多元化經營、連鎖股東與企業全要素生產率

王佳悅 范源浩 范亞東

【摘要】減少非理性的多元化擴張行為是優化企業資源配置， 進而實現高質量發展的必然要求。以2012 ～ 2020年A股上市公司為樣本探討多元化經營對企業全要素生產率的影響， 并考察連鎖股東所施加的調節效應及三者間關系的異質性結果。研究結果顯示： 多元化經營會顯著抑制企業全要素生產率的提升， 即體現為多元化經營的“折價”效應； 連鎖股東能夠發揮監督效應與信息效應， 從而緩解多元化經營的“折價”效應。進一步分析發現： 多元化經營與企業全要素生產率的關系在不同分位點上存在一定差異：隨著全要素生產率分位點的提高， 多元化經營的“折價”效應越發顯著， 連鎖股東的監督效應和信息效應也更為凸顯。此外， 當企業實施股權激勵以及所處行業競爭程度較高時， 多元化經營對企業全要素生產率無明顯影響； 反之， 多元化經營的“折價”效應及連鎖股東的調節效應顯著。本研究為基于高質量發展視角重新審視多元化經營折損理論提供了新的數據支撐， 也為全面認識連鎖股東的作用提供了經驗證據。

【關鍵詞】多元化經營；連鎖股東；全要素生產率；高質量發展

【中圖分類號】F272.3 ? ? ?【文獻標識碼】A ? ? ?【文章編號】1004-0994（2023）20-0044-9

一、 引言

黨的二十大報告指出， 要堅持以推動高質量發展為主題， 把實施擴大內需戰略同深化供給側結構性改革有機結合起來， 加快建設現代化經濟體系， 著力提高全要素生產率。全要素生產率作為要素貢獻分析的基本工具， 已成為衡量宏觀經濟發展水平的核心指標， 能為各地區、 各行業制定發展戰略提供重要決策依據； 將全要素生產率應用于微觀企業領域則有助于評價企業的核心競爭力和未來的發展潛力， 對于引導企業挖掘生產經營優勢與短板， 進而促進企業高質量發展具有一定指導意義（黃賢環和王瑤，2019）。

根據既有研究成果， 除了政府政策（錢雪松等，2018）、 對外貿易（張杰等，2009）、 環境規制（劉和旺等，2016）、 數字經濟發展水平（江紅莉和蔣鵬程，2021）等宏觀因素， 微觀層面的企業特征（王倩等，2023； 葛潤政和Mark，2022）及行為決策（黃賢環和王瑤，2019； 朱曉杰，2023）也會對企業全要素生產率產生重要影響。其中多元化經營就是上市公司普遍實施的資本配置行為， 其本質是對資源要素的重新配置， 在很大程度上反映了企業資源配置的合理性、 交易成本的高低以及生產鏈條向外延伸的情況（祝丹楓等，2023）， 因此同樣是全要素生產率的重要影響因素。隨著我國經濟進入新常態， 企業主業逐漸面臨產能過剩、 利潤下滑、 需求縮減等問題， 單一的專業化經營已經無法滿足資本逐利的需求（張斌等，2022）。因此在發展到一定程度后， 越來越多的企業選擇多元化經營以拓寬收益渠道、 擴大市場份額， 并試圖通過多元化經營形成的內部資本市場降低冗余成本、 優化資源配置和提升管理效率（Tate和Yang，2015；Smith和Coy，2018）。

然而， 多元化經營往往難以取得預期的收益， 原因在于其既會造成財務風險上升（吳國鼎和張會麗，2015； 閆迪和鄭少鋒，2018）， 誘發資源擠占（王福勝和宋海旭，2012）， 又會增加外部股東、 監管機構的監管難度， 降低內部侵害行為被發現的可能性（申慧慧等，2012）， 進而擴展管理層私利操縱的空間， 誘發財務控制（蘇昕和劉昊龍，2017）、 交叉補貼（Scharfstein和 Stein，2000）等代理問題， 而多元化經營決策本身固有的專業性、 復雜性不僅是對管理者經營管理能力的挑戰， 更易加劇上述代理問題帶來的不良影響。除了多元化經營本身作用機制的多元性和復雜性， 多元化經營決策的制定與實施還會受到產業環境、 內外部治理環境及其他主體的干預， 故單一研究二者間的相關關系只能得到一個平均的估計結果， 不能對多元化經營的經濟后果做出全面客觀的評價。

