传媒产业实现多元化战略的绩效评价——基于海外传媒上市公司的实证研究

传媒产业实现多元化战略的绩效评价——基于海外
传媒上市公司的实证研究
一．研究背景
自1994年新闻出版总署发布《关于书报刊音像出版单位成立集团问题的通知》，正式对报业集团的组建作出规定以来，中国传媒集团的多元化程度开始快速提高，同时传媒业对资本市场的逐步开放，也使中国的传媒集团能够有效地获得金融资本的支持，迅速做大做强。

随着十七大报告中关于“大力发展文化产业，增强国际竞争力”表述的提出，中央明确了文化产业发展战略是未来国家战略的重要一环，并且为文化产业尤其是传媒产业提供政策扶持，推进跨地区、跨媒体、跨产业的行业整合进程，实现传媒集团的国际化，增强传媒集团的市场竞争力。

这一轮的产业整合，事实上是逐步打破媒介行业垄断的过程，意图通过促进媒介集团的多元化整合，包括从纵向上打破内容生产与传播渠道的垄断壁垒，从横向上联接起报纸、电视、电影、广播、网络等的不同媒介形态以及跨地域联合，来实现传媒产业的规模经济与范围经济。

从西方传媒集团的发展趋势看，这似乎是一种必经之路。

20世纪80年代，新自由主义思潮与政策取向的回归揭开了西方传媒业放松管制（deregulation）的序幕。

此后，以美国1996年电信法为代表的一系列改革伴随着数字化浪潮的冲击，共同瓦解了各媒体平台间的准入壁垒，从而引发了业界大规模的并购与融合[1]。

出于对经济效率的追求，综合性传媒集团（conglomerate）在90年代大批涌现，横跨报业、期刊、图书出版、广播、电视、电影、互联网及电信业的相关多元化经营成为业界的主流战略选择。

以全球七大传媒集团为例，截至2001年，维旺迪旗下已囊括了分属80个行业（基于美国标准行业分类SIC）的316个业务单元，贝塔斯曼的业务部门则达到了531个（表1）。

与此相比，索尼、时代华纳、迪士尼、维亚康姆和新闻集团的多元化程度稍逊，但同样维持在较高的水平。

表1：2001年七大传媒集团业务单元及所涉行业部门数一览[2]
维旺迪环球贝塔斯曼索尼AOL时代华纳迪士尼维亚康姆新闻集团业务单元数316 531 150 190 113 30 71
SIC行业部门数80 29 32 33 28 15 17 BSD*30 - 13 18 16 8 9 MNSD** 2.67 - 2.46 1.83 1.75 1.88 1.89
但是这种多元化的趋势，为传媒企业的绩效提升到底有多大的作用，其有何负面效应，对未来中国传媒产业的大规模整合有什么借鉴意义，将是本研究的初衷。

二．文献回顾
从世界范围的经验来看，传媒企业的扩张是一个典型的多元化过程，而且由于传媒产品的特殊性，使得规模效应对企业绩效的影响更为敏感。

学界对多元化经营与公司绩效相关性的研究大多集中于制造业及一部分服务性行业，以传媒公司为对象的研究则起步较晚。

有学者认为，多元化方式的选择在很大程度上取决于行业特性[3]；我们因而有理由猜测，媒介产品与传媒产业的特殊性——包括：①内容与渠道两类产品及其高度互补性；②对受众与广告双重市场的依赖；③
媒介产品非排他和不可耗尽的公共产品特质；④首拷贝成本极高，但其后的边际成本几乎为零；⑤“扩窗”（windowing）过程的高边际收益，即内容产品的价值取决于渠道节点的数量及其各节点的价值——亦会对传媒公司多元化经营与绩效的相关性产生影响。

从上述特性来看，有可能通过多元化获得的规模/范围经济、协同效应与互补性资源对齐（complementary resource alignment）对于传媒公司的经营无疑应具有非同寻常的意义。

