管理者风格：企业主动选择还是管理者随性施予？，本文主要内容关键词为：管理者论文,主动论文,风格论文,施予论文,企业论文，此文献不代表本站观点，内容供学术参考，文章仅供参考阅读下载。
在同样的经济环境中，为什么相似的企业其财务决策甚至经营绩效存在明显差异？考虑行业特征、市场状态、企业属性等影响因素的传统经济模型试图对其做出诠释，但仍有许多差异未得到较好的解释。因此，许多研究提出CEO及其他企业高管人员应当是重要的影响因素，尤其是，不同的管理者在处理问题时的思路与能力不同，企业进行投融资或其他战略决策时管理者会将自身独特的风格施加于企业，并对企业经营带来差异性影响。 管理者风格是指不同的管理者在投融资偏好、风险厌恶、企业发展战略管理甚至综合管理素质等方面体现出来的相对独特的属性与效应。虽然在经济金融领域，管理者对企业决策影响的研究尚属起步阶段(Bamber et al.，2010)，但近年来管理者异质性对企业决策影响的研究不断增多，主要包括：(1)管理者对企业不同决策的影响。Bertrand and Schoar(2003)通过实证检验发现，在企业投融资行为、组织策略、财务绩效等多个方面，管理者均具有显著的影响。之后，其他学者从多个方面展开了相关研究，主要包括企业投资或并购(Malmendier and Tate，2005；Aggarwal and Samwick，2006)、融资行为与资本结构选择(Frank and Goyal，2007)、信息披露(Bamber et al.，2010)、税收策略(Dyreng et al.，2010)、企业绩效与市场表现(Bennedsen et al.，2007)等。(2)管理者风格的影响因素研究。主要包括性别、年龄、教育背景等人口统计学变量(Jenter and Lewellen，2011；Cronqvist et al.，2012)以及保守或过度自信、乐观性格、风险偏好、社交与沟通能力、管理效率等心理与行为特征(Bolton，2008；Goel and Thakor，2008；Kaplan et al.，2012；Graham et al.，2013)。(3)管理者风格能否被企业识别与选择。Bamber et al.(2010)认为管理者主动影响起主要作用，而Fee et al.(2013)则明确指出管理者风格能够被企业识别且可以实施有针对性的选择。 国内方面，研究包括：(1)管理者过度自信和乐观对于投融资的影响(余明桂等，2006；花贵如等，2011)。(2)管理者的年龄、性别、教育背景、团队合作等特征对企业绩效、过度投资或投资效率的影响(姜付秀等，2009；李焰等，2011)。(3)企业高管变更及继任者特征对公司绩效的影响(游家兴等，2010)。 综上所述，近年来国外理论界在管理者风格对企业决策影响领域进行了较为深入的研究，但对管理者风格影响企业决策的作用机制与形成机理的研究尚不深入、观点不一，且研究样本主要局限于美国等少数国家；国内的研究尚未形成管理者风格及其效应差异的系统研究，更缺少管理者风格对企业投融资决策的作用机制的专门分析。本文的研究试图回答以下问题：管理者风格在我国上市公司投融资决策中是否存在显著影响？如果独特、异质的管理者风格及其效应存在，有哪些因素对风格产生直接影响？管理者风格的作用机制如何，即管理者风格能否被企业识别与选择，是管理者主导、随性地施予企业独特的“风格烙印”还是企业主导性地识别与选择符合经营目标的管理者风格？国有与非国有控股企业在风格作用机制方面是否存在显著差异？ 本文的主要贡献在于：第一，以我国上市公司为研究对象，系统分析了管理者异质风格对企业投融资决策的影响效应，并对效应的大小与差异进行了探讨，一定程度上补充和扩展了企业投融资理论的研究内容；第二，对我国企业管理者风格的影响因素进行了较为全面的研究，拓宽了管理者特征及属性的研究视角；第三，将管理者变更区分为内生性与外生性变更，并据此对我国上市公司管理者风格的形成机理进行了探索性研究，为完善企业管理者的选择与聘任机制以及公司治理提供了相应的理论依据。 