管理者对企业决策影响如何？——基于我国上市公司的实证研究

陈 磊

（潍坊学院，山东 潍坊 261061）

一、引言

对企业的研究主要有两个理论框架，新古典企业理论和企业的契约理论①张维迎和余晖（1994）认为，与新古典企业理论相对的现代企业理论有三个分支：企业的契约理论、企业的企业家理论和企业的管理者理论，其中最主流的是企业的契约理论。虽然企业的企业家理论和管理者理论与管理者有关，但他们的研究并未涉及管理者异质性和管理者对企业的影响。，前者把企业看作一种生产函数，后者则把企业看作契约的联结，但二者在研究中都没有充分考虑企业管理者的地位和作用，忽视了管理者的异质性及其对企业决策行为的影响。

近年来，管理者异质性及其对企业发展的重要性逐渐得到理论界关注，关于管理者对企业投融资等决策行为影响问题的研究日益增多并不断深入。国外的研究可主要归结为三个方面：（1）异质管理者对企业投融资等决策行为带来的影响及差异性。Bertrand 和 Schoar（2003）[1]的研究发现，管理者对企业投资、融资、组织运行策略及绩效等多个方面均具有独特、显著的影响。在企业经营杠杆运用和避税方面，也呈现出显著的管理者效应（Frank 和Goyal，2007[2]；Dyreng 等，2009[3]）；（2）管理者更替和企业绩效的关系。管理者变更后通常伴随着企业绩效的明显改善（Dennis，1995）[4]，二者的关系受到公司治理状况的影响，公司治理效率高的企业二者的关系更为密切（Dahya 等，2002）[5]。不仅是一般的企业，Khorana（2001）[6]研究了基金经理变更与基金绩效的关系，也得出了类似的结论；（3）管理者特征研究。管理者对于企业决策的影响体现在其背景特征上，如管理者年龄、受教育程度、从业经历等（Bamber 等，2010[7]；Cronqvist 等，2012[8]）。管理者的态度和性格也起着重要的作用，Malmendier 和 Tate（2005）[9]研究表明，CEO 的过度自信会扭曲企业的投资决策，Graham 等（2013）[10]对管理者态度与企业决策的关系进行了研究，发现风险承受能力强的CEO 更喜欢做出收购决策，乐观的CEO 更喜欢短期债务。

国内也有学者基于管理者视角对我国企业投融资决策及绩效问题进行了探索性研究，宋德舜和宋逢明（2005）[11]研究了我国国有控股企业董事长变更和企业绩效的关系，发现董事长的免职会带来公司业绩的恶化；余明桂等（2006）[12]考察了我国企业管理者过度自信与企业负债的关系，发现管理者过度自信会导致企业较高的债务水平；姜付秀等（2009）[13]考察了管理层以及董事长的背景特征对企业过度投资的影响，研究表明管理层的教育水平、平均年龄与过度投资之间存在显著的负相关关系。但概括而言，国内研究大都集中于管理者更替与企业业绩变化、管理者过度自信与企业过度投融资之间的关系等方面，缺乏管理者效应问题的系统研究以及管理者效应与管理者特征之间关系的系统分析，更缺少将企业进行分类研究、从管理者从业背景等角度对异质性效应影响的实证判断。

各国企业的运行环境与政策约束不同，管理者对企业行为决策的影响可能存在较大差别。中国企业管理者对企业决策是否具有显著影响①例如，国内有许多对于上市公司管理者的质疑，认为他们拿着高额的薪水却没有对企业的经营做出相应的贡献。？不同产权性质的企业管理者的效应是否存在明显差别，原因是什么？管理者是异质的，其异质性体现在不同管理者具有不同特征，可观测特征与管理者效应是否存在关联？为此，本文利用我国上市公司数据，选择企业—管理者配对样本，对这些问题进行了系统分析。

本文的主要贡献在于：（1）虽然国内研究已经表明我国企业管理者对企业经营和绩效具有一定影响，但缺乏对影响具体程度的判断，本文对此从多个企业决策角度进行了量化分析，丰富了公司投融资理论及决策行为等有关问题的研究；（2）考虑到企业的产权性质，对国有和非国有控股企业管理者效应分别进行了研究，有助于更全面地分析这两类企业的经营状态与运行机理，为公司改革及治理机制的完善提供了经验证据；（3）从管理者MBA 教育和政府工作背景角度对管理者效应差别的原因进行了分析，扩展了管理者特征研究的视角。

