多元化发展战略与企业价值关系研究的实证结果

本章分别对多元化发展战略程度、类型和模式与企业价值的相关性进行实证研究。同时，为了单独分离多元化发展战略（程度、类型和模式）对企业价值的影响，还考虑了企业所处产业结构及企业内部其他可能对企业价值产生的因素，比如企业规模、企业财务杠杆、企业股权集中度和企业所有制等。基于上述研究思路与理论模型，本章接着依次实证分析了多元化发展战略程度与企业价值的相关性、多元化发展战略类型与企业价值的相关性以及多元化发展战略模式与企业价值的相关性。然后分别讨论了多元化发展战略程度、类型和模式与企业价值关系的理论假设的检验结果。

关于企业总资产报酬率、每股收益、每股净资产、每股经营活动产生的现金流量净额、多元化发展战略程度、企业规模的自然对数、财务杠杆、股权集中度和企业所有制等相关研究变量的描述性统计结果如表5-1所示。表5-1描述性统计具体列示了各相关研究变量的均值、中间值、最小值、最大值、偏度、峰度和JB值。其中，均值、最小值和最大值这三个概念比较容易理解，故下面仅对中间值、偏度（Skewness）和峰度（Kurtosis）做出更加详细的解释。

中位数是一个关于中心位置的度量，它比均值更不容易受误差或异常值的影响。当观测值个数为奇数时，中位数是当数据按由低到高（或由高到低）排列时位于中间的数据点。当观测值个数为偶数时，中位数一般是两个中间数据的平均值。

偏度是提供关于概率分布对称性的有用信息的一个统计度量。变量X的偏度S为：。其中，s是X的标准差。对包括正态分布在内的所有对称分布，S＝0。对于非对称分布，分布的右侧尾端比左侧尾端粗壮时偏度为正；左侧比右侧粗壮时偏度为负。

峰度是一个关于分布尾端“粗壮”程度的量，峰度K可以表示为：K =（1 / N） 。其中，正态分布的峰度为K＝3。当峰度尾端比正态分布的尾端粗壮时，K大于3；反之，K小于3。

对于一个给定的数据是否服从正态分布的检验，可以通过检验均值和中间值是否相等、偏度是否接近于0，以及峰度是否接近于3来进行不严格的估计。

由表5-1可知，企业多元化发展战略程度的最小值为0.330400、最大值为0.881600、中间值为0.658000、平均值为0.648747、偏度为-0.194647、峰度为2.579470。企业多元化发展战略程度的中间值与平均值相近，偏度与0相近，峰度与3相近。显然，不能拒绝企业多元化发展战略程度服从正态分布的假设。我国企业多元化发展战略程度的平均值为0.648747，大于0.5，由此可以做出推断，我国企业具有比较高的多元化发展战略程度。即假设1得到了实证数据的支持。

在进行正式的多元化发展战略程度与企业盈利能力回归分析之前，考察了参与回归分析的各变量的相关系数。这不仅仅是因为国外几乎所有的实证研究的管理学文献中，在进行正式回归分析之前，都会描述各相关变量的相关系数，更为重要的原因在于，通过描述各研究变量的相关系数至少还具有以下几方面的重要作用：①验证各变量间是否存在多重共线性问题。若两个变量都是自变量，且相关系数在0.6以上，则这两个变量之间就可能存在多重共线性。②判断各变量间是否存在因果关系问题。通过检验两个变量之间的简单相关系数，可以简单推断这两个变量之间是否存在因果关系。比如，如果两个变量之间的相关系数没有通过显著性检验，通过回归分析来检验两个变量之间的因果关系就不可能。③检验量表的信度与效度。通过变量间相关系数的大小可以简单地判断某变量的信度与效度是否可以保证。

表5-2列示了各研究变量的相关系数矩阵。通过变量间相关系数矩阵的分析表明，有的控制变量与因变量存在正相关关系，有的控制变量与因变量存在负相关关系，而自变量（多元化发展战略程度）则与所有因变量均呈正相关关系。

下面分别以企业盈利能力指标和扩张能力指标作为因变量，以多元化发展战略程度作为自变量，以企业规模、财务杠杆、股权集中度和企业所有制四个指标作为控制变量进行回归分析。由于因变量具有总资产报酬率、每股收益、每股净资产和每股经营活动产生的现金流量净额四个指标，故接下来分别以这四个指标作为因变量，进行回归分析。

（一）以企业盈利能力指标作为因变量的回归分析

表5-3列示了多元化发展战略程度与总资产报酬率的回归分析结果。为了分离多元化发展战略程度对总资产报酬率的影响，分三步对多元化发展战略程度与总资产报酬率进行回归分析。模型1是该因变量对企业规模的自然对数、财务杠杆、股权集中度和企业所有制四个控制变量的回归分析，目的在于控制企业规模的自然对数、财务杠杆、股权集中度和企业所有制四个控制变量对企业总资产报酬率的影响。回归分析结果表明，模型1整体通过了1%水平上的显著性检验。其中，企业规模、财务杠杆及企业所有制与总资产报酬率呈正相关性，而股权集中度与总资产报酬率呈负相关性。模型2将多元化发展战略程度作为自变量引入回归分析之中。回归分析结果表明，多元化发展战略与总资产报酬率呈正相关关系，且在1%水平上具有显著性；财务杠杆、股权集中度和企业所有制均通过了显著性检验。与模型1相比，模型2的R2和调整后的R2分别由0.990737、0.985693增加到0.996415、0.994413，且模型2整体通过了1%水平上的显著性检验。这表明，模型2相对于模型1有了很大的改善。模型3则在模型2的基础上，进一步将多元化发展战略程度平方作为自变量引入回归分析之中。回归分析结果表明，尽管多元化发展战略程度平方与总资产报酬率存在负向相关系数，但并没有通过10%水平上的显著性检验。综上所述，可以得出如下结论：多元化发展战略程度与总资产报酬率在1%水平上呈显著正相关关系。

表5-3　多元化发展战略程度与总资产收益率相关性回归分析结果（N＝174）

注：①在回归分析中，采用的是广义最小二乘法（GLS），因而无需检验方程的异差性和序列自相关性。
②回归模型中方程的拟合优度采用有权重的统计指标。
③括号内为T检验值；***表示1%水平下显著；**表示5%水平下显著；*表示10%水平下显著。

