1、1国有股比例、企业规模与多元化经营关系的初步实证研究宋 宇 钟宏萍摘 要：我们收集了沪市 58 家实施多元化战略的企业 19992004 年间的面板数据，对其经营绩效指标、资本结构与多元化程度之间的关系进行统计分析。采用熵指数作为多元化程度的指标，使用变截距模型的回归分析发现，企业经营规模与多元化程度正相关，但股东权益与多元化程度负相关，企业负债程度与多元化的关系不显著。结合描述性统计判断，我国上市公司正处于一个伴随着多元化战略而积极扩大规模的新时期，市场竞争强度的逐步增大使国有股比例对公司绩效的影响显著降低，而负债规模、国有股东权益与多元化的不显著关系表明，企业进行多元化的战略选择并不像许多
2、人所预期的那样是为了获得更多的资金资源，很可能挫败股东的投资热情并伴随未来的经营风险。关键词：面板数据 多元化熵指数 经营规模 负债程度 盈利能力一、引言企业多元化经营战略的实施伴随着企业的成长、集团化发展而出现，一直是一个广泛关注的问题。发达国家的多元化经营经营浪潮发轫于 20 世纪 50 年代，在经历了“发散有序集中”的变化历程后，在二十一世纪初期达到高峰。在经济全球化因素的推动下，借助于大规模的企业兼并和资产重组而方兴未艾。但是，由于西方国家相关实践和理论研究的复杂性和动态性，起始于 20 世纪 90 年代的经营“归核化”趋势又引发了中国许多企业决策者的困惑。 “不实行多元化等死，实行多
3、元化找死”在某种程度上反映了这种无奈，对多元化绩效的评价和影响因素的研究也一直是一个重要问题。显然，实施多元化战略的优劣是不能一概而论的，必须从我国具体实践出发进行分析，才能得出符合实际的战略选择。我们认为，我国宏观环境对企业多元化战略决策的影响主要有以下几个方面：第一，我国目前资本市场不完备，一些非市场化的因素决定着企业融资的成功与否，这些因素包括企业与银行的关系、政府的控制等。在这种条件下，企业通过采取多元化的战略，有利于克服市场缺陷，获得更多的投融资机会。第二，由于计划经济时代政企不分的影响，企业与政府之间形成了一定的行政契约关系。实施多元化战略的企业集团在与政府打交道的过程中作为一个整
4、体，而不是由集团属下的各个企业分别与政府交涉，既可以增强自身的影响力，又可以减少谈判次数，因而可以降低交易成本，一举多得。第三，由于企业与消费者之间的信息不对称，多元化企业集团的产品，许多时候更容易赢得市场，而消费者不会过多考虑专业化企业的产品最具竞争力。因此，大企业（集团）能够吸引消费者的注意，更容易建立产品质量良好和服务优质的声誉。第四，由于我国经济正处于转型时期，出于稳定社会的考虑，政府会在一定程度上限2制企业的裁员行为，为消化富余人员，企业只有在内部扩大经营范围，以满足政府要求，由此造成多元化的一种特殊动机。第五，由于我国制度建设滞后，企业在交易过程中更加依赖信誉，而不是法律制度的约束
5、。那些采取多元化策略的公司较单一经营的企业更容易得到市场的认可，因而更有可能赢得好的声誉。正因为多元化战略的实施能够帮助企业解决一系列由市场不规范引起的问题，因此，多元化的策略对企业在相当长时期是有吸引力的，对其绩效和影响因素的研究因而具有重要的现实意义。二、文献评述与研究假设（一）文献评述企业实施多元化的动因是什么，又有那些收益和成本，许多研究对此作了有益探索。Montgomery（ 1994）认为三种理论能用来解释为什么企业会选择多元化，即代理理论、资源基础论和市场力量论。除此之外，交易成本经济学、风险分散理论等也能对多元化的动因做出的解释。而在研究转型经济或新兴市场条件下的企业多元化策略
6、时制度理论成为主流。按照 J.巴尼（2003）和贝赞可（1999）的解释，企业选择多元化的发展战略，利用内部聚集的闲置资金投资于前景较好的项目，随着资金实力的增加，又可以进一步加大资本经营的力度，从而寻觅更为有利的投资机会。因此，多元化经营成为企业增加实力、扩大规模的一种有力手段。但是多元化也有不可忽视的代价。从代理理论的角度看，多元化很可能是企业管理者追求其自身利益的结果，并且是以股东利益的损失为代价的。管理者通过多元化的经营策略，片面追求企业成长，通过这样的投资来侵占股东权益。从企业经营战略角度看，多元化经营的企业要面对多种产业和多个市场，形成了一个复杂的管理体系，大大增加了经营管理难度，
