管理者能力、制度環(huán)境與企業(yè)價值
——基于中國證券市場制度變遷的視角

黃志宏 郭菁晶 李善民

一、引言

企業(yè)家在一定的資源約束條件下為企業(yè)創(chuàng)造收入的能力被稱之為管理者能力(Demerjian等，2012[1])。理論和實證研究都表明，管理者能力的異質(zhì)性對企業(yè)的決策和績效有著至關(guān)重要的影響(Bertrand和Sch-oar,2003[2]；陳雪芩和鄭寶紅，2018[3])。但是，管理者能力如何影響企業(yè)價值在學(xué)術(shù)界存在較大的爭議。部分研究表明，高能力的管理者對企業(yè)經(jīng)營環(huán)境的變化更加敏銳(Guan等，2018[4]；張敦力和江新峰，2015[5])，因此高能力的管理者更加能夠把握企業(yè)投資機會(Lee等，2018[6])，提高企業(yè)投資效率(姚立杰等，2020[7])，從而提高企業(yè)價值(卜美文和張俊民，2021[8])。也有部分研究表明，高能力的管理者基于個人利益的考慮，更有能力和動機表現(xiàn)出機會主義行為(Shleifer和Vishny，1989[9])，如采取保守的經(jīng)營策略以降低企業(yè)的風險承擔水平(何威風等，2016[10])和創(chuàng)新投入強度(梁安琪和武曉芬，2020[11])。

本文認為，現(xiàn)有研究爭議的根源在于尚未厘清什么因素從根本上影響了管理者能力的作用。其中，Baumol(1990)[12]認為管理者能力之所以對經(jīng)濟活動存在兩種截然相反的影響，是管理者能力在創(chuàng)新等生產(chǎn)性活動和尋租等非生產(chǎn)性活動差異化配置的結(jié)果。他進一步推斷制度環(huán)境會顯著地改變創(chuàng)新或?qū)ぷ獾然顒拥慕?jīng)濟效益，從而影響管理者能力配置。中國改革開放以來的制度建設(shè)為驗證Baumol(1990)[12]的理論假設(shè)提供了一個獨特的研究場景。首先，中國經(jīng)濟改革的目標是完成從計劃經(jīng)濟向市場經(jīng)濟轉(zhuǎn)型，實現(xiàn)以市場化改革為導(dǎo)向的制度變遷(項國鵬等，2009[13])。這為本文識別制度環(huán)境在時間序列上的動態(tài)演變對管理者能力配置的影響提供了一個觀察維度。其次，我國市場化改革在各地區(qū)的進程很不平衡(樊綱等，2003[14])，改革效果在國有企業(yè)和民營企業(yè)之間也存在巨大差異。這為本文識別制度環(huán)境在橫截面上的差異對管理者能力配置的影響提供了另一個觀察維度。本文基于中國制度建設(shè)情景進一步探討制度環(huán)境是否影響管理者能力配置，進而影響企業(yè)價值。

本文以2002—2009年中國A股上市公司為樣本，利用2006年前后中國證券市場制度環(huán)境的變遷作為外生性沖擊事件，對上述問題進行檢驗。實證結(jié)果表明，管理者能力能夠提升企業(yè)價值，但管理者能力對企業(yè)價值的提升作用在制度變遷前不顯著，在制度變遷后才顯著；2006年后資本市場的制度環(huán)境得到外生性改善后，管理者能力對企業(yè)價值的提升作用更加明顯。上述研究結(jié)論表明，良好的制度環(huán)境有助于引導(dǎo)管理者能力更多地配置到生產(chǎn)性活動中，從而為企業(yè)創(chuàng)造更大的價值?；诋a(chǎn)權(quán)屬性和市場化進程的分組檢驗結(jié)果表明，對制度環(huán)境感知更為敏銳的民營企業(yè)和市場化進程較高的地區(qū)更容易識別出制度環(huán)境的變化，制度環(huán)境變遷的效果也更為顯著。

本文的主要貢獻如下：(1)深化了對管理者能力影響企業(yè)價值的認識，并揭示了其中的作用機制。近年來管理者能力的相關(guān)研究成為學(xué)術(shù)前沿研究熱點，并在企業(yè)投資、融資以及公司治理等方面進行了深入的研究(陳雪芩和鄭寶紅，2018[3])。本文的研究結(jié)論表明，制度環(huán)境是影響管理者能力配置，進而影響企業(yè)價值的內(nèi)在作用機制，豐富了管理者能力經(jīng)濟后果的研究。(2)加深了制度環(huán)境影響經(jīng)濟主體決策行為的理解。本文基于中國證券市場制度環(huán)境變遷的外生性沖擊事件，分別在時間序列上和橫截面上識別出制度環(huán)境是管理者能力發(fā)揮正向作用的重要前提，為制度環(huán)境影響企業(yè)行為提供了新的證據(jù)。(3)本文的研究結(jié)果表明良好的制度環(huán)境是引導(dǎo)企業(yè)家充分發(fā)揮管理者能力的制度保障，為出臺進一步完善保護企業(yè)家精神的政策文件提供了實證依據(jù)。

