上市公司多角化经营绩效研究

上市公司多角化经营绩效研究

内容提要文章以1999年年报中提供分行业资料的上市公司为研究对象，分析了我国上市公司的多角化程度同财务绩效指标、市场绩效指标之间的关系。研究表明：多角化经营在一定程度上能起到分散风险的作用，同时也会降低企业的收益率；随着多角化程度的增加，企业的财务绩效指标有所下降，而市场绩效指标却有所上升。
关键词上市公司多角化经营财务绩效市场绩效

1 引言
二十世纪二十年代以来，在西方国家，以杜邦公司、通用汽车公司等为代表的企业纷纷实行多角化战略，利用多角化经营的规模效应、协同效应，来降低企业风险，提高企业绩效。
在我国，企业多角化的实践主要从八十年代实行改革开放以来才开始出现。进入九十年代，随着我国经济体制由计划向市场过渡，一些企业开始主动追求多角化，多角化经营从为解决企业富余人员问题或为解决资源型产业枯竭后的转移问题，逐步发展成为许多企业的重要的战略选择。
在多角化的研究中，多角化经营与其绩效的关系是最为核心的内容之一。在国外，许多学者对企业多角化经营及其绩效进行了深入的研究。在这些研究中，按绩效主要衡量指标的不同，可分为：财务指标法、市场指标法。
运用财务指标法，鲁迈特（Rumelt）于1974年进行的研究表明，企业向与核心能力相关的产业有限的多角化经营会提高企业的业绩，而过度多角化则会由于对核心能力的延伸作用或资源共享等协同作用降低而对企业经营业绩产生负面影响[1]。格朗特（Grant）等在1988年则提出，公司财务绩效与其涉足业务单元的数量在一定限度内呈正向变动关系，但超出这一界限两者之间则呈反向变动关系[2]。阿密特（Amit）和里弗拉特 (Livnat)于1988年的实证研究表明，纯财务目的的多角化经营可以减少现金流波动和降低经营风险，但公司的财务杠杆水平比较高。他们的研究还表明，从事多角化经营公司的盈利水平要低于专业化经营公司，这一点对无关多角化经营的公司尤其明显。
市场指标法主要从市场对多角化程度变化的反应及市场收益率、市场价值的角度来分析多角化经营的绩效。莫克、歇雷弗和维西里（Morck, Shleifer,Vishny）在1990年的研究表明80年代市场对非相关的并购行为作出负面的反应，但对70年代则未作出负面反应[3]。柯蒙特（Comment）和捷瑞尔（Jarrel）1995年对1978-1989年间美国上市公司在经营方向集中化趋势的实证研究发现集中化程度与超额股票收益率呈显著的正相关关系，经营方向的集中化会有效提高公司股票收益率和公司价值，但多角化经营并未明显提高企业的资产负债率和对内部资金市场的利用[4]。博格(Berger)和欧菲克(Ofek)1995年通过比较企业经营业务单元应有总价值和公司实际价值发现，由于企业多角化经营中的过度投资和交叉补贴等原因，1986—1991年间多角化经营平均带来13%—15%的损失，但损失因多角化的税收效应而减少了[5]。近年来不少学者开始采用托宾的Q值及其所反映的市场价值来研究多角化经营的价值。如Larry H.P.Lang和Rene M.Stulz在1994年采用不同方法对公司多角化与企业市场价值的研究都显示，整个80年代Tobin的Q值与企业的程度多角化呈负相关关系，且实施多角化经营企业的Q值要小于可比较的其它企业组合的Q值，选择多角化经营的企业的业绩比未选择多角化的企业要差，但尚无充分证据表明这些企业的Q值比它们所在产业所有企业的平均Q值小[6]。
在我国，对企业多角化经营绩效的研究也多从财务绩效角度进行。尹义省（1996年）分别对90年代初我国500家最大企业和股票上市公司的抽样实证研究的结果表明，我国大型企业已有明显的多角化经营趋势，低度多角化有较好效益，相关多角化次之，高度多角化和无关多角化效益最差[7]。朱江（1999年）对我国上市公司1997年多角化经营业绩实证研究的结论则是多角化的程度与其经营业绩之间整体上并无显著因果关系，多角化经营虽然未伴生出较高利润水平，但却能够降低经营风险，减少利润水平的大幅波动[8]。
本文以1999年年报中提供分行业资料的上市公司为研究对象，同时采用财务指标和市场指标，应用计量研究方法深入分析了上市公司多角化程度与经营绩效的关系。文章包括五个部分：第一部分是企业多角化经营绩效研究的理论回顾；第二部分是研究方法和绩效评价指标说明；第三部分是数据来源和样本筛选；第四部分是计算结果及其分析；第五部分是结论及说明。