二、样本和变量

（一）样本

为了识别与检验管理者对于企业决策行为带来的影响，需要有效地将管理者效应与企业固定效应分离开来。为此，本文按照如下条件筛选样本：（1）样本企业发生过管理者更替，且变更前后管理者任职至少两年；（2）样本企业管理者至少要在两家以上企业任职过。这是出于以下考虑：第一个条件是为了把管理者固定效应分离出来。如果企业管理者没有变动，管理者效应混合在企业固定效应中，就难以识别管理者对企业决策的影响；同时要求变更前后管理者在企业任职两年以上，可以有效避免任职时间较短难以体现效应的问题，从而较好地反映不同管理者给企业带来的“烙印”。第二个条件要求同一管理者在不同企业有任职履历，是为了提高检验的可信度。某个管理者对于某一个企业决策变量具有影响，可能只是一种巧合情况，而如果同一管理者对两个以上任职企业的决策行为都产生影响，则可以较好地体现出管理者的独特效应。

根据上述条件，本文构建了一个专门的企业—管理者配对样本，样本及数据来源于国泰安CSMAR 上市公司研究数据库、和讯网、新浪财经，样本时间为1999-2016 年，按照惯例，剔除了ST公司、金融业和公用事业的上市公司。在管理者选择方面，国外文献通常选择CEO 作为研究对象，但从我国企业管理的具体实践来看，许多企业的董事长不仅代表股东行使重大决策职能，在具体经营活动中也扮演着重要角色，甚至作用更大，而国内有关研究也以董事长为主，为此我们也选择董事长作为考察对象。具体样本筛选过程如下：首先我们从CSMAR 上市公司治理结构数据库的高管动态中根据管理者更替数据筛选管理者和企业，并对照和讯网、新浪财经、凤凰财经中各公司的高管名录进行完善补充。然后，在选择出的这些管理者中，筛选出至少在两家公司任职过董事长的管理者，与其任职过的企业组成配对样本。最终得到了包含153 家企业和78 个管理者在内的配对样本，样本观测值包含2640 个公司年度。

（二）变量和数据

本文考察的企业决策变量包括企业投资、融资和策略行为②指企业采取的竞争行为，包括价格竞争、产品差异化和组织调整等，价格和产品差异化竞争需要企业增加广告宣传、研发等支出，这些支出主要计入销售和管理费用，而组织调整主要是企业的并购重组。。在反映各变量的指标选择中，我们借鉴以往文献和通用的做法，用投资率（Investment）反映投资行为（童盼和陆正飞，2005）[14]；用资产负债率（Leverage）反映企业融资选择；策略行为主要研究销售和管理费用支出以及并购重组，这反映了企业的成本控制和组织调整策略，是企业提高竞争力的重要途径，对此分别用销售管理费用率(S&A)和并购重组强度(M&A)③这里的并购重组主要包括控制权转让（收购）、资产重组（购买、出售或置换等）、股份回购、合并、分立等对上市公司的股权控制结构、资产和负债结构、主营业务及利润构成产生较大影响的活动。具体包括资产收购、资产剥离、资产置换、吸收合并、要约收购等业务。来衡量（Bertrand and Schoar，2003）[1]。

上述变量中，投资率为固定资产、无形资产以及其他长期资产现金支出除以年初总资产；资产负债率（Leverage）等于负债除以总资产；销售管理费用率（S&A）等于销售费用加管理费用后再除以营业总收入；并购重组强度（M&A）为企业资产变更、吸收合并、要约收购次数。

除上述因变量外，本文还参考有关研究，选择如下在企业决策分析中常用到的控制变量，包括企业规模（Size）、股权结构（Ownership）、实际控制人性质（Control）、营业总收入增长率（TBGR）、现金流（Cash flow）、净资产收益率（ROE）、上市年限（List）。其中企业规模（Size）用剔除价格因素后的年末总资产自然对数反映；股权结构（Ownership）用第一大股东持股占公司总股本比例表示；实际控制人性质（Control）为虚拟变量，国有控股企业为1，非国有控股企业为0；营业总收入增长率（TBGR）为营业总收入同比增长率；现金流（Cash flow）等于经营活动产生的现金流除以营业总收入；净资产收益率（ROE）等于净利润除以所有者权益平均余额；上市年限（List）为企业截止到当年上市的年限。