7、给企业的经营决策带来更大的困难和风险。因此，一个企业的多元化经营范围太广，需要进行的协调活动太多，可能造成的决策失误和损失就越大。在实证研究中，测度多元化战略对企业绩效影响的研究可分为两个学派。一是基于标准产业分类法（SIC）的产业组织理论研究（Gort,M.,1962） ，这一流派往往得出多元化战略与企业绩效无显著相关关系的结论。尽管 SIC 衡量多元化的方法简单，客观性强，有较好可比性，但由于没有区分相关多元化和非相关多元化，其结论并不令人信服。另一个为战略管理学派，如 Rumelt（1974） 、Montgomery（1984） 、 Chandler（1962）等。他们采用Rumelt
8、提出的战略分类法，区分了相关多元化和非相关多元化，一般发现多元化战略与企业绩效有相关关系，但具体分类和计算依赖于研究者主观理解。近年来，以中国企业为样本实证考察多元化经营与企业绩效之间关系的实证研究逐渐增多。刘力（1997） ，尹义省（1998） ，程俊杰、高汝熹和郁义鸿（1998） ，徐康宁（1999） ，朱江（1999） ，杨雷、洪元义（2001） ，袁芳（2001） ，雷良海、杜小娟（2003） ，姚俊、吕源和蓝海林（2004）等学者对多元化与企业绩效之间的关系进行了有意义的实证研究，但仍没有一致结论。总体而言，国内研究在理论上没有对多元化的内在条件、外部环境、最优模式、绩效等进行系统分
9、析。更重要的是在实证研究方法上存在缺陷，存在着多重共线性等问题。很多研究没有考虑时滞的影响，在数据选择上只有一年的数据（朱江，1999） ，即使取了几年的数据，但在计算时取的是几年数据的算术平均值（雷良海、杜小娟，2003；姚俊、吕源和蓝海林，2004） ；或者简单地以多元化为唯一自变量对数据来进行回归分析；或者在数据的组织上，多采用截面数据的结构。本文将以沪市 58 家实施多元化战略的企业 19992004 年间的面板数据为样本，对其经营绩效指标、资本结构与多元化程度之3间的关系进行统计分析。我们用熵指数这一客观指标衡量企业多元化程度，并从盈利能力、成长能力、经营规模、负债能力等四个方面来计
10、算公司的绩效。同时，采取面板数据分析同时反映研究对象在时间和截面单元两个方向上的变化，有助于综合利用样本信息的特性使研究更加深入，并减少多重共线性带来的影响。（二）研究假设概括而言，由于我国经济处于转型阶段，企业在获取资源时，对政府等非市场体系的依赖大于对市场体系的依赖，在外部市场效率低下时，企业会更多地通过内部市场分配资源。这是减少交易费用提高效率的有效途径。同时，由于政府在很大程度上控制着重要的通用性资源，企业与政府的关系成为选择多元化战略的重要因素。因此，我们得出以下假设：假设 1：多元化企业的绩效与多元化程度正相关。假设 2：国有股份比例与该企业的经济绩效呈正相关关系。三、数据与变量衡
11、量（一）数据本研究所有数据来源于上海证券交易所的网站，由笔者根据所选样本公司的年报数据整理得出。为保证数据的有效性，消除异常观察值的影响（有些公司在样本采集的时间区间末期才开始采取多元化战略，或者逐渐由多元化转为专业化的经营等） ，我们依据以下标准对原始数据进行筛选：（1）样本以工业制造业、电子信息业、批发和零售贸易业以及综合类企业为主，这些公司年报中提供了分行业资料，且各公司的行业划分在 19992004 年期间保持一致。（2）对 1998 年以前上市的公司，剔除在采样期间转为 ST，PT 者。（3）剔除工业企业中水、电、气、城市公用设施等公用事业类公司。（4）为保证会计标准一致，剔除由香港
