非控股大股东退出威胁与多元化经营：抑制还是促进？

杨兴全，汪子君

（石河子大学 经济与管理学院，新疆 石河子 832003）

一、引 言

多元化经营起始于20世纪初的美国，在混合并购浪潮助推下于20 世纪70 年代初发展至顶峰，但随着众多企业在多元化经营中接连受创，多元化热情逐渐减退，至20 世纪90 年代后期，专业化经营回归企业重心。与西方多元化发展历程相似，我国许多企业在经历了长时间的多元化扩张后，也陷入过度多元化造成的经营困境。例如，曾作为房地产市场的巨头恒大集团，跨界投资了百货、旅游、矿泉水、新能源汽车等多个领域，这些非核心产业的投资并没有取得良好的经营效果，反而给企业造成巨大的经济压力，导致巨额的亏损。在我国如恒大一样因盲目追求多元化导致亏损甚至破产的企业不在少数，巨人、乐视、方正、海航等大型集团都在多元化扩张的道路上越走越窄，最终深陷多元化困境，付出了惨痛的代价。近年来，随着监管部门大力遏制企业“跟风式”和盲目跨界重组，引导资金脱虚向实，推动公司高质量发展，越来越多的企业逐步缩减多元化副业专注做强主业，实现了多元化向归核化的战略转变。在学术领域，多元化经营广受国内外学者关注，关于多元化经营后果的观点主要分为溢价观和折价观。一方面，企业可以通过实施多元化经营实现多个行业资源的协同配置[1]978-998，降低企业经营风险[2]322-341，内部资本市场的构建还能帮助企业缓解融资约束[3]1489-1528，获得范围经济和税收优势[4]39-63，进而改善企业业绩获得多元化溢价[5]41-48；[6]27-35。另一方面，多元化带来的规模扩大会加剧企业间的信息不对称[7]167-201，更容易出现个人帝国构建和在职消费等代理问题[8]643-659，增加企业代理成本，低效率的交叉补贴和盲目的多元化投资也使得企业资源分配无法实现利益最大化[9]35-80，从而损害企业价值，造成多元化折价[10]331-372；[11]73-77。目前，中国企业多是以大股东控制为主的股权结构，中小股东保护制度尚不完备，使得第二类代理问题在公司治理中更为凸显。控股股东凭借信息优势和持股优势侵占中小股东权益的行为频繁发生，屡禁不止[12]180-198，加之监管制度滞后和公司治理机制不完善，公司多元化投资项目选择和规模扩张逐渐成为控股股东与关联企业转移资金、操纵盈余以获取私人利益的工具[13]275-305抑或是管理层建立商业帝国，扩大在职消费或规避职业风险的方式，由双重代理问题诱发的企业多元化经营行为严重损害了中小股东利益，挫伤投资者积极性，造成公司亏损甚至退市。

近年来，随着我国股权分置改革的逐步完成，大量限售股份解禁，股票流动性增强，在推动资本市场完善的同时，也使得上市公司的股权结构朝着制衡和多元化发展，存在非控股大股东的公司数量逐年上涨，非控股大股东对公司治理发挥的作用开始被各方学者重视。研究表明，非控股大股东能通过委派董事[12]180-198、提交议案[13]275-305、股东大会表决[14]155-173等“用手投票”的方式参与公司治理，也能通过“用脚投票”[15]101259的方式发挥治理效用，甚至在彻底退出企业之前，还能“用嘴威胁”[16]147-159；[17]873-902；[18]18-32。这种威胁是指非控股大股东利用其退出对企业股价可能造成的不利影响，迫使管理层和控股股东妥协或让步以达成利益诉求的方式。根据退出威胁理论，与具有“搭便车”动机的中小股东相比，非控股大股东持股比例较高有动机亦有能力对公司经营情况进行监督，作为公司内部信息知晓者，其退出容易引发市场对企业经营的悲观预期，造成股价下跌，损害管理层和控股股东的实质利益。因而，在面对此威胁时，管理层和控股股东通常会采取抑制自利行为、调整经营决策等方式满足非控股大股东的需求，实现退出威胁的有效治理。现有研究表明，非控股大股东作为控股股东和管理层利益侵蚀的受害者能借助退出威胁这一治理手段抑制控股股东私利[16]147-159；[17]873-902，减少管理层机会主义行为[19]161-175；[20]69-81。股票流动性的增强使得大股东退出更加容易，加之越来越多的上市公司建立市值管理制度，管理层和控股股东无论是因为持有公司股票抑或外部投资者压力都将高度关注市值变化，股价的波动直接影响公司市值，故退出威胁将发挥更大作用。代理成本视角下，管理层和控股股东在制定企业多元化战略时，有动机通过多元化经营合理配置资源，获取融资优势，分散经营风险；亦能利用多元化企业的复杂环境和监管薄弱，隐匿利益攫取行为，谋求短期利益。在这一过程中，非控股大股东既可能发挥退出威胁的监督治理效应，识别并约束管理层和控股股东的机会主义行为，优化企业多元化投资；也有可能发挥过度压力效应加剧管理层为提高业绩或分散风险的短视行为，促进企业多元化扩张。那么，非控股大股东退出威胁能否影响企业多元化决策的制定与实施？起到治理效应，还是压力效应？作用路径为何？在不同情境下，这种影响是否存在差异？又能否促进企业价值提升？这些都是值得思考的问题。

