擴張或克制：不同類型傳媒企業(yè)的多元化經(jīng)營路徑探析

摘要：把握我國傳媒企業(yè)既有的多元化經(jīng)營實際效果是促進傳媒企業(yè)未來建構合理經(jīng)營規(guī)模和路徑的基本前提。選取我國傳媒上市企業(yè)的樣本數(shù)據(jù)，運用動態(tài)面板系統(tǒng)GMM兩步法模型進行回歸分析，探討我國傳統(tǒng)媒體和新媒體企業(yè)相應的多元化路徑。研究結果顯示，傳統(tǒng)媒體從事相關多元化與短期績效負相關，與長期績效正相關，從事非相關多元化與短期績效正相關，與長期績效正相關；而新媒體企業(yè)從事相關多元化與短期績效正相關，與長期績效正相關，從事非相關多元化與短期績效負相關，與長期績效負相關。

關鍵詞：傳媒上市公司；多元化經(jīng)營；多元化類型；公司績效

中圖分類號：G211" " " " 文獻標識碼：A" " " "文章編號：1003-8477（2023）06-0158-11

多元化經(jīng)營是目前大多數(shù)傳媒企業(yè)生存和發(fā)展的現(xiàn)實選擇，實施多元化的動因主要是為了獲取額外收益和規(guī)避經(jīng)營風險。[1][2]傳媒企業(yè)多元化方式主要包括相關多元化和非相關多元化兩種。目前學界對于傳媒企業(yè)多元化的探討集中在以傳統(tǒng)媒體為話語主體的多元化路徑建構上，認為傳統(tǒng)媒體要以從事相關多元化為主，謹慎實施非相關多元化。但是我國傳媒企業(yè)還包含了新媒體企業(yè)，對于新媒體企業(yè)多元化經(jīng)營的研究十分少見，新媒體企業(yè)是否也要實施同樣的多元化路徑？傳統(tǒng)媒體是否真的適合從事相關多元化戰(zhàn)略？傳媒企業(yè)的跨界經(jīng)營在促進傳媒轉型升級時也同樣存在風險，跨界后資源整合的實際效果需要做進一步檢驗。[3]

一、文獻綜述與問題的提出

多元化經(jīng)營的實際效果需要從實證研究中得到驗證。多元化按照與主業(yè)經(jīng)營的相關程度，可以劃分為相關多元化和非相關多元化。學界對于相關多元化和非相關多元化與績效的關系，至今仍沒有統(tǒng)一的結論，主要觀點有：相關多元化的績效優(yōu)于非相關多元化；[4][5][6]相關多元化與非相關多元化績效沒有明顯差異；[7]非相關多元化的績效優(yōu)于相關多元化；[8][9]相關多元化不能提高企業(yè)績效。[10]其中，相關多元化的績效優(yōu)于非相關多元化的結論是目前該研究的主流觀點。

國外傳媒企業(yè)多元化經(jīng)營的研究集中在使用實證檢驗傳媒企業(yè)多元化與績效之間的關系，至今沒有一致結論。我國的傳媒多元化探討開始較晚，主要從傳統(tǒng)媒體的視角出發(fā)，探討傳統(tǒng)媒體實施相關多元化和非相關多元化利弊的多元化可行路徑問題，學者們基本都認為傳媒企業(yè)要從事以核心競爭力為主的相關多元化經(jīng)營，謹慎涉足非核心競爭力的非相關多元化領域。[11][12][13]針對報業(yè)、出版、廣播電視等傳媒企業(yè)的多元化實踐也得出了類似結論。[14][15][16]目前對于我國傳媒業(yè)多元化經(jīng)營與績效關系檢驗的實證研究極少，且研究結論有爭議。大多數(shù)研究認為傳媒企業(yè)要通過多元化來擴大收入渠道、增強傳媒的整體實力，多元化是傳媒在現(xiàn)實的市場環(huán)境和發(fā)展趨勢下合理應對的必然選擇，[17][18]并且要以相關多元化為主，謹慎實行非相關多元化；[19][20]也有學者的研究結論顯示多元化與績效負相關。[21]