12、或境外会计师事务所提交审计报告的公司。由于一些公司年报在内容上的变化，部分企业的分行业资料难以保证统一的统计口径，因此在样本的采集过程中剔除了一些可能确实采取了多元化战略的公司。尽管在上述条件下的样本公司只有 58 家，但是考虑到由香港或境外会计师事务所审计的企业往往业绩较好却并不在样本中，而我们又剔除掉 ST 和 PT 企业，因而样本的选择的赢利性偏差可能并不大。同时，由于样本时间区间比较长，共获取了 348 个样本，在很大程度上弥补了一些研究中横截面数据数量较少的缺陷。（二）变量的衡量为克服战略管理学派研究中的主观化倾向，我们在本文中采用熵指数法作为多元化程度的指标，是描述企业在一定时期的
13、业务组合状态。设企业多元化指数（DT）为：DT = p iLn(1/pi)ni14其中 Pi 代表一个行业的销售额， N 代表所涉足的行业数。显然，多元化程度熵指数随着企业所经营的行业数目的增加而增加，当企业只经营一个行业时，多元化程度的熵指数值为 0；当企业涉及的行业数为 n，且销售额在各行业成等额均匀分布，即 Pi=1/ n 时，多元化程度熵指数数值最大。本文采用样本公司的年报所提供的财务数据，从盈利能力、成长能力、经营规模、负债能力等四个方面来计算公司的绩效。赢利水平指标包括总资产利润率、净资产收益率和每股收益等；成长能力指标包括资产增长率、主营收入增长率、主营利润增长率和净利润增长率等
14、；经营规模指标包括资产总额、主营收入等；负债能力指标包括负债率、全部资本化率、长期负债、流动比率、速动比率以及现金偿债率等。本研究具体运用了四个绩效指标：资产总额（AST） 、负债比率（ Ln） 、主营业务收入（ Pr） 、净资产收益率（ROE） 。同时，考虑到时滞的影响，引入了同一公司上一年的绩效数据。另外，我们引入国有股份比重（SO）这一指标，试图考察在国企改革进行了一段时间后，上市公司中国有企业这一群体样本的绩效状况。（三）描述性统计（1）从样本的地域分布看，在所入选的样本公司中，属于上海市的占到 25 家，比例为 43.1%；上海周边省份，如山东省、浙江省、江苏省以及江西省的占到 13
15、 家，比例为22%；其余样本都在各省中零星分布，有些只有 12 家。（2）从样本企业的产业分布情况看，制造业最多，为 46.5%，其次是综合类，占 22.4%，批发和零售贸易业占 19%，信息技术业占 12.1%。（3）从 19992004 年 58 家企业总体情况看，在多元化程度方面，其均值在19992004 年间基本呈上升趋势，比例分别为 9.93%、3.07%、3.43%、3.42%、-2.65% 。多元化指数的区间分布如表 4-1 所示。从样本数据的分布情况来看，所选取样本的多元化程度都很高，熵指数大于 0.6 的样本就占到总数的 72.13%。另外，根据各分行业的销售收入比率比较均匀
16、时，多元化熵指数最高的特性，发现指数数值大于 0.9 的样本个数为 135 个，占 38.8%，这说明在已实施多元化战略的样本企业中，近四成的行业收入分布比较均匀。表 1 样本企业多元化程度的区间分布多元化程度 00.3 0.30.6 0.60.9 0.9样本数量 34 63 116 135样本比例（% ）9.8 18.1 33.3 38.8在绩效指标方面，资产总额均值、负债比率均值、主营业务均值都呈上升的趋势，其中，资产总额均值的增长比例为 20.42%、16.5% 、4.77%、10.99%、2.76% ，负债比率均值的增长比例为-2.25%、3.77% 、4.4%、3.78%、3.27%
17、 ，主营业务收入均值的增长比例为17.15%、16.9%、16.8% 、24.41% 、15.22% 。但是，另一方面，净资产收益率均值在样本取样的六年间却呈下降的趋势，变化的比例分别为-11.64% 、-23.15% 、-32.37%、19.82%、-475.93%。四、计量分析（一）模型的建立为分析公司多元化程度对绩效的影响，我们构造了一个多元线性回归模型：5Pit=f(Pit-1， ENit， SOit， uit)其中，P it 表示上市公司第 T 年的绩效，P it-1 表示上市公司上一年的绩效，这里的绩效分别用资产总额（AST） 、负债比率（ Ln） 、主营业务收入（ Pr） 、净资
