2. 清华大学 城镇化与产业发展研究中心, 北京 100084;
3. 香港恒生管理学院 会计系, 香港
2. Center for Urbanization and Industrial Development, Tsinghua University, Beijing 100084, China;
3. Department of Accountancy, Hang Seng Management College, Hong Kong
多元化战略提出至今,其与企业绩效的关系在学术界颇有争议。西方学术界主要有以下观点: Oliver [1] 研究认为多元化能较好的克服外部资本市场的缺陷,通过建立有效内部资本市场降低交易成本,从而提升企业绩效; Thomsen[2] 认为多元化战略是股东与高层管理者利益冲突所产生的代理行为,高层管理者为追求自身利益的最大化从而会损害企业绩效。尽管西方理论界存在上述2种截然不同的理论观点,但自西方发达国家发起 “归核化” 运动,Berger[3, 4, 5] 等众多西方学者通过实证检验发现多元化战略会降低企业价值。国内学术界关于二者关系研究尚未形成一致结论。如苏冬蔚[6] 实证分析发现多元化战略与企业绩效正相关;姚俊等[7] 发现多元化战略与企业绩效负相关; 而朱江等[8] 认为多元化战略与企业绩效不相关。
梳理多元化战略与企业绩效相关文献发现,造成研究结论不一致主要原因如下: 首先,国外学者的研究均集中在发达国家,而对于新兴市场国家由于要素市场尚不发达,各项制度仍需完善,不同的市场环境致使多元化与企业绩效的研究结论存在很大差异; 其次,度量多元化、企业绩效的指标较多,研究者偏好决定了代理变量选择存在偏差,致使研究结论出现差异; 此外,现有研究均基于横截面数据来分析二者关系,忽略了多元化战略与企业绩效在时间序列上是一个动态关系,使得研究结论有失偏颇; 再者,现有关于多元化与企业绩效关系的实证研究忽略了行业差异及公司股权结构差异给二者关系带来的潜在影响; 最后,每个企业都可能有多种类型的多元化,多种类型多元化如何相互交织作用影响企业绩效,现有研究并没有从综合视角给出答案。
本文采用全新视角度量房地产上市公司多元化程度,即区域类型多元化(分布的城市范围)、 产品类型多元化(住宅地产、商业地产、写字楼、其他)、 业务类型多元化(房地产业务单元、其他业务单元),进而分析各种类型多元化对企业绩效的影响; 在此基础上,借助因子分析法构建反映中国房地产上市公司多元化程度和企业绩效的集成指标,从综合视角审视整体多元化程度对企业绩效的影响。
1 研究框架1) 基于现有多元化理论及企业绩效理论,初步选取反映房地产上市公司多元化程度和企业绩效的代理指标,在此基础上,借助因子分析法构建多元化程度及企业绩效的集成指标。
2) 实证分析房地产上市公司多元化程度和企业绩效的关系。首先,构建计量模型分析各种类型多元化对企业绩效的影响; 再者,基于集成指标,从综合视角审视多元化程度对企业绩效的影响。
2 房地产上市公司多元化与企业绩效指标选取 2.1 初选多元化、企业绩效指标对于多元化的度量,国外学者Ansoff[9] 通过产品的种类数来测度企业多元化程度; Gort[10] 利用主营业务销售份额占所在行业数的比例来测定多元化程度; Wrigley[11] 使用专业化比率和相关业务多元化来度量多元化程度。基于文献综述,本文选取区域类型多元化、产品类型多元化、业务类型多元化这3大类多元化作为房地产上市公司多元化程度代理指标,指标的界定范围为该企业在某个区域(某种产品、某种业务类型)的收入占总收入比例大于等于5%,计为该企业的一个业务单元。
此外学术界研究多元化战略与企业绩效关系时,对企业绩效的测度也不尽一致。国外学者大多选择Tobin Q值作为企业绩效的代理指标,由于中国资本市场仍不完善,国内学者对企业绩效的度量多采用净资产收益率(ROE)、 资产收益率(ROA)、 每股收益率(EPS)作为代理指标,本文基于现有研究,分别选取上述这3个指标作为反映企业绩效的初选指标,同时可作为实证分析的相互稳健性补充检验。
此外,Shleifer和Vishny[12] 证实对多元化与企业绩效的关系分析时,需考虑股权结构对二者关系的影响; 同时现有实证研究表明[13]公司规模、资产负债率不同时,公司多元化的能力也存在差异,进而影响企业绩效。基于此,本文选取前十大股东持股比例、公司规模、资产负债率指标作为分析多元化与企业绩效关系的控制变量。
