لخّصلي

استراتيجية الأعمال وأداء الشركة تُعدّ مراجعة الأبحاث حول العلاقة بين استراتيجية الأعمال وأداء الشركة انتقائية. والذي يؤكد على الاختلافات التي تمنح ميزة تنافسية أو عيبًا بين المنافسين داخل صناعة معينة. كان هذا هو أن البيانات المتعلقة بالمتغيرات يجب أن تكون متاحة في المصادر الثانوية لكل من الشركات والصناعات وأن يكون القياس المقارن لأداء الربح والمتغيرات الأخرى متاحًا لكلا وحدتي التحليل. تم تحديد ثلاثة متغيرات استراتيجية على مستوى الأعمال على أنها الأكثر أهمية: الحجم النسبي، حجم الشركة سواء من حيث القيمة المطلقة أو النسبية هو أحد أكثر العوامل ارتباطًا بأداء أرباح الشركة. وقد أظهرت الأبحاث عمومًا وجود ارتباط إيجابي بين حجم الشركة المطلق أو النسبي وربحية الشركة. ويُعد الحجم النسبي للشركة داخل صناعة معينة هو الشغل الشاغل لهذه الورقة وسيتم استخدامه كمقياس لاستراتيجية الشركة على مستوى الأعمال. تضمنت جميع هذه الدراسات متغيرات مستقلة أخرى كضوابط بالإضافة إلى متغير حصة السوق، ووجدت جميعها وجود علاقة إيجابية كبيرة بين حصة الشركة في السوق وربحيتها. كان Shepherd (1972) من أوائل الباحثين الذين حددوا حصة الشركة في السوق كمتغير هيكلي مستقل في محاولة لتفسير ربحية الشركة. وجد Shepherd أن حصة الشركة في السوق تفسر التباين في ربحية هذه الشركات بقدر أو أكثر من متغيرات هيكل السوق الأكثر تقليدية. نسبة الإعلان للشركة إلى المبيعات ومعدل نمو الشركة وحواجز الدخول في الصناعة. كانت قاعدة بيانات جيل عبارة عن عينة تضم أكثر من 100 شركة من ستاندرد آند بورز كومبوستات، وجد جيل (1972) أيضًا أن حصة الشركة في السوق أظهرت ارتباطًا إيجابيًا بربحية الشركة، ولكن هذا الارتباط كان متغيرًا تمامًا بسبب التفاعل بين حصة السوق والمتغيرات المستقلة الأخرى، تعد دراسة جيل (1972) ذات صلة خاصة بالبحث المذكور في هذه الورقة لأن مناقشته النظرية وبحثه حول التباين في تأثيرات حصة السوق على الربحية مهمان في تفسير النتائج الحالية حول هذه العلاقة. معالجته النظرية ونتائجه حول العلاقة بين الرافعة المالية لديون الشركة وربحيتها وثيقة الصلة أيضًا بالمناقشة الحالية للرافعة المالية لديون الشركة كمتغير استراتيجي على مستوى الأعمال. أجرى وين (1975) دراسة حول ربحية الشركة مماثلة في التصميم للدراستين اللتين ناقشناهما للتو باستثناء أن حجم الشركة تم قياسه بشكل مطلق وليس نسبيًا. تضمنت قاعدة بيانات مشروع PIMS اعتبارًا من عام 1972 بيانات من 57 شركة كبيرة في أمريكا الشمالية، فإن إحدى ميزات قاعدة البيانات هذه لدراسة حصة السوق هي أن الشركات أو الأسواق يتم تعريفها بشكل أضيق مما يسمح به نظام SIC الأمريكي عادةً. والنتيجة المعروفة لأبحاث PIMS حول حصة السوق وربحية الشركة هي وجود ارتباط إيجابي قوي بين عينة وحدات الصناعة الفردية. فإن الأهمية النسبية لحصة السوق مقارنة بالمتغيرات المستقلة الأخرى لم يتم تحديدها بدقة في شكل منشور. تشير دراسة أخيرة باستخدام أداء الشركة كمتغير تابع وحجم الشركة النسبي كمتغير مستقل، إلى مؤهل مهم آخر لارتباط حصة السوق العامة بالربح. عندما تم تجميع العينة في 10 تصنيفات صناعية متجانسة داخليًا أخرى، جيدًا باعتباره مرتبطًا بربحية الشركة. تكون العلاقة سلبية بشكل عام. قدم وين (1975) واختبر الفرضية القائلة بأن العلاقة بين كثافة رأس مال الشركة وربحيتها إيجابية وليست سلبية. وللعلاقة الأخيرة علاقة نظرية وتجريبية قوية مع ربحية الشركة، وجد وين (1975) معامل انحدار سلبي لكثافة رأس مال الشركة، كما تم قياسه من خلال نسبة الأصول إلى المبيعات، بل أوضحت أيضًا ما بين 20 إلى 30 في المائة من التباين في أرباح الشركة. حيث وجد أن الشركات المتكاملة رأسيًا في الغالب من بين أكثر الشركات كثافة في رأس المال وأقلها ربحية. بالإضافة إلى ذلك، أن الشركات كثيفة رأس المال تميل إلى التنافس في الأسواق ذات المنتجات الموحدة نسبيًا حيث يكون خفض الأسعار للحصول على الحجم أمرًا متكررًا. ويقدم هاتن وشيندل (1977) دليلاً إضافيًا على وجود ارتباط سلبي بين كثافة رأس مال الشركة وربحيتها. والتي تغطي 20 عامًا من البيانات لمعظمها، وجدوا ارتباطًا سلبيًا ظل ثابتًا وهامًا بين عدد من المجموعات الفرعية داخل العينة. كان لهذا المتغير ارتباط سلبي ثابت إلى حد ما مع الشركة الربحية، تميل مخاطر الأعمال إلى أن تكون دالة للتباين الناتج عن جوانب مستقرة إلى حد ما في هيكل الصناعة والتكنولوجيا. من الأفضل دراستها من حيث التباين بين الصناعات. يُنظر إلى هذا النوع من التباين بين الصناعات في هذه الورقة على أنه ذو صلة في المقام الأول باستراتيجية مستوى الشركة. تتم دراستها بشكل أفضل من حيث التباين داخل الصناعة. يجب قياس الرافعة المالية والمخاطر المصاحبة لها بالنسبة للمعايير والنطاق داخل صناعة معينة. وجدت الدراسات التي تركز على تقلب الأرباح وعدم القدرة على التنبؤ بها عمومًا علاقة إيجابية بين هذا النوع من مخاطر الأعمال ومعدلات العائد. كان معدل العائد بين ما يقرب من 800 شركة درسها مرتبطًا سلبًا بالانحراف المعياري ومرتبطًا إيجابًا بميل هذه العينة، وجدت الدراسات التي تركز على المخاطر المالية كما تم قياسها من خلال نسبة الدين إلى حقوق الملكية ارتباطًا سلبيًا بين هذا النوع من المخاطر وربحية الشركة. أصبحت العلاقة بين الرافعة المالية ومعدل العائد إيجابية، الفرضيات والمنهجية: وكما ذكر في المقدمة، سيوضح مناقشة موجزة كيف يمكن تعميم النموذج ليشمل الشركات متعددة الصناعات. هذا التعميم أسهل بكثير نظريًا منه عمليًا. Xli = العائد قبل المهمة على إجمالي الاستثمار أو على حقوق الملكية للصناعة التي تتنافس فيها الشركة ith، X2j = نسبة الدين إلى حقوق الملكية المحسوبة كنسبة الشركة ith بالنسبة إلى النسبة المتوسطة للصناعة التي تتنافس فيها الشركة ith، X3j = نسبة الأصول إلى المبيعات المحسوبة كنسبة الشركة ith بالنسبة إلى النسبة المتوسطة للصناعة التي تتنافس فيها الشركة ith، و n = عدد الشركات في العينة أو السكان. تشير علامات المعاملات في المعادلة (1) إلى اتجاه العلاقات المفترض وجودها بين المتغيرات المستقلة والمتغيرات التابعة. ولتعميم نموذج الانحدار أعلاه ليشمل الشركات متعددة الصناعات، سيحتاج المرء إلى استبدال المتوسطات المرجحة للمتغيرات المستقلة بمتغيرات الصناعة الفردية الموضحة في المعادلة (1). و m = عدد الصناعات التي يكون الاستثمار فيها ممكنًا. عمليًا، وBuzzell وآخرون (1975). العينة كان مجتمع العينة في الدراسة الحالية هو شركات التصنيع ذات الصناعة الواحدة المدرجة في ستاندرد آند بورز (1979). وفي معظم الحالات