本文其余部分的結(jié)果安排如下：第二部分是制度背景、文獻回顧和研究假設(shè)；第三部分是研究設(shè)計；第四部分是實證結(jié)果與分析；第五部分是研究結(jié)論與政策啟示。

二、制度背景、文獻回顧和研究假設(shè)

(一)制度背景

中國股票市場作為新興的證券市場，其制度建設(shè)經(jīng)歷了一個從薄弱到逐漸加強的歷史實踐過程(游家興等，2007[15])。自1991年股票市場設(shè)立以來，財政部、證監(jiān)會等職能部門就股票市場的制度建設(shè)出臺了一系列法律法規(guī)引導(dǎo)股票市場健康規(guī)范發(fā)展。然而，我國股票市場是從計劃經(jīng)濟向市場經(jīng)濟轉(zhuǎn)軌過程中逐漸建立并發(fā)展起來的，“政策市”特征明顯，導(dǎo)致上市公司重融資、輕回報，公司治理結(jié)構(gòu)不完善的現(xiàn)象嚴重。如一些上市公司的兼并重組、發(fā)行退市存在大量的政策性約束；一些上市公司信息披露不及時，信息披露質(zhì)量差；由于歷史遺留原因，我國上市公司更是長期存在“不同股不同權(quán)不同價”的股權(quán)分置異象。隨著2006年前后我國出臺或完成的一系列改革措施，證券市場制度缺失的問題得到了大幅度的改善。

首先，2006年9月1日《上市公司收購管理辦法》正式實施，與同年完成的股權(quán)分置改革共同激活了上市公司控制權(quán)市場?？刂茩?quán)市場的形成能夠促進資源與人才的有效結(jié)合，有助于職業(yè)經(jīng)理人市場的成熟，能力低下的管理者面臨被替換的風險和聲譽的損失，而收購規(guī)則的完善和股份的流通給管理者能力的發(fā)揮創(chuàng)造了更大的空間。與此同時，2006年2月15日財政部頒布了新的《企業(yè)會計準則》，年末證監(jiān)會通過了《上市公司信息披露管理辦法》，這兩個行政法規(guī)統(tǒng)一了上市公司會計報表的統(tǒng)計口徑和披露標準，并在2007年起正式實施。隨著會計信息質(zhì)量和信息披露透明度的提高，市場和監(jiān)管層對管理者的監(jiān)督作用得以進一步增強，壓縮了管理者操縱業(yè)績和粉飾報表的空間，使得管理者能力影響業(yè)績的作用更為突出，激勵了管理者才能的發(fā)揮。此外，2006年12月29日全國人大常委會通過物權(quán)法草案，把產(chǎn)權(quán)保護確定為一項基本經(jīng)濟制度。2007年3月16日物權(quán)法正式通過并于當年10月正式實施。作為最大化自身利益的理性人，在產(chǎn)權(quán)保護缺失的情況下，管理者缺乏動機發(fā)揮自身的管理才能，而明晰的產(chǎn)權(quán)界定和良好的產(chǎn)權(quán)保護環(huán)境對管理者人身財富的安全感和幸福感有著深遠的影響，從而能夠有效激勵管理者能力的最優(yōu)化資源配置，提升企業(yè)的經(jīng)營效率。綜上可見，2006年前后多項正式制度的出臺，一方面能夠優(yōu)化管理者這一重要人力資源在市場中的配置，另一方面能夠激發(fā)管理者自身才能的發(fā)揮，而上市公司的管理者必然要改變自己的行為以適應(yīng)新的制度環(huán)境?；谏鲜鲋贫缺尘?，本文擬重點考察2006年中國證券市場制度環(huán)境的變遷這一外生性沖擊對優(yōu)化管理者能力配置的影響，進而對企業(yè)價值的影響。

(二)文獻回顧與研究假設(shè)

Hambrick和Mason(1984)[16]的高階理論認為，高管團隊的個人背景等異質(zhì)性是其認知和價值觀的基礎(chǔ)，影響企業(yè)的戰(zhàn)略決策、組織行為和企業(yè)績效。在一篇重要的文獻中，Bertrand和Schoar(2003)[2]通過管理者的工作經(jīng)歷，構(gòu)建了管理者-企業(yè)的面板數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)管理者的異質(zhì)性能夠顯著地解釋企業(yè)的投資行為、融資決策、治理結(jié)構(gòu)和高管薪酬，最終影響企業(yè)績效。管理者能力是管理者異質(zhì)性的核心特征，檢驗管理者能力如何影響企業(yè)財務(wù)決策成為理解管理者異質(zhì)性的關(guān)鍵。