2 研究方法和绩效指标说明

2.1 采用的主要研究方法
为了分析我国上市公司多角化经营对其经营绩效的影响，本文主要采用了如下的定量分析方法。

2.1.1方差分析
方差分析可以用于比较不同条件下样本均值间的差异。本文将使用SPSS统计软件中的单因素方差分析（One Way ANOVA）来比较不同多角化程度上市公司样本组的均值差异性，并通过F值检验来判断是否存在组间差异，但F检验的缺点是不能指出差异存在的具体组对。为弥补这一不足，我们选择对组间差异显著性要求较高的Scheffe多元比较检验（Multiple Comparison Tests）来判断每两组间差异的显著性，Scheffe检验可以对所有可能的组合进行配对比较。
方差分析的目的在于通过比较不同多角化程度的样本组间的绩效指标均值差异，以确定多角化经营对企业绩效的影响，这里关键的问题就是要设计出能够将不同多角化水平的公司合理区分开来的变量，即所谓统计分组变量。因此，在对多角化程度测度方法确定的基础上，我们采用了两种方法对样本进行分组：
按照多角化经营单元数分组：如果企业参与经营的某类业务收入占公司主营业务收入10%以上（含10%），则计为一个经营单元；
收入Herfindahl指数：这里指的是公司各类业务收入占总收入的比重的平方和，即：Herfindahl指数=∑Pi2
其中，Pi 为第i类业务收入占总收入的比重。

2.1.2 回归分析
为了更好地研究绩效变量与多角化指标之间的相互关系，对相关性较显著的变量进行线性回归分析，并使用SPSS统计软件对关系显著的变量进行了线性拟合。

2.2 主要绩效指标的说明
从前面的理论分析中，我们知道多角化绩效评估方法主要分为：财务指标法、市场指标法。因而，这里选取的绩效指标包括：反映企业经营业绩的财务指标和体现企业市场表现的市场指标。

2.2.1 财务绩效指标
财务绩效指标主要包括：①总资产收益率(ROA)；②净资产收益率(ROE)；③每股收益(EPS) ；④负债比率；⑤主营收入增加率: 该指标反映企业主营收入的增长情况。计算公式：

⑥主营利润增加率。
为避免主要绩效指标受某一年波动的影响，本文采用至少三年的数据的算术平均数，作为衡量指标。

2.2.2 市场绩效指标
市场绩效指标主要采用：
市场增值(MVA)[9]：是市场对一个公司赢利能力和未来发展潜力的综合评价。计算公式：
市场增值 = 股票市场价值-股权资本投入额= 公司股票或股本市值+负债-公司总投资（含留存利润）。
如果简化认为债务的市值与帐面价值相等，则可改写为：
市场增值=股票市值━股东权益帐面价值
②托宾的Q值：衡量企业的增长机会价值，是企业市值与资产重置成本之比。计算公式：

3 数据来源和样本筛选

3.1 数据来源
原始数据来源见表1

表1 数据来源
数据类型来源
上市公司每日股价数据钱龙股票分析系统3.05
上市公司主要财务指标及经营情况《上市公司99数据大全》光盘数据库、Wind资讯导航系统6.5
上市公司分行业资料及中国诚信证券评估有限公司主编的《1999中国上市公司基本分析》

3.2 样本筛选
实证研究以1999年年报中提供分行业资料的上市公司为研究对象。为了保证数据的有效性和研究的正确合理性，依据以下选择标准对公布了1999年报的所有上市公司进行了严格筛选：
1．所选样本公司须在年报中披露分行业资料或类似能区分其各行业营业收入的资料。在《公开发行股票公司信息披露内容与格式准则第二号——年度报告的内容与格式》中规定：“公司可以采用数据列表方式或图形方式，提供与上述会计数据相同期间的业务数据和指标。如果公司实行多元化经营，其业务涉及不同行业，则应对占公司主营业务收入10%以上（含10%）的经营活动及其所在行业分别作出介绍。”然而，在实际工作中，企业在年报中仍然很少进行完全披露。在沪深两市共计的900多家A股上市公司的1999年年报中，提供分行业资料的有250多家。
2．为避免主要绩效指标受某一年波动的影响，采用至少三年的平均数据，因而所选的上市公司必须是在1996年12月31日前已在上海或深圳证交所上市的。这样，符合条件的公司只剩下近130家。
3．为了尽可能避免股价异常或总资产偏小等因素对计算Q值的影响，剔除Q值大于5的极端样本。最后，按照以上标准我们从900多家上市公司中挑选出样本共118家作为实证分析的对象。

