管理者能力、制度环境与企业价值——基于中国证券市场制度变迁的视角

黄志宏 郭菁晶 李善民

一、引言

企业家在一定的资源约束条件下为企业创造收入的能力被称之为管理者能力(Demerjian等，2012[1])。理论和实证研究都表明，管理者能力的异质性对企业的决策和绩效有着至关重要的影响(Bertrand和Sch-oar,2003[2]；陈雪芩和郑宝红，2018[3])。但是，管理者能力如何影响企业价值在学术界存在较大的争议。部分研究表明，高能力的管理者对企业经营环境的变化更加敏锐(Guan等，2018[4]；张敦力和江新峰，2015[5])，因此高能力的管理者更加能够把握企业投资机会(Lee等，2018[6])，提高企业投资效率(姚立杰等，2020[7])，从而提高企业价值(卜美文和张俊民，2021[8])。也有部分研究表明，高能力的管理者基于个人利益的考虑，更有能力和动机表现出机会主义行为(Shleifer和Vishny，1989[9])，如采取保守的经营策略以降低企业的风险承担水平(何威风等，2016[10])和创新投入强度(梁安琪和武晓芬，2020[11])。

本文认为，现有研究争议的根源在于尚未厘清什么因素从根本上影响了管理者能力的作用。其中，Baumol(1990)[12]认为管理者能力之所以对经济活动存在两种截然相反的影响，是管理者能力在创新等生产性活动和寻租等非生产性活动差异化配置的结果。他进一步推断制度环境会显著地改变创新或寻租等活动的经济效益，从而影响管理者能力配置。中国改革开放以来的制度建设为验证Baumol(1990)[12]的理论假设提供了一个独特的研究场景。首先，中国经济改革的目标是完成从计划经济向市场经济转型，实现以市场化改革为导向的制度变迁(项国鹏等，2009[13])。这为本文识别制度环境在时间序列上的动态演变对管理者能力配置的影响提供了一个观察维度。其次，我国市场化改革在各地区的进程很不平衡(樊纲等，2003[14])，改革效果在国有企业和民营企业之间也存在巨大差异。这为本文识别制度环境在横截面上的差异对管理者能力配置的影响提供了另一个观察维度。本文基于中国制度建设情景进一步探讨制度环境是否影响管理者能力配置，进而影响企业价值。

本文以2002—2009年中国A股上市公司为样本，利用2006年前后中国证券市场制度环境的变迁作为外生性冲击事件，对上述问题进行检验。实证结果表明，管理者能力能够提升企业价值，但管理者能力对企业价值的提升作用在制度变迁前不显著，在制度变迁后才显著；2006年后资本市场的制度环境得到外生性改善后，管理者能力对企业价值的提升作用更加明显。上述研究结论表明，良好的制度环境有助于引导管理者能力更多地配置到生产性活动中，从而为企业创造更大的价值。基于产权属性和市场化进程的分组检验结果表明，对制度环境感知更为敏锐的民营企业和市场化进程较高的地区更容易识别出制度环境的变化，制度环境变迁的效果也更为显著。

本文的主要贡献如下：(1)深化了对管理者能力影响企业价值的认识，并揭示了其中的作用机制。近年来管理者能力的相关研究成为学术前沿研究热点，并在企业投资、融资以及公司治理等方面进行了深入的研究(陈雪芩和郑宝红，2018[3])。本文的研究结论表明，制度环境是影响管理者能力配置，进而影响企业价值的内在作用机制，丰富了管理者能力经济后果的研究。(2)加深了制度环境影响经济主体决策行为的理解。本文基于中国证券市场制度环境变迁的外生性冲击事件，分别在时间序列上和横截面上识别出制度环境是管理者能力发挥正向作用的重要前提，为制度环境影响企业行为提供了新的证据。(3)本文的研究结果表明良好的制度环境是引导企业家充分发挥管理者能力的制度保障，为出台进一步完善保护企业家精神的政策文件提供了实证依据。