作为较早关注传媒公司多元化经营的学者，Dimmick首先提出了跨业集中的概念。

他将这一集中的动机称之为“多样性经济（economies of multiformity）”，即“公司因在多个传媒领域中经营而获得的成本降低或收益增长”[4]。

这一概念与规模经济相似，但仅通过跨业经营实现。

在此基础上，Albarran与Dimmick进一步对传媒公司的多样性经济战略进行了梳理，包括多元化、内容的再利用（repurposing，指将公司现有内容通过旗下不同媒体进行传输）、签约成功艺人以及移植现有内容等[5]。

通过对比传媒产业14个经营领域1990至1995年间的集中度测算，Albarran与Dimmick 对其时传媒公司的跨业经营程度进行了初步的描述。

然而，对于多元化经营的绩效，早期研究依然流于理论推演而缺乏实证的研究。

国内学者就我国传媒集团的建设及其多元化经营问题进行了许多探讨。

大部分学者支持传媒集团的多元化战略，并认为相关多元化更为可取。

阮志孝将大陆报业的多元化经营历程划分为多种经营与多元化经营两个阶段。

他认为，现阶段大陆报业集团的多元化经营涉足领域过宽，与主业缺乏关联，收益及资金效率低且存在资产安全隐患，故未来发展应以围绕主业的相关产业延伸为方向[6]。

通过比较香港南华早报、东方报业及星岛控股三家报业集团1992至1995年的营业额与税后利润，彭伟步亦认为在专注于报刊及相关业务经营的同时，权衡自身条件适度投资低风险行业是报业集团较为稳妥的扩张策略。

然而，这些讨论大多于理论层面浅尝辄止[7]。

在为数不多的量化实证研究中，Kranenburg，Hagedoorn与Pennings采用多种指标——包括修正的Berry-Herfindahl 指数、熵、以及Rumlet与V&R[8]分类法等——对1999至2002年间澳大利亚、欧洲和北美32家大型出版业公司的产品和地域多元化程度进行了较全面的测量与比较。

该研究同时亦跟据测量结果的差异对各指标的优劣进行了评析[9]。

到目前为止，传媒经济学界对于传媒公司多元化经营与绩效相关性的实证研究以Sylvia与Chang的工作最为完善。

该研究以维旺迪环球、贝塔斯曼、索尼、新闻集团、AOL时代华纳、迪士尼与维亚康姆七大传媒集团样本，分别考察了各集团的产品多元化与地域多元化战略以及二者的交叉效应对其绩效的影响[10]。

周玉波以沪深两市10家传媒类上市公司2001至2004年年报数据所进行了回归分析，结论证明多元化程度增加的绩效影响存在滞后性。

对国内传媒类上市公司而言，多元化战略将导致短期的市场折价，但却有利于长期绩效的提升[11]。

三．数据与变量选择
与国内相比，欧美的传媒产业与资本市场远为成熟，因而更适于进行基础性的传媒管理与经济学理论研究。

出于延展性及可操作性的考虑，同时亦考虑到多元化战略的时滞效应，本研究拟以欧美传媒上市公司2006至2008年的数据为研究对象，样本公司的选取依据以下标准：
1.在GICS（Global Industry Classification Standard，全球行业分类标准）体系中属媒体（Media，代码2540）
类；
2.交易状态为启动；
3.注册国为除亚太地区（新兴）、百慕大、中东与非洲、拉丁美洲与加勒比海、东欧、香港、台湾以外的国家
和地区；
4.在多伦多、纳斯达克、纽约、法兰克福或伦敦证券交易所上市；
符合上述标准的上市公司共348家，其中对2006至2008年各年总资产、总负债、EBITDA、EPS及业务构成状况均有披露，且能够获得各自然年最后一日的股票均价的公司共97家。

本研究样本公司数据均来自彭博终端系统。

在绩效变量的选择上，参考一般评价上市公司绩效的几个主要指标，主要从会计数据和市场价值两方面出发，包括财务数据、股价与托宾Q三类指标。

报业、广播或有线电视公司所处的产业相对较为成熟，收支稳定，易于预期，并具有较高的准入壁垒。

正因为此，传统的每股收益和资产负债表科目等会计指标（如ROA、ROE）使得传媒公司资产的潜在现金流及无形资产的真实价值在很大程度上遭到低估；而若将传媒公司用于基础技术设施建设的资本利息与实质上为账面成本的固定资产折旧与摊销（例如有线电视网或广播执照）加回到营运收入之中，则能更好地反映出其资产的盈利能力。

