轉(zhuǎn)型期政治關(guān)聯(lián)層級對企業(yè)多元化戰(zhàn)略的影響——從行業(yè)與地域兩個維度的實(shí)證分析

鄧新明　葉　珍

?

轉(zhuǎn)型期政治關(guān)聯(lián)層級對企業(yè)多元化戰(zhàn)略的影響
——從行業(yè)與地域兩個維度的實(shí)證分析

鄧新明葉珍

[摘要]在我國經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型時期的制度背景下，不同層級的政治關(guān)聯(lián)會對企業(yè)經(jīng)營環(huán)境和生產(chǎn)要素獲取等方面施加不同影響，結(jié)合政治關(guān)聯(lián)的層級特性，以2009-2013年滬深A(yù)股530家上市公司中的民營企業(yè)為樣本，深入探討民營企業(yè)的地方政治關(guān)聯(lián)和中央政治關(guān)聯(lián)對企業(yè)行業(yè)多元化和地域多元化的影響，以及市場化程度對其的調(diào)節(jié)作用。實(shí)證研究結(jié)果表明：民營企業(yè)政治關(guān)聯(lián)對企業(yè)行業(yè)多元化存在顯著負(fù)向影響，其中地方政治關(guān)聯(lián)和中央政治關(guān)聯(lián)對企業(yè)行業(yè)多元化的影響都顯著為負(fù)；民營企業(yè)政治關(guān)聯(lián)對企業(yè)地域多元化的影響為正向但不顯著，其中地方政治關(guān)聯(lián)對企業(yè)地域多元化的影響顯著為負(fù)，中央政治關(guān)聯(lián)對企業(yè)地域多元化的影響顯著為正；市場化程度對中央政治關(guān)聯(lián)和民營企業(yè)行業(yè)多元化的負(fù)向關(guān)系有增強(qiáng)調(diào)節(jié)作用；市場化程度對總的政治關(guān)聯(lián)和民營企業(yè)地域多元化的負(fù)向關(guān)系有減弱調(diào)節(jié)作用。

[關(guān)鍵詞]民營企業(yè)； 政治關(guān)聯(lián)層級； 多元化戰(zhàn)略； 市場化程度

一引言

改革開放以來，我國民營企業(yè)迅速發(fā)展，成為推動國民經(jīng)濟(jì)增長的重要力量。截至2013年，我國民營企業(yè)的數(shù)量已經(jīng)超過1000萬家，經(jīng)濟(jì)總量超過全國GDP總量的50%，繳納稅費(fèi)占全國財政收入近60%，幫助超過75%的城鎮(zhèn)人口就業(yè)*資料來源：http://news.xinhuanet.com/fortune/2014-12/01/c_127266654.htm。中國民營企業(yè)的發(fā)展有目共睹，雖然我國處于經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型時期，各項(xiàng)制度尚不完善，民營企業(yè)的發(fā)展空間和國有企業(yè)相比更為狹窄，但民營企業(yè)還是獲得了重大發(fā)展。對此，Allen et al.(2005)[1]提出了“中國之謎”的命題，認(rèn)為中國民營企業(yè)之所以能在法律和產(chǎn)權(quán)不完善的情況下獲得較快發(fā)展，是因?yàn)橹袊嬖谀撤N合適的替代機(jī)制。羅黨論和唐清泉(2009)[2]進(jìn)一步提出民營企業(yè)政治關(guān)聯(lián)能夠作為正式制度的替代，幫助民營企業(yè)減少其經(jīng)營環(huán)境的不確定性。依賴政治關(guān)聯(lián)這一非正式機(jī)制企業(yè)可以獲得外部融資上的便利(Johnson和Mitton，2003[3]；Khwaja和Mian，2005[4])、稅賦減輕(Faccio，2006[5]；Adhikari等，2006[6])、陷入財務(wù)困難時更容易獲得政府補(bǔ)貼(Faccio，Masulis和McConnell，2006[7])、得到更長的貸款期限(余明桂和潘紅波，2008)[8]等利益。

研究中國民營企業(yè)的發(fā)展問題，不得不考慮中國特殊的政治經(jīng)濟(jì)環(huán)境。在中國，地方政府具有相當(dāng)?shù)慕?jīng)濟(jì)和利益獨(dú)立性，客觀上存在中央和地方行政層級，因此討論政治關(guān)聯(lián)不能夠忽視中國制度環(huán)境中的層級因素(Chen,2009)[9]。不同層級政府對企業(yè)的經(jīng)營環(huán)境(比如稅收)和資源的獲取(比如土地、貸款等)施加不同的影響，所以，在目前中國轉(zhuǎn)型期獨(dú)特的政治環(huán)境下，企業(yè)有必要辨別和平衡來自不同政府層級的影響(武亞軍等，2006)[10]。迄今為止學(xué)者們研究政治關(guān)聯(lián)時，并沒有過多的關(guān)注政治關(guān)聯(lián)層級問題。為數(shù)不多的研究表明，不同級別的政治關(guān)聯(lián)背景對企業(yè)經(jīng)營的各方面會產(chǎn)生不同的影響。吳文鋒等(2008[11]，2009[12])研究發(fā)現(xiàn)，相對于高管中央政府背景，高管地方政府背景能夠幫助民營企業(yè)獲得更高的績效，并且也更容易獲得融資。類似的，陳任如和賴煜(2010)[13]實(shí)證發(fā)現(xiàn)，企業(yè)中央政府背景和地方政府背景都能夠顯著提高企業(yè)盈利能力，但地方政府背景對盈利能力的提升更為顯著。王立清等(2011)[14]研究發(fā)現(xiàn)，中央政府背景和異地地方政府背景對民營上市公司投資不足有顯著影響，而地方政府背景對民營上市公司投資不足沒有顯著影響。

結(jié)合中國特有的政治層級現(xiàn)象，本文認(rèn)為企業(yè)為彌補(bǔ)正式制度的不完善而與不同層級政府建立的政治關(guān)聯(lián)非正式制度，會對企業(yè)選擇多元化實(shí)現(xiàn)方式產(chǎn)生不同的影響，并將多元化戰(zhàn)略分為行業(yè)多元化與地域多元化兩個維度(毛蘊(yùn)詩,2004)[15]。從本質(zhì)上來看，這是兩種不同的擴(kuò)張戰(zhàn)略。行業(yè)多元化是企業(yè)通過進(jìn)入利潤高的行業(yè)而發(fā)展。而地域多元化是指企業(yè)拓展其他地域的市場，是企業(yè)多元化發(fā)展中的空間維度(李健等，2009)[16]。本文重點(diǎn)研究了中國轉(zhuǎn)型背景下特有的民營企業(yè)的政治關(guān)聯(lián)層級對行業(yè)多元化和地域多元化的影響，并探討了市場化程度對其關(guān)系的調(diào)節(jié)作用。

