多元化经营、连锁股东与企业全要素生产率

王佳悦 范源浩 范亚东

【摘要】减少非理性的多元化扩张行为是优化企业资源配置， 进而实现高质量发展的必然要求。以2012 ～ 2020年A股上市公司为样本探讨多元化经营对企业全要素生产率的影响， 并考察连锁股东所施加的调节效应及三者间关系的异质性结果。研究结果显示： 多元化经营会显著抑制企业全要素生产率的提升， 即体现为多元化经营的“折价”效应； 连锁股东能够发挥监督效应与信息效应， 从而缓解多元化经营的“折价”效应。进一步分析发现： 多元化经营与企业全要素生产率的关系在不同分位点上存在一定差异：随着全要素生产率分位点的提高， 多元化经营的“折价”效应越发显著， 连锁股东的监督效应和信息效应也更为凸显。此外， 当企业实施股权激励以及所处行业竞争程度较高时， 多元化经营对企业全要素生产率无明显影响； 反之， 多元化经营的“折价”效应及连锁股东的调节效应显著。本研究为基于高质量发展视角重新审视多元化经营折损理论提供了新的数据支撑， 也为全面认识连锁股东的作用提供了经验证据。

【关键词】多元化经营；连锁股东；全要素生产率；高质量发展

【中图分类号】F272.3      【文献标识码】A      【文章编号】1004-0994（2023）20-0044-9

一、 引言

党的二十大报告指出， 要坚持以推动高质量发展为主题， 把实施扩大内需战略同深化供给侧结构性改革有机结合起来， 加快建设现代化经济体系， 着力提高全要素生产率。全要素生产率作为要素贡献分析的基本工具， 已成为衡量宏观经济发展水平的核心指标， 能为各地区、 各行业制定发展战略提供重要决策依据； 将全要素生产率应用于微观企业领域则有助于评价企业的核心竞争力和未来的发展潜力， 对于引导企业挖掘生产经营优势与短板， 进而促进企业高质量发展具有一定指导意义（黄贤环和王瑶，2019）。

根据既有研究成果， 除了政府政策（钱雪松等，2018）、 对外贸易（张杰等，2009）、 环境规制（刘和旺等，2016）、 数字经济发展水平（江红莉和蒋鹏程，2021）等宏观因素， 微观层面的企业特征（王倩等，2023； 葛润政和Mark，2022）及行为决策（黄贤环和王瑶，2019； 朱晓杰，2023）也会对企业全要素生产率产生重要影响。其中多元化经营就是上市公司普遍实施的资本配置行为， 其本质是对资源要素的重新配置， 在很大程度上反映了企业资源配置的合理性、 交易成本的高低以及生产链条向外延伸的情况（祝丹枫等，2023）， 因此同样是全要素生产率的重要影响因素。随着我国经济进入新常态， 企业主业逐渐面临产能过剩、 利润下滑、 需求缩减等问题， 单一的专业化经营已经无法满足资本逐利的需求（张斌等，2022）。因此在发展到一定程度后， 越来越多的企业选择多元化经营以拓宽收益渠道、 扩大市场份额， 并试图通过多元化经营形成的内部资本市场降低冗余成本、 优化资源配置和提升管理效率（Tate和Yang，2015；Smith和Coy，2018）。

然而， 多元化经营往往难以取得预期的收益， 原因在于其既会造成财务风险上升（吴国鼎和张会丽，2015； 闫迪和郑少锋，2018）， 诱发资源挤占（王福胜和宋海旭，2012）， 又会增加外部股东、 监管机构的监管难度， 降低内部侵害行为被发现的可能性（申慧慧等，2012）， 进而扩展管理层私利操纵的空间， 诱发财务控制（苏昕和刘昊龙，2017）、 交叉补贴（Scharfstein和 Stein，2000）等代理问题， 而多元化经营决策本身固有的专业性、 复杂性不仅是对管理者经营管理能力的挑战， 更易加剧上述代理问题带来的不良影响。除了多元化经营本身作用机制的多元性和复杂性， 多元化经营决策的制定与实施还会受到产业环境、 内外部治理环境及其他主体的干预， 故单一研究二者间的相关关系只能得到一个平均的估计结果， 不能对多元化经营的经济后果做出全面客观的评价。