近年來，基于Demerjian等(2012)[1]新開發(fā)的管理者能力度量指標，國內(nèi)外學(xué)者分別在企業(yè)投資、融資以及經(jīng)營管理等方面探討了管理者能力所產(chǎn)生的經(jīng)濟后果(陳雪芩和鄭寶紅，2018[3])。在企業(yè)投資方面，現(xiàn)有研究表明高能力的管理者更加能夠把握企業(yè)投資機會(Lee等，2018[6])，提高企業(yè)投資效率(姚立杰等，2020[7])。特別是在影響企業(yè)長期價值的創(chuàng)新活動(Chen等，2015[17]；姚立杰和周穎，2018[18])和并購決策(Cui和Chi-Moon Leung，2020[19])中，管理者能力的作用更為顯著。此外，管理者能力還對企業(yè)投資的羊群行為具有顯著的抑制作用(張敦力和江新峰，2015[5])。在企業(yè)融資方面，高能力的管理者能夠提高信息披露質(zhì)量(Demerjian等，2013[20])，從而使得企業(yè)的信息更快地融入股票價格(李秉成和鄭珊珊，2019[21])，提高企業(yè)的信用評級(Corn-aggia等，2017[22])，也使得企業(yè)能夠獲得更多的商業(yè)信用(何威風和劉巍，2018[23])。在企業(yè)經(jīng)營管理方面，高能力的管理者在信息的搜集、處理和解讀方面具有較強的天賦，更能針對企業(yè)經(jīng)營環(huán)境的變化提前做好準備并采取有效的應(yīng)對措施，因此能夠顯著抑制企業(yè)的成本黏性(張路等，2019[24])，提高內(nèi)部控制的質(zhì)量(沈烈和郭陽生，2017[25])，進而降低內(nèi)部控制的審計費用(陳嬌嬌和桑凌，2018[26]；何威風和劉巍，2015[27])。同時，憑借對企業(yè)信息的掌握和了解，高能力的管理者能夠更好地進行稅務(wù)籌劃，降低企業(yè)稅負(Koester等，2016[28])和股東股利個人所得稅(Guan等，2018[4])。上述研究共同表明，高能力的管理者擁有較多的社會資源和良好的學(xué)習能力，同時具有較高的信息搜集與分析能力，從而能夠把握企業(yè)和行業(yè)的發(fā)展動態(tài)，整合內(nèi)外部信息以做出更精準的企業(yè)決策，在企業(yè)投資、融資以及經(jīng)營管理活動中都能夠有效提升企業(yè)價值?；谏鲜龇治觯疚奶岢黾僭O(shè)1。

H1：管理者能力越強，企業(yè)價值越高。

新制度經(jīng)濟學(xué)家North(1990)[29]首先注意到了制度對市場主體的影響，他將制度定義為社會博弈的規(guī)則，并將制度劃分為正式制度(例如法律)和非正式制度(例如風俗習慣)，以及制度的執(zhí)行。Acemoglu等(2005)[30]認為正式制度塑造了社會核心經(jīng)濟要素的激勵結(jié)構(gòu)，指引了市場參與主體的決策行為，進而對實物投資、人力資本、技術(shù)和生產(chǎn)組織方法產(chǎn)生了深刻的影響。20世紀90年代末興起的“法與金融學(xué)”為正式制度如何影響市場參與者決策提供了更加堅實的微觀證據(jù)。La Porta等(1997[31]；2002[32])的一系列研究表明，完善的法律制度能夠有效地保護投資者權(quán)利，提高合同簽訂與執(zhí)行效率，從而促進企業(yè)的投融資活動，帶動資本市場發(fā)展。在關(guān)于制度環(huán)境與管理者才能配置的一篇經(jīng)典文獻中，Baumol(1990)[12]認為制度環(huán)境決定了管理者能力的配置。改善制度環(huán)境能夠提高創(chuàng)新等生產(chǎn)性活動的利潤，降低尋租等非生產(chǎn)性活動的回報，進而影響經(jīng)濟的長期增長水平。中國自1978年改革開放以來所取得的舉世矚目的經(jīng)濟成就更是正式制度對經(jīng)濟活動有著至關(guān)重要影響的最佳例證。樊綱等(2011)[33]定量估計出市場化改革使得中國全要素生產(chǎn)率提高了39.2%，對經(jīng)濟增長的貢獻達到年均1.45%。