二理論基礎(chǔ)與研究假說

(一)民營企業(yè)政治關(guān)聯(lián)與企業(yè)行業(yè)多元化戰(zhàn)略

企業(yè)行業(yè)多元化擴(kuò)張需要有足夠的內(nèi)部資源，但是中國的要素市場尚不完善，民營企業(yè)很難在要素市場上獲取發(fā)展所需的資源。政治關(guān)系為民營企業(yè)提供獲得這些稀缺資源的途徑。大量的實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)，有政治關(guān)系的民營企業(yè)的融資更為便利。余桂明等(2008)[8]發(fā)現(xiàn)，有政治關(guān)系的民營企業(yè)比無政治關(guān)聯(lián)的民營企業(yè)獲得更多的銀行貸款，并且這些銀行貸款的期限更長。羅黨論和甄麗明(2008)[17]發(fā)現(xiàn)，相對于沒有政治關(guān)系的民營企業(yè)，有政治關(guān)系的民營企業(yè)在外部融資時受到的約束更少。因此，擁有政治關(guān)系的民營企業(yè)如果實(shí)施行業(yè)多元化，將面臨更少的資源約束。其次，政治關(guān)聯(lián)還可以幫助民營企業(yè)克服政府管制構(gòu)成的行業(yè)進(jìn)入壁壘。比如吉利公司，通過與政府構(gòu)建良好的政治關(guān)聯(lián)，打破當(dāng)時嚴(yán)格的行業(yè)壁壘，成為唯一獲得汽車生產(chǎn)許可的民營企業(yè)(汪偉和史晉川，2005)[18]。這一研究結(jié)論也被許多學(xué)者的實(shí)證研究所證明，胡旭陽和史晉川(2008)[19]發(fā)現(xiàn)，政治關(guān)聯(lián)程度高的民營企業(yè)更可能在政府管制行業(yè)實(shí)施多元化投資。羅黨論和劉曉龍(2009)[20]研究也發(fā)現(xiàn)，政治關(guān)聯(lián)民營企業(yè)更容易進(jìn)入政府管制行業(yè)，而且關(guān)聯(lián)越強(qiáng)進(jìn)入的可能性越大。此外，民營企業(yè)政治關(guān)聯(lián)可以降低多元化投資的風(fēng)險，因?yàn)檎侮P(guān)聯(lián)企業(yè)享有更多的財政補(bǔ)貼以及優(yōu)惠的稅收政策(吳文鋒等，2008)[11]?？偟膩碚f，有政治關(guān)系的民營企業(yè)可以獲得政府控制的稀缺資源、克服行業(yè)壁壘、降低多元化投資風(fēng)險，這些都有利于民營企業(yè)實(shí)施行業(yè)多元化戰(zhàn)略。因此我們提出假設(shè)1：

假設(shè)1：政治關(guān)聯(lián)對民營企業(yè)行業(yè)多元化有顯著正向影響。

20世紀(jì)80年代以來，地方政府通過行政分權(quán)和財政分權(quán)改革獲得許多重要的經(jīng)濟(jì)決策權(quán),比如土地征用、貸款擔(dān)保等政策優(yōu)惠(劉小玄，2003)[21]。與地方政府建立良好政治關(guān)聯(lián)的企業(yè)會更容易獲得這些稀缺資源或政策便利。地方經(jīng)濟(jì)的發(fā)展有利于提高地方官員晉升機(jī)會，所以官員們有動機(jī)利用政策手段支持地方企業(yè)的擴(kuò)張發(fā)展(周黎安，2007)[22]。為了促進(jìn)地方經(jīng)濟(jì)增長，增加地方政府財政收入，地方政府會放松當(dāng)?shù)仄髽I(yè)進(jìn)入某些行業(yè)的管制，培育本地多元化企業(yè)。Blanchard和Shleifer(2000)[23]的研究也發(fā)現(xiàn)地方政府獲得財政分權(quán)后表現(xiàn)出培育本地企業(yè)的強(qiáng)烈傾向，地方政府政治關(guān)聯(lián)起到了幫助民營企業(yè)突破中央政府設(shè)置的行業(yè)壁壘的作用。因此我們提出假設(shè)1-1：

假設(shè)1-1：地方政治關(guān)聯(lián)對民營企業(yè)行業(yè)多元化有顯著正向影響。

分稅制導(dǎo)致中央政府和地方政府具有不同的利益重點(diǎn)，地方政府注重區(qū)域性經(jīng)濟(jì)利益，而中央政府調(diào)整不同層級政府之間的關(guān)系，盡可能減少地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的不平衡(孫彩虹和佘斌，2010)[24]。中央政府作為國民經(jīng)濟(jì)宏觀調(diào)控的中心，會對社會生產(chǎn)力進(jìn)行合理布局，綜合平衡國民經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，避免資源浪費(fèi)和重復(fù)建設(shè)。擁有中央政府關(guān)聯(lián)的民營企業(yè)大多處于規(guī)模經(jīng)濟(jì)明顯，發(fā)展?jié)摿薮蟮男袠I(yè)，具有較高的壟斷利潤，因而較少實(shí)行多元化。我們提出假設(shè)1-2：

假設(shè)1-2：中央政治關(guān)聯(lián)對民營企業(yè)行業(yè)多元化有顯著負(fù)向影響。

(二)民營企業(yè)政治關(guān)聯(lián)與企業(yè)地域多元化戰(zhàn)略

中國轉(zhuǎn)型時期的市場分割現(xiàn)象阻礙了民營企業(yè)地域多元化戰(zhàn)略的實(shí)施。為在各地市場建立自己的業(yè)務(wù)，民營企業(yè)需要融入異地市場，不然會被視為外來者，無法保護(hù)自身的產(chǎn)權(quán)不被侵占和剝削，政治關(guān)聯(lián)作為民營企業(yè)產(chǎn)權(quán)制度的替代，可以幫助企業(yè)在產(chǎn)權(quán)制度不完善的情況下得到保護(hù)，幫助企業(yè)獲得一定的合法性，減少來自政府的攫取和本地企業(yè)的抵制。此外，政治關(guān)聯(lián)還可以為民營企業(yè)提供外部融資便利，提高執(zhí)行合同的力度以及在訴訟中獲勝的可能性(Lu,Pan 和Zhang，2011)[25]。還可以獲得更強(qiáng)的管制性壁壘保護(hù)(羅黨論和劉曉龍，2009)[20]。因此我們提出假設(shè)2：

假設(shè)2：政治關(guān)聯(lián)對民營企業(yè)地域多元化有顯著正向影響。

對于地方政府而言，本地企業(yè)在其他地區(qū)發(fā)展，必然會分?jǐn)傄郧皩儆诒镜氐哪遣糠侄愂?，以及企業(yè)可以容納的本地就業(yè)人數(shù)，因此為維護(hù)本地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展，將利稅留在本地區(qū)，地方政府不太愿意地方企業(yè)進(jìn)行跨地域發(fā)展，比如深圳市政府與中國平安保險之間的關(guān)系(巫景飛等，2008)[26]。因此，與地方政府建立密切聯(lián)系的企業(yè)的地域多元化程度較低，從而提出假設(shè)2-1：