二、管理者风格效应 (一)样本设计 为了识别与检验管理者风格对企业投融资决策的影响，我们应有效地将管理者效应与企业固定效应分离开来。为此，本文选择的样本必须满足以下条件：(1)样本企业发生过管理者更替。(2)变更前后管理者在企业的任职时间不少于3年。(3)样本企业管理者至少要在两家以上企业任职过。第一个条件是为了把管理者效应从企业固定效应中分离出来。如果企业管理者没有变动，管理者效应包含在企业固定效应中，无法有效识别管理者风格及其效应；第二个条件可以有效避免管理者任职时间较短难以体现影响效应的问题；第三个条件是为了提高检验的可信度。 在管理者选择方面，本文选择董事长和总经理(CEO)作为管理者代表进行重点考察①。同时，考虑到其他成员也可能对经营决策带来一定影响，我们另外将副董事长、副总经理、财务总监等职位也纳入研究范畴进行比较分析。 根据上述条件，我们构建了一个专门的企业—管理者配对样本数据集，样本及数据来源于国泰安CSMAR上市公司研究数据库、和讯网和新浪财经，样本时间为1999-2013年。按照惯例，样本剔除了金融保险类、公共事业类和ST类公司，最终我们选择了符合条件的175位管理者和281家企业。 表1反映了样本管理者现任职位分布情况，其中，担任董事长职务的管理者数量最多，共有62人，占样本总数的35.43%；担任财务总监等职位的管理者数量最少，仅有6人，占样本比例为3.43%。
(二)变量选择 为了检验管理者风格对投融资决策的效应，借鉴同类文献，选用实际新投资率(Investment)衡量投资决策，用资产负债率(Leverage)反映融资决策。为了控制企业性质、规模、盈利能力、成长性和经营状况等对投融资决策的影响，参考相关研究，选择企业规模、托宾Q值、净资产收益率、资产负债率、现金流量、营业收入增长率、股权结构、上市年龄、货币资金、实际控制人性质作为投资的控制变量；融资决策控制变量不包括现金流量和货币资金变量，但增加了固定资产比重变量。表2给出了各个变量的具体说明。除现金流量外，解释变量均采用滞后一期的数据。同时，本文还控制了企业和年度效应。
表3给出了两类样本下各变量的描述性统计信息。可以看到，两个样本中相关变量的均值差别不大，离散程度也较为接近。从各变量的极值看，个别变量存在一定的极端值，例如董事长和总经理样本中，营业收入增长率(TBGR)极大值为50.3，净资产收益率(ROE)最大值和最小值分别为12.97和-10.24，现金流量(Cashflow)极大值和极小值分别为0.914和-0.468，为了消除这些极端值带来的非正常影响，本文对各数值变量在1%和99%的水平上进行了缩尾处理。
(三)模型构建 为了验证管理者风格对企业投融资决策的影响效应，设计如下模型：
其中：
指企业i在时间t的投资或融资变量；X为前文介绍的控制变量；
指年度固定效应；
指企业固定效应；
是需观测的管理者效应变量；
是误差项。方程(2)中除保留了方程(1)中的变量外，还加入了代表管理者变量的
，以虚拟变量的形式引入。如果方程(2)调整
有明显增加，则表明管理者变量的引入增强了模型的解释效果，管理者风格存在且对企业投融资决策产生影响。 (四)实证分析 1.管理者风格效应检验 考虑到模型可能存在的异方差问题，选择企业层面的聚类稳健标准差，表4给出了估计结果。 表4最后几行给出了调整
、F检验值以及方程(2)相对于方程(1)的似然比(LR)检验值。结果表明：董事长和总经理样本中，在加入了管理风格变量
(以虚拟变量的形式引入)后，投融资模型的调整
均提高了6%，变化量较为明显，LR检验和F检验均在1%的显著性水平下显著；全部管理者样本中，调整
变化量略低(均为5%)，可能由于董事长和总经理在企业投融资决策中的作用更大，且不同管理者对企业决策的影响力及影响角度存在差异所致。 由此得出，不论投资还是融资决策，在加入管理者变量后方程的拟合优度都得到了较大幅度的提高。因此可以判断，企业投融资决策中存在管理者风格的影响效应。