鉴于此，本文选取2007—2021 年沪深两市A股上市公司的数据，探究非控股大股东退出威胁对企业多元化的影响。研究表明：第一，退出威胁能抑制企业多元化经营，其作用机制为约束管理层和控股股东私利行为。第二，退出威胁在管理层持股、存在实际控制人、信息环境质量高及位于竞争性行业的企业中对多元化发挥的治理效果更显著。第三，退出威胁减少了非相关多元化与相关多元化程度且对非相关多元化的减少更为显著，并提升了多元化经营价值。

二、理论分析与研究假设

现阶段，我国资本市场制度及上市公司治理结构并不完善，管理层和控股股东在制定经营战略时，可能受委托代理问题影响不断加大多元化投资，使企业陷入过度多元化的“泥潭”，损害公司整体价值。非控股大股东能通过非公开渠道掌握上市公司经营信息，当发现公司经营决策有损自身利益时，能将“退出”作为筹码与管理层和控股股东进行谈判表达利益诉求进而影响经营决策。因此，本文认为非控股大股东退出威胁能影响企业多元化经营，并且该影响可能存在治理效应和压力效应两种相反的效应。

（一）非控股大股东退出威胁与企业多元化经营：治理效应

与一般投资者相比，非控股大股东更具信息优势，其减少或抛售所持股票的行为，会向市场传递负面信息，引发企业经营不善的猜测，招致“羊群效应”使得股价下跌甚至暴跌[21]64-70，进而损害管理层和控股股东的切身利益[19]161-175。即使退出并未发生，潜在的退出威胁也能对管理层和控股股东的机会主义行为产生规制作用，促使管理层和控股股东采纳大股东的意见，调整或改变经营决策[17]873-902。基于非控股大股东治理角度，本文认为退出威胁能通过降低两类代理成本矫正管理层和控股股东牟取私利的行为，优化企业多元化决策。

从第一类代理问题来看，非控股大股东退出威胁能抑制高管自利行为，减轻企业多元化程度。多元化经营往往伴随着企业规模的扩张和信息不对称的加深，但也会给经理人带来更好的职业发展和更多的升职机会[7]167-201。管理层可能会基于自利动机，将企业视为获取个人利益和丰富职业履历的发源地，为构建商业帝国或无度在职消费进行盲目多元化扩张而不顾股东的利益[22]36-55。与中小股东相比，非控股大股东持股比例更高，监督成本更低，有更强的能力和动机去监督企业的经营情况，更快知晓企业经营行为。当非控股大股东发现管理层作出不利于企业经营的多元化决策时，可以利用退出与管理层“谈判”从而改变决策。一方面，管理层的薪酬与股价紧密相关，非控股大股东退出释放的负面信息可能引发中小股东从众减持股票，导致股价下跌会损害管理层财富。另一方面，大股东的退出可能被外界解读为管理层能力差的讯号，损害经理人的职业声誉，甚至面临被罢免的风险[23]22-37。管理者出于维护自身薪酬或保住职位的考虑，有动机在非控股大股东发出退出威胁时，减少为获取隐性福利而进行的无效多元化行为。并且，管理层为防止大股东退出，可能会与股东利益趋于一致，以公司利益最大化为导向做强做大主业，减少次优多元化投资。