隨著市場的發展， 連鎖股東在資本市場中越發普遍， 其對上市公司經營決策的制定和執行產生了重要影響。一方面， 連鎖股東能夠參與協同治理， 拓寬企業異質性信息來源， 具有監督效應和信息效應， 在促進企業創新投入（李世剛等，2022）、 抑制實體企業金融化（楊興全和張記元，2022a）、 降低并購超額商譽（余怒濤等，2022）、 完善會計信息披露（白俊等，2022）、 降低持股企業的股價崩盤風險（顧奮玲等，2022）等方面發揮了顯著作用； 但另一方面， 其可能通過增加市場勢力、 提高企業的市場份額和議價能力形成行業壟斷以謀取利益， 從而產生競爭合謀效應， 降低企業的風險承擔能力（耿偉良，2022）， 導致同行業企業投資不足（潘越等，2020）。因此， 連鎖股東既能夠憑借其信息與資源優勢在公司治理、 戰略合作等方面發揮監督效應和信息效應， 也可能合謀構建商業帝國以攫取個人私利， 產生競爭合謀效應。

那么在經濟由高速增長轉向高質量發展的情形下， 多元化經營對我國上市公司全要素生產率的影響在不同內外部環境下是否存在差異？在多元化經營過程中連鎖股東又扮演了何種角色， 對多元化經營戰略的制定與實施多元化經營企業的全要素生產率會產生什么樣的影響？上述問題的研究對于優化企業經營戰略布局、 完善公司治理體系建設、 提升企業全要素生產率、 踐行高質量發展理念具有重要意義。鑒于此， 本文利用2012 ～ 2020年A股上市公司樣本將多元化經營、 全要素生產率及連鎖股東納入同一研究框架進行實證分析， 并在該框架中嵌入約束要素， 探討多元化經營對企業全要素生產率的異質性影響。

本文可能的邊際貢獻在于： 第一， 不同于已有文獻探討多元化經營對企業風險、 經營績效的影響， 本文將研究范圍進一步拓展至企業全要素生產率， 在經濟新常態下重新審視多元化經營的經濟后果， 從高質量發展的視角為企業選擇多元化發展還是歸核化發展提供了事實依據， 為多元化折損理論提供了新的實證證據， 豐富了企業全要素生產率影響因素的研究視角； ?第二， 目前連鎖股東對企業發展的影響同時存在協同治理和競爭合謀兩種不同觀點， 本文為進一步認識連鎖股東對企業的影響提供了新的經驗證據， 豐富了連鎖股東治理效應方面的研究， 為監管機構合理利用連鎖股東促進企業發展提供了決策依據， 從外部治理層面為完善公司治理、 提升決策質量提供了新思路。

二、 理論分析與研究假設

（一）多元化經營與上市公司全要素生產率

既有關于多元化經營戰略的研究主要基于多元化經營產生的范圍經濟、 協同效應以及引發的資源擠占、 財務控制和交叉補貼等代理問題入手， 從促進（“溢價”效應）和抑制（“折價”效應）兩方面闡述其作用機制（呂賢杰和陶鋒，2020）。

1. 基于協同效應視角。根據溢價假說， 多元化經營能夠提高企業生產率， 這一觀點主要認為多元化經營發揮了協同效應（劉井建等，2023）。在多元化經營模式下， 企業冗余資源被充分開發利用， 其機會成本造成的損失得以彌補， 大量基礎設施、 管理經驗、 人力資本、 銷售渠道等戰略資源可以在企業不同業務單元及生產、 營銷、 管理等不同環節中共享和互補， 而基于企業管理能力的通用性， 只需要花費較低的邊際成本就能夠產生資源協同效應和知識溢出效應（蘇汝劼和常宇豪，2019）。此外， 多元化經營創造的內部資本市場也有利于企業在不斷變化的環境中抓住投資機會并將資源轉移到經濟效益較高的業務單元， 從而優化企業的資源配置（Tate和 Yang，2015）。因此， 從資源協同的角度來看， 多元化經營能夠對企業全要素生產率的提升產生有益影響。