表1 相关变量的描述性统计

表1 给出了上述变量的描述性统计信息，从实际控制人性质（Control）来看，样本以国有控股企业为主，占80%，原因在于，国有控股企业整体上市时间较长，管理者发生变更的可能性更大，因此符合本文样本选择标准的企业数量相应就多。对于数值型变量，从均值、中位数和标准差看，销售管理费用率（S&A）、营业总收入增长率（TBGR）和现金流（Cash flow）这几个变量均值和中位数有一定差距，均值偏大，且标准差较大。例如销售管理费用率（S&A）均值为0.42，显著偏高，而中位数仅为0.13，标准差为12.38，远远大于均值。从最大值和最小值看，多数变量存在较大的差距，如融资（Leverage）变量，其值通常在 0 到 1 之间，而样本企业最小值为0.03，最大值达到2。上述情况表明样本数据中存在较为严重的离群值，对此本文在实证分析时，首先对变量在1%和99%的水平上进行缩尾处理，从而消除异常值的影响。

三、管理者效应分析

（一）模型构建

企业决策行为受到多种因素的影响，包括企业本身特征、外部环境和政府政策等，此外，企业固定效应、时间效应和管理者也可能对其产生影响。为了分析管理者对企业决策的影响效应，本文构建如下回归模型：

模型中，下标i，j和t对应着企业、管理者和时间，yit为反映企业投资、融资和策略行为的决策变量，xkit-1为控制变量，取相关变量的滞后一期。λj用来衡量管理者效应，此外模型控制企业固定效应θi和时间效应γt，εit为随机误差项。

由于不同决策行为存在差别，因此实际回归中，控制变量并不完全相同，具体所选控制变量如表2 所示。

表2 控制变量选择

其中，各决策回归中都包含的控制变量为企业规模（Size）、股权结构（Ownership）、实际控制人性质（Control）、营业收入增长率（TBGR）、净资产收益率（ROE）、上市年限（List），这些变量反映了企业的规模、公司治理、股权性质、盈利能力、成长性等基本特征，对企业的多数决策行为都具有一定的影响。除上述相同的控制变量外，投资（Investment）和并购重组强度（M&A）还加入资产负债率（Leverage），因为这两类决策是企业的重要决策，通常要受到企业的融资状况和资本结构的制约。此外，投资（Investment）决策分析还加入了现金流量（Cashflow），因为企业的现金流量影响企业的资金积累，进而会影响投资行为。

（二）管理者效应验证

为了检验管理者效应是否存在，本文采用如下研究思路：首先从模型（1）中剔除λj进行估计，然后再加入该变量进行对比估计，如果调整R2有明显增加，则表明管理者的引入增强了模型的解释效果，即管理者对于被解释变量有影响，存在管理者效应。之后，采用变量联合影响显著性的F 检验，对管理者效应进行统计检验，检验的原假设为不存在管理者效应，即所有的λj=0。表3 给出了模型加入管理者变量前后的调整R2以及管理者效应检验的F 统计量值①除并购重组（M&A）模型外，其他模型的估计均采用混合回归估计。由于并购重组（M&A）变量很多数据为0，属于因变量取值受限，因此采用Tobit模型估计，并报告其伪R2。另限于篇幅和分析需要，回归表中只列出了重点考察的检验结果。。

表3 管理者效应回归结果

表中第一列数据为未加入管理者效应λj时，各决策变量模型的调整R2，第二列则是加入后的结果，第三列为管理者效应的F 检验统计量数值。

从整体上看，加入管理者变量后，各模型的调整R2都有了不同程度的增加，分别增加了3%、4%、4%和2%，同时F 检验统计量也比较显著，可以在很大程度上拒绝管理者效应为零的假设。整体而言，我国上市公司的管理者对企业的相关决策行为具有显著影响，存在管理者效应。