假設(shè)2-1：地方政治關(guān)聯(lián)對民營企業(yè)地域多元化有顯著負(fù)向影響。

中央政府支持企業(yè)的跨區(qū)域發(fā)展，希望企業(yè)通過地域多元化形成能夠參與國際競爭的大型企業(yè)，中央層級政治關(guān)聯(lián)可以同時在多個地區(qū)幫助企業(yè)，通過與中央政府的關(guān)聯(lián)，地區(qū)發(fā)展不均衡導(dǎo)致的地方保護(hù)主義可以被有效打破。而且，中央政府可以幫助企業(yè)通過四大國有銀行的信貸獲得地域發(fā)展所需資源，其貸款來源更加豐富和便捷。此外，企業(yè)擁有中央政治關(guān)聯(lián)反映出企業(yè)的規(guī)模和實(shí)力，胡旭陽(2006)[27]發(fā)現(xiàn)民營企業(yè)規(guī)模越大，民營企業(yè)家越有可能當(dāng)選全國人大代表或政協(xié)委員。而這種實(shí)力信號可以在廣闊的地域范圍內(nèi)有效，從而幫助企業(yè)獲得地方政府的支持與配合。因此，我們提出假設(shè)2-2：

假設(shè)2-2：中央政治關(guān)聯(lián)對民營企業(yè)地域多元化有顯著正向影響。

(三)市場化程度對政治關(guān)聯(lián)與多元化之間關(guān)系的調(diào)節(jié)作用

中國不同區(qū)域的經(jīng)濟(jì)社會發(fā)展存在較大的差異。為此，許多研究考慮到了制度環(huán)境因素，Chen等(2005)[28]的研究發(fā)現(xiàn)，在經(jīng)濟(jì)體制落后地區(qū)，民營企業(yè)更可能與政府建立政治關(guān)聯(lián)。羅黨論和唐清泉(2009)[2]研究政治關(guān)聯(lián)的制度環(huán)境，發(fā)現(xiàn)政治關(guān)聯(lián)對市場制度具有替代作用，經(jīng)濟(jì)越落后，政府干預(yù)越強(qiáng)，民營企業(yè)越有可能與政府建立政治關(guān)聯(lián)。也就是說政治關(guān)聯(lián)作為一種正式制度的替代機(jī)制，在市場化程度低的情況下作用更為可觀，而市場化程度比較高的地區(qū)，外部監(jiān)督機(jī)制健全，民營企業(yè)更多的通過市場和法律獲取所需資源和保護(hù)，政治關(guān)聯(lián)對正式制度的替代作用將會減弱(Toulan，2002)[29]。因此，我們提出如下假設(shè)：

假設(shè)3：市場化程度在政治關(guān)聯(lián)和民營企業(yè)行業(yè)多元化的關(guān)系中起到減弱型調(diào)節(jié)作用；

假設(shè)3-1：市場化程度在地方政治關(guān)聯(lián)和民營企業(yè)行業(yè)多元化的關(guān)系中起到減弱型調(diào)節(jié)作用；

假設(shè)3-2：市場化程度在中央政治關(guān)聯(lián)和民營企業(yè)行業(yè)多元化的關(guān)系中起到減弱型調(diào)節(jié)作用；

假設(shè)4：市場化程度在政治關(guān)聯(lián)和民營企業(yè)地域多元化的關(guān)系中起到減弱型調(diào)節(jié)作用；

假設(shè)4-1：市場化程度在地方政治關(guān)聯(lián)和民營企業(yè)地域多元化的關(guān)系中起到減弱型調(diào)節(jié)作用；

假設(shè)4-2：市場化程度在中央政治關(guān)聯(lián)和民營企業(yè)地域多元化的關(guān)系中起到減弱型調(diào)節(jié)作用。

三研究設(shè)計

(一)樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

本文以滬深證券交易所2009-2013年的上市民營企業(yè)為研究樣本，政治關(guān)聯(lián)數(shù)據(jù)來自CSMAR數(shù)據(jù)庫；多元化數(shù)據(jù)來自Wind數(shù)據(jù)庫中企業(yè)營業(yè)收入的行業(yè)分布和地區(qū)分布項(xiàng)目；所需的其他財務(wù)數(shù)據(jù)來自CSMAR數(shù)據(jù)庫。本文設(shè)定以下標(biāo)準(zhǔn)進(jìn)行樣本篩選：剔除實(shí)際控制人為非自然人的企業(yè)；剔除金融證券類上市公司;剔除上市后企業(yè)所在行業(yè)發(fā)生重大變化的樣本;剔除ST、相關(guān)數(shù)據(jù)不全的公司。本文運(yùn)用STATA12.0軟件進(jìn)行統(tǒng)計分析。

(二)變量定義與模型說明

1.政治關(guān)聯(lián)指標(biāo)

根據(jù)民營上市公司高層管理者的背景來判斷企業(yè)是否擁有政治關(guān)聯(lián)以及什么層級的政治關(guān)聯(lián)，企業(yè)高層管理者如果在人大、政協(xié)兼任一定職務(wù)，得到過政府頒發(fā)的獎勵，參與政府行業(yè)協(xié)會，則POL為1，不存在上述情況則為POL為0。對政治關(guān)聯(lián)層級，本文定義了LOCPOL和CENPOL兩個變量，民營企業(yè)的高層管理者中如果有前任或現(xiàn)任全國人大代表、全國政協(xié)委員，獲得中央政府給予的榮譽(yù)，參與全國性質(zhì)行業(yè)協(xié)會則CENPOL=1，否則該變量為0。民營企業(yè)高層管理者中有前任或現(xiàn)任地方人大代表、政協(xié)委員，獲得地方政府給予榮譽(yù)，參與地方行業(yè)協(xié)會則LOCPOL=1,否則該變量為0。

2.多元化程度

本文用經(jīng)營收入的Herfindahl指數(shù)(IH)來測量企業(yè)行業(yè)多元化程度，該方法能反映企業(yè)多元化行業(yè)數(shù)量多少，還能反映出企業(yè)行業(yè)多元化的均勻度。IH計算公式如下：

Xitj表示企業(yè)i第t年在j行業(yè)的營業(yè)收入，Yit為企業(yè)i第t年實(shí)現(xiàn)的總營業(yè)收入，IH的值越高表明行業(yè)多元化程度越高。

用各地區(qū)經(jīng)營收入的Herfindahl指數(shù)來測量地域多元化程度，由于本文研究的是企業(yè)在國內(nèi)各地域擴(kuò)張程度，因此將利用國內(nèi)各地域營業(yè)收入來計算。DMH計算公式為：

Xitj表示企業(yè)i第t年在j地區(qū)實(shí)現(xiàn)的營業(yè)收入，Yit為企業(yè)i第t年實(shí)現(xiàn)的總營業(yè)收入，DMH的值越高表示地域多元化程度越高。

具體計算方法：第一，將企業(yè)在國內(nèi)經(jīng)營的范圍劃分為華中、華南、華北、華東、東北、西北、西南7個地區(qū)；第二，計算7個地區(qū)的營業(yè)收入占國內(nèi)或大陸地區(qū)總營業(yè)收入的比重；第三，統(tǒng)一披露口徑的方法：只有全國數(shù)據(jù)的企業(yè)被認(rèn)為僅所屬地區(qū)有主營收入；以城市為口徑披露則歸屬到7個地區(qū)進(jìn)行匯總后計算；僅給出省內(nèi)、省外數(shù)據(jù)的公司，認(rèn)為其主營收入分布在所屬地和另外一個地區(qū)。