聚焦于本文所研究的2006年前后中國證券市場制度變遷事件，現(xiàn)有研究表明當年出臺的相關(guān)政策顯著改善了我國證券市場的制度環(huán)境。例如，物權(quán)法草案的通過顯著提高了我國產(chǎn)權(quán)保護力度(Berko-witz等，2015[34])；股權(quán)分置改革的結(jié)束和《上市公司收購管理辦法》的實施激活了我國控制權(quán)市場(陸瑤，2010[35])；A股上市公司在新會計準則實施以后，企業(yè)的財務(wù)報告質(zhì)量有了明顯提高(戴文濤等，2017[36])。本文進一步分析認為，制度環(huán)境的改善能夠顯著抑制管理者的機會主義行為，壓縮管理者利用合同契約漏洞的空間(Calvo等，2019[37])，從而引導(dǎo)管理者能力更多地配置在創(chuàng)新等生產(chǎn)性活動當中提升企業(yè)市場價值。例如，明晰的產(chǎn)權(quán)和良好的產(chǎn)權(quán)保護制度能夠增強管理者對自身財富的安全感和獲得感，抑制其尋租行為而增強其生產(chǎn)性行為；控制權(quán)市場的形成有助于職業(yè)經(jīng)理人競爭的優(yōu)勝劣汰，提高管理者被替換的風險，進而監(jiān)督管理者更加努力提高企業(yè)的長期價值；會計信息質(zhì)量和信息披露透明度的提高，壓縮了管理者操縱業(yè)績和粉飾報表的空間，使得管理者能力影響企業(yè)業(yè)績的作用更為突出。可見，2006年前后證券市場的制度變遷從不同的方面影響了管理者能力的配置，但總體而言，制度環(huán)境的改善確實能夠讓管理者將更多的精力投入到創(chuàng)新等生產(chǎn)性活動(Hesarzadeh，2020[38])，從而提高企業(yè)市場價值。基于上述分析，本文提出研究假設(shè)2。

H2：制度環(huán)境的改善會增強管理者能力對企業(yè)價值的提升作用。

我國制度環(huán)境除了在時間序列上動態(tài)演變外，在不同地區(qū)和企業(yè)也表現(xiàn)出橫截面上的差異。賀小剛和李新春(2005)[39]研究發(fā)現(xiàn)，中國市場化改革進展迅速，但各地區(qū)的市場化進程極不平衡。中國各省份市場化改革橫截面上的差異為研究制度環(huán)境對企業(yè)財務(wù)行為的影響提供了一個獨特的研究樣本。雷光勇和劉慧龍(2007)[40]實證發(fā)現(xiàn)企業(yè)所處地區(qū)的市場化水平越高，企業(yè)越傾向于發(fā)放更多的現(xiàn)金股利，以此來抑制大股東的掏空行為，保護中小股東利益。張霖琳等(2015)[41]發(fā)現(xiàn)，晉升機制作為國企高管激勵的重要制度安排，在市場化進程較高的地區(qū)被更有效地執(zhí)行。事實上，公司治理結(jié)構(gòu)很大程度上內(nèi)生于公司所處的制度環(huán)境，由制度環(huán)境改善所帶來的市場力量是公司治理結(jié)構(gòu)動態(tài)調(diào)整的內(nèi)生動因之一(夏立軍和陳信元，2007[42])。上述的研究表明，市場化進程較高的地區(qū)市場力量更為強大，對制度環(huán)境的外生沖擊的感知更為敏銳，其所在地的企業(yè)更容易改變企業(yè)行為。

我國所有制經(jīng)濟成分主要由國有經(jīng)濟和民營經(jīng)濟構(gòu)成。國有企業(yè)和民營企業(yè)兩大市場主體面臨著不同的制度環(huán)境，也表現(xiàn)出不一樣的決策行為。相對國有企業(yè)，民營企業(yè)難以獲得來自政府的信貸支持、財政補貼、稅收優(yōu)惠等多種形式的政策傾斜。在面對與國有企業(yè)不對等的競爭中，民營經(jīng)濟常常尋找社會資本、政治關(guān)聯(lián)等非正式制度的支持。羅黨論和唐清泉(2009)[43]發(fā)現(xiàn)民營企業(yè)在缺乏一個好的制度環(huán)境時，會通過政治關(guān)聯(lián)等形式保護自身利益。李文貴和余明桂(2017)[44]、余明桂等(2013)[45]通過分析國有企業(yè)民營化和民營企業(yè)國有化兩種產(chǎn)權(quán)屬性轉(zhuǎn)換的行為，發(fā)現(xiàn)產(chǎn)權(quán)保護制度是影響企業(yè)變更產(chǎn)權(quán)屬性的重要因素。上述的研究表明，民營企業(yè)由于缺乏正式制度的保護，會退而求其次尋求非正式制度的支持。那么，當制度環(huán)境發(fā)生外生性沖擊時，民營企業(yè)家應(yīng)該更容易感知到制度環(huán)境的改進，也更有動機去改變其企業(yè)行為?；谏鲜龇治?，本文提出研究假設(shè)3。

