管理者對企業決策影響如何？
——基于我國上市公司的實證研究

陳 磊

（濰坊學院，山東 濰坊 261061）

一、引言

對企業的研究主要有兩個理論框架，新古典企業理論和企業的契約理論①張維迎和余暉（1994）認為，與新古典企業理論相對的現代企業理論有三個分支：企業的契約理論、企業的企業家理論和企業的管理者理論，其中最主流的是企業的契約理論。雖然企業的企業家理論和管理者理論與管理者有關，但他們的研究并未涉及管理者異質性和管理者對企業的影響。，前者把企業看作一種生產函數，后者則把企業看作契約的聯結，但二者在研究中都沒有充分考慮企業管理者的地位和作用，忽視了管理者的異質性及其對企業決策行為的影響。

近年來，管理者異質性及其對企業發展的重要性逐漸得到理論界關注，關于管理者對企業投融資等決策行為影響問題的研究日益增多并不斷深入。國外的研究可主要歸結為三個方面：（1）異質管理者對企業投融資等決策行為帶來的影響及差異性。Bertrand 和 Schoar（2003）[1]的研究發現，管理者對企業投資、融資、組織運行策略及績效等多個方面均具有獨特、顯著的影響。在企業經營杠桿運用和避稅方面，也呈現出顯著的管理者效應（Frank 和Goyal，2007[2]；Dyreng 等，2009[3]）；（2）管理者更替和企業績效的關系。管理者變更后通常伴隨著企業績效的明顯改善（Dennis，1995）[4]，二者的關系受到公司治理狀況的影響，公司治理效率高的企業二者的關系更為密切（Dahya 等，2002）[5]。不僅是一般的企業，Khorana（2001）[6]研究了基金經理變更與基金績效的關系，也得出了類似的結論；（3）管理者特征研究。管理者對于企業決策的影響體現在其背景特征上，如管理者年齡、受教育程度、從業經歷等（Bamber 等，2010[7]；Cronqvist 等，2012[8]）。管理者的態度和性格也起著重要的作用，Malmendier 和 Tate（2005）[9]研究表明，CEO 的過度自信會扭曲企業的投資決策，Graham 等（2013）[10]對管理者態度與企業決策的關系進行了研究，發現風險承受能力強的CEO 更喜歡做出收購決策，樂觀的CEO 更喜歡短期債務。

國內也有學者基于管理者視角對我國企業投融資決策及績效問題進行了探索性研究，宋德舜和宋逢明（2005）[11]研究了我國國有控股企業董事長變更和企業績效的關系，發現董事長的免職會帶來公司業績的惡化；余明桂等（2006）[12]考察了我國企業管理者過度自信與企業負債的關系，發現管理者過度自信會導致企業較高的債務水平；姜付秀等（2009）[13]考察了管理層以及董事長的背景特征對企業過度投資的影響，研究表明管理層的教育水平、平均年齡與過度投資之間存在顯著的負相關關系。但概括而言，國內研究大都集中于管理者更替與企業業績變化、管理者過度自信與企業過度投融資之間的關系等方面，缺乏管理者效應問題的系統研究以及管理者效應與管理者特征之間關系的系統分析，更缺少將企業進行分類研究、從管理者從業背景等角度對異質性效應影響的實證判斷。

各國企業的運行環境與政策約束不同，管理者對企業行為決策的影響可能存在較大差別。中國企業管理者對企業決策是否具有顯著影響①例如，國內有許多對于上市公司管理者的質疑，認為他們拿著高額的薪水卻沒有對企業的經營做出相應的貢獻。？不同產權性質的企業管理者的效應是否存在明顯差別，原因是什么？管理者是異質的，其異質性體現在不同管理者具有不同特征，可觀測特征與管理者效應是否存在關聯？為此，本文利用我國上市公司數據，選擇企業—管理者配對樣本，對這些問題進行了系統分析。

本文的主要貢獻在于：（1）雖然國內研究已經表明我國企業管理者對企業經營和績效具有一定影響，但缺乏對影響具體程度的判斷，本文對此從多個企業決策角度進行了量化分析，豐富了公司投融資理論及決策行為等有關問題的研究；（2）考慮到企業的產權性質，對國有和非國有控股企業管理者效應分別進行了研究，有助于更全面地分析這兩類企業的經營狀態與運行機理，為公司改革及治理機制的完善提供了經驗證據；（3）從管理者MBA 教育和政府工作背景角度對管理者效應差別的原因進行了分析，擴展了管理者特征研究的視角。