通過梳理文獻，筆者產(chǎn)生了以下幾點思考：首先，中國目前所處的宏觀經(jīng)濟環(huán)境和發(fā)達國家存在一定差異，身處其中的傳媒企業(yè)和國內(nèi)其他產(chǎn)業(yè)相比，又具有獨特性，已有的經(jīng)濟學相關研究不一定適用于中國傳媒企業(yè)，傳媒產(chǎn)業(yè)經(jīng)營層面的研究是亟須學者進行理論和實踐觀照的領域。其次，由于學者們使用的樣本、研究方法、采用的數(shù)據(jù)和研究所處的經(jīng)濟周期不同，導致了中國傳媒企業(yè)多元化與績效關系，相關多元化、非相關多元化與績效關系結論的差異。其他國家或我國其他產(chǎn)業(yè)的相關實證結論都不能夠作為我國傳媒企業(yè)可參照的范例，需要我們根據(jù)目前傳媒企業(yè)的具體情況，使用最新的數(shù)據(jù)重新進行實證檢驗。再次，目前國內(nèi)的相關實證研究豐富了多元化經(jīng)營的理論體系，補充了量化研究層面的缺口，但是仍存在使用樣本量少、樣本選取時間段短、研究維度重復、測量指標單一等問題。

本文立足于中國傳媒企業(yè)多元化經(jīng)營實踐，選取信息披露完善、數(shù)據(jù)公開的傳媒上市公司為樣本，研究傳統(tǒng)媒體和新媒體兩類企業(yè)采用相關多元化、非相關多元化在短期和長期的績效差異，針對性地提出傳統(tǒng)媒體和新媒體兩類企業(yè)適切的多元化路徑。這是對以往傳媒企業(yè)多元化類型研究的補充，也可以豐富中國多元化與績效關系的產(chǎn)業(yè)層面研究。

二、研究變量選擇

本研究的變量主要涉及到被解釋變量，即績效指標；解釋變量，即多元化指標；控制變量。

（一）被解釋變量

本文將績效指標區(qū)分為短期績效和長期績效。1.短期績效（DQ）。根據(jù)現(xiàn)有的理論和相關研究成果，沒有一個獨立的指標可以完全概括或代表企業(yè)績效。本文借鑒“南開大學公司治理評價課題組”（2010）的做法，[22]選取反映傳媒上市公司收益能力的7個指標，分別為凈資產(chǎn)收益率（ROE）、總資產(chǎn)收益率（ROA）、每股營業(yè)收入（TTMPS）、每股營業(yè)利潤（OPPS）、每股凈資產(chǎn)（NAVPS）、每股凈利潤（EBITPS）和營業(yè)利潤率（OPR），然后利用因子分析法，計算得到這七個指標的權重并進行賦值，最終得出一個衡量上市公司短期績效的綜合指標。2.長期績效（TAGR）。本研究采用總資產(chǎn)增長率來表示長期績效，總資產(chǎn)增長率反映了企業(yè)的長期發(fā)展趨勢和成長能力，是上市公司能否在未來實現(xiàn)更高經(jīng)營績效的核心要素之一，具有較強的代表性。[23]

（二） 解釋變量

考慮到本文的研究目的、測算數(shù)據(jù)的可獲得性、多元化指標的適用性以及連續(xù)測量法要求等方面的因素，選擇熵指數(shù)（Entropy）進行測算和分析。熵指數(shù)可以細分為總體多元化熵指數(shù)（DT）、相關多元化熵指數(shù)（DR）和非相關多元化熵指數(shù)（DU），分別對應企業(yè)整體多元化程度、相關多元化程度和非相關多元化程度。相關熵指數(shù)（DR）越大說明相關多元化的程度越高，非相關熵指數(shù)（DU）越大說明非相關多元化的程度就越高。

在計算DR時需要進行主營業(yè)務的合并，具體做法如下：判斷每個上市公司主營業(yè)務歸屬于哪一行業(yè)門類，行業(yè)門類參照2012年證監(jiān)會最新頒布的《上市公司行業(yè)分類指引》。[24]以上市公司年報中披露的各行業(yè)收入所屬的行業(yè)門類（單字母）和行業(yè)大類（單字母加二位數(shù)字代碼）為判斷標準，將分項報告的主營業(yè)務收入合并。