جميع، لا تقدم ستاندرد آند بورز (1979) سوى التصنيف الصناعي الأساسي لكل شركة في ملف كومبوستات. وبالتالي تم فحص كل شركة سُحبت عشوائيًا من هذا الملف يدويًا في ستاندرد آند بورز (من عام ١٩٦٩ إلى عام ١٩٧٤)، والذي يُعطي كل رمز صناعي مُصنّف من أربعة أرقام تُمارس فيه الشركة أعمالها. وُجد أن شركة واحدة فقط من كل ست شركات من شركات كومبوستات هي شركات صناعية مُعتمدة من حيث رموز التصنيف الصناعي المُصنّف من أربعة أرقام. ودُرست عينة نهائية من ٤٠ شركة من شركات كومبوستات الصناعية. البيانات والقياس والتحليل تم قياسه كنسبة الأرباح قبل ضرائب الدخل والبنود الاستثنائية إلى حقوق الملكية. عائد الشركة على إجمالي الاستثمار (ROI)، تم قياسه كنسبة الأرباح قبل ضرائب الدخل والبنود الاستثنائية بالإضافة إلى الفائدة إلى إجمالي الاستثمار في نهاية العام. إما عائد حقوق الملكية (ROE) أو عائد إجمالي الاستثمار (ROI)، تم قياس المتغيرات المستقلة الثلاثة المتبقية، وجميعها متغيرات استراتيجية على مستوى الأعمال، تم قياس الثلاثة جميعًا كخصائص للشركة بالنسبة لمعايير الصناعة. كان مقياس الرافعة المالية النسبية للديون (X2) المستخدم هو نسبة إجمالي ديون الشركة إلى حقوق الملكية مقسومًا على النسبة المتوسطة المقابلة لجميع الشركات (عوائد ضريبة الشركات) في الصناعة المناسبة. كان مقياس كثافة رأس المال النسبية (X3) هو إجمالي أصول الشركة إلى نسبة إجمالي المبيعات مقسومًا على النسبة المتوسطة لجميع الشركات في الصناعة المناسبة، كان الحد الأدنى للدلالة الإحصائية المقبولة لمعادلات الانحدار المختبرة هو p < . 05. اختُبر النموذج لكل سنة من السنوات الست المشمولة في الدراسة، فيما يتعلق بكلٍّ من المتغيرين التابعين، حظي تجميع الشركات في عينة، باهتمام نقدي متزايد مؤخرًا. النقطة الأساسية في كلتا الدراستين هي أنه إذا اختلفت معاملات الانحدار لمجموعات فرعية من الشركات داخل مجتمع أو عينة بشكل كبير عن معاملات المجتمع أو العينة ككل، يتضاءل الاقتصاد في النظرية المدعومة تجريبيًا الناتجة، وهي تكلفة لنظريات الطوارئ أو الظرفية بشكل عام. تناقش كلتا المقالتين مزايا وعيوب أخرى أكثر تقنية إحصائيًا لمتابعة التجانس الداخلي في عينات الشركات. أُخذت العينة من مجموعة كبيرة من شركات التصنيع المدرجة. وتتمتع الشركات ذات الصناعة الواحدة بتجانس نسبي من حيث التنوع الصناعي. وتشير تجربة شوفلر وآخرون (1974) مع الوحدات الفرعية ذات الصناعة الواحدة للشركات الكبيرة إلى أنه من المفيد تمثيل الشركات الأكبر حجمًا والأكثر تنوعًا كمجموعات وحدات مماثلة لتلك الحالية. وبالتالي، فإن عمومية النتائج الحالية واسعة نسبيًا. وفي قياس متغيرات الشركة حصريًا فيما يتعلق بمعايير الصناعة، يُعتقد أن البحث الحالي قد فعل الكثير للتمييز بوضوح بين مصادر التباين بين الصناعات وداخل الصناعة (أي الشركة)، وهي مشكلة مربكة كبيرة في معظم الدراسات السابقة لأداء الشركات. تمثل عينة من 40 شركة من صناعة واحدة 38 صناعة منفصلة أيضًا. توفر العينة نطاقًا مناسبًا للتباين عند هذا المستوى من التحليل. وتم تطوير نتائج متسقة بشكل معقول لكل عام على حدة وفي المجموع. يعطي الأول نتائج عندما يكون عائد الشركة على حقوق الملكية (ROE) هو المتغير التابع، فيما يتعلق بمقياس استراتيجية مستوى الشركة (X1، يكون XI إما الأول أو الثاني في القوة التفسيرية كما هو موضح إما بمعاملات الانحدار الموحدة أو التغير التدريجي في مضاعفات R2. X2، لدى X2 إشارة سلبية في جميع المعادلات تقريبًا، تنافس X3 X2 في القوة التفسيرية، 05 في خطوة واحدة أو أكثر في خمس من المعادلات السبع، بما في ذلك معادلة متوسطات السنوات الست. ففي السنوات التي انخفض فيها معدل البطالة في الولايات المتحدة، و1973)، كان مقياس ربحية الصناعة المناسب هو الأكثر قدرة على التفسير. 1972، المناقشة والاستنتاجات يساهم متغير عائد الصناعة المناسب وإما الرافعة المالية النسبية للشركة أو كثافة رأس المال النسبية للشركة (وفي أغلب الأحيان كلاهما الأخيرين) بشكل ملحوظ في معاملات ارتباط متعددة ذات دلالة إحصائية. أما بالنسبة لأي متغير، مستوى الشركة أو مستوى الأعمال، إذا نظر المرء إلى معادلتي المتوسط لست سنوات، حيث يُمثل عائد استثمار الشركة المتغير التابع، ومع ذلك، لا يتضح هذا بوضوح في الجدول 1، في ثلاث من السنوات الست الموضحة في الجدول 1، يتجاوز متغير عائد حقوق الملكية للقطاع متغيري الاستراتيجية الرئيسيين على مستوى الأعمال في القدرة التفسيرية. مما يشير إلى أن دورة الأعمال العامة تؤثر على الأهمية النسبية للمتغيرات المستقلة. عندما كان التركيز مرتفعًا في دراسة جيل، لم تكن حصة السوق مرتبطة ارتباطًا وثيقًا بالربح. تشير بيانات الحجم الخاصة بالمشاركين في مشروع PIMS إلى أن وحداتهم الفرعية ذات الأعمال الفردية من المرجح أيضًا أن تكون من بين أكبر القلة الاحتكارية في الصناعات التي يتنافسون فيها. فإن استبعاد الشركات متعددة الصناعات في الدراسة الحالية سيؤدي بلا شك إلى احتواء العينة على شركات أصغر من شركاتهم، ومع ذلك، وبالتالي يبدو من المرجح أن تتخصص في خدمة قطاعات سوقية معينة، إذا كان بإمكان المرء تحديد البيئات التنافسية ذات الصلة بهذه الشركات بدقة أكبر مما تسمح به بيانات الصناعة، فمن المرجح أن يبدو حجمها النسبي أكثر أهمية لنجاحها. من إجمالي 14 معادلة، والتي تتجاوز أو تقارب مستوى الدلالة p < . يتوقع المرء معاملات تحديد أعلى إذا أمكن استخدام تصنيفات صناعية أكثر دقة. إن معاملات التحديد المتعددة في الجدولين 1 و2 تكون أقوى عمومًا في سنوات البطالة المنخفضة نسبيًا (1969 و1970 و1980 1973)، في ظل هذه الظروف، في سنوات زيادة البطالة وانخفاض الناتج القومي الإجمالي، يكون توزيع ربح الشركة حول متوسط الصناعة أوسع، يبدو أن تأثيرات دورة الأعمال لا تنتقل بشكل متناسب بين الشركات في صناعة معينة. مثل هيكل رأس المال وكثافة رأس المال، تدعم نتائج الدراسة الحالية العديد من الاستنتاجات الأولية. لا تزال الأهمية النسبية للتباين في استراتيجية مستوى الشركة مقارنة باستراتيجية مستوى الأعمال في تفسير ربحية الشركة غامضة إلى حد ما على أساس النتائج الحالية. يبدو أن أبعاد الرافعة المالية النسبية للديون وكثافة رأس المال النسبية لاستراتيجية مستوى الأعمال أقوى من عائد الصناعة. وبالتالي، يُشير المستوى المتوسط لمعاملات الارتباط المتعددة والأهمية الإحصائية لمعادلات الانحدار إلى أن المتغيرات قيد الدراسة مهمة لفهم ربحية الشركة والتنبؤ بها. تُشير هذه النتائج إلى أنه لا يزال هناك مجال لقياس متغيراتنا بشكل أفضل ولتحديد متغيرات توضيحية إضافية.