二、樣本和變量

（一）樣本

為了識別與檢驗管理者對于企業決策行為帶來的影響，需要有效地將管理者效應與企業固定效應分離開來。為此，本文按照如下條件篩選樣本：（1）樣本企業發生過管理者更替，且變更前后管理者任職至少兩年；（2）樣本企業管理者至少要在兩家以上企業任職過。這是出于以下考慮：第一個條件是為了把管理者固定效應分離出來。如果企業管理者沒有變動，管理者效應混合在企業固定效應中，就難以識別管理者對企業決策的影響；同時要求變更前后管理者在企業任職兩年以上，可以有效避免任職時間較短難以體現效應的問題，從而較好地反映不同管理者給企業帶來的“烙印”。第二個條件要求同一管理者在不同企業有任職履歷，是為了提高檢驗的可信度。某個管理者對于某一個企業決策變量具有影響，可能只是一種巧合情況，而如果同一管理者對兩個以上任職企業的決策行為都產生影響，則可以較好地體現出管理者的獨特效應。

根據上述條件，本文構建了一個專門的企業—管理者配對樣本，樣本及數據來源于國泰安CSMAR 上市公司研究數據庫、和訊網、新浪財經，樣本時間為1999-2016 年，按照慣例，剔除了ST公司、金融業和公用事業的上市公司。在管理者選擇方面，國外文獻通常選擇CEO 作為研究對象，但從我國企業管理的具體實踐來看，許多企業的董事長不僅代表股東行使重大決策職能，在具體經營活動中也扮演著重要角色，甚至作用更大，而國內有關研究也以董事長為主，為此我們也選擇董事長作為考察對象。具體樣本篩選過程如下：首先我們從CSMAR 上市公司治理結構數據庫的高管動態中根據管理者更替數據篩選管理者和企業，并對照和訊網、新浪財經、鳳凰財經中各公司的高管名錄進行完善補充。然后，在選擇出的這些管理者中，篩選出至少在兩家公司任職過董事長的管理者，與其任職過的企業組成配對樣本。最終得到了包含153 家企業和78 個管理者在內的配對樣本，樣本觀測值包含2640 個公司年度。

（二）變量和數據

本文考察的企業決策變量包括企業投資、融資和策略行為②指企業采取的競爭行為，包括價格競爭、產品差異化和組織調整等，價格和產品差異化競爭需要企業增加廣告宣傳、研發等支出，這些支出主要計入銷售和管理費用，而組織調整主要是企業的并購重組。。在反映各變量的指標選擇中，我們借鑒以往文獻和通用的做法，用投資率（Investment）反映投資行為（童盼和陸正飛，2005）[14]；用資產負債率（Leverage）反映企業融資選擇；策略行為主要研究銷售和管理費用支出以及并購重組，這反映了企業的成本控制和組織調整策略，是企業提高競爭力的重要途徑，對此分別用銷售管理費用率(S&A)和并購重組強度(M&A)③這里的并購重組主要包括控制權轉讓（收購）、資產重組（購買、出售或置換等）、股份回購、合并、分立等對上市公司的股權控制結構、資產和負債結構、主營業務及利潤構成產生較大影響的活動。具體包括資產收購、資產剝離、資產置換、吸收合并、要約收購等業務。來衡量（Bertrand and Schoar，2003）[1]。

上述變量中，投資率為固定資產、無形資產以及其他長期資產現金支出除以年初總資產；資產負債率（Leverage）等于負債除以總資產；銷售管理費用率（S&A）等于銷售費用加管理費用后再除以營業總收入；并購重組強度（M&A）為企業資產變更、吸收合并、要約收購次數。

除上述因變量外，本文還參考有關研究，選擇如下在企業決策分析中常用到的控制變量，包括企業規模（Size）、股權結構（Ownership）、實際控制人性質（Control）、營業總收入增長率（TBGR）、現金流（Cash flow）、凈資產收益率（ROE）、上市年限（List）。其中企業規模（Size）用剔除價格因素后的年末總資產自然對數反映；股權結構（Ownership）用第一大股東持股占公司總股本比例表示；實際控制人性質（Control）為虛擬變量，國有控股企業為1，非國有控股企業為0；營業總收入增長率（TBGR）為營業總收入同比增長率；現金流（Cash flow）等于經營活動產生的現金流除以營業總收入；凈資產收益率（ROE）等于凈利潤除以所有者權益平均余額；上市年限（List）為企業截止到當年上市的年限。