随着市场的发展， 连锁股东在资本市场中越发普遍， 其对上市公司经营决策的制定和执行产生了重要影响。一方面， 连锁股东能够参与协同治理， 拓宽企业异质性信息来源， 具有监督效应和信息效应， 在促进企业创新投入（李世刚等，2022）、 抑制实体企业金融化（杨兴全和张记元，2022a）、 降低并购超额商誉（余怒涛等，2022）、 完善会计信息披露（白俊等，2022）、 降低持股企业的股价崩盘风险（顾奋玲等，2022）等方面发挥了显著作用； 但另一方面， 其可能通过增加市场势力、 提高企业的市场份额和议价能力形成行业垄断以谋取利益， 从而产生竞争合谋效应， 降低企业的风险承担能力（耿伟良，2022）， 导致同行业企业投资不足（潘越等，2020）。因此， 连锁股东既能够凭借其信息与资源优势在公司治理、 战略合作等方面发挥监督效应和信息效应， 也可能合谋构建商业帝国以攫取个人私利， 产生竞争合谋效应。

那么在经济由高速增长转向高质量发展的情形下， 多元化经营对我国上市公司全要素生产率的影响在不同内外部环境下是否存在差异？在多元化经营过程中连锁股东又扮演了何种角色， 对多元化经营战略的制定与实施多元化经营企业的全要素生产率会产生什么样的影响？上述问题的研究对于优化企业经营战略布局、 完善公司治理体系建设、 提升企业全要素生产率、 践行高质量发展理念具有重要意义。鉴于此， 本文利用2012 ～ 2020年A股上市公司样本将多元化经营、 全要素生产率及连锁股东纳入同一研究框架进行实证分析， 并在该框架中嵌入约束要素， 探讨多元化经营对企业全要素生产率的异质性影响。

本文可能的边际贡献在于： 第一， 不同于已有文献探讨多元化经营对企业风险、 经营绩效的影响， 本文将研究范围进一步拓展至企业全要素生产率， 在经济新常态下重新审视多元化经营的经济后果， 从高质量发展的视角为企业选择多元化发展还是归核化发展提供了事实依据， 为多元化折损理论提供了新的实证证据， 丰富了企业全要素生产率影响因素的研究视角；  第二， 目前连锁股东对企业发展的影响同时存在协同治理和竞争合谋两种不同观点， 本文为进一步认识连锁股东对企业的影响提供了新的经验证据， 丰富了连锁股东治理效应方面的研究， 为监管机构合理利用连锁股东促进企业发展提供了决策依据， 从外部治理层面为完善公司治理、 提升決策质量提供了新思路。

二、 理论分析与研究假设

（一）多元化经营与上市公司全要素生产率

既有关于多元化经营战略的研究主要基于多元化经营产生的范围经济、 协同效应以及引发的资源挤占、 财务控制和交叉补贴等代理问题入手， 从促进（“溢价”效应）和抑制（“折价”效应）两方面阐述其作用机制（吕贤杰和陶锋，2020）。

1. 基于协同效应视角。根据溢价假说， 多元化经营能够提高企业生产率， 这一观点主要认为多元化经营发挥了协同效应（刘井建等，2023）。在多元化经营模式下， 企业冗余资源被充分开发利用， 其机会成本造成的损失得以弥补， 大量基础设施、 管理经验、 人力资本、 销售渠道等战略资源可以在企业不同业务单元及生产、 营销、 管理等不同环节中共享和互补， 而基于企业管理能力的通用性， 只需要花费较低的边际成本就能够产生资源协同效应和知识溢出效应（苏汝劼和常宇豪，2019）。此外， 多元化经营创造的内部资本市场也有利于企业在不断变化的环境中抓住投资机会并将资源转移到经济效益较高的业务单元， 从而优化企业的资源配置（Tate和 Yang，2015）。因此， 从资源协同的角度来看， 多元化经营能够对企业全要素生产率的提升产生有益影响。

