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一、引言

從九十年代初期開始，我國許多企業(yè)為促進其可持續(xù)發(fā)展，開展了多元化經(jīng)營戰(zhàn)略。但由于企業(yè)發(fā)展會受到諸如企業(yè)自身核心競爭力的高低、外部市場競爭的激烈程度等因素的影響，使得多元化經(jīng)營成為一種利弊共存的企業(yè)經(jīng)營戰(zhàn)略。當前，全球高新技術企業(yè)是創(chuàng)新型經(jīng)濟的主導力量，是新時代背景下經(jīng)濟發(fā)展的支柱，在世界科技革命中起到了中流砥柱的作用。高新技術企業(yè)更是推動我國經(jīng)濟發(fā)展和科技創(chuàng)新的重要動力。近年來，我國政府通過施行設立科創(chuàng)板塊；落實創(chuàng)新驅動和科技強國戰(zhàn)略；建設高新技術企業(yè)開發(fā)區(qū)；以及孵化基地等政策與舉措，加強對高新技術企業(yè)的扶持力度，同時鼓勵高新技術企業(yè)在追求企業(yè)規(guī)模的快速增長的同時，要注重企業(yè)經(jīng)營質量及提升企業(yè)經(jīng)濟價值。因此，關于我國高新技術企業(yè)多元化經(jīng)營戰(zhàn)略與企業(yè)績效的研究具有重要的理論價值與現(xiàn)實意義。但是，針對高新技術企業(yè)是采用多元化還是專業(yè)化經(jīng)營戰(zhàn)略，更利于提高企業(yè)經(jīng)濟效益的研究尚不多見。目前雖然已有針對不同行業(yè)企業(yè)多元化經(jīng)營經(jīng)濟效果相關研究，但研究結論莫衷一是。有研究認為企業(yè)多元化相關性越強，多元化溢價效應越明顯[1]。但伴隨著多元化范圍的擴大，尤其是企業(yè)開展以分散風險為目的的跨界多元化經(jīng)營，使得企業(yè)內的委托代理問題愈發(fā)嚴重，最終導致企業(yè)資源配置的協(xié)同效應降低、代理成本上升，使企業(yè)非關聯(lián)多元化對企業(yè)的績效產(chǎn)生了不良影響。企業(yè)多元化程度以及多元化經(jīng)營業(yè)務的復雜性越高，越會抑制企業(yè)績效水平[2]。環(huán)境的不確定性加劇了多元化對企業(yè)績效產(chǎn)生影響，且會影響到企業(yè)價值[3]。從企業(yè)面對的外部環(huán)境角度看，企業(yè)涉足的領域越多，多元化程度越高，企業(yè)所面臨的風險也越大，環(huán)境不確定性會影響科技型企業(yè)的技術商業(yè)化能力，因此從而影響企業(yè)績效[4]。此外，研究表明企業(yè)自身的科技創(chuàng)新實力及企業(yè)所處的內外部競爭環(huán)境會影響到兩者之間的關系。企業(yè)的創(chuàng)造力和創(chuàng)新能力有助于提升企業(yè)在行業(yè)內的競爭實力，并最終轉化為良好的財務業(yè)績[5]。國有控股上市公司在實施多元化經(jīng)營時可以相對容易的，并且以較低的成本獲取擴張所需要的資本金，從而降低了財務風險，提高了企業(yè)績效及價值[6]。綜上所述，探索多元化經(jīng)營等企業(yè)發(fā)展戰(zhàn)略對企業(yè)績效的影響具有實踐借鑒意義。因此，本文以高新技術上市公司為研究對象，探討高新技術企業(yè)多元化經(jīng)營對企業(yè)績效的影響，同時考慮企業(yè)的產(chǎn)權性質、環(huán)境不確定性以及企業(yè)競爭地位對高新技術企業(yè)多元化經(jīng)營與企業(yè)績效之間關系的影響，使本研究結論更加具有研究的針對性和現(xiàn)實意義。