18、产收益率（ROE）来衡量；EN it 表示上市公司当年的多元化程度；SO it 表示上市公司当年的国有股占其总股本的比例；u it 表示其他可能影响上市公司绩效的因素。考虑到各上市公司的绩效存在差异，因而我们使用了变截距模型：Pit = it+ 1Pit-1+ 2ENit+ 3SOit+uit（三）检验方法由于本研究采取的是面板数据，由此得到的模型能够同时反映研究对象在时间和截面单元两个方向上的变化规律，这种综合利用样本信息的特性有助于使研究更加深入，并减少多重共线性带来的影响。同时，在估计方法上，采用广义最小二乘法估计(GLS)，减少由于截面数据造成的异方差影响。首先，将资产总额（ AST）
19、作为绩效函数的指标带入模型中，结果如表 2 所示。加权统计的 R2 及调整 R2 的值均接近 1，D W 值接近 2，F 统计的 p 值为 0，说明该模型的拟合程度较好，同时资产总额与样本公司的多元化程度呈显著的正相关关系。由于表中 SOit 的p 值为 1，说明 SO 对公司的资产总额的影响几乎可以忽略不计，于是剔除国有股份的影响对模型再次拟合，得到的结果如表 3 所示。表 3 显示忽略国有股份影响后的模型的统计数据几乎与表 5-1 所示模型的一致，说明可以忽略国有股（SO ）对资产总额（AST ）的影响。表 2 资产总额的模拟模型变量 系数 标准差 t 统计量 p 值 加权统计R2 0.9
20、71083ASTit-1 0.789071 0.029172 27.04923 0.0000调整 R2 0.965037F 统计 4818.946ENit 12903.92 4106.649 3.142202 0.0018P（ F 统计） 0.000000SOit 459.2311 2.03E+17 2.26E-15 1.0000 D-W 统计 2.109112表 3 剔除国有股份影响后的资产总额模拟模型变量 系数 标准差 t 统计量 p 值 加权统计R2 0.971083ASTit-1 0.789071 0.029121 27.09632 0.0000调整 R2 0.965159F 统计 9
21、671.474P（ F 统计） 0.000000ENit 12903.92 4099.514 3.147671 0.0018D-W 统计 2.109112其次，以主营业务收入为因变量，得到的拟合结果如表 4 所示，忽略国有股份影响的模型参见表 5。结果表明主营业务收入与多元化程度呈显著的正相关关系，但是与国有股份占总股本的比例的相关关系仍然不明显。我们还发现负债比率与多元化程度非相关。将负债比率作为因变量，得到拟合结果如表 6 所示。表 4 主营业务收入的模拟模型6变量 系数 标准差 t 统计量 p 值 加权统计R2 0.932623Prit-1 0.982039 0.031126 31.55
22、039 0.0000调整 R2 0.918537F 统计 1986.298ENit 18425.48 4624.291 3.984497 0.0001P（ F 统计） 0.000000SOit 226.8990 2.29E+17 9.89E-16 1.0000 D-W 统计 2.194427表 5 剔除国有股影响后的主营业务收入的模拟模型变量 系数 标准差 t 统计量 p 值 加权统计R2 0.932623Prit-1 0.982039 0.031072 31.60530 0.0000调整 R2 0.918820F 统计 3986.438P（ F 统计） 0.000000ENit 18425.