故而绝大多数传媒公司在20世纪90年代一系列杠杆收购的冲击之后均开始都着眼于EBITDA（息税摊折前收入）而非净利润的最大化。

鉴于当前的国际传媒业界更注重以市场价值和现金流分析而非会计方法来判断公司表现，本研究拟以EBITDA作为衡量传媒公司财务绩效的主要指标之一，在统计中为避免异方差现象取对数值；同时，托宾Q[12]作为市场绩效的主要指标
对本研究亦有帮助，考虑到样本公司发行优先股的情况极少，本研究拟将前述托宾Q的公式简化为。

此外，本研究亦将彭博终端系统提供的调整后可比EPS作为参照性的绩效指标。

本研究的因变量体系及定义见表2。

表2：绩效指标体系
指标符号名称定义
Q 托宾Q
EBITDA 息税摊折前收入营运收入（ISO33）+利息费用（ISO22）折旧与摊销（CF001），其中折旧与摊销出自现金流表
EPS 调整后可比EPS 经彭博调整后的EPS，排除了一次性非常利得/损失的影响
在自变量的选择上，对于样本公司各业务的具体行业分类归属，本研究拟以修正后的BICS（彭博行业分类标准）[13]作为依据。

通过结合各公司年报及其对各交易所的申报内容，本研究对样本公司的业务构成进行了分析和整理，并依表
3中的公式或定义依次计算出、、、与的值。

同时考虑到公司资产与负债对绩效的影响，将公司资产的对数值与资产负债率也作为评估的自变量。

表3：多元化指标体系
指标符号名称定义
DT 总体多元化熵值
DR 相关多元化熵值
DU 非相关多元化熵值
vertic 垂直多元化程度指数传媒公司可形成垂直多元化业务群的各项业务收入之和占公司总收入比
compat 相容多元化程度指数传媒公司可形成相容多元化业务群的各项业务收入占公司总收入比
本研究以熵值作为衡量传媒企业多元化程度的具体指标，为总体多元化程度，为相关多元化程度，
为非相关多元化程度；即为传媒公司中III级行业业务单位的销售额占公司销售总额的比重，为公司中II 级行业业务单位的销售额占公司销售总额的比重，为III级行业业务单位的销售额占其所在II级行业业务单位销售额的比重；为公司中III级行业业务单位的数量，为II级行业业务单位的数量。

四．计量模型与结果
在多元化经营及其对公司绩效影响的理论基础上，本研究拟对符合条件的98家海外传媒上市公司2006至2008年的面板数据进行描述性统计分析与固定效应变截距模型的GLS回归，以考察其多元化经营的现状并检验多元化程度及类型与其经济绩效的相关性。

本研究之所以选择面板数据模型（panel data model），原因即在于其兼顾横截面与时间序列两个维度的信息，能够同时反映样本在截面单元和时间两个方向上的变化规律及不同单元、不同时间的特性，并规避依赖单一类型数据所导致的异方差、多重共线性与自相关性等问题，从而增强估计结果的有效性。

与一般的线性模型相比，面板数据模型更试用于较为深入的研究。

1.描述性统计分析
由表4可见，的总体样本均值为0.6011。

参照相关文献可知，这对欧美上市公司而言通常意味着并不甚高的多元
化水平；该值甚至低于我国传媒业上市公司2001至2004年的均值[14]。

这或许是由2002年以来综合性传媒集团普遍采取的归核化战略所致；而以上市公司为样本框则存在着难以反映传媒公司间复杂资本关系的缺陷，故亦有可能导致本研究对传媒公司总体多元化程度的低估（鉴于传媒公司的多元化战略往往通过资本并购的方式实现）。