本文其余部分的结果安排如下：第二部分是制度背景、文献回顾和研究假设；第三部分是研究设计；第四部分是实证结果与分析；第五部分是研究结论与政策启示。

二、制度背景、文献回顾和研究假设

(一)制度背景

中国股票市场作为新兴的证券市场，其制度建设经历了一个从薄弱到逐渐加强的历史实践过程(游家兴等，2007[15])。自1991年股票市场设立以来，财政部、证监会等职能部门就股票市场的制度建设出台了一系列法律法规引导股票市场健康规范发展。然而，我国股票市场是从计划经济向市场经济转轨过程中逐渐建立并发展起来的，“政策市”特征明显，导致上市公司重融资、轻回报，公司治理结构不完善的现象严重。如一些上市公司的兼并重组、发行退市存在大量的政策性约束；一些上市公司信息披露不及时，信息披露质量差；由于历史遗留原因，我国上市公司更是长期存在“不同股不同权不同价”的股权分置异象。随着2006年前后我国出台或完成的一系列改革措施，证券市场制度缺失的问题得到了大幅度的改善。

首先，2006年9月1日《上市公司收购管理办法》正式实施，与同年完成的股权分置改革共同激活了上市公司控制权市场。控制权市场的形成能够促进资源与人才的有效结合，有助于职业经理人市场的成熟，能力低下的管理者面临被替换的风险和声誉的损失，而收购规则的完善和股份的流通给管理者能力的发挥创造了更大的空间。与此同时，2006年2月15日财政部颁布了新的《企业会计准则》，年末证监会通过了《上市公司信息披露管理办法》，这两个行政法规统一了上市公司会计报表的统计口径和披露标准，并在2007年起正式实施。随着会计信息质量和信息披露透明度的提高，市场和监管层对管理者的监督作用得以进一步增强，压缩了管理者操纵业绩和粉饰报表的空间，使得管理者能力影响业绩的作用更为突出，激励了管理者才能的发挥。此外，2006年12月29日全国人大常委会通过物权法草案，把产权保护确定为一项基本经济制度。2007年3月16日物权法正式通过并于当年10月正式实施。作为最大化自身利益的理性人，在产权保护缺失的情况下，管理者缺乏动机发挥自身的管理才能，而明晰的产权界定和良好的产权保护环境对管理者人身财富的安全感和幸福感有着深远的影响，从而能够有效激励管理者能力的最优化资源配置，提升企业的经营效率。综上可见，2006年前后多项正式制度的出台，一方面能够优化管理者这一重要人力资源在市场中的配置，另一方面能够激发管理者自身才能的发挥，而上市公司的管理者必然要改变自己的行为以适应新的制度环境。基于上述制度背景，本文拟重点考察2006年中国证券市场制度环境的变迁这一外生性冲击对优化管理者能力配置的影响，进而对企业价值的影响。

(二)文献回顾与研究假设

Hambrick和Mason(1984)[16]的高阶理论认为，高管团队的个人背景等异质性是其认知和价值观的基础，影响企业的战略决策、组织行为和企业绩效。在一篇重要的文献中，Bertrand和Schoar(2003)[2]通过管理者的工作经历，构建了管理者-企业的面板数据，发现管理者的异质性能够显著地解释企业的投资行为、融资决策、治理结构和高管薪酬，最终影响企业绩效。管理者能力是管理者异质性的核心特征，检验管理者能力如何影响企业财务决策成为理解管理者异质性的关键。

近年来，基于Demerjian等(2012)[1]新开发的管理者能力度量指标，国内外学者分别在企业投资、融资以及经营管理等方面探讨了管理者能力所产生的经济后果(陈雪芩和郑宝红，2018[3])。在企业投资方面，现有研究表明高能力的管理者更加能够把握企业投资机会(Lee等，2018[6])，提高企业投资效率(姚立杰等，2020[7])。特别是在影响企业长期价值的创新活动(Chen等，2015[17]；姚立杰和周颖，2018[18])和并购决策(Cui和Chi-Moon Leung，2020[19])中，管理者能力的作用更为显著。此外，管理者能力还对企业投资的羊群行为具有显著的抑制作用(张敦力和江新峰，2015[5])。在企业融资方面，高能力的管理者能够提高信息披露质量(Demerjian等，2013[20])，从而使得企业的信息更快地融入股票价格(李秉成和郑珊珊，2019[21])，提高企业的信用评级(Corn-aggia等，2017[22])，也使得企业能够获得更多的商业信用(何威风和刘巍，2018[23])。在企业经营管理方面，高能力的管理者在信息的搜集、处理和解读方面具有较强的天赋，更能针对企业经营环境的变化提前做好准备并采取有效的应对措施，因此能够显著抑制企业的成本黏性(张路等，2019[24])，提高内部控制的质量(沈烈和郭阳生，2017[25])，进而降低内部控制的审计费用(陈娇娇和桑凌，2018[26]；何威风和刘巍，2015[27])。同时，凭借对企业信息的掌握和了解，高能力的管理者能够更好地进行税务筹划，降低企业税负(Koester等，2016[28])和股东股利个人所得税(Guan等，2018[4])。上述研究共同表明，高能力的管理者拥有较多的社会资源和良好的学习能力，同时具有较高的信息搜集与分析能力，从而能够把握企业和行业的发展动态，整合内外部信息以做出更精准的企业决策，在企业投资、融资以及经营管理活动中都能够有效提升企业价值。基于上述分析，本文提出假设1。