假設(shè)H3a：相比國有企業(yè)而言，制度環(huán)境的改善效果在民營企業(yè)更為顯著。

假設(shè)H3b：相比市場化進程較低的地區(qū)，制度環(huán)境的改善效果在市場化進程較高的地區(qū)更為顯著。

三、研究設(shè)計

(一)數(shù)據(jù)來源與樣本選擇

為了使研究樣本在制度環(huán)境變遷前后較為平衡，本文采用了2002—2009年中國A股上市公司的面板數(shù)據(jù)。參照已有研究，樣本的篩選順序如下：(1)剔除金融類上市公司；(2)剔除總資產(chǎn)、所有者權(quán)益為負的樣本；(3)剔除2002年及以后上市的公司；(4)剔除數(shù)據(jù)缺失的樣本。最終本文得到了7 679個觀察值。本文的公司財務(wù)數(shù)據(jù)來源于CSMAR數(shù)據(jù)庫。為了避免極端值的影響，本文對所有的連續(xù)變量進行了上下1%分位的縮尾處理。本文的數(shù)據(jù)處理和模型回歸全部采用Stata15.0計量軟件分析。

(二)模型設(shè)定和主要變量的定義

為了檢驗研究假設(shè)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)

為了檢驗研究假設(shè)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)的被解釋變量為Tobin’sQ，衡量企業(yè)的市場價值。根據(jù)國內(nèi)學(xué)者普遍使用的計算方法(夏立軍和方秩強，2005[46])，Tobin’sQ=(每股價格×流通股份數(shù)+每股凈資產(chǎn)×非流通股份數(shù)+負債賬面價值)/總資產(chǎn)。

核心被解釋變量之一是MAscore，表示管理者能力。本文借鑒Demerjian等(2012)[1]的方法度量管理者能力，并根據(jù)中美會計準則差異進行改進。具體而言，本文分兩階段計算出管理者能力。第一階段，使用數(shù)據(jù)包絡(luò)分析方法(DEA)分行業(yè)計算各公司的經(jīng)營效率。DEA的核心思想是在短期生產(chǎn)要素投入不變的情況下最大化產(chǎn)出。

(3)

在第一階段，本文采用模型(3)使用DEA方法計算公司的經(jīng)營效率。其中，θ表示企業(yè)的經(jīng)營效率；Sale表示企業(yè)主營業(yè)務(wù)收入；CoGS表示企業(yè)主營業(yè)務(wù)成本；SG&A表示企業(yè)銷售和管理費用之和；PPE表示企業(yè)的固定資產(chǎn)凈值；LA表示企業(yè)的無形資產(chǎn)凈值。

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

+b6Divers+∑year+ε

(4)

在第二階段，本文采用模型(4)利用Tobit回歸分行業(yè)計算管理者能力。其中，θ為第一階段計算出的企業(yè)經(jīng)營效率；Size表示企業(yè)規(guī)模；MarS表示企業(yè)市場占有率；FCF表示企業(yè)自由現(xiàn)金流的虛擬變量；Age表示企業(yè)上市時間；State表示企業(yè)的產(chǎn)權(quán)屬性；Divers表示企業(yè)多元化的程度。本文還進一步控制了年份固定效應(yīng)。Tobit回歸模型計算出來的ε即代表管理者能力。

核心解釋變量之二是Reform，表示企業(yè)是否受到制度變遷的影響，當且僅當企業(yè)屬于實驗組和年份在2006年及以后賦值為1，否則為0。本文劃分實驗組和對照組的標準是：若管理者能力位于均值以上則為實驗組，否則為對照組。在針對研究假設(shè)H3a和H3b的分組檢驗過程中，本文按照Cleary(1999)[47]的做法，通過自體抽樣法(Bootstrap)來檢驗組間系數(shù)差異的顯著性。檢驗的統(tǒng)計量是采用Bootstrap法計算出的經(jīng)驗P值，它表示分組間系數(shù)存在顯著性差異的概率。經(jīng)驗P值與傳統(tǒng)檢驗的P值具有相同的統(tǒng)計意義。

本文控制變量的選擇借鑒了姜付秀和黃繼承(2011)[48]的做法，設(shè)置了如下可能會影響企業(yè)市場價值的控制變量。負債水平(Lev)，等于企業(yè)年末總負債除以總資產(chǎn)；資產(chǎn)收益率(ROA)，等于企業(yè)年末凈利潤除以總資產(chǎn)；股權(quán)結(jié)構(gòu)(Top1)，等于企業(yè)第一大股東的持股比例；新增投資(Invest)，等于企業(yè)當年購建固定資產(chǎn)、無形資產(chǎn)和其他長期資產(chǎn)支付的現(xiàn)金減去處置固定資產(chǎn)、無形資產(chǎn)和其他長期資產(chǎn)收回的現(xiàn)金凈額后除以總資產(chǎn)；上市時間(Age)，等于企業(yè)自上市起年數(shù)的自然對數(shù)；企業(yè)規(guī)模(Size)，等于企業(yè)年末總資產(chǎn)的自然對數(shù)。為了控制企業(yè)和年份固定效應(yīng)的影響，本文在模型(1)和模型(2)中加入了企業(yè)虛擬變量和年份虛擬變量。