2.稳健性检验 为了进一步对回归结果进行确认，采用如下方法进行稳健性检验。首先对(1)式进行回归，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。该回归估计和检验结果与前述分析结果基本一致。 3.管理者风格效应分析 根据方程(2)可以估计出样本中每位管理者风格的效应大小，即管理者风格系数
(表5)。首先，从标准差、最大值和最小值可以判断，对相同的投资或融资决策，不同管理者的效应存在明显差别，即不同的管理者赋予了不同的重视程度，体现出风格与偏好的差异。其次，两个因变量对应的管理者风格系数的中位数存在明显差别，表明管理者对企业投资与融资决策的影响大小显著不同(表5最后一列是差异性检验结果)。这意味着虽然管理者对企业整体的经营管理负责，但更加关注他们认为重要的经营决策。
三、管理者风格的影响因素 (一)样本和变量 本部分的样本与前文相同，采用的相关影响变量包括：(1)性别(Gender)。男性和女性管理者在一些决策行为方面往往存在差别；(2)年龄(Age)。年龄较大的管理者可能倾向于规避风险，决策较为谨慎与保守，而年轻管理者更愿意承担风险(Bertrand and Schoar，2003)；(3)教育背景(Education)。管理者受教育水平越高，接受和处理信息的能力、创新意识越强(Bantel and Jackson，1989)，在投融资决策方面可能更为活跃(Cronqvist et al.，2012)；(4)专业(Specialty)。拥有金融、会计等经济管理专业背景的管理者，其风险把控及经营决策可能更加自信，投资扩张或过度投资倾向较强(姜付秀等，2009)，投资效率较高(李焰等，2011)，但稳健性可能较弱(张兆国等，2011)；(5)职业经历(Career)。职业经历单一的管理者通常专业性更强，而经历多样的管理者可以积累更丰富的工作经验和更广泛的关系网络，从而会影响其风格的形成和战略的选择；(6)任职期限(Tenure)。管理者任职期限越长，对企业经营及信息的把握更为充分，更易形成并体现自己的管理风格；(7)区位因素(Market)。企业经营发展所处的外部环境不同，有可能对管理者风格或偏好产生重要影响。 各变量具体情况及描述性统计如表6所示，数据表明，董事长和总经理样本中，东部地区的企业较多(60%以上)，以男性为主(95.89%)，多数具有研究生学历(63.01%)，但经管类专业背景相对较少(41.78%)，并且多数管理者任职的两家企业都不属于同一行业(占比63.7%)。样本平均年龄为47.86岁，平均任职期限在5年以上。全部管理者样本中，相关特征变量与董事长和总经理样本较为接近。
(二)实证分析 为了分析管理者特征对管理者风格的影响，构建如下实证模型：
模型中，
为据方程(2)测算出的各因变量的管理者效应数值，m指管理者，
为反映管理者特征的一系列变量，
为随机误差项。表7给出了方程(3)的估计和检验结果，表中只保留了对因变量有显著性影响的相关系数。 表7前两列是我们重点考察的董事长和总经理样本的分析结果，第一列为投资效应估计。年龄影响系数为-0.242，意味着管理者年龄越大，投资扩张决策更趋谨慎；专业背景的系数为0.137，表明具有经管类专业背景的管理者投资扩张倾向更高，原因在于其管理与投资等专业知识更加丰富，控制风险的能力及自信心更强，习惯于通过扩大投资增强企业竞争力；Market-B-middle和Market-B-east系数显著为正，表明中东部地区企业管理者投资扩张更为活跃，原因在于东部地区经济较为发达，投资机会较多，同时中部地区的崛起也使投资需求不断提高，投资旺盛的外在环境对管理者风格带来一定的影响；性别影响系数为0.329，表明女性管理者更倾向于通过增加投资提高市场竞争力，这与姜付秀等(2009)的研究结论相一致，他们认为原因在于女性的感性意识更强，在企业投资上也表现出与其购物消费相似的特点；前一家公司任期的系数为0.037，表明管理者任期时间越长，越易通过投资扩张增强企业竞争力；职业经历影响系数为负，表明管理者若具有同行业的工作经历与管理经验，投资扩张行为会更加慎重。 