1、多元化經(jīng)營會降低公司風險嗎基于股東、管理層和債權人的視角魏鋒 孫曉鐸（重慶大學貿(mào)易與行政學院，重慶 400030）摘 要：本文利用2001-2005年間滬、深兩市692家上市公司的財務數(shù)據(jù)和市場數(shù)據(jù)，構建基于股東、管理層和債權人角度的公司風險指標，運用面板數(shù)據(jù)誤差糾正模型估計方法，實證檢驗了多元化經(jīng)營與公司風險之間的關系。研究結果表明，多元化經(jīng)營會提高公司的市場風險，但會降低公司的經(jīng)營風險。這一結果說明我國上市公司進行多元化經(jīng)營得到了管理層的支持，而未能得到股東特別是中小股東的支持。關鍵詞：多元化經(jīng)營；財務風險；經(jīng)營風險；市場風險；特有風險作者簡介：魏鋒，管理學博士，重慶大學貿(mào)易與行政學院講師

2、，研究方向：公司金融。孫曉鐸，女，會計師，供職于重慶大學貿(mào)易與行政學院。中圖分類號：F830.9 文獻標識碼：AAbstract: Using the financial data and market data of 692 listed companies from 2001 to 2005, and the method of panel data error-corrected model, and setting up the risk indicators from the view of shareholders, managements and creditors, the p

3、aper empirical examines the relationship between diversification and corporate risk. The results indicate that corporate diversification increases the market risk of the listed companies, but it decreases the operation risk.Key words: corporate diversification；financial risk；operation risk；market ri

4、sk；specific risk引言多元化經(jīng)營一直是困撓學術界和實務界的一個難題，學者們從不同角度對多元化經(jīng)營進行了研究，但仍然未能完全解釋實務中眾多公司進行多元化經(jīng)營與理論上的多元化折價之謎（Villalonga，2004）6。目前有關多元化的研究主要集中于兩個方面，一是有關多元化經(jīng)營與公司價值之間的關系，即多元化經(jīng)營的價值效應；二是有關這種價值效應的原因解釋，或者說多元化經(jīng)營動機，其中一種即是基于委托代理理論的多元化經(jīng)營會降低公司風險的解釋。Lewellen（1971）3首次考察了多元化經(jīng)營與公司風險之間的關系，認為由于多元化公司的不同業(yè)務分部產(chǎn)生的現(xiàn)金流是不完全相關的，因此，多元化經(jīng)營會

5、提高公司的債務融資能力和降低公司的違約風險。Amihed和Lev（1981）1在解釋公司多元化動機時，從管理層的角度對多元化經(jīng)營與公司風險之間的關系進行了實證檢驗，發(fā)現(xiàn)即使多元化經(jīng)營會降低股東財富，管理層也會從事多元化經(jīng)營以降低其人力資本投資風險。Montgomery和Singh（1984）5對多元化戰(zhàn)略與系統(tǒng)風險之間的關系進行了研究，他們發(fā)現(xiàn)，多元化公司伴隨著較高的系統(tǒng)風險；通常有較高的財務杠桿，而且債務比率與系統(tǒng)風險正相關。Comment和Jarrell（1995）2利用1978-1988年上市公司數(shù)據(jù)對多元化經(jīng)營與公司風險的關系進行了實證研究，發(fā)現(xiàn)專業(yè)化與系統(tǒng)風險之間沒有可靠的關系，而多

6、元化降低了公司特有風險，因此支持多元化經(jīng)營降低公司風險假說。Mansi和Reeb（2002）4在解釋多元化價值折價時，認為多元化經(jīng)營雖然會損害股東的財富，但由于風險的降低提高了債權人的價值，因此，多元化價值折價代表多元化的風險降低效應。近年來，隨著我國上市公司進行多元化經(jīng)營的數(shù)目增加，許多學者也開始探討我國上市公司進行多元化經(jīng)營的利弊問題以及所得結論的解釋（姚俊等，2004；蘇冬蔚，2006；洪道麟、熊德華，2006）12118。其中關注多元化經(jīng)營與公司風險的文章主要有：尹義?。?998）14以中國292家大型企業(yè)和36家上市公司為研究樣本，以各盈利水平指標的變異系數(shù)度量風險，發(fā)現(xiàn)多元化類型和

