管理者能力、制度環境與企業價值
——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

企業家在一定的資源約束條件下為企業創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，管理者能力的異質性對企業的決策和績效有著至關重要的影響(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價值在學術界存在較大的爭議。部分研究表明，高能力的管理者對企業經營環境的變化更加敏銳(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投資機會(Lee等，2018[6])，提高企業投資效率(姚立杰等，2020[7])，從而提高企業價值(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出機會主義行為(Shleifer和Vishny，1989[9])，如采取保守的經營策略以降低企業的風險承擔水平(何威風等，2016[10])和創新投入強度(梁安琪和武曉芬，2020[11])。

本文認為，現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濟活動存在兩種截然相反的影響，是管理者能力在創新等生產性活動和尋租等非生產性活動差異化配置的結果。他進一步推斷制度環境會顯著地改變創新或尋租等活動的經濟效益，從而影響管理者能力配置。中國改革開放以來的制度建設為驗證Baumol(1990)[12]的理論假設提供了一個獨特的研究場景。首先，中國經濟改革的目標是完成從計劃經濟向市場經濟轉型，實現以市場化改革為導向的制度變遷(項國鵬等，2009[13])。這為本文識別制度環境在時間序列上的動態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的進程很不平衡(樊綱等，2003[14])，改革效果在國有企業和民營企業之間也存在巨大差異。這為本文識別制度環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情景進一步探討制度環境是否影響管理者能力配置，進而影響企業價值。

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。實證結果表明，管理者能力能夠提升企業價值，但管理者能力對企業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境得到外生性改善后，管理者能力對企業價值的提升作用更加明顯。上述研究結論表明，良好的制度環境有助于引導管理者能力更多地配置到生產性活動中，從而為企業創造更大的價值。基于產權屬性和市場化進程的分組檢驗結果表明，對制度環境感知更為敏銳的民營企業和市場化進程較高的地區更容易識別出制度環境的變化，制度環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研究成為學術前沿研究熱點，并在企業投資、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])。本文的研究結論表明，制度環境是影響管理者能力配置，進而影響企業價值的內在作用機制，豐富了管理者能力經濟后果的研究。(2)加深了制度環境影響經濟主體決策行為的理解。本文基于中國證券市場制度環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境是管理者能力發揮正向作用的重要前提，為制度環境影響企業行為提供了新的證據。(3)本文的研究結果表明良好的制度環境是引導企業家充分發揮管理者能力的制度保障，為出臺進一步完善保護企業家精神的政策文件提供了實證依據。

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

二、制度背景、文獻回顧和研究假設

(一)制度背景

中國股票市場作為新興的證券市場，其制度建設經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年股票市場設立以來，財政部、證監會等職能部門就股票市場的制度建設出臺了一系列法律法規引導股票市場健康規范發展。然而，我國股票市場是從計劃經濟向市場經濟轉軌過程中逐漸建立并發展起來的，“政策市”特征明顯，導致上市公司重融資、輕回報，公司治理結構不完善的現象嚴重。如一些上市公司的兼并重組、發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“不同股不同權不同價”的股權分置異象。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，與同年完成的股權分置改革共同激活了上市公司控制權市場。控制權市場的形成能夠促進資源與人才的有效結合，有助于職業經理人市場的成熟，能力低下的管理者面臨被替換的風險和聲譽的損失，而收購規則的完善和股份的流通給管理者能力的發揮創造了更大的空間。與此同時，2006年2月15日財政部頒布了新的《企業會計準則》，年末證監會通過了《上市公司信息披露管理辦法》，這兩個行政法規統一了上市公司會計報表的統計口徑和披露標準，并在2007年起正式實施。隨著會計信息質量和信息披露透明度的提高，市場和監管層對管理者的監督作用得以進一步增強，壓縮了管理者操縱業績和粉飾報表的空間，使得管理者能力影響業績的作用更為突出，激勵了管理者才能的發揮。此外，2006年12月29日全國人大常委會通過物權法草案，把產權保護確定為一項基本經濟制度。2007年3月16日物權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，在產權保護缺失的情況下，管理者缺乏動機發揮自身的管理才能，而明晰的產權界定和良好的產權保護環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化資源配置，提升企業的經營效率。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，另一方面能夠激發管理者自身才能的發揮，而上市公司的管理者必然要改變自己的行為以適應新的制度環境。基于上述制度背景，本文擬重點考察2006年中國證券市場制度環境的變遷這一外生性沖擊對優化管理者能力配置的影響，進而對企業價值的影響。