3.市場化程度

利用樊綱等(2011)[30]編制的中國市場指數(shù)各地區(qū)總得分?jǐn)?shù)據(jù)來衡量市場化程度。由于其市場指數(shù)僅編制到2009年，之后幾年的數(shù)據(jù)借鑒楊記軍等(2010)[31]的方法計算得到，即以2009年的數(shù)據(jù)加上2006年、2007年、2008年這三年相對于前一年總得分增加值的平均得到2010年的得分，依此類推得到2011-2013年市場化程度總得分。

4.控制變量

本文選取了一些控制變量，具體界定如下：

(1)企業(yè)規(guī)模(Size)。規(guī)模發(fā)展到一定程度的企業(yè)往往具備資源技術(shù)方面的優(yōu)勢，為了充分利用這些資源和優(yōu)勢，它們更有可能通過多元化戰(zhàn)略來擴(kuò)大企業(yè)。企業(yè)規(guī)模用企業(yè)年末資產(chǎn)總額的自然對數(shù)來衡量，具體計算公式為Size=ln(年末資產(chǎn)總額)。

(2)企業(yè)上市年限(Age)。上市時間更長的企業(yè)，融資渠道更加廣闊，進(jìn)行多元化投資的資金來源更加充裕。本文以2014年12月31日與企業(yè)上市日期的差值來表示企業(yè)上市年限。

(3)行業(yè)類別(Indcd)。我們按GICS行業(yè)分類將行業(yè)分為能源、原材料、工業(yè)、可選消費(fèi)、主要消費(fèi)、醫(yī)藥衛(wèi)生、金融地產(chǎn)、信息技術(shù)、電信業(yè)務(wù)、公用事業(yè)10種，行業(yè)虛擬變量用Indcd_ai,(i=1,…10)來表示。

(4)時間年份(Year)。本文數(shù)據(jù)是上市公司的縱向年度數(shù)據(jù)，有必要對年份進(jìn)行控制，減少股票市場的波動給研究造成的影響。年份虛擬變量的符號為Year_ai,(i=1,…5)。

(5)固定資產(chǎn)比率(Tran)。固定資產(chǎn)比率較低的企業(yè)更容易將資產(chǎn)轉(zhuǎn)移到其他行業(yè)，因而該變量會影響到企業(yè)的多元化程度。

(6)資產(chǎn)負(fù)債率(Lev)。為避免業(yè)務(wù)單一導(dǎo)致的較大風(fēng)險，企業(yè)將有可能拓展其他行業(yè)業(yè)務(wù)，本文因此控制企業(yè)資產(chǎn)負(fù)債率。

(7)企業(yè)成長性(Growth)。成長性過低的企業(yè)將有動機(jī)在其他行業(yè)尋求新的增長，因而影響到企業(yè)多元化戰(zhàn)略的實(shí)施。企業(yè)成長性用營業(yè)收入增長率來衡量。

(8)企業(yè)績效(Roa)。我國股票市場不完善，市場價格和企業(yè)績效并不完全等同。所以國外學(xué)者常用TobinQ值衡量企業(yè)績效的做法在我國并不適用。而由于利潤操縱、盈余管理在我國上市公司中普遍存在，所以Roe也不能真實(shí)衡量企業(yè)績效(李善民和朱滔，2005[32]；段瓊，2008[33])。綜合考慮，本文用總資產(chǎn)收益率(Roa)作為企業(yè)績效的衡量指標(biāo)。

四研究結(jié)果與分析

(一)變量描述性和相關(guān)性分析

表1給出了每個變量的基本信息以及他們之間的相關(guān)系數(shù)，可以看到，政治關(guān)聯(lián)的均值為0.864，地方政治關(guān)聯(lián)的均值為0.779，中央政治關(guān)聯(lián)的均值為0.589，表明絕大多數(shù)企業(yè)擁有政治關(guān)聯(lián)，并且擁有地方政治關(guān)聯(lián)的企業(yè)比擁有中央政治關(guān)聯(lián)的企業(yè)要多。企業(yè)地域多元化程度的均值為0.317，企業(yè)行業(yè)多元化程度的均值為0.218，表明行業(yè)多元化和地域多元化發(fā)展在民營企業(yè)中普遍存在。各變量之間的Pearson相關(guān)系數(shù)均小于0.75，這表明本研究中各變量之間沒有較強(qiáng)的相關(guān)關(guān)系。為詳細(xì)分析多重共線性問題，本文對每個模型的方差膨脹系數(shù)(VIF)進(jìn)行檢驗(yàn)。

表1　相關(guān)性矩陣

(續(xù)上表)

1234567891011127DMH-0.032 -0.216***-0.170***-0.186***-0.025 0.122***1 8IH0.138***0.246***-0.0500.137***-0.020-0.066**-0.017 1 9POL0.024-0.184***0.124***-0.036-0.0360.030-0.010-0.082*** 1 10LOCPOL0.008-0.145***0.092***0.008-0.008-0.026-0.054-0.096***0.745*** 1 11CEN-POL0.101***-0.124***0.065*-0.031-0.0250.075***0.105***-0.077***0.474***0.221***112MktDgr0.093***-0.173***0.0080.0420.008-0.010-0.074**-0.0220.080***0.110***-0.0101均值21.45210.9350.2010.4132.4640.0510.3170.2180.8640.7790.5899.902標(biāo)準(zhǔn)差0.9995.3950.1410.20452.8140.0570.3100.2300.3430.4150.4922.307

注：***、**、*分別表示雙尾t檢驗(yàn)值在1%、5%和10%水平上統(tǒng)計顯著，年份和行業(yè)的相關(guān)系數(shù)在此省略。

(二)政治關(guān)聯(lián)對多元化主效應(yīng)的檢驗(yàn)

進(jìn)行多元回歸之前進(jìn)行多重共線性檢驗(yàn)，各個變量VIF小于10，容差不接近0，因此回歸模型1-模型10不存在多重共線性問題?；貧w結(jié)果見表2和表3，對假設(shè)1，總的政治關(guān)聯(lián)與企業(yè)行業(yè)多元化程度的關(guān)系通過回歸模型1和模型2來檢驗(yàn)；對假設(shè)1-1，地方政治關(guān)聯(lián)與企業(yè)行業(yè)多元化程度關(guān)系通過回歸模型3和模型5來檢驗(yàn)；對假設(shè)1-2，中央政治關(guān)聯(lián)與企業(yè)行業(yè)多元化程度的關(guān)系通過模型4和模型5來檢驗(yàn)；對假設(shè)2，政治關(guān)聯(lián)與企業(yè)地域多元化程度關(guān)系通過回歸模型6和模型7來檢驗(yàn)；對假設(shè)2-1，地方政治關(guān)聯(lián)與企業(yè)地域多元化程度關(guān)系通過模型8和模型10來研究；對假設(shè)2-2，中央政治關(guān)聯(lián)與企業(yè)地域多元化程度關(guān)系通過模型9和模型10來檢驗(yàn)。