23、48 4616.256 3.991433 0.0001D-W 统计 2.194427表 6 负债比率的模拟模型变量 系数 标准差 t 统计量 p 值 加权统计R2 0.975704Lnit-1 0.433976 0.046655 9.301815 0.0000调整 R2 0.970625F 统计 5762.872ENit -0.031555 1.584031 -0.019921 0.9841P（ F 统计） 0.000000SOit 0.172369 8.26E+13 2.09E-15 1.0000 D-W 统计 1.962341最后将净资产收益率的数据带入模型，得到的拟合结果如表 7 所示，
24、剔除国有股份影响之后的结果如表 8 所示，说明净资产收益率与多元化程度呈显著的负相关关系，但是与国有股份占总股本的比例的相关关系仍然不明显。表 7 净资产收益率的模拟模型变量 系数 标准差 t 统计量 p 值 加权统计R2 0.825411ROEit-1 0.366638 0.050451 7.267167 0.0000调整 R2 0.788912F 统计 678.4327ENit -0.809282 0.681421 -1.187638 0.2357P（ F 统计） 0.000000SOit 0.045417 4.41E+13 1.03E-15 1.0000 D-W 统计 2.131457表
25、 8 剔除国有股份影响后的净资产收益率的模拟模型变量 系数 标准差 t 统计量 p 值 加权统计R2 0.825411ROEit-1 0.366638 0.050364 7.279816 0.0000调整 R2 0.789645F 统计 1361.593P（ F 统计） 0.000000ENit -0.809282 0.680237 -1.189706 0.2349D-W 统计 2.1314577（三）讨论从上述实证结果来看，多元化经营与企业规模（资产总额和主营业务收入）存在显著的正相关关系。这在一定程度上印证了多元化经营的正面效应。首先，如果企业因为无法筹集到足够资金而放弃一些投资项目，就具
26、有在企业内部建立自己的资本市场、实现自由的资金调度的动机，而采取多元化战略可以满足企业对资金的即时需求。内部资本市场越发达，企业越可以筹措到更多的资金。本研究中企业经营规模（资产总额）与多元化正相关的结论能够支持这种解释。其次，多元化经营将单个经营活动组合在一个企业内进行，可以充分利用企业的技术、市场等资源优势，合理进行资源配置，从而提高资源的利用效率。这表现在企业的主营业务收入随着多元化程度的增加而增加。但是，样本企业的负债比例指标，以及有关股东权益与多元化程度负相关的实证结果支持了国外许多学者对多元化折价原因的普遍解释。衡量企业财务能力的负债比例的实证结果表现出与多元化程度的非相关关系，而
27、且本研究的样本负债比例均值高达 47.67%的事实，部分反映出企业多元化经营的负面效应：企业进行多元化经营主要是通过银行借款、发行债券等方式进行负债经营。显然，为了能够尽快地实现企业绩效的快速增长，很多企业通过各种途径快速融资，短期行为盛行，导致整个负债率高居不下，因而普遍存在较高的融资风险。五、初步结论综合本研究的结果，可以得到以下几方面发现：（1）进入 20 世纪 90 年代末期和 21 世纪初期，我国上市公司正处于一个积极扩大规模的时期。以本文样本公司为例，在短短的六年期间，其资产总额的均值就增加了 55%，主营业务收入的均值更是增加了 90%。资产这说明多元化的发展战略一方面扩大了企业