4 计算结果及其分析

(1) 按经营单元数分类，各指标平均值、最大值和最小值如表2所示。

表2 按经营单元数分类，各绩效指标的平均值、最小值和最大值
经营单元数 1 2 3 4 5 6 7
样本数（总计：118） 37 25 18 19 16 2 1
Herfind-ahl
指数平均值 0.9957 0.7906 0.6135 0.5622 0.5312 0.4596 0.395
最小值 0.937 0.500 0.351 0.388 0.349 —— ——
最大值 1.000 0.996 0.884 0.785 0.779 —— ——
总资产收益率（%）平均值 5.49 2.65 3.99 2.28 4.04 6.12 8.31
最小值 -7.02 -10.21 -4.26 -6.57 -4.12 —— ——
最大值 17.01 11.25 10.45 10.12 9.78 —— ——
净资产收益率（%）平均值 9.87 8.41 8.03 4.87 7.74 12.28 17.35
最小值 -42.24 -28.58 -21.02 -27.56 -18.85 —— ——
最大值 27.68 25.42 17.50 20.65 18.22 —— ——
每股
收益（元）平均值 0.31 0.17 0.18 0.10 0.23 0.45 0.72
最小值 -0.52 -0.49 0.22 0.44 -0.21 —— ——
最大值 1.21 0.42 0.51 0.43 0.99 —— ——
负债
比率（%）平均值 47.90 54.81 59.02 58.56 55.34 37.66 45.19
最小值 16.80 15.12 34.82 22.56 22.48 —— ——
最大值 86.51 83.20 90.15 79.65 81.26 —— ——
资产
总额
(万元) 平均值 200034.2 164192.0 160040.5 180873.0 301824.1 181513 234243
最小值 25271.39 25394.38 13873.48 30592.91 34010.81 —— ——
最大值 1235959 519139.5 382458.5 701848.9 1650688 —— ——
市场
增值
(万元) 平均值 221956.9 193047.1 210515.4 277317.2 449360.3 337439 403287
最小值 65948.23 50516.17 67549.94 78460.12 71962.97 —— ——
最大值 1551595 825853.1 927956.3 1085860 2048350 —— ——
Q值
平均值 2.49 2.79 2.50 3.29 2.96 2.90 2.72
最小值 1.25 1.27 1.50 1.44 1.38 —— ——
最大值 4.60 6.11 5.34 9.55 5.22 —— ——

①在118家样本公司中，经营单位数为1的有37家，其中，Herfindahl指数最小的为0.937,其余大多为1。这是因为虽然这些公司按经营单元数划分属于单一经营的公司，而实际上有的公司从事多种业务，只是因主营业务占了极大比重，其它业务收入占主营业务收入的比重小于10%,因而，根据划分标准，这些业务没有被视为多角经营中的“一角”。经营单元数大于1的有81家，其中经营单元数为6的有2家，单元数为7的仅有1家，不具有统计分析意义，所以，仅列出平均值，没有标出最大、最小值。
②从总资产收益率和净资产收益率看，经营单元数为1的公司的收益率高于经营单元数为2、3、4、5的公司，这从一定程度上说明当前我国上市公司中单一经营企业的资产利用效率比多角经营的企业高。同时，从表中，也可看出单一经营企业资产收益率的波动区间比多角经营的大，这反映出多角经营确实在一定程度上能起到降低经营风险的作用。
③从每股收益看，单一经营的公司明显高于多角经营的公司，但每股收益的波动区间也明显大于多角经营的公司。体现出多角经营公司具有较低收益、较低风险的特点。
④从负债比率看，单一经营的公司低于多角经营的公司，但由于差别不太大，因而，还不能认为：上市公司在通过财务杠杆促进多角化经营。
⑤从资产总额看，可以发现资产总额与多角化程度之间关系并不明显，多角化经营的公司资产总额平均值与单一经营公司相比，差别不大。这从一个方面反映出企业资产规模不是企业进行多角化经营的主要原因。因此，可以认为在当前的上市公司中是否选择多角化战略并不是由总资产规模决定的。
⑥从市场增值MVA看，经营单元数为1的企业与多个单元数的企业不存在明显差异。但其中经营单元数为5的企业市场增值的平均值为449360.3万元，明显高于其它单元数的企业。
⑦从托宾的Q值来看，单一经营的公司与多角经营的公司相比，Q值的均值较小，且单一经营公司Q值的最大、最小值都分别小于多角经营公司的最大、最小值。