H1：管理者能力越强，企业价值越高。

新制度经济学家North(1990)[29]首先注意到了制度对市场主体的影响，他将制度定义为社会博弈的规则，并将制度划分为正式制度(例如法律)和非正式制度(例如风俗习惯)，以及制度的执行。Acemoglu等(2005)[30]认为正式制度塑造了社会核心经济要素的激励结构，指引了市场参与主体的决策行为，进而对实物投资、人力资本、技术和生产组织方法产生了深刻的影响。20世纪90年代末兴起的“法与金融学”为正式制度如何影响市场参与者决策提供了更加坚实的微观证据。La Porta等(1997[31]；2002[32])的一系列研究表明，完善的法律制度能够有效地保护投资者权利，提高合同签订与执行效率，从而促进企业的投融资活动，带动资本市场发展。在关于制度环境与管理者才能配置的一篇经典文献中，Baumol(1990)[12]认为制度环境决定了管理者能力的配置。改善制度环境能够提高创新等生产性活动的利润，降低寻租等非生产性活动的回报，进而影响经济的长期增长水平。中国自1978年改革开放以来所取得的举世瞩目的经济成就更是正式制度对经济活动有着至关重要影响的最佳例证。樊纲等(2011)[33]定量估计出市场化改革使得中国全要素生产率提高了39.2%，对经济增长的贡献达到年均1.45%。

聚焦于本文所研究的2006年前后中国证券市场制度变迁事件，现有研究表明当年出台的相关政策显著改善了我国证券市场的制度环境。例如，物权法草案的通过显著提高了我国产权保护力度(Berko-witz等，2015[34])；股权分置改革的结束和《上市公司收购管理办法》的实施激活了我国控制权市场(陆瑶，2010[35])；A股上市公司在新会计准则实施以后，企业的财务报告质量有了明显提高(戴文涛等，2017[36])。本文进一步分析认为，制度环境的改善能够显著抑制管理者的机会主义行为，压缩管理者利用合同契约漏洞的空间(Calvo等，2019[37])，从而引导管理者能力更多地配置在创新等生产性活动当中提升企业市场价值。例如，明晰的产权和良好的产权保护制度能够增强管理者对自身财富的安全感和获得感，抑制其寻租行为而增强其生产性行为；控制权市场的形成有助于职业经理人竞争的优胜劣汰，提高管理者被替换的风险，进而监督管理者更加努力提高企业的长期价值；会计信息质量和信息披露透明度的提高，压缩了管理者操纵业绩和粉饰报表的空间，使得管理者能力影响企业业绩的作用更为突出。可见，2006年前后证券市场的制度变迁从不同的方面影响了管理者能力的配置，但总体而言，制度环境的改善确实能够让管理者将更多的精力投入到创新等生产性活动(Hesarzadeh，2020[38])，从而提高企业市场价值。基于上述分析，本文提出研究假设2。

H2：制度环境的改善会增强管理者能力对企业价值的提升作用。

我国制度环境除了在时间序列上动态演变外，在不同地区和企业也表现出横截面上的差异。贺小刚和李新春(2005)[39]研究发现，中国市场化改革进展迅速，但各地区的市场化进程极不平衡。中国各省份市场化改革横截面上的差异为研究制度环境对企业财务行为的影响提供了一个独特的研究样本。雷光勇和刘慧龙(2007)[40]实证发现企业所处地区的市场化水平越高，企业越倾向于发放更多的现金股利，以此来抑制大股东的掏空行为，保护中小股东利益。张霖琳等(2015)[41]发现，晋升机制作为国企高管激励的重要制度安排，在市场化进程较高的地区被更有效地执行。事实上，公司治理结构很大程度上内生于公司所处的制度环境，由制度环境改善所带来的市场力量是公司治理结构动态调整的内生动因之一(夏立军和陈信元，2007[42])。上述的研究表明，市场化进程较高的地区市场力量更为强大，对制度环境的外生冲击的感知更为敏锐，其所在地的企业更容易改变企业行为。

