多元化经营与现金持有“竞争效应”——基于中国制造业上市公司的实证分析，本文主要内容关键词为：实证论文,上市公司论文,效应论文,现金论文,中国制造业论文，此文献不代表本站观点，内容供学术参考，文章仅供参考阅读下载。
现实中的资本市场并不完善，现金持有会影响企业价值，为此，现金持有一直是实务界和学术界关注的热点问题。现有研究可分为现金持有动机(motivation)和现金持有后果(implication)两大脉络。对于前者，众多学者已进行了深入的剖析①[1]，而对于后者——现金持有究竟是损害、还是创造企业价值，现有学者侧重关注高现金持有带来的代理问题，即企业持有大量现金促使管理者构建“企业帝国”，进行无效投资，以增加他们所控制的资源和权力，进而会损害企业价值。因此，当企业积累和持有大量现金时，普遍被视为企业代理问题严重的危险信号[2]。近期，现金与负债的不可完全替代性②[3，4]，美国上市公司现金持有水平的持续上升[1]，尤其是2008年席卷全球金融危机所带来的资本市场动荡和信贷紧缩，引发众多企业由于资金短缺而发生经营失败，现金充裕企业则获得了更多的发展机遇，使得上述认识逐渐被修正，学者们开始关注关系公司市场生存与发展的现金持有“竞争效应”[5-7]。 现金持有“竞争效应”理论首先由Tesler提出，经由Benoit及Bolton等进一步发展所形成[8]，即由于持有足够的现金可使企业实施更有利的产品市场竞争战略(如掠夺性定价或战略性投资等)，或对现有和潜在竞争对手产生可信的威慑作用，进而使企业能够掠夺现金匮乏竞争对手的市场份额，提升自身的产品市场份额。近期国内外实证研究均表明，现金持有具有显著的“竞争效应”，有助于企业市场份额的提升，且在战略依存度高和竞争对手财务状况差的行业内[2]，或融资受限和对冲需求高的企业内[9，10]更为显著。Schroth等[6]以美国医药行业为例，通过模型构建和实证分析发现，企业充裕的现金为其R & D提供融资便利，提升企业竞争优势。Campello[11]和Campello等[12]研究发现，融资约束将迫使企业降低投资，让出产品市场份额。Itzkowitz等[13]则发现，企业持有较多现金以向核心客户承诺其有能力持续进行关系专有资产的投资，进而来保留这些核心客户，确保企业的产品市场份额。Kurt等[14]研究发现，企业通过IPO和SEO获取大量现金后，会采取激进型营销策略以获得更多的产品市场份额。 现有的研究都隐含一个假定，即行业内所有企业具有专业化经营上的同质性，依靠自身持有现金的“竞争效应”来掠夺行业内竞争对手的市场份额。现实中，上市公司一般会涉足多个行业领域。相关数据显示，美国上市公司中近37.91%的公司实施多元化经营[15]，平均单个上市公司涉足1.426个行业[16]；同期，国内实施多元化经营的上市公司则占到62.42%，平均单个上市公司涉足2.156个行业[17]。相对于专业化经营企业，多元化经营企业在“做大”动机、投机机会、经营风险、内部资本市场形成等多方面存在着显著的差异。那么，多元化经营战略对行业内企业现金持有“竞争效应”是否产生重要影响，经济后果又会如何，目前的研究尚未涉及。为此，本文放松现金持有“竞争效应”理论中隐含的行业内企业专业化经营的同质假定，基于中国上市公司制度背景，理论剖析与实证考察多元化经营战略特征对企业现金持有“竞争效应”及其经济后果的影响。该研究拓展了现金持有“竞争效应”的理论研究，丰富了现金持有“竞争效应”与制度环境相关的经验研究。另外，由于多元化经营对公司价值的影响路径众多，影响机理较为复杂，一直以来都是颇具争议的问题。现有学者已从内部资本市场效率[18]、生产效率[17，19]、收益风险波动[20]、资本成本[21，22]、现金持有水平及价值[16，23]等众多路径进行了深入的探讨。本文研究多元化经营战略特征对企业现金持有“竞争效应”及其经济后果的影响，可为理解企业多元化经营动机及其经济后果提供一个全新的视角。 