استراتيجية الأعمال وأداء الشركة
تُعدّ مراجعة الأبحاث حول العلاقة بين استراتيجية الأعمال وأداء الشركة انتقائية. وتُستخدم متغيرات استراتيجية الأعمال لـ مراجعة الأدبيات وأربعة معايير. تمتلك متغيرات الاستراتيجية من المستوى الأول تقليدًا تجريبيًا يُظهر وجود علاقة بأداء الشركة. وهذا يتوافق مع تعريف استراتيجية مستوى الأعمال أعلاه، والذي يؤكد على الاختلافات التي تمنح ميزة تنافسية أو عيبًا بين المنافسين داخل صناعة معينة. نشأ المعيار الثاني من قيود الموارد العملية على البحث. كان هذا هو أن البيانات المتعلقة بالمتغيرات يجب أن تكون متاحة في المصادر الثانوية لكل من الشركات والصناعات وأن يكون القياس المقارن لأداء الربح والمتغيرات الأخرى متاحًا لكلا وحدتي التحليل. كان المعيار الثالث هو أن تكون المتغيرات قابلة للتحكم الإداري. كان المعيار النهائي هو أن تكون المتغيرات من خصائص المنظمة ككل والتي يمكن ملاحظتها بموضوعية عبر المنظمات في صناعة معينة. ألغى هذا القيد المتغيرات الإدراكية أو التقديرية مثل عدم اليقين الذي يشعر به صانعو القرار الإداري. عند تطبيق هذه المعايير الأربعة، تم تحديد ثلاثة متغيرات استراتيجية على مستوى الأعمال على أنها الأكثر أهمية: الحجم النسبي، ورافعة الدين، وكثافة رأس المال. حجم الشركة سواء من حيث القيمة المطلقة أو النسبية هو أحد أكثر العوامل ارتباطًا بأداء أرباح الشركة. ولهذا السبب تم اختياره كأول متغير لاستراتيجية مستوى الأعمال. وقد أظهرت الأبحاث عمومًا وجود ارتباط إيجابي بين حجم الشركة المطلق أو النسبي وربحية الشركة. وتتوافق هذه العلاقة مع مجموعة كبيرة من النظريات والأبحاث التي توضح مجموعة واسعة من وفورات الحجم. يقدم شيرر (1970) مراجعة شاملة للأدبيات في تقاليد الاقتصاد الصناعي، اعتبارًا من تاريخ النشر. وفي الآونة الأخيرة، وثقت مجموعة بوسطن الاستشارية (1972) انتشار الانخفاضات الخطية اللوغاريتمية في تكاليف الوحدة والأسعار مع زيادة تجربة الإنتاج التراكمية. ويُعد الحجم النسبي للشركة داخل صناعة معينة هو الشغل الشاغل لهذه الورقة وسيتم استخدامه كمقياس لاستراتيجية الشركة على مستوى الأعمال. وتشمل الدراسات التي تستخدم حصة السوق كمتغير مستقل في تفسير أداء أرباح الشركة دراسات شيبرد (1972) وجيل (1972، 1974) وشوفلر وآخرون. (1974)، وBuzzell وGale وSultan (1975)، وWinn (1975)، وBass وCattin وWhittink (1978). تضمنت جميع هذه الدراسات متغيرات مستقلة أخرى كضوابط بالإضافة إلى متغير حصة السوق، ووجدت جميعها وجود علاقة إيجابية كبيرة بين حصة الشركة في السوق وربحيتها. كان Shepherd (1972) من أوائل الباحثين الذين حددوا حصة الشركة في السوق كمتغير هيكلي مستقل في محاولة لتفسير ربحية الشركة. في دراسة أجريت على أكثر من 200 شركة من بين أكبر شركات التصنيع الصناعية الأمريكية المدرجة في قائمة Fortune 500 خلال الفترة من 1960 إلى 1969، وجد Shepherd أن حصة الشركة في السوق تفسر التباين في ربحية هذه الشركات بقدر أو أكثر من متغيرات هيكل السوق الأكثر تقليدية. وشملت الأخيرة حصة مجموعة الشركات الرائدة في السوق وحجم أصول الشركة ، نسبة الإعلان للشركة إلى المبيعات ومعدل نمو الشركة وحواجز الدخول في الصناعة. نشر جيل (1972) دراسة أكثر تعقيدًا من الناحية النظرية من دراسة شيبرد (1972) للعلاقات بين ربحية الشركة وحصة الشركة في السوق والعديد من متغيرات التفاعل والتحكم. كانت قاعدة بيانات جيل عبارة عن عينة تضم أكثر من 100 شركة من ستاندرد آند بورز كومبوستات، والأشرطة الصناعية السنوية (1979) للسنوات الخمس من 1963 إلى 1967. وجد جيل (1972) أيضًا أن حصة الشركة في السوق أظهرت ارتباطًا إيجابيًا بربحية الشركة، ولكن هذا الارتباط كان متغيرًا تمامًا بسبب التفاعل بين حصة السوق والمتغيرات المستقلة الأخرى، والتي كان تركيز الصناعة هو الأقوى من بينها. تعد دراسة جيل (1972) ذات صلة خاصة بالبحث المذكور في هذه الورقة لأن مناقشته النظرية وبحثه حول التباين في تأثيرات حصة السوق على الربحية مهمان في تفسير النتائج الحالية حول هذه العلاقة. معالجته النظرية ونتائجه حول العلاقة بين الرافعة المالية لديون الشركة وربحيتها وثيقة الصلة أيضًا بالمناقشة الحالية للرافعة المالية لديون الشركة كمتغير استراتيجي على مستوى الأعمال. أجرى وين (1975) دراسة حول ربحية الشركة مماثلة في التصميم للدراستين اللتين ناقشناهما للتو باستثناء أن حجم الشركة تم قياسه بشكل مطلق وليس نسبيًا. تضمنت عينة وين ما يقرب من 800 شركة في 79 صناعة من Standard and Poors Compustat، Annual Industrial Tapes (1979) لسنوات 1960 و 1968. تدعم نتائج وين عن وجود ارتباط إيجابي قوي بين حجم الشركة والربحية النتائج المتعلقة بحصة السوق المذكورة أعلاه. تستند دراسات جيل (1974) وشوفلر وآخرون (1974) وبوزيل وآخرون (1975) على البيانات التي تم جمعها كجزء من مشروع تأثير الربح لاستراتيجيات التسويق (PIMS) التابع لكلية إدارة الأعمال بجامعة هارفارد. تضمنت قاعدة بيانات مشروع PIMS اعتبارًا من عام 1972 بيانات من 57 شركة كبيرة في أمريكا الشمالية، وحوالي 620 من وحداتها الفرعية ذات الصناعة الواحدة. وكما يشير Buzzell et al. (1975)، فإن إحدى ميزات قاعدة البيانات هذه لدراسة حصة السوق هي أن الشركات أو الأسواق يتم تعريفها بشكل أضيق مما يسمح به نظام SIC الأمريكي عادةً. والنتيجة المعروفة لأبحاث PIMS حول حصة السوق وربحية الشركة هي وجود ارتباط إيجابي قوي بين عينة وحدات الصناعة الفردية. ومع ذلك، فإن الأهمية النسبية لحصة السوق مقارنة بالمتغيرات المستقلة الأخرى لم يتم تحديدها بدقة في شكل منشور. أفاد Schoeffler et al. (1974) أن نموذج الانحدار الذي تم تطويره من قاعدة بيانات PIMS أوضح 80 في المائة من التباين في العائد على الاستثمار بين وحدات الصناعة الفردية البالغ عددها 620 وحدة. يتضمن Gale (1974) نتائج