2. 基于资源挤占视角。企业全要素生产率的提升需要长期资本的经年积累和研发创新的持续投入， 而多元化经营会占用大量资金， 特别是对于跨行业经营的企业来说， 多元化经营不仅会稀释原有的核心资源， 还会增加新的资金需求， 分散用于主业创新研发、 技术升级和生产设备更新改造的资金， 产生“挤出效应”， 致使主业竞争优势丧失。而企业在所进入的新行业并不会快速取得竞争优势， 反而因对抗行业进入壁垒产生较高的协调成本和交易成本， 并导致企业内部原本的组织结构、 职权分工和利益分配机制发生改变， 造成管理效率低下， 抑制了企业全要素生产率的提升。

3. 基于代理问题视角。在现代两权分离的企业制度下， 管理层出于提升自身权力威望、 提高薪酬水平等动机， 会将企业的剩余资源投入其他行业， 以期在短期內迅速扩大业务规模和提升经营业绩， 而盲目的多元化扩张只会引发资源匹配效率的下降。因此委托代理理论认为， 多元化经营的实质是管理者为了谋求自身隐秘性收益并降低其收益风险而实施的行为决策（苏昕和刘昊龙，2017）。在实施多元化经营后， 多样化的业务类型、 多层次的业务结构使公司部门层级更为复杂、 经营链条更为冗长， 内部资本市场的存在使管理层拥有更大的自由裁量权， 管理层与股东之间的信息不对称问题被逐渐放大， 导致管理层在多元化经营过程中仅注重所跨行业的数量而忽略资源的整合与协同（张斌等，2022）。由于业务单元间的信息不对称， 企业将采取严格的财务控制方式， 致使其偏重短期绩效而忽视企业的可持续发展（仓勇涛等，2020）。同时， 多元化经营为内部经营者寻租骗补或取得跨部门交叉补贴提供了契机， 导致管理者将优质资源转移到效益较差的业务单元以弥补其绩效损失（Scharfstein和Stein，2000）， 而这种不合理的资源配置方式只会造成内部资本市场配置效率降低甚至失灵， 最终导致企业全要素生产率下降。上述研究表明， 代理问题引发了企业的无效多元化扩张， 而多元化经营又进一步加剧信息不对称， 诱发更深层次的代理问题， 加剧了资源的错配及企业全要素生产率的下降（游家兴和邹雨菲，2014）。

4. 基于战略复杂性视角。除了主观层面的管理者自利动机， 战略本身客观存在的复杂性、 专业性也是多元化经营“折价”的重要原因（叶蓓，2017）。一方面， 经济转型期外部市场发展尚不成熟， 企业对资本市场的现状缺乏客观认知， 对市场内外部环境判断失误而进行了不恰当的多元化经营（苏汝劼和常宇豪，2019）。另一方面， 实施多元化经营后， 信息传递和沟通流程变得愈发复杂， 管理难度增加， 信息处理成本、 资源整合成本等协调成本随之上升， 导致运营效率下降。此外， 随着企业业务规模和范围的扩大， 原有的规章制度可能不再适用， 如果将现有经验应用于新业务上， 很容易导致组织结构、 管理制度等与新业务单元管理需求不匹配， 从而降低资源管理效率（刘井建等，2023）。

基于上述分析， 结合我国企业近些年多元化扩张的趋势以及资本市场不完善等现实背景， 本文提出如下假设：

H1：  企业多元化经营的“溢价”效应小于“折价”效应， 从而抑制了企业全要素生产率的提升。

（二）多元化经营、 连锁股东与企业全要素生产率

一种观点认为， 为提升投资组合价值的目标， 连锁股东更有动力参与企业的经营决策， 规范企业管理层行为， 并以其丰富的管理经验和行业专长为企业提供决策咨询， 即能够发挥监督效应和信息效应；  另一种观点则认为， 连锁股东会为了投资组合收益最大化、 获取垄断市场利润而放松对管理层的监督（潘越等，2020）， 即存在竞争合谋效应。因此， 分析连锁股东对多元化经营与企业全要素生产率间关系的影响要考虑连锁股东可能存在的不同效应。