二、理論分析與研究假設

（一）高新技術企業(yè)多元化經(jīng)營與企業(yè)績效

首先，從委托代理理論的角度來看，企業(yè)多元化經(jīng)營很可能是管理者為了追求自身利益而背離企業(yè)發(fā)展目標的結果?，F(xiàn)有學者的研究結果表明我國上市公司在進行多元化擴張時，也常常伴隨著投機主義的短視行為。我國高新技術企業(yè)現(xiàn)階段正處于快速發(fā)展時期，正在全力塑造自身的核心競爭力，高新技術企業(yè)最大的特點是技術密集和知識密集，倘若不以技術整合和資源協(xié)同為管理重點，而是一味追求進入各個不同的行業(yè)貪大求全，就會導致管理成本提升和運營效率降低，對企業(yè)的長期利益造成負面影響。其次，從有限理性理論的角度來看，中國市場經(jīng)濟的發(fā)展日新月異，但是高新技術企業(yè)的發(fā)展水平還未達到成熟階段，具體表現(xiàn)在高新技術企業(yè)具有極高的專業(yè)性，技術質量要求高且更新?lián)Q代速度快，對外部環(huán)境的適應性不夠靈活，涉足的項目通常具有較高的風險。考慮到管理者通常都是有限理性人，如果管理者過度自信地急于開展多元化經(jīng)營戰(zhàn)略，但在迅速建立起適用于多元化經(jīng)營的內部組織結構和管理制度方面存在較大的困難，則會引發(fā)企業(yè)內部各個業(yè)務分部間的信息溝通問題，阻礙了資源的最優(yōu)化利用從而導致多元化經(jīng)營抑制了高新技術企業(yè)績效。再次，從內部資本市場理論的角度來看，高新技術企業(yè)的關鍵技術在開發(fā)過程中往往難度較大且需要較大的投入，倘若盲目進行多元化經(jīng)營，由于弱勢分部的尋租機會成本往往比強勢分部低，當生產(chǎn)所需材料存在依賴關系時，弱勢分部為了獲取更多的資源往往在合作過程中表現(xiàn)得更加配合，會扭曲內部市場的資本配置，也使代理問題更加嚴重。最后，資源基礎理論中企業(yè)決策具有的“不確定性”、“復雜性”及“組織內部沖突”，直接加劇了上述“有限理性”和“內部資本市場理論”中多元化經(jīng)營對績效的影響。該理論認為：企業(yè)競爭優(yōu)勢根源于企業(yè)的特殊資源，這種特殊資源能夠給企業(yè)帶來經(jīng)濟租金。劣勢企業(yè)可以通過觀察、模仿優(yōu)勢企業(yè)以提高自身的經(jīng)濟績效，但是由于觀察是有成本的，優(yōu)勢企業(yè)的各項活動與企業(yè)租金的因果關系是含糊不清的，優(yōu)勢企業(yè)所獲得的特質資源可能存在“路徑依賴性”，其他企業(yè)很難以較低成本獲得同樣的優(yōu)質資源，同時，劣勢企業(yè)的模仿行為存在成本，模仿成本不僅較高，而且能否模仿成功且取得預期效益尚存在較大的不確定性，這無疑削弱了弱勢企業(yè)期望通過多元化經(jīng)營提高績效的可能性。上述理論從不同角度論述了高新技術企業(yè)非關聯(lián)多元化經(jīng)營可能會對企業(yè)績效產(chǎn)生負面影響。由此，本文提出以下假設：H1：高新技術企業(yè)進行多元化經(jīng)營會抑制企業(yè)績效，且多元化經(jīng)營程度越高則對企業(yè)績效抑制性越強

（二）高新技術企業(yè)多元化經(jīng)營、產(chǎn)權性質與企業(yè)績效

首先，與非國有企業(yè)相比，政府對國有企業(yè)的經(jīng)營狀況有較多的關注，對國有企業(yè)的高管也有更強的監(jiān)督，因此國有企業(yè)管理層必須公開公正地披露所有經(jīng)營信息，緩解了企業(yè)的代理問題。其次，我國一些特定的行業(yè)設有準入門檻，比如電信、電力、石油等行業(yè)，非國有企業(yè)本身就難以涉足部分行業(yè)，再加上政府在給企業(yè)配置資源中起到很重要的影響作用，企業(yè)想要涉足某個行業(yè)不僅要取得政府的準許，還需要得到政府的資金支持。然后，政府部門可以通過加強對國有企業(yè)知識產(chǎn)權保護執(zhí)法力度來提升企業(yè)創(chuàng)新能力和財務績效[7]，我國政府對高新技術企業(yè)有相應的政策補助，并且國有高新技術企業(yè)的知識產(chǎn)權通常可以得到政府更強的保護，不僅可以增強國有高新技術企業(yè)擴大業(yè)務加大研發(fā)的信心也可以緩解企業(yè)外部融資約束?；谝陨戏治?，提出以下研究假設：H2：若高新技術企業(yè)為國有企業(yè)，則會削弱企業(yè)進行多元化經(jīng)營以及多元化經(jīng)營程度對企業(yè)績效的抑制作用