7、程度的差異并未造成風險回避的顯著差異，但樣本均值呈現(xiàn)出低度多元化企業(yè)的風險稍大，而高度多元化企業(yè)風險稍小的傾向。張翼等（2005）15以2002年滬、深兩市的1032家非金融公司作為樣本，對多元化與風險的研究表明，沒有證據(jù)顯示多元化經(jīng)營可以降低企業(yè)陷入財務困境的風險?？傮w來說，在我國進行多元化經(jīng)營會降低企業(yè)績效而無助于減小企業(yè)風險。姜付秀（2006）9從主觀動機和客觀條件兩個方面, 對我國上市公司的多元化決定因素進行了實證檢驗，研究結果表明，我國上市公司對多元化經(jīng)營模式的選擇，更多的是基于降低公司風險的考慮。由前述分析可以看出，國內(nèi)外關于多元化經(jīng)營與公司風險之間關系的研究存在較大差異，而且由于

8、樣本選擇的不同，分析角度的差異，所得結論也不一致（Montgomery和Singh，1984；Comment和Jarrell，1995；尹義省，1998；張翼等，2005；姜付秀，2006），這些特點為我們提供了系統(tǒng)研究多元化經(jīng)營與公司風險關系的機會。本文擬在以下三個方面進行拓展：第一，選擇上市公司連續(xù)五年且最新的財務數(shù)據(jù)作為研究對象，而且在樣本的選擇方面進行了嚴格的限制，以克服異常值對研究結果的影響；第二，基于股東、管理層和債權人的角度對公司風險進行分類，系統(tǒng)研究各種風險與多元化經(jīng)營之間的關系，以克服單一指標度量公司風險帶來的片面性和不完全性；第三，運用面板數(shù)據(jù)估計方法進行實證檢驗以克服采用

9、時間序列或橫截面估計帶來的誤差。研究設計一、樣本選擇和數(shù)據(jù)來源本文以2000年12月31日前上市的滬、深兩市全部非金融類上市公司1056家作為初始樣本，以2001-2005年為研究期間，根據(jù)研究目的，按照以下標準進行剔除：第一，被ST和退市的公司（共230家）；第二，發(fā)行B、H股的公司（共103家）；第三，發(fā)生資產(chǎn)重組的公司（33家）；第四，年底無收盤價、財務數(shù)據(jù)不全以及交易天數(shù)少于125天的公司（17家）；第五，多元化程度不能確定的公司（5家）。最后，共得到692家上市公司3460個觀察值作為研究樣本。本文的多元化數(shù)據(jù)來自作者自己的手工收集和整理，系統(tǒng)風險和公司特有風險數(shù)據(jù)以及其它財務數(shù)據(jù)來

10、源于色諾芬數(shù)據(jù)庫。二、變量定義及說明1多元化度量參照我國已有學者對多元化經(jīng)營的度量方法，以公司經(jīng)營業(yè)務分部數(shù)目DIVISION、是否多元化DUMMY以及基于收入的Herfindahl指數(shù)RH度量，其中經(jīng)營業(yè)務分部根據(jù)2001年證監(jiān)會發(fā)布的上市公司行業(yè)分類指引確定，將業(yè)務分部劃分到大類，即單字母加兩位數(shù)字編碼。業(yè)務分部數(shù)目DIVISION的確定則參照財政部頒布的分部報告準則，以達到主營業(yè)務收入的10以上時才作為單獨的業(yè)務分部；是否多元化DUMMY是度量多元化程度的啞變量，如果公司在兩個業(yè)務分部及其以上經(jīng)營時，則DUMMY等于1；否則等于0；基于收入的Herfindahl指數(shù)的度量公式為：，其中=