(二)文獻回顧與研究假設

Hambrick和Mason(1984)[16]的高階理論認為，高管團隊的個人背景等異質性是其認知和價值觀的基礎，影響企業的戰略決策、組織行為和企業績效。在一篇重要的文獻中，Bertrand和Schoar(2003)[2]通過管理者的工作經歷，構建了管理者-企業的面板數據，發現管理者的異質性能夠顯著地解釋企業的投資行為、融資決策、治理結構和高管薪酬，最終影響企業績效。管理者能力是管理者異質性的核心特征，檢驗管理者能力如何影響企業財務決策成為理解管理者異質性的關鍵。

近年來，基于Demerjian等(2012)[1]新開發的管理者能力度量指標，國內外學者分別在企業投資、融資以及經營管理等方面探討了管理者能力所產生的經濟后果(陳雪芩和鄭寶紅，2018[3])。在企業投資方面，現有研究表明高能力的管理者更加能夠把握企業投資機會(Lee等，2018[6])，提高企業投資效率(姚立杰等，2020[7])。特別是在影響企業長期價值的創新活動(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])。在企業融資方面，高能力的管理者能夠提高信息披露質量(Demerjian等，2013[20])，從而使得企業的信息更快地融入股票價格(李秉成和鄭珊珊，2019[21])，提高企業的信用評級(Corn-aggia等，2017[22])，也使得企業能夠獲得更多的商業信用(何威風和劉巍，2018[23])。在企業經營管理方面，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，更能針對企業經營環境的變化提前做好準備并采取有效的應對措施，因此能夠顯著抑制企業的成本黏性(張路等，2019[24])，提高內部控制的質量(沈烈和郭陽生，2017[25])，進而降低內部控制的審計費用(陳嬌嬌和桑凌，2018[26]；何威風和劉巍，2015[27])。同時，憑借對企業信息的掌握和了解，高能力的管理者能夠更好地進行稅務籌劃，降低企業稅負(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，從而能夠把握企業和行業的發展動態，整合內外部信息以做出更精準的企業決策，在企業投資、融資以及經營管理活動中都能夠有效提升企業價值。基于上述分析，本文提出假設1。

H1：管理者能力越強，企業價值越高。

新制度經濟學家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)，以及制度的執行。Acemoglu等(2005)[30]認為正式制度塑造了社會核心經濟要素的激勵結構，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、技術和生產組織方法產生了深刻的影響。20世紀90年代末興起的“法與金融學”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。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利，提高合同簽訂與執行效率，從而促進企業的投融資活動，帶動資本市場發展。在關于制度環境與管理者才能配置的一篇經典文獻中，Baumol(1990)[12]認為制度環境決定了管理者能力的配置。改善制度環境能夠提高創新等生產性活動的利潤，降低尋租等非生產性活動的回報，進而影響經濟的長期增長水平。中國自1978年改革開放以來所取得的舉世矚目的經濟成就更是正式制度對經濟活動有著至關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率提高了39.2%，對經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，現有研究表明當年出臺的相關政策顯著改善了我國證券市場的制度環境。例如，物權法草案的通過顯著提高了我國產權保護力度(Berko-witz等，2015[34])；股權分置改革的結束和《上市公司收購管理辦法》的實施激活了我國控制權市場(陸瑤，2010[35])；A股上市公司在新會計準則實施以后，企業的財務報告質量有了明顯提高(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])，從而引導管理者能力更多地配置在創新等生產性活動當中提升企業市場價值。例如，明晰的產權和良好的產權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性行為；控制權市場的形成有助于職業經理人競爭的優勝劣汰，提高管理者被替換的風險，進而監督管理者更加努力提高企業的長期價值；會計信息質量和信息披露透明度的提高，壓縮了管理者操縱業績和粉飾報表的空間，使得管理者能力影響企業業績的作用更為突出。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，制度環境的改善確實能夠讓管理者將更多的精力投入到創新等生產性活動(Hesarzadeh，2020[38])，從而提高企業市場價值。基于上述分析，本文提出研究假設2。

H2：制度環境的改善會增強管理者能力對企業價值的提升作用。

我國制度環境除了在時間序列上動態演變外，在不同地區和企業也表現出橫截面上的差異。賀小剛和李新春(2005)[39]研究發現，中國市場化改革進展迅速，但各地區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境對企業財務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]實證發現企業所處地區的市場化水平越高，企業越傾向于發放更多的現金股利，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]發現，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被更有效地執行。事實上，公司治理結構很大程度上內生于公司所處的制度環境，由制度環境改善所帶來的市場力量是公司治理結構動態調整的內生動因之一(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市場力量更為強大，對制度環境的外生沖擊的感知更為敏銳，其所在地的企業更容易改變企業行為。