（三）高新技術企業(yè)多元化經(jīng)營、環(huán)境不確定性與企業(yè)績效

企業(yè)在市場上的表現(xiàn)通常會受到所處環(huán)境的影響，我國經(jīng)濟發(fā)展形勢日新月異，大大提高了企業(yè)所面臨的市場環(huán)境的不確定性。根據(jù)有限理性理論可知，管理者大多是有限理性人，由于在不確定的環(huán)境下管理者通常缺乏關鍵的外部環(huán)境信息，再加上管理者有自身利益和業(yè)績壓力的顧慮，因此不確定性會影響管理者的決策效率和決策準確度。由于研發(fā)創(chuàng)新是高新技術企業(yè)擴大生產(chǎn)經(jīng)營規(guī)模的主要手段，但是創(chuàng)新活動具有投入金額高、耗時長、結果不確定的特點，因此，企業(yè)所處外部環(huán)境不確定性程度越高，企業(yè)涉足不同的領域就越容易對企業(yè)績效產(chǎn)生不利影響。因此，提出以下研究假設：H3：高新技術企業(yè)所面臨的外部環(huán)境不確定性越高，則會增強企業(yè)進行多元化經(jīng)營以及多元化經(jīng)營程度對企業(yè)績效的抑制作用

（四）高新技術企業(yè)多元化經(jīng)營、企業(yè)競爭地位與企業(yè)績效

“企業(yè)的資源基礎論”認為只有企業(yè)擁有的資源符合VRINFramework（Valuable、Rare、ImperfectlyImitable、Non-Substitutable）時，企業(yè)才可以形成競爭優(yōu)勢，同時，根據(jù)競爭優(yōu)勢理論，競爭地位高的企業(yè)在資源配置上往往有較好的表現(xiàn)。首先，競爭地位高的高新技術企業(yè)往往是行業(yè)中知名度較高、企業(yè)形象較好，消費者信任度高的“領頭羊”，因此，具有競爭優(yōu)勢地位的企業(yè)在實施多元化經(jīng)營時能夠憑借其強大的創(chuàng)新及運營能力、良好的公司治理及內部控制，較高的市場地位，獲得投資者及客戶的信任，以較低的代價取得較好的資源，并憑借以往對資源的配置能力實施低成本擴張。因此，競爭地位高的高新技術企業(yè)能夠大大降低多元化對企業(yè)績效產(chǎn)生的負面影響。基于以上分析，提出以下研究假設：H4：高新技術企業(yè)所處行業(yè)競爭地位越高，則會削弱企業(yè)進行多元化經(jīng)營以及多元化經(jīng)營程度對企業(yè)績效的抑制作用

三、研究設計

（一）樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

本文首先根據(jù)國泰安數(shù)據(jù)庫中上市公司資質認定信息文件確定2012—2020年間具有高新技術企業(yè)認定資格的上市公司，然后選取滬深兩市A股上市具有高新技術企業(yè)認定資格的企業(yè)的數(shù)據(jù)，并且剔除金融行業(yè)、ST和*ST公司、資不抵債的公司、財務數(shù)據(jù)缺失的公司后形成研究樣本，為消除極端值的影響，將所有連續(xù)變量進行1%和99%分位數(shù)上的Winsorize處理，最終得到7144個觀測值。

（二）變量的界定

（1）被解釋變量。本文在衡量企業(yè)績效時采用總資產(chǎn)報酬率（ROA）作為績效衡量指標，同時，考慮到經(jīng)濟增加值（EVA）的綜合性，本文還用EVAR（EVAR=EVA/TC，用Eva-ratio表示）進行進一步穩(wěn)健性檢驗，以便提高研究結果的可靠性。