模型2中自變量政治關(guān)聯(lián)(POL)的回歸系數(shù)為-0.0270，且通過了顯著性檢驗(yàn)(p<0.05)，表明政治關(guān)聯(lián)(POL)對企業(yè)行業(yè)多元化程度(IH)有顯著的負(fù)向影響，這與我們的假設(shè)1相反。在控制變量中，企業(yè)規(guī)模(Size)與企業(yè)行業(yè)多元化程度(IH)顯著正相關(guān)(Bata=0.0234,p<0.01),說明企業(yè)規(guī)模越大企業(yè)行業(yè)多元化程度越高。企業(yè)上市年限(Age)與企業(yè)行業(yè)多元化程度(IH)顯著正相關(guān)(Bata=0.0111，p<0.01)說明企業(yè)上市年限越高，企業(yè)行業(yè)多元化程度越高,固定資產(chǎn)比例(Tran)與企業(yè)行業(yè)多元化程度(IH)顯著負(fù)相關(guān)(Bata=-0.1389,p<0.01)說明企業(yè)的固定資產(chǎn)比例如果高，那么流動資產(chǎn)就會比較少，企業(yè)行業(yè)多元化就會受到顯著的負(fù)向影響。資產(chǎn)回報率(Roa)與企業(yè)行業(yè)多元化程度(IH)顯著負(fù)相關(guān)(Bata=-0.1691,p<0.1)，說明如果企業(yè)的資產(chǎn)回報率高，收益豐厚會顯著減少企業(yè)進(jìn)入其他行業(yè)的可能。

模型3中，地方政治關(guān)聯(lián)(LOCPOL)的回歸系數(shù)為-0.0294，并且通過了顯著性檢驗(yàn)(p<0.01)，這表明地方政治關(guān)聯(lián)(LOCPOL)對行業(yè)多元化程度(IH)有顯著負(fù)向影響，假設(shè)1-1沒有得到支持。在控制變量中，企業(yè)規(guī)模(Bata=0.0230，p<0.01)、年齡(Bata=0.0110，p<0.01)與企業(yè)行業(yè)多元化程度(IH)顯著正相關(guān)，說明對于規(guī)模越大、上市時間越長的企業(yè)，行業(yè)多元化程度越高。固定資產(chǎn)比例(Bata=-0.1392，p<0.01)、資產(chǎn)回報率(Bata=-0.1744,p<0.10)與企業(yè)行業(yè)多元化程度顯著負(fù)相關(guān)，表明固定資產(chǎn)比例越高、企業(yè)效益越好，企業(yè)行業(yè)多元化程度越低。模型5中將地方政治關(guān)聯(lián)(LOCPOL)和中央政治關(guān)聯(lián)(CENPOL)同時放入模型中得到和模型3類似的結(jié)果，在模型5中，地方政治關(guān)聯(lián)回歸系數(shù)為-0.0249(p<0.05)，模型具有穩(wěn)健性。

模型4中，中央政治關(guān)聯(lián)(CENPOL)的回歸系數(shù)是-0.0226，并且通過了顯著性檢驗(yàn)(p<0.05)，這說明中央政治關(guān)聯(lián)對企業(yè)行業(yè)多元化程度(IH)有顯著負(fù)向影響，假設(shè)1-2得到支持?？刂谱兞恐?，企業(yè)規(guī)模(Bata=0.0247，p<0.01)、年齡(Bata=0.0111，p<0.01)與企業(yè)行業(yè)多元化程度(IH)顯著正相關(guān)，固定資產(chǎn)比例(Bata=-0.1421，p<0.01)、資產(chǎn)回報率(Bata=-0.1680,p<0.10)與企業(yè)行業(yè)多元化程度顯著負(fù)相關(guān)。模型5中將地方政治關(guān)聯(lián)(LOCPOL)和中央政治關(guān)聯(lián)(CENPOL)同時放入模型中得到和模型4類似的結(jié)果，在模型5中，中央政治關(guān)聯(lián)回歸系數(shù)為-0.0180(p<0.10)，模型具有穩(wěn)健性。

模型7中，政治關(guān)聯(lián)(POL)的回歸系數(shù)是-0.0271，p值為0.119，接近顯著，因此，假設(shè)2不能完全說得到支持或者不支持。需進(jìn)一步對地方政治關(guān)聯(lián)和中央政治關(guān)聯(lián)進(jìn)行考察。

模型8中，地方政治關(guān)聯(lián)(LOCPOL)的回歸系數(shù)是-0.0395，并且通過了顯著性檢驗(yàn)(p<0.01)，這說明地方政治關(guān)聯(lián)對企業(yè)地域多元化程度(DMH)有顯著負(fù)向影響，假設(shè)2-1得到支持?？刂谱兞恐校髽I(yè)規(guī)模(Bata=0.0290，p<0.01)與企業(yè)地域多元化程度(DMH)顯著正相關(guān)，企業(yè)年齡(Bata=-0.0092，p<0.01)、固定資產(chǎn)比例(Bata=-0.4079，p<0.01)、資產(chǎn)負(fù)債率(Bata=-0.1852，p<0.01)與企業(yè)地域多元化程度顯著負(fù)相關(guān)。模型10將地方政治關(guān)聯(lián)和中央政治關(guān)聯(lián)放入同一個模型，地方政治關(guān)聯(lián)回歸系數(shù)為-0.0540(p<0.01)，結(jié)果具有穩(wěn)健性。

模型9中，中央政治關(guān)聯(lián)(CENPOL)的回歸系數(shù)是0.0480，并且通過了顯著性檢驗(yàn)(p<0.01)，這說明中央政治關(guān)聯(lián)對企業(yè)地域多元化程度(DMH)有顯著正向影響，假設(shè)2-2得到支持?？刂谱兞恐?，企業(yè)規(guī)模(Bata=0.0249，p<0.01)與企業(yè)地域多元化程度(DMH)顯著正相關(guān)，企業(yè)年齡(Bata=-0.0080，p<0.01)、固定資產(chǎn)比例(Bata=-0.4332，p<0.01)、資產(chǎn)負(fù)債率(Bata=-0.1820，p<0.01)與企業(yè)地域多元化程度顯著負(fù)相關(guān)。模型10將地方政治關(guān)聯(lián)和中央政治關(guān)聯(lián)放入同一個模型，中央政治關(guān)聯(lián)回歸系數(shù)為0.0578(p<0.01)，結(jié)果具有穩(wěn)健性。

表2　政治關(guān)聯(lián)和企業(yè)行業(yè)多元化程度的回歸結(jié)果

(續(xù)上表)

變量企業(yè)行業(yè)多元化模型1模型2模型3模型4模型5POL-0.0270**(0.0132)LOCPOL-0.0294***-0.0249**(0.0108)(0.0111)CENPOL-0.0226**-0.0180*(0.0093)(0.0095)R20.09720.09870.09990.09940.1012調(diào)整后的R20.09020.09140.09250.09200.0935F值13.85***13.38***13.56***13.48***13.10***