第二列为管理者(董事长和总经理样本)特征对融资效应影响的估计结果。研究生学历系数为-0.047，表明研究生学历的管理者企业负债率较低，原因在于学历越高的管理者理性程度与认知能力越高，越追求会计稳健性(张兆国等，2011)，负债融资倾向较低；专业背景系数为正，表明具有系统企业管理知识和技能的管理者不仅风险控制及投资扩张的信心与能力较强，利用财务杠杆的倾向也较为明显；Market-A-middle和Market-A-east影响系数均为负，表明管理者任职的上一家公司如果处于中东部地区，则负债融资倾向更低，可能的原因在于，中东部地区资本市场发展更加完善，融资方式和融资渠道更为多元，对管理者的融资行为带来一定影响；性别系数为负，意味着女性管理者倾向于较低的资产负债率，体现出女性保守与谨慎的一面；公司任期影响显著为正，体现出管理者任职时间越长，与银行等客户的关系更加密切，负债融资成本较低且更加容易、便利。 表7第三列和第四列列示了全部管理者样本的回归结果，总体来看，风格效应的影响弱于董事长与总经理对应的样本。从实践看，公司董事长和总经理是企业经营管理的决策者，其他管理者虽然可以对决策提出建议，但没有最终决策权，其独特风格与偏好可能难以较为充分地体现出来。
四、管理者风格的作用机制 近年来许多学者提出管理者风格能够对企业的各种决策产生影响，但其作用与形成机制如何，相关研究较为匮乏。一种可能是，异质管理者群体的风格分布难以被企业有效识别、选择与控制，不同的管理者会将自己独特的风格与偏好“随性”地施加给所任职的公司，使公司决策体现出鲜明的“烙印”与模式，本文称之为“管理者主导风格假说”。在这种假说框架中，企业发展过程中所表现出的许多特征体现了管理者的风格与烙印，伴随着管理者更替，企业投融资等决策行为将会发生具有统计意义的变化，不管这种变化是否是企业意愿的。另一种可能的情境是，管理者虽然具备异质、独特的风格与偏好，但这些风格可以被公司了解、识别，并可根据需要进行选择，即企业具有较强的甄别与选择的主动性，投融资决策及其变化特征本质上由公司而不是管理者把握与控制，本文称之为“企业主导风格假说”。在这种假说框架下，如果企业基于调整发展策略的需求而主导完成了管理者变更(下文称之为“内生性变更”)，企业投融资决策往往随之发生变化，这种变化是企业所选择、意愿的变革。 实践中，管理者风格的作用与形成机制具体如何？管理者将自身独特的风格主导性地施予企业，对企业投融资决策形成“风格烙印”与影响，还是企业(董事会/控制股东)根据发展需要主动选择可识别的管理者风格、控制企业投融资决策行为？ (一)研究设计与研究假设 本文借鉴Fee et al.(2013)的研究思路，将管理者变更区分为“外生性变更”和“内生性变更”。外生性变更指基于企业“外生”力量导致的、并非企业(董事会/控制股东)主导或期望的管理者变更，如管理者主动离职或因死亡等外生原因导致的管理者更替。狭义的外生性变更一般仅指由于死亡、健康等原因导致的管理者非预期性离职，广义的外生性变更还包括由于管理者自愿退休、企业退休政策以及管理者寻找到更好的发展平台而导致的离任。内生性变更是指企业辞退管理者或管理者在企业压力下被动离职形成的管理者更替，经常表现为由于管理者在职期间业绩差强人意或者经营策略不符合企业要求，由企业主导与推动的管理者更替现象。 具体来看，研究思路如下：令
表示企业i在时间t的决策状态，
表示管理者j在企业i表现出来的独特风格。由于
的变化受到包括
在内的多种因素影响，为了控制其他因素影响，首先对发生管理者变更的企业投融资决策变化量Δ
进行回归(控制常规影响变量)，回归的残差(Residual)反映了未被常规变量解释的影响，可以区分为管理者风格M解释的部分和其他随机误差项ε两部分，即Residual=ΔM+ε。对于发生管理者变更的企业(样本组)，若继任的管理者具有与前任不同的风格，则会导致