文章后续内容安排如下：第二部分进行理论分析和假设提出；第三部分论述本文研究的具体设计；第四部分为实证结果与分析；第五部分为基于中国制度环境的验证分析；第六部分归纳研究结论，提出政策建议。 理论分析与假设提出 基于现金持有“竞争效应”理论及现有研究，现金持有“竞争效应”可以划分为直接效应和间接效应。现金持有的直接“竞争效应”，即通过持有现金的投入来提升产品市场份额。一方面，现金充裕企业直接采取激进的“掠夺性”行为(predatory behaviors)，即通过增加产出以压低行业内产品价格，或直接采取掠夺性定价，引发面临融资约束的竞争对手发生损失乃至资金困难，从而将其驱赶出市场，最终提升企业的产品市场份额[5，6]；另一方面，企业可以使用充裕的现金为其研发投资、厂址布局、营销网络、并购、广告等战略决策提供资金支持，反过来，这种战略行为帮助企业获得更高的市场份额[24]。现金持有的间接“竞争效应”则是通过持有现金发送的“威慑信号”抑制现有竞争对手的扩张决策和竞争行为，以及面临融资约束的潜在竞争者的进入，进而确保企业现有的产品市场份额[5，8]。那么，当放松行业内企业专业化经营的同质假定时，多元化经营会对企业现金持有直接和间接“竞争效应”产生怎样的影响呢？ 一方面，多元化经营企业的经营理念更倾向于通过“做大”实现“做强”，专业化经营企业的经营理念更倾向于通过“做精”实现“做强”。中国自古就具有“以大为尊”的心理，管理者普遍具有“做大”的情节，企业规模越大，管理者获得的声望和薪酬更高，还可能获得更多来自政府和银行的各项优惠政策和便利条件[25]。因此，相比专业化经营企业，多元化经营企业借助现金持有的“竞争效应”实现扩张的动机更为强烈。 另一方面，相比专业化经营企业，多元化经营企业发挥现金持有“竞争效应”的能力更强。 首先，多元化企业在实施多元化战略之前就已具有更少的成长性，实施多元化是为了获得更多成长机会。Hyland等[18]研究发现，相对于专业化经营企业，实施多元化经营战略后企业确实拥有更多的成长机会。我国现在处于经济转轨时期，一个重要特征就是各行业发展不平衡，行业的利润空间、市场容量都存在较大差异。而我国上市公司多处于传统行业，新兴行业具有高成长和低壁垒特点，这为企业的发展提供新的快速增长机会[26-28]。尤其当企业单个产业面临不利变化时，多元化经营企业可以迅速做到“东边不亮西边亮”。 其次，相比专业化经营企业，多元化经营企业的产品和资源分布较为广泛，各部门投资机会和现金流的相关性更低，这就使得企业整体现金流波动性下降，更为稳定。姜付秀等[21]研究发现，多元化经营对企业收益的波动具有负效应，降低了企业收益的波动程度，增强了企业风险抵御能力。稳定的现金流降低了企业经营风险，可促使其采取更具侵略性的竞争行为来掠夺竞争对手的市场份额，同时还为公司竞争战略提供持续稳定的资金支持，竞争战略的持续实施反过来进一步提高企业的产品市场份额。 第三，多元化经营所形成的内部资本市场对提升企业现金持有“竞争效应”具有重要的影响。Stein指出，内部资本市场可以通过包括协同效应在内的多种效应缓解企业面临的信用约束，具有更多货币效应(“more-money” effect)功能。姜付秀等[20]研究发现，中国外部资本市场尚未完善，企业外部融资环境的不确定性较高，多元化经营所形成的内部资本市场降低了企业的债务融资成本和总资本成本，缓解了企业的融资约束。简言之，内部资本市场的形成缓解了各部门的融资约束，提升了各部门把握投资机会的能力。另外，多元化经营形成的以上市公司为权力中心的内部资本市场，为现金跨部门流动和整合提供了便利[16]。这使得多元化经营形成的内部资本市场对于各部门具有“深口袋效应”[29]，强化了各部门现金持有所传递威慑信号的可信性，进而抑制现有竞争对手的扩张，或潜在竞争者的进入。 综上，本文提出下述假设： 假设1：企业现金持有具有显著的“竞争效应”，即现金持有对企业产品市场份额具有显著的正向影响。 假设2：相比专业化经营企业，多元化经营企业现金持有的“竞争效应”更显著。 承继假设2，本文进一步考察多元化经营企业现金持有“竞争效应”的发挥是否有效提升企业的经营业绩，即现金持有对企业经营业绩的贡献程度如何。