我国所有制经济成分主要由国有经济和民营经济构成。国有企业和民营企业两大市场主体面临着不同的制度环境，也表现出不一样的决策行为。相对国有企业，民营企业难以获得来自政府的信贷支持、财政补贴、税收优惠等多种形式的政策倾斜。在面对与国有企业不对等的竞争中，民营经济常常寻找社会资本、政治关联等非正式制度的支持。罗党论和唐清泉(2009)[43]发现民营企业在缺乏一个好的制度环境时，会通过政治关联等形式保护自身利益。李文贵和余明桂(2017)[44]、余明桂等(2013)[45]通过分析国有企业民营化和民营企业国有化两种产权属性转换的行为，发现产权保护制度是影响企业变更产权属性的重要因素。上述的研究表明，民营企业由于缺乏正式制度的保护，会退而求其次寻求非正式制度的支持。那么，当制度环境发生外生性冲击时，民营企业家应该更容易感知到制度环境的改进，也更有动机去改变其企业行为。基于上述分析，本文提出研究假设3。

假设H3a：相比国有企业而言，制度环境的改善效果在民营企业更为显著。

假设H3b：相比市场化进程较低的地区，制度环境的改善效果在市场化进程较高的地区更为显著。

三、研究设计

(一)数据来源与样本选择

为了使研究样本在制度环境变迁前后较为平衡，本文采用了2002—2009年中国A股上市公司的面板数据。参照已有研究，样本的筛选顺序如下：(1)剔除金融类上市公司；(2)剔除总资产、所有者权益为负的样本；(3)剔除2002年及以后上市的公司；(4)剔除数据缺失的样本。最终本文得到了7 679个观察值。本文的公司财务数据来源于CSMAR数据库。为了避免极端值的影响，本文对所有的连续变量进行了上下1%分位的缩尾处理。本文的数据处理和模型回归全部采用Stata15.0计量软件分析。

(二)模型设定和主要变量的定义

为了检验研究假设H1，本文建立了模型(1)：

Tobin’sQi,t=a0+a1MAscorei,t+a2Levi,t

+a3ROAi,t+a4Top1i,t+a5Investi,t

+a6Agei,t+a7Sizei,t+∑Firm

+∑Year+εi,t

(1)

为了检验研究假设H2和H3，本文建立了模型(2)：

Tobin’sQi,t=a0+a1Reformi,t+a2Levi,t+a3ROAi,t

+a4Top1i,t+a5Investi,t+a6Agei,t

+a7Sizei,t+∑Firm+∑Year+εi,t

(2)

模型(1)和模型(2)的被解释变量为Tobin’sQ，衡量企业的市场价值。根据国内学者普遍使用的计算方法(夏立军和方秩强，2005[46])，Tobin’sQ=(每股价格×流通股份数+每股净资产×非流通股份数+负债账面价值)/总资产。

核心被解释变量之一是MAscore，表示管理者能力。本文借鉴Demerjian等(2012)[1]的方法度量管理者能力，并根据中美会计准则差异进行改进。具体而言，本文分两阶段计算出管理者能力。第一阶段，使用数据包络分析方法(DEA)分行业计算各公司的经营效率。DEA的核心思想是在短期生产要素投入不变的情况下最大化产出。

(3)

在第一阶段，本文采用模型(3)使用DEA方法计算公司的经营效率。其中，θ表示企业的经营效率；Sale表示企业主营业务收入；CoGS表示企业主营业务成本；SG&A表示企业销售和管理费用之和；PPE表示企业的固定资产净值；LA表示企业的无形资产净值。

θ=αo+b1Size+b2MarS+b3FCF+b4Age+b5State

+b6Divers+∑year+ε

(4)