此外，
的总体样本均值与标准差（0.3811与0.4158）均略高于（0.2207与0.3614）。

对因变量而言，值与的总体样本均值分别为1.7340与0.9291，意味着高于平均的可观业绩。

表4：总体样本描述性统计
变量N 极小值极大值均值标准差
lnEBITDA 282 13.6400 23.6800 19.0818 2.0216
Q 290 .5200 24.0400 1.7340 1.9422
EPS 290 -3.9100 37.5100 .9291 3.3671
DT 290 .0000 3.5733 .6011 .6007
DR 289 .0000 2.3700 .2207 .3614
DU 290 .0000 1.4093 .3811 .4158
Vertic 290 .0000 1.000 .3879 .4287
Compat 290 .0000 1.0000 .4522 .4458
Lnasset 290 16.4000 25.6200 21.1583 1.9821
Debt 290 .0000 156.6100 31.6137 26.6962
2.相关性分析
由Pearson相关分析可见，对于绩效指标而言，和间存在显著的正相关关系，但相关程度较低（0.154）；
而值则与二者均无明显的相关性。

这意味着本研究所选择的、与值三项因变量指标，特别是财务与市场价值两类指标间具备较强的差异性，可以从不同角度对公司绩效进行测量。

对于自变量体系而言，与、无疑存在较强的相关性（相关系数分别为0.733与0.807，均在0.01的
水平上显著相关），而与间的相关程度则较低（0.191，在0.01的水平上显著相关）。

另一方面，
与亦存在明显的正相关关系（尽管相关程度较低），且二者与、及均在0.01的水平上显著正相关。

对于多元化指标与绩效指标间的相关性，除外，与、、及均存在显著的正相关关系（相关系数分别为0.401、0.361、0.266与0.296，均在0.01的水平上显著相关），则与及显著正相关（相关系数分别为0.188与0.178，均在0.01的水平上显著相关）。

但值与各自变量指标在Pearson检验中均无明显的相关关系。

此外，不难发现控制变量与三项因变量指标及除外的自变量均呈显著相关，且
除外均为正相关，其中尤以与的相关性最强（相关系数为0.956，在0.01的水平上显著相关）。

有理由猜测，对传媒公司而言，多元化战略带来的绩效提升（如果这种提升作用的确存在的话）有可能是资产规模的增长所致。

3.回归分析
鉴于与、，以及、与熵值间明显的正相关关系，为避免多重共线性问题并对前述假设
进行更为有效的检验，本研究拟将、、、与划分为三个自变量组分别进行回归分析。

本实证研究的基本模型为：
模型I：
模型II：
模型III：
其中，即为绩效指标（、值或）；为常数项，、、、为自
变量系数，为误差项。

模型I的目的在于检验传媒公司总体多元化程度对其绩效的影响；模型II的目的在于考察相关多元化与非相关多元化对传媒公司绩效的影响；模型III的目的在于考察垂直多元化与相容多元化两类相关多元化类型对传媒公司绩效的影响。

考虑到本研究样本数据中的横截面单元较多且时间序列长度较短短，SUR（代表同时对截面单元异方差性和同期相关性进行修正的GLS估计）通常是失效的。

通过Hausman检验，本研究拟采用固定效应变截距模型的GLS估计对面板数据进行分析。

我们首先对模型I，即包含传媒公司总体多元化程度、资产规模、负债水平及绩效指标（分别为息税摊折前收入、每股净收益与托宾Q）的面板数据模型进行参数估计。

该组回归模型均通过显著水平为1%的F检验，DW检验亦表明残差均无
序列相关。

结果显示，对三项绩效指标的影响均不显著，但控制变量却与及呈显著的正相关关系，其中与的回归系数为0.9873，决定系数高达0.9537；而对值的影响则未通过显著性
检验。

考虑到与及在前述Pearson相关性分析中所呈现出的显著相关性（相关系数分别为0.401与0.418，均在.01的水平上显著），这证明了总体多元化程度与资产规模之间存在着内生性的关系，加之总体多元化程度
与相关多元化、非相关多元化、垂直多元化以及相容多元化之间的高相关度，因此本研究拟将从三个模型中剔除，
再次进行回归。