表5-4列示了多元化发展战略程度与每股收益的回归分析结果。多元化发展战略程度与每股收益的回归分析通过三个步骤来完成。即如表5-4中所示模型1、模型2和模型3三个模型所描述的那样。模型1是该因变量对企业规模的自然对数、财务杠杆、股权集中度和企业所有制四个控制变量的回归分析，目的在于控制企业规模的自然对数、财务杠杆、股权集中度和企业所有制四个控制变量对企业每股收益的影响。回归分析结果表明，模型1整体通过了1%水平上的显著性检验。其中，企业规模的自然对数与每股收益之间在1%水平上呈正相关关系，而财务杠杆、股权集中度及企业所有制与每股收益不存在显著相关性。在模型2中，将多元化发展战略程度作为自变量引入到回归分析之中，回归分析结果表明，模型2整体通过了1%水平上的显著性检验，多元化发展战略程度与每股收益呈正相关性，且通过了1%水平上的显著性检验。与模型1相比，模型2的R2和调整后的R2分别由0.971773、0.956399增加到0.974575、0.960373，且在1%水平上通过了显著性检验。因此，模型2比模型1效果更加理想。在模型2的基础上，模型3进一步将多元化发展战略程度平方作为自变量引入到了回归分析之中。回归分析结果表明，多元化发展战略程度平方与每股收益间仍然存在正相关性，且通过了1%水平上的显著性检验。可以得出如下结论：多元化发展战略程度与每股收益之间在1%水平上呈显著正相关关系。

表5-4　多元化发展战略程度与每股收益相关性回归分析结果（N＝174）

注：①在回归分析中，采用的是广义最小二乘法（GLS），因而无需检验方程的异差性和序列自相关性。
②回归模型中方程的拟合优度采用有权重的统计指标。
③括号内为T检验值，***表示1%水平下显著；**表示5%水平下显著；*表示10%水平下显著。

（二）以企业扩张能力指标作为因变量

表5-5　多元化发展战略程度与每股净资产相关性回归分析结果（N＝174）

注：①在回归分析中，采用的是广义最小二乘法（GLS），因而无需检验方程的异差性和序列自相关性。
②回归模型中方程的拟合优度采用有权重的统计指标。
③括号内为T检验值；***表示1%水平下显著；**表示5%水平下显著；*表示10%水平下显著。

表5-5通过模型1、模型2和模型3三个模型对多元化发展战略程度与每股净资产进行了回归分析。其中，模型1是以该因变量对企业规模的自然对数、财务杠杆、股权集中度和企业所有制四个控制变量进行回归。回归分析结果表明，股权集中度和企业所有制与每股净资产之间在1%水平上呈显著正相关关系，而企业规模的自然对数和财务杠杆则与每股净资产不存在显著相关关系。在模型1的基础上，模型2将多元化发展战略程度作为自变量引入到回归分析之中，同时以企业规模的自然对数、财务杠杆、股权集中度和企业所有制作为控制变量，进行了回归分析。结果表明，多元化发展战略程度与每股净资产之间在1%水平上呈显著正相关关系；股权集中度和企业所有制通过了1%水平上的显著性检验，而企业规模的自然对数和财务杠杆则没有通过显著性水平检验。在模型2的基础上，模型3进一步地将多元化发展战略程度平方作为自变量引入到回归分析之中。结果表明，多元化发展战略程度平方与每股净资产之间不存在显著相关性，企业规模的自然对数和财务杠杆没有通过显著性检验，股权集中度和企业所有制则通过了1%水平上的显著性检验。综上所述，可以得出如下结论：多元化发展战略程度与每股净资产在1%水平上呈显著正相关性。

表5-6　多元化发展战略程度与每股经营活动产生的现金流量净额相关性回归分析结果（N＝174）

注：①在回归分析中，采用的是广义最小二乘法（GLS），因而无需检验方程的异差性和序列自相关性。
②回归模型中方程的拟合优度采用有权重的统计指标。
③括号内为T检验值；***表示1%水平下显著；**表示5%水平下显著；*表示10%水平下显著。

表5-6列示了多元化发展战略程度与每股经营活动产生的现金流量净额的回归分析结果。与前文所述相同，多元化发展战略程度与每股经营活动产生的现金流量净额也是通过三个步骤来实现的，即表5-6所示的模型1、模型2和模型3。其中，模型1是该因变量对企业规模的自然对数、财务杠杆、股权集中度和企业所有制等控制变量的回归。分析结果表明，企业规模的自然对数和财务杠杆与每股经营活动产生的现金流量净额呈显著正相关关系，企业所有制与每股经营活动产生的现金流量净额呈显著负相关性，而股权集中度则与每股经营活动产生的现金流量净额之间不存在显著相关性。在模型1的基础上，模型2将多元化发展战略程度作为自变量引入到回归分析之中。分析结果表明，多元化发展战略程度与每股经营活动产生的现金流量净额之间在1%水平上呈显著正相关关系；财务杠杆也通过了1%水平上的显著性检验。在模型2的基础上，模型3进一步将多元化发展战略程度平方作为自变量引入到回归分析之中。结果表明，多元化发展战略程度平方与每股经营活动产生的现金流量净额之间不存在显著相关性。据此，可以得出如下结论：多元化发展战略程度与每股净资产在1%水平上呈显著正相关关系。

综上所述可知，无论是以盈利能力指标作为因变量，还是以扩张能力指标作为因变量，均与多元化发展战略程度之间呈显著正相关关系。即假设2通过了显著性水平检验，得到了验证。

由于本书是以上市公司作为样本对象，故选取总资产报酬率和每股收益两种反映企业盈利能力的度量指标；每股净资产和每股经营活动产生的现金流量净额两种反映企业扩张能力的度量指标。关于企业总资产报酬率、每股收益、每股净资产、每股经营活动产生的现金流量净额、多元化发展战略模式、企业规模、财务杠杆、股权集中度和企业所有制等相关研究变量的描述性统计如表5-7所示。进一步地讲，表5-7描述性统计具体列示了各相关研究变量的均值、中间值、最小值、最大值、偏度、峰度和JB值。由表5-7可知，各自变量之间不存在多重共线性问题，且各变量基本服从正态分布。表5-8列示了各研究变量的相关系数矩阵。通过变量间相关系数矩阵的分析表明，有的控制变量与因变量存在正相关关系，有的控制变量与因变量存在负相关关系，而自变量（多元化发展战略类型）则与所有因变量均呈正相关关系。