四、實證結(jié)果與分析

(一)描述性統(tǒng)計和相關(guān)系數(shù)

表1報告了主要研究變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果?？梢园l(fā)現(xiàn)，Tobin’sQ的平均值為1.54，標準差為0.77。MAscore的平均值為0，標準差為0.13，兩側(cè)分布較為平均，說明使用Tobit回歸計算出來的殘差正態(tài)性比較好。Reform的平均值為0.25，表示有25%的樣本受到制度變遷的影響，這表明實驗組和對照組的樣本分布比較均衡。其他控制變量的分布情況如表1所示，本文不再贅述。

表1主要變量的描述性統(tǒng)計

表2報告了相關(guān)系數(shù)?？梢园l(fā)現(xiàn)，無論是Spearman相關(guān)系數(shù)還是Pearson相關(guān)系數(shù)，Tobin’sQ和MAscore與Reform的相關(guān)系數(shù)都顯著正相關(guān)，這與本文的研究假設(shè)預(yù)期是一致的。本文也發(fā)現(xiàn)所有的控制變量都與Tobin’sQ在1%的水平上顯著相關(guān)，這在一定程度上說明本文控制變量的選取具有一定的代表性。所有變量的兩兩相關(guān)系數(shù)都小于0.6，說明回歸模型的共線性問題不太嚴重。

表2主要變量的相關(guān)系數(shù)

(二)實證結(jié)果分析

1.管理者能力、制度環(huán)境與企業(yè)價值。

表3報告了模型(1)和模型(2)的回歸結(jié)果，被解釋變量為企業(yè)市場價值(Tobin’sQ)。首先，當期回歸結(jié)果表明管理者能力(MAscore)變量的估計系數(shù)為0.258，在1%的水平上顯著。這也意味著在管理者能力提高一個標準差的情況下，企業(yè)價值能夠提升3.35%(0.258×0.130)，因此具有顯著的經(jīng)濟意義。為了減輕反向因果關(guān)系的影響，本文將管理者能力(MAscore)滯后一期與企業(yè)市場價值(Tobin’sQ)回歸。在滯后一期模型中，管理者能力變量的估計系數(shù)為0.327，比當期模型的系數(shù)更大。這表明管理者能力對企業(yè)價值的影響需要一定的時間才能顯現(xiàn)出來。這與本文的邏輯一致，即管理者能力對企業(yè)價值的提高作用應(yīng)該是通過創(chuàng)新等生產(chǎn)性活動才能實現(xiàn)，而創(chuàng)新需要一定的時間才能給企業(yè)帶來顯著的價值提升效果。

表3還進一步檢驗了制度環(huán)境對管理者能力作用的影響。首先，以2006年制度變遷為時間分界線，本文將樣本區(qū)間劃分為制度變遷前(2006年以前)和制度變遷后(2006年及以后)，發(fā)現(xiàn)管理者能力對企業(yè)價值的影響只在制度變遷后才顯著，在制度變遷前并不顯著。這說明制度環(huán)境是管理者能力發(fā)揮作用的一個重要前提。進一步地，本文利用自然實驗探討制度環(huán)境如何影響管理者能力的作用。本文認為，高能力的管理者在面臨制度環(huán)境變遷時受到的影響更大?；谶@一邏輯，高管理者能力的實驗組在制度變遷前后的企業(yè)市場價值會有更加顯著的差異。在自然實驗?zāi)Ｐ椭校琑eform變量的估計系數(shù)為0.099，在1%的水平上顯著。該結(jié)果表明制度環(huán)境的改進能夠顯著地提高我國高管理者能力上市公司的市場價值。

表3管理者能力、制度環(huán)境與企業(yè)價值

2.基于產(chǎn)權(quán)屬性和市場化進程的分組檢驗。

通過上述檢驗，本文發(fā)現(xiàn)制度環(huán)境是管理者能力提高企業(yè)價值的一個重要前提。自然實驗的回歸結(jié)果則進一步發(fā)現(xiàn)制度環(huán)境的改善對高管理者能力的實驗組更為顯著。為了進一步分析制度變遷如何影響高管理者能力上市公司的市場價值，本文通過分組回歸的辦法來比較在不同制度環(huán)境下制度變遷的作用效果是否存在顯著性差異。

具體而言，本文以2005年為分界線，根據(jù)企業(yè)的產(chǎn)權(quán)屬性，將總樣本劃分為國有企業(yè)組和民營企業(yè)組；根據(jù)《中國市場化指數(shù)：各地區(qū)市場化相對進程2011年度報告》各省市2005年市場化指數(shù)來衡量當?shù)氐氖袌龌?。然后，本文對所有樣本公司所在省份的市場化指?shù)取平均值，如上市公司所在地區(qū)的市場化指數(shù)高于平均值，則劃分為市場化進程較高地區(qū)組，否則劃為市場化進程較低地區(qū)組。本文使用分組樣本重復(fù)模型(2)的回歸。相關(guān)結(jié)果在表4列示。在以產(chǎn)權(quán)屬性為標準的分組回歸中，在民營企業(yè)和國有企業(yè)分組模型中，Reform估計系數(shù)都在1%的水平上顯著，但經(jīng)驗P值表示分組間Reform估計系數(shù)在1%的水平上存在顯著性差異。在以市場化進程為標準的分組回歸中，Reform估計系數(shù)在市場化進程較高的地區(qū)顯著為正，在市場化進程較低的地區(qū)沒有通過顯著性檢驗。經(jīng)驗P值的結(jié)果也顯示Reform估計系數(shù)在分組間存在1%水平的顯著性差異。