الانحدار، ولكن المعاملات ليست موحدة. يتضح من النتائج الأخيرة أن حصة السوق وكثافة رأس المال مسؤولة عن معظم التباين في الربحية، وأنهما متساويان تقريبًا في الأهمية بين أكثر من 35 متغيرًا مستقلًا وردت في دراسة جيل (1974). وقد أثر نهج مشروع PIMS، المتمثل في عزل وحدات الأعمال التحليلية المتنافسة ضمن سوق منتج واحد فقط، بشدة على الوضع الحالي تصميم الدراسة. ومع ذلك، اعتمد التصميم الحالي على نظام SIC في مكتب الإدارة والميزانية بالولايات المتحدة (1972) لتحديد الصناعات أو الأسواق. تُظهر أبحاث Shepherd (1972) وGale (1972) وWinn (1975) التي تمت مراجعتها أعلاه أن هذه الطريقة مفيدة. تشير دراسة أخيرة باستخدام أداء الشركة كمتغير تابع وحجم الشركة النسبي كمتغير مستقل، Bass et al. (1978)، إلى مؤهل مهم آخر لارتباط حصة السوق العامة بالربح. وبشكل عام، أكد Bass et al. (1978) هذا الارتباط بين عينة من 63 مصنعًا للأغذية والتبغ ومستحضرات التجميل. ومع ذلك، عندما تم تجميع العينة في 10 تصنيفات صناعية متجانسة داخليًا أخرى، كان متغير حصة السوق مهمًا إحصائيًا وإيجابيًا في حوالي نصف المجموعات فقط. كما تم التحقق من صحة متغير الاستراتيجية الثاني على مستوى الأعمال، وهو كثافة رأس المال، جيدًا باعتباره مرتبطًا بربحية الشركة. في هذه الحالة، تكون العلاقة سلبية بشكل عام. ومع ذلك، فإن السياق النظري وتفسير هذه الظاهرة ليسا متسقين دائمًا. قدم وين (1975) واختبر الفرضية القائلة بأن العلاقة بين كثافة رأس مال الشركة وربحيتها إيجابية وليست سلبية. وتضمن منطقه نقطتين رئيسيتين. أولاً، تعني كثافة رأس المال وجود مقياس كفء أدنى كبير نسبيًا، وهو حاجز للدخول ثانيًا، بما يتفق مع النقطة الأولى، يرتبط حجم الشركة وكثافة رأس المال بشكل إيجابي، وللعلاقة الأخيرة علاقة نظرية وتجريبية قوية مع ربحية الشركة، كما نوقش أعلاه. ومع ذلك، وجد وين (1975) معامل انحدار سلبي لكثافة رأس مال الشركة، كما تم قياسه من خلال نسبة الأصول إلى المبيعات، فيما يتعلق بالربحية. لم تكن هذه النتيجة ذات دلالة إحصائية فحسب، بل أوضحت أيضًا ما بين 20 إلى 30 في المائة من التباين في أرباح الشركة. وكما ذكر أعلاه، هذه هي بالضبط النتيجة التي حصل عليها شوفلر وآخرون (1974) وجيل (1974) في تحليلاتهم لقاعدة بيانات PIMS. يقدم روميلت (1974) دليلاً داعمًا إضافيًا، حيث وجد أن الشركات المتكاملة رأسيًا في الغالب من بين أكثر الشركات كثافة في رأس المال وأقلها ربحية. وأوضح وين (1975) ما توصل إليه من وجود ارتباط سلبي بين كثافة رأس مال الشركة وربحية fLrm من حيث ارتفاع تكاليف التشغيل الثابتة التي يشير إليها المتغير السابق. واستنتج أن الشركات كثيفة رأس المال نسبيًا كانت أكثر عرضة لخسائر التشغيل في أوقات الانكماش الدوري. واستنتج شوفلر وآخرون (1974)، بالإضافة إلى ذلك، أن الشركات كثيفة رأس المال تميل إلى التنافس في الأسواق ذات المنتجات الموحدة نسبيًا حيث يكون خفض الأسعار للحصول على الحجم أمرًا متكررًا. ويقدم هاتن وشيندل (1977) دليلاً إضافيًا على وجود ارتباط سلبي بين كثافة رأس مال الشركة وربحيتها. ففي عينة من 13 من مصانع الجعة الكبرى، والتي تغطي 20 عامًا من البيانات لمعظمها، وجدوا ارتباطًا سلبيًا ظل ثابتًا وهامًا بين عدد من المجموعات الفرعية داخل العينة. والمتغير الأخير لاستراتيجية مستوى الأعمال هو الرافعة المالية. من الناحية التجريبية، كان لهذا المتغير ارتباط سلبي ثابت إلى حد ما مع الشركة الربحية، كما كان الحال مع كثافة رأس المال. ومع ذلك، في حالة الرافعة المالية لديون الشركة، يكون السياق النظري أكثر تعقيدًا بكثير. يكمن التعقيد الرئيسي في "أنه يمكن تحديد أكثر من مصدر واحد للمخاطر تجريبيًا وأن عناصر المخاطر المنفصلة هذه تبدو وكأنها تتفاعل". يميز جيل (1972) وبيكر (1973) بين مخاطر الأعمال والمخاطر المالية. تميل مخاطر الأعمال إلى أن تكون دالة للتباين الناتج عن جوانب مستقرة إلى حد ما في هيكل الصناعة والتكنولوجيا. وبالتالي، من الأفضل دراستها من حيث التباين بين الصناعات. يُنظر إلى هذا النوع من التباين بين الصناعات في هذه الورقة على أنه ذو صلة في المقام الأول باستراتيجية مستوى الشركة. ومن ثم، فإن المخاطر المالية، كما يتم قياسها بالرافعة المالية، تتم دراستها بشكل أفضل من حيث التباين داخل الصناعة. وبالتالي، يجب قياس الرافعة المالية والمخاطر المصاحبة لها بالنسبة للمعايير والنطاق داخل صناعة معينة. هذا هو النهج المتبع في الدراسة الحالية. ركزت معظم دراسات المخاطر إما على مخاطر الأعمال أو المخاطر المالية. دراسة واحدة فقط، على حد علم المؤلفين، شملت كليهما ونظرت فيهما بشكل منفصل. وجدت الدراسات التي تركز على تقلب الأرباح وعدم القدرة على التنبؤ بها عمومًا علاقة إيجابية بين هذا النوع من مخاطر الأعمال ومعدلات العائد. وتشمل هذه الدراسات كونراد وبلوتكين (1968) وفيشر وهول (1969). اتبع وين (1975) تصميمًا مشابهًا في دراسة مخاطر الأعمال. كان معدل العائد بين ما يقرب من 800 شركة درسها مرتبطًا سلبًا بالانحراف المعياري ومرتبطًا إيجابًا بميل هذه العينة، وهو عكس ما افترضه تمامًا. كان معامل التحديد صغيرًا في هذه الحالة، على عكس الدراسات السابقة. وجدت الدراسات التي تركز على المخاطر المالية كما تم قياسها من خلال نسبة الدين إلى حقوق الملكية ارتباطًا سلبيًا بين هذا النوع من المخاطر وربحية الشركة. يقع كل من أرديتي (1967) وهول وايس (1967) وجيل (1972) ضمن هذه الفئة. توصل بيكر (1973) إلى نتائج مماثلة باستخدام معادلة واحدة، وهي نموذج المربعات الصغرى العادية. ومع ذلك، عندما استخدم بيكر نموذج المربعات الصغرى ثنائي المعادلتين ومرحلتين، أصبحت العلاقة بين الرافعة المالية ومعدل العائد إيجابية، كما تشير النظرية الكلاسيكية. كان من الممكن أن يشعر المرء بثقة أكبر في حل بيكر للنتائج المتناقضة ظاهريًا لو تم تكراره.