11、某分部業(yè)務收入/總收入。2風險度量方法本文從股東、管理層和債權人的角度對風險進行度量，以全面了解多元化經(jīng)營與公司風險的關系。股東對風險的度量方法以色諾芬數(shù)據(jù)庫公布的系統(tǒng)風險BETA和非系統(tǒng)風險SIGMA年度數(shù)據(jù)度量；管理層對風險的度量以經(jīng)營風險DOL指標衡量，選擇應收賬款、應收票據(jù)和其它應收款在總資產(chǎn)中的比例度量（李濤，2005）10；債權人考察公司風險的指標主要是財務風險DFL，以Z記分法計量，Z=1.23X1+1.43X2+3.33X3+0.63X4+1.03X5，其中：X1=營運資金/資產(chǎn)總額；X2=（盈余公積+未分配利潤）/資產(chǎn)總額；X3=（利潤總額+財務費用）/資產(chǎn)總額；X4=（每股

12、市價*流通股數(shù)+每股凈資產(chǎn)*非流通股數(shù)）/負債賬面價值；X5=主營業(yè)務收入/資產(chǎn)總額（向德偉，2002；周春生、趙端端，2006）1316。3控制變量根據(jù)已有研究（Comment和Jarrell，1995；張翼等，2005；姜付秀，2006），選擇以下變量作為控制變量：資產(chǎn)負債率；盈利能力；公司規(guī)模；高層管理者持股；行業(yè)啞變量；股權結構。其中，資產(chǎn)負債率LEVER以總負債除以總資產(chǎn)之比度量；盈利能力ROA以資產(chǎn)收益率度量；公司規(guī)模LNA以總資產(chǎn)的自然對數(shù)表示；高層管理者持股CGCS以經(jīng)理層、董事會和監(jiān)事會成員所持股份比例之和表示；股權結構以第一大股東身份DDGI和第一大股東持股比例DDGS表示

13、，若第一大股東為國有股東，DDGI為1；否則為0；行業(yè)啞變量INDUS，本文樣本共涉及12個行業(yè)門類，其中制造業(yè)以次類（8個次類）區(qū)分，其它行業(yè)以門類區(qū)分。因此，共設置18個行業(yè)啞變量，若公司屬于某行業(yè)，INDUS取值為1；否則為0。三、檢驗模型本文實證檢驗多元化經(jīng)營與公司風險的思路是：首先通過描述性統(tǒng)計及單方差分析初步檢驗多元化與公司風險的關系；然后在此基礎上，控制影響公司風險的其它相關變量，構建面板數(shù)據(jù)模型，以期系統(tǒng)全面地考察多元化與公司風險之間的關系。本文構建的面板數(shù)據(jù)模型如下：其中，表示前述的風險變量；表示前述的多元化變量；表示前述的控制變量；為誤差項。實證結果及分析一、描述性統(tǒng)計表1

14、樣本公司經(jīng)營業(yè)務分部數(shù)目分布業(yè)務分部20012002200320042005138737136135435122112302192162363717487958442216242617511114表1列示了樣本公司經(jīng)營業(yè)務分布情況。從表1可以看出，大部分公司仍然選擇專業(yè)化經(jīng)營，但專業(yè)化經(jīng)營公司數(shù)逐年降低，從2001年的387家公司降低到2005年的351家，而且多元化公司大多選擇在兩個或三個業(yè)務分部進行經(jīng)營。表2按專業(yè)化和多元化分類的相關變量的描述性統(tǒng)計和差異比較變量SIGMABETADOLDFLROALNALEVER全樣本（3460）均值0.02241.09490.15702.74800.0

15、24721.26930.4652中位數(shù)0.02181.11630.13492.13900.027521.19200.4724專業(yè)化經(jīng)營業(yè)務分部不變（1420）均值0.02181.06070.14913.07420.034221.41270.4525中位數(shù)0.02131.07620.12382.36710.033221.34880.4513多元化經(jīng)營業(yè)務分部不變（515）均值0.02281.11420.16302.81210.025221.20560.4520中位數(shù)0.02231.13750.14842.16730.025221.13000.4692t 檢驗-2.738*-1.928*-1.05

16、41.4940.4075.208*1.611Z 檢驗-2.903*-1.702*-1.495-0.450-0.617-4.926*-0.897專業(yè)化（1824）均值0.02201.07050.15432.97250.029721.34200.4565中位數(shù)0.02141.08700.13192.30020.031021.26900.4563多元化（1636）均值0.02291.12150.16072.49760.019221.18580.4754中位數(shù)0.02241.14500.13911.99940.023721.11900.4852t 檢驗-5.154*-4.527*-2.321*3.81