反映房地产上市公司多元化状况与企业绩效的初选指标见表1所示。
类别 | 指标 | 变量 | ||
代理变量 | 内涵 | 代码 | 取值标准 | |
企业绩效 | 净资产收益率 | 反映自有资本获得净收益水平 | ROE | 税后利润与所有者权益之比 |
总资产收益率 | 反映公司的竞争能力 | ROA | 净利润与总资产总额之比 | |
每股收益率 | 反映普通股的获利水平 | EPS | 税后利润与发行在外普通股股数之比 | |
多元化 | 区域类型多元化 | 房地产上市公司分布区域 | AREA | 在该区域营业收入占总收入5%以上,计为1个业务单元 |
产品类型多元化 | 房地产上市公司产品分部相关领域 | PC | 在该产品领域营业收入占总收入5%以上,计为1个业务单元 | |
业务类型多元化 | 房地产上市公司业务分布不相关领域 | ICOI | 在该行业领域营业收入占总收入5%以上,计为1个业务单元 | |
控制变量 | 前十大股东持股比例 | 反映公司控股股东对公司的控制权 | CN | 前十大股东持股份额/公司总市值 |
资产负债率 | 反映公司负债水平 | ALR | 总负债/总资产 | |
公司规模 | 反映公司规模 | Ln(TA) | 公司总资产的自然对数值 |
1) 原始数据标准化
选取2007—2013年间A股房地产上市公司数据为初始样本,剔除同时发行B股、 H股、 N股或S股的公司及数据缺失样本,筛选出113家房地产上市公司。数据的描述性统计见表2。
年份 | 取值 | 多元化指标值 | 企业绩效指标值 | 控制变量指标值 | ||||||
AREA | PC | ICOI | ROE | ROA | EPS | CN | ALR | Ln(TA) | ||
2007 | 最小值 | 1 | 1 | 1 | -42.0 | -12.4 | -0.4 | 22.0 | 4.2 | 15.4 |
最大值 | 10 | 7 | 6 | 38.2 | 29.4 | 1.3 | 87.3 | 89.7 | 25.5 | |
2005 | 最小值 | 1 | 1 | 1 | -29.5 | -5.6 | -0.4 | 21.1 | 1.5 | 15.5 |
最大值 | 8 | 6 | 5 | 46.8 | 28.4 | 1.2 | 87.3 | 92.1 | 25.6 | |
2009 | 最小值 | 1 | 1 | 1 | -20.3 | -6.0 | -0.3 | 20.2 | 1.7 | 15.6 |
最大值 | 9 | 5 | 5 | 45.2 | 16.9 | 1.5 | 87.0 | 91.0 | 26.1 | |
2010 | 最小值 | 1 | 1 | 1 | -15.7 | -12.3 | -0.2 | 20.5 | 10.6 | 19.1 |
最大值 | 7 | 5 | 5 | 49.2 | 24.5 | 1.6 | 87.7 | 91.8 | 26.4 | |
2011 | 最小值 | 1 | 1 | 1 | -16.2 | -7.3 | -0.1 | 20.1 | 2.5 | 19.1 |
最大值 | 8 | 5 | 6 | 29.9 | 18.1 | 1.9 | 88.9 | 89.9 | 26.7 | |
2012 | 最小值 | 1 | 1 | 1 | -34.3 | -11.8 | -0.3 | 16.1 | 1.6 | 19.1 |
最大值 | 8 | 4 | 6 | 40.9 | 31.0 | 2.5 | 87.7 | 90.6 | 26.9 | |
2013 | 最小值 | 1 | 1 | 1 | -42.0 | -12.4 | -0.5 | 16.1 | 1.5 | 15.4 |
最大值 | 10 | 7 | 6 | 49.2 | 31.0 | 2.5 | 99.0 | 92.1 | 26.9 | |
均值 | 最小值 | 1 | 1 | 1 | -42.04 | -12.44 | -0.5 | -0.46 | 16.14 | 1.45 |
最大值 | 10 | 7 | 6 | 49.16 | 31.01 | 2.5 | 2.45 | 98.95 | 92.1 |
首先对原始数据进行标准化处理,处理方法如式(1)所示,即:
$X_{ij}^1 = \frac{{{X_{ij}} - \overline {{X_j}} }}{{{S_j}}}. $ | (1) |