在第二阶段，本文采用模型(4)利用Tobit回归分行业计算管理者能力。其中，θ为第一阶段计算出的企业经营效率；Size表示企业规模；MarS表示企业市场占有率；FCF表示企业自由现金流的虚拟变量；Age表示企业上市时间；State表示企业的产权属性；Divers表示企业多元化的程度。本文还进一步控制了年份固定效应。Tobit回归模型计算出来的ε即代表管理者能力。

核心解释变量之二是Reform，表示企业是否受到制度变迁的影响，当且仅当企业属于实验组和年份在2006年及以后赋值为1，否则为0。本文划分实验组和对照组的标准是：若管理者能力位于均值以上则为实验组，否则为对照组。在针对研究假设H3a和H3b的分组检验过程中，本文按照Cleary(1999)[47]的做法，通过自体抽样法(Bootstrap)来检验组间系数差异的显著性。检验的统计量是采用Bootstrap法计算出的经验P值，它表示分组间系数存在显著性差异的概率。经验P值与传统检验的P值具有相同的统计意义。

本文控制变量的选择借鉴了姜付秀和黄继承(2011)[48]的做法，设置了如下可能会影响企业市场价值的控制变量。负债水平(Lev)，等于企业年末总负债除以总资产；资产收益率(ROA)，等于企业年末净利润除以总资产；股权结构(Top1)，等于企业第一大股东的持股比例；新增投资(Invest)，等于企业当年购建固定资产、无形资产和其他长期资产支付的现金减去处置固定资产、无形资产和其他长期资产收回的现金净额后除以总资产；上市时间(Age)，等于企业自上市起年数的自然对数；企业规模(Size)，等于企业年末总资产的自然对数。为了控制企业和年份固定效应的影响，本文在模型(1)和模型(2)中加入了企业虚拟变量和年份虚拟变量。

四、实证结果与分析

(一)描述性统计和相关系数

表1报告了主要研究变量的描述性统计结果。可以发现，Tobin’sQ的平均值为1.54，标准差为0.77。MAscore的平均值为0，标准差为0.13，两侧分布较为平均，说明使用Tobit回归计算出来的残差正态性比较好。Reform的平均值为0.25，表示有25%的样本受到制度变迁的影响，这表明实验组和对照组的样本分布比较均衡。其他控制变量的分布情况如表1所示，本文不再赘述。

表1主要变量的描述性统计

表2报告了相关系数。可以发现，无论是Spearman相关系数还是Pearson相关系数，Tobin’sQ和MAscore与Reform的相关系数都显著正相关，这与本文的研究假设预期是一致的。本文也发现所有的控制变量都与Tobin’sQ在1%的水平上显著相关，这在一定程度上说明本文控制变量的选取具有一定的代表性。所有变量的两两相关系数都小于0.6，说明回归模型的共线性问题不太严重。

表2主要变量的相关系数

(二)实证结果分析

1.管理者能力、制度环境与企业价值。

表3报告了模型(1)和模型(2)的回归结果，被解释变量为企业市场价值(Tobin’sQ)。首先，当期回归结果表明管理者能力(MAscore)变量的估计系数为0.258，在1%的水平上显著。这也意味着在管理者能力提高一个标准差的情况下，企业价值能够提升3.35%(0.258×0.130)，因此具有显著的经济意义。为了减轻反向因果关系的影响，本文将管理者能力(MAscore)滞后一期与企业市场价值(Tobin’sQ)回归。在滞后一期模型中，管理者能力变量的估计系数为0.327，比当期模型的系数更大。这表明管理者能力对企业价值的影响需要一定的时间才能显现出来。这与本文的逻辑一致，即管理者能力对企业价值的提高作用应该是通过创新等生产性活动才能实现，而创新需要一定的时间才能给企业带来显著的价值提升效果。

表3还进一步检验了制度环境对管理者能力作用的影响。首先，以2006年制度变迁为时间分界线，本文将样本区间划分为制度变迁前(2006年以前)和制度变迁后(2006年及以后)，发现管理者能力对企业价值的影响只在制度变迁后才显著，在制度变迁前并不显著。这说明制度环境是管理者能力发挥作用的一个重要前提。进一步地，本文利用自然实验探讨制度环境如何影响管理者能力的作用。本文认为，高能力的管理者在面临制度环境变迁时受到的影响更大。基于这一逻辑，高管理者能力的实验组在制度变迁前后的企业市场价值会有更加显著的差异。在自然实验模型中，Reform变量的估计系数为0.099，在1%的水平上显著。该结果表明制度环境的改进能够显著地提高我国高管理者能力上市公司的市场价值。