2. 基于資源擠占視角。企業全要素生產率的提升需要長期資本的經年積累和研發創新的持續投入， 而多元化經營會占用大量資金， 特別是對于跨行業經營的企業來說， 多元化經營不僅會稀釋原有的核心資源， 還會增加新的資金需求， 分散用于主業創新研發、 技術升級和生產設備更新改造的資金， 產生“擠出效應”， 致使主業競爭優勢喪失。而企業在所進入的新行業并不會快速取得競爭優勢， 反而因對抗行業進入壁壘產生較高的協調成本和交易成本， 并導致企業內部原本的組織結構、 職權分工和利益分配機制發生改變， 造成管理效率低下， 抑制了企業全要素生產率的提升。

3. 基于代理問題視角。在現代兩權分離的企業制度下， 管理層出于提升自身權力威望、 提高薪酬水平等動機， 會將企業的剩余資源投入其他行業， 以期在短期內迅速擴大業務規模和提升經營業績， 而盲目的多元化擴張只會引發資源匹配效率的下降。因此委托代理理論認為， 多元化經營的實質是管理者為了謀求自身隱秘性收益并降低其收益風險而實施的行為決策（蘇昕和劉昊龍，2017）。在實施多元化經營后， 多樣化的業務類型、 多層次的業務結構使公司部門層級更為復雜、 經營鏈條更為冗長， 內部資本市場的存在使管理層擁有更大的自由裁量權， 管理層與股東之間的信息不對稱問題被逐漸放大， 導致管理層在多元化經營過程中僅注重所跨行業的數量而忽略資源的整合與協同（張斌等，2022）。由于業務單元間的信息不對稱， 企業將采取嚴格的財務控制方式， 致使其偏重短期績效而忽視企業的可持續發展（倉勇濤等，2020）。同時， 多元化經營為內部經營者尋租騙補或取得跨部門交叉補貼提供了契機， 導致管理者將優質資源轉移到效益較差的業務單元以彌補其績效損失（Scharfstein和Stein，2000）， 而這種不合理的資源配置方式只會造成內部資本市場配置效率降低甚至失靈， 最終導致企業全要素生產率下降。上述研究表明， 代理問題引發了企業的無效多元化擴張， 而多元化經營又進一步加劇信息不對稱， 誘發更深層次的代理問題， 加劇了資源的錯配及企業全要素生產率的下降（游家興和鄒雨菲，2014）。

4. 基于戰略復雜性視角。除了主觀層面的管理者自利動機， 戰略本身客觀存在的復雜性、 專業性也是多元化經營“折價”的重要原因（葉蓓，2017）。一方面， 經濟轉型期外部市場發展尚不成熟， 企業對資本市場的現狀缺乏客觀認知， 對市場內外部環境判斷失誤而進行了不恰當的多元化經營（蘇汝劼和常宇豪，2019）。另一方面， 實施多元化經營后， 信息傳遞和溝通流程變得愈發復雜， 管理難度增加， 信息處理成本、 資源整合成本等協調成本隨之上升， 導致運營效率下降。此外， 隨著企業業務規模和范圍的擴大， 原有的規章制度可能不再適用， 如果將現有經驗應用于新業務上， 很容易導致組織結構、 管理制度等與新業務單元管理需求不匹配， 從而降低資源管理效率（劉井建等，2023）。

基于上述分析， 結合我國企業近些年多元化擴張的趨勢以及資本市場不完善等現實背景， 本文提出如下假設：

H1： ?企業多元化經營的“溢價”效應小于“折價”效應， 從而抑制了企業全要素生產率的提升。

（二）多元化經營、 連鎖股東與企業全要素生產率

一種觀點認為， 為提升投資組合價值的目標， 連鎖股東更有動力參與企業的經營決策， 規范企業管理層行為， 并以其豐富的管理經驗和行業專長為企業提供決策咨詢， 即能夠發揮監督效應和信息效應； ?另一種觀點則認為， 連鎖股東會為了投資組合收益最大化、 獲取壟斷市場利潤而放松對管理層的監督（潘越等，2020）， 即存在競爭合謀效應。因此， 分析連鎖股東對多元化經營與企業全要素生產率間關系的影響要考慮連鎖股東可能存在的不同效應。