其中: Xij1为原始指标标准化后的值; Xij为初选指标原始数值; $ {\overline {{X_j}} }$为第j个初选指标的原始值的均值; Sj为第j个初选指标原始值的标准差。初选指标数据标准化处理后的结果如表3所示。
年份 | 取值 | 多元化指标值 | 企业绩效指标值 | 控制变量指标值 | ||||||
AREA | PC | ICOI | ROE | ROA | EPS | CN | ALR | Ln(TA) | ||
2007 | 最小值 | -0.7 | -1.3 | -1.0 | -3.2 | -2.9 | -2.1 | -2.1 | -2.4 | -4.8 |
最大值 | 3.9 | 2.4 | 3.5 | 2.1 | 2.9 | 3.3 | 2.7 | 2.0 | 2.8 | |
2008 | 最小值 | -0.8 | -1.0 | -0.9 | -4.0 | -2.9 | -2.2 | -2.0 | -2.9 | -4.9 |
最大值 | 4.2 | 3.6 | 3.3 | 2.4 | 3.9 | 3.5 | 1.9 | 2.1 | 2.7 | |
2009 | 最小值 | -0.9 | -1.2 | -0.9 | -4.1 | -2.6 | -2.2 | -2.0 | -3.2 | -4.7 |
最大值 | 3.6 | 2.9 | 3.0 | 3.8 | 5.0 | 2.8 | 1.9 | 2.2 | 2.5 | |
2010 | 最小值 | -1.0 | -1.2 | -1.0 | -3.1 | -3.0 | -1.8 | -1.9 | -3.2 | -4.5 |
最大值 | 4.5 | 3.1 | 2.9 | 3.5 | 2.8 | 3.3 | 2.0 | 1.9 | 2.6 | |
2011 | 最小值 | -1.0 | -1.2 | -1.0 | -2.6 | -4.2 | -1.5 | -1.9 | -2.9 | -2.4 |
最大值 | 3.1 | 2.9 | 3.2 | 3.7 | 4.4 | 3.2 | 1.9 | 2.0 | 2.8 | |
2012 | 最小值 | -1.1 | -1.2 | -1.0 | -2.9 | -3.0 | -1.2 | -1.9 | -3.3 | -2.3 |
最大值 | 4.0 | 3.1 | 3.7 | 2.3 | 3.3 | 3.8 | 2.1 | 1.7 | 2.7 | |
2013 | 最小值 | -1.0 | -1.3 | -1.0 | -4.4 | -3.7 | -1.5 | -2.1 | -3.2 | -2.4 |
最大值 | 3.7 | 2.2 | 3.8 | 3.2 | 5.8 | 4.3 | 2.0 | 1.6 | 2.7 | |
均值 | 最小值 | -1.1 | -1.3 | -1.0 | -4.4 | -4.2 | -2.2 | -2.1 | -3.3 | -4.9 |
最大值 | 4.5 | 3.6 | 3.8 | 3.8 | 5.8 | 4.3 | 2.7 | 2.2 | 2.8 |
2) 构造因子变量
基于主成分分析法对标准化的数值构造因子变量,得到各指标所有信息的因子DYHn,q(n=7~13,对应2007—2013年; q=173,表示各年份指标的因子)和JXn,q(q=1~3)及其对应的特征根和特征向量,并计算相应因子的方差贡献率与累计方差贡献率,依据累计方差贡献率在85%以上原则,分别选取2个因子,作为公司多元化状况、企业绩效集成指标的主成分; 进而得到主成分表达式的变量系数。
3) 确定集成指标
集成指标是主成分的加权合成值,权数为单个因子的方差贡献率[14]。2007—2013年房地产上市公司多元化水平集成指标DYHn与企业绩效集成指标JXn表达式见表4所示。
年份 | 多元化集成指标DYHn | 企业绩效集成指标JXn |
2007 | DYH7=0.583DYH7,1+0.337DYH7,2 | JX7=0.803JX7,1+0.144JX7,2 |
2008 | DYH8=0.591DYH7,1+0.334DYH7,2 | JX8=0.844JX7,1+0.113JX7,2 |
2009 | DYH9=0.567DYH7,1+0.329DYH7,2 | JX9=0.785JX7,1+0.158JX7,2 |