（2）解釋變量。本文所指的多元化是指非關聯(lián)多元化，即企業(yè)各個業(yè)務板塊之間不存在生產(chǎn)系統(tǒng)、產(chǎn)品的核心技術、顧客[8]做法，本文根據(jù)企業(yè)是否多元化經(jīng)營（Dyh_dum）及其程度（Dyh_hhi）來衡量企業(yè)的多元化經(jīng)營（Dyh）。參考肖海蓮等[9]的研究方法，根據(jù)上市公司年報中披露的分部報告信息，剔除占所有業(yè)務總收入10%以下的業(yè)務分部，所得分部的個數(shù)即公司所涉及的行業(yè)個數(shù)。如果企業(yè)涉及的行業(yè)個數(shù)等于1，則Dyh_dum取0，表示沒有進行多元化經(jīng)營；否則Dyh_dum取1，表示企業(yè)進行多元化經(jīng)營。根據(jù)赫芬達爾指數(shù)的原理來衡量多元化經(jīng)營程度，赫芬達爾指數(shù)越大，多元化經(jīng)營程度越低?？紤]到赫芬達爾指數(shù)的值介于0到1之間，為了便于實證結果分析，采用修正后的赫芬達爾指數(shù)（Dyh_hhi）進行實證分析，即Dyh_hhi越大，多元化經(jīng)營程度越高。Dyh_hhi計算公式如下：Dyh_hhi=1-∑Pi2其中，Pi表示企業(yè)內第i個業(yè)務的收入/收入總額。

（3）調節(jié)變量。經(jīng)過對已有研究的梳理與分析，本文選取產(chǎn)權性質（SOE）、環(huán)境不確定性（EU）、企業(yè)競爭地位（PCM）三個變量作為調節(jié)變量。（1）本文根據(jù)最終控制人是否為國家（地方政府）來判斷企業(yè)的產(chǎn)權性質，若企業(yè)最終控制人性質為國家，則SOE=1，否則取0。（2）參考申慧慧[10]等的研究做法，本文衡量企業(yè)所面臨的環(huán)境不確定性，具體計算過程為：計算企業(yè)過去5年非正常銷售收入的標準差；計算未經(jīng)行業(yè)調整的環(huán)境不確定性；計算行業(yè)環(huán)境不確定性；計算本文所使用的經(jīng)行業(yè)調整的環(huán)境不確定性（EU），即用各公司未經(jīng)行業(yè)調整的環(huán)境不確定性除以行業(yè)環(huán)境不確定性。（3）度量企業(yè)競爭地位的方法，選用勒納指數(shù)（PCM），PCM越大，表明企業(yè)的競爭地位越高。PCM=（營業(yè)收入-營業(yè)成本-銷售費用-管理費用）/營業(yè)收入。

（4）控制變量。參考周中勝等[11]關于變量的研究方法，本文的控制變量涉及企業(yè)規(guī)模（Size）、資本結構（Lev）、成長能力（Growth）、董事會規(guī)模（Board）、獨立董事比例（Indep）、股權制衡度（Balance）、管理層持股比例（Mshare）、股權集中度（Topten）、現(xiàn)金持有水平（Cash）、管理費用率（Mfee）、兩職合一（Both）、企業(yè)年齡（Age），本文還控制了年份（YEAR）和行業(yè)（IND）的影響。