从第二类代理问题来看，非控股大股东退出威胁能减少控股股东掏空行为，降低企业多元化程度。我国上市公司较为集中的股权结构使得控股股东掠夺其他股东利益的行为屡见不鲜，而实施多元化战略的企业环境更为复杂，监管机制薄弱，更有利于控股股东操纵和隐瞒信息，进一步提高了控股股东通过关联交易、资金占用、现金股利等手段转移公司财产的概率[13]275-305。因此，控股股东可能会凭借控制权优势不断进行多元化扩张攫取私有利益，同时利用多元化构建复杂的组织架构，提高信息不对称，隐藏其掏空行为。然而，这种行为直接损害了非控股大股东的利益，一旦被其发现必然有所行动，即使无法阻止，也会采取退出的方式进行“自保”。由非控股大股东退出引发的股价下跌将直接致使持有大量公司股票的控股股东财富缩水，并且大股东异常退出会给企业形象造成负面影响，继而减弱投资者和债权人的投资意愿，增加企业获取外部融资的难度和成本，进一步损害控股股东利益[18]18-32；[20]69-81。因此，在面临退出威胁时，控股股东有动机减少为攫取私利而进行的非效率多元化投资。

（二）非控股大股东退出威胁与企业多元化经营：压力效应

非控股大股东退出威胁也可能会给管理层带来短期压力，加剧管理层短视行为，促进企业多元化投资。一方面，非控股大股东作为投资者会关注企业的短期业绩，业绩不达预期会引发投资者负面情绪，增加“退出”风险。非控股大股东退出会引发资本市场关注，内部人抛售大宗股权产生的负面信息效应增加了股价下跌风险，极易招致舆论压力。股价下跌及其向市场传递的信号会对管理层的职业前景和薪酬待遇产生一系列负面影响，管理层可能受到停职、降薪甚至撤职的处罚，损害职业声誉，使其陷入职业困境[23]22-37。多元化经营能帮助企业进入具有发展前景的新领域，寻求新的利润增长点。并且，多元化经营可以向市场传递企业发展势头强劲的信号，稳定投资者心态。企业也可以利用多元化形成的范围经济实现产业间的协同效应，降低交易成本[1]978-998。因而，当公司业绩低迷时，为减少投资者负面情绪，管理层有动机作出有利于提高短期业绩和维持高股价的多元化投资决策。另一方面，在退出威胁带来的压力下，管理层为稳定业绩和维护职业声誉，呈现出更强的风险规避动机。多元化投资能降低风险集中度，平衡经营风险，减少经营业绩波动，提振投资者对公司发展的乐观预期，管理层有动机通过构建丰富的投资组合或业务多元化来提高企业的风险承担水平和稳定当期收益[2]322-341。综上，本研究认为在退出威胁压力下，管理层为满足短期业绩要求或规避职业风险会促进企业多元化水平的上升。

基于以上理论分析，本文提出如下假设：

H1：非控股大股东退出威胁会抑制企业多元化经营。

H2：非控股大股东退出威胁会促进企业多元化经营。

三、研究设计与描述性统计

（一）样本选择与数据来源

本文选取2007—2021 年沪深两市A 股上市公司作为初始样本，将属于一致行动人的股东持股数进行手工整理与合并，并按照研究惯例，剔除金融保险类、ST 或PT、数据异常和主要变量缺失的样本，再对连续变量在1%和99%分位点缩尾处理。经过上述样本筛选后，最终获得28 752 个观测值。为了使回归结果更加稳健，本文的回归系数标准误均经过公司层面Cluster 处理。本研究的数据主要来自Wind 数据库和CSMAR 数据库，一致行动人的划分是根据东方财富网披露的一致行动人数据所整理，相关多元化及非相关多元化的数据是依据上市公司年报手工收集而来。