表4基于產(chǎn)權(quán)屬性和市場化進程的分組回歸

(三)穩(wěn)健性檢驗

管理者能力是本文的核心解釋變量之一，在表3中，除了使用滯后一項的回歸來減緩內(nèi)生性問題，劃分樣本區(qū)間的實證結(jié)果也同樣能夠減緩本文對內(nèi)生性問題的擔憂。這是因為，如果管理者能力與企業(yè)市場價值存在很強的內(nèi)生性問題，本文也應(yīng)該能夠在制度變遷前看到它與企業(yè)的市場價值存在顯著的正相關(guān)關(guān)系。但本文卻發(fā)現(xiàn)，在制度變遷前，它們的關(guān)系并不顯著。這從側(cè)面說明兩者的內(nèi)生性問題并不嚴重。為了進一步確保本文所使用的指標是準確、全面地反映管理者自身能力，而不是受到企業(yè)層面的因素干擾，本文使用標準的工具變量法再一次檢驗表3的結(jié)果。主要結(jié)果在表5列示。

表5基于工具變量的檢驗

本文采用的工具變量為各省份普通高等學(xué)校在校學(xué)生數(shù)占當年年末常住人口的比例，用來度量各省份的人力資本。本文認為，管理者能力作為公司一種重要的人力資本要素，公司注冊地的宏觀人力資本應(yīng)該對其有正向的溢出效應(yīng)。但是，本文選取的各省份人力資本變量作為一個宏觀的社會發(fā)展指標，所度量的也是潛在的人力資本，與現(xiàn)在的企業(yè)市場價值不應(yīng)該有直接的關(guān)系。這說明本文選擇的工具變量在經(jīng)濟邏輯上具有較強的相關(guān)性和外生性，符合工具變量的選取標準。進一步地，本文將各省份的人力資本(ProvincialHumanCapital)變量放入模型(1)中進行外生性檢驗，發(fā)現(xiàn)ProvincialHumanCapital變量并不顯著，這說明各省份的人力資本與企業(yè)的市場價值沒有直接關(guān)系，工具變量的外生性假設(shè)在一定程度上得到滿足。兩階段工具變量回歸結(jié)果如下：在第一階段中，各省份的人力資本能夠顯著地提高企業(yè)的管理者能力，表現(xiàn)出正向的溢出效應(yīng)。Minimum Eigenvalue Statistic達到14.953，高于F值大于10的判斷標準，說明工具變量的相關(guān)性假設(shè)得到滿足。在第二階段中，管理者能力對企業(yè)的市場價值仍存在顯著的正向提升作用。最后，本文采用Hausman Specification Test檢驗了基準模型的內(nèi)生性問題，發(fā)現(xiàn)采用工具變量來減緩內(nèi)生性問題的做法是恰當?shù)摹?/p>

自然實驗是本文的重要實證設(shè)計，為了確保自然實驗的可靠性，本文做如下穩(wěn)健性處理。第一，使用傾向得分法為實驗組按照1∶1不放回的方法重新配對了對照組。在未匯報的平衡性檢驗中，實驗組和對照組的控制變量在匹配后不存在顯著差異，表明匹配后的平行趨勢假設(shè)得到較好的滿足。表6匯報了利用PSM樣本重復(fù)模型(2)的回歸結(jié)果，發(fā)現(xiàn)Reform估計系數(shù)為0.09，在1%的水平上顯著。