1. 基于監督效應。在監督動機方面， 連鎖股東出于自身聲譽和投資收益的考量， 會督促管理者履職盡責， 建立完善的內部控制和內部治理機制以提升公司治理效率（張記元，2022）。此外， 由于同行業上市公司的商業模式類似， 連鎖股東可以運用其行業專長和管理經驗來監管其他企業， 從而降低監督成本、 提高監督收益， 進一步強化其監督動機（劉孟暉等，2023）。在監督能力方面， 在與管理者博弈的過程中， 連鎖股東相較于其他股東具有更大的話語權， 能夠直接干預管理層的決策以防止其損害公司利益， 甚至通過提議更換經理人或調整管理層薪酬等方式迫使管理層積極作為（白俊等，2022）， 從而優化投入產出和要素配置， 剝離非相關資產， 促使企業優先發展主業， 抑制企業管理層出于滿足個人私利而實施的多元化擴張， 減少資源錯配給企業全要素生產率造成的不良影響。

2. 基于信息效應。根據社會網絡理論， 公司間的信息傳遞能有效降低決策風險， 但復雜多變的資本市場限制了企業獲取信息的途徑， 因而會更加依賴連鎖股東等非正式信息橋梁（楊興全和張記元，2022b）。由于投資多家公司， 連鎖股東在參與其他企業經營的過程中不僅積累了豐富的治理經驗和管理知識， 而且獲取了大量市場環境、 投融資機會和政策變化等方面的信息（陳運森和鄭登津，2017）， 能夠幫助企業對擬進入行業的產業環境、 生命周期及發展趨勢進行分析， 客觀衡量目標產業的進入壁壘以及與主業資源的協同程度， 使企業合理識別和評估多元化的潛在風險， 減少企業管理層因經驗誤判而產生的多元化擴張， 降低多元化戰略復雜性引致的決策失誤， 實現資源的科學配置， 保證企業的健康發展。

3. 基于競爭合謀效應。金融經濟學理論指出， 當投資者存在多個投資標的時， 其追求的并不是單一的投資價值最大化， 而是投資組合價值最大化。為滿足上述目標， 連鎖股東在投資過程中容易受到合謀動機的驅使， 通過合謀擴大多元化經營規模來增加市場勢力、 提高企業的市場份額和議價能力， 從而形成行業壟斷以謀取利益。尤其是作為信息優勢方， 連鎖股東更具有掏空上市公司的天然條件。此外， 為了投資收益最大化， 連鎖股東在實施一系列行為的過程中可能需要管理層的配合（李世剛，2021）， 致使其放松對管理層的監督， 這為管理層謀取私利提供了便利， 導致企業資源配置不當， 加劇了全要素生產率的減損。

根據上述分析， 本文提出競爭性假說：

H2a： 連鎖股東會弱化多元化經營對企業全要素生產率提升的抑制效應。

H2b： 連鎖股東會加劇多元化經營對企業全要素生產率提升的抑制效應。

三、 研究設計

（一）樣本選取與數據來源

本文以2012 ～ 2020年A股上市公司為研究樣本， 并剔除ST和?ST企業樣本、 金融業公司樣本、 關鍵變量缺失及財務數據存在重大缺陷的樣本， 最終得到24199個有效樣本觀察值。為避免異常值的干擾， 對所有連續變量進行上下1%的縮尾處理。所有上市公司財務指標均來自國泰安數據庫（CSMAR）和上市公司公開披露的年報。數據處理采用Excel和Stata軟件。

（二）變量定義

1. 被解釋變量。本文參考魯曉東和連玉君（2012）的研究， 采用LP法測算企業全要素生產率。變量選取參照黃賢環和王瑤（2019）的研究， 以營業收入取自然對數作為產出變量， 以“購建固定資產、 無形資產支付的現金與資產總額的比值”表示資本投入， 以企業職工人數取自然對數表示勞動投入， 以“購買商品、 接受勞務支付的現金與資產總額的比值”表示中間投入， 最后將測算出來的企業全要素生產率指標采取對數化處理， 記為TFP。

2. 解釋變量。在多元化經營程度的測度指標中， 赫芬達爾指數與熵指數使用最為廣泛， 二者都是從各業務單元收入占比的角度計算多元化經營程度。相比之下， 赫芬達爾指數以平方形式構建指標， 能夠凸顯企業各部門間的權重（柯杰升等， 2020）， 與本研究更為契合。因此， 本文使用赫芬達爾指數（HDI）測度多元化經營程度， 其具體計算公式如下：