表1 相關變量的描述性統計

表1 給出了上述變量的描述性統計信息，從實際控制人性質（Control）來看，樣本以國有控股企業為主，占80%，原因在于，國有控股企業整體上市時間較長，管理者發生變更的可能性更大，因此符合本文樣本選擇標準的企業數量相應就多。對于數值型變量，從均值、中位數和標準差看，銷售管理費用率（S&A）、營業總收入增長率（TBGR）和現金流（Cash flow）這幾個變量均值和中位數有一定差距，均值偏大，且標準差較大。例如銷售管理費用率（S&A）均值為0.42，顯著偏高，而中位數僅為0.13，標準差為12.38，遠遠大于均值。從最大值和最小值看，多數變量存在較大的差距，如融資（Leverage）變量，其值通常在 0 到 1 之間，而樣本企業最小值為0.03，最大值達到2。上述情況表明樣本數據中存在較為嚴重的離群值，對此本文在實證分析時，首先對變量在1%和99%的水平上進行縮尾處理，從而消除異常值的影響。

三、管理者效應分析

（一）模型構建

企業決策行為受到多種因素的影響，包括企業本身特征、外部環境和政府政策等，此外，企業固定效應、時間效應和管理者也可能對其產生影響。為了分析管理者對企業決策的影響效應，本文構建如下回歸模型：

模型中，下標i，j和t對應著企業、管理者和時間，yit為反映企業投資、融資和策略行為的決策變量，xkit-1為控制變量，取相關變量的滯后一期。λj用來衡量管理者效應，此外模型控制企業固定效應θi和時間效應γt，εit為隨機誤差項。

由于不同決策行為存在差別，因此實際回歸中，控制變量并不完全相同，具體所選控制變量如表2 所示。

表2 控制變量選擇

其中，各決策回歸中都包含的控制變量為企業規模（Size）、股權結構（Ownership）、實際控制人性質（Control）、營業收入增長率（TBGR）、凈資產收益率（ROE）、上市年限（List），這些變量反映了企業的規模、公司治理、股權性質、盈利能力、成長性等基本特征，對企業的多數決策行為都具有一定的影響。除上述相同的控制變量外，投資（Investment）和并購重組強度（M&A）還加入資產負債率（Leverage），因為這兩類決策是企業的重要決策，通常要受到企業的融資狀況和資本結構的制約。此外，投資（Investment）決策分析還加入了現金流量（Cashflow），因為企業的現金流量影響企業的資金積累，進而會影響投資行為。

（二）管理者效應驗證

為了檢驗管理者效應是否存在，本文采用如下研究思路：首先從模型（1）中剔除λj進行估計，然后再加入該變量進行對比估計，如果調整R2有明顯增加，則表明管理者的引入增強了模型的解釋效果，即管理者對于被解釋變量有影響，存在管理者效應。之后，采用變量聯合影響顯著性的F 檢驗，對管理者效應進行統計檢驗，檢驗的原假設為不存在管理者效應，即所有的λj=0。表3 給出了模型加入管理者變量前后的調整R2以及管理者效應檢驗的F 統計量值①除并購重組（M&A）模型外，其他模型的估計均采用混合回歸估計。由于并購重組（M&A）變量很多數據為0，屬于因變量取值受限，因此采用Tobit模型估計，并報告其偽R2。另限于篇幅和分析需要，回歸表中只列出了重點考察的檢驗結果。。

表3 管理者效應回歸結果

表中第一列數據為未加入管理者效應λj時，各決策變量模型的調整R2，第二列則是加入后的結果，第三列為管理者效應的F 檢驗統計量數值。

從整體上看，加入管理者變量后，各模型的調整R2都有了不同程度的增加，分別增加了3%、4%、4%和2%，同時F 檢驗統計量也比較顯著，可以在很大程度上拒絕管理者效應為零的假設。整體而言，我國上市公司的管理者對企業的相關決策行為具有顯著影響，存在管理者效應。