表3管理者能力、制度环境与企业价值

2.基于产权属性和市场化进程的分组检验。

通过上述检验，本文发现制度环境是管理者能力提高企业价值的一个重要前提。自然实验的回归结果则进一步发现制度环境的改善对高管理者能力的实验组更为显著。为了进一步分析制度变迁如何影响高管理者能力上市公司的市场价值，本文通过分组回归的办法来比较在不同制度环境下制度变迁的作用效果是否存在显著性差异。

具体而言，本文以2005年为分界线，根据企业的产权属性，将总样本划分为国有企业组和民营企业组；根据《中国市场化指数：各地区市场化相对进程2011年度报告》各省市2005年市场化指数来衡量当地的市场化水平。然后，本文对所有样本公司所在省份的市场化指数取平均值，如上市公司所在地区的市场化指数高于平均值，则划分为市场化进程较高地区组，否则划为市场化进程较低地区组。本文使用分组样本重复模型(2)的回归。相关结果在表4列示。在以产权属性为标准的分组回归中，在民营企业和国有企业分组模型中，Reform估计系数都在1%的水平上显著，但经验P值表示分组间Reform估计系数在1%的水平上存在显著性差异。在以市场化进程为标准的分组回归中，Reform估计系数在市场化进程较高的地区显著为正，在市场化进程较低的地区没有通过显著性检验。经验P值的结果也显示Reform估计系数在分组间存在1%水平的显著性差异。

表4基于产权属性和市场化进程的分组回归

(三)稳健性检验

管理者能力是本文的核心解释变量之一，在表3中，除了使用滞后一项的回归来减缓内生性问题，划分样本区间的实证结果也同样能够减缓本文对内生性问题的担忧。这是因为，如果管理者能力与企业市场价值存在很强的内生性问题，本文也应该能够在制度变迁前看到它与企业的市场价值存在显著的正相关关系。但本文却发现，在制度变迁前，它们的关系并不显著。这从侧面说明两者的内生性问题并不严重。为了进一步确保本文所使用的指标是准确、全面地反映管理者自身能力，而不是受到企业层面的因素干扰，本文使用标准的工具变量法再一次检验表3的结果。主要结果在表5列示。

表5基于工具变量的检验

本文采用的工具变量为各省份普通高等学校在校学生数占当年年末常住人口的比例，用来度量各省份的人力资本。本文认为，管理者能力作为公司一种重要的人力资本要素，公司注册地的宏观人力资本应该对其有正向的溢出效应。但是，本文选取的各省份人力资本变量作为一个宏观的社会发展指标，所度量的也是潜在的人力资本，与现在的企业市场价值不应该有直接的关系。这说明本文选择的工具变量在经济逻辑上具有较强的相关性和外生性，符合工具变量的选取标准。进一步地，本文将各省份的人力资本(ProvincialHumanCapital)变量放入模型(1)中进行外生性检验，发现ProvincialHumanCapital变量并不显著，这说明各省份的人力资本与企业的市场价值没有直接关系，工具变量的外生性假设在一定程度上得到满足。两阶段工具变量回归结果如下：在第一阶段中，各省份的人力资本能够显著地提高企业的管理者能力，表现出正向的溢出效应。Minimum Eigenvalue Statistic达到14.953，高于F值大于10的判断标准，说明工具变量的相关性假设得到满足。在第二阶段中，管理者能力对企业的市场价值仍存在显著的正向提升作用。最后，本文采用Hausman Specification Test检验了基准模型的内生性问题，发现采用工具变量来减缓内生性问题的做法是恰当的。

自然实验是本文的重要实证设计，为了确保自然实验的可靠性，本文做如下稳健性处理。第一，使用倾向得分法为实验组按照1∶1不放回的方法重新配对了对照组。在未汇报的平衡性检验中，实验组和对照组的控制变量在匹配后不存在显著差异，表明匹配后的平行趋势假设得到较好的满足。表6汇报了利用PSM样本重复模型(2)的回归结果，发现Reform估计系数为0.09，在1%的水平上显著。