（二）模型设计与变量定义

为验证非控股大股东退出威胁对企业多元化经营的影响，本文构建如下模型：

被解释变量：多元化经营（Div）。本文主要借鉴姜付秀等[6]27-35的研究，按照中国证监会行业分类标准（2012）前3 位行业代码，对上市公司主营业务收入构成所属行业进行划分并采取以下三种方法对企业多元化经营进行衡量。经营行业个数（Div_N）。企业主营业务收入涉及的行业数目。该数值越大，多元化程度越高。收入赫芬达尔指数（Div_HHI）。Div_HHI=，pi为行业收入占总收入的比重。该数值越大，多元化经营程度越低，为便于理解，本文对该指标取负值做逆指标化处理。收入熵指数（Div_T）。Div_T=∑Pi×In(1/pi)，pi为行业收入占总收入的比重。该数值越大，多元化程度越高。

解释变量：非控股大股东退出威胁（NET）。本文将非控股大股东界定为在合并一致行动人后持股比例在5%及以上且并未掌握控制权的股东①由于我国证监会相关公告中将控股股东和持股5%以上的股东统称为大股东，相关法律法规也以持股比例5%作为临界点进行了相关规定，这表明持股超过5%的股东会对企业的经营管理产生重要影响。。参考陈克兢[19]161-175的研究，以股票流动性和非控股大股东竞争程度的乘积来衡量：NETi,t=SLi,t×BHCi,t，股权流动性越高，大股东竞争越激烈，企业的退出威胁越高。股票流动性（SL）：采用流通股日均股票换手率衡量。非控股大股东竞争程度（BHC）：BHCi,t=(N CLSk,i,t/SSBHi,t)2，SSBHi,t为第i 企业第t 年大股东的总持股比例，NCLSk,i,t为第i 企业第t 年第k 个非控股大股东的持股比例，此处的持股比例均指持有流通股比例。另外，由于NET 数值过小，本文将该值扩大100 倍。

控制变量：公司规模（Size），公司总资产的自然对数；资产负债率（Lev），总资产/总负债；盈利状况（Roa），净利润/ 总资产；经营现金流（Cashflow），经营活动产生的现金流量净额/ 总资产；公司年龄（Age），公司成立年限的自然对数；公司成长性（Growth），（本期营业收入—上期营业收入）/上期营业收入；创新投入（Rd），无形资产净额/ 资产总额；第一大股东持股（Top1），第一大股东持股数量/ 总股数；两职合一（Dual），董事长和总经理为同一人时取1，否则取0；资产可转移程度（Fixed），固定资产净额/ 总资产；产权性质（SOE），国有企业取1，否则取0；行业利润率（Indroa），公司Roa 的行业年度中位数；市场前景（IndTobinQ），公司Tobin’s Q的行业年度中位数；行业特征（Monopoly），公司处于垄断行业取1，否则取0①参考辛清泉和谭伟强（2009）的做法，本文将采掘业、石油加工及炼焦业、黑色金属冶炼及压延加工业、有色金属冶炼及压延加工业、电力、煤气及水生产和供应业，确定为垄断性行业。；市场竞争（HHI），HHI== 公司主业销售收入/ 年度行业上市企业主业销售。此外，还控制了年度及行业固定效应。

（三）描述性统计

表1 报告了各主要变量的描述性统计结果。从多元化经营的衡量指标来看，Div_N 的均值为2.461，最大值为8，标准差为1.638，可见我国企业多元化经营比例较大且各企业间差异明显，Div_HHI 的最大值-0.216，Div_T 的最大值1.659，再次证明我国企业对多元化经营的倾向。非控股大股东退出威胁指标为NET，均值0.132，最大值1.801，最小值为0，表明我国不同企业间退出威胁差异较大。此外，采用单变量检验方法将退出威胁样本按照是否存在退出威胁以及退出威胁程度高低进行分组，T 检验和Wilcoxon Z 检验的结果表明，无退出威胁组和低退出威胁组的多元化经营指标平均数及中位数都大于有退出威胁组和高退出威胁组，且这种差异在1%的水平上显著。单变量分析的结果初步验证了本文的假设H1②限于篇幅，单变量检验结果未列示，作者留存备索。。

表1 主要变量描述性统计

四、实证结果分析

（一）基本回归结果

表2 报告了非控股大股东退出威胁对企业多元化经营的影响。其中，列（1）—（3）为OLS 回归结果，对于不同的多元化衡量指标，非控股大股东退出威胁NET 的回归系数均在1%水平上显著为负，表明非控股大股东退出威胁能发挥治理作用，有效减少企业多元化行为，支持了本文的假设H1。此外，考虑到退出威胁对企业多元化的影响可能存在滞后效应，本文以前一期的退出威胁LNET 作为解释变量重新回归。根据列（4）—（6）的回归结果可知，LNET 与三种多元化经营衡量指标Div_N、Div_HHI、Div_T 在1%的水平上显著负相关，同样支持前文结论。