2010 | DYH10=0.551DYH7,1+0.333DYH7,2 | JX10=0.799JX7,1+0.149JX7,2 |
2011 | DYH11=0.588DYH7,1+0.325DYH7,2 | JX11=0.762JX7,1+0.187JX7,2 |
2012 | DYH12=0.582DYH7,1+0.166DYH7,2 | JX12=0.788JX7,1+0.166JX7,2 |
2013 | DYH13=0.578DYH7,1+0.320DYH7,2 | JX13=0.758JX7,1+0.182JX7,2 |
为了从微观视角审视区域类型多元化、产品类型多元化、业务类型多元化对企业绩效的影响,本文构建房地产上市公司多元化与企业绩效的理论模型如式(2)所示,即
$\begin{array}{*{20}{c}} {PE = {\beta _0} + {\beta _1}{\rm{ARE}}{{\rm{A}}_n} + {\beta _2}{\rm{P}}{{\rm{C}}_n} + {\beta _3}{\rm{ICO}}{{\rm{I}}_n}}\\ {{\beta _4}{\rm{C}}{{\rm{N}}_n} + \sum {{\beta _i}{X_{i,n}} + {\varepsilon _i}.} } \end{array} $ | (2) |
其中: PE为企业绩效,用ROE、 ROA、 EPS来度量; AREAn为第n年区域类型多元化指标; PCn为第n年产品类型多元化指标; ICOIn为第n年业务类型多元化指标; CNn为第n年前十大股东持股比例; Xi,n为第n年模型的第i个控制变量,选取资产负债率、企业规模作为模型的控制变量。回归结果见表5。
年份 | 被解释变量 | 解释变量 | 控制变量 | ||||||||||
β1 | β2 | β3 | β4 | β5 | β6 | ||||||||
系数值 | p值 | 系数值 | p值 | 系数值 | p值 | 系数值 | p值 | 系数值 | p值 | 系数值 | p值 | ||
2007 | ROE | -0.14 | 0.395 | -0.16 | 0.074 | -0.70 | 0.59 | 0.13 | 0.044 | 0.07 | 0.359 | 2.88 | 0.017 |
ROA | -0.16 | 0.87 | -0.54 | 0.48 | -0.85 | 0.28 | 0.05 | 0.12 | -0.04 | 0.27 | 1.40 | 0.03 | |
EPS | -0.02 | 0.31 | -0.07 | 0.11 | -0.03 | 0.52 | 0.00 | 0.13 | 0.00 | 0.62 | 0.18 | 0.00 | |
2008 | ROE | -0.04 | 0.95 | -2.25 | 0.20 | -2.55 | 0.37 | 0.26 | 0.00 | -0.02 | 0.81 | 3.36 | 0.01 |
ROA | -0.14 | 0.63 | -0.86 | 0.31 | -0.99 | 0.52 | 0.11 | 0.00 | -0.06 | 0.11 | 1.51 | 0.02 | |
EPS | -0.001 | 0.907 | -0.009 | 0.799 | -0.068 | 0.066 | 0.004 | 0.005 | -0.003 | 0.032 | 0.134 | 0.000 | |
2009 | ROE | -0.2 | 0.69 | -0.23 | 0.87 | -2.07 | 0.03 | 0.10 | 0.03 | 0.06 | 0.30 | 1.89 | 0.01 |
ROA | -0.4 | 0.13 | -0.45 | 0.89 | -0.96 | 0.02 | 0.05 | 0.09 | -0.05 | 0.09 | 1.08 | 0.00 | |
EPS | 0 | 0.92 | -0.02 | 0.53 | -0.07 | 0.03 | 0.00 | 0.14 | 0.00 | 0.15 | 0.14 | 0.00 | |
2010 | ROE | -0.26 | 0.61 | -0.49 | 0.77 | -1.86 | 0.14 | 0.11 | 0.04 | 0.11 | 0.09 | 2.28 | 0.01 |