Fresard[2]和孙进军等[9]以市场业绩指标(M/B)或会计业绩指标(ROE)作为企业经营业绩的替代变量，实证发现现金持有的“竞争效应”越强，则对企业经营业绩的贡献越大。遵循该逻辑，如果多元化经营企业现金持有对产品市场份额的正向影响更显著，那么可否作出如下的推论——相比专业化经营企业，多元化经营企业现金持有对企业经营业绩的正向影响更为显著？即产品市场份额的扩大是否会带来经营业绩的提升？基于中国的制度背景，现实可能未必如此。 首先，从多元化经营本身来说，多元化经营是把“双刃剑”，其虽然提升了企业发挥现金持有“竞争效应”的能力，但同时也会带来代理问题及由此引发的过度投资等非效率投资。过度投资虽然带来企业产品市场规模的迅速增长，但同时会导致市场中的产品供给过剩，压低了产品的市场价格和盈利空间。另外，多元化经营及其带来的产品市场规模扩大会给企业组织管理带来挑战，增加企业管理和协调成本，这可能会进一步降低企业的经营业绩[17，19]。 其次，从企业的角度来说，“产值规模”和“市场占有率”已成为当今企业营销的重要“品牌”(如全国100强或500强评选的核心标准就是企业营业收入)。在追求“市场占有率”和“产值规模”目标时，国内企业竞争乏术，普遍倾向于浅层次的价格竞争以及促销策略，这可能会压缩企业产品的盈利空间。在“做大”动机的驱使下，多元化经营企业更易利用多元化经营所带来的风险降低和融资能力提升优势，采取激进型的价格竞争策略或促销策略，使得企业产品市场规模迅速扩大的同时，盈利水平却呈现下降的趋势。 最后，从地方政府的角度来说，基于地方经济发展及政治晋升目标的考虑，地方政府具有较强的动机和能力将诸如就业、税收、社会稳定等公共治理的目标内化到地方企业，尤其是地方国有企业的经营活动中[30]，而干预企业资源配置显然是实现政府公共治理目标的一个重要途径。例如，地方政府希望地方企业积极从事多元化投资，迅速做大企业规模，实现产出最大化的目标，以促进当地GDP的增长，增加当地税收收入和降低本地失业率③。相比企业的资源配置效率和盈利能力，地方政府更为关心的是企业销售规模、利税总额以及就业人数等总量性指标，即相比“做强”，更关心“做大”。在地方政府的干预之下，多元化经营企业更易发生过度投资[9]，导致企业现金资源的配置效率下降。 综上，本文提出竞争性假设3： 假设3a：相比专业化经营企业，多元化经营企业现金持有对企业经营业绩的正向影响更显著； 假设3b：相比多元化经营企业，专业化经营企业现金持有对企业经营业绩的正向影响更显著。 1.样本选取与数据来源 鉴于《中国上市公司分类指引》于2001年正式颁布，本文选取2002-2010年共9年的沪、深两市制造业上市公司作为研究样本，以首字母C后一位数字作为制造业公司分类和选取依据，相关实证数据的使用期限为1999-2010年④。为保证数据的代表性和精确性，根据以下原则做了严格剔除：(1)为满足滞后两期数据计算的要求，公司上市时间至少2年；(2)鉴于代码为C99的其他制造业所界定的产品市场并不明确，采用Fresard[2]的处理方案，将该此类行业所属的样本予以剔除；(3)考虑到年度行业均值调整的需要，剔除某一年度行业观测值少于2个的样本；(4)删除主营业务收入或总资产为零或负，以及缺失值的样本。据此，本文共获得6394公司—年的非平衡面板数据，样本分布如表1所示。本文所使用的财务数据来源于Wind数据库，使用STATA 11.0进行面板回归分析。