HDI=[i=1np2i]

其中， pi為企業所從事的第i個行業取得的銷售收入占收入總額的比重， n為企業經營涉及的行業個數。HDI值越大， 說明企業多元化經營程度越低。

3. 調節變量。由于持股比例超過5%的股東對企業經營決策具有重大影響， 借鑒潘越等（2020）的研究將同時持有同行業多家企業5%以上股份的股東定義為連鎖股東， 先計算出季度層面企業連鎖股東總數， 求其年度均值后加1取自然對數即得到連鎖股東數量。

4. 控制變量。借鑒既有研究， 本文從公司治理特征和財務特征兩個方面選取控制變量。其中： 公司治理特征從股權集中度、 管理層權力及是否實施股權激勵三個方面來衡量， 分別使用第一大股東持股比例、 管理層持股比例及是否實施股權激勵虛擬變量進行測度； ?財務特征方面選取企業規模、 上市年限、 資產負債率及現金持有水平進行測度。參照張世敬和高文亮（2022）的研究， 將現金持有的范圍擴大到現金等價物， 采用“現金及現金等價物除以總資產與現金及現金等價物之差”來衡量現金持有水平。對非比值的企業規模、 上市年限指標采取對數化處理。同時， 本文還控制了年份和行業固定效應。

各類變量的具體定義見表1。

（三）模型設定

1. 基準回歸模型。首先， 為檢驗多元化經營對企業全要素生產率的直接影響， 本文建立模型（1）：

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

（1）

其次， 為檢驗連鎖股東在多元化經營與企業全要素生產率間的調節效應， 構建模型（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為全部控制變量； ?β0為截距項； ?εit為隨機誤差項。

（四）變量描述性統計

變量描述性統計結果如表2所示。由表2可知： TFP的均值為14.64， 標準差為0.884， 最小值為7.033， 最大值為20.342， 說明我國企業之間在投入要素產出貢獻方面存在較大差異， 高質量發展水平尚不均衡； ?HDI的均值為0.796， 標準差為0.244， 說明樣本間的多元化經營實施程度差異較大， 為本文實證研究奠定了良好的數據基礎； 其他變量的描述性統計結果均在合理范圍內。

本文通過刻畫全部企業全要素生產率的核密度（限于篇幅，圖略）， 發現上市公司全要素生產率基本上呈正態分布。圖1呈現了2012 ～ 2020年A股上市公司中實施多元化經營企業的占比及HDI均值的變化趨勢。可以發現， 各年實施多元化經營的企業占比波動不大， 均穩定在63%左右， 說明大多數企業開展了不同程度的多元化經營。此外， 多元化經營程度呈現出先遞增后遞減的趨勢且變化產生于2017年， 可能是因為2016年7月國務院辦公廳印發了《關于推動中央企業結構調整與重組的指導意見》， 要求梳理非主營業務和企業資產的關系， 對與主營業務無互補性、 協同性的低效業務和資產， 加大清理退出力度。該指導意見旨在推動企業進行專業化整合， 導致了企業多元化經營程度的降低（劉井建等，2023）。這也反映出國家鼓勵企業統籌優化主營業務、 剝離外圍業務以發揮核心業務的競爭優勢， 進而促進全要素生產率提高的發展理念。

四、 實證分析

（一）基準回歸分析

表3列（1） ～ （3）分別列示了不同處理方式下多元化經營對企業全要素生產率的回歸結果。可以看出， HDI的系數均在1%的水平上顯著為正， 說明企業實施多元化經營會顯著抑制全要素生產率的提高， 這主要是因為可供企業支配的資源有限， 當投資于其他領域時必然會占用用于生產設備更新改造與新產品、 新技術研發投入的資金， 從而阻礙主業核心競爭力的提升。與此同時， 多元化的復雜環境容易誘發管理層代理問題， 而多元化經營決策本身固有的不確定性、 專業性、 復雜性及組織內部沖突等特征又使企業管理難度增加， 導致信息處理成本、 資源整合成本等協調成本激增和資源配置效率下降， 最終阻礙企業全要素生產率的提升， H1得到驗證。