的变化，此时ΔM≠0；而未发生管理者变更的企业(对照组)，ΔM=0，因此通过检验样本组和对照组的回归方程残差Residual是否有显著差别，可以对管理者风格进行验证。 首先考察管理者外生性变更样本。如果样本组与对照组相比Residual有显著差异(ΔM非零)，说明管理者风格对企业的财务决策带来了显著性影响，并且这种影响与变化不是企业主动求变导致的，意味着管理者可以主导、随性地将其独特风格施予企业，支持“管理者主导风格假说”。若样本组与对照组的Residual无显著差异，说明管理者的外生性变更并未给企业投融资决策带来显著影响，意味着“管理者主导风格假说”不能得到实证支持，但这并不排除“企业主导风格假说”成立的可能性(此时，企业能够识别并聘任与前任管理者风格相似的管理者，保持经营风格的稳定性)。 其次，若发生管理者外生性变更的企业样本与对照组相比无显著差异，需进一步考察发生管理者内生性变更的企业样本。若该样本组与对照组相比回归方程的Residual存在显著差异，即管理者外生性变更企业的投融资决策未发生显著变化而内生性变更企业的决策发生了显著变化，意味着管理者风格效应存在且企业在决策过程中能够主动识别并选择适当风格的管理者。此时，企业期望通过管理者的内生性变更来改变企业原来的经营与决策模式(而非预期的外生性变更后，企业则期望延续原来的经营模式与风格)，“企业主导风格假说”成立。反之，如果内生性变更企业与对照组相比Residual差异不显著，意味着管理者风格及其影响效应可能不存在。 基于此，提出如下研究假设： 假设1：管理者外生性变更后企业投融资决策行为与对照组相比出现显著异常的变化，支持“管理者主导风格假说”。 假设2：管理者外生性变更后企业投融资决策行为与对照组相比未出现显著异常的变化，但内生性变更后企业投融资决策行为出现显著异常的变化，“企业主导风格假说”成立。 (二)样本、变量选择与模型构建 本部分的样本筛选条件与前文有所不同，取消了管理者至少在两家企业任职的限定条件，只要求样本企业发生过管理者变更且前后两任管理者任职不少于3年②。管理者方面，仍然选择董事长和总经理进行重点研究，最终得到了890家企业。 依据国泰安数据库中对管理者离任原因的分类，本文将“健康问题”(含“死亡”)、“工作调动”、“退休”、“辞职”、“个人或其他等原因”归为外生性变更，将“控股权变动”、“解聘”、“完善法人治理结构”、“结束代理”等离任原因归为内生性变更。 本部分采用的因变量仍然是实际新投资率(Investment)和资产负债率(Leverage)，分别反映投资和融资决策行为，控制变量与前文也相同。将上市公司发生高管变更的当年赋值为第0年，以此为基准分别选取管理者变更前后1到3年的数据，管理者变更前分别为-1、-2和-3年，变更后为1、2、3年。具体模型如下：
其中，
，表示i企业管理者变更后t年的投融资变化量(t=1、2、3)；
为相应的控制变量的变化量；
为时间固定效应和企业固定效应；Residual为随机误差项。 (三)实证检验 从未发生管理者变更的企业中采用倾向价值匹配法(PSM)选择配对企业作为对照组，分别用两组企业数据对模型(4)进行估计，得到各自的残差，并运用Wilcoxon非参数检验对样本组和对照组的Residual是否存在显著差别进行检验。为了进一步分析国有和非国有控股企业在管理者风格影响机制方面的不同，本文也分样本进行了检验，结果如表8所示。
表8的全部样本检验结果表明，管理者外生性变更的样本组与对照组的Residual没有显著差别，管理者的外生性变更并未给企业投融资决策带来显著变化，假设1不成立，不支持“管理者主导风格假说”，管理者不能随性地将自身独特的风格与偏好施加于企业③。但这并不排除“企业主导风格假说”成立的可能性，因为企业或许愿意维持目前的经营与决策模式，有目的地选择与离任管理者风格相同的继任者。从内生性变更样本看，无论是投资决策还是融资决策变量，样本组与对照组的Residual均体现出显著差别，说明管理者的内生性变更给企业投融资决策带来了显著变化，较好地支持了假设2的“企业主导风格假说”，企业鉴于多种原因主动更换了管理者，且可以在经理人市场上寻找、选择适合企业发展的继任者。 