الفرضيات والمنهجية:
يهدف البحث إلى توفير اختبار متوازن لقوة التباين في استراتيجية الشركة على مستوى الشركة وفي استراتيجية الشركة على مستوى الأعمال في تفسير التباين في ربحية الشركة. يتضمن تصميم البحث الارتباطي المستخدم اختبار الدلالة الإحصائية والقوة التفسيرية لنموذج الانحدار الخطي. وكما ذكر في المقدمة، يقتصر البحث على شركات القطاع الواحد. وبالتالي، سيتم أولاً تحديد النموذج كما تم اختباره بالفعل، أي نسخة القطاع الواحد من النموذج الموضحة في المعادلة (1). سيوضح مناقشة موجزة كيف يمكن تعميم النموذج ليشمل الشركات متعددة الصناعات. هذا التعميم أسهل بكثير نظريًا منه عمليًا. قُيسَ التباين في استراتيجية الشركة من حيث متوسط ربحية القطاع الذي تعمل فيه الشركة. أما استراتيجية الشركة، فقد قُيسَت من حيث موقعها النسبي ضمن قطاعها بناءً على المتغيرات الاستراتيجية الثلاثة المذكورة أعلاه: حجم المبيعات، وكثافة رأس المال، ورافعة الدين. النموذج يتم تحديد الفرضيات التي تم اختبارها من حيث نموذج الانحدار الخطي الإضافي: Yi = bo + b1X1j - b2X2i- b3X3i+ b4X4i + U (1) حيث: Yi = العائد قبل الضريبة على إجمالي الاستثمار أو على حقوق الملكية للشركة ith، Xli = العائد قبل المهمة على إجمالي الاستثمار أو على حقوق الملكية للصناعة التي تتنافس فيها الشركة ith، X2j = نسبة الدين إلى حقوق الملكية المحسوبة كنسبة الشركة ith بالنسبة إلى النسبة المتوسطة للصناعة التي تتنافس فيها الشركة ith، X3j = نسبة الأصول إلى المبيعات المحسوبة كنسبة الشركة ith بالنسبة إلى النسبة المتوسطة للصناعة التي تتنافس فيها الشركة ith، X4j = حجم مبيعات الشركة ith بالنسبة إلى حجم مبيعات الشركة المتوسطة في الصناعة التي تتنافس فيها الشركة ith، U = مصطلح خطأ يمثل متغيرات غير محددة، i = 1 إلى n، و n = عدد الشركات في العينة أو السكان. تشير علامات المعاملات في المعادلة (1) إلى اتجاه العلاقات المفترض وجودها بين المتغيرات المستقلة والمتغيرات التابعة. ولتعميم نموذج الانحدار أعلاه ليشمل الشركات متعددة الصناعات، سيحتاج المرء إلى استبدال المتوسطات المرجحة للمتغيرات المستقلة بمتغيرات الصناعة الفردية الموضحة في المعادلة (1). ويمكن تحديد الأوزان المطلوبة لحساب المتوسطات المرجحة للمتغيرات المستقلة على أنها النسب، Pj، لأصول شركة متعددة الصناعات معينة أو الموارد الأخرى القابلة للتخصيص لمختلف الصناعات التي تعمل فيها. ويمكن التعبير عن الأوزان جبريًا على النحو التالي: Pj = Aj / A (2) حيث: Pi = النسبة Aj = القيمة المطلقة
676 مجلة أكاديمية الإدارة ديسمبر A = إجمالي موارد الشركة = 2Aj، j j = 1 إلى m، و m = عدد الصناعات التي يكون الاستثمار فيها ممكنًا. وبالنظر إلى الأوزان، Pj، يمكن التعبير عن أي متغير استراتيجية على مستوى الأعمال على النحو التالي: Xk = 2Pj Xkj، أو (3) j Xk = PlXkl + P2Xk2 +... + PmXkm (4) حيث: Xk = متغير استراتيجية مستوى الأعمال k، k = i إلى q، q = عدد متغيرات استراتيجية مستوى الأعمال، Pj = النسب المستخدمة كأوزان للصناعة كما هو محدد في المعادلة (2) أعلاه، j = 1 إلى m، و m = عدد الصناعات التي يكون الاستثمار فيها ممكنًا. وقد حُكم على الزيادة الكبيرة نسبيًا في الموارد المطلوبة للتنفيذ الفعلي للنموذج الأكثر عمومية في المعادلتين (3) و(4) مقارنة بنموذج الصناعة الفردية في المعادلة (1) بأنها غير جديرة بالاهتمام. عمليًا، وُجد صعوبة في الحصول على تقديرات دقيقة لنسبة أصول الشركة الموزعة على الصناعات التي تعمل فيها الشركات المتنوعة من خلال إجراءات المسح. وقد اعتُبر مصدر خطأ القياس هذا كبيرًا بناءً على مسح تجريبي. لذلك، اقتصر البحث على عينة من الشركات المدرجة التي تنافست في صناعة واحدة فقط. وتتشابه الشركات ذات الصناعة الواحدة المدروسة هنا في كثير من النواحي مع الوحدات الفرعية ذات الصناعة الواحدة للشركات الأكبر حجمًا المدرجة في مشروع PIMS التابع لكلية هارفارد للأعمال، كما ورد في Schoeffler وآخرون (1974)، وGale (1974)، وBuzzell وآخرون (1975).
العينة
كان مجتمع العينة في الدراسة الحالية هو شركات التصنيع ذات الصناعة الواحدة المدرجة في ستاندرد آند بورز (1979). وكان مطلوبًا من جميع الشركات المدرجة في العينة النهائية أن تكون في نفس الصناعة نفسها خلال الأعوام من 1969 إلى 1974. واعتبرت الشركة شركة ذات صناعة واحدة إذا، وفقط إذا، خلال الفترة من 1969 إلى 1974، يمكن تصنيف غالبية كبيرة، وفي معظم الحالات جميع، مبيعاتها بوضوح ضمن تصنيف صناعي واحد مكون من ثلاثة أرقام كما حدده مكتب الإدارة والميزانية الأمريكي (1972). كانت عملية تحديد شركات الصناعة الواحدة كما هو موضح أعلاه شاقة. لا تقدم ستاندرد آند بورز (1979) سوى التصنيف الصناعي الأساسي لكل شركة في ملف كومبوستات. وبالتالي تم فحص كل شركة سُحبت عشوائيًا من هذا الملف يدويًا في ستاندرد آند بورز (من عام ١٩٦٩ إلى عام ١٩٧٤)، والذي يُعطي كل رمز صناعي مُصنّف من أربعة أرقام تُمارس فيه الشركة أعمالها. وُجد أن شركة واحدة فقط من كل ست شركات من شركات كومبوستات هي شركات صناعية مُعتمدة من حيث رموز التصنيف الصناعي المُصنّف من أربعة أرقام. ودُرست عينة نهائية من ٤٠ شركة من شركات كومبوستات الصناعية.