为了检验这一结果的稳健性，采用如下替代方法进行估计。首先对（1）式剔除管理者变量进行回归，得到残差，回归模型的残差可以分解为管理者对被解释变量影响和随机误差两部分：Δe=Δm+Δv，其中Δm 为管理者对被解释变量的影响，即管理者固定效应，Δv 为其他随机误差。然后将残差作为被解释变量对管理者虚拟变量进行回归，如果管理者对于残差有显著影响，则证明残差中包含管理者效应相关的因素，从而说明管理者效应是存在的，反之，则不存在管理者效应。表4 给出了估计和检验结果，从结果来看，与前述分析结果基本一致①限于篇幅，省略了详细的回归结果。。

表4 管理者效应稳健性检验

（三）管理者效应大小及差异

模型（1）中管理者变量的回归系数，反映了管理者对企业决策变量的影响状况，据此可以对管理者效应进行深入分析。首先分析管理者效应整体显著性，表5 给出了样本中78 位管理者的效应显著性检验情况。可以看出，在10%的显著性水平上，4 个被解释变量中，效应显著的管理者最多的是Investment（34 人），占全部样本的43.6%；其次是 Leverage（33 人），占 42.3%；对 S&A 影响显著的管理者有28 人，占35.9%；而对M&A 影响显著的管理者较少，有19 人，占24.4%。

表5 管理者效应显著性

从管理者效应的显著性情况看：首先，每一决策变量都有管理者对其具有显著的影响，存在企业的管理者效应。其次，管理者对企业各变量的影响不是全方位的，即他们并不是对所有的企业决策行为都具有显著影响，而是只对部分变量影响较大。这意味着虽然管理者对企业整体的经营管理负责，但他们并不干涉所有事务，而是只关注他们认为更加重要的经营决策，体现出管理者效应的差异性与其独特的管理风格。

进一步分析管理者效应的大小和差别情况，表6 给出了各决策变量的管理者效应系数值的分布情况，包括中位数值、标准差、25%和75%的分位数等②由于管理者效应的平均值存在正负相互抵消问题，因此主要用中位数进行分析。。

表6 管理者效应大小

从表6 可以看出，管理者对于各决策变量的影响效应存在一定的差别，为了消除各变量数值规模的影响，我们用效应除以因变量的中位数进行标准化，然后再比较，表第（2）列给出了标准化后的结果。从结果来看，Leverage 的效应较弱，标准化后其效应的中位数为-0.015；Investment 的效应最为显著，标准化后中位数为-0.1；而S&A和M&A 的效应中位数分别为-0.038 和0.036，其影响的绝对值大体相等。

不仅管理者对不同决策变量的效应不同，对于同一决策变量管理者效应也存在明显的差别。表6 第（3）列给出的各变量管理者效应的标准差表明，M&A 标准差较大，为1.069；其他变量标准差虽然数值较小，但相对于其效应值来说，差别也较为显著。进一步从上下四分位数差别观察各变量的效应差别，Investment 效应75%的分位数为0.027，25%的分位数为-0.021，二者相差0.048，说明相对于25%分位数位置上的管理者，75%分位数的管理者投资率要高4.8%，而样本企业Investment 平均水平仅为7%，可见管理者对Investment 效应的差别较为显著。对于其他变量的效应来说，75%分位数和25%分位数差别同样显著，Leverage、S&A 和 M&A 的分位差分别为 0.06、0.057 和1.289，可见，管理者的效应的确存在明显的差别。

（四）企业性质与管理者效应

管理者效应的差别除体现在不同的管理者和决策变量外，也可能体现在不同类型的企业，比如国有和非国有控股企业。在我国，这两类企业在很多方面可能存在差别，例如融资方面，国有控股企业可能更容易筹集到资金，但在企业并购重组方面，国有企业可能面临较多的政府干预。这些特征或企业要素可能会影响管理者对企业决策的效应。为此，有必要对两类企业管理者的效应差别进行检验。

表6 中（6）-（8）列给出了两类企业管理者效应的比较情况（第（8）列为两者差异的显著性检验），可以看出，两类企业管理者对于企业并购重组（M&A）的影响效应存在明显差别，而在其他决策中，二者效应差别并不明显。对于并购重组决策，国有控股企业和非国有控股企业管理者效应分别为-0.097 和0.312，表明非国有控股企业管理者在竞争中更倾向于对企业进行战略变革，通过并购重组提高自身竞争力。