注： ***、**、*分別表示在1%、5%和10%水平上顯著；括號中為標(biāo)準(zhǔn)誤;系數(shù)及標(biāo)準(zhǔn)誤保留到小數(shù)點(diǎn)后四位。

表3　政治關(guān)聯(lián)和企業(yè)地域多元化程度的回歸結(jié)果

(續(xù)上表)

變量企業(yè)地域多元化模型6模型7模型8模型9模型10CENPOL0.0480***0.0578***(0.0121)(0.0124)R20.14510.14590.14780.15050.1553調(diào)整后的R20.13850.13900.14080.14360.1481F值21.97***21.01***21.32***21.78***21.52***

注： ***、**、*分別表示在1%、5%和10%水平上顯著；括號中為標(biāo)準(zhǔn)誤;系數(shù)及標(biāo)準(zhǔn)誤保留到小數(shù)點(diǎn)后四位。

(三)市場化程度對政治關(guān)聯(lián)與多元化程度關(guān)系的調(diào)節(jié)作用

檢驗(yàn)調(diào)節(jié)效應(yīng)最常見的方法是層級回歸，首先構(gòu)建政治關(guān)聯(lián)與市場化程度的交互項(xiàng)，此處本文對市場化程度進(jìn)行了中心化處理，然后將自變量、調(diào)節(jié)變量、控制變量和交互項(xiàng)都加入回歸模型，通過檢驗(yàn)兩個交互項(xiàng)的回歸系數(shù)和顯著水平，就可以檢驗(yàn)假設(shè)3、假設(shè)3-1、假設(shè)3-2、假設(shè)4、假設(shè)4-1和假設(shè)4-2提出的調(diào)節(jié)作用。

多元回歸之前的多重共線性檢驗(yàn)表明， 各變量的VIF小于10，容差不接近于0，回歸模型中不存在多重共線性問題?；貧w結(jié)果見表4和表5，以企業(yè)行業(yè)多元化為因變量的模型11-模型18都通過了F檢驗(yàn)，控制變量的回歸系數(shù)與政治關(guān)聯(lián)對企業(yè)行業(yè)多元化主效應(yīng)中得到的結(jié)果符號一致。在模型12中，政治關(guān)聯(lián)(POL)與市場化程度交互項(xiàng)的回歸系數(shù)為-0.0083，p值為0.132，不那么顯著，假設(shè)3沒有得到顯著性上的支持。模型14中，地方政治關(guān)聯(lián)(LOCPOL)與市場化程度交互項(xiàng)的回歸系數(shù)為0.0031，沒有通過顯著性檢驗(yàn)，假設(shè)3-1沒有得到支持。模型16中，中央政治關(guān)聯(lián)(CENPOL)與市場化程度交互項(xiàng)的回歸系數(shù)為-0.0076(p<0.05),達(dá)到顯著水平且系數(shù)為負(fù)，由于中央政治關(guān)聯(lián)(CENPOL)的系數(shù)也為負(fù)，所以市場化程度對中央政治關(guān)聯(lián)和行業(yè)多元化的關(guān)系是增強(qiáng)型調(diào)節(jié)，假設(shè)3-2沒有得到支持。在模型18中，將中央政治關(guān)聯(lián)與市場化程度的交互項(xiàng)和地方政治關(guān)聯(lián)和市場化程度的交互項(xiàng)同時放入模型，這時，地方政治關(guān)聯(lián)與市場化程度的交互項(xiàng)回歸系數(shù)為0.0055，但是不顯著，這與模型14中的結(jié)果類似。中央政治關(guān)聯(lián)與市場化程度的交互項(xiàng)回歸系數(shù)為-0.0092(p<0.05)，這與模型16中的結(jié)果類似，所以結(jié)果有很好的穩(wěn)健性。

以企業(yè)地域多元化作為因變量的回歸結(jié)果見表5模型19-模型26，各模型都通過了F檢驗(yàn)，控制變量的回歸系數(shù)與政治關(guān)聯(lián)對企業(yè)地域多元化主效應(yīng)中得到的結(jié)果符號一致。在模型20中可以看到，政治關(guān)聯(lián)與市場化程度的交互項(xiàng)系數(shù)為0.0233(p<0.01)，達(dá)到顯著性水平，且系數(shù)為正，由于政治關(guān)聯(lián)(POL)的系數(shù)為負(fù)，所以市場化程度在政治關(guān)聯(lián)對地域多元化的關(guān)系中起到了減弱型調(diào)節(jié)作用，假設(shè)4得到支持。從模型22中可看到，地方政治關(guān)聯(lián)與市場化程度的交互項(xiàng)系數(shù)為0.0071，不顯著，模型24中，中央政治關(guān)聯(lián)與市場程度的交互項(xiàng)系數(shù)為0.0078，不顯著，模型26中，中央政治關(guān)聯(lián)與市場程度的交互項(xiàng)系數(shù)以及地方政治關(guān)聯(lián)與市場化程度的交互項(xiàng)系數(shù)分別為0.0059、0.0061，不顯著，這和模型22、模型24中的結(jié)果一致。所以假設(shè)4-1和假設(shè)4-2沒有得到數(shù)據(jù)顯著性支持。

綜上所述，在交互作用檢驗(yàn)的6個假設(shè)中，只有假設(shè)3-2與假設(shè)4的交互項(xiàng)表現(xiàn)為顯著，其他假設(shè)均未通過顯著性檢驗(yàn)。交互項(xiàng)顯著的兩個假設(shè)中，假設(shè)4得到了支持，假設(shè)3-2的檢驗(yàn)結(jié)果與我們的預(yù)期完全相反。

表4　政治關(guān)聯(lián)、企業(yè)行業(yè)多元化程度和市場化程度關(guān)系的回歸結(jié)果

注： ***、**、*分別表示在1%、5%和10%水平上顯著；括號中為標(biāo)準(zhǔn)誤;系數(shù)及標(biāo)準(zhǔn)誤保留到小數(shù)點(diǎn)后四位。

表5　政治關(guān)聯(lián)、企業(yè)地域多元化程度和市場化程度關(guān)系的回歸結(jié)果

注： ***、**、*分別表示在1%、5%和10%水平上顯著；括號中為標(biāo)準(zhǔn)誤;系數(shù)及標(biāo)準(zhǔn)誤保留到小數(shù)點(diǎn)后四位。