四、實證分析

（一）描述性統(tǒng)計

首先，從表2可以看出，具有高新技術企業(yè)認定資格的上市公司的企業(yè)績效均值為0.039，總體范圍在-0.253到0.205之間，說明在我國高新技術企業(yè)上市公司中，企業(yè)績效整體狀況不太樂觀。在7144個樣本數(shù)據(jù)中，高新技術企業(yè)進行多元化經(jīng)營（Dyh_dum）的均值為0.408，表明進行多元化經(jīng)營的高新技術企業(yè)占全樣本的40.8%；多元化經(jīng)營程度（Dyh_hhi）的均值為0.181，多元化經(jīng)營程度最高能達到0.726，說明高新技術企業(yè)多元化經(jīng)營程度存在較大的差異。從調節(jié)變量上看，產(chǎn)權性質（SOE）的均值為0.284，表明國有的高新技術企業(yè)占全樣本的28.4%。環(huán)境不確定性（EU）的均值為1.226，環(huán)境不確定性的程度最小為0.011，而最大卻能達到23.53，標準差為1.128，說明我國高新技術企業(yè)所面臨的環(huán)境不確定性具有較大的波動性。企業(yè)競爭地位（PCM）的平均值為0.108，最大值為0.750，而最小值為-4.717，說明我國高新技術企業(yè)的企業(yè)競爭地位有較大差異。與此同時，企業(yè)規(guī)模（Size）的總體范圍介于20.11到25.19，均值為22.11，說明所選取的高新技術企業(yè)的資產(chǎn)規(guī)模水平基本一致。資本結構（Lev）的總體范圍在0.057到0.852之間，均值為0.403，說明資本結構存在較大異。企業(yè)成長能力（Growth）的總體范圍在-0.440到2.117之間，說明有部分高新技術企業(yè)出現(xiàn)了收入負增長?，F(xiàn)金持有水平（Cash）最小值為-0.396，說明有部分高新技術企業(yè)的資金狀況較差。

（二）相關性分析

通過主要變量的Pearson相關性分析結果的，高新技術企業(yè)多元化經(jīng)營與企業(yè)績效之間呈顯著負相關關系，說明高新技術企業(yè)多元化經(jīng)營會對企業(yè)績效起到抑制作用，與本文的H1相符合，并且所選取的控制變量也基本都與企業(yè)績效在1%水平上相關。此外，本文采用VIF檢驗了各變量之間的共線性問題，可知各變量之間的共線性系數(shù)介于1到2之間，因此不存在嚴重的多重共線性問題。

（三）回歸分析

（1）高新技術企業(yè)多元化經(jīng)營對企業(yè)績效的影響。為了控制潛在的異方差問題，本文回歸時在公司層面進行cluster。由表4可以看到，第（1）列結果的回歸系數(shù)為-0.006，在1%水平上顯著，第（2）列結果的回歸系數(shù)為-0.012，在1%水平上顯著。表明高新技術企業(yè)進行多元化經(jīng)營與企業(yè)績效呈現(xiàn)負相關關系，并且高新技術企業(yè)多元化經(jīng)營的程度越高，企業(yè)績效受到的抑制作用就越強。此外，在高新技術企業(yè)中，企業(yè)規(guī)模（Size）、企業(yè)成長機會（Growth）、管理層持股比例（Mshare）、現(xiàn)金持有水平（Cash）、企業(yè)年齡（Age）與企業(yè)績效顯著正相關，資本結構（Lev）與企業(yè)績效顯著負相關。（2）產(chǎn)權性質的調節(jié)作用。根據(jù)表5的產(chǎn)權性質調節(jié)作用回歸分析的結果可知，高新技術企業(yè)多元化經(jīng)營虛擬變量與產(chǎn)權性質的交乘項dum_SOE（Dyh_dum*SOE）的回歸系數(shù)為0.008并且在5%的水平上顯著；高新技術企業(yè)多元化經(jīng)營程度與產(chǎn)權性質的交乘項hhi_SOE（Dyh_hhi*SOE）的回歸系數(shù)為0.020并且在5%的水平上顯著，驗證了H2。（3）環(huán)境不確定性的調節(jié)作用。根據(jù)環(huán)境不確定性調節(jié)作用的回歸分析結果可知，高新技術企業(yè)多元化經(jīng)營虛擬變量與環(huán)境不確定性的交乘項dum_EU（Dyh_dum*EU）的回歸系數(shù)為-0.003并且在10%的水平上顯著，支持了H3；高新技術企業(yè)多元化經(jīng)營程度與環(huán)境不確定性的交乘項hhi_EU（Dyh_hhi*EU）的回歸系數(shù)為-0.006但不顯著。從統(tǒng)計學意義上來說，由于引入調節(jié)變量后，原解釋變量符號并沒有改變，說明調節(jié)變量增強了原解釋變量的解釋度。由于上述dum_EU的系數(shù)為負，表明EU在加強Dyh_dum與ROA的負向關系；hhi_EU的系數(shù)為負，也表明了EU在加強Dyh_hhi與ROA的負向關系。由于引入了競爭環(huán)境這一調節(jié)變量，來證明多元化經(jīng)營對企業(yè)業(yè)績的影響。因此，本研究結果顯示：環(huán)境的不確定性加重了企業(yè)多元化經(jīng)營對業(yè)績的負向作用。（4）企業(yè)競爭地位的調節(jié)作用。如表6所示，根據(jù)企業(yè)競爭地位調節(jié)作用的回歸分析可知，高新技術企業(yè)多元化經(jīng)營虛擬變量與企業(yè)競爭地位的交乘項dum_PCM（Dyh_dum*PCM）的回歸系數(shù)為0.096且在5%的水平上顯著；高新技術企業(yè)多元化經(jīng)營程度與企業(yè)競爭地位的交乘項hhi_PCM（Dyh_hhi*PCM）的回歸系數(shù)為0.169并且在10%的水平上顯著，驗證了H4。