البيانات والقياس والتحليل
تم الحصول على البيانات على مستوى الشركة المطلوبة لحساب المعاملات المناسبة في المعادلة (1) أعلاه من ستاندرد آند بورز (1979). تم الحصول على البيانات على مستوى الصناعة المطلوبة لحساب المعاملات المناسبة في المعادلة (1) من مصلحة الضرائب الداخلية الأمريكية (1974 حتى 1979) وتروي (1973 حتى 1978). توفر هذه المصادر للبيانات على مستوى الشركة ومستوى الصناعة، على التوالي، مجموعة متسقة من التصنيفات المحاسبية عبر وحدات إعداد التقارير وعبر السنوات الست التي تمت دراستها. تم اختيار السنوات من 1969 إلى 1974 للتحليل لأن هذه كانت أحدث فترة ست سنوات نُشرت عنها بيانات مصلحة الضرائب الداخلية ولأن هذه الفترة تضمنت عددًا متساويًا من سنوات الركود وسنوات التوظيف الكامل نسبيًا. في أعوام 1971 و1972 و1974، كان معدل البطالة في الولايات المتحدة يتراوح بين 5.5 و6.0 في المائة. في عامي 1969 و1970 و1973، تراوح معدل البطالة بين 3.5 و5.0 في المائة. إن القياس التشغيلي للمتغيرات المحددة في المعادلة (1) أعلاه مباشر. فقد تم تحليل مقياسين للمتغير التابع، ربحية الشركة، بطريقة متوازية. الأول، عائد الشركة على حقوق الملكية (ROE)، تم قياسه كنسبة الأرباح قبل ضرائب الدخل والبنود الاستثنائية إلى حقوق الملكية. والثاني، عائد الشركة على إجمالي الاستثمار (ROI)، تم قياسه كنسبة الأرباح قبل ضرائب الدخل والبنود الاستثنائية بالإضافة إلى الفائدة إلى إجمالي الاستثمار في نهاية العام. وفيما يتعلق بقياس المتغيرات المستقلة، فقد تم حساب مقياس الربحية المناسب للصناعة (X1، متغير الاستراتيجية على مستوى الشركة)، إما عائد حقوق الملكية (ROE) أو عائد إجمالي الاستثمار (ROI)، من البيانات في مصلحة الضرائب الداخلية الأمريكية (1974 حتى 1979) تمامًا كما تم حساب مقياس الربحية المقابل للشركة. تم قياس المتغيرات المستقلة الثلاثة المتبقية، وجميعها متغيرات استراتيجية على مستوى الأعمال، بنفس الطريقة بغض النظر عن مقياس ربحية الشركة المستخدم كمتغير تابع. تم قياس الثلاثة جميعًا كخصائص للشركة بالنسبة لمعايير الصناعة. كان مقياس الرافعة المالية النسبية للديون (X2) المستخدم هو نسبة إجمالي ديون الشركة إلى حقوق الملكية مقسومًا على النسبة المتوسطة المقابلة لجميع الشركات (عوائد ضريبة الشركات) في الصناعة المناسبة. وبالمثل، كان مقياس كثافة رأس المال النسبية (X3) هو إجمالي أصول الشركة إلى نسبة إجمالي المبيعات مقسومًا على النسبة المتوسطة لجميع الشركات في الصناعة المناسبة، وكان مقياس حجم المبيعات النسبي (X4) هو مبيعات الشركة مقسومًا على متوسط مبيعات جميع الشركات في الصناعة المناسبة.
أُجري التحليل الإحصائي واختبار الفرضيات باستخدام أسلوب الانحدار الخطي التدريجي. أُدخلت المتغيرات المستقلة في كل خطوة حسب ترتيب مربع ارتباطها الجزئي بالمتغير التابع، مع ضبط جميع المتغيرات المستقلة الأخرى. كان الحد الأدنى للدلالة الإحصائية المقبولة لمعادلات الانحدار المختبرة هو p < .05. اختُبر النموذج لكل سنة من السنوات الست المشمولة في الدراسة، بالإضافة إلى متوسط السنوات الست، فيما يتعلق بكلٍّ من المتغيرين التابعين، العائد على حقوق الملكية والعائد على الاستثمار.
قضايا الموثوقية والصلاحية
حظي تجميع الشركات في عينة، حيث تكون هذه الشركات غير متجانسة في بعض النواحي المهمة، باهتمام نقدي متزايد مؤخرًا. يُعد هاتن وشيندل (1977) وباس وآخرون (1978) الأكثر صلة بدراستنا. النقطة الأساسية في كلتا الدراستين هي أنه إذا اختلفت معاملات الانحدار لمجموعات فرعية من الشركات داخل مجتمع أو عينة بشكل كبير عن معاملات المجتمع أو العينة ككل، فإن موثوقية المعاملات الأخيرة تكون موضع تساؤل. تطرح هذه الدراسات نقطة منهجية مفيدة وتعمل أيضًا على تذكير أحد التعقيدات في مجالات العلاقات بين المنظمة والبيئة وسياسة الأعمال. ومع ذلك، يُعتقد أن هذه النقطة المنهجية تترك موثوقية العينات التمثيلية مثل العينة الحالية عند مستوى قابل للتطبيق. تثير الدراستان النقديتان المذكورتان أعلاه أيضًا قضية الحكم المهمة حول السكان الأكثر صلة بدراسة أداء الشركة. من الواضح أن لهذا السؤال العديد من الإجابات المقبولة اعتمادًا على أغراض الباحثين واهتماماتهم. يُرى مقايضتان مهمتان بين الصلاحية الخارجية لعينة من الشركات ونوع التجانس الداخلي الذي أثاره هاتن وشيندل (1977) وباس وآخرون (1978) بشكل مقنع كمعيار للموثوقية. أولاً، عند البحث عن هذا التجانس، يتضاءل حجم مجتمع الشركات التي تمثلها العينة، وبالتالي عمومية النتائج. ثانيًا، يتضاءل الاقتصاد في النظرية المدعومة تجريبيًا الناتجة، وهي تكلفة لنظريات الطوارئ أو الظرفية بشكل عام. تناقش كلتا المقالتين مزايا وعيوب أخرى أكثر تقنية إحصائيًا لمتابعة التجانس الداخلي في عينات الشركات. اختار المؤلفون الحاليون موازنة أنواع الصلاحية الخارجية المذكورة أعلاه بشكل أكبر من الموثوقية الإضافية التي يوفرها التجانس الداخلي. يُعتقد أن تصميم البحث الحالي يتمتع بعدد من نقاط القوة. أُخذت العينة من مجموعة كبيرة من شركات التصنيع المدرجة. وتتمتع الشركات ذات الصناعة الواحدة بتجانس نسبي من حيث التنوع الصناعي. وتشير تجربة شوفلر وآخرون (1974) مع الوحدات الفرعية ذات الصناعة الواحدة للشركات الكبيرة إلى أنه من المفيد تمثيل الشركات الأكبر حجمًا والأكثر تنوعًا كمجموعات وحدات مماثلة لتلك الحالية. وبالتالي، فإن عمومية النتائج الحالية واسعة نسبيًا.