17、5*4.605*6.620*-3.720*Z 檢驗-5.200*-4.929*-3.061*-5.608*-7.648*-6.065*-3.968*注：括號中的數(shù)值為公司觀察值；均值檢驗方法是t檢驗；中位數(shù)檢驗方法是Wilcoxon檢驗；*，*，*分別表示1、5、10水平上顯著。表2列示了按專業(yè)化和多元化分類的樣本公司相關變量的均值和中位數(shù)比較情況。從表2可以看出，無論以混合的專業(yè)化公司和混合的多元化經(jīng)營公司相比，還是以2001-2005年間專業(yè)化經(jīng)營業(yè)務分部數(shù)目不變和多元化經(jīng)營業(yè)務分部數(shù)目不變相比，多元化經(jīng)營公司的特有風險、市場風險以及經(jīng)營風險都較高，而財務風險都較低。同時，我們也可發(fā)現(xiàn)，多

18、元化經(jīng)營公司的資產(chǎn)收益率低于專業(yè)化經(jīng)營公司；資產(chǎn)負債率高于專業(yè)化經(jīng)營公司，這與國內(nèi)其它學者的研究結論一致。表3按行業(yè)數(shù)目分類的相關變量的描述性統(tǒng)計變量SIGMABETADOLDFLROALNALEVER1（1824）均值0.02201.07020.15362.97080.029721.34630.4571中位數(shù)0.02141.08660.13132.30210.031021.27620.45642（1112）均值0.02281.11450.16442.60500.018621.16140.4714中位數(shù)0.02221.14080.14382.07700.024021.09720.48133（4

19、11）均值0.02311.14130.14812.27460.018821.19320.4758中位數(shù)0.02291.15480.12461.84130.023421.13500.48544或5（113）均值0.02281.13380.16992.28160.026721.36360.4971中位數(shù)0.02271.14870.14691.98690.022121.26360.4953注：括號中的數(shù)值為公司觀察值。從表3可以看出，不同經(jīng)營業(yè)務分部下的多元化經(jīng)營公司特有風險沒有多大變化，但市場風險卻隨著多元化經(jīng)營程度增加而增加，而且特有風險和市場風險都高于專業(yè)化經(jīng)營公司的特有風險和市場風險。經(jīng)營風

20、險沒有具體的規(guī)律。就財務風險而言，財務風險隨著多元化經(jīng)營程度增加而降低，但低于專業(yè)化經(jīng)營公司的財務風險。資產(chǎn)收益率和資產(chǎn)負債率隨著多元化經(jīng)營業(yè)務數(shù)目增加而增加，但資產(chǎn)收益率低于專業(yè)化經(jīng)營公司的資產(chǎn)收益率，而資產(chǎn)負債率高于專業(yè)化經(jīng)營公司的資產(chǎn)負債率。表 4按年份劃分的相關變量的描述性統(tǒng)計變量SIGMABETADOLDFLROALNALEVER2001（692）均值0.02041.06370.15633.57060.041121.05260.4154中位數(shù)0.02021.11030.13842.90400.039620.95120.41502002（692）均值0.02241.05590.1564

21、2.95220.029521.15960.4371中位數(shù)0.02241.06730.13632.39700.030321.07850.43722003（692）均值0.01921.05900.15602.71040.029321.29820.4623中位數(shù)0.01881.09550.13332.09710.025521.23270.47772004（692）均值0.02351.11090.15822.51940.023021.39600.4865中位數(shù)0.02301.11190.13351.86260.022021.34860.50252005（692）均值0.02661.18530.1579

22、1.98750.000921.44000.5249中位數(shù)0.02661.20760.13241.62100.016921.41190.5387注：括號中的數(shù)值為公司觀察值。表4是按照年份劃分的相關變量的描述性統(tǒng)計特征。公司特有風險從2003年開始，逐年增加，而市場風險則是從2002年開始逐年增加。經(jīng)營風險沒有較大的變化，但財務風險卻隨著資產(chǎn)負債率的增加而逐年降低，資產(chǎn)收益率是逐年降低，從2001年的4.11降低到4表5全樣本下的面板回歸結果變量SIGMABETADOLDFLDUMMY-0.0002(-1.44)-0.0096(-1.06)-0.0010(-0.23)-0.4315*(-2.94