表5-9列示了相关多元化发展战略与非相关多元化发展战略企业的资产收益率、每股收益、每股净资产和每股经营活动产生的现金流量净额均值的比较结果。由表5-9可知，实施相关多元化发展战略的样本企业为85家，实施非相关多元化发展战略的企业为89家；实施相关多元化发展战略的样本企业的资产收益率、每股收益、每股净资产和每股经营活动产生的现金流量净额分别为0.10914588元、0.66634118元、2.80837765元和0.24635647元；实施非相关多元化发展战略的样本企业的资产收益率、每股收益、每股净资产和每股经营活动产生的现金流量净额分别为0.11353596元、0.79082701元、2.89558218元和0.36915843元。由此可以推断出，相对于相关多元化发展战略而言，样本企业更加倾向于实施非相关多元化发展战略。同时，非相关多元化发展战略样本企业获取了更高的平均资产收益率、每股收益、每股净资产和每股经营活动产生的现金流量净额。

表5-9　不同类型多元化发展战略企业价值的均值比较

图5-1、图5-2、图5-3和图5-4分别描述了多元化发展战略类型与资产收益率、每股收益、每股净资产和每股经营活动产生的现金流量净额的关系。由上述图形可知，相关多元化发展战略企业的资产收益率、每股收益、每股净资产和每股经营活动产生的现金流量净额均低于非相关多元化发展战略企业相应指标的数值。

图5-1　多元化发展战略类型与总资产收益率的关系示意图

图5-2　多元化发展战略类型与每股收益的关系示意图

通过前文关于多元化发展战略类型与企业资产收益率、每股收益、每股净资产和每股经营活动产生的现金流量净额的比较分析可知，假设3和假设4得到了验证。即在其他条件相同的情况下，企业更加倾向于实施非相关多元化发展战略，而且非相关多元化发展战略会带来更高的企业价值。

图5-3　多元化发展战略类型与每股净资产的关系示意图

图5-4　多元化发展战略类型与每股经营活动现金流量净额的关系示意图

关于相关研究变量的回归分析，本书分别以盈利能力和扩张能力两类指标作为因变量，以多元化发展战略程度作为自变量，以企业规模的自然对数、财务杠杆、股权集中度和企业所有制四个指标作为控制变量进行回归分析。由于因变量包括资产收益率、每股收益、每股净资产和每股经营活动产生的现金流量净额四个指标，故接下来的回归分析分别以这四个指标作为因变量进行操作。

表5-10分别列示了资产收益率、每股收益、每股净资产和每股经营活动产生的现金流量净额的方差齐次性检验。表5-11列示了多元化发展战略类型与企业价值的方差分析结果。由表5-10和表5-11可知，资产收益率、每股收益、每股净资产和每股经营活动产生的现金流量净额均具有同方差性。

表5-10　相关变量方差齐次性检验

表5-11　多元化发展战略类型与企业价值的方差分析结果

（一）以企业盈利能力指标作为因变量的回归分析

本书通过资产收益率和每股收益两个指标来度量企业盈利能力。表5-12列示了以资产收益率作为因变量的回归分析结果。为了分离多元化发展战略类型对资产收益率的影响，本书分两个步骤对多元化发展战略类型与资产收益率进行回归分析。模型1是该因变量对企业规模的自然对数、财务杠杆、股权集中度和企业所有制四个控制变量的回归分析，目的在于控制企业规模的自然对数、财务杠杆、股权集中度和企业所有制四个控制变量对企业总资产报酬率的影响。回归分析结果表明，模型1整体通过了1%水平上的显著性检验。其中，企业规模、财务杠杆和企业所有制在1%水平上显著，且与资产收益率呈正相关关系，而股权集中度则没有通过显著性检验。在模型1的基础上，模型2进一步将多元化发展战略类型作为自变量引入到回归分析之中。换言之，模型2以企业规模、财务杠杆、股权集中度和企业所有制四个指标作为控制变量，以多元化发展战略类型作为自变量，资产收益率作为因变量，进行多元化回归分析。与模型1相比，模型2的R2和调整后的R2分别由0.774427和 0.769088 增加为0.788716 和0.782428，且模型2 整体通过了1%水平上的显著性检验。这表明，模型2 相对于模型1 具有更良好的效果。同时，回归分析结果表明，多元化发展战略类型的系数为正值且通过了1%水平上的显著性检验，常数项数值为负数且也通过了1%水平上的显著性检验。这表明，非相关多元化发展战略与资产收益率呈显著正相关关系，相关多元化发展战略与资产收益率呈显著负相关关系。四个控制变量也均通过了显著性检验。其中，企业规模、财务杠杆和股权集中度通过了1%水平上的显著性检验，而企业所有制则通过了5%水平上的显著性检验。

表5-12　多元化发展战略类型与资产收益率相关性回归分析结果（N＝174）

注：①在回归分析中，采用的是广义最小二乘法（GLS），因而无需检验方程的异差性和序列自相关性。
②回归模型中方程的拟合优度采用有权重的统计指标。
③括号内为T检验值；***表示1%水平下显著；**表示5%水平下显著；*表示10%水平下显著。

表5-13　多元化发展战略类型与每股收益相关性回归分析结果（N＝174）

注：①在回归分析中，采用的是广义最小二乘法（GLS），因而无需检验方程的异差性和序列自相关性。
②回归模型中方程的拟合优度采用有权重的统计指标。
③括号内为T检验值；***表示1%水平下显著；**表示5%水平下显著；*表示10%水平下显著。