表5：三组模型回归结果
模型模型I 模型II 模型III
变量Ln(EBITDA) EPS Q Ln(EBITDA) EPS Q Ln(EBITDA) EPS Q DT 1.043*** 0.515*** -0.17
t值(5.397) (3.705) (-0.874)
DR 1.137*** 1.023*** -0.262
t值(3.334) (4.259) (-1.252)
DU 0.966** 0.101 0.003
t值(3.29) (0.482) (0.018)
Vertic 0.483 -0.242 0.038 t值(1.513) (-1.124) (0.133) Compat 0.67** -0.148 0.032 t值(2.201) (-0.711) (0.115) Debt 0.024*** -0.012*** -0.001* 0.024*** -0.013*** 0.002
t值(5.26) (-3.768) (-1.809) (5.056) (-4.056) (0.668)
Constant 17.682*** 0.712*** 2.102*** 17.705*** 0.787*** 1.738*** 18.596*** 0.798*** 1.712*** t值(85.345) (4.831) (10.216) (83.45) (5.317) (13.496) (92.191) (5.798) (9.414)
F 3.956*** 1.807*** 3.373*** 3.872*** 1.928*** 12.109*** 2.786*** 1.346*** 3.265*** R-squared 0.678 0.48 0.633 0.678 0.501 0.863 0.598 0.407 0.625 DW 2.523 2.458 2.02 2.523 2.43 2.531 2.5 2.493 1.994
注：***表示在1%的水平上显著，**表示在5%的水平上显著，*表示在10%的水平上显著
模型I的回归结果显示，与及均在0.01的水平上呈显著正相关（系数分别为1.0435与0.5153），
即传媒公司的总体多元化水平越高，其息税摊折前收入与每股净收益越高。

但对值的影响则未通过显著性
检验，即传媒公司的总体多元化水平对其市场价值的影响并不显著。

模型II结果显示，与及均在0.01的水平上呈显著正相关，回归系数分别为1.1366与1.0227；而对的影响则并不显著。

这一结果即意味着传媒公司的相关多元化程度对其财务性绩效具有较强影响（尽管
这一影响同样是通过资产规模的增加实现），但却与其市场价值无关。

而与及的相关性均未通过显
著性检验，也即证明传媒公司的非相关多元化程度对其绩效并不存在明显影响。

模型III结果显示，与在0.05的水平上存在显著的正相关性，系数为0.6702，而对于与
的影响则未通过显著性检验，相容多元化与传媒公司绩效显著相关仅得到部分验证。

而另一方面，对三项绩效指标的影响均未通过显著性检验，故垂直多元化与传媒公司绩效显著相关并不成立。

五．研究结论与政策建议
通过对欧美97家传媒类上市公司2006至2008年的面板数据进行描述性统计分析及固定效应变截距模型的GLS回归，本研究对传媒公司的多元化绩效问题得到了一些较具启发性的结论。

1.研究结论
首先，传媒公司总体多元化程度与相关多元化程度的增加对其财务绩效EBITDA与EPS具有显著的正面影响，其原因或在于由多元化扩张所导致的资产规模增长。

与总体多元化程度及相关多元化程度相比，传媒公司资产规模与其财务绩效在本研究中所呈现出的相关性更为直接。

考虑到传媒产业的自然垄断性质及较高的市场集中度，传媒公司资产规模与财务性收益间的这一高度相关性似乎并不难接受。

然而，该解释存在的一个问题是，由于各业务间的关联性与资源共享程度较低，非相关多元化扩张对传媒公司资产规模的影响应更为显著，从而获得较相关多元化经营更高的财务性收益——但这一推论却与本研究结果相悖，即传媒公司的非相关多元化对其财务绩效并无明显影响影响。

或许一个更为合理的解释是：由于传媒公司资产通常具有较强的专有性和不可分割性，难以在公开市场上进行转移，故随着资产规模的增长，传媒公司便越倾向于据此选择相关多元化扩张。