两类企业管理者的效应为何存在差别？这可能与企业对管理者的选择机制有着较为密切的关联。鉴于管理者效应可能与管理者特征具有关联关系，异质管理者风格或许可以借助管理者的具体特征被企业识别、把握，企业会根据自身要求与发展需要选择管理者（葛永波和陈磊，2018）[15]。国有企业与民营企业在经营目标、社会责任等方面存在差别，选择的管理者风格就会存在较大差异。比如，我国国有企业管理者选择中政府参与程度较高（刘磊等，2004）[16]，可能会倾向于政治可靠、行事稳重、具有政府背景的管理者，但这类管理者很多不是职业经理人，在专业知识、开拓意识等方面可能稍有欠缺或保守，决策较为谨慎；而民营企业尤其是上市公司管理者选择的市场化程度更高，职业经理人的选择更为常见（赵曙明，2012）[17]，这些管理者往往专业知识丰富、年富力强、勇于开拓进取。不同风格的企业管理者，必然会导致管理者效应的差别。

四、进一步讨论：MBA 教育、政府工作经历与管理者效应

管理者效应为何存在差别？从管理者自身因素来看，这可能与其特征有关。不同的管理者具有不同的特征，进而使管理者效应具有明显的差别。管理者特征体现在许多方面，包括性别、年龄、学历、任职年限等。

不同于以上特征，本文主要从我国企业管理者的MBA 教育背景和政府工作经历两方面进行分析。原因在于，我国许多企业高管都接受过在职MBA 教育，这是他们提升自己学历水平、丰富专业知识的重要途径，而管理者的在职教育背景是否对于其风格与效应具有影响，国内相关研究尚少。同时，许多管理者尤其是国企高管都曾经在政府部门工作过，甚至还具有行政级别，相应的工作经历很可能会影响其工作方式和态度，从而会影响管理风格与决策行为。

（一）模型构建

为了分析管理者特征与管理者效应的关系，建立如下模型：

其中，变量y、x含义与模型（1）相同。char为管理者特征控制变量，用于控制前文分析的管理者其他方面背景特征，包括性别（gender）、年龄（age）、任职年限（tenure）。MBA为表示管理者是否具有MBA学位的虚拟变量；gov为反映管理者政府工作背景的虚拟变量，这是本文重点关注的管理者特征。εijt为随机误差项。

模型（2）与模型（1）的显著区别在于用一组反映管理者具体特征的自变量代替了管理者个体变量，模型（1）的分析表明管理者个体对于因变量有影响，存在管理者固定效应，而模型（2）试图分析管理者特征对因变量是否有显著影响。由于这些特征都是依附于管理者个体的，如果管理者特征对因变量有显著影响，则表明管理者特征与管理者效应具有密切的关系。

（二）管理者特征描述性统计

对于符合条件的78 位管理者，利用CSMAR上市公司数据库以及和讯财经、新浪财经、凤凰财经等财经网站的上市公司高管名录等信息渠道，获得他们的背景和特征信息，表7 给出了样本中管理者在企业任职期间的整体特征分布情况。

表7 管理者特征分布

数据显示，样本管理者中男性占据绝大部分（96%），表明我国企业董事长中还是以男性为主导；从学历分布情况看，大多数管理者（61%）都拥有MBA 学位；政府工作背景方面，有相当一部分管理者（34%）曾经在政府部门任职过；样本管理者平均年龄为50.7 岁，平均任职年限为3.8 年，与董事会每届的任期大体相当①我国《公司法》规定，董事每届任期不能超过三年。。

（三）模型回归结果

表8 给出了模型（2）的回归结果，表中各列分别为 Investment、Leverage、S&A 和 M&A 作为因变量时模型回归结果，各回归模型都包含了企业控制变量组，同时控制了时间和企业固定效应。从回归结果整体来看，管理者特征变量对因变量在一定程度上有显著影响，管理者特征与管理者效应之间存在密切的联系。本文在控制了年龄、性别、任职期限等特征基础上，重点分析MBA 和政府工作背景与管理者效应的关系。

表8 管理者特征与效应

1.MBA 教育

表中第一行为MBA 对各决策变量的回归结果。从中可以看出，管理者的MBA 教育背景与其投资决策和成本费用管理有着显著的关系，其中与投资存在显著的负相关，其影响系数为-0.083，这表明接受过MBA 教育的管理者其投资倾向更低。原因在于，这部分管理者在MBA 课程学习过程中接受了现代管理方法和知识，风险控制观念较强，更为注重投资的理性和风险的控制，因而投资扩张行为较谨慎。