上述结果表明，企业有能力、有条件主动识别和选择适合的管理者风格，当企业经营不善或经营模式与发展目标相冲突时，可以主动地通过管理者的更换改变现状甚至借以摆脱原有的经营困境，促进企业更好的发展。当企业经营状况良好，但因外生性因素导致管理者更换时，企业可以选择与前任风格相同的继任者，保持企业的平稳健康发展。 (四)企业性质与管理者风格影响机制 在我国上市公司中，根据实际控制人性质不同，可区分为国有控股和非国有控股企业，这两类企业在许多方面可能存在明显的差别，前者在公司经营和决策中受到的政府干预较多，尤其是在管理者的选择和任免方面，例如对某位CEO的调换可能并不是基于企业业绩较差或经营战略不适合公司发展，任命的继任管理者也并不需要与前任风格相异。而非国有控股企业在对管理者选择时主要根据企业发展现状及长远战略，认为有必要更换管理者时才从职业经理人市场中选择适当风格的管理者替代现任管理者。 为了分析两类企业管理者风格作用机制是否存在差别，我们对企业样本分类后进行了检验。表8后半部分给出了检验结果，结果表明，无论是管理者外生性变更还是内生性变更，国有控股企业样本回归残差与对照组相比均无显著差别，国有控股公司进行高管更换时更多地来自于政府的任命，并且选择的管理者风格可能差异不大。而非国有控股公司的检验与整体样本结果基本一致，管理者外生性变更时无显著差别，很可能是企业选择了与前任风格相似的继任者，而内生性变更时存在显著差别，原因在于企业试图通过变更管理者改善经营状况或调整发展战略。 (五)公司治理、企业区位与管理者风格选择 管理者风格可以为企业识别和选择，但是否所有的企业都可以做到有效地识别、选择并聘任到期望的管理者？这可能与公司治理效率及所处区位有关。公司治理结构和效率对于管理者的变更和选择具有重要的影响(Parrino，1997)，如果公司治理效率较高，企业就可以根据自身发展需要，较好地识别和选择具有适当风格的管理者，从而对企业的决策和业绩带来预期的影响。另外，企业所处的区位状况也会影响管理者的选择效率。如果企业所在地区在工作、生活等方面具有较好的区位优势，可能产生人才集聚效应(Rosenthal et al.，2008)，例如经济发达、居住环境好的地区，经理人市场往往较为发达，企业容易选择并聘用到心仪的管理者，反之，即使企业可以找到适合企业发展的管理者，也可能因地区吸引力差而遭到拒绝。 我们仍然采用利用模型(4)的残差，通过非参数检验方法就公司治理和企业区位对管理者风格选择的影响进行验证和分析。基本假设为：公司治理效率和区位优势越高，企业越容易识别、选择进而聘用到适当风格的管理者，此时管理者内生性变更导致的投融资决策变化就越显著④，反之，企业就难以寻找到最合适的管理者风格，导致企业投融资决策变化相对较小甚至不显著，难以达到企业的预期目标。 检验所用的样本为前文的董事长和总经理内生性变更样本，投融资决策变量仍然采用实际新投资率(Investment)、资产负债率(Leverage)；公司治理效率变量用托宾Q值(Tobin’q)来反映，相关研究已证明该指标和公司治理效率存在高度相关性；区位状况变量用城市竞争力(Competitiveness)来反映，其数据来源于《中国城市竞争力报告》中的城市综合经济竞争力和可持续竞争力两个指标，我们对其进行了平均加权处理形成一个综合指标。 首先分别根据管理者变更前后各3年的公司治理效率和区位优势对企业进行排序，然后选择上下四分位的企业，对其管理者变更后的投融资决策变化量回归方程残差Residual采用非参数方法进行比较检验。如果上四分位企业残差相对于下四分位企业的相关决策量变化更为显著，说明公司治理效率和区位状况与管理者风格选择有关，公司治理效率高和具有区位优势的企业更容易选聘到适当风格的管理者，从而对企业投融资决策施加更为显著的影响。同时，为了进一步比较国有控股和非国有控股公司的不同，本文也进行了分类检验，表9给出了检验结果。 从公司治理效率角度看，检验统计量比较显著，表明公司治理效率更高的企业，董事长和总经理发生内生性变更后投融资决策变化更加明显。意味着治理效率高的企业通过主动更换管理者、谋求经营与发展模式变化后，企业的投融资变化量更大，即更易选聘到与企业发展期望相吻合的管理者，达到改革的目的。而治理效率较低的企业在管理者选择过程中效果相对较差，难以较好地实现企业所期望的管理者风格的有效转换。从国有和非国有控股企业的比较看，非国有控股企业全部检验均显著，而国有控股企业在董事长变更时未体现出显著性差异，即公司治理效率的高低并未影响到董事长的选择任命。