第二，针对事件发生时间和实验组判断标准构造了两个安慰剂检验策略。针对制度变迁时间发生点前有可能有其他事件的干扰，分别将事件时间点提前两年、一年以及滞后一年和两年，依次构造了Reform×Year2004等变量。Reform×Year2004变量表示，当且仅当观察值为实验组且年份等于2004年赋值为1，其他为0。其他变量以此类推。在安慰剂检验1回归模型中发现，制度变迁的作用只有在2006年和2007年显著为正，且2007的估计系数要比2006年大。这与本文的逻辑保持一致，即随着制度环境的改善，政策的效果逐年增强。本文也注意到，虽然制度变迁的作用在2004年不显著，但在2005年却显著为负。这引发的一个担忧是：制度变迁的作用可能与企业市场价值短期内的波动趋势混淆在一起，使得本文没有办法观察到制度变迁的净效果。Ashenfelter(1978)[49]最早提出这一问题。按照常见的解决办法，剔除2005年和2006年的观察值，发现Reform估计系数依然在1%的水平上显著为正，但比全样本的估计系数减少0.01。这表明或许企业市场价值的短期波动会对实证结果有所影响，但影响微弱。此外，为了进一步避免政策时间出台判断的干扰，本文还进一步剔除了2006、2007年的观察值以及2005—2007年的观察值，回归结果保持一致。针对实验组判断标准可能存在武断的情况，在对照组中随机挑选企业作为实验组，重复模型(2)的回归。预期这样构造的Treatment×Placebo变量不应该对企业市场价值有所影响。安慰剂检验2的回归结果也验证了前面的假设。总之，自然实验方法通过了多种稳健性处理办法，实证结果的可信度较高。

表6准自然实验的稳健性检验

五、研究结论与政策启示

本文以2002—2009年中国A股上市公司为样本，探讨管理者能力在什么样的制度环境下才能提高企业价值。实证结果发现，管理者的能力越强，企业利用各种生产要素的效率越高，企业的经营绩效越好，市场价值也越大。但是，管理者能力对企业价值的影响需要基于一个良好的制度环境。自然实验模型的结果同样发现，制度变迁的影响使得高管理能力的公司比低管理能力的公司的市场价值在制度变迁前后差异更加显著。这表明良好的制度环境使得企业家在创新等生产性活动中的经济效益比寻租等非生产活动中的更强。按照产权属性和市场化水平分组的检验从横截面进一步识别了制度变迁的影响，发现制度变迁的效果在民营企业和市场化进程较高的地区更显著。这是因为民营企业和市场化进程较高的地区对制度环境改善的感知更加敏锐，更容易调整企业的决策行为以适应新的制度环境。

本文的研究结论对政府决策层和企业家具有重要的参考价值。研究结论表明，弘扬企业家精神就能够提升企业价值的假设是有条件的，其中一个重要的前提就是企业所处的制度环境。本文揭示了管理者能力对企业价值的巨大作用和改善制度环境对于优化管理者能力配置，提高企业价值的可行性和重要性。该结论的启示在于：

首先，对于企业家而言，应坚持将管理者能力和企业的其他核心要素资源投入到生产性活动中。一时的寻租活动可能会给企业带来短暂的利益，但只有持续不断的创新才是驱动企业价值增长的源泉。

其次，对于中央政府而言，应当把建立公平公正的市场竞争体系摆在重中之重的位置。Allen等(2005)[50]提出了“中国增长之谜”，他们认为中国能够在较差的法律制度环境下实现经济增长奇迹主要依赖于非正式制度的保障。以往研究虽然发现缺乏正式制度保护的民营企业会寻求政治关联等非正式制度的支持，但本文发现当制度环境得到实质的改善时，民营企业家更愿意改变自身的行为。因此，中央政府要想激发和保护企业家精神，鼓励更多社会主体投身创新创业，关键还在于制度环境的建设培育。

最后，对于地方政府而言，应当把市场化改革摆在一个更为突出的位置。本文发现当面对全国性的制度改革时，市场化进程较高的地区凭借其较为强大的市场力量率先享受到了制度改革的红利，表现出一种强者恒强的马太效应。因此，市场化进程较低地区的地方政府更需要突破制度障碍，释放改革活力，以期追赶市场化进程较高地区的发展。