2.变量设计 (1)产品市场份额业绩指标。企业产品份额变化能够综合体现企业定价策略和其他市场竞争策略的经济后果，且该指标在各行业和各年度的计算口径基本一致，因此，相对于行业的销售收入增长能够较为有效的捕捉企业产品市场业绩变化。为此，Campello[11]、孙进军等[9]采用经年度行业均值调整的销售收入自然对数的变动额(ΔLnSale)来间接衡量某企业的产品市场份额业绩；Fresard[2]和刘端等[10]则是以经年度行业均值调整的主营业务销售收入增长率(ΔSalegrowth)来对此计量。本文以前者作为被解释变量对上述假设进行检验，以后者进行稳健性检验。 (2)企业经营业绩指标。作为新兴资本市场的中国股市具有不成熟性与不稳定性，其典型特征之一便是易受投资者非理性的影响，股价波动剧烈，不能有效反映企业价值[19]。鉴于此，本文借鉴Fresard[2]和孙进军等[9]的会计业绩计量指标和模型设计，采用经年度行业均值调整的净资产报酬率(AROE)作为企业经营业绩指标，以经行业均值调整的总资产报酬率(AROA)作为稳健性检验指标。 (3)企业现金持有指标。借鉴刘端等[10]和孙进军等[9]的变量设计，本文采用经年度行业均值调整的现金持有比例(Acash)作为企业现金持有水平的替代变量。其中，现金持有水平的计量口径采用公司期初现金与交易性金融资产占总资产的比例。 (4)企业多元化经营指标。现有的国内外研究中，多元化经营的计量指标包括企业经营单元数、基于主营业务收入(或资产)基础上的Herfindahl指数和熵指数，以及是否多元化经营的哑变量指标[31]。其中，前三者计量的是企业多元化经营程度，可用于描述多元化涉足行业间的量的关系和分布特征，而多元化经营哑变量则代表了企业在经营战略(多元化或专业化)方面的质的差异。本文的研究目的在于考察企业多元化经营战略特征对企业现金持有“竞争效应”的影响，因此，参考Tong[15]、洪道麟等[27]、Lins等[32]研究文献，采用哑变量(DIV)对企业多元化经营战略特征进行计量，即多元化经营公司赋值为1，否则赋值为0。鉴于多元化经营程度可能会对回归结果存在影响，本文还借鉴袁淳等[23]、陈信元等[35]研究设计，采用企业主营业务涉足的行业数量作为企业多元化经营程度的计量指标，进行了相应的敏感性分析。 3.检验模型设定 基于上述变量设计，建立检验现金持有“竞争效应”的基本实证模型，具体如下式(1)：
基于现金持有“竞争效应”理论，预期
回归系数显著为正，即假设1得到证实。模型中的被解释变量与解释变量定义如上所述，下标i和t分别表示公司和年份，k为变量滞后期数，
分别控制了公司固定效应和年度效应，
为残差项。另外，本文还借鉴Fresard[2]和刘端等[10]的研究设计，加入下述控制变量：(1)前期资产负债率(Lev)变量(包括滞后1期和滞后2期)，以控制资本结构的影响；(2)前期投资支出(Invest)变量(包括滞后1期和滞后2期)，以购建固定资产、无形资产和其他长期资产所支付的现金/总资产计算，控制前期投资行为的影响；(3)前期营销费用(SE)(包括滞后1期和滞后2期)，以销售费用/总资产计算，以控制企业前期诸如广告、促销和打折等营销策略的影响；(4)前期总资产(Lnasset)，以控制资产存量可能的影响；(5)前期企业产品市场份额业绩(包括滞后1期和滞后2期)，以控制其他可能产生影响的遗漏变量(如存储地理位置或分销网络变更)。为防止解释变量中含有被解释变量滞后期值，以ΔSalegrowth滞后期值代替ΔLnSale的滞后期值。
对于上述检验模型，即使采用滞后1期的现金持有作为解释变量，但依然会存在着内生性问题。一是产品市场业绩会反向引起现金持有水平的变化，二是这两者间的关系可能是由于未能观察到的潜在变量引起，属于伪相关。鉴于此，本文采用个体固定效应模型，并将所有连续性变量采用年度行业均值进行调整，以减轻或消除遗漏的且不随时间变化的公司或行业层面因素所引起的伪回归问题。 实证结果与分析 1.描述性统计与分析 表2列示了未经行业调整的主要变量描述性统计结果。结果显示，
的均值为15.6%，与刘端等[10]的16.6%接近；制造业中实施多元化经营的上市公司占到67.3%，平均单个上市公司涉足2.696个行业，略高于李捷瑜等[17]的统计结果。从
等核心变量的均值与标准差来看，部分连续性变量变化很大，说明数据存在离群值。以
为例，均值为25.5%，而标准差为252.5%，通过查看原始数据，发现有近3%的样本年度销售增长率超过100%。为此，本文将连续型变量统一进行上下5%的Winsorize处理，以控制众多离群值的影响。相关系数计算结果显示，在没有控制其他变量的影响下，