表2 非控股大股东退出威胁与企业多元化经营

（二）稳健性检验①因篇幅所限，本文未列示稳健性检验结果，作者备索。

1.固定效应模型。为避免可能存在的不随时间变化的公司固定因素被遗漏，本文采用固定效应模型重新回归，NET 回归系数在1%水平上显著为负，支持了假设H1。

2.更换模型。本文构建了模型（2）检验因变量和自变量变动值之间的关系，解决可能存在的遗漏变量问题。其中，ΔNET 为非控股大股东退出威胁的变动值，ΔDiv_N、ΔDiv_HHI 和ΔDiv_T 为多元化经营的变动值。检验结果显示ΔNET 的系数在1%水平上显著为负，表明企业多元化经营程度随着非控股大股东退出威胁增加而逐渐减少。

3.Heckman 两阶段检验。为了避免可能存在的样本自选择带来的估计偏差，本文参考潘越等[26]136-164的研究设计，采用Heckman 两阶段模型进行检验。首先，在第一阶段采用模型（3）估计非控股大股东退出威胁发生的可能性。其中，DNET 是非控股大股东退出威胁是否存在的虚拟变量，当退出威胁不等于零时取1，否则取0。LControl 为一组企业特征变量，包括公司规模的滞后项（LSize）、资产负债率的滞后项（LLev）、盈利状况的滞后项（LRoa）、经营现金流的滞后项（LCashflow）、公司成长性的滞后项（LGrowth）、第一大股东持股的滞后项（LTop1）、资产可转移程度的滞后项（LFixed）。第二阶段，将计算出的逆米尔斯比率IMR 作为控制变量加入模型（1）中进行回归。由回归结果可知，逆米尔斯比率IMR 的系数显著，说明排除样本选择偏差对研究结论的影响具有必要性，在考虑样本自选择问题后，非控股大股东退出威胁NET 的回归系数依然在1%水平上显著为负，表明本文结论具有稳健性。

4.双重差分法。为进一步排除内生性问题对研究结论的影响，本文参考杨兴全和张记元[22]36-55的研究，构建双重差分模型进行检验。其中，Treat 为组间虚拟变量，非控股大股东退出威胁从无变为有时，Treat 取值为1，退出威胁始终不存在时，Treat 取值为0，删除样本期内退出威胁从无到有再到无等多次发生变化的样本；Post 为时间虚拟变量，非控股大股东退出威胁从无变为有之后的年度，Post 取值为1，否则为0。回归结果显示Treat×Post 的系数在5%或10%水平上显著为负，与前文结论一致。

5.工具变量法。为缓解可能存在的反向因果问题，本文采用工具变量法进行内生性检验，选取年度地区退出威胁均值生成的虚拟变量（Mean1）和年度行业退出威胁均值生成的虚拟变量（Mean2）作为工具变量。这是因为同年度同地区和同年度同行业其他企业的退出威胁与本企业的退出威胁密切相关，但不会对单个企业的多元化程度产生影响，满足外生性假设。第一阶段回归结果显示Mean1 和Mean2 的系数都显著为正。第二阶段回归结果显示NET 回归系数在1%水平上显著负相关，再次证明了假设H1。此外，本文检验了工具变量的有效性，弱工具变量检验的F 值为209.27，p 值为0.000，表明不存在弱工具变量问题，过度识别检验的p 值分别为0.2571、0.3607 及0.5251 均大于0.1，说明所有工具变量都是外生的，本文的工具变量选择是合理的。

6.控制行业年度趋势。考虑到可能存在不随年份行业变化但影响企业多元化决策的因素，本文将年度和行业固定效应替换为年度与行业交乘的固定效应重新回归，结果与前文相同。

7.替换变量。为避免变量选取对本文研究结果的影响，本文将解释变量和被解释变量替换后重新回归。具体而言，一是以多元化经营虚拟变量（Div_D）替换原有多元化经营指标，用Probit 模型重新回归；二是将持股10%作为大股东界定标准重新衡量退出威胁；三是用非控股大股东数量作为大股东竞争程度的代理变量重新计算退出威胁。以上变量回归结果与前文相同。