（二）調節效應分析

表3列（4）列示了連鎖股東在多元化經營影響企業全要素生產率中的調節效應， 其中交乘項對HDI與Cross均進行了去中心化處理。結果顯示， c.HDI×

c.Cross的系數在1%的水平上顯著為負， 說明連鎖股東的存在弱化了多元化經營對全要素生產率提升的抑制作用， 圖2對上述調節效應進行了直觀的呈現。出現以上結果可能的原因在于： 一方面， 連鎖股東積累了豐富的公司治理經驗， 在企業決策制定過程中發揮了更有效的監督職能， 抑制了管理層基于個人自利動機而實施的多元化經營行為； ?另一方面， 連鎖股東依托豐富的行業經驗及信息優勢為企業引入更有效的異質性信息， 降低了多元化經營過程中的不確定性， 緩解了企業的非理性， 提高了決策的效率， 也在一定程度上降低了多元化戰略復雜性、 專業性引發的資源錯配對全要素生產率提升的抑制作用。因此， 連鎖股東能夠充分發揮監督效應與信息效應， 顯著弱化多元化經營的“折價”效應， H2a得到驗證。

（三）內生性檢驗

1. Heckman兩階段檢驗。由于多元化決策本身會受到諸多因素的影響， 本文選擇 Heckman 兩階段法緩解樣本選擇偏差引起的內生性問題， 從公司治理特征、 財務特征及內外部經營環境特征三方面著手， 將影響上市公司實施多元化經營決策的產權性質、 股權制衡度、 股權集中度、 董事會規模、 獨立董事占比、 管理層權力、 是否實施股權激勵、 企業規模、 資產負債率以及經濟政策不確定性因素納入模型， 構建Probit模型， 計算出逆米爾斯比率（IMR）的值并進行第二階段回歸， 結果如表4列（1）所示。由表4列（1）可知： IMR的系數在1%的水平上顯著， 說明確實存在樣本自選擇的問題， 有必要考慮這一問題所造成的估計偏差； 在控制內生性問題后， 多元化經營程度與企業全要素生產率在1%的水平上顯著正相關， 證明回歸結果具有穩健性。

2. 固定效應模型檢驗。考慮到上市公司個體間存在的差異， 為排除公司個體特征所引起的偏誤， 在一定程度上減輕遺漏變量導致的內生性問題， 本文分別使用個體固定效應模型、 雙向固定效應模型進行多元化經營與企業全要素生產率間關系的穩健性檢驗， 結果如表4列（2）、 列（3）所示。可見， 本文H1仍然成立。

3. 工具變量法。為進一步檢驗因果倒置等內生性問題， 使用滯后一期的解釋變量作為工具變量進行2SLS回歸。滯后一期的自變量與當期高度相關， 同時采取滯后一期變量可避免與模型中的擾動項相關， 滿足工具變量的相關性與外生性要求。表4列（4）、 列（5）分別列示了工具變量法下兩階段回歸的結果， 多元化經營程度與企業全要素生產率仍顯著正相關， H1得到進一步支持。

（四）穩健性檢驗

1. 替換企業全要素生產率變量。為檢驗研究結果的穩健性， 分別采用OLS法和GMM法測算企業全要素生產率（TFPols、TFPgmm）替換被解釋變量， 測算過程中涉及的投入變量、 產出變量和中間變量的相關定義與前文一致。表5列（1）、 列（3）的回歸結果顯示， HDI的系數均在1%的水平上顯著為正， 列（2）、 列（4）的回歸結果顯示， c.HDI×c.Cross的系數均在1%的水平上顯著為負， 驗證了本文研究結果的可靠性。

2. 被解釋變量滯后一期。考慮到多元化經營對企業的影響可能存在一定滯后， 將被解釋變量滯后一期進行回歸， 結果如表5列（5）、 列（6）所示。主效應及調節效應檢驗中HDI的系數在1%的水平上顯著為正， 調節效應檢驗中c.HDI×c.Cross的系數在1%的水平上顯著為負， 驗證了前后結果的一致性， 同時說明多元化經營對企業全要素生產率的影響具有持續性的特征。