ROA | -0.24 | 0.52 | -0.69 | 0.24 | -1.02 | 0.01 | 0.03 | 0.14 | -0.04 | 0.11 | 1.15 | 0.00 | |
EPS | -0.01 | 0.69 | -0.02 | 0.67 | -0.04 | 0.29 | 0.00 | 0.15 | 0.00 | 0.50 | 0.15 | 0.00 | |
2011 | ROE | -0.43 | 0.52 | -1.59 | 0.22 | -1.17 | 0.41 | 0.15 | 0.01 | -0.01 | 0.87 | 2.56 | 0.00 |
ROA | -0.46 | 0.25 | -0.19 | 0.76 | -0.71 | 0.22 | 0.04 | 0.09 | -0.05 | 0.09 | 0.77 | 0.02 | |
EPS | -0.03 | 0.28 | -0.03 | 0.24 | -0.05 | 0.87 | 0.00 | 0.21 | 0.00 | 0.30 | 0.14 | 0.00 | |
2012 | ROE | -0.09 | 0.16 | -1.50 | 0.00 | -1.98 | 0.25 | 0.12 | 0.00 | 0.09 | 0.08 | 1.74 | 0.00 |
ROA | -0.12 | 0.67 | -0.48 | 0.01 | -0.65 | 0.11 | 0.04 | 0.08 | 0.02 | 0.59 | 0.74 | 0.01 | |
EPS | -0.03 | 0.15 | -0.06 | 0.13 | -0.08 | 0.85 | 0.00 | 0.11 | 0.00 | 0.03 | 0.19 | 0.00 | |
2013 | ROE | -0.18 | 0.79 | -0.42 | 0.71 | -1.36 | 0.17 | 0.16 | 0.01 | -0.07 | 0.26 | 3.17 | 0.00 |
ROA | -0.66 | 0.77 | -0.25 | 0.64 | -0.32 | 0.59 | 0.07 | 0.02 | -0.08 | 0.01 | 1.58 | 0.00 | |
EPS | -0.01 | 0.83 | -0.03 | 0.44 | -0.02 | 0.47 | 0.00 | 0.22 | -0.01 | 0.00 | 0.26 | 0.00 | |
均值 | ROE | -0.39 | 0.26 | -0.65 | 0.24 | -2.89 | 0.00 | 0.30 | 0.00 | -0.19 | 0.00 | 4.15 | 0.00 |
ROA | -0.47 | 0.61 | -0.43 | 0.44 | -2.84 | 0.00 | 0.16 | 0.00 | -0.10 | 0.00 | 0.62 | 0.11 | |
EPS | -0.01 | 0.47 | -0.05 | 0.00 | -0.05 | 0.01 | 0.01 | 0.00 | -0.01 | 0.00 | 0.17 | 0.00 |
分析表5,2007—2013年多元化与企业绩效关系如下:
1) 历年多元化指标分别对企业绩效的代理指标ROE、 ROA、 EPS的回归系数对应的p值均大于显著性水平0.1,说明公司各种类型多元化与企业绩效显著性关系不强; 且回归系数均为负值,即多元化对企业绩效有折价效应,且对企业绩效各代理指标回归结果较为一致。
2) 历年多元化指标对企业绩效的回归系数,区域类型多元化回归系数绝对者最小,均值样本对ROE、 ROA、 EPS回归系数分别为(-0.39,-0.47,-0.01); 产品类型多元化回归系数其次,均值样本对ROE、 ROA、 EPS回归系数分别为(-0.65,-0.43,-0.05); 业务类型多元化回归系数绝对值最大,均值样本对ROE、 ROA、 EPS回归系数分别为(-2.89,-2.84,-0.05); 说明房地产上市公司从事相关业务多元化较非相关业务多元化给企业绩效带来的折价效应较小。
3.2 综合视角房地产上市公司多元化与企业绩效关系分析进一步从综合视角审视房地产上市公司的整体多元化程度与企业绩效的关系,构建计量经济模型如式(3)所示,即