（三）控制變量

為了保證實證過程的有效性，本文使用以下10個控制變量進行測量：1.股權集中度 （OWNCONL），本文中股權集中度采用第一大股東持股比例來衡量；2.已流通股比例 （TRDSHRPOT）；3.董事規(guī)模 （DIRNUM），本文中董事會規(guī)模采用董事會人數(shù)表示，為了平穩(wěn)數(shù)據(jù)，減少異方差，對董事會人數(shù)取自然對數(shù)；4.獨立董事比例 （IND）；5.兩職合一 （DUAL），本文中兩職合一表示董事長是否兼任總經(jīng)理；6.高管薪酬 （PAY）；7.資產(chǎn)規(guī)模 （SIZE）；8.資產(chǎn)負債率 （LEVERAGE）；9.子公司資產(chǎn)比重 （SCTA）；10.企業(yè)年份（AGE）。

三、數(shù)據(jù)說明和實證模型建立

（一）樣本數(shù)據(jù)說明

本文選擇我國滬、深A股主板傳媒類上市公司作為研究對象，樣本區(qū)間為2012—2020年。我國的傳媒企業(yè)按照商業(yè)模式和管理規(guī)制可以廣義地劃分為傳統(tǒng)媒體和新媒體兩大類，傳統(tǒng)媒體在2011年后受到來自新媒體的持續(xù)沖擊，收入銳減，因此加大了對多元化經(jīng)營的投入；在規(guī)制層面，國家在2011年之后出臺了多項推動傳媒企業(yè)多元化發(fā)展的政策，為傳媒企業(yè)多元化經(jīng)營提供了良好的外部環(huán)境。因此，本文選取的滬、深兩市傳媒類上市公司的樣本區(qū)間為2012—2020年。

由于證監(jiān)會并沒有關于傳媒類上市公司的直接行業(yè)分類，因此需要手工查找和歸納。上海證券交易所和深圳證券交易所雖然對傳媒企業(yè)的劃分名稱不同，深市主板的傳媒相關行業(yè)上市公司包括“信息技術類”和“文化傳播類”兩類；[25]滬市主板傳媒相關行業(yè)上市公司包括“文化、體育和娛樂業(yè)”和“信息傳輸、軟件和信息技術服務業(yè)”兩類。[26]經(jīng)過人工比對，深圳證券交易所的“文化傳播類”企業(yè)和上海證券交易所的“文化、體育和娛樂業(yè)”企業(yè)基本包含了目前已上市的傳統(tǒng)媒體，主要是省級或大型的廣播電視集團、新聞出版集團和影視傳媒公司；深圳證券交易所的“信息技術類”企業(yè)和上海證券交易所的“信息傳輸、軟件和信息技術服務業(yè)”企業(yè)囊括的基本是目前已上市的新媒體企業(yè)，主要是互聯(lián)網(wǎng)類公司和游戲動漫類公司。

為了研究標準的一致性，本文將深圳證券交易所的“文化傳播類”企業(yè)和上海證券交易所的“文化、體育和娛樂業(yè)”企業(yè)統(tǒng)一歸屬為“文化傳播”大類，是傳統(tǒng)媒體上市企業(yè)的集合；深圳證券交易所的“信息技術類”企業(yè)和上海證券交易所的“信息傳輸、軟件和信息技術服務業(yè)”企業(yè)統(tǒng)一歸屬為“信息技術”大類，是新媒體上市企業(yè)的集合。

本文首先通過萬得（Wind）數(shù)據(jù)庫導出以上幾類行業(yè)相關的所有上市公司，并經(jīng)過人工篩選保留主營業(yè)務是傳媒相關的上市公司。數(shù)據(jù)選取的過程中剔除了下列公司：1.經(jīng)營數(shù)據(jù)不連續(xù)或有缺失的公司； 2.上市時間不足一年的企業(yè)；3.公司年報中未披露分行業(yè)收入數(shù)據(jù)，或行業(yè)分類不明確的公司。得到樣本企業(yè)共計77家。

樣本企業(yè)的財務數(shù)據(jù)來源于萬得（Wind）資訊數(shù)據(jù)庫。上市公司主營業(yè)務收入的行業(yè)分類則通過查閱各上市公司年報中的“董事局報告”項下所披露的各分行業(yè)收入情況，對照中國證券監(jiān)督管理委員會2012年11月頒布的《上市公司行業(yè)分類指引》中的相關行業(yè)分類規(guī)定，手工收集、分類、統(tǒng)計具體的行業(yè)歸屬及其在主營業(yè)務收入中的權重。[27]