عند استخدام شركات الصناعة الواحدة فقط، وفي استخدام ربحية الصناعة للتحكم في التباين بين الصناعات، وفي قياس متغيرات الشركة حصريًا فيما يتعلق بمعايير الصناعة، يُعتقد أن البحث الحالي قد فعل الكثير للتمييز بوضوح بين مصادر التباين بين الصناعات وداخل الصناعة (أي الشركة)، وهي مشكلة مربكة كبيرة في معظم الدراسات السابقة لأداء الشركات. تمثل عينة من 40 شركة من صناعة واحدة 38 صناعة منفصلة أيضًا. وبسبب هذا التباين بين الصناعات، توفر العينة نطاقًا مناسبًا للتباين عند هذا المستوى من التحليل. تم استخدام ست سنوات من البيانات المقسمة بالتساوي تقريبًا من حيث النقاط العالية والمنخفضة في دورة الأعمال، وتم تطوير نتائج متسقة بشكل معقول لكل عام على حدة وفي المجموع. كما تم تطوير النتائج لمقياسين مختلفين للأداء. إن قابلية تكرار التصميم تجعل موثوقيته وصلاحيته مفتوحة للاختبار المستقبلي السهل نسبيًا.

النتائج
تم تلخيص نتائج تحليل الانحدار التدريجي في الجدولين 1 و2. يعطي الأول نتائج عندما يكون عائد الشركة على حقوق الملكية (ROE) هو المتغير التابع، ويعطي الأخير نتائج موازية عندما يكون عائد الشركة على إجمالي الاستثمار (ROI) هو المتغير التابع. تشير النتائج الموضحة في الجدولين 1 و2 إلى أن كل من استراتيجية مستوى الشركة واستراتيجية مستوى الأعمال، كما هو محدد ومقيس هنا، مهمان في تفسير الاختلافات في ربحية الشركة. فيما يتعلق بمقياس استراتيجية مستوى الشركة (X1، ربحية الصناعة)، تكون الإشارة موجبة في جميع المعادلات في الجدولين 1 و2. في الغالبية العظمى من المعادلات، يكون XI إما الأول أو الثاني في القوة التفسيرية كما هو موضح إما بمعاملات الانحدار الموحدة أو التغير التدريجي في مضاعفات R2. فيما يتعلق بالمقاييس الثلاثة لاستراتيجية مستوى الأعمال (الحجم النسبي، ورافعة الدين، وكثافة رأس المال)، يواجه المرء تأكيدًا لبعض العلاقات المرمزة في المعادلة (1) وبعض النتائج غير المتوقعة. إن القوة التفسيرية للديون النسبية للشركة إلى حقوق الملكية، X2، مدهشة. لدى X2 إشارة سلبية في جميع المعادلات تقريبًا، كما هو مفترض في المعادلة (1). كما أنها الأولى أو الثانية في القوة التفسيرية في الغالبية العظمى من المعادلات. إن إشارة كثافة رأس المال النسبية للشركة، X3، سلبية كما هو مفترض في المعادلة (1). بشكل عام، تنافس X3 X2 في القوة التفسيرية، لكنها ليست عالية بشكل ثابت في هذا الصدد. إن القوة التفسيرية المنخفضة عالميًا تقريبًا لحجم المبيعات النسبية للشركة هي مفاجأة كبيرة. نظرًا لأن معاملات الانحدار لـ X4 قريبة جدًا من الصفر، فإن إشارتها ليست ذات أهمية. بالانتقال الآن إلى الحجم الإجمالي والدلالة الإحصائية لنتائج الانحدار، يُلاحظ في الجدول 1، حيث يُمثل العائد على حقوق الملكية (ROE) المتغير التابع، أن مضاعفات Rs وR2s المرتبطة بها تتجاوز معيار p < 0.05 في خطوة واحدة أو أكثر في أربع معادلات من المعادلات السبع. نتائج معادلتين أخريين، بما في ذلك معادلة متوسطات السنوات الست، اقترب من هذا المستوى من الأهمية، ومن الواضح أن المعادلة المتبقية ليست ذات دلالة إحصائية. إن حجم وأهمية النتائج الموضحة في الجدول 2، حيث يكون العائد على إجمالي الاستثمار (ROI) هو المتغير التابع، أقوى بشكل معتدل من تلك الخاصة بعائد حقوق الملكية. في الجدول 2، تتجاوز مضاعفات Rs وR2s المرتبطة بها معيار p < .05 في خطوة واحدة أو أكثر في خمس من المعادلات السبع، بما في ذلك معادلة متوسطات السنوات الست. من المعادلتين المتبقيتين، يقترب كلاهما من الدلالة في خطوة واحدة، ولكن المعادلتين الأخيرتين تتأخران أيضًا عن المعادلات الخمس الأخرى في حجم وأهمية مضاعفات Rs الخاصة بهما. متغير الربحية الصناعية المناسب (X1) أقوى في تفسير التباين في عائد حقوق الملكية منه في تفسير التباين في عائد الاستثمار. إن عدم الاستقرار من سنة إلى أخرى في القوة التفسيرية النسبية للمتغيرات المستقلة الثلاثة الأولى أمر جدير بالملاحظة. وهذا، جزئيًا، نتيجة للمعيار الإحصائي المستخدم لتسلسل المتغيرات للدخول التدريجي في معادلات الانحدار. ومع ذلك، يتضح أيضًا وجود نمط فيما يتعلق بدورة الأعمال العامة. ففي السنوات التي انخفض فيها معدل البطالة في الولايات المتحدة، وهو مؤشر رئيسي متزامن لدورة الأعمال، عن 5% (1969، 1970، و1973)، كان مقياس ربحية الصناعة المناسب هو الأكثر قدرة على التفسير. أما في السنوات التي تجاوز فيها معدل البطالة في الولايات المتحدة 5% (1971، 1972، و1974)، فكانت نسبة الدين النسبي للشركة إلى حقوق الملكية، وكثافة رأس مال الشركة النسبية، هي الأكثر قدرة على التفسير.

المناقشة والاستنتاجات
فيما يتعلق بمسألة أهمية استراتيجية مستوى الشركة واستراتيجية مستوى الأعمال في تفسير ربحية الشركة، تشير النتائج إلى أن كليهما مهم. في 10 من 14 معادلة انحدار موصوفة في الجدولين 1 و2، يساهم متغير عائد الصناعة المناسب وإما الرافعة المالية النسبية للشركة أو كثافة رأس المال النسبية للشركة (وفي أغلب الأحيان كلاهما الأخيرين) بشكل ملحوظ في معاملات ارتباط متعددة ذات دلالة إحصائية. أما بالنسبة لأي متغير، مستوى الشركة أو مستوى الأعمال، هو الأكثر أهمية في تفسير ربحية الشركة، فيجب على المرء توخي الحذر. إذا نظر المرء إلى معادلتي المتوسط لست سنوات، فإن معاملات الانحدار الموحدة في كلتا المعادلتين تظهر تصنيفات متسقة للمتغيرات المستقلة. إن الدين النسبي للشركة إلى حقوق الملكية هو الأكثر أهمية، وهذا المتغير جنبًا إلى جنب مع كثافة رأس المال النسبية للشركة يتجاوز مؤشر الربحية الصناعية المناسب في القوة التفسيرية. في الجدول 2، حيث يُمثل عائد استثمار الشركة المتغير التابع، تُظهر معادلات السنة الواحدة أن المتغيرين الرئيسيين على مستوى الأعمال مجتمعين يُفسران عمومًا تباينًا في الأداء أكبر من متغير عائد القطاع. ومع ذلك، لا يتضح هذا بوضوح في الجدول 1، حيث يُمثل عائد حقوق الملكية للشركة المتغير التابع. في ثلاث من السنوات الست الموضحة في الجدول 1، يتجاوز متغير عائد حقوق الملكية للقطاع متغيري الاستراتيجية الرئيسيين على مستوى الأعمال في القدرة التفسيرية. جميع هذه السنوات الثلاث منخفضة نسبيًا سنوات البطالة، مما يشير إلى أن دورة الأعمال العامة تؤثر على الأهمية النسبية للمتغيرات