我國所有制經濟成分主要由國有經濟和民營經濟構成。國有企業和民營企業兩大市場主體面臨著不同的制度環境，也表現出不一樣的決策行為。相對國有企業，民營企業難以獲得來自政府的信貸支持、財政補貼、稅收優惠等多種形式的政策傾斜。在面對與國有企業不對等的競爭中，民營經濟常常尋找社會資本、政治關聯等非正式制度的支持。羅黨論和唐清泉(2009)[43]發現民營企業在缺乏一個好的制度環境時，會通過政治關聯等形式保護自身利益。李文貴和余明桂(2017)[44]、余明桂等(2013)[45]通過分析國有企業民營化和民營企業國有化兩種產權屬性轉換的行為，發現產權保護制度是影響企業變更產權屬性的重要因素。上述的研究表明，民營企業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，當制度環境發生外生性沖擊時，民營企業家應該更容易感知到制度環境的改進，也更有動機去改變其企業行為。基于上述分析，本文提出研究假設3。

假設H3a：相比國有企業而言，制度環境的改善效果在民營企業更為顯著。

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

三、研究設計

(一)數據來源與樣本選擇

為了使研究樣本在制度環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據。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、所有者權益為負的樣本；(3)剔除2002年及以后上市的公司；(4)剔除數據缺失的樣本。最終本文得到了7 679個觀察值。本文的公司財務數據來源于CSMAR數據庫。為了避免極端值的影響，本文對所有的連續變量進行了上下1%分位的縮尾處理。本文的數據處理和模型回歸全部采用Stata15.0計量軟件分析。

(二)模型設定和主要變量的定義

為了檢驗研究假設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，衡量企業的市場價值。根據國內學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+每股凈資產×非流通股份數+負債賬面價值)/總資產。

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，使用數據包絡分析方法(DEA)分行業計算各公司的經營效率。DEA的核心思想是在短期生產要素投入不變的情況下最大化產出。

(3)

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

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回歸分行業計算管理者能力。其中，θ為第一階段計算出的企業經營效率；Size表示企業規模；MarS表示企業市場占有率；FCF表示企業自由現金流的虛擬變量；Age表示企業上市時間；State表示企業的產權屬性；Divers表示企業多元化的程度。本文還進一步控制了年份固定效應。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，表示企業是否受到制度變遷的影響，當且僅當企業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)來檢驗組間系數差異的顯著性。檢驗的統計量是采用Bootstrap法計算出的經驗P值，它表示分組間系數存在顯著性差異的概率。經驗P值與傳統檢驗的P值具有相同的統計意義。

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

四、實證結果與分析

(一)描述性統計和相關系數

表1報告了主要研究變量的描述性統計結果。可以發現，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0.13，兩側分布較為平均，說明使用Tobit回歸計算出來的殘差正態性比較好。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計

表2報告了相關系數。可以發現，無論是Spearman相關系數還是Pearson相關系數，Tobin’sQ和MAscore與Reform的相關系數都顯著正相關，這與本文的研究假設預期是一致的。本文也發現所有的控制變量都與Tobin’sQ在1%的水平上顯著相關，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系數都小于0.6，說明回歸模型的共線性問題不太嚴重。

表2主要變量的相關系數

(二)實證結果分析

1.管理者能力、制度環境與企業價值。

表3報告了模型(1)和模型(2)的回歸結果，被解釋變量為企業市場價值(Tobin’sQ)。首先，當期回歸結果表明管理者能力(MAscore)變量的估計系數為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，企業價值能夠提升3.35%(0.258×0.130)，因此具有顯著的經濟意義。為了減輕反向因果關系的影響，本文將管理者能力(MAscore)滯后一期與企業市場價值(Tobin’sQ)回歸。在滯后一期模型中，管理者能力變量的估計系數為0.327，比當期模型的系數更大。這表明管理者能力對企業價值的影響需要一定的時間才能顯現出來。這與本文的邏輯一致，即管理者能力對企業價值的提高作用應該是通過創新等生產性活動才能實現，而創新需要一定的時間才能給企業帶來顯著的價值提升效果。

表3還進一步檢驗了制度環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)，發現管理者能力對企業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。這說明制度環境是管理者能力發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境變遷時受到的影響更大。基于這一邏輯，高管理者能力的實驗組在制度變遷前后的企業市場價值會有更加顯著的差異。在自然實驗模型中，Reform變量的估計系數為0.099，在1%的水平上顯著。該結果表明制度環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、制度環境與企業價值