8.改变样本区间。2006—2009 年处于我国股权分置改革时期，该阶段上市公司股权结构及证券市场制度的变化可能会影响大股东退出行为。2008—2011 年金融危机的冲击可能也会对本文结论产生影响。因此，将2007—2011 年的样本剔除后重新进行检验，结果再次证明本文的研究结论是稳健的。

9.删除截尾样本。之前的回归样本中存在非控股大股东退出威胁NET 为0 的观测值，为避免这部分样本对本文结论造成干扰，将截尾数据全部剔除后重新回归，结果与前文相比未改变。

五、进一步分析

（一）影响机制分析

前文研究证明，非控股大股东退出威胁作为有效的公司治理机制能显著降低企业多元化程度，接下来本文将明晰其作用于企业多元化经营决策的具体路径。在前文理论分析和实证结果的基础上，本文认为非控股大股东退出威胁能发挥协同治理效应，降低管理层和控股股东自利动机进而有效缩减多元化扩张行为，更加专注主责主业。为了检验上述机制，参考温忠麟和叶宝娟[27]731-745的方法，构建以下回归模型：

其中，Med 为中介变量，包含管理层在职消费（Perk）和控股股东掏空行为（Tunnel）。管理层在职消费（Perk）为第一类代理成本的代理变量，用管理费用扣除无形资产摊销和董事、监事与高管货币薪酬等不属于在职消费项目的自然对数来衡量①根据CSMAR 数据库的分类，本文剔除了“17= 合作项目”“18= 许可协议”“19= 研究与开发成果”“20= 关键管理人员报酬”以及“21= 其他事项”等可能并非以获取私利为目的而发生的关联交易。，该值越大表明第一类代理成本越严重。控股股东掏空行为（Tunnel）为第二类代理成本的代理变量，以其他应收款/总资产来衡量，该值越大表明第二类代理成本越严重。其余控制变量与模型（1）一致。

表3 第（1）—（4）列为第一类代理成本的检验结果，第（1）列NET 的系数在5%水平上显著为负，表明非控股大股东退出威胁能有效降低企业的第一类代理成本。在加入管理层在职消费Perk 后，第（2）—（4） 列NET 系数在1%水平上显著为负，表明非控股大股东退出威胁能减少管理层在职消费进而抑制企业多元化程度，并且在职消费这一路径发挥了部分中介作用。表3 第（5）—（8）列为第二类代理成本的检验成果，第（5）列NET 系数在10%水平上显著为负，表明非控股大股东退出威胁有助于降低第二类代理成本。加入控股股东掏空Tunnel 后，第（6）—（8）列NET 系数在1%水平上显著为负，表明非控股大股东退出威胁通过抑制控股股东私利降低了企业多元化水平，并且控股股东掏空这一路径发挥了部分中介作用。

表3 两类代理成本的路径检验

（二）异质性分析

1.管理层持股。非控股大股东退出威胁发挥治理效应的途径之一是利用其退出对股价的影响来威胁管理层进而减少其为建造个人帝国而进行的多元化扩张，降低企业多元化程度。那么持有公司股票的管理层会更关心股价，非控股大股东退出造成的股价下跌风险将由管理层和股东共同承担，为避免股价波动造成的损失，管理层更有可能听取非控股大股东的意见，减少非理性多元化投资决定。因此，本文假设当管理层持股时，退出威胁更能约束管理层和控股股东的机会主义行为，减少企业多元化。为了验证该假设，本文选用管理层是否持股作为分组变量，将样本分为两组重新回归，回归结果见表4。在管理层持股样本的回归结果中NET 在1%水平上显著为负，管理层未持股样本的回归结果显示NET 虽为负但并不显著。该结果表明，与管理层不持股相比，管理持股时大股东退出威胁对多元化的抑制作用更明显。