（四）內生性檢驗

為了解決本文的發(fā)現(xiàn)可能是由于績效本身較差的高新技術企業(yè)更傾向于多元化經(jīng)營導致的這一內生性問題，本文將解釋變量和控制變量采用滯后一期即t-1期的數(shù)據(jù)，被解釋變量采用t期的數(shù)據(jù)進而進行回歸，得出的結果如表6所示，可以看到高新技術企業(yè)進行多元化經(jīng)營（Dyh_dum）的系數(shù)為-0.007且在1%水平上顯著；高新技術企業(yè)多元化經(jīng)營的程度（Dyh_hhi）的系數(shù)為-0.17且在1%的水平上顯著。

（五）穩(wěn)健性檢驗

本文通過變更被解釋變量的衡量指標進行穩(wěn)健性檢驗，選取EVAR=EVA/TC（Eva-ratio）作為企業(yè)績效的替代指標，來進一步驗證高新技術企業(yè)多元化經(jīng)營對企業(yè)績效的影響。檢驗前后對比的回歸結果顯示：其變量的顯著性并未發(fā)生明顯變化，則進一步表明了在研究高新技術企業(yè)多元化經(jīng)營對企業(yè)績效的影響所得到的實證結果是穩(wěn)健的。同時，為了更進一步檢驗穩(wěn)健性，本文還采取了將控制行業(yè)和年份固定效應改為控制公司和年份固定效應的方法，研究結果與表4的對比發(fā)現(xiàn)，其變量的顯著性并未發(fā)生改變，說明本研究模型具有穩(wěn)健性。

五、研究結論

通過實證分析，本文得出以下結論：首先，高新技術企業(yè)多元化經(jīng)營不利于企業(yè)績效提升。因此，企業(yè)不宜盲目地追求多元化經(jīng)營戰(zhàn)略，即使企業(yè)有必要實施多元化經(jīng)營，也應當綜合各方面的因素，在盡可能避免多元化經(jīng)營戰(zhàn)略的負面作用的前提下謹慎開展關聯(lián)多元化經(jīng)營；其次，在國有高新技術企業(yè)中，多元化經(jīng)營與企業(yè)績效之間的負相關關系會得到緩解，說明企業(yè)產(chǎn)權性質可能通過影響一個企業(yè)獲取資源的難易度和成本而影響到企業(yè)多元化經(jīng)營程度；再次，企業(yè)所處環(huán)境的不確定性會擴大管理層因有限理性問題而引發(fā)的決策失誤，因此，面臨環(huán)境不確定較高的高新技術企業(yè)不宜采取多元化經(jīng)營戰(zhàn)略；最后，原本競爭優(yōu)勢較強的高新技術企業(yè)往往可以以較低的代價獲取進入新領域的資源并且根據(jù)以往的成功經(jīng)驗優(yōu)化資源配置，有能力以較短的時間適應多元化經(jīng)營可能帶來的沖擊，降低多元化經(jīng)營對企業(yè)經(jīng)營業(yè)績的不利影響。

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作者:趙世君 王妍妍 楊慧輝 單位:上海對外經(jīng)貿(mào)大學會計學院 上海建橋學院商學院