為了檢驗這一結果的穩健性，采用如下替代方法進行估計。首先對（1）式剔除管理者變量進行回歸，得到殘差，回歸模型的殘差可以分解為管理者對被解釋變量影響和隨機誤差兩部分：Δe=Δm+Δv，其中Δm 為管理者對被解釋變量的影響，即管理者固定效應，Δv 為其他隨機誤差。然后將殘差作為被解釋變量對管理者虛擬變量進行回歸，如果管理者對于殘差有顯著影響，則證明殘差中包含管理者效應相關的因素，從而說明管理者效應是存在的，反之，則不存在管理者效應。表4 給出了估計和檢驗結果，從結果來看，與前述分析結果基本一致①限于篇幅，省略了詳細的回歸結果。。

表4 管理者效應穩健性檢驗

（三）管理者效應大小及差異

模型（1）中管理者變量的回歸系數，反映了管理者對企業決策變量的影響狀況，據此可以對管理者效應進行深入分析。首先分析管理者效應整體顯著性，表5 給出了樣本中78 位管理者的效應顯著性檢驗情況。可以看出，在10%的顯著性水平上，4 個被解釋變量中，效應顯著的管理者最多的是Investment（34 人），占全部樣本的43.6%；其次是 Leverage（33 人），占 42.3%；對 S&A 影響顯著的管理者有28 人，占35.9%；而對M&A 影響顯著的管理者較少，有19 人，占24.4%。

表5 管理者效應顯著性

從管理者效應的顯著性情況看：首先，每一決策變量都有管理者對其具有顯著的影響，存在企業的管理者效應。其次，管理者對企業各變量的影響不是全方位的，即他們并不是對所有的企業決策行為都具有顯著影響，而是只對部分變量影響較大。這意味著雖然管理者對企業整體的經營管理負責，但他們并不干涉所有事務，而是只關注他們認為更加重要的經營決策，體現出管理者效應的差異性與其獨特的管理風格。

進一步分析管理者效應的大小和差別情況，表6 給出了各決策變量的管理者效應系數值的分布情況，包括中位數值、標準差、25%和75%的分位數等②由于管理者效應的平均值存在正負相互抵消問題，因此主要用中位數進行分析。。

表6 管理者效應大小

從表6 可以看出，管理者對于各決策變量的影響效應存在一定的差別，為了消除各變量數值規模的影響，我們用效應除以因變量的中位數進行標準化，然后再比較，表第（2）列給出了標準化后的結果。從結果來看，Leverage 的效應較弱，標準化后其效應的中位數為-0.015；Investment 的效應最為顯著，標準化后中位數為-0.1；而S&A和M&A 的效應中位數分別為-0.038 和0.036，其影響的絕對值大體相等。

不僅管理者對不同決策變量的效應不同，對于同一決策變量管理者效應也存在明顯的差別。表6 第（3）列給出的各變量管理者效應的標準差表明，M&A 標準差較大，為1.069；其他變量標準差雖然數值較小，但相對于其效應值來說，差別也較為顯著。進一步從上下四分位數差別觀察各變量的效應差別，Investment 效應75%的分位數為0.027，25%的分位數為-0.021，二者相差0.048，說明相對于25%分位數位置上的管理者，75%分位數的管理者投資率要高4.8%，而樣本企業Investment 平均水平僅為7%，可見管理者對Investment 效應的差別較為顯著。對于其他變量的效應來說，75%分位數和25%分位數差別同樣顯著，Leverage、S&A 和 M&A 的分位差分別為 0.06、0.057 和1.289，可見，管理者的效應的確存在明顯的差別。

（四）企業性質與管理者效應

管理者效應的差別除體現在不同的管理者和決策變量外，也可能體現在不同類型的企業，比如國有和非國有控股企業。在我國，這兩類企業在很多方面可能存在差別，例如融資方面，國有控股企業可能更容易籌集到資金，但在企業并購重組方面，國有企業可能面臨較多的政府干預。這些特征或企業要素可能會影響管理者對企業決策的效應。為此，有必要對兩類企業管理者的效應差別進行檢驗。

表6 中（6）-（8）列給出了兩類企業管理者效應的比較情況（第（8）列為兩者差異的顯著性檢驗），可以看出，兩類企業管理者對于企業并購重組（M&A）的影響效應存在明顯差別，而在其他決策中，二者效應差別并不明顯。對于并購重組決策，國有控股企業和非國有控股企業管理者效應分別為-0.097 和0.312，表明非國有控股企業管理者在競爭中更傾向于對企業進行戰略變革，通過并購重組提高自身競爭力。