1. 基于监督效应。在监督动机方面， 连锁股东出于自身声誉和投资收益的考量， 会督促管理者履职尽责， 建立完善的内部控制和内部治理机制以提升公司治理效率（张记元，2022）。此外， 由于同行业上市公司的商业模式类似， 连锁股东可以运用其行业专长和管理经验来监管其他企业， 从而降低监督成本、 提高监督收益， 进一步强化其监督动机（刘孟晖等，2023）。在监督能力方面， 在与管理者博弈的过程中， 连锁股东相较于其他股东具有更大的话语权， 能够直接干预管理层的决策以防止其损害公司利益， 甚至通过提议更换经理人或调整管理层薪酬等方式迫使管理层积极作为（白俊等，2022）， 从而优化投入产出和要素配置， 剥离非相关资产， 促使企业优先发展主业， 抑制企业管理层出于满足个人私利而实施的多元化扩张， 减少资源错配给企业全要素生产率造成的不良影响。

2. 基于信息效应。根据社会网络理论， 公司间的信息传递能有效降低决策风险， 但复杂多变的资本市场限制了企业获取信息的途径， 因而会更加依赖连锁股东等非正式信息桥梁（杨兴全和张记元，2022b）。由于投资多家公司， 连锁股东在参与其他企业经营的过程中不仅积累了丰富的治理经验和管理知识， 而且获取了大量市场环境、 投融资机会和政策变化等方面的信息（陈运森和郑登津，2017）， 能够帮助企业对拟进入行业的产业环境、 生命周期及发展趋势进行分析， 客观衡量目标产业的进入壁垒以及与主业资源的协同程度， 使企业合理识别和评估多元化的潜在风险， 减少企业管理层因经验误判而产生的多元化扩张， 降低多元化战略复杂性引致的决策失误， 实现资源的科学配置， 保证企业的健康发展。

3. 基于竞争合谋效应。金融经济学理论指出， 当投资者存在多个投资标的时， 其追求的并不是单一的投资价值最大化， 而是投资组合价值最大化。为满足上述目标， 连锁股东在投资过程中容易受到合谋动机的驱使， 通过合谋扩大多元化经营规模来增加市场势力、 提高企业的市场份额和议价能力， 从而形成行业垄断以谋取利益。尤其是作为信息优势方， 连锁股东更具有掏空上市公司的天然条件。此外， 为了投资收益最大化， 连锁股东在实施一系列行为的过程中可能需要管理层的配合（李世刚，2021）， 致使其放松对管理层的监督， 这为管理层谋取私利提供了便利， 导致企业资源配置不当， 加剧了全要素生产率的减损。

根据上述分析， 本文提出竞争性假说：

H2a： 连锁股东会弱化多元化经营对企业全要素生产率提升的抑制效应。

H2b： 连锁股东会加剧多元化经营对企业全要素生产率提升的抑制效应。

三、 研究设计

（一）样本选取与数据来源

本文以2012 ～ 2020年A股上市公司为研究样本， 并剔除ST和?ST企业样本、 金融业公司样本、 关键变量缺失及财务数据存在重大缺陷的样本， 最终得到24199个有效样本观察值。为避免異常值的干扰， 对所有连续变量进行上下1%的缩尾处理。所有上市公司财务指标均来自国泰安数据库（CSMAR）和上市公司公开披露的年报。数据处理采用Excel和Stata软件。

（二）变量定义

1. 被解释变量。本文参考鲁晓东和连玉君（2012）的研究， 采用LP法测算企业全要素生产率。变量选取参照黄贤环和王瑶（2019）的研究， 以营业收入取自然对数作为产出变量， 以“购建固定资产、 无形资产支付的现金与资产总额的比值”表示资本投入， 以企业职工人数取自然对数表示劳动投入， 以“购买商品、 接受劳务支付的现金与资产总额的比值”表示中间投入， 最后将测算出来的企业全要素生产率指标采取对数化处理， 记为TFP。

2. 解释变量。在多元化经营程度的测度指标中， 赫芬达尔指数与熵指数使用最为广泛， 二者都是从各业务单元收入占比的角度计算多元化经营程度。相比之下， 赫芬达尔指数以平方形式构建指标， 能够凸显企业各部门间的权重（柯杰升等， 2020）， 与本研究更为契合。因此， 本文使用赫芬达尔指数（HDI）测度多元化经营程度， 其具体计算公式如下：