表5-13列示了多元化发展战略类型与每股收益的回归分析。为了分离多元化发展战略类型对每股收益的影响，本书分两个步骤完成回归分析。将企业规模、财务杠杆、股权集中度和企业所有制四个控制变量与每股收益进行回归分析。回归分析结果表明，模型整体通过了1%水平上的显著性检验，企业规模、股权集中度和企业所有制三个控制变量与每股收益存在显著相关关系。其中，企业规模与每股收益呈显著正相关关系，股权集中度和企业所有制与每股收益呈负相关关系。模型2在模型1的基础上进一步将多元化发展战略类型作为自变量引入到回归分析模型之中。相对于模型1来说，模型2的R2和调整后的R2值分别由0.850707和0.847174增加到0.852675和0.848291。而且模型2整体通过了1%水平上的显著性检验。这表明，模型2相对于模型1而言得到了较好的优化。在模型2的回归分析中，多元化发展战略类型项的系数为正值且在1%水平上显著，常数项的系数为负值且在1%水平上显著。由此可知，非相关多元化发展战略与每股收益呈显著正相关关系，相关多元化发展战略与每股收益呈显著负相关关系。

综上所述可知，在其他条件不变的情形下，非相关多元化发展战略与企业盈利能力指标呈显著正相关关系，相关多元化发展战略与企业盈利能力指标呈显著负相关关系。

（二）以企业扩张能力指标作为因变量回归分析

表5-14列示了多元化发展战略类型与每股净资产之间的回归分析结果。为了单独分离多元化发展战略类型对每股净资产的影响，本书分两个步骤来完成多元化发展战略类型与每股净资产之间的回归分析。第一步，将企业规模、财务杠杆、股权集中度和企业所有制四个控制变量对因变量每股净资产进行回归分析。回归分析结果如表5-14中的模型1所示。由模型1可知，企业规模和企业所有制通过了1%水平上的显著性检验，其中，企业规模与每股净资产呈显著正相关关系，企业所有制与每股资产呈显著负相关关系。第二步，在第一步的基础上，将企业规模、财务杠杆、股权集中度和企业所有制四个指标作为控制变量，将多元化发展战略类型作为自变量，将每股净资产作为因变量，进行多元回归分析。回归分析结果如表5-14中的模型2所示。相对于模型1而言，模型2的R2和调整后R2值分别由0.970183和0.969478增加到0.981620和0.981073，且通过了1%水平上的显著性检验。这表明，模型2相对模型1得到了较大的改善。由模型2可知，除股权集中度外，其他三个控制变量均通过了显著性检验。其中，企业规模与每股净资产呈显著正相关关系，财务杠杆和企业所有制与每股净资产呈显著负相关关系。多元化发展战略类型的系数为正值且通过了1%水平上的显著性检验，常数项系数为负值且通过了1%水平上的显著性检验。这表明，非相关多元化发展战略与每股净资产呈正相关关系，相关多元化发展战略与每股净资产呈负相关关系。

表5-14　多元化发展战略类型与每股净资产相关性回归分析结果（N＝174）

注：①在回归分析中，采用的是广义最小二乘法（GLS），因而无需检验方程的异差性和序列自相关性。
②回归模型中方程的拟合优度采用有权重的统计指标。
③括号内为T检验值；***表示1%水平下显著；**表示5%水平下显著；*表示10%水平下显著。

表5-15列示了多元化发展战略类型与每股经营活动产生的现金流量净额之间的回归分析结果。与前文分析逻辑相似，也分为两个步骤进行。将企业规模、财务杠杆、股权集中度和企业所有制四个指标作为控制变量，每股经营活动产生的现金流量净额作为因变量，进行回归分析。结果如表5-15中的模型1所示。模型1整体通过1%水平上的显著性检验。由模型1可知，企业规模与每股经营活动产生的现金流量净额呈正相关关系，企业所有制与每股经营活动产生的现金流量净额呈负相关关系，而财务杠杆和股权集中度则与每股经营活动产生的现金流量净额不存在显著相关关系。在模型1的基础上，模型2将多元化发展战略类型作为自变量引入到回归分析之中。从回归分析结果可知，模型2整体通过了1%水平上的显著性检验。同时，多元化发展战略类型的系数为正值且通过了10%水平上的显著性检验，常数项数值为负值且在1%水平上显著。这表明，非相关多元化发展战略与每股经营活动产生的现金流量净额呈正相关关系，相关多元化发展战略与每股经营活动产生的现金流量净额呈显著负相关关系。

表5-15　多元化发展战略类型与每股经营活动产生的现金流量净额相关性回归分析结果（N＝174）

注：①在回归分析中，采用的是广义最小二乘法（GLS），因而无需检验方程的异差性和序列自相关性。
②回归模型中方程的拟合优度采用有权重的统计指标。
③括号内为T检验值；***表示1%水平下显著；**表示5%水平下显著；*表示10%水平下显著。(www.xing528.com)

通过上述多元化发展战略类型与企业盈利能力指标和扩张能力指标等企业价值指标的回归分析可知，非相关多元化发展战略与企业价值呈显著正相关关系，而相关多元化发展战略则与企业价值呈显著负相关关系。

综上所述，在其他条件不变的情形下，非相关多元化发展战略与企业价值呈正相关关系；相关多元化发展战略与企业价值呈负相关关系。也就是说，假设5和假设6均通过了统计意义上的显著性水平检验。

如前文所述，由于本书是以上市公司作为样本对象，故选取总资产报酬率和每股收益两种反映企业盈利能力的度量指标，每股净资产和每股经营活动产生的现金流量净额两种反映企业扩张能力的度量指标。关于企业总资产报酬率、每股收益、每股净资产、每股经营活动产生的现金流量净额、多元化发展战略模式、企业规模、财务杠杆、股权集中度和企业所有制等相关研究变量的描述性统计见表5-16所示。进一步地讲，表5-16描述性统计具体列示了各相关研究变量的均值、中间值、最小值、最大值、偏度、峰度和JB值。由表5-16可知，各自变量之间不存在多重共线性问题，且各变量基本服从正态分布。表5-17列示了各研究变量的相关系数矩阵。通过变量间相关系数矩阵的分析表明，有的控制变量与因变量存在正相关关系，有的控制变量与因变量存在负相关关系，而自变量（多元化发展战略模式）除与资产收益率呈负相关关系外，与所有因变量均呈正相关关系。

表5-18列示了相关多元化发展战略与非相关多元化发展战略的资产收益率、每股收益、每股净资产和每股经营活动产生的现金流量净额均值比较结果。

由表5-18可知，外部并购模式多元化发展战略企业为83家，内部发展模式多元化发展战略企业为3家，混合模式多元化发展战略企业为88家。由此可知，在外部并购、内部发展和混合三种多元化发展战略模式中，企业更加倾向于选取混合模式，其次选取外部并购模式，最后选取内部发展模式。因此，前文所提出的假设7通过了统计意义上的显著性水平检验。