表4 异质性分析

2.实际控制人。有实际控制人的企业比无实际控制人的企业具有更高的股权集中度，实际控制人往往持有较高的公司股份，股价波动与实际控制人的财富密切相关。此时，大股东退出造成的股价下跌将更大地损害持股较多的实际控制人的利益。在面对退出威胁时，实际控制人有更多动机降低因私利行为而进行的多元化扩张。因此，本文假设当企业存在实际控制人时，退出威胁具有更显著的影响。为了验证该假设，本文根据公司年报中披露的实际控制人信息，将样本分为有实际控制人和无实际控制人两组进行回归，回归结果见表4。存在实际控制人的回归结果显示NET 在1%水平上显著为负，不存在实际控制人的回归结果中NET 虽然为负但并不显著。该结果表明，存在实际控制人的公司，大股东的退出威胁对多元化经营的影响更大。

3.信息环境质量。信息环境质量差的公司，信息透明度低，管理层和控股股东的消息管理行为更强，非控股大股东难以了解公司真实经营情况，无法在其作出有损于公司价值的决策前发出退出威胁。充分准确的信息披露能降低股东与管理者之间的信息不对称，方便非控股大股东对管理层和控股股东进行有效监督，提高监督效率，降低代理成本。并且信息透明度的提高，能帮助非控股大股东更容易发现高管和控股股东为追求私人利益所进行的多元化扩张行为，及时利用退出威胁扼杀不利于公司业绩的多元化行为，保护投资者的利益。因此，本文假设信息环境质量更好的企业，非控股大股东更能发挥退出威胁的治理作用。审计意见能体现财务报告质量的真实性，标准无保留的审计意见往往代表较高的财务信息质量，非标准无保留审计意见则说明企业可能存在财务造假等行为，没有透露真实的信息。为了检验上述假设，本文选取会计师事务所的审计意见作为信息环境质量的代理指标，将样本分为高信息环境质量组和低信息环境质量组分别检验，回归结果见表4。在高信息环境质量组中NET 在1%水平上显著为负，低信息环境质量组中NET 为正且不显著。该结果表明，在信息环境质量更高的情况下，大股东退出威胁对多元化行为的约束作用更强。

4.行业竞争。一般来说，保护性行业由于关系国计民生，准入门槛高，竞争性较低，较为稳定的环境和较弱的公司治理结构增加了代理成本，信息不对称的加深也使得经理人和控股股东的信息操纵管理行为更加隐蔽，非控股大股东无法及时发现经营上存在的问题，退出威胁难以发挥作用。而处于竞争性行业中的企业为避免市场淘汰，获得投资人的资金支持，在激烈的市场环境下争取一席之地，会更加注重企业声誉，努力向市场传递经营良好的信号。并且竞争性行业的管理者面临的环境不确定性更高，薪酬业绩敏感性更大，在面对退出威胁时，为避免大股东退出传递的负面信号影响公司形象和职业安全，管理层更有可能规范自身行为，减少无益于企业价值增长的多元化投资。同时激烈的行业竞争会促使管理层夯实主业以提高业绩和占稳市场，努力为股东创造财富。因此，本文假设当企业处于竞争性行业时，非控股大股东退出威胁对多元化的抑制作用更强。为验证该假设，本文将样本按行业属性分为竞争性行业和保护性行业。其中，石油化工、能源和原材料为保护性行业，其余为竞争性行业。回归结果见表4，竞争性行业的NET 在1%水平上显著为负，保护性行业的NET 并不显著。该结果表明，行业竞争更激烈的企业更能发挥退出威胁对多元化行为的治理效果。

（三）拓展性分析

1.非控股大股东退出威胁与企业多元化类型。企业多元化可以进一步细分为相关多元化和非相关多元化，传统的多元化研究认为，非相关多元化经营进入的行业跨度较大，行业间关联度较低且协调成本较高，其核心技术和关键资源在不同行业间难以实现共享，不能有效发挥多元化带来的协同效应和规模经济。而相关多元化进入的是与主业关联性更强的行业，行业间的资源共享和互助发展能力强，更能发挥多元化的协同作用和范围经济。那么非控股大股东退出威胁对多元化经营的影响具体体现在哪种多元化类型上？为了明晰这一问题，本文根据2012 年修订的上市公司行业分类指引，将企业每个营业收入所属行业与企业所在行业手工匹配，将多元化细分为相关多元化（DU）和非相关多元化（DR）。将DU 和DR 代入模型（1）中重新回归，表5 的（1）—（2）列显示NET 在1%水平上显著为负。组间差异卡方值为7.41，差异P 值为0.065，表明两组间的系数存在显著差异。因此，非控股大股东退出威胁可以有效减少企业非相关多元化和相关多元化程度，且相比于相关多元化，退出威胁对非相关多元化的抑制作用更强。