المستقلة. إن الغياب الشامل لأي علاقة بين X4 وحجم المبيعات النسبية للشركة وأي مقياس للربحية هو نتيجة غير متوقعة. ومع ذلك، فإن هذه النتيجة تتوافق جيدًا مع مناقشة جيل (1972) للعلاقة بين الحجم النسبي للشركة وربحيتها، وهي تتفق مع ما توصل إليه من تفاعل قوي وإيجابي بين حصة الشركة في السوق وتركيز الصناعة. عندما كان التركيز مرتفعًا في دراسة جيل، ارتبطت حصة السوق ارتباطًا وثيقًا بالربح. عندما كان التركيز منخفضًا، لم تكن حصة السوق مرتبطة ارتباطًا وثيقًا بالربح. تتوافق هذه النتائج مع الرأي النظري القائل بأن قوة الاحتكار الجماعي بين المنافسين الرئيسيين هي مصدر رئيسي للأرباح المرتبطة بحصة السوق. من المؤكد أن عينة الدراسة الحالية بها شركات أصغر في المتوسط من تلك القائمة على أكبر شركات صناعية في قائمة فورتشن 500 مثل دراسة شيبرد (1972). تشير بيانات الحجم الخاصة بالمشاركين في مشروع PIMS إلى أن وحداتهم الفرعية ذات الأعمال الفردية من المرجح أيضًا أن تكون من بين أكبر القلة الاحتكارية في الصناعات التي يتنافسون فيها. وعلى الرغم من أن العينة الحالية مأخوذة من الأشرطة الصناعية السنوية لشركة Compustat، مثل عينات جيل (1972) ووين (1975)، فإن استبعاد الشركات متعددة الصناعات في الدراسة الحالية سيؤدي بلا شك إلى احتواء العينة على شركات أصغر من شركاتهم، في المتوسط. وكانت الغالبية العظمى من عينة الشركات ذات الصناعة الفردية مربحة خلال السنوات الست التي تمت دراستها. وبالتالي يبدو أن هذه الشركات لديها عمومًا استراتيجيات ناجحة إلى حد معقول. ومع ذلك، يبدو من المرجح أنها ستتنافس على أساس أكثر انتقائية من القلة الاحتكارية الرائدة. وبالتالي يبدو من المرجح أن تتخصص في خدمة قطاعات سوقية معينة، أو إنتاج منتجات مختارة فقط، أو خدمة مناطق جغرافية مقيدة. يقترح هاميرميش وأندرسون وهاريس (1978) أن الشركات ذات الحصص السوقية الصغيرة يجب أن تتبع هذه الأنواع من التخصص من أجل النجاح. إذا كان بإمكان المرء تحديد البيئات التنافسية ذات الصلة بهذه الشركات بدقة أكبر مما تسمح به بيانات الصناعة، فمن المرجح أن يبدو حجمها النسبي أكثر أهمية لنجاحها. وفيما يتعلق بمسألة مقدار التباين في أداء أرباح الشركة الذي يمكن تفسيره من خلال المتغيرات المستقلة مجتمعة، فإن النتائج مشجعة ولكنها ليست مقنعة تمامًا. في المعادلات الثماني، من إجمالي 14 معادلة، والتي تكون فيها الدلالة الإحصائية عالية، يتم تفسير أكثر من ربع التباين في المتغير التابع. تشرح المعادلات الثلاث الأكثر أهمية التالية، والتي تتجاوز أو تقارب مستوى الدلالة p < .05، ما بين 15 و20 في المائة من التباين في المتغير التابع. ونظرًا للطبيعة المجمعة لمؤشرات الصناعة الموحدة المكونة من ثلاثة أرقام المستخدمة لتوفير بيانات الصناعة، يتوقع المرء معاملات تحديد أعلى إذا أمكن استخدام تصنيفات صناعية أكثر دقة. إن معاملات التحديد المتعددة في الجدولين 1 و2 تكون أقوى عمومًا في سنوات البطالة المنخفضة نسبيًا (1969 و1970 و1980 1973)، على الرغم من أن عام 1974، وهو عام البطالة المرتفع، يُظهر نتائج أقوى من عام 1973. يمكن تبرير آثار دورة الأعمال العامة على نتائج الانحدار على النحو التالي. في سنوات ارتفاع العمالة والناتج القومي الإجمالي، تكون الشركات في أي صناعة معينة متساوية نسبيًا في قدرتها على فرض زيادات في الموارد المالية والبشرية والمادية اللازمة لتوسيع الإنتاج. في ظل هذه الظروف، يضيق توزيع ربحية الشركة حول متوسط الصناعة، ويوفر المتوسط تقريبًا أفضل لربحية كل شركة. في سنوات زيادة البطالة وانخفاض الناتج القومي الإجمالي، تعاني الشركات ذات التكاليف الثابتة المرتفعة نسبيًا المرتبطة بارتفاع الديون وكثافة رأس المال من انخفاضات غير متناسبة في الربحية مقارنة بالمنافسين ذوي التكاليف الثابتة المنخفضة. في ظل هذه الظروف، يكون توزيع ربح الشركة حول متوسط الصناعة أوسع، ويوفر المتوسط تقريبًا أقل إرضاءً لربحية كل شركة. على أي حال، يبدو أن تأثيرات دورة الأعمال لا تنتقل بشكل متناسب بين الشركات في صناعة معينة. يبدو أيضًا أن المتغيرات الاستراتيجية القابلة للتحكم، مثل هيكل رأس المال وكثافة رأس المال، مسؤولة عن التباين الكبير في تأثيرات دورة الأعمال على الشركات الفردية في صناعة معينة. تدعم نتائج الدراسة الحالية العديد من الاستنتاجات الأولية. أولاً، يساعد كل من التباين في استراتيجية الشركة على مستوى الشركة واستراتيجيتها على مستوى الأعمال في تفسير التباين في ربحية الشركة. ثانيًا، لا تزال الأهمية النسبية للتباين في استراتيجية مستوى الشركة مقارنة باستراتيجية مستوى الأعمال في تفسير ربحية الشركة غامضة إلى حد ما على أساس النتائج الحالية. للوهلة الأولى، يبدو أن أبعاد الرافعة المالية النسبية للديون وكثافة رأس المال النسبية لاستراتيجية مستوى الأعمال أقوى من عائد الصناعة. ومع ذلك، يتم قياس الأخير بشكل أكثر خشونة من المتغيرين السابقين. وبالتالي، فإن القياس الأكثر تمييزًا للتباين على مستوى الصناعة قد يرجح ميزان القوة التفسيرية لصالح استراتيجية مستوى الشركة. ثالثًا، لا يصمد الحجم النسبي للشركة داخل صناعة معينة هنا كمؤشر قوي على ربحية الشركة. يبدو أن اختلاف مجموعات الشركات المدروسة يُحتمل أن يُفسر الفرق بين نتائج البحث ونتائج العديد من الدراسات التي نوقشت أعلاه. في المنافسة بين القلة، يبدو اقتراح الحجم النسبي صحيحًا. أما في المنافسة بين الكثيرين، فهو ليس كذلك. رابعًا، يُشير المستوى المتوسط لمعاملات الارتباط المتعددة والأهمية الإحصائية لمعادلات الانحدار إلى أن المتغيرات قيد الدراسة مهمة لفهم ربحية الشركة والتنبؤ بها. ومع ذلك، تُشير هذه النتائج إلى أنه لا يزال هناك مجال لقياس متغيراتنا بشكل أفضل ولتحديد متغيرات توضيحية إضافية. وأخيرًا، يُشير تباين النتائج بمرور الوقت إلى ضرورة إيلاء المزيد من الاهتمام في الأبحاث المستقبلية لمصادر التباين الزمني. ويبدو أن تأثير بعض المتغيرات الاستراتيجية على ربحية الشركة يختلف باختلاف الأعمال ظروف الدورة أو مع تغيرات طولية أخرى في بيئة العمل. ويبدو أن اختلافات الشركات في استراتيجياتها على مستوى العمل، مثل هيكل رأس مالها وكثافة رأس المال، تُفسر التأثيرات المتفاوتة على نطاق واسع للتغير البيئي على المنافسين الأفراد داخل صناعة معينة.