表5-18不同模式的多元化发展战略企业价值均值比较

由表5-18 还可知，外部并购模式多元化发展战略企业的资产收益率、每股收益、每股净资产和每股经营活动产生的现金流量净额的均值分别为0.11807229元、0.62536265元、2.59672410元和0.28575060元；内部发展模式多元化发展战略企业的资产收益率、每股收益、每股净资产和每股经营活动产生的现金流量净额的均值分别为0.05703333元、0.36810000元、2.94833333元和0.08733333元；混合模式多元化发展战略企业的资产收益率、每股收益、每股净资产和每股经营活动产生的现金流量净额的均值分别为0.10694318元、0.96130114元、3.17566136元和0.33881932元。首先，比较混合模式与外部并购模式多元化发展战略企业。混合模式多元化发展战略企业除了资产收益率略低于外部并购模式多元化发展战略企业外，其他企业价值指标均高于外部并购模式多元化发展战略企业。然后，再比较外部并购与内部发展模式多元化发展战略企业。外部并购模式多元化发展战略企业除了每股净资产略低于内部发展模式多元化发展战略企业外，其他企业价值度量指标均高于内部发展模式多元化发展战略企业。此外，图5-5、图5-6、图5-7和图5-8也分别描述了多元化发展战略模式与资产收益率、每股收益、每股净资产和每股经营活动产生的现金流量净额之间的关系，上述图形显示的结果与前文所述保持着一致性。由此可推断，混合模式多元化发展战略并不一定会带来最高的企业价值。换言之，混合模式多元化发展战略并不显著优于外部并购模式和内部发展模式多元化发展战略。外部并购模式多元化发展战略也并不显著优于内部发展模式多元化发展战略。因此，假设8没有完全通过统计意义上的显著性水平检验。

图5-5　多元化发展战略模式与总资产收益率的关系

图5-6　多元化发展战略模式与每股收益的关系

下面分别以盈利能力指标和扩张能力指标作为因变量，以多元化发展战略程度作为自变量，以企业规模的自然对数、财务杠杆、股权集中度和企业所有制四个指标作为控制变量进行回归分析。由于因变量具有总资产报酬率、每股收益、每股净资产和每股经营活动产生的现金流量净额四个指标，故接下来分别以这四个指标作为因变量进行回归分析。

图5-7　多元化发展战略模式与每股净资产的关系

图5-8　多元化发展战略模式与每股经营活动现金流量净额关系

如前文所述，多元化发展战略存在三种模式：外部并购、内部发展和混合模式。表5-19列示了不同的多元化发展战略模式与企业价值（资产收益率、每股收益、每股净资产和每股经营活动产生的现金流量净额）的方差分析结果。由表5-19可知，不同模式的多元化发展战略企业的每股净资产存在显著性差异，通过了5%水平上的显著性检验。

表5-19　多元化发展战略模式与企业价值的方差分析结果

（一）以企业盈利能力指标作为因变量

本书选取企业总资产报酬率和每股收益两个指标来度量企业盈利能力。首先，以企业总资产报酬率作为因变量进行回归分析。表5-20列示了多元化发展战略模式与总资产收益率之间的回归分析结果。为了分离不同发展战略模式，分两个步骤进行操作。第一步，以资产收益率作为因变量，对企业规模的自然对数、财务杠杆、股权集中度和企业所有制四个指标作为控制变量进行回归分析。回归结果如表5-20中的模型1所示。由模型1可知，企业规模和股权集中度与总资产收益率呈正相关关系，其中，企业规模在1%水平上显著，而股权集中度则没有通过10%水平上的显著性检验；财务杠杆和企业所有制则与总资产收益率呈负相关关系，且均未通过1%水平上的显著性检验。第二步，在第一步基础之上，进一步将多元化发展战略模式作为自变量引入到回归模型之中，回归结果如表5-20中的模型2所示。与模型1相比，模型2的R2和调整后的R2分别由0.774427与0.769088增加为0.785489与0.777783。这表明，模型2相对于模型1得到了改善。由模型2可知，四个控制变量与企业总资产报酬率关系的方向没有发生变化，而且财务杠杆还通过了1%水平上的显著性检验。混合模式和外部并购模式均通过了1%水平上的显著性检验。其中，混合模式与总资产报酬率呈显著负相关关系，外部并购模式则与总资产报酬率呈显著正相关关系。至于内部发展模式，虽然与总资产报酬率呈负相关关系，却并未通过10%水平上的显著性检验。

表5-20　多元化发展战略模式与总资产报酬率相关性回归分析结果（N＝174）

注：①在回归分析中，采用的是广义最小二乘法（GLS），因而无需检验方程的异差性和序列自相关性。
②回归模型中方程的拟合优度采用有权重的统计指标。
③括号内为T检验值；***表示1%水平下显著；**表示5%水平下显著；*表示10%水平下显著。

然后，以企业每股收益作为因变量进行回归分析。多元化发展战略模式与每股收益之间的回归分析结果如表5-21所示。为了分离不同发展战略模式对企业每股收益的影响，本书分两个步骤进行操作。第一步，以每股收益作为因变量，对企业规模的自然对数、财务杠杆、股权集中度和企业所有制四个指标作为控制变量进行回归分析。回归结果如表5-21中的模型1所示。模型1的R2和调整后的R2值分别为0.751270和0.745383，且通过了1%水平上的显著性检验。由模型1可知，企业规模、财务杠杆、股权集中度和企业所有制四个控制变量均通过了显著性检验。其中，企业规模与每股收益呈显著正相关关系，财务杠杆、股权集中度和企业所有制则与每股收益呈显著负相关关系。第二步，在模型1的基础上，模型2进一步将多元化发展战略模式作为自变量引入回归分析模型之中，回归结果如表5-21中的模型2所示。与模型1相比，模型2的R2与调整后的R2分别由0.751270和0.745383增加为0.833310和 0.827322，且通过了1%水平上的显著性检验。这表明，相对于模型1而言，模型2得到了较大改善。由模型2可知，企业规模、财务杠杆、股权集中度和企业所有制四个控制变量均通过了显著性检验，且四个控制变量与每股收益关系的方向同模型1相同。关于自变量多元化发展战略模式与每股收益的关系，混合模式和外部并购模式均与每股收益呈负相关关系，且均通过了1%水平上的显著性检验；内部发展模式与每股收益之间关系则未通过10%水平上的显著性检验。这表明，混合模式多元化发展战略与每股收益呈显著负相关关系，外部并购模式多元化发展战略与每股收益呈显著正相关关系，而内部发展模式多元化发展战略则与每股收益呈显著负相关关系。