兩類企業管理者的效應為何存在差別？這可能與企業對管理者的選擇機制有著較為密切的關聯。鑒于管理者效應可能與管理者特征具有關聯關系，異質管理者風格或許可以借助管理者的具體特征被企業識別、把握，企業會根據自身要求與發展需要選擇管理者（葛永波和陳磊，2018）[15]。國有企業與民營企業在經營目標、社會責任等方面存在差別，選擇的管理者風格就會存在較大差異。比如，我國國有企業管理者選擇中政府參與程度較高（劉磊等，2004）[16]，可能會傾向于政治可靠、行事穩重、具有政府背景的管理者，但這類管理者很多不是職業經理人，在專業知識、開拓意識等方面可能稍有欠缺或保守，決策較為謹慎；而民營企業尤其是上市公司管理者選擇的市場化程度更高，職業經理人的選擇更為常見（趙曙明，2012）[17]，這些管理者往往專業知識豐富、年富力強、勇于開拓進取。不同風格的企業管理者，必然會導致管理者效應的差別。

四、進一步討論：MBA 教育、政府工作經歷與管理者效應

管理者效應為何存在差別？從管理者自身因素來看，這可能與其特征有關。不同的管理者具有不同的特征，進而使管理者效應具有明顯的差別。管理者特征體現在許多方面，包括性別、年齡、學歷、任職年限等。

不同于以上特征，本文主要從我國企業管理者的MBA 教育背景和政府工作經歷兩方面進行分析。原因在于，我國許多企業高管都接受過在職MBA 教育，這是他們提升自己學歷水平、豐富專業知識的重要途徑，而管理者的在職教育背景是否對于其風格與效應具有影響，國內相關研究尚少。同時，許多管理者尤其是國企高管都曾經在政府部門工作過，甚至還具有行政級別，相應的工作經歷很可能會影響其工作方式和態度，從而會影響管理風格與決策行為。

（一）模型構建

為了分析管理者特征與管理者效應的關系，建立如下模型：

其中，變量y、x含義與模型（1）相同。char為管理者特征控制變量，用于控制前文分析的管理者其他方面背景特征，包括性別（gender）、年齡（age）、任職年限（tenure）。MBA為表示管理者是否具有MBA學位的虛擬變量；gov為反映管理者政府工作背景的虛擬變量，這是本文重點關注的管理者特征。εijt為隨機誤差項。

模型（2）與模型（1）的顯著區別在于用一組反映管理者具體特征的自變量代替了管理者個體變量，模型（1）的分析表明管理者個體對于因變量有影響，存在管理者固定效應，而模型（2）試圖分析管理者特征對因變量是否有顯著影響。由于這些特征都是依附于管理者個體的，如果管理者特征對因變量有顯著影響，則表明管理者特征與管理者效應具有密切的關系。

（二）管理者特征描述性統計

對于符合條件的78 位管理者，利用CSMAR上市公司數據庫以及和訊財經、新浪財經、鳳凰財經等財經網站的上市公司高管名錄等信息渠道，獲得他們的背景和特征信息，表7 給出了樣本中管理者在企業任職期間的整體特征分布情況。

表7 管理者特征分布

數據顯示，樣本管理者中男性占據絕大部分（96%），表明我國企業董事長中還是以男性為主導；從學歷分布情況看，大多數管理者（61%）都擁有MBA 學位；政府工作背景方面，有相當一部分管理者（34%）曾經在政府部門任職過；樣本管理者平均年齡為50.7 歲，平均任職年限為3.8 年，與董事會每屆的任期大體相當①我國《公司法》規定，董事每屆任期不能超過三年。。

（三）模型回歸結果

表8 給出了模型（2）的回歸結果，表中各列分別為 Investment、Leverage、S&A 和 M&A 作為因變量時模型回歸結果，各回歸模型都包含了企業控制變量組，同時控制了時間和企業固定效應。從回歸結果整體來看，管理者特征變量對因變量在一定程度上有顯著影響，管理者特征與管理者效應之間存在密切的聯系。本文在控制了年齡、性別、任職期限等特征基礎上，重點分析MBA 和政府工作背景與管理者效應的關系。

表8 管理者特征與效應

1.MBA 教育

表中第一行為MBA 對各決策變量的回歸結果。從中可以看出，管理者的MBA 教育背景與其投資決策和成本費用管理有著顯著的關系，其中與投資存在顯著的負相關，其影響系數為-0.083，這表明接受過MBA 教育的管理者其投資傾向更低。原因在于，這部分管理者在MBA 課程學習過程中接受了現代管理方法和知識，風險控制觀念較強，更為注重投資的理性和風險的控制，因而投資擴張行為較謹慎。