表5 拓展性检验

2.非控股大股东退出威胁与多元化经营价值。促进主业高质量发展，实现企业价值可持续增长是企业的共同追求，然而双重代理问题极易使企业多元化经营成为管理层和控股股东进行利益操纵的个人手段，而非考虑公司持续发展作出的理性选择，从而折损企业价值，背离多元化经营的初衷。前文已经证明退出威胁能削弱管理层和控股股东的自利动机，有效避免管理层和控股股东利用多元化投资掩盖不良信息获取短期利益的行为，促使企业多元化行为更加理性，那么非控股大股东退出威胁能否通过优化企业多元化行为进而提升企业价值？为验证这一问题，本文选用CSMAR数据库的TobinQ 来衡量企业价值，并参考一些学者[24]58-75 的研究建立如下模型：

本文先检验了多元化经营对企业价值产生的影响，然后在模型中加入非控股大股东退出威胁与多元化经营的交乘项进一步考察退出威胁在多元化经营与企业价值关系中的作用。表5 中的第（3）—（5）列为多元化经营与企业价值的基本回归结果，Div_N、Div_HHI 和Div_T 在1%或5%水平上显著为负，说明多元化对企业价值产生折价效应。由于现有文献认为多元化与企业价值之间的关系存在内生性问题，即可能是业绩较差的企业选择多元化战略，而非多元化战略导致企业业绩变差。为控制这一内生性问题，本文参考黄俊等[28]1-46的方法，将模型（7）回归后的残差e 代入对应的多元化经营的决定因素模型①参考黄俊等（2007）的研究，具体模型为：Divi,t=ω0+ω1ei,t+ωjControli,t+∑Year+∑Industry+εi,t，控制变量与前文一致。中回归，若残差e 显著，则说明多元化折价的研究结果受到内生性问题的影响。回归结果显示，残差e 并不显著，因而多元化经营与企业价值的负相关关系并非由内生性问题引起。表5 第（6）—（8）列为退出威胁与企业多元化经营价值的回归结果，回归结果显示退出威胁与多元化指标的交乘项在5%或10%水平上显著为正，说明非控股大股东能通过退出威胁缓解多元化对企业价值的负面作用，最终提升企业价值。

六、结论与启示

本文在中国经济转轨的背景下，研究非控股大股东退出威胁对企业多元化的影响，结果发现：非控股大股东退出威胁能发挥治理效应，降低企业多元化经营程度，并且该治理作用在管理层持股、存在实际控制人、信息环境质量高及归属竞争性行业的企业中更加显著；机制检验发现，降低管理层在职消费和制约控股股东掏空行为是非控股大股东退出威胁影响企业多元化的重要途径；拓展性检验表明，非控股大股东退出威胁能有效减少企业非相关多元化和相关多元化，且对非相关多元化的削弱更为显著，并提升了企业价值。

面对转轨时期经济环境的不确定性，企业如何通过内部治理改革聚焦主责主业，走高质量发展之路，是亟待解决的重要问题。本文以退出威胁视角切入，探究非控股大股东对企业多元化经营的影响，具有一定启示意义。第一，企业应优化股权结构，积极引导非控股大股东监督公司决策。加强与大股东的沟通交流，建立合理的信息披露渠道，实现内部信息与外部信息的有效互通，为退出威胁发挥治理效应构建良好的信息环境。第二，企业可适度进行股权激励，增加管理层持股规模以更好发挥退出威胁对多元化水平的抑制效果。此外，无实际控制人企业需加强对管理层和大股东的监督，提高股权制衡度，警惕管理层内部人控制和股东权利争夺，降低由代理冲突引发的多元化扩张。第三，政府部门应正确规范和引导投资者行为，提升股票流动性，维护股票市场公平有序发展。同时，坚持政府监督和市场主导，适当放宽对部分保护性行业的市场准入，重视市场竞争对退出威胁优化企业多元化行为的正面作用，帮助企业提质增效，实现高质量发展。