23、)DIVISION-0.0002*(-2.20)-0.0119*(-2.06)0.0006(0.22)-0.1140(-1.29)RH-0.0003*(-1.73)-0.0204*(-1.71)0.0033(0.64)-0.4034*(-2.34)DDGI0.0001(0.67)0.0001(0.61)0.0001(0.65)0.0418*(3.60)0.0401*(3.46)0.0406*(3.50)0.0052(1.14)0.0052(1.15)0.0054(1.20)0.0645(0.44)0.1143(0.82)0.0863(0.61)DDGS0.0000(0.35)0.0000(0.

24、29)0.0000(0.30)0.0000(0.06)-0.0002(-0.23)-0.0001(-0.17)0.0005(0.77)0.0005(0.77)0.0005(0.78)0.0031(0.42)0.0034(0.43)0.0025(0.34)CGCS0.0053(1.25)0.0054(1.26)0.0054(1.26)0.4092(1.31)0.4037(1.29)0.4051(1.30)-0.0749*(-1.97)-0.0742*(-1.96)-0.0730*(-1.94)0.5081(0.35)0.6342(0.42)0.5633(0.38)ROA0.0005(0.46)0

25、.0005(0.46)0.0005(0.45)0.0152(0.23)0.0168(0.26)0.0154(0.24)-0.0268*(-1.86)-0.0268*(-1.87)-0.0267*(-1.86)0.2664(0.34)0.2641(0.33)0.2707(0.34)LNA-0.0000(-0.28)-0.0000(-0.25)-.0000(-0.22)-0.0000(-0.01)-0.0001(-0.02)-0.0000(-0.00)0.0022(1.44)0.0023(1.49)0.0023(1.49)-0.1742*(-2.96)-0.1645*(-2.83)-0.1677*

26、(-2.88)LEVER0.0008*(1.74)0.0008*(1.77)0.0008*(1.72)0.0517*(1.96)0.0529*(2.00)0.0519*(1.97)-0.0151*(-2.00)-0.0153*(-2.02)-0.0154*(-2.03)0.2918(1.10)0.2689(1.02)0.2731(1.04)Cons.0.0226*(11.62)0.0228*(11.78)0.0226*(11.71)1.0527*(8.72)1.0710*(8.89)1.0560*(8.84)0.1226*(3.86)0.1198*(3.74)0.1193*(3.77)6.94

27、21*(5.73)6.6602*(5.54)0.6732*(5.63)INDUS控制控制控制控制控制控制控制控制控制控制控制控制R20.85530.85570.85560.82990.83000.83010.55440.55370.55370.29360.29630.2948Wald7.9710.718.8520.70*23.01722.10*11.2411.1711.4116.60*10.7714.04*注：回歸方法為Prais-Winsten models with panel-corrected regression；括號中的數(shù)值為Z值；*，*，*分別表示通過1，5，10的顯著性檢驗。2

28、005年的0.9，說明隨著公司多元化經(jīng)營業(yè)務分部數(shù)目增加，其資產(chǎn)收益質量降低，經(jīng)營業(yè)績下降。二、面板數(shù)據(jù)模型及結果分析上述部分的單方差分析為我們提供了一些有關多元化經(jīng)營與公司風險之間的信息：多元化經(jīng)營增加了公司的特有風險和市場風險，降低了公司的財務風險。然而，單方差分析僅是孤立地研究多元化經(jīng)營與公司風險的關系，而沒有考慮如資產(chǎn)收益率、資產(chǎn)負債率等公司其它特征對公司風險的影響。因此，為控制其它因素對公司風險的影響，本文利用STATA 8.0軟件對第二部分建立的面板數(shù)據(jù)模型進行估計。對面板數(shù)據(jù)模型進行估計涉及模型設定形式的選擇，本文按如下步驟進行：首先由F檢驗和LM檢驗判別估計模型，確定是選擇采用

