爾指數(shù)低于樣本年度中位數(shù)，則作為市場競爭程度高組樣本，反之則作為市場競爭程度低組樣本，具體實證回歸結(jié)果見表9。在表9中，我們發(fā)現(xiàn)，在市場競爭程度較低的組中，風(fēng)險投資系數(shù)為負(fù)且在10%的水平下通過顯著性檢驗；但在市場競爭程度較高組中，風(fēng)險投資系數(shù)盡管為負(fù)卻未通過顯著性檢驗，以上結(jié)論驗證了我們的猜想。

（三）風(fēng)險投資、多元化并購與并購績效

為驗證在進(jìn)行非多元化并購后，相比無風(fēng)險投資持股的企業(yè)，有風(fēng)險投資持股的企業(yè)是否能產(chǎn)生良好的并購績效，設(shè)定如下模型：

[CARi，t/BHARi，t=α+β0VCi，t+β1LnSizei，t+β2LEVi，t+β3Statei，t+β4ROAi，t+β5Growthi，t+β6Turnoveri，t+β7MBi，t+β8Top1i，t+β9Indpri，t+β10Pmnghldi，t+Year+Ind+εi，t] （2）

其中，被解釋變量為并購績效，參照陳仕華等（2013）[30]的相關(guān)研究，本文采用事件研究法計算了公司的短期并購績效和長期并購績效。其中，短期并購績效使用并購方在并購首次披露日前后若干個股票交易日的累計異常收益率（CAR）衡量，長期并購績效使用并購方在并購首次披露當(dāng)月至考察期結(jié)束這一期間公司股票收益率超過市場組合或者對應(yīng)組合收益率的差額（BHAR）衡量。具體地，在計算CAR時，首先，將[-2，2]定義為事件窗口期。在確定事件日時，若并購方并購事件首次披露日不是股票交易日，以臨近的下一個股票交易日作為事件日。其次，采用市場模型法估算正常收益率：[Ri，t=αi+βiRm，t+εi，t]。其中，[Ri，t]表示并購方[i]在[t]時點的回報率，以考慮現(xiàn)金紅利再投資的日個股回報率衡量；[Rm，t]表示市場組合在t時點的回報率，以考慮現(xiàn)金紅利再投資的綜合日市場回報率（等權(quán)平均法）衡量。將并購方首次披露日前150天至前30天作為估計窗口，通過回歸分析得到[αi]和[βi]，最終測算出事件窗口期的正?；貓舐?。最后，將事件窗口期的考慮現(xiàn)金紅利再投資的日個股回報率減去估算的正?；貓舐实玫绞录翱谄诘漠惓；貓舐?，然后進(jìn)行時序加總得到累計異常回報率（CAR）。在計算長期并購績效時，我們先將[0，24]定義為事件窗口期，然后按照公式[BHARi，t=∏（1+Ri，t）－∏（1+Rp，t）]計算BHAR值。其中，[Ri，t]表示并購方[i]在[t]月的回報率，以考慮現(xiàn)金紅利再投資的月個股回報率衡量；[Rp，t]表示市場組合在[t]月的回報率，以考慮現(xiàn)金紅利再投資的綜合月市場回報率（等權(quán)平均法）衡量。其他變量定義和模型（1）一致。

此外，在測算并購績效時，為防止不同并購事件之間相互影響，若同一上市公司在同一年度完成了多起并購事件，我們僅保留該上市公司當(dāng)年度完成的第一起并購事件，最終得到699個觀測樣本，其中，非多元化并購的樣本量為633個。鑒于樣本數(shù)量的變化，我們在表10第（1）列重新檢驗了假設(shè)H1。