表5-21　多元化发展战略模式与每股收益相关性回归分析结果（N＝174）

注：①在回归分析中，采用的是广义最小二乘法（GLS），因而无需检验方程的异差性和序列自相关性。
②回归模型中方程的拟合优度采用有权重的统计指标。
③括号内为T检验值；***表示1%水平下显著；**表示5%水平下显著；*表示10%水平下显著。

（二）以企业扩张能力指标作为因变量的回归分析

表5-22　多元化发展战略模式与每股净资产相关性回归分析结果（N＝174）

注：①在回归分析中，采用的是广义最小二乘法（GLS），因而无需检验方程的异差性和序列自相关性。
②回归模型中方程的拟合优度采用有权重的统计指标。
③括号内为T检验值；***表示1%水平下显著；**表示5%水平下显著；*表示10%水平下显著。

企业扩张能力指标包括每股净资产和每股经营活动产生的现金流量净额。首先，以每股净资产作为因变量进行回归分析，回归分析结果如表5-22所示。为了单独分离多元化发展战略模式对每股净资产的影响，分两步进行操作。第一步，以每股净资产作为因变量，对企业规模的自然对数、财务杠杆、股权集中度和企业所有制四个指标作为控制变量进行回归分析。回归结果如表5-22中的模型1所示。由模型1可知，企业规模和企业所有制均通过了1%水平上的显著性检验，其中，企业规模与每股净资产呈显著正相关关系，企业所有制则与每股净资产呈显著负相关关系。至于财务杠杆和股权集中度，则与每股净资产并不存在统计意义上的相关关系。第二步，在第一步基础上，进一步将多元化发展战略模式作为自变量引入到回归分析模型之中，回归分析结果如表5-22中的模型2所示。与模型1相比，模型2的R2和调整后的R2分别由0.970183与0.969478增加到0.990574与0.990235。这表明，模型2相对于模型1得到了较大的改善。由模型2可知，企业规模仍然与每股净资产呈正相关关系，且通过了1%水平上的显著性检验；财务杠杆和企业所有制则与每股净资产呈显著负相关关系。股权集中度则未通过10%水平上的显著性检验。至于多元化发展战略模式，常数项和Mode1项的系数均为负值，且均通过了1%水平上的显著性检验，Mode 2项的系数则未通过10%水平上的显著性检验。这表明，混合模式多元化发展战略和外部并购模式多元化发展战略均与每股净资产在1%水平上呈显著负相关关系，而内部发展模式多元化发展战略则未通过10%水平上的显著性检验。

然后，以每股经营活动产生的现金流量净额作为因变量进行回归分析，回归分析结果如表5-23所示。同样地，为了分离多元化发展战略模式对每股经营活动产生的现金流量净额的影响，先以每股经营活动产生的现金流量净额作为因变量对四个控制变量进行回归分析。在此基础上，再引入多元化发展战略模式作为自变量，进行回归分析。回归分析结果分别见表5-23中的模型1和模型2所示。由模型1可知，企业规模与每股经营活动产生的现金流量净额呈正相关关系，且通过了1%水平上的显著性检验，企业所有制与每股经营活动产生的现金流量净额呈负相关关系，且通过了5%水平上的显著性检验，而财务杠杆和股权集中度则均未通过10%水平上的显著性检验。由模型2可知，四个控制变量与每股经营活动产生的现金流量净额之间关系的方向与模型1相同，而自变量多元化发展战略模式则存在不同的关系。其中，常数项系数为负值，且通过了1%水平上的显著性检验；Mode 2项的系数为负值，且通过了5%水平上的显著性检验；而Mode1项的系数则未通过10%水平上的显著性检验。这表明，混合模式和内部发展模式均与每股经营活动产生的现金流量净额呈显著负相关关系，而外部并购模式则与每股经营活动产生的现金流量净额不存在统计意义上的显著性关系。

表5-23　多元化发展战略模式与每股经营活动产生的现金流量净额相关性回归分析结果（N＝174）

注：①在回归分析中，采用的是广义最小二乘法（GLS），因而无需检验方程的异差性和序列自相关性。
②回归模型中方程的拟合优度采用有权重的统计指标。
③括号内为T检验值；***表示1%水平下显著；**表示5%水平下显著；*表示10%水平下显著。

综上所述可知，在其他条件保持不变的情形下，企业在实施多元化发展战略时，首先更加倾向于选择混合模式，其次是外部并购模式，最后是内部发展模式。因此，假设7得到了验证。至于多元化发展战略模式与企业价值关系，混合模式多元化发展战略与企业盈利能力和企业扩张能力均呈负相关关系，且均通过了1%水平上的显著性检验。外部并购模式多元化发展战略与企业总资产报酬率在1%水平上呈显著正相关关系；与每股经营活动产生的现金流量净额呈正相关关系，但未通过10%水平上的显著性检验；每股收益和每股净资产均在1%水平上呈显著负相关关系。内部发展模式多元化发展战略则与企业盈利能力和企业扩张能力均呈负相关关系，仅每股经营活动产生的现金流量净额通过了5%水平上的显著性检验，而总资产报酬率、每股收益和每股净资产则均未通过10%水平上的显著性检验。由此可推断，混合模式多元化发展战略与企业价值呈显著负相关关系；内部发展模式多元化发展战略与企业价值呈负相关关系，但效果不甚理想；外部并购模式多元化发展战略与企业价值关系不甚明朗。因此，假设9和假设10未全部通过10%水平上的显著性检验，假设11则通过了显著性检验，得到了验证。