HDI=[i=1np2i]

其中， pi为企业所从事的第i个行业取得的销售收入占收入总额的比重， n为企业经营涉及的行业个数。HDI值越大， 说明企业多元化经营程度越低。

3. 调节变量。由于持股比例超过5%的股东对企业经营决策具有重大影响， 借鉴潘越等（2020）的研究将同时持有同行业多家企业5%以上股份的股东定义为连锁股东， 先计算出季度层面企业连锁股东总数， 求其年度均值后加1取自然对数即得到连锁股东数量。

4. 控制变量。借鉴既有研究， 本文从公司治理特征和财务特征两个方面选取控制变量。其中： 公司治理特征从股权集中度、 管理层权力及是否实施股权激励三个方面来衡量， 分别使用第一大股东持股比例、 管理层持股比例及是否实施股权激励虚拟变量进行测度；  财务特征方面选取企业规模、 上市年限、 资产负债率及现金持有水平进行测度。参照张世敬和高文亮（2022）的研究， 将现金持有的范围扩大到现金等价物， 采用“现金及现金等价物除以总资产与现金及现金等价物之差”来衡量现金持有水平。对非比值的企业规模、 上市年限指标采取对数化处理。同时， 本文还控制了年份和行业固定效应。

各类变量的具体定义见表1。

（三）模型设定

1. 基准回归模型。首先， 为检验多元化经营对企业全要素生产率的直接影响， 本文建立模型（1）：

TFPit=β0+β1HDIit+Controls+Industry+Year+εit

（1）

其次， 为检验连锁股东在多元化经营与企业全要素生产率间的调节效应， 构建模型（2）：

TFPit=β0+β1HDIit+β2Crossit+β3HDIit×Crossit+Controls+Industry+Year+εit （2）

模型（1）和模型（2）中： i表示上市公司， t表示年份；  Controls为全部控制变量；  β0为截距项；  εit为随机误差项。

（四）变量描述性统计

变量描述性统计结果如表2所示。由表2可知： TFP的均值为14.64， 标准差为0.884， 最小值为7.033， 最大值为20.342， 说明我国企业之间在投入要素产出贡献方面存在较大差异， 高质量发展水平尚不均衡；  HDI的均值为0.796， 标准差为0.244， 说明样本间的多元化经营实施程度差异较大， 为本文实证研究奠定了良好的数据基础； 其他变量的描述性统计结果均在合理范围内。

本文通过刻画全部企业全要素生产率的核密度（限于篇幅，图略）， 发现上市公司全要素生产率基本上呈正态分布。图1呈现了2012 ～ 2020年A股上市公司中实施多元化经营企业的占比及HDI均值的变化趋势。可以发现， 各年实施多元化经营的企业占比波动不大， 均稳定在63%左右， 说明大多数企业开展了不同程度的多元化经营。此外， 多元化经营程度呈现出先递增后递减的趋势且变化产生于2017年， 可能是因为2016年7月国务院办公厅印发了《关于推动中央企业结构调整与重组的指导意见》， 要求梳理非主营业务和企业资产的关系， 对与主营业务无互补性、 协同性的低效业务和资产， 加大清理退出力度。该指导意见旨在推动企业进行专业化整合， 导致了企业多元化经营程度的降低（刘井建等，2023）。这也反映出国家鼓励企业统筹优化主营业务、 剥离外围业务以发挥核心业务的竞争优势， 进而促进全要素生产率提高的发展理念。

四、 实证分析

（一）基准回归分析

表3列（1） ～ （3）分别列示了不同处理方式下多元化經营对企业全要素生产率的回归结果。可以看出， HDI的系数均在1%的水平上显著为正， 说明企业实施多元化经营会显著抑制全要素生产率的提高， 这主要是因为可供企业支配的资源有限， 当投资于其他领域时必然会占用用于生产设备更新改造与新产品、 新技术研发投入的资金， 从而阻碍主业核心竞争力的提升。与此同时， 多元化的复杂环境容易诱发管理层代理问题， 而多元化经营决策本身固有的不确定性、 专业性、 复杂性及组织内部冲突等特征又使企业管理难度增加， 导致信息处理成本、 资源整合成本等协调成本激增和资源配置效率下降， 最终阻碍企业全要素生产率的提升， H1得到验证。