企業(yè)本年度的績效往往會受到上一年度的影響，出現(xiàn)績效的慣性傳導效應。為了解決這種現(xiàn)象，更加精確地描述企業(yè)績效與多元化之間的關系，通常的做法是將被解釋變量的滯后項放到解釋變量中加入模型，形成動態(tài)面板數(shù)據(jù)模型。由于系統(tǒng)GMM兩步法估計能夠充分利用被解釋變量和解釋變量不同階的滯后項作為工具變量，有效消除可能出現(xiàn)的解釋變量內(nèi)生性問題，并且能夠解決OLS和固定效應模型在估計面板數(shù)據(jù)回歸系數(shù)時產(chǎn)生的高估或低估偏誤，提高參數(shù)估計的精度和可靠性，因此本文對實證模型的回歸使用系統(tǒng)GMM兩步法。

（二）研究假設和實證模型建立

信息技術類傳媒上市公司主要是新媒體企業(yè)，具有資本、技術密集的產(chǎn)業(yè)特征，公司成立和上市時間都較短，主要從事的是相關多元化經(jīng)營。文化傳播類傳媒上市公司主要是傳統(tǒng)媒體，傳統(tǒng)媒體在探索轉型升級的過程中，大多涉足了非相關多元化領域，目的是維持和反哺主營業(yè)務。因此本文設計如下假設，并根據(jù)假設建立實證模型。

H1：信息技術類公司的相關多元化程度與績效為正相關關系：

H1-1：信息技術類公司相關多元化程度與短期績效為正相關關系

[DQi，t=β0+β1DQi，t-1+β2DRi，t+βnControli，t+εi，t] ；

H1-2：信息技術類公司相關多元化程度與長期績效為正相關關系

[TAGRi，t=β0+β1TAGRi，t-1+β2DRi，t+βnControli，t+εi，t] ；

H2：信息技術類公司非相關多元化程度與績效為負相關關系：

H2-1：信息技術類公司非相關多元化程度與短期績效為負相關關系

[DQi，t=β0+β1DQi，t-1+β2DUi，t+βnControli，t+εi，t] ；

H2-2：信息技術類公司非相關多元化程度與長期績效為負相關關系；

[TAGRi，t=β0+β1TAGRi，t-1+β2DUi，t+βnControli，t+εi，t] ；

H3 ：文化傳播類公司相關多元化程度與績效為負相關關系：

H3-1：文化傳播類公司相關多元化程度與短期績效為負相關關系

[DQi，t=β0+β1DQi，t-1+β2DRi，t+βnControli，t+εi，t] ；

H3-2：文化傳播類公司相關多元化程度與長期績效為負相關關系

[TAGRi，t=β0+β1TAGRi，t-1+β2DRi，t+βnControli，t+εi，t] ；

H4 ：文化傳播類公司非相關多元化程度與績效為正相關關系：

H4-1：文化傳播類公司非相關多元化程度與短期績效為正相關關系

[DQi，t=β0+β1DQi，t-1+β2DUi，t+βnControli，t+εi，t] ；

H4-2：文化傳播類公司非相關多元化程度與長期績效為正相關關系

[TAGRi，t=β0+β1TAGRi，t-1+β2DUi，t+βnControli，t+εi，t] 。

四、實證結果與分析

（一）變量描述性統(tǒng)計

描述性統(tǒng)計結果顯示，文化傳播類公司短期績效高于信息技術類公司，長期績效低于信息技術類公司。其余控制變量結果詳見表1和表2。

（二）平穩(wěn)性檢驗

通常而言，多元回歸模型要求變量為平穩(wěn)過程，否則可能出現(xiàn)由于數(shù)據(jù)不平穩(wěn)所導致的偽回歸問題。面板數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性檢驗方法較多，本研究分別使用PP方法和ADF方法對各變量進行檢驗，如果這兩種檢驗結果一致，則能夠明確判斷各變量是否為平穩(wěn)過程。觀察表3可知，各變量的PP檢驗和ADF檢驗結果均在1%或5%的顯著水平下拒絕了存在單位根的原假設，表明各變量均為平穩(wěn)過程。