在前面三节中，分别以多元化发展战略程度、多元化发展战略类型和多元化发展战略模式作为自变量，以企业总资产报酬率、每股收益、每股净资产和每股经营活动产生的现金流量净额作为因变量，进行了多元回归分析。再结合第三章的研究框架与理论假设，可以将多元化发展战略与企业价值关系的回归分析结果归纳如表5-24所示。

表5-24　多元化发展战略与企业价值关系回归分析结果汇总表

注：表中数字“0”表示未通过10%水平上的显著性检验；“1”表示通过了显著性水平检验，且回归系数为正值；“－1”表示通过了显著性水平检验，且回归系数为负值。

通过对表5-24的分析，可以得出如下主要结论：

第一，多元化发展战略具有不同的维度，为了尽可能全面地刻画多元化发展战略的面貌，应该对多元化发展战略进行多维度研究。本书将多元化发展战略划分为三个维度，即多元化发展战略程度、多元化发展战略类型和多元化发展战略模式。为了尽可能完整有效地度量企业价值，也需要从多个维度、选取多个指标进行。本书对于企业价值的度量指标，是从企业盈利能力和扩张能力两个维度共四个指标展开的，这四个指标既包括权责发生制指标（如总资产报酬率、每股收益和每股净资产），也包括收付实现制（如每股经营活动产生现金流量净额）。

第二，就自变量对于企业价值的影响程度和方向而言。首先，多元化发展战略程度对企业盈利能力（用总资产报酬率和每股收益来度量）和企业扩张能力（用每股净资产和每股经营活动产生现金流量净额来度量）均产生显著正向影响。其次，不同类型的多元化发展战略会导致企业价值不同的变化方向。其中，相关多元化发展战略与企业价值呈显著负相关关系；非相关多元化发展战略则与企业价值呈显著正相关关系。关于多元化发展战略类型与企业价值的关系也从另一个角度同多元化发展战略程度与企业价值关系得到呼应。最后，关于多元化发展战略模式与企业价值之间的关系。由回归分析结果可知，相对于多元化发展战略程度和类型与企业价值关系而言，多元化发展战略模式与企业价值关系的效果更为差些。其中，混合模式多元化发展战略与企业价值呈显著负相关关系，通过了显著性水平检验；外部并购模式多元化发展战略未通过与每股经营活动产生现金流量净额（收付实现制核算指标）关系的显著性检验；内部发展模式多元化发展战略未通过与总资产报酬率、每股收益和每股净资产（权责发生制核算指标）的显著性水平检验。

第三，综合前文回归分析结果可知，本书关于多元化发展战略（程度、类型和模式）与企业价值关系的实证研究效果的表现比较理想，基本实现了预期目标。

值得一提的是，对于本书的实证研究结论，即多元化发展战略程度与企业价值呈显著正相关关系；相关多元化发展战略与企业价值呈显著负相关关系；非相关多元化发展战略与企业价值呈显著正相关关系，似乎与人们想象中的相关多元化发展战略与企业价值呈正相关关系的结论存在差异性。因此，对于上述实证研究结论，有必要做出进一步解释。本书认为，造成这种差异的原因可能主要表现在如下几方面：

其一，市场结构因素差异。本研究所选取的样本时期是2001～2004年。可以说，与美国等经济发达国家相比，我国尚处于经济发展水平较低的阶段，市场结构，比如劳动力市场、产品市场和资本市场等，可能仍然存在有待进一步完善之处。Khanna和Palepu（1997）认为，在外部市场条件不成熟或者效率较低的国家，由于投资者掌握的信息不充分，所以在很大程度上依赖企业内部的管理者决定投资方向。企业由于通过外部市场获得战略要素资源的交易成本很高，往往建立内部资源分配的体制代替外部市场。这样的结果就是鼓励企业将所掌握的资源，包括盈利所得，向其他行业或者市场进行投资。当缺乏外部监督或企业并购的威胁时，企业管理者也会通过多元化扩张增加自身职位安全或者晋升机会。因此，转型经济或新兴市场经济国家中的企业一般采取高度多元化发展战略。[1]同时，由于内部分配的效率可以大大降低交易成本，而且企业掌握某些稀缺资源，如现金、管理人才和信息，所以多元化发展战略可以导致更好的经济效益。

由于我国尚处于经济转型时期，市场成熟度不是特别高，竞争也不是特别激烈，市场机会或空白点相对就更加多些。从这个角度来讲，企业更加频繁地向其他业务领域扩张，实施更高程度的多元化发展战略，就可能会带来更高的企业价值。进一步言之，相关多元化发展战略与企业价值呈显著负相关关系，非相关多元化发展战略则与企业价值呈显著正相关关系。

其二，企业扩张基础差异。综合而言，企业进行扩张可能存在两种基础，即能力基础和资源[2]基础。其中，企业扩张能力基础强调所扩张业务是否与其现有业务存在能力上的相关性，即拟扩张业务与现有业务是否存在相同或相近的核心能力；而企业扩张资源基础则往往强调自身是否有资源进行业务扩张，即企业只要拥有足够的资源，就可能向任何存在市场机会的领域进行扩张。对于我国企业来说，目前可能更多地运用资源基础进行业务扩张。因为市场机会或空白点相对更多些，拥有丰富资源的企业就可能向这些领域进行扩张，从而获取更高的企业价值。更进一步地讲，当资源充裕时，企业就可能会实施多元化发展战略，向不同业务领域进行扩张；而当资源紧张时，企业就可能会采取收缩战略，实施相关多元化发展战略，从而降低多元化发展战略程度。

其三，制度因素差异。这里所指的制度因素既包括法律规章制度方面的因素，也包括政府对于企业战略决策行为的行政干预因素。由于我国尚处于经济转型时期，再加上本研究中所选取的样本企业为制造业上市公司，[3]我国企业就可能出于中国特有的一些制度因素的考虑而实施非相关多元化发展战略，提高多元化发展战略程度。[4]与此同时，企业也由于与政府（或政府官员）建立起了密切的关系而能够获取一些特有的资源或优势，从而最终带来企业价值的提升。