（二）调节效应分析

表3列（4）列示了连锁股东在多元化经营影响企业全要素生产率中的调节效应， 其中交乘项对HDI与Cross均进行了去中心化处理。结果显示， c.HDI×

c.Cross的系数在1%的水平上显著为负， 说明连锁股东的存在弱化了多元化经营对全要素生产率提升的抑制作用， 图2对上述调节效应进行了直观的呈现。出现以上结果可能的原因在于： 一方面， 连锁股东积累了丰富的公司治理经验， 在企业决策制定过程中发挥了更有效的监督职能， 抑制了管理层基于个人自利动机而实施的多元化经营行为；  另一方面， 连锁股东依托丰富的行业经验及信息优势为企业引入更有效的异质性信息， 降低了多元化经营过程中的不确定性， 缓解了企业的非理性， 提高了决策的效率， 也在一定程度上降低了多元化战略复杂性、 专业性引发的资源错配对全要素生产率提升的抑制作用。因此， 连锁股东能够充分发挥监督效应与信息效应， 显著弱化多元化经营的“折价”效应， H2a得到验证。

（三）内生性检验

1. Heckman两阶段检验。由于多元化决策本身会受到诸多因素的影响， 本文选择 Heckman 两阶段法缓解样本选择偏差引起的内生性问题， 从公司治理特征、 财务特征及内外部经营环境特征三方面着手， 将影响上市公司实施多元化经营决策的产权性质、 股权制衡度、 股权集中度、 董事会规模、 独立董事占比、 管理层权力、 是否实施股权激励、 企业规模、 资产负债率以及经济政策不确定性因素纳入模型， 构建Probit模型， 计算出逆米尔斯比率（IMR）的值并进行第二阶段回归， 结果如表4列（1）所示。由表4列（1）可知： IMR的系数在1%的水平上显著， 说明确实存在样本自选择的问题， 有必要考虑这一问题所造成的估计偏差； 在控制内生性问题后， 多元化经营程度与企业全要素生产率在1%的水平上显著正相关， 证明回归结果具有稳健性。

2. 固定效应模型检验。考虑到上市公司个体间存在的差异， 为排除公司个体特征所引起的偏误， 在一定程度上减轻遗漏变量导致的内生性问题， 本文分别使用个体固定效应模型、 双向固定效应模型进行多元化经营与企业全要素生产率间关系的稳健性检验， 结果如表4列（2）、 列（3）所示。可见， 本文H1仍然成立。

3. 工具变量法。为进一步检验因果倒置等内生性问题， 使用滞后一期的解释变量作为工具变量进行2SLS回归。滞后一期的自变量与当期高度相关， 同时采取滞后一期变量可避免与模型中的扰动项相关， 满足工具变量的相关性与外生性要求。表4列（4）、 列（5）分别列示了工具变量法下两阶段回归的结果， 多元化经营程度与企业全要素生产率仍显著正相关， H1得到进一步支持。

（四）稳健性检验

1. 替换企业全要素生产率变量。为检验研究结果的稳健性， 分别采用OLS法和GMM法测算企业全要素生产率（TFPols、TFPgmm）替换被解释变量， 测算过程中涉及的投入变量、 产出变量和中间变量的相关定义与前文一致。表5列（1）、 列（3）的回归结果显示， HDI的系数均在1%的水平上显著为正， 列（2）、 列（4）的回归结果显示， c.HDI×c.Cross的系数均在1%的水平上显著为负， 验证了本文研究结果的可靠性。

2. 被解释变量滞后一期。考虑到多元化经营对企业的影响可能存在一定滞后， 将被解释变量滞后一期进行回归， 结果如表5列（5）、 列（6）所示。主效应及调节效应检验中HDI的系数在1%的水平上显著为正， 调节效应检验中c.HDI×c.Cross的系数在1%的水平上显著为负， 验证了前后结果的一致性， 同时说明多元化经营对企业全要素生产率的影响具有持续性的特征。