（三）Pearson相關性檢驗

表4是Pearson相關性檢驗結果。從結果看，非相關多元化（DU）與短期績效（DQ）的相關系數(shù)為-0.075，不顯著；與長期績效（TAGR）的相關系數(shù)為-0.156，在1%水平顯著，表明長期績效與非相關多元化是顯著負相關。相關多元化（DR）與短期績效（DQ）的相關系數(shù)為0.042，不顯著；與長期績效（TAGR）的相關系數(shù)為0.006，不顯著。綜合結果看，相關分析中多元化指標與績效指標相關性不高，可能的原因是未區(qū)分公司類型，另一個原因可能是未考慮控制變量的影響。相關分析僅可以作為回歸分析前的一個初步檢驗，其結果為單變量關系并不能嚴謹?shù)胤从晨冃c多元化指標的準確關系，此外，各解釋變量和控制變量之間相關系數(shù)值較小，可以表明不存在可能干擾回歸結果的多重共線性問題。

（四）內(nèi)生性檢驗

在面板數(shù)據(jù)的回歸分析之前，必須進行核心解釋變量的內(nèi)生性檢驗，否則可能會由于存在內(nèi)生性問題而導致回歸結果失效或出現(xiàn)嚴重偏誤。由于本文是短面板數(shù)據(jù)，不同公司之間存在差異，本文使用排除異方差問題的Durbin-Wu-Hausman內(nèi)生性檢驗來判斷各實證模型中核心解釋變量的內(nèi)生性是否存在。觀察表5可知，當以DQ為因變量時，核心解釋變量DR和DU存在內(nèi)生性。同樣的，當以TAGR為因變量時，核心解釋變量DR存在內(nèi)生性，而核心解釋變量DU不存在內(nèi)生性。由于動態(tài)面板系統(tǒng)GMM方法兼具了估計動態(tài)效應和解決內(nèi)生性問題的優(yōu)勢，因此，內(nèi)生性檢驗結果表明本研究所選擇回歸方法的適當性和準確性。

五、實證模型回歸結果和分析

由于短面板中上市公司之間常常存在截面異方差問題，本文在回歸中控制了異方差穩(wěn)健標準誤，使回歸結果更加準確和可靠。

（一）短期績效與多元化類型的實證結果

1.相關多元化與短期績效實證結果

表6是短期績效與相關多元化程度相關分析，同時列出文化傳播類公司和信息技術類公司的結果。文化傳播類公司的結果顯示AR（1）統(tǒng)計量的顯著性為0.034；AR（2）為0.096，AR（1）對應的顯著性小于0.05而AR（2）對應的顯著性大于0.05，表明擾動項檢驗結果滿足一階和二階自相關的假設條件。在過度識別檢驗中，Sargan 統(tǒng)計量的顯著性為0.284，表明不存在過度識別現(xiàn)象，認為所采用的工具變量是有效的。文化傳播類公司相關多元化與短期績效負相關，H3-1得到驗證。

信息技術類公司結果顯示，AR統(tǒng)計量和Sargan 統(tǒng)計量的顯著性均符合檢驗原則。相關多元化DR在結果中回歸系數(shù)為0.093，對應的顯著性為0.619，結果不顯著，結果表明在信息技術類傳媒上市公司的模型中，短期績效與相關多元化程度未呈現(xiàn)出顯著的相關關系，H1-1未得到驗證。

2.非相關多元化與短期績效實證結果

表7是短期績效與非相關多元化程度相關分析，同時列出了文化傳播類公司和信息技術類公司結果。文化傳播類公司的結果顯示AR統(tǒng)計量和Sargan 統(tǒng)計量的顯著性均符合檢驗原則。非相關多元化DU在結果中回歸系數(shù)為0.307且在1%的水平下顯著，表明在文化傳播類傳媒上市公司的實證模型結果中，非相關多元化對其短期績效存在顯著的正向影響，假設H4-1得到驗證。

從信息技術技術類公司結果看，AR統(tǒng)計量和Sargan 統(tǒng)計量的顯著性均符合檢驗原則。非相關多元化DU回歸系數(shù)為-1.594且在1%的水平下顯著，表明在信息技術類傳媒上市公司的實證模型結果中，非相關多元化程度對其短期績效存在顯著的負向影響，H2-1得到驗證。