（2）为了更好地分析多角化经营程度与企业绩效的关系，我们把Herfindahl指数分为四个样本数较平均的区间，并使用对组间差异显著性要求较高的Scheffe多元比较检验来判断每两组间差异的显著性，具体结果见表3。
样本中，虽然处于负区间的样本量不太多，但由于其对平均值影响很大，所以表中排除了明显偏大的负样本。这样，总样本数为109家。

表3   在Herfindahl指数不同区间的上市公司主要绩效指标的比较
Herfindahl
指数 A
1 B
[0.7,1） C
[0.5,0.7) D
[0,0.5) 总体 F
检验 Sig. Scheffe检验显著性
样本数 32 30 25 22 109   AB AC AD BC BD CD
总资产
收益率(%) 均值 5.725 3.428 4.016 3.30 4.203 1.576 0.200
标准差 5.95 4.333 4.327 5.037 4.946
净资产
收益率(%) 均值 10.2 7.065 7.307 4.439 7.595 0.755 0.522
标准差 21.28 14.01 11.7 6.638 13.51
每股收益
(元) 均值 0.3136 0.1928 0.2448 0.1485 0.2306 1.933 0.130
标准差 0.2744 0.2441 0.2468 0.2547 0.2604
主营收入
增加率(%) 均值 18.5621 20.2689 51.0945 21.4741 25.8919 1.922 0.131
标准差 5.5686 5.4028 12.6912 7.1429 5.8079
主营利润
增加率(%) 均值 16.693 15.976 17.654 16.788 17.035 1.571 0.202
标准差 6.608 10.257 14.494 6.578 8.212
负债比率
(%) 均值 47.41 55.07 52.88 58.18 52.86 1.444 0.235
标准差 16.69 20.48 19.94 21.70 19.64
市场增值
(万元) 均值 230939.4 261329.6 197460 380277.6 257580.9 1.864 0.141
标准差 273414.1 213999.1 124931.9 370172.3 214468.8
Q值均值 2.4938 2.5555 3.0339 3.2913 2.7629 2.315 0.081   *
标准差 0.8673 0.8706 1.1978 2.2050 1.2955
注：* 表示Scheffe 检验存在组间差异

从表3中，可以看出：
①单一经营的企业的总资产收益率、净资产收益率和每股收益都较高于多角化经营企业的对应指标，但单一经营企业以上指标的标准差也高于多角化经营企业。这就进一步印证了前面分析的结论：多角化经营企业具有较低收益、较低风险的特点。同时，也可看出以上三个指标的Scheffe检验的组间差异的显著性并不明显。
②从主营收入增加率、主营利润增加率来看，单一经营企业与多角化经营企业相比，主营收入增加率略低，而主营利润增加率大致相等。表明上市公司中单一经营企业的资产利用效率比多角经营的企业高。
③从负债比率看，单一经营的公司负债率较低于多角经营的公司，但由于差别不太大，因而，还不能认为：上市公司在通过财务杠杆促进多角化经营。这也就是说，企业进行多角化扩张所利用的资金并非完全是借款，而主要是自有资金。与前面的结论一致。
④从市场增值看，单一经营企业与多角化经营企业差别不大，但D组，即多角化程度最高的这一组的市场增值明显高于其它各组。
⑤从托宾的Q值看，从A→D组，随着多角化程度的增加，Q值逐渐增大，同时，由Scheffe检验表明：A组、D组在0.081的显著性水平上，存在组间差异。这表明：当前我国证券市场中，对企业多角化经营还是比较认同的，多角化经营可能会带来股价上升。

（3）为了进一步的研究，我们分别采用反映多角化经营程度的经营单元数、Herfindahl指数为自变量，主要绩效指标为因变量进行线性回归。结果见表4和表5。

表4 经营单元数与公司主要绩效指标之间关系的回归结果
绩效指标常数项经营单元数 R平方
总资产收益率系数 0.0439 -0.00063 0.0004
T检验值 4.558 -0.217
净资产收益率系数 0.0963 -0.0071 0.008
T检验值 3.675 -0.899
每股收益系数 0.250 -0.008 0.003
T检验值 4.969 -0.528
市场增值(MVA) 系数 138105.1 42409.036 0.053
T检验值 2.321 2.367
Q值系数 2.413 0.127 0.028
T检验值 9.763 1.708