3. 重新选择样本区间。2020年新冠疫情的冲击可能会对上市公司经营状况及投资决策产生影响， 为避免研究结果的偏差， 本文将2020年样本剔除后对主效应及调节效应重新进行回归。表5列（7）、 列（8）显示， 主效应及调节效应的回归结果依旧稳健。

4. 考虑行业的年度趋势。潘越等（2020）研究指出， 国家每年会根据产业环境、 经济环境的动态变化出台各种产业政策、 货币政策、 税收政策， 这些政策可能会对企业的投资决策和战略部署产生差异性影响。鉴于此， 借鉴李世刚等（2022）的做法， 在基准回归模型的基础上将行业与年度的交乘项纳入模型中， 以尽量控制外部环境变化对研究结论的影响， 表5列（9）、 列（10）显示， 回归结果与前文结论相同。

五、 进一步分析

（一）基于不同分位点的异质性检验

上市公司的全要素生产率水平并非稳定不变， 在不同的分位点上多元化经营产生的促进或抑制效应也可能存在差异， 最终致使多元化经营对企业全要素生产率的影响发生变化。为了验证二者间的关系是否一成不变， 本文构建分位数模型进行检验。表6的回归结果显示， 在0.25分位点， 多元化经营并不会产生显著的“折价”效应， 随着分位点的提高， HDI的系数由0.096上升至0.135， 即随着企业全要素生产率水平的提升， 多元化经营的“折价”效应更为显著。其可能的原因在于， 此时企业的资源配置已较为充分， 实施多元化经营的协同效应并不显著， 反而由于主业投资收益较高， 资源容易被转移至绩效较差的业务单元。然而Hsieh 和Klenow（2009）指出， 只有将生产要素从边际产出低的部门转移到高的部门才有利于提高资源配置效率， 因此高分位点上呈现出明显的多元化经营“折价”效应。相反， 在企业全要素生产率水平较低、 各项资源并未得到充分利用时， 通过多元化投资可以促进资源的协同， 多元化经营的“溢价”效应在一定程度上得以显现， 抵消了更多的“折价”效应（王佳悦和刘畅，2021）。此外， c.HDI×c.Cross的系数在0.25分位点同样不显著， 但在0.5和0.75分位点处均在5%的水平上显著且影响程度呈上升趋势， 说明随着多元化经营对企业影响的深入， 连锁股东的监督效应和信息效应越发凸显。

（二）基于不同治理因素的异质性检验

由于多元化经营作用机制的复杂性， 在不同的治理条件下多元化经营对企业全要素生产率的影响也会存在差异， 相应地， 连锁股东发挥的效果也会有所不同。当企业内外部治理效果较好时， 多元化经营对核心业务、 创新研发的资源挤占及诱发的代理问题相对较弱， 对全要素生产率的“折价”效应也会得到缓解， “溢价”效应得以显现， 连锁股东的监督效应和信息效应会得到一定程度的替代， 因此连锁股东的调节效应不明显。为验证上述猜想， 本文分别从影响多元化经营决策制定与执行的企业内部股权激励机制及外部竞争环境两方面对三者间的关系进行异质性分析。

1. 内部治理因素： 基于股权激励的异质性检验。根据现代管家理论， 股权激励会使管理者兼具“管家”和“主人”双重身份， 这种身份的转换促使其出于股权收益和个人声誉的考虑更关注股东财富和企业可持续发展（李秉祥等，2021）， 有利于压缩代理人机会主义空间。因此， 企业实施股权激励能提高管理层履职尽责的主观能动性， 抑制其基于个人私利的短视行为， 减少无效多元化扩张。根据以上分析， 本文按是否实施股权激励对样本进行分组检验。表7列（1） ～ （4）的回歸结果显示： 在未实施股权激励组中， 多元化经营会显著抑制企业全要素生产率的提升且连锁董事的调节效应显著； 而在实施股权激励组中， 多元化经营不会产生显著的抑制效应且连锁股东的调节效应不显著。这说明股权激励使管理者个人目标与公司目标相一致， 管理者与股东共享经营收益、 共担决策风险， 从而更专注于企业的长远发展， 缓解了代理问题所导致的资源配置效率低下， 在一定程度上保障了全要素生产率的提高， 使连锁股东的监督效应和信息效应被弱化。