（二）長期績效與多元化類型的實證結果

1.相關多元化與長期績效實證結果

表8是長期績效與相關多元化程度的相關分析，同時列出了文化傳播類公司和信息技術類公司的回歸結果。從文化傳播類公司結果看，AR統(tǒng)計量和Sargan 統(tǒng)計量的顯著性均符合檢驗原則。相關多元化DR的回歸系數(shù)為0.862且在1%水平下顯著，表明相關多元化與文化傳播類傳媒上市公司長期績效呈現(xiàn)顯著的正相關關系，即在樣本期內(nèi)，文化傳播類傳媒上市公司長期績效隨著相關多元化程度的增加而提升，H3-2未得到驗證。

從信息技術類公司結果看，AR統(tǒng)計量和Sargan 統(tǒng)計量的顯著性均符合檢驗原則。相關多元化DR的回歸系數(shù)為0.340且在5%的水平下顯著，表明在樣本期內(nèi)，信息技術類傳媒上市公司長期績效隨著相關多元化程度的增加而提升，H1-2得到驗證。

2.非相關多元化與長期績效實證結果

表9是長期績效與非相關多元化程度的相關分析，同時列出了文化傳播類公司和信息技術類公司的回歸結果。從文化傳播類公司結果看，AR統(tǒng)計量和Sargan 統(tǒng)計量的顯著性均符合檢驗原則。非相關多元化DU回歸系數(shù)為0.762且在1%的水平下顯著，表明非相關多元化與文化傳播類傳媒上市公司的長期績效呈現(xiàn)顯著的正相關關系，即在樣本期內(nèi)，文化傳播類公司長期績效隨著非相關多元化程度的增加而提升，H4-2得到驗證。

從信息技術類公司結果看，AR統(tǒng)計量和Sargan 統(tǒng)計量的顯著性均符合檢驗原則。非相關多元化DU的系數(shù)為-0.687且在10%的水平下顯著，表明非相關多元化與信息技術類傳媒上市公司的長期績效呈現(xiàn)顯著的負相關關系，即在樣本期內(nèi)，信息技術類公司長期績效隨著非相關多元化程度的增加而下降，H2-2得到驗證。

（三）穩(wěn)健性檢驗

在穩(wěn)健性檢驗中，短期績效由托賓Q作為替換比例，長期績效由營業(yè)收入增長率作為替換比例，進行穩(wěn)健性檢驗。結果顯示，就短期績效和多元化的關系而言，文化傳播類公司和信息技術類公司相關多元化均為顯著正相關，結果與原始回歸結果有差異，原始結果中相關多元化顯著性未得到驗證。這可能與短期績效的代理指標有關，原始實證回歸是通過因子分析綜合而來，穩(wěn)健性分析中僅以托賓Q 表示，可能托賓Q不能全面反映公司短期績效含義，需進一步驗證。非相關多元化在文化傳播類公司中顯著正相關，在信息技術類公司中負相關但不顯著，與原始結果基本一致，結果穩(wěn)健。就長期績效和多元化的關系而言，相關多元化在文化傳播類公司為顯著正相關，信息技術類公司無相關性，與原結果不一致。非相關多元化在文化傳播類公司中顯著正相關，在信息技術類公司中顯著負相關，與原始結果一致，結果穩(wěn)健。

結果表明，除了個別回歸結果與原始回歸結果有所差異，其余穩(wěn)健性結果與原始結果保持一致，表明本文基于各研究假設的實證結果較為穩(wěn)健、可靠。（因篇幅限制，在此省略檢驗結果）。

六、結論與討論

（一）結論

本研究主要結論如下：

第一，系統(tǒng)GMM回歸結果表明，文化傳播類傳媒上市公司的相關多元化對其短期績效存在顯著負向影響，H3-1得到驗證；而信息技術類傳媒上市公司的相關多元化與其短期績效為正向相關關系但顯著性較差，H1-1基本得到驗證。

第二，系統(tǒng)GMM回歸結果表明，文化傳播類傳媒上市公司的非相關多元化對其短期績效存在顯著的正向影響，H4-1得到驗證；信息技術類傳媒上市公司的非相關多元化程度對其短期績效存在顯著的負向影響，H2-1得到驗證。

第三，系統(tǒng)GMM回歸結果表明，文化傳播類傳媒上市公司的相關多元化對其長期績效存在顯著正向影響，H3-2未得到驗證；而信息技術類傳媒上市公司的相關多元化與其長期績效為顯著正向相關關系，H1-2得到驗證。