在表10第（1）列中，我們發(fā)現(xiàn)，風(fēng)險投資的系數(shù)為-0.289且在5%的水平下通過顯著性檢驗，說明風(fēng)險投資持股能夠顯著抑制企業(yè)的多元化并購動機(jī)，再次驗證了假設(shè)H1。在表10第（2）、（3）列中，我們發(fā)現(xiàn)，針對短期并購績效，風(fēng)險投資的系數(shù)為0.018且在5%的水平下通過顯著性檢驗；針對長期并購績效，風(fēng)險投資的系數(shù)為0.115且在5%的水平下通過顯著性檢驗。結(jié)合假設(shè)H1說明，在進(jìn)行并購決策時，風(fēng)險投資持股能夠顯著抑制企業(yè)的多元化并購動機(jī)；在并購?fù)瓿珊?，風(fēng)險投資也能為被投資企業(yè)提供增值服務(wù)，顯著提高了被投資企業(yè)的并購績效。

六、結(jié)論與啟示

我國資本市場普遍存在著多元化折價現(xiàn)象，因此，探究多元化并購的影響因素對優(yōu)化企業(yè)并購決策有重要意義，本文從風(fēng)險投資視角考察了風(fēng)險投資對企業(yè)多元化并購決策的影響。研究發(fā)現(xiàn)：（1）風(fēng)險投資持股能夠顯著抑制被投資企業(yè)的多元化并購動機(jī)，且風(fēng)險投資的參與度越高，其對被投資企業(yè)多元化并購動機(jī)的抑制作用也越強(qiáng)。（2）風(fēng)險投資能夠通過緩解股東與管理層之間以及大股東與小股東之間的代理沖突，抑制管理層過度自信，從而降低被投資企業(yè)的多元化并購動機(jī)。（3）從企業(yè)所面臨的外部市場環(huán)境來看，在市場化水平以及市場競爭程度較低的地區(qū)，相比無風(fēng)險投資持股的企業(yè)，有風(fēng)險投資持股的企業(yè)進(jìn)行多元化并購的可能性更低。（4）進(jìn)一步探究經(jīng)濟(jì)后果發(fā)現(xiàn)，在進(jìn)行非多元化并購后，相比無風(fēng)險投資持股的企業(yè)，有風(fēng)險投資持股企業(yè)的短期并購績效和長期并購績效相應(yīng)更高。

本文的研究具有重要的啟示：對于公司而言，應(yīng)適時加大引入風(fēng)險投資的力度。研究結(jié)論證實了風(fēng)險投資能夠優(yōu)化被投資企業(yè)并購決策并產(chǎn)生良好的經(jīng)濟(jì)后果，因此，公司在進(jìn)行并購決策時，應(yīng)加強(qiáng)自身與風(fēng)險投資之間的良性互動，積極為風(fēng)險投資參與企業(yè)并購交易活動創(chuàng)造有利條件，如有可能，應(yīng)考慮同時引入多家風(fēng)險投資或增加風(fēng)險投資的持股比例，以充分發(fā)揮風(fēng)險投資增值效應(yīng)。對政府及相關(guān)監(jiān)管部門而言，研究結(jié)論表明風(fēng)險投資機(jī)構(gòu)能夠在企業(yè)并購交易中發(fā)揮積極作用，尤其是在外部市場環(huán)境較差的時候，其能一定程度上補(bǔ)充正式制度的不足，這為政府及相關(guān)監(jiān)管部門優(yōu)化并購監(jiān)管政策提供了經(jīng)驗證據(jù)。因此，政府及相關(guān)監(jiān)管部門可以考慮鼓勵和引導(dǎo)風(fēng)險投資行業(yè)健康發(fā)展，與風(fēng)險投資機(jī)構(gòu)等外部監(jiān)督機(jī)構(gòu)共同維護(hù)并購市場的健康發(fā)展。

注：

①本文的實際樣本期間選擇為2014—2020年，由于我們在研究風(fēng)險投資、多元化并購與并購績效時，對于長期并購績效的事件窗口期設(shè)定為[0，24]，滯后了兩年的數(shù)據(jù)，因此，數(shù)據(jù)截至2018年。同時，本文主要以首次IPO的A股上市公司作為主并方的并購事件為研究對象，考慮到2013年暫停IPO，因此，我們將2014年作為研究的起點。

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