29、固定效應模型或者隨機效應模型還是選擇混合數(shù)據(jù)（OLS）估計，如果確定選擇固定效應模型或者隨機效應模型，則根據(jù)Hausman檢驗結果，在兩者間選擇最終的估計模型；然后在使用固定效應模型或者隨機效應模型進行估計后，進行穩(wěn)健性檢驗，確定是否存在截面異方差或序列相關，根據(jù)穩(wěn)健性檢驗確定是否使用面板數(shù)據(jù)誤差糾正模型。通過以上步驟，我們發(fā)現(xiàn)，面板數(shù)據(jù)模型符合隨機效應模型且存在截面異方差及序列相關（限于篇幅，結果未予列出），這時有兩種方法消除異方差和序列相關，一種是采用Cochrane-Orcutt（1949）的方法；另一種是采用Prais-Winsten（1956）的方法，由于前者會舍棄第一期觀察值。因此

30、，本文采用Prais-Winsten的方法進行面板數(shù)據(jù)誤差糾正模型估計。表5列示了全樣本下面板數(shù)據(jù)的回歸結果。多元化經(jīng)營業(yè)務分部數(shù)目和基于收入的Herfindahl指數(shù)度量的多元化程度與特有風險和市場風險呈負相關關系，分別在5和10水平下顯著。而多元化啞變量和基于收入的Herfindahl指數(shù)度量的多元化程度與財務風險呈負相關關系，且分別通過1和5的顯著性檢驗。國有控股公司相對于非國有控股公司有較高的市場風險；高層管理者持股比例與經(jīng)營風險呈顯著負相關關系，高層管理者持股比例越多，高層管理者的利益與公司股東的利益越趨于一致，公司的經(jīng)營風險越低；資產(chǎn)收益率與經(jīng)營風險呈顯著負相關關系，公司經(jīng)營業(yè)績越

31、好，公司經(jīng)營風險越??；公司規(guī)模與財務風險呈負相關關系，也就是說，公司總資產(chǎn)越多，公司抵御破產(chǎn)風險的能力越強。資產(chǎn)負債率與特有風險和市場風險呈顯著正相關關系，也就是說，財務杠桿越高，公司特有風險和市場風險越高，說明股東特別是中小股東對公司持有較高債務持擔心態(tài)度。專業(yè)化公司與多元化公司在風險方面可能存在較顯著的差異（Whited，2001）7，為減少專業(yè)化公司對結果有效性的影響，克服選擇性偏見，本文下面考慮經(jīng)營業(yè)務分部數(shù)目在2001-2005年間至少有一年超過1的樣本公司，面板回歸結果見表6。從表6可以看出，多元化經(jīng)營程度與所有風險都呈負相關關系。第一大股東持股比例與特有風險、市場風險和財務風險呈

32、顯著正相關關系；資產(chǎn)收益率與特有風險呈顯著負相關關系；公司規(guī)模與所有風險呈正相關關系，但不顯著；資產(chǎn)負債率與市場風險呈顯著正相關關系。本文又進一步縮小研究樣本范圍，僅考察2001-2005年五年間多元化經(jīng)營業(yè)務分部數(shù)目沒有變化的公司，表6是多元化經(jīng)營業(yè)務分部數(shù)目不變公司的面板數(shù)據(jù)回歸結果。表6表明，無論以經(jīng)營業(yè)務分部數(shù)目還是以基于收入的Herfinadahl指數(shù)度量公司多元化，多元化經(jīng)營與市場風險都呈顯著正相關關系；而與經(jīng)營風險都呈顯著負相關關系；說明股東特別是中小股東對公司進行多元化經(jīng)營行為持懷疑態(tài)度，多元化經(jīng)營程度越高，股票價格波動越劇烈；但管理層進行多元化經(jīng)營有利于經(jīng)營風險的改善。多元化

33、經(jīng)營與財務風險呈不顯著負相關關系，這與張翼等人（2005）的結果一致。同時，考察其它控制變量的符號和顯著性，也可發(fā)現(xiàn)，多元化經(jīng)營業(yè)務分部數(shù)目不變樣本表現(xiàn)出與全樣本或者多元化樣本不一樣的特征，高層管理者持股比例與市場風險呈顯著負相關關系；而與財務風險呈顯著正相關關系，進一步說明高層管理者持股比例越高，股東與管理層之間的利益越易趨于一致，但管理層與債權人的利益沖突則剛好相反，管理層可能與股東合謀進行高風險的投資項目，侵占債權人的利益，使得債權人對其收回本金和利息存在擔心。資產(chǎn)收益率與特有風險、市場風險和經(jīng)營風險呈顯著負相關關系，說明公司收益質量越好，公司風險越低。資產(chǎn)負債率與經(jīng)營風險呈顯著正相關關