五結(jié)論與啟示

(一)研究結(jié)論

目前政治關(guān)聯(lián)與企業(yè)多元化戰(zhàn)略的關(guān)系還處于探索階段,學(xué)者們得到的結(jié)論大都是政治關(guān)聯(lián)對多元化存在正向影響。例如胡旭陽和史晉川(2008)[19]研究發(fā)現(xiàn)，擁有政治關(guān)聯(lián)的民營企業(yè)多元化水平更高。蔡地和萬迪昉(2010)[34]發(fā)現(xiàn)，政治關(guān)聯(lián)增加了國有企業(yè)選擇多元化戰(zhàn)略的可能性，并且企業(yè)多元化傾向在地方政府干預(yù)強(qiáng)的時候更為明顯。這兩項(xiàng)研究的多元化戰(zhàn)略僅僅是指行業(yè)多元化，本文進(jìn)一步將政治關(guān)聯(lián)細(xì)分為中央政治關(guān)聯(lián)和地方政治關(guān)聯(lián)，并將多元化用行業(yè)多元化和地域多元化兩個維度來度量，可以更加細(xì)致地考察轉(zhuǎn)型時期政治關(guān)聯(lián)及地方和中央兩個政治關(guān)聯(lián)層級對民營企業(yè)行業(yè)多元化和地域多元化戰(zhàn)略選擇的影響，分析市場化程度對上述關(guān)系的調(diào)節(jié)作用。研究得到結(jié)論：總的來看，民營企業(yè)政治關(guān)聯(lián)對企業(yè)行業(yè)多元化存在顯著負(fù)向影響，其中地方政治關(guān)聯(lián)和中央政治關(guān)聯(lián)對企業(yè)行業(yè)多元化的影響都顯著為負(fù)；民營企業(yè)政治關(guān)聯(lián)對企業(yè)地域多元化的影響為正但不顯著，其中地方政治關(guān)聯(lián)對企業(yè)地域多元化的影響顯著為負(fù)，中央政治關(guān)聯(lián)對企業(yè)地域多元化的影響顯著為正；市場化程度對中央政治關(guān)聯(lián)和民營企業(yè)行業(yè)多元化的關(guān)系有增強(qiáng)型調(diào)節(jié)作用；市場化程度對總的政治關(guān)聯(lián)和民營企業(yè)地域多元化的關(guān)系有減弱型調(diào)節(jié)作用。本文有關(guān)市場化程度對兩者關(guān)系的調(diào)節(jié)作用和前人的研究類似，隨著市場化程度的增加，政治關(guān)聯(lián)對民營企業(yè)地域多元化的影響減弱。這與巫景飛等(2008)[26]研究發(fā)現(xiàn)的企業(yè)所處地區(qū)的差異會對企業(yè)高管政治網(wǎng)絡(luò)與多元化之間關(guān)系產(chǎn)生一定影響的結(jié)論類似。市場化程度對中央政治關(guān)聯(lián)和行業(yè)多元化的關(guān)系有增強(qiáng)型調(diào)節(jié)作用，意味著市場化程度越高，擁有中央政治關(guān)聯(lián)的企業(yè)更加不可能通過行業(yè)多元化來擴(kuò)張。

(二)研究啟示

第一，在構(gòu)建政治關(guān)聯(lián)時，企業(yè)應(yīng)該注意到政治關(guān)聯(lián)的層級特性。本文研究的實(shí)證結(jié)果發(fā)現(xiàn)，中央政治關(guān)聯(lián)促進(jìn)企業(yè)地域多元化，而地方政治關(guān)聯(lián)抑制企業(yè)地域多元化，這表明不同層級的政治關(guān)聯(lián)對企業(yè)地域多元化的影響是完全相反的，這也反映了目前我國地方政府和中央政府存在利益不一致的問題。因此企業(yè)應(yīng)該關(guān)注其所構(gòu)建的政治關(guān)聯(lián)層級。

第二，民營企業(yè)應(yīng)該在保持其核心競爭力的前提下實(shí)施行業(yè)多元化，不能因?yàn)槎唐诘难矍袄婷つ繉?shí)施行業(yè)多元化。從實(shí)證結(jié)果可以看出，企業(yè)對行業(yè)多元化戰(zhàn)略的使用十分謹(jǐn)慎，擁有中央政治關(guān)聯(lián)的企業(yè)更傾向于進(jìn)行地域多元化的擴(kuò)張，擁有地方政治關(guān)聯(lián)的企業(yè)則更傾向于聚焦行業(yè)和地域來進(jìn)行發(fā)展。上個世紀(jì)90年代中國企業(yè)開始了多元化浪潮，出現(xiàn)了大批多元化企業(yè)，如今企業(yè)更多關(guān)注如何打造自己獨(dú)特的核心競爭力。

第三，政治關(guān)聯(lián)雖然可以給企業(yè)帶來資源和產(chǎn)權(quán)保護(hù)，但需企業(yè)理性對待。許多學(xué)者認(rèn)為企業(yè)通過政治關(guān)聯(lián)謀求資源，不符合市場經(jīng)濟(jì)的精神，將阻礙市場經(jīng)濟(jì)制度的發(fā)展。本研究發(fā)現(xiàn)，市場化程度高的時候，總體上政治關(guān)聯(lián)對企業(yè)地域多元化的影響在減弱，隨著我國市場經(jīng)濟(jì)的不斷完善、產(chǎn)權(quán)制度的不斷健全，政治關(guān)聯(lián)的作用必然會減弱。因此，企業(yè)需要理性看待政治關(guān)聯(lián)的作用，更多地通過發(fā)掘內(nèi)部資源如技術(shù)創(chuàng)新、管理創(chuàng)新來提升企業(yè)價值。

[參考文獻(xiàn)]

[1] Allen, F., Qian, J., Qian, M.. Law, Finance and Economic Growth in China[J].JournalofFinancialEconomics, 2005,77(1): 57-116.

[2] 羅黨論, 唐清泉. 中國民營上市公司制度環(huán)境與績效問題研究[J]. 經(jīng)濟(jì)研究, 2009, (2): 106-118.

[3] Johnson, S., Mitton, T.. Cronyism and Capital Controls: Evidence from Malaysia[J].JournalofFinancialEconomics, 2003, 67(2): 351-382.

[4] Khwaja, A. I., Mian, A.. Unchecked Intermediaries: Price Manipulation in an Emerging Stock Market [J].JournalofFinancialEconomics, 2005, 78(1): 203-241.

[5] Faccio, M.. Politically Connected Firms[J].TheAmericanEconomicReview, 2006, 96(1): 369-386.

[6] Adhikari, A., Derashid, C., and Zhang, H.. Public Policy, Political Connections, and Effective Tax Rates: Longitudinal Evidence from Malaysia[J].JournalofAccountingandPublicPolicy, 2006, 25(5): 574-595.

[7] Faccio, M., Masulis, R. W., McConnell, J.. Political Connections and Corporate Bailouts [J].TheJournalofFinance, 2006, 61(6): 2597-2635.

[8] 余明桂, 潘紅波. 政治關(guān)系、制度環(huán)境與民營企業(yè)銀行貸款[J]. 管理世界, 2008, (8): 9-21.

[9] Chen, M. X.. The Matching of Heterogeneous Firms and Politicians [J].EconomicInquiry, 2013, 51(2): 1502-1522.

[10] 武亞軍, 高旭東, 李明芳. 國際化背景下的中國本土企業(yè)戰(zhàn)略: 一個理論框架與應(yīng)用分析[J]. 管理世界, 2005, (11): 101-111.

[11] 吳文鋒, 吳沖鋒, 劉曉薇. 中國民營上市公司高管的政府背景與公司價值[J]. 經(jīng)濟(jì)研究, 2008, (7): 130-141.

[12] 吳文鋒, 吳沖鋒, 芮萌. 中國上市公司高管的政府背景與稅收優(yōu)惠[J]. 管理世界, 2009, (3): 134-142.