第四，系統(tǒng)GMM回歸結果表明，文化傳播類傳媒上市公司的非相關多元化對其長期績效存在顯著的正向影響，H4-2得到驗證；信息技術類傳媒上市公司的非相關多元化程度對其長期績效存在顯著性較低的負向影響，H2-2基本得到驗證。

第五，本文通過將各實證模型中的短期績效指標替換為托賓Q、長期績效指標替換為營業(yè)收入增長率進行穩(wěn)健性檢驗，由系統(tǒng)GMM回歸結果可知，除了個別回歸結果與原始回歸結果有所差異，其余穩(wěn)健性回歸結果與原始結果保持一致，證明本文基于各研究假設的實證結果具有較強的穩(wěn)健性和可靠性。

（二）討論

本文的研究結果表明，文化傳播類上市公司應當從事非相關多元化經(jīng)營，而信息技術類上市公司應當從事相關多元化經(jīng)營。文化傳播類公司和信息技術類公司在長、短期的相關多元化、非相關多元化實證分析中呈現(xiàn)出截然相悖的結論，其深層原因是不同類型傳媒企業(yè)的產(chǎn)業(yè)屬性、戰(zhàn)略意圖及資源密集程度都存在本質(zhì)差異。

一方面，傳統(tǒng)媒體為了維持生存，紛紛開始了多元化經(jīng)營，相關多元化主要是新聞產(chǎn)品的新媒體化，包括各類網(wǎng)站、微信、微博、客戶端等形態(tài)，但是這種相關多元化經(jīng)營的盈利能力和變現(xiàn)能力都不足以彌補廣告收入銳減的財務缺口，因而從事非相關領域的多元化成為了主要的利潤來源，各大報業(yè)、廣電集團廣泛地涉足房地產(chǎn)、金融投資、教育、酒店、物流等非相關領域，非相關多元化的營業(yè)收入占比持續(xù)提升。另一方面，傳統(tǒng)媒體事業(yè)和產(chǎn)業(yè)屬性兼具的前提是傳統(tǒng)媒體可以從產(chǎn)業(yè)中獲利以維持生存，同時兼顧宣傳和執(zhí)行黨的路線、方針和政策，指導輿論導向的事業(yè)屬性，但是在新媒體逐步地參與市場競爭之后，傳統(tǒng)媒體的經(jīng)濟職能被弱化，事業(yè)和產(chǎn)業(yè)兼具的前提被瓦解，已經(jīng)不能單純依靠新聞資源的變現(xiàn)來獲益，這也是多元化產(chǎn)業(yè)發(fā)展的另一個現(xiàn)實基礎。因此，傳統(tǒng)媒體在廣告收入銳減，主業(yè)發(fā)展遇到瓶頸，以及新媒體沖擊的背景下，依托原有的經(jīng)營業(yè)務難以維持短期和長期的發(fā)展目標，因此在產(chǎn)業(yè)發(fā)展取向上要注重發(fā)展非相關多元化領域，著眼于構建完整的文化產(chǎn)業(yè)價值鏈，目標建立跨行業(yè)的綜合性文化傳播集團，以此維護傳統(tǒng)媒體的競爭力和影響力。

而信息技術類傳媒上市公司涵蓋的則是具有互聯(lián)網(wǎng)基因的新型媒體，天然地賦有資本、技術密集的產(chǎn)業(yè)特征，該類公司以核心業(yè)務為基礎，專注開展同心多元化業(yè)務，在合理的戰(zhàn)略布局下就能得到較高的回報，因此不需要涉足非相關多元化領域。

本研究結論和以往大多數(shù)的傳媒多元化經(jīng)驗和實證研究結論不同，但是卻符合目前的傳媒企業(yè)多元化實踐。目前既有的研究高度認同傳媒企業(yè)要實行相關多元化經(jīng)營，謹慎涉足非相關領域，但這里指的傳媒企業(yè)默認為是傳統(tǒng)主流媒體，并不包含類似互聯(lián)網(wǎng)企業(yè)的新媒體公司，筆者尚未看到有研究區(qū)分了不同類型的傳媒企業(yè)。除此之外，既有研究的研究樣本量少，研究指標選取差異等因素也造成了結論的差異。

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