$\begin{array}{l} {\rm{ZJ}}{{\rm{X}}_n} = {\beta _0} + {\beta _1}{\rm{ZDY}}{{\rm{H}}_n} + \\ \;\;\;\;\;\;\;\;\;\;{\beta _2}{\rm{ZC}}{{\rm{N}}_n} + \sum {{\beta _i}{\rm{Z}}{{\rm{X}}_{i,n}} + {\varepsilon _i}.} \end{array} $ | (3) |
其中: ZJXn为企业绩效的第n年集成指标; ZDYHn为多元化的第n年集成指标; ZCNn为标准化后第n年前十大股东持股比例; ZXi,n为标准化后第n年第i个控制变量。考虑企业规模、资产负债率等对回归方程的影响,回归结果见表6。
年份 | 被解释变量 | 解释变量 | 控制变量 | ||||||
β1 | β2 | β3 | β4 | ||||||
系数值 | p值 | 系数值 | p值 | 系数值 | p值 | 系数值 | p值 | ||
2007 | ZJX7 | -0.21* | 0.09 | 0.11 | 0.11 | 0.05 | 0.51 | 0.30 | 0.01 |
2008 | ZJX8 | -0.34*** | 0.01 | 0.26 | 0.00 | -0.03 | 0.67 | 0.35 | 0.00 |
2009 | ZJX9 | -0.22** | 0.02 | 0.17 | 0.01 | -0.01 | 0.95 | 0.38 | 0.00 |
2010 | ZJX10 | -0.09** | 0.04 | 0.13 | 0.06 | 0.05 | 0.55 | 0.37 | 0.00 |
2011 | ZJX11 | -0.21** | 0.03 | 0.12 | 0.07 | -0.05 | 0.55 | 0.46 | 0.00 |
2012 | ZJX12 | -0.26*** | 0.01 | 0.15 | 0.02 | -0.05 | 0.49 | 0.51 | 0.00 |
2013 | ZJX13 | -0.16* | 0.07 | 0.14 | 0.05 | -0.23 | 0.01 | 0.60 | 0.00 |
均值 | ZJX | -0.32*** | 0.00 | 0.34 | 0.00 | -0.17 | 0.00 | 0.31 | 0.00 |
注: ***表示在0.01的水平上显著相关; **表示在0.05的水平上显著相关; *表示在0.1的水平上显著相关 |
分析表6,2007—2013年多元化与企业绩效关系如下:
1) 房地产上市公司综合多元化程度对企业绩效的回归系数对应的p值均小于显著性水平0.1,说明公司整体多元化程度与企业绩效显著相关; 且回归系数均为负值,即公司整体多元化程度越高对企业绩效的折价效应越明显。
2) 均值样本的回归系数为-0.32,再次验证了整体多元化对企业绩效的折价效应。控制变量中前十大股东持股比例与企业绩效显著正相关,资产负债率与企业绩效显著性关系不强,企业规模与企业绩效显著正相关。
4 结 论目前,关于多元化战略对企业绩效的研究,发达国家基本趋于肯定多元化会降低企业绩效,新兴市场国家结论不一。本文在借鉴现有多元化战略与企业绩效实证研究的基础上,从微观和综合视角分别审视多元化与企业绩效的关系,为了保证实证结果的稳健性,分别选取净资产收益率、总资产报酬率、每股收益率指标作为企业绩效代理指标,展开实证分析,分析结果表明:
1) 从微观视角来看,房地产上市公司各种类型多元化对企业绩效均有折价效应。其中,业务多元化引起的折价效应最小,而非相关业务多元化的折价效应最大。
2) 从综合视角来看, 房地产上市公司综合多元化水平越高,企业绩效折价效应越显著。这为研究多元化与企业绩效关系提供了新思路。
[1] | Oliver E W. Markets and Hierarchies: Analysis and Anti-trust Implications [M]. New York, USA: The Free Press, 1975. |
[2] | Thomsen P. Ownership structure and economics performance in the largest European companies [J]. Strategic Management Journal, 2000, 21(6): 6-31. |
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