表5 Herfindahl指数与公司主要绩效指标之间关系的回归结果
绩效指标常数项 Herfindahl指数 R平方
总资产收益率系数 0.022 0.024 0.018
T检验值 1.366 1.352
净资产收益率系数 0.017 0.0768 0.019
T检验值 0.410 1.415
每股收益系数 0.076 0.200 0.034
T检验值 0.918 1.938
市场增值(MVA) 系数 364063.5 -138234 0.012
T检验值 3.603 -1.091
Q值系数 3.656 -1.159 0.049
T检验值 8.992 -2.274
从表4可以看出：
①总资产收益率、净资产收益率和每股收益与经营单元数呈弱负相关关系。即：随着经营单元数的增加，以上三个指标逐渐略有下降。但是，从自变量的T检验值和回归的R2来看，其影响作用是不显著的。
②市场增值、托宾的Q值与经营单元数呈弱正相关关系。从自变量的T检验值看，经营单元数对市场增值和Q值有一定正面影响，但R2较小，说明整体解释程度不大。
从表5可知：
①总资产收益率、净资产收益率和每股收益与Herfindahl指数呈弱正相关关系。即：随着Herfindahl指数的增加，以上三个指标逐渐有所提高。但是，从自变量的T检验值和回归的R2来看，其影响作用是不显著的。
②市场增值、托宾的Q值与Herfindahl指数呈弱负相关关系。但R2较小，说明整体解释程度不大。
由以上分析可知：随着企业多角化经营程度的增加，反映企业绩效的财务指标（总资产收益率、净资产收益率和每股收益）略有下降，而绩效的市场指标（市场增值、托宾的Q值）却有所提高。之所以出现这种情况，一种可能的解释是：大多数上市公司多角化经营时，由于进入新的行业，对新的市场、新的经营方式的不够熟悉，资产的收益率普遍低于原行业，从而使企业整体回报率有所下降。
多角化经营绩效的财务指标下降了，为什么市场指标反而会提高呢？我们认为可能存在以下两个原因：
①多角化经营企业虽然收益较低，但其经营的风险也较低。如果证券市场上的大多数投资者出于稳健的原则，回避风险，则其较愿意投资于多角化经营的上市公司，因而多角化经营公司的市场绩效指标表现较好。
②如果不是上述原因，则说明：中国证券市场缺乏有效性，股价不能真正反映企业的经营业绩。这正好从另一个侧面印证了中国证券市场只存在弱式（Weak Form）有效的观点[10] [11]。

5 结论及说明
以上计算结果与分析表明：
（1）多角化经营在一定程度上能起到分散风险的作用，但往往也会降低企业的收益率。不过，这一关系从统计上看，并不显著。
（2）随着多角化程度的增加，企业的财务绩效指标有所下降，而市场绩效指标却有所上升。表明在我国当前的证券市场上，投资者对多角化经营还是比较认同的。
（3）企业资产规模不是企业进行多角化经营的主要原因，在当前的上市公司中是否选择多角化战略并不是由总资产规模决定的。
（4）在企业多角化经营融资策略中，公司还没有大量使用财务杠杆。也就是说，企业进行多角化扩张所利用的资金并非是借款，而主要是自有资金。于是，我们可以进一步推证：上市公司自有资金过剩，很可能是企业多角化扩张的原因之一。
需要说明的是，由于符合条件的样本公司只是上市公司的一小部分，而上市公司又是我国企业中的一个特殊的群体，因而存在“自选择（self-selection）问题”，尚不能代表企业经营的一般情况。尽管如此，对于我国上市公司多角化经营度与企业绩效关系的结论仍然有着一定的参考价值。

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A Study on Diversification Performance of Listed Companies
———— Comparison of Financial and Market Indicators

Abstract In this article we analyze the relation between corporation diversification and financial and market performance indicators by using the annals of listed companies in 1999, which include the data of different industries. The study shows: To some extent, diversification can reduce corporation risk, but also decrease the corporation profitability; with the increase of diversification, financial performance indicators decrease, but market performance indicators increase.
Keywords Listed Company Diversification Financial Performance Market Performance