无论如何，总体多元化程度与相关多元化程度实际上均为资产规模的代理变量，其差异仅在于如何对二者的因果关系进行解释而已。

第二，相容性业务群规模对传媒公司的财务绩效存在正面影响，这在一定程度上验证了将内容产品针对多种媒介平台进行再利用的能力的重要性。

另一方面，尽管本研究显示垂直性业务群规模对传媒公司的绩效不存在显著性影响，但这并不意味着对内容生产与传输渠道的垂直性垄断无甚裨益。

导致这一结果的原因可能在于本研究所选择的垂直多元化指标并不能充分反映传媒公司在垂直价值链各环节的市场势力。

第三，传媒公司的多元化经营对其资本市场绩效并无显著影响。

托宾Q旨在衡量多元化收益的资本化价值，即资本市场对多元化收益的态度[15]；公司市场价值与其资产重置成本的比率，实际即为公司无形资产与管理效率对其市场价值的贡献。

公司的无形资产通常包括商誉、品牌、专利租金及投资机会等，而管理层行为则对无形资产的价值存在直接影响，例如管理僵化即可视为无形资产的减项。

倘若一个多元化业务组合的价值仅为各业务价值的累计而不涉及管理效能的改进与无形资产的增长，那么该多元化公司的托宾Q便不会因多元化水平的提高而增加，也即管理层无法通过将这些业务纳入集团来提升公司的市场价值。

因此，本研究的这一结果即意味着对传媒公司而言，多元化经营并无助于提升其管理效率、成长能力以及无形资产的贡献，从而无法改善资本市场对其价值的判断。

2.对我国相关传媒政策的建议
从国外传媒上市公司的研究结论可以看出，多元化是一个主流趋势，并且总体多元化的程度对企业的绩效有正的影响，因而为了增强竞争力，实现长远发展，中国的传媒企业必须也要实施多元化战略。

从这个角度讲，建立完善的产业政策体系和有效的竞争机制，应该是政府管理机构的职责所在。

第一，将多元化整合作为一个未来的发展趋势，在政策上提供各种优惠措施，推进传媒企业联合重组力量，加快培育传媒骨干企业和战略投资者，鼓励和支持业务相近、资源相通的传媒单位，按照优势互补、自愿结合的原则，跨地区、跨部门组建传媒集团公司。

同时政府为这种整合模式提供公平、公正、公开的制度环境，避免过度的行政干预。

例如目前，中国对报纸、期刊、图书、音像制品、电子出版、数字出版等不同介质的出版物，实行分类管理的模式，不同介质出版物的出版资质不能相互通用。

出版主管部门可进一步放开出版要素市场，改变不同介质出版物之间的管理界限，实行统一的出版资质管理。

第二，积极支持条件成熟的传媒企业，特别是跨地区跨行业的传媒企业上市融资。

鼓励和支持社会资本特别是国有大型企业参与传媒企业的股份制改造。

通过与资本市场的对接，快速做大做强，培育一批导向正确、主业突出、实力雄厚、影响力大、核心竞争力强的传媒企业。

第三，从产业聚集效应理论出发，建立区域化的优势传媒产业中心，完成珠三角、长三角和环渤海经济圈的产业布局，打造完整的传媒产业链，地方政府在基础设施服务、税收、物流、人才等方面给予优惠配套措施，降低传媒企业的整合成本与扩张成本。

第四，提高传媒企业的管理效率，加强传媒企业职业经理人的培养与选拔。

因为研究证明了多元化经营并无助于提升其管理效率、成长能力以及无形资产的贡献，反而多元化将加大传媒企业经营的难度，因而管理层的要求将更高。

作为大股东，政府应对国有控股的传媒企业管理层建立更加严格的业绩指标评价体系，下放任命权，以更市场化的方式来考核和选拔职业经理人。

附件：修正后的彭博行业分类标准：传媒及部分相关行业
I级分类II级分类III级分类
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电信内容服务
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电视
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电视台/有线电视网络
卫星电视网络
电影
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电影发行
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