间的相关度在1%水平内显著为正，与现金持有“竞争效应”理论初步一致(限于篇幅未报告)。
2.假设1和假设2多元回归检验 假设1和假设2的多元回归结果具体如表3所示。Panel A以
作为模型(1)的被解释变量。其中，列(1)未进行分组，以检验现金持有“竞争效应”的存在性。结果显示，
回归系数在10%统计水平内显著为正，对假设1进行了证实，即企业现金持有具有“竞争效应”。列(2)按照哑变量DIV将样本分为专业化经营组和多元化经营组。回归结果显示，专业化经营组的
回归系数为0.030，统计上不显著，而多元化经营组
回归系数在5%统计水平内显著为正，证实了假设2，即多元化经营企业的现金持有“竞争效应”更显著。Panel B则是以
作为被解释变量，相关的回归结果保持一致，继续支持假设1和假设2。 由控制变量的回归结果还可知：(1)滞后1期负债水平与企业产品市场份额业绩在1%水平内显著负相关，该结果与过度负债会损害企业产品市场份额的观点相一致；(2)滞后1期和2期的投资对企业当年产品市场份额具有重要的影响作用，尤其是对于多元化经营企业组；(3)滞后1期的销售费用及滞后2期销售收入增长对产品市场份额起到显著的负向作用，与刘端等[10]和孙进军等[9]的研究结果一致，表明国内上市公司通过降价促销等手段提高产品市场占有率，仅是市场占有数量的上升，非市场占有质量(顾客满意率和顾客忠诚率)的提升，这会对后期产品市场份额形成透支。
3.假设3多元回归检验 假设3的多元回归结果具体如表4所示。
Panel A和Panel B分别以AROE和AROA作为模型(2)的被解释变量。其中，列(1)和列(3)未进行分组，以检验企业现金持有对企业经营业绩的影响。结果显示，
的回归系数为在1%水平上显著为正，与Fresard[2]、孙进军等[9]回归结果相一致。列(2)和列(4)按照哑变量DIV将样本分为
。回归结果显示，无论以AROE或AROA作为被解释变量，
的
回归系数至少在10%统计水平内显著为正，但前者的数值接近是后者的两倍。采用自举法进行组间系数差异检验时，结果显示，当采用AROE作为被解释变量时，
回归系数的组间差异不显著(p值为0.29)，当采用AROA作为被解释变量时，组间差异显著(p值为0.09)，部分支持假设3b，即多元化经营企业现金持有对其经营业绩的贡献较弱。该结果与曾宏等研究发现相一致，即中国上市公司内部资本市场价值主要源于缓解外部融资约束，而非优化资源配置。 4.敏感性分析 首先，Fresard[2]指出，现金持有“竞争效应”不仅取决于企业现金持有相对规模(与竞争对手相比)，还取决于行业内各企业现金持有水平分布状况。例如，相比现金持有水平标准偏差为15%行业，在标准偏差为2%行业中持有高于竞争对手5%的现金所带来的优势更显著。为此，采用Fresard[2]现金持有的计量指标
，即经行业均值调整后的现金持有水平再除以行业内所有企业现金持有水平标准差，重新进行多元回归检验。相关回归结果如表5所示。Panel A列示的是假设1和假设2的敏感性检验结果，Panel B列示的是假设3的敏感性检验结果。回归结果依然保持一致，支持假设1、假设2和假设3b。
其次，鉴于多元化经营程度可能会对回归结果存在影响，本文借鉴袁淳等[23]、陈信元等[35]等研究设计，以企业主营业务涉足的行业数量作为企业多元化经营程度的计量指标，具体计算公式为Nindus=ln(M+1)，其中的M表示企业主营业务涉足的行业个数(采用制造业的次类标准)。按照年度行业中位数划分为多元化经营程度高