3. 重新選擇樣本區間。2020年新冠疫情的沖擊可能會對上市公司經營狀況及投資決策產生影響， 為避免研究結果的偏差， 本文將2020年樣本剔除后對主效應及調節效應重新進行回歸。表5列（7）、 列（8）顯示， 主效應及調節效應的回歸結果依舊穩健。

4. 考慮行業的年度趨勢。潘越等（2020）研究指出， 國家每年會根據產業環境、 經濟環境的動態變化出臺各種產業政策、 貨幣政策、 稅收政策， 這些政策可能會對企業的投資決策和戰略部署產生差異性影響。鑒于此， 借鑒李世剛等（2022）的做法， 在基準回歸模型的基礎上將行業與年度的交乘項納入模型中， 以盡量控制外部環境變化對研究結論的影響， 表5列（9）、 列（10）顯示， 回歸結果與前文結論相同。

五、 進一步分析

（一）基于不同分位點的異質性檢驗

上市公司的全要素生產率水平并非穩定不變， 在不同的分位點上多元化經營產生的促進或抑制效應也可能存在差異， 最終致使多元化經營對企業全要素生產率的影響發生變化。為了驗證二者間的關系是否一成不變， 本文構建分位數模型進行檢驗。表6的回歸結果顯示， 在0.25分位點， 多元化經營并不會產生顯著的“折價”效應， 隨著分位點的提高， HDI的系數由0.096上升至0.135， 即隨著企業全要素生產率水平的提升， 多元化經營的“折價”效應更為顯著。其可能的原因在于， 此時企業的資源配置已較為充分， 實施多元化經營的協同效應并不顯著， 反而由于主業投資收益較高， 資源容易被轉移至績效較差的業務單元。然而Hsieh 和Klenow（2009）指出， 只有將生產要素從邊際產出低的部門轉移到高的部門才有利于提高資源配置效率， 因此高分位點上呈現出明顯的多元化經營“折價”效應。相反， 在企業全要素生產率水平較低、 各項資源并未得到充分利用時， 通過多元化投資可以促進資源的協同， 多元化經營的“溢價”效應在一定程度上得以顯現， 抵消了更多的“折價”效應（王佳悅和劉暢，2021）。此外， c.HDI×c.Cross的系數在0.25分位點同樣不顯著， 但在0.5和0.75分位點處均在5%的水平上顯著且影響程度呈上升趨勢， 說明隨著多元化經營對企業影響的深入， 連鎖股東的監督效應和信息效應越發凸顯。

（二）基于不同治理因素的異質性檢驗

由于多元化經營作用機制的復雜性， 在不同的治理條件下多元化經營對企業全要素生產率的影響也會存在差異， 相應地， 連鎖股東發揮的效果也會有所不同。當企業內外部治理效果較好時， 多元化經營對核心業務、 創新研發的資源擠占及誘發的代理問題相對較弱， 對全要素生產率的“折價”效應也會得到緩解， “溢價”效應得以顯現， 連鎖股東的監督效應和信息效應會得到一定程度的替代， 因此連鎖股東的調節效應不明顯。為驗證上述猜想， 本文分別從影響多元化經營決策制定與執行的企業內部股權激勵機制及外部競爭環境兩方面對三者間的關系進行異質性分析。

1. 內部治理因素： 基于股權激勵的異質性檢驗。根據現代管家理論， 股權激勵會使管理者兼具“管家”和“主人”雙重身份， 這種身份的轉換促使其出于股權收益和個人聲譽的考慮更關注股東財富和企業可持續發展（李秉祥等，2021）， 有利于壓縮代理人機會主義空間。因此， 企業實施股權激勵能提高管理層履職盡責的主觀能動性， 抑制其基于個人私利的短視行為， 減少無效多元化擴張。根據以上分析， 本文按是否實施股權激勵對樣本進行分組檢驗。表7列（1） ～ （4）的回歸結果顯示： 在未實施股權激勵組中， 多元化經營會顯著抑制企業全要素生產率的提升且連鎖董事的調節效應顯著； 而在實施股權激勵組中， 多元化經營不會產生顯著的抑制效應且連鎖股東的調節效應不顯著。這說明股權激勵使管理者個人目標與公司目標相一致， 管理者與股東共享經營收益、 共擔決策風險， 從而更專注于企業的長遠發展， 緩解了代理問題所導致的資源配置效率低下， 在一定程度上保障了全要素生產率的提高， 使連鎖股東的監督效應和信息效應被弱化。