管理者MBA 教育背景与销售管理费用支出（S&A）正相关，其系数为0.074，表明接受MBA 教育的管理者销售和管理支出倾向更大，体现出这类管理者为了提高企业市场竞争力，更倾向于通过增加员工工资或福利以及广告宣传等销售与管理方面的支出，提高企业知名度和产品差别化，增加企业竞争力。

从企业的并购重组（M&A）决策看，管理者的MBA 教育背景与之并没有显著的关联，原因可能在于：MBA 教育背景对管理者并购重组倾向具有正负两方面的影响，一方面具有MBA 教育背景的管理者并购重组意愿更强，更愿意进行战略变革（Grimm 和 Smith，1991）[18]；另一方面如同投融资决策一样，他们在并购重组时更为理性和谨慎，这两方面相互交织，最终使得具有MBA 教育背景的管理者其并购重组风格体现的并不明显。

2.政府工作背景

表中第二行为政府工作背景（gov）对各决策变量的回归结果，可以看出，这一背景特征与各决策变量都有一定显著的关联，这意味着管理者的政府工作经历可能会对其行为习惯、工作方式、管理风格和偏好产生重要影响，并最终影响其在企业投融资等决策上的偏好。

从投资和融资倾向看，管理者政府工作背景与之有较为显著的负相关，影响系数分别为-0.039 和-0.087，表明具有政府工作背景的管理者其投资和融资倾向要低3.9%和8.7%，这可能与政府工作人员工作谨慎和稳重的做事风格有关。

从销售管理费用（S&A）看，管理者政府工作背景都与之正相关，其影响系数为0.069，原因可能在于曾经在政府工作过的管理者，在经营管理能力和经验方面相对有所缺乏，对费用控制等细节管理相对缺乏重视。

从并购重组强度（M&A）看，管理者政府工作经历与其正相关，影响系数为0.496，表明具有政府工作经历的管理者，并购重组倾向更高，原因可能在于政府工作人员通常政绩心较强，政绩观会影响其作为企业管理者时的工作风格和目标，而通过并购重组使企业规模扩大，能够更直观地体现其政绩，因此这类管理者并购重组倾向更高，意愿更强烈。

为了检验模型（2）结果的稳健性，本文通过调整样本，在董事长基础上又加入了总经理和副董事长，将样本扩展到99 位管理者和191 家企业，然后利用调整的样本重新进行估计，从结果来看（表9），与前述分析结果基本一致。

表9 MBA 教育、政府工作经历与管理者效应稳健性检验

五、结论

本文利用我国上市公司数据，选择符合要求的企业—管理者配对样本，以董事长为研究对象，深入研究了管理者对企业部分决策的影响以及管理者效应差异情况，并进一步分析了管理者的MBA 教育背景与政府工作背景与管理者效应的关系。研究表明：首先，我国企业管理者对企业投融资等决策行为具有显著影响，存在管理者效应。其次，管理者效应存在明显的差别，非国有控股企业管理者并购重组效应更强。最后，管理者的从政经历及MBA 教育背景与其效应存在密切的关联，接受过MBA 教育和具有政府工作背景的管理者投资倾向相对较低，具有MBA 教育背景的管理者销售管理费用支出较高，体现了其企业竞争策略中更为积极。而具有从政经历的管理者由于企业管理能力和经验的缺乏，以及在政府工作时的公款消费习惯影响，因而也会导致其销售管理费用支出倾向较高，而其政绩心会导致他们倾向于选择并购重组这一见效快的方式扩大企业规模。

本文的研究及其结论对于企业投融资决策行为、企业规制、管理者选择与激励乃至国有企业改革都具有一定借鉴意义。对于政府来说，当前对于企业行为的规制主要着眼于企业或者行业层面，很少从企业管理者层面考虑且采取措施，而如果管理者对于企业行为和绩效有显著影响，政府可以采取相应政策对管理者施加影响，进而影响企业行为。对于企业来说，则可通过选择适当的管理者或者说适当风格、特征的管理者，改善企业经营，提高企业绩效。