两组，分别进行假设2和假设3的再验证，回归结果未发生实质性变化，依然支持假设2和假设3b(限于篇幅，未予报告)。 另外，鉴于上市公司可能通过换股合并或者增发合并实现企业市场规模的迅速增长，本文将换股合并(5个样本)与增发整体上市(31个样本)的公司样本予以剔除，然后再进行检验，回归结果稳定；考虑到木材、家具行业样本数量较少，将之剔除后再进行回归，结果依然一致。总之，敏感性分析的结果表明了上述研究结论较为稳健。 基于中国制度环境的进一步验证分析 1.基于多元化经营企业性质差异的验证分析 与国外上市公司相比，中国上市公司大部分由国有企业改制而来，政府是国有上市公司的控股股东。因此，相比非国有上市公司，国有上市公司的经营行为更易受到地方政府干预的影响，包括现金持有“竞争效应”的发挥。首先，各级政府基于地方经济发展及政治晋升目标的考虑，借助国有上市公司的控制权，具有较强的动机推动国有上市公司做大产品市场规模。其次，国有上市公司背后隐含着政府的支持和担保。基于“父爱主义”或者政治庇护理论，地方政府倾向通过提供财政补贴、追加投资、增加贷款、减免税收等，以确保国有上市公司的发展[33]。政府背景进一步提升国有上市公司发挥现金持有“竞争效应”的能力。另外，各级政府对资源产业、基础设施、基础产业等项目的投资实行核准政策。相比非国有企业，国有企业基础条件好，具有“先天”的优势，更易获得较好的投资机会。 虽然国有背景提升了国有上市公司发挥现金持有“竞争效应”的动力和能力，但也会使企业目标由企业价值最大化转而变成目标多元化，企业业绩与管理者付出之间的因果关系模糊，致使政府无法界定企业效率较低的真正原因是管理者的能力低下，还是因承担了非经济目标的负担所致，抑或是管理者道德风险的结果。另外，“所有者虚位”和“委托人行政化”导致国有上市公司委托代理问题更为严重，显性激励不足和负激励缺乏的管理者在预算软约束的预期下具有强烈的动机做大企业，以满足政府的愿望和获得更高的声誉与薪酬[25]，而忽视企业资源配置效率的高低。相比，非国有上市公司虽然也存在着通过多元化经营“做大”企业的动机，但由于控股股东和经理层利益更为一致，出于自身利益的最大化以及预算硬约束的预期下，企业更注重“做优”。洪道麟等[27]和邓可斌等[34]研究发现，相比国有上市公司，非国有上市公司多元化经营形成的内部资本市场效率更高。 综上，如果多元化经营企业现金持有“竞争效应”更强，但对企业经营业绩贡献偏弱，遵循该逻辑，初步预期，相比非国有多元化经营企业，国有多元化经营企业现金持有“竞争效应”更为显著，但对企业经营业绩的贡献偏低。基于此，本文以多元化经营企业为样本，分为国有组(State=1)和非国有组(State=0)进行分组回归⑤，具体回归结果如表6所示。Panel A列示了以
分别作为解释变量的多元回归结果。列(1)则对
=1的样本公司进行分组，结果显示，模型(1)中State=1组的
回归系数为在1%水平上显著为正，而State=0组的
回归系数统计上不显著；模型(2)中State=1组与State=0组的
回归系数相差不大，且在10%的水平内显著为正，这可能是未考虑这两组企业多元化经营程度上的差异所致。为此，列(2)中以
=1的样本公司进行分组回归。结果显示，模型(1)的分组回归结果保持稳定，而模型(2)中State=1组
回归系数的数值和显著性均低于State=0组，与预期基本一致，进一步从多元化经营企业的国有性质视角验证了之前回归结果的稳健性。Panel B列示了以
分别作为模型(1)和(2)解释变量的多元回归结果，回归结果基本一致。
2.基于地方政府干预程度差异的验证分析 新型加转轨的经济环境下，中国各地市场化进程存在重大的差异，各地政府对国有企业干预的程度不尽相同。陈信元等[35]研究发现，政府干预经济越严重的地区，政府直接控股的上市公司更易实行多元化经营，且公司多元化经营更多出于政治目标和社会职能的考虑，降低了企业的经营业绩。同样，遵循上述逻辑，我们预期，地方政府干预程度越强，则所在地区的地方国有多元化经营上市公司的现金持有“竞争效应”更显著，但对经营业绩的贡献较弱。参考柳剑华[25]和陈德球等[36]的研究设计，以企业跟地方政府打交道的时间作为地方政府干预程度的替代变量⑥。企业跟地方政府打交道的时间数据来源于世界银行的调查报告《政府治理、投资环境及和谐社会——中国120个城市竞争力调查》。鉴于该报告仅涉及120个地区及直辖市，本文以各省已列示地区的数据计算出各省均值，以此作为该省未列示的上市公司所在地区的数值。在对各地区数值排序的基础上，按中位数将地方国有多元化经营上市公司划分为地方政府干预程度高(Hgovern)与低(Lgovern)两组样本，然后基于模型(1)和(2)进行分组回归，具体回归结果如表7所示。 表7回归结果显示，无论以