[13] 陳任如, 賴煜. 高管政治背景與民營企業(yè)盈利能力的實(shí)證研究[J]. 南方經(jīng)濟(jì), 2010, (5): 60-68.

[14] 王立清, 楊寶臣, 劉靜. 政府干預(yù)、政治聯(lián)系與民營上市公司投資[J]. 電子科技大學(xué)學(xué)報: 社科版, 2011, 13(1): 22-26.

[15] 毛蘊(yùn)詩. 多元化經(jīng)營三維模型及多元化經(jīng)營的幾個命題[J]. 中山大學(xué)學(xué)報(社會科學(xué)版), 2004, 44(6): 211-217.

[16] 李健, 陳傳明, 孫俊華. 企業(yè)家政治關(guān)聯(lián), 競爭戰(zhàn)略選擇與企業(yè)價值——基于上市公司動態(tài)面板數(shù)據(jù)的實(shí)證研究[J]. 南開管理評論, 2013, (6): 147-157.

[17] 羅黨論, 甄麗明. 民營控制, 政治關(guān)系與企業(yè)融資約束——基于中國民營上市公司的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)[J]. 金融研究, 2008, (12): 164-178.

[18] 汪偉, 史晉川. 進(jìn)入壁壘與民營企業(yè)的成長——吉利集團(tuán)案例研究[J]. 管理世界, 2005, (4): 132-140.

[19] 胡旭陽, 史晉川. 民營企業(yè)的政治資源與民營企業(yè)多元化投資——以中國民營企業(yè)500強(qiáng)為例[J]. 中國工業(yè)經(jīng)濟(jì), 2008, (4): 5-14.

[20] 羅黨論, 劉曉龍. 政治關(guān)系, 進(jìn)入壁壘與企業(yè)績效——來自中國民營上市公司的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)[J]. 管理世界, 2009, (5): 97-106.

[21] 劉小玄. 中國轉(zhuǎn)軌經(jīng)濟(jì)中的產(chǎn)權(quán)結(jié)構(gòu)和市場結(jié)構(gòu)——產(chǎn)業(yè)績效水平的決定因素[J]. 經(jīng)濟(jì)研究, 2003, (1): 21-29.

[22] 周黎安. 中國地方官員的晉升錦標(biāo)賽模式研究[J]. 經(jīng)濟(jì)研究, 2007, (7): 36-50.

[23] Blanchard, O., Shleifer, A.. Federalism with and Without Political Centralization: China Versus Russia[R]. National Bureau of Economic Research, 2000.

[24] 孫彩紅, 佘斌. 對中國中央集權(quán)現(xiàn)實(shí)重要性的再認(rèn)識[J]. 政治學(xué)研究, 2010, (4): 33-42.

[25] Lu, H., Pan, H., Zhang, C.. Political Connections and Judicial Bias: Evidence from Chinese Corporate Litigations[J].UnpublishedWorkingPaper,UniversityofPennsylvania, 2011.

[26] 巫景飛, 何大軍, 林煒等. 高層管理者政治網(wǎng)絡(luò)與企業(yè)多元化戰(zhàn)略: 社會資本視角——基于我國上市公司面板數(shù)據(jù)的實(shí)證分析[J]. 管理世界, 2008, (8): 107-118.

[27] 胡旭陽. 民營企業(yè)家的政治身份與民營企業(yè)的融資便利——以浙江省民營百強(qiáng)企業(yè)為例[J]. 管理世界, 2006, (5): 107-113.

[28] Chen, C., Li, Z., Su, X.. Rent Seeking Incentives, Political Connections and Organizational Structure: Empirical Evidence from Listed Family Firms in China[J].CityUniversityofHongKongWorkingPaper, 2005.

[29] Toulan, O. N.. The Impact of Market Liberalization on Vertical Scope: the Case of Argentina[J].StrategicManagementJournal, 2002, 23(6): 551-560.

[30] 樊綱, 王小魯, 朱恒鵬. 中國市場化指數(shù)——各地區(qū)市場相對進(jìn)程2011年報告[M]. 北京: 經(jīng)濟(jì)科學(xué)出版社, 2011.

[31] 楊記軍, 逯東, 楊丹. 國有企業(yè)的政府控制權(quán)轉(zhuǎn)讓研究[J]. 經(jīng)濟(jì)研究, 2010, (2): 69-82.

[32] 李善民, 朱滔. 中國上市公司并購的長期績效——基于證券市場的研究[J]. 中山大學(xué)學(xué)報(社會科學(xué)版), 2005, 45(5): 80-86.

[33] 段瓊. 公司治理與相關(guān),非相關(guān)多元化關(guān)系研究[D]. 北京: 北京交通大學(xué), 2008.

[34] 蔡地, 萬迪昉. 政府干預(yù)、管理層權(quán)力與國企高管薪酬—業(yè)績敏感性[J]. 軟科學(xué), 2011, 25(9): 94-98.

[責(zé)任編輯：陳林]

The Influence of Different Level of Political Connection to Enterprises’ Diversification Strategy During the Transition Period——From the Perspective of Industry and Regional

DENG Xin-mingYE Zhen

Abstract:Based on a sample consisting of 530 Chinese private enterprises from the year 2009 to 2013, this article attempts to explore the effect of political connection owned by Chinese private enterprises on their industrial diversification strategy and geographic diversification strategy, and examine the degree of marketization as a possible moderator.The result shows that: First, the political connection of Chinese private enterprises has significant negative impact on their industrial diversification strategy, and both the local level and central level political connection have significant negative effect on industrial diversification strategy; Second， political connection of Chinese private enterprises has positive but not significant effect on geographic diversification strategy. The local level political connection has significant negative impact on geographic diversification strategy while the central level political connection has significant positive effect on geographic diversification; Third, the degree of marketization enhances the relationship between the central level political connection and industrrial diversification strategy of Chinese private enterprises. The degree of marketization weakens the relationship between political connection and geographic diversification strategy of Chinese private enterprises.

Key words:central political connection; local political connection; industrial diversification; geographic diversification

[中圖分類號]F276.5

[文獻(xiàn)標(biāo)識碼]A

[文章編號]1674-8298(2015)05-0042-14

[作者簡介]鄧新明，武漢大學(xué)經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院副教授，研究方向：動態(tài)競爭、非市場戰(zhàn)略與商業(yè)倫理；葉珍，武漢大學(xué)經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院碩士研究生，研究方向：公司非市場行為與戰(zhàn)略、經(jīng)營環(huán)境與公司戰(zhàn)略。

[基金項(xiàng)目]國家自然科學(xué)基金項(xiàng)目“動態(tài)競爭條件下我國企業(yè)的競爭互動及其與制度環(huán)境的協(xié)同演進(jìn)與績效影響研究——非市場與市場行為的綜合視角”(項(xiàng)目編號: 71272232，項(xiàng)目主持人：鄧新明)。

[收稿日期]2015-07-20

[DOI]10.14007/j.cnki.cjpl.2015.05.003

[引用方式]高曉光.我國高技術(shù)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新效率的時間演變與地區(qū)分布特征[J].產(chǎn)經(jīng)評論,2015,6(5):30-41.