2. 外部治理因素： 基于行业竞争的异质性检验。为考察不同行业竞争程度下多元化经营对企业全要素生产率的影响， 本文参照苏涛永等（2022）的研究， 选择行业勒纳指数测量行业竞争程度并按照该值的中位数将样本分成行业竞争程度较高组和行业竞争程度较低组， 分别进行回归分析。由表7列（5）、 列（6）的回归结果可知： 当行业竞争程度较低时， 多元化经营会在1%的水平上显著抑制企业全要素生产率的提升； 而当行业竞争程度较高时， 多元化经营的影响并不显著。可能的原因在于， 当行业竞争程度较高时， 主业面临更为激烈的竞争， 企业会将更多资源汇聚于主业， 非理性多元化扩张受到抑制。与此同时， 外部竞争也会对内部治理环境产生影响： 在激烈的竞争环境下， 企业信息更加透明， 管理层的代理能力和努力程度更容易被识别， 这能够促使管理者更加努力地工作， 也使其决策行为得到有效的监督和约束， 缓解了多元化扩张引致的资源错配（张胜强和肖盼云，2022）。此外， 表7列（8）的回归结果显示， 当行业竞争程度较低时， 连锁股东的治理效应更加显著， 这也在一定程度上排除了连锁股东的竞争合谋效应假说。

六、 结论与启示

本文基于我国上市公司普遍实施多元化经营的现状及实现经济高质量发展的战略背景， 以2012 ～ 2020年A股上市公司为研究对象， 将多元化经营、 企业全要素生产率及连锁股东纳入统一研究框架中， 对三者之间的关系进行实证检验。结果表明： 多元化经营会显著抑制企业全要素生产率的提升， 即体现为多元化经营的“折价”效应； 而连锁股东具有监督效应和信息效应， 能够缓解多元化经营的“折价”效应。进一步分析发现， 在不同分位点上， 多元化经营与企业全要素生产率的关系存在一定差异： 随着分位点的提高， 多元化经营的“折价”效应越发显著， 同时连锁股东的监督效应和信息效应逐渐凸显。此外， 在不同的治理环境下多元化经营对企业全要素生产率的影响也会存在差异： 当企业实施股权激励以及所处行业竞争程度较高时， 多元化经营对全要素生产率无明显影响； 反之， 多元化经营的“折价”效应及连锁股东的调节效应显著。

本文的研究结果在丰富多元化经营、 连锁股东与企业全要素生产率间关系相关研究的同时， 也给企业多元化经营实践及政府宏观调控带来一定启示。

第一， 聚焦核心业务， 审慎推进多元化经营。企业应首先致力于培育自身的核心竞争力， 剥离非相关业务， 扎实推进新技术和新产品的研发创新， 加大生产设备更新改造投入， 以提升全要素生产率。在这一过程中， 连锁股东不仅是形式上的利益联结， 还应当深入企业实实在在参与经营管理， 充分发挥监督效应和信息效应， 更好地帮助企业夯实主业， 监督企业多元化经营决策的制定与执行（张记元，2022）。此外， 企业还应积极推进股权激励制度的建设， 发挥管理层的“主人”身份， 削弱管理层的自利动机。当所处行业竞争程度较低时， 需要借助连锁股东网络引导公司深耕主业， 在主业夯实的基础上审慎推进多元化经营。

第二， 加大政策帮扶力度， 助推企业做精做强。一方面， 由政府主导优化企业业务结构， 使企业的资源向生产率更高的部门流动， 帮助企业“瘦身健体”， 通过处置那些无法产生互补和协同效应的业务及资产来优化企业资源配置。另一方面， 在从多元化经营向归核化经营的转型过程中， 企业可能会面临利润下滑等问题。要想企业自主降低多元化经营程度， 可能会遇到很多阻碍， 这就要求政府采取政府补助、 税收优惠、 产业扶持等措施（刘井建等，2023）， 积极引导实体企业回归主业， 让主业做大做强， 从而达到提质增效的目的。

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