关于本研究两个未全部通过实证检验的假设，即外部并购多元化发展战略与企业价值呈显著正相关关系、内部发展多元化发展战略与企业价值呈显著负相关关系，原因可能在于，我国由于市场发育尚不是十分成熟，企业市场机会或空白点相对更多些，外部并购就对企业快速扩张提供了一种可能性。但是，由于我国企业经历市场的洗礼不是特别长，企业高层管理者对所并购的其他企业的整合能力不是特别高，管理经验不是特别丰富，再加上所并购的是其他同样具有复杂生产经营关系的企业，就可能导致并购并不一定会带来企业价值的提升。内部发展模式多元化发展战略由于不涉及特别复杂的企业间融合，故而这种模式的多元化发展战略也不一定会导致企业价值的降低。

可以说，第五章是整项研究的重点与难点。本章运用第四章所提出的分析方法及所设计的相关变量指标体系，验证了第三章所提出的理论假设。在具体操作上，本章将多元化发展战略划分为三个维度：多元化发展战略程度、多元化发展战略类型和多元化发展战略模式；从两个角度度量了企业价值：企业盈利能力（总资产报酬率和每股收益）和企业扩张能力（每股净资产和每股经营活动产生的现金流量净额）；选取企业规模、财务杠杆、股权集中度和企业所有制四个指标作为控制变量。综合回归分析结果可知，多元化发展战略程度、类型和模式与企业价值相关性的效果表现比较理想，基本实现了预期目标。

在第一节中，实证考察了多元化发展战略程度与企业价值之间的相关性。为了单独分离多元化发展战略程度对企业价值的影响，分两个步骤进行操作。第一步是以企业价值作为因变量，对四个控制变量进行回归分析；第二步是在第一步基础上，进一步将多元化发展战略程度作为自变量引入回归分析模型之中。回归分析结果表明，多元化发展战略程度对企业价值的所有度量指标均产生了显著性影响，并与企业价值呈现出显著正相关关系。也就是说，随着多元化发展战略程度的上升，企业价值呈逐渐增加的趋势。这与Weston和Mansinghka（1971）、Varadarajan（1986）及Lubatkin和Chatterjee（1994）等学者的实证研究结果相一致。但过去得出相同结论的经验研究与本书也存在不同之处。比如，关于多元化发展战略程度的度量指标。过去许多相关研究均以企业业务所涉足4位数字SIC编码数目来确定多元化发展战略。而如第四章所述，这种确定多元化发展战略程度的方法没有考虑到企业业务的内在结构，故本书所采取的多元化发展战略程度度量指标相对来说更为科学些。

在第二节中，实证考察了多元化发展战略类型与企业价值之间的相关性。考虑到数据的可获取性，本书对Rumelt（1974，1977）多元化发展战略分类体系进行了修正，最后确定将多元化发展战略划分为相关多元化发展战略与非相关多元化发展战略两种类型。关于这两种多元化发展战略类型的确定方法则仍然与Rumelt（1974，1977）相同。与第一节的操作原理相同。为了单独分离多元化发展战略类型对企业价值的影响，先将企业价值作为因变量，对四个控制变量进行多元回归分析，然后再将多元化发展战略类型作为自变量引入回归分析模型之中。回归分析结果表明，相关多元化发展战略与企业价值呈显著负相关关系，非相关多元化发展战略则与企业价值呈显著正相关关系。实证分析结果验证了理论假设。这既与Michel和Shaked（1984）、Dubofsky和Varadarajan（1987）、Li和Wong（2003）[5]的实证研究结果保持一致，又与Khanna 和Palepu（1997）等学者的理论研究结论相吻合。

在第三节中，实证考察了多元化发展战略模式与企业价值之间的相关性。在研究中，将多元化发展战略模式划分为三个维度：外部并购、内部发展和混合模式。关于这三种多元化发展战略模式的确定依据，主要是根据样本公司对外公开披露年度报告的相关信息，结合这三种模式的内涵进行判断而确定。关于多元化发展战略模式与企业价值关系的分析原理和步骤与第一节和第二节相同。首先，以企业价值作为自变量，对四个控制变量进行多元回归分析。然后，再将多元化发展战略模式作为自变量引入回归分析模型之中。回归分析结果表明：①在其他条件保持不变情形下，企业在实施多元化发展战略时，首先更加倾向于选择混合模式，其次是外部并购模式，最后是内部发展模式。这与过去相关研究结论并不一致。比如，Lamont和Anderson（1985）研究结果表明，企业在进行业务扩张时偏好于内部发展模式。产生差异的原因可能在于，当前我国正处于经济转型时期，企业所处外部环境存在许多市场机会，企业可能会更加偏好于混合模式和外部并购模式，因为这些模式相对来说投资回收期短、见效快。②混合模式多元化发展战略与企业价值呈显著负相关关系；外部并购模式多元化发展战略未通过与每股经营活动产生现金流量净额（收付实现制核算指标）关系的显著性检验；内部发展模式多元化发展战略未通过与总资产报酬率、每股收益和每股净资产（权责发生制核算指标）的显著性水平检验。

第四节则对本章实证研究结果以表格形式予以归纳，并对结论进行了简要分析。综合而言，第三章所提出的理论假设1、假设2、假设3、假设4、假设5、假设6、假设7和假设11均通过了显著性检验，得到了验证，而假设8、假设9和假设10则仅部分地通过了显著性检验，未全部得到验证。因此，可以做出如下结论，即本书实证分析结果比较理想，基本实现了预期目标。

[1]显然，与相关多元化发展战略相比较，非相关多元化发展战略的程度更高。

[2]这里所指的资源包括财务资源和非财务资源两种类型。

[3]我国的上市公司大多脱胎于国有企业，尽管企业通过上市，建立起了比较规范的现代企业制度，但是上市公司的战略决策行为仍然可能受到政府（或政府官员）行为的干预。

[4]例如，张维迎和李其（2005）研究表明，有些浙江的企业为什么另办一家企业，实施多元化发展战略，主要是地方政府官员找他让他安排自己孩子工作，他不敢把他们放到自己的主业中去，否则对企业极其不利。于是专门再建立一个独立的企业，与原有的产业没有什么关系，每年用两三百万元来应付。显然，政府（政府官员）的这种行政干预行为会促使企业实施非相关多元化发展战略，从而导致多元化发展战略程度上升。

[5]值得指出的是，Michel和Shaked（1984）及Dubofsky和Varadarajan（1987）在考察多元化发展战略与企业价值关系时，均存在如下局限性，即没有考虑到样本企业所处产业结构性质。