第二，針對事件發(fā)生時間和實驗組判斷標準構(gòu)造了兩個安慰劑檢驗策略。針對制度變遷時間發(fā)生點前有可能有其他事件的干擾，分別將事件時間點提前兩年、一年以及滯后一年和兩年，依次構(gòu)造了Reform×Year2004等變量。Reform×Year2004變量表示，當且僅當觀察值為實驗組且年份等于2004年賦值為1，其他為0。其他變量以此類推。在安慰劑檢驗1回歸模型中發(fā)現(xiàn)，制度變遷的作用只有在2006年和2007年顯著為正，且2007的估計系數(shù)要比2006年大。這與本文的邏輯保持一致，即隨著制度環(huán)境的改善，政策的效果逐年增強。本文也注意到，雖然制度變遷的作用在2004年不顯著，但在2005年卻顯著為負。這引發(fā)的一個擔憂是：制度變遷的作用可能與企業(yè)市場價值短期內(nèi)的波動趨勢混淆在一起，使得本文沒有辦法觀察到制度變遷的凈效果。Ashenfelter(1978)[49]最早提出這一問題。按照常見的解決辦法，剔除2005年和2006年的觀察值，發(fā)現(xiàn)Reform估計系數(shù)依然在1%的水平上顯著為正，但比全樣本的估計系數(shù)減少0.01。這表明或許企業(yè)市場價值的短期波動會對實證結(jié)果有所影響，但影響微弱。此外，為了進一步避免政策時間出臺判斷的干擾，本文還進一步剔除了2006、2007年的觀察值以及2005—2007年的觀察值，回歸結(jié)果保持一致。針對實驗組判斷標準可能存在武斷的情況，在對照組中隨機挑選企業(yè)作為實驗組，重復(fù)模型(2)的回歸。預(yù)期這樣構(gòu)造的Treatment×Placebo變量不應(yīng)該對企業(yè)市場價值有所影響。安慰劑檢驗2的回歸結(jié)果也驗證了前面的假設(shè)。總之，自然實驗方法通過了多種穩(wěn)健性處理辦法，實證結(jié)果的可信度較高。

表6準自然實驗的穩(wěn)健性檢驗

五、研究結(jié)論與政策啟示

本文以2002—2009年中國A股上市公司為樣本，探討管理者能力在什么樣的制度環(huán)境下才能提高企業(yè)價值。實證結(jié)果發(fā)現(xiàn)，管理者的能力越強，企業(yè)利用各種生產(chǎn)要素的效率越高，企業(yè)的經(jīng)營績效越好，市場價值也越大。但是，管理者能力對企業(yè)價值的影響需要基于一個良好的制度環(huán)境。自然實驗?zāi)Ｐ偷慕Y(jié)果同樣發(fā)現(xiàn)，制度變遷的影響使得高管理能力的公司比低管理能力的公司的市場價值在制度變遷前后差異更加顯著。這表明良好的制度環(huán)境使得企業(yè)家在創(chuàng)新等生產(chǎn)性活動中的經(jīng)濟效益比尋租等非生產(chǎn)活動中的更強。按照產(chǎn)權(quán)屬性和市場化水平分組的檢驗從橫截面進一步識別了制度變遷的影響，發(fā)現(xiàn)制度變遷的效果在民營企業(yè)和市場化進程較高的地區(qū)更顯著。這是因為民營企業(yè)和市場化進程較高的地區(qū)對制度環(huán)境改善的感知更加敏銳，更容易調(diào)整企業(yè)的決策行為以適應(yīng)新的制度環(huán)境。

本文的研究結(jié)論對政府決策層和企業(yè)家具有重要的參考價值。研究結(jié)論表明，弘揚企業(yè)家精神就能夠提升企業(yè)價值的假設(shè)是有條件的，其中一個重要的前提就是企業(yè)所處的制度環(huán)境。本文揭示了管理者能力對企業(yè)價值的巨大作用和改善制度環(huán)境對于優(yōu)化管理者能力配置，提高企業(yè)價值的可行性和重要性。該結(jié)論的啟示在于：

首先，對于企業(yè)家而言，應(yīng)堅持將管理者能力和企業(yè)的其他核心要素資源投入到生產(chǎn)性活動中。一時的尋租活動可能會給企業(yè)帶來短暫的利益，但只有持續(xù)不斷的創(chuàng)新才是驅(qū)動企業(yè)價值增長的源泉。

其次，對于中央政府而言，應(yīng)當把建立公平公正的市場競爭體系擺在重中之重的位置。Allen等(2005)[50]提出了“中國增長之謎”，他們認為中國能夠在較差的法律制度環(huán)境下實現(xiàn)經(jīng)濟增長奇跡主要依賴于非正式制度的保障。以往研究雖然發(fā)現(xiàn)缺乏正式制度保護的民營企業(yè)會尋求政治關(guān)聯(lián)等非正式制度的支持，但本文發(fā)現(xiàn)當制度環(huán)境得到實質(zhì)的改善時，民營企業(yè)家更愿意改變自身的行為。因此，中央政府要想激發(fā)和保護企業(yè)家精神，鼓勵更多社會主體投身創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)，關(guān)鍵還在于制度環(huán)境的建設(shè)培育。

最后，對于地方政府而言，應(yīng)當把市場化改革擺在一個更為突出的位置。本文發(fā)現(xiàn)當面對全國性的制度改革時，市場化進程較高的地區(qū)憑借其較為強大的市場力量率先享受到了制度改革的紅利，表現(xiàn)出一種強者恒強的馬太效應(yīng)。因此，市場化進程較低地區(qū)的地方政府更需要突破制度障礙，釋放改革活力，以期追趕市場化進程較高地區(qū)的發(fā)展。