从区位优势角度看，全部样本情况下，企业区位的差别并未较好地体现出投融资决策变化的显著性差异，表明目前我国企业的区位状态对于管理者及其风格选择的影响不大。可能的原因，一是我国企业经理人市场整体发展相对滞后，企业的选择空间相对较窄、弹性较小，二是我国企业的管理者并不过于看重地区因素，而是更加强调自身的发展。三是国有企业管理者的选择往往还受到其他因素的制约，一定程度淡化了区位状况的影响。为了深入探究企业性质是否给上述结果带来影响，此处也对样本进行了分类分析。表9数据表明，非国有控股企业样本中，区位差异与投融资决策变化量(尤其是投资)具有一定的关联，意味着企业如果位于具有区位优势的地区则可较易选择并聘用到心仪的管理者，因为这些地区的人才优势较为明显；就国有控股企业而言，并未体现出区位差异带来的影响，这同样与国有控股企业管理者选择与委派的非市场化行为密切相关。 本文基于企业投融资决策的角度，以董事长和总经理为主要研究对象，对我国上市公司管理者风格效应、影响因素及作用机制等问题进行了较为全面的研究，实证结果表明： 首先，在我国上市公司中，存在较为显著的管理者风格效应，即管理者风格对于企业的投融资决策具有显著影响。同时，管理者风格效应存在明显的差别，虽然管理者对企业整体的经营管理负责，但更加关注他们认为重要的经营决策。 其次，管理者的年龄、性别、专业背景、职业经历、任职年限、公司所在区域等因素对管理者风格具有重要影响。管理者的年龄越大，投资扩张就越慎重，且更擅长传统的负债融资模式；女性管理者以及具有经管类教育背景的管理者投资扩张更为活跃，但女性管理者在负债融资方面更为谨慎，而经管专业背景的管理者更善于利用债务的杠杆作用；管理者任职时间长短及任职企业的区位差异对风格形成具有一定影响；管理者任职经历对投资风格具有重要影响，其任职的两家企业若属同一行业，管理者投资更为理性；管理者的学历越高越追求会计稳健性。 第三，在管理风格影响企业投融资决策的作用与形成机制方面，实证结果支持“企业主导风格假说”，管理者不能随性地将自身独特的风格与偏好施加于企业，而企业可以主动识别和选择适合企业发展的管理者风格。 第四，国有控股企业由于受到一些非市场化因素的影响，在管理者风格的选择方面与非国有控股企业存在差别，国有控股公司进行高管选择时并未严格按照市场化逻辑进行。 第五，整体而言，公司治理效率对企业管理者风格的选择具有重要影响，公司治理效率高的企业更易选聘到期望风格的管理者，并可对企业的投融资决策带来显著影响。但国有控股企业中，公司治理因素并未影响到董事长的选择，且企业区位差异也未给国有控股企业高管的选聘带来影响。 ①从我国企业管理的具体实践看，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，所以将董事长也作为重点考察对象。 ②不同于前文对特定管理者风格效应的“追踪”考察，此处的研究目的是通过与对照组进行对比分析，考察管理者变更前后企业投融资决策行为是否发生了变化，所以不再考虑管理者至少在两家企业任职的限定条件。 ③我们也以最狭义的外生性变更口径(仅考虑“健康问题”)进行了检验，结果未有变化。 ④此处的分析基于管理者内生性变更样本，因为内生性变更是企业主动实施的，更能体现其对管理者风格识别和选择的主动性。同时，内生性变更往往意味着企业希望经营模式发生变化。
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管理风格：企业是主动选择，还是经理随意选择？_行为识别论文
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