28、的发展规模，另一方面，企业规模的日益壮大，也刺激了企业选择多元化的战略，以提高企业的竞争优势。同时，由于我国企业改革进入一个新的阶段，传统国有企业比重迅速下降，民营企业得到了更大发展空间。由于市场竞争的强度逐步增大，竞争开始取代垄断，获取资金、土地等资源的途径逐渐从国有企业或国有股东手中转向全社会，因而国有股比例对公司绩效的影响正在显著降低。（2）负债规模与多元化的不显著关系表明，企业进行多元化的战略选择并不像许多人所预期的那样是为了获得更多的资金资源。我国上市公司的负债率普遍很高，具有其重要是客观理由。企业注重短期绩效，而不太考虑长远发展，或者由于在目前产品市场范围内可能无法持续经营，只好在
29、现有业务走到生命周期尽头之前被迫寻找新的业务。应该指出的是，高的负债率意味着企业的未来经营风险，这是一个值得注意的问题。（3）由于股东的权益在多元化战略的实施过程中没有得到扩大，可能会挫败股东的投资热情，但是，股东可以选择其他投资方式来降低风险，这又会制约公司经营者的多元化决策。因而，多元化战略能否实施在于公司的所有者与经营者之间的博弈。由于我国目前的投资渠道还比较狭窄，可以预期在短时期内多元化的发展战略仍有其发展的空间。8参考文献Rumelt Richard p., 1974，Strategy,Structure and Economic Performance,Harward Univer
30、sity PressChandler ,A.D.,Jr.,1962，Strategy and Struture:Chapters in the History of Industrial Enterprises,Cambridge,Mass.:MIT PressGort,M.,1962，Diversification and Intergration in American Industry:A Study by the National Bureau of Ecomic Research,Princeton,NJ:Princeton University PressMontgomery,C.
31、,1984，The Measurement of Firm Diversification:Some New Empirical Evidence,Academy of Management Journal，25Rumelt,R.,Schendel,D.,Teece,D. 1994，Fundamental issues in strategy.Cambridge,MA:Harvard Business School PressJ.巴尼著，2003， 获得与保持竞争优势 ，北京：清华大学出版社戴维 贝赞可、戴维 德雷诺夫，1999， 企业战略经济学 ，北京：北京大学出版社汤明哲，2003， 策略
32、精论：基础篇 ，台北：天下文化书坊裘晓东、张文杰、郑吉春，2001， “国际知名企业经营对我国企业集团多角化发展的启示”。技术经济，4姚俊、吕源和蓝海林，2004， “我国上市公司多元化与经济绩效关系的实证研究” ， 管理世界 ，11朱江，1999， “我国上市公司的多元化战略和经营绩效” ， 经济研究 ，11雷良海、杜小娟，2003， “上市公司多角化经营程度与经营绩效关系的实证研究” ， 上海理工大学学报 ，4梁江、刘翼生，2003， “企业多角化经营理论述评” ， 改革与经济发展论坛 ，1康荣平、柯银斌，1999， 企业多元化经营 ，北京：经济科学出版社，秦拯、陈收、邹建军，2004， “中国上市公司多元化经营绩效的实证分析” ， 湖南大学学报 （社会科学版） ， 3杨雷、洪元义，2001， “我国企业多元化经营的实证分析” ， 武汉理工大学学报 （社科版） ，2个人信息：宋宇，男，管理学博士，西北大学经济管理学院副教授.联系方式: 陕西省西安市郭杜教育科技产业园学府大道 1 号西北大学经济管理学院,7101189钟宏萍，女,西北大学经济管理学院硕士研究生。