(Panel A)或
(Panel B)作为解释变量，模型(1)中政府干预程度高组(Hgovern)中的
回归系数数值和统计显著性基本高于政府干预程度低组(Lgovern)，而模型(2)中的回归结果则相反，尤其当考虑这两者多元化经营程度差异的时候(以
=1的地方国有上市公司作为样本)。回归结果基本符合预期，进一步从地方政府干预程度差异的视角验证了之前回归结论的稳健性。
结论与政策启示 本文放松现金持有“竞争效应”理论中隐含的行业内企业专业化经营的同质假定，利用中国沪深两市2002-2010年间制造业上市公司的非平衡面板数据，采用固定效应模型考察了多元化经营战略特征对企业现金持有“竞争效应”及其经济后果的影响，并基于中国上市公司制度环境进行了验证分析。研究发现：(1)现金持有具有显著的“竞争效应”；相比专业化经营企业，多元化经营企业现金持有“竞争效应”更为显著，但对企业经营业绩的贡献较弱；(2)基于中国上市公司制度环境的验证分析表明，相比非国有多元化经营企业，国有多元化经营企业的现金持有“竞争效应”更为显著，但对企业经营业绩的贡献较弱，尤其是政府干预程度高地区的地方国有企业。本研究拓展了现金持有“竞争效应”的理论研究，丰富了现金持有“竞争效应”与制度环境相关的经验研究。同时，本文研究发现多元化经营会对企业现金持有“竞争效应”及经济后果产生重要的影响，为理解企业多元化经营动机及其经济后果提供了一个全新的视角，即基于现金持有“竞争效应”的视角，多元化经营有助于多元化企业“做大”，但未能实现“做优”。 本文的启示之一在于，从现金持有“竞争效应”的视角揭示出多元化经营是“双刃剑”。企业在借助多元化经营谋求企业“做大做强”时，需要对多元化经营战略所带来的消极因素给予充分的重视，有效提升内部资本市场的资源配置效率，同时实现“做大”与“做优”。本文的另一启示在于，过度的政府干预会强化企业“规模导向”的粗放式发展模式，引发了行业的产能过剩和企业资源配置效率的降低。因此，各级政府应弱化对国有企业经营活动的干预，同时借助合理的薪酬契约，以引导国有企业管理者经营理念由“规模导向”向“效益导向”和“价值导向”的转变⑦。 ①现金持有动机的相关研究包括现金持有的避税动机、交易动机、预防动机和代理动机。 ②基于企业现金可视为负负债的认识，学者们普遍关注债务融资对企业产品市场竞争策略与产品市场份额的影响。Acharya等[3]关于债务政策与现金持有量决策的研究发现，存在融资约束情形下，企业现金与负债具有不完全替代性，这使得学者们重新审视现金持有与企业产品市场竞争的互动关系。 ③地方政府以及国资委的多个文件中都提到了“组建大公司和企业集团”的目标，如“九五规划”到“十二五规划”均有体现。 ④之所以选择制造业，是为了降低潜在行业特征差异对回归结果的影响，且制造业的竞争更为激烈，样本数量在整个上市公司中占有较高比例，具有代表性。 ⑤参考夏立军等[30]研究设计，将国资委、中央部门、地方政府或地方国资委控制的上市公司界定为国有企业(State=1)，其中将隶属于地方政府或地方国资委的国有企业界定为地方国有企业；将个人、职工持股会、集体企业或外资企业等控制的上市公司界定为非国有企业(State=0)，数据来自Wind数据库。 ⑥企业跟地方政府打交道时间主要通过调查四家主要政府机构(税务局、公安局、环保局及劳动与社会保障局)对企业干预时间获得。时间越长，表示企业和政府每年互动天数越多，说明政府干预程度越高。 ⑦2007年两会期间，温家宝总理作的《政府工作报告》就已要求各级政府更加注重转变经济增长方式，将政策强调的重心由“快”转向“好”，实现“又好又快”的发展目标。
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