2. 外部治理因素： 基于行業競爭的異質性檢驗。為考察不同行業競爭程度下多元化經營對企業全要素生產率的影響， 本文參照蘇濤永等（2022）的研究， 選擇行業勒納指數測量行業競爭程度并按照該值的中位數將樣本分成行業競爭程度較高組和行業競爭程度較低組， 分別進行回歸分析。由表7列（5）、 列（6）的回歸結果可知： 當行業競爭程度較低時， 多元化經營會在1%的水平上顯著抑制企業全要素生產率的提升； 而當行業競爭程度較高時， 多元化經營的影響并不顯著。可能的原因在于， 當行業競爭程度較高時， 主業面臨更為激烈的競爭， 企業會將更多資源匯聚于主業， 非理性多元化擴張受到抑制。與此同時， 外部競爭也會對內部治理環境產生影響： 在激烈的競爭環境下， 企業信息更加透明， 管理層的代理能力和努力程度更容易被識別， 這能夠促使管理者更加努力地工作， 也使其決策行為得到有效的監督和約束， 緩解了多元化擴張引致的資源錯配（張勝強和肖盼云，2022）。此外， 表7列（8）的回歸結果顯示， 當行業競爭程度較低時， 連鎖股東的治理效應更加顯著， 這也在一定程度上排除了連鎖股東的競爭合謀效應假說。

六、 結論與啟示

本文基于我國上市公司普遍實施多元化經營的現狀及實現經濟高質量發展的戰略背景， 以2012 ～ 2020年A股上市公司為研究對象， 將多元化經營、 企業全要素生產率及連鎖股東納入統一研究框架中， 對三者之間的關系進行實證檢驗。結果表明： 多元化經營會顯著抑制企業全要素生產率的提升， 即體現為多元化經營的“折價”效應； 而連鎖股東具有監督效應和信息效應， 能夠緩解多元化經營的“折價”效應。進一步分析發現， 在不同分位點上， 多元化經營與企業全要素生產率的關系存在一定差異： 隨著分位點的提高， 多元化經營的“折價”效應越發顯著， 同時連鎖股東的監督效應和信息效應逐漸凸顯。此外， 在不同的治理環境下多元化經營對企業全要素生產率的影響也會存在差異： 當企業實施股權激勵以及所處行業競爭程度較高時， 多元化經營對全要素生產率無明顯影響； 反之， 多元化經營的“折價”效應及連鎖股東的調節效應顯著。

本文的研究結果在豐富多元化經營、 連鎖股東與企業全要素生產率間關系相關研究的同時， 也給企業多元化經營實踐及政府宏觀調控帶來一定啟示。

第一， 聚焦核心業務， 審慎推進多元化經營。企業應首先致力于培育自身的核心競爭力， 剝離非相關業務， 扎實推進新技術和新產品的研發創新， 加大生產設備更新改造投入， 以提升全要素生產率。在這一過程中， 連鎖股東不僅是形式上的利益聯結， 還應當深入企業實實在在參與經營管理， 充分發揮監督效應和信息效應， 更好地幫助企業夯實主業， 監督企業多元化經營決策的制定與執行（張記元，2022）。此外， 企業還應積極推進股權激勵制度的建設， 發揮管理層的“主人”身份， 削弱管理層的自利動機。當所處行業競爭程度較低時， 需要借助連鎖股東網絡引導公司深耕主業， 在主業夯實的基礎上審慎推進多元化經營。

第二， 加大政策幫扶力度， 助推企業做精做強。一方面， 由政府主導優化企業業務結構， 使企業的資源向生產率更高的部門流動， 幫助企業“瘦身健體”， 通過處置那些無法產生互補和協同效應的業務及資產來優化企業資源配置。另一方面， 在從多元化經營向歸核化經營的轉型過程中， 企業可能會面臨利潤下滑等問題。要想企業自主降低多元化經營程度， 可能會遇到很多阻礙， 這就要求政府采取政府補助、 稅收優惠、 產業扶持等措施（劉井建等，2023）， 積極引導實體企業回歸主業， 讓主業做大做強， 從而達到提質增效的目的。

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