34、系；而與財務風險呈顯著負相關關系。說明負債比例的高低對經(jīng)營者有一定經(jīng)營壓力，而債權人則認為公司在不同業(yè)務分部進行經(jīng)營，各業(yè)務分部現(xiàn)金流是不完全相關的，其貸出的本金有更多的保障。表6多元化經(jīng)營業(yè)務分部數(shù)目不變樣本下的面板回歸結果變量SIGMABETADOLDFLDIVISION0.0000(0.06)0.0597*(1.93)-0.0241*(-2.48)-0.6468(-1.56)RH-0.0017(-1.46)0.1324*(2.39)-0.0498*(-2.71)-0.6708(-1.62)DDGI-0.0006(-1.33)-0.0006(-1.32)0.0253(1.01)0.0311

35、(1.24)0.0012(0.15)0.0004(0.04)0.3516(1.60)0.3327(1.52)DDGS0.0015(1.20)0.0013(1.05)0.0425(0.67)0.0615(0.96)0.0931*(2.86)0.0900*(2.85).8935(1.17)0.9662(1.29)CGCS-0.2062(-1.26)-0.2332(-1.43)-20.6912*(-2.35)-20.6819*(-2.36)3.7429(1.54)4.2066*(1.85)120.5007*(3.15)126.6778*(3.22)ROA-0.0345*(-6.74)-0.0351*

36、(-6.86)-1.8440*(-6.45)-1.9016*(-6.85)-0.1726*(-2.04)-0.1719*(-2.07)2.0399(1.17)2.2271(1.32)LNA-0.0003(-1.07)-0.0004(-1.14)0.0102(0.74)0.0106(0.78)-0.0212*(-2.55)-0.0195*(-2.42)-0.1135(-0.57)-0.1017(-0.55)LEVER0.0015(1.29)0.0012(1.00)-0.0767(-1.14)-0.0680(-1.04)0.1358*(4.34)0.1354*(4.36)-13.2061*(-9.

37、72)-13.0918*(-10.25)Cons.0.0299*(4.38)0.0317*(4.87)0.8334*(2.86)0.8510*(2.91)0.5784*(3.28)0.5238*(3.14)11.9589*(3.17)10.6803*(2.94)INDUS控制控制控制控制控制控制控制控制R20.87540.87500.84690.84810.66460.66270.68630.6898Wald61.04*62.92*64.13*62.54*48.89*47.77*302.55*312.06*注：回歸方法為Prais-Winsten models with panel-corre

38、cted regression；括號中的數(shù)值為Z值；*，*，*分別表示通過1，5，10的顯著性檢驗。研究結論本文以2001-2005年共五年的面板數(shù)據(jù)為研究樣本，構建了基于股東、管理層和債權人角度的公司風險指標，運用面板數(shù)據(jù)誤差糾正模型估計方法，實證檢驗了多元化經(jīng)營與公司風險之間的關系，得到以下結果：（1）不同樣本情況下的多元化與公司風險之間的關系不一樣；（2）多元化經(jīng)營對不同利益主體的影響是不同的，管理層愿意進行多元化經(jīng)營是由于這種行為可以降低公司的經(jīng)營風險；債權人愿意進行多元化經(jīng)營是由于它們認為多個行業(yè)的現(xiàn)金流是不完全相關的，其貸出的本金和利益更易得到保障；股東不愿意公司進行多元化經(jīng)營是由于這種行為會降低了他們對公司未來業(yè)績的預期；（3）多元化經(jīng)營會提高公司的市場風險，降低公司的經(jīng)營風險。因此，管理層在進行多元化經(jīng)營決策時需要找到各利益相關者的利益的一個平衡點，以求公司利益價值最大化的實現(xiàn)。【基金項目：中國博士后基金（項目批準號：2005038471）；國家自然科學基金（項目批準號：70372041）】參考文獻：1Amihud,Y. and Lev, B. Risk reduction as a ma