管理者MBA 教育背景與銷售管理費用支出（S&A）正相關，其系數為0.074，表明接受MBA 教育的管理者銷售和管理支出傾向更大，體現出這類管理者為了提高企業市場競爭力，更傾向于通過增加員工工資或福利以及廣告宣傳等銷售與管理方面的支出，提高企業知名度和產品差別化，增加企業競爭力。

從企業的并購重組（M&A）決策看，管理者的MBA 教育背景與之并沒有顯著的關聯，原因可能在于：MBA 教育背景對管理者并購重組傾向具有正負兩方面的影響，一方面具有MBA 教育背景的管理者并購重組意愿更強，更愿意進行戰略變革（Grimm 和 Smith，1991）[18]；另一方面如同投融資決策一樣，他們在并購重組時更為理性和謹慎，這兩方面相互交織，最終使得具有MBA 教育背景的管理者其并購重組風格體現的并不明顯。

2.政府工作背景

表中第二行為政府工作背景（gov）對各決策變量的回歸結果，可以看出，這一背景特征與各決策變量都有一定顯著的關聯，這意味著管理者的政府工作經歷可能會對其行為習慣、工作方式、管理風格和偏好產生重要影響，并最終影響其在企業投融資等決策上的偏好。

從投資和融資傾向看，管理者政府工作背景與之有較為顯著的負相關，影響系數分別為-0.039 和-0.087，表明具有政府工作背景的管理者其投資和融資傾向要低3.9%和8.7%，這可能與政府工作人員工作謹慎和穩重的做事風格有關。

從銷售管理費用（S&A）看，管理者政府工作背景都與之正相關，其影響系數為0.069，原因可能在于曾經在政府工作過的管理者，在經營管理能力和經驗方面相對有所缺乏，對費用控制等細節管理相對缺乏重視。

從并購重組強度（M&A）看，管理者政府工作經歷與其正相關，影響系數為0.496，表明具有政府工作經歷的管理者，并購重組傾向更高，原因可能在于政府工作人員通常政績心較強，政績觀會影響其作為企業管理者時的工作風格和目標，而通過并購重組使企業規模擴大，能夠更直觀地體現其政績，因此這類管理者并購重組傾向更高，意愿更強烈。

為了檢驗模型（2）結果的穩健性，本文通過調整樣本，在董事長基礎上又加入了總經理和副董事長，將樣本擴展到99 位管理者和191 家企業，然后利用調整的樣本重新進行估計，從結果來看（表9），與前述分析結果基本一致。

表9 MBA 教育、政府工作經歷與管理者效應穩健性檢驗

五、結論

本文利用我國上市公司數據，選擇符合要求的企業—管理者配對樣本，以董事長為研究對象，深入研究了管理者對企業部分決策的影響以及管理者效應差異情況，并進一步分析了管理者的MBA 教育背景與政府工作背景與管理者效應的關系。研究表明：首先，我國企業管理者對企業投融資等決策行為具有顯著影響，存在管理者效應。其次，管理者效應存在明顯的差別，非國有控股企業管理者并購重組效應更強。最后，管理者的從政經歷及MBA 教育背景與其效應存在密切的關聯，接受過MBA 教育和具有政府工作背景的管理者投資傾向相對較低，具有MBA 教育背景的管理者銷售管理費用支出較高，體現了其企業競爭策略中更為積極。而具有從政經歷的管理者由于企業管理能力和經驗的缺乏，以及在政府工作時的公款消費習慣影響，因而也會導致其銷售管理費用支出傾向較高，而其政績心會導致他們傾向于選擇并購重組這一見效快的方式擴大企業規模。

本文的研究及其結論對于企業投融資決策行為、企業規制、管理者選擇與激勵乃至國有企業改革都具有一定借鑒意義。對于政府來說，當前對于企業行為的規制主要著眼于企業或者行業層面，很少從企業管理者層面考慮且采取措施，而如果管理者對于企業行為和績效有顯著影響，政府可以采取相應政策對管理者施加影響，進而影響企業行為。對于企業來說，則可通過選擇適當的管理者或者說適當風格、特征的管理者，改善企業經營，提高企業績效。