2.基于產權屬性和市場化進程的分組檢驗。

通過上述檢驗，本文發現制度環境是管理者能力提高企業價值的一個重要前提。自然實驗的回歸結果則進一步發現制度環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，根據企業的產權屬性，將總樣本劃分為國有企業組和民營企業組；根據《中國市場化指數：各地區市場化相對進程2011年度報告》各省市2005年市場化指數來衡量當地的市場化水平。然后，本文對所有樣本公司所在省份的市場化指數取平均值，如上市公司所在地區的市場化指數高于平均值，則劃分為市場化進程較高地區組，否則劃為市場化進程較低地區組。本文使用分組樣本重復模型(2)的回歸。相關結果在表4列示。在以產權屬性為標準的分組回歸中，在民營企業和國有企業分組模型中，Reform估計系數都在1%的水平上顯著，但經驗P值表示分組間Reform估計系數在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估計系數在市場化進程較高的地區顯著為正，在市場化進程較低的地區沒有通過顯著性檢驗。經驗P值的結果也顯示Reform估計系數在分組間存在1%水平的顯著性差異。

表4基于產權屬性和市場化進程的分組回歸

(三)穩健性檢驗

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生性問題，劃分樣本區間的實證結果也同樣能夠減緩本文對內生性問題的擔憂。這是因為，如果管理者能力與企業市場價值存在很強的內生性問題，本文也應該能夠在制度變遷前看到它與企業的市場價值存在顯著的正相關關系。但本文卻發現，在制度變遷前，它們的關系并不顯著。這從側面說明兩者的內生性問題并不嚴重。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的結果。主要結果在表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校在校學生數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該對其有正向的溢出效應。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展指標，所度量的也是潛在的人力資本，與現在的企業市場價值不應該有直接的關系。這說明本文選擇的工具變量在經濟邏輯上具有較強的相關性和外生性，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，發現ProvincialHumanCapital變量并不顯著，這說明各省份的人力資本與企業的市場價值沒有直接關系，工具變量的外生性假設在一定程度上得到滿足。兩階段工具變量回歸結果如下：在第一階段中，各省份的人力資本能夠顯著地提高企業的管理者能力，表現出正向的溢出效應。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性假設得到滿足。在第二階段中，管理者能力對企業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生性問題，發現采用工具變量來減緩內生性問題的做法是恰當的。

自然實驗是本文的重要實證設計，為了確保自然實驗的可靠性，本文做如下穩健性處理。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得到較好的滿足。表6匯報了利用PSM樣本重復模型(2)的回歸結果，發現Reform估計系數為0.09，在1%的水平上顯著。

第二，針對事件發生時間和實驗組判斷標準構造了兩個安慰劑檢驗策略。針對制度變遷時間發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回歸模型中發現，制度變遷的作用只有在2006年和2007年顯著為正，且2007的估計系數要比2006年大。這與本文的邏輯保持一致，即隨著制度環境的改善，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。這引發的一個擔憂是：制度變遷的作用可能與企業市場價值短期內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，發現Reform估計系數依然在1%的水平上顯著為正，但比全樣本的估計系數減少0.01。這表明或許企業市場價值的短期波動會對實證結果有所影響，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作為實驗組，重復模型(2)的回歸。預期這樣構造的Treatment×Placebo變量不應該對企業市場價值有所影響。安慰劑檢驗2的回歸結果也驗證了前面的假設。總之，自然實驗方法通過了多種穩健性處理辦法，實證結果的可信度較高。

表6準自然實驗的穩健性檢驗

五、研究結論與政策啟示

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境下才能提高企業價值。實證結果發現，管理者的能力越強，企業利用各種生產要素的效率越高，企業的經營績效越好，市場價值也越大。但是，管理者能力對企業價值的影響需要基于一個良好的制度環境。自然實驗模型的結果同樣發現，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境使得企業家在創新等生產性活動中的經濟效益比尋租等非生產活動中的更強。按照產權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，發現制度變遷的效果在民營企業和市場化進程較高的地區更顯著。這是因為民營企業和市場化進程較高的地區對制度環境改善的感知更加敏銳，更容易調整企業的決策行為以適應新的制度環境。

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

首先，對于企業家而言，應堅持將管理者能力和企業的其他核心要素資源投入到生產性活動中。一時的尋租活動可能會給企業帶來短暫的利益，但只有持續不斷的創新才是驅動企業價值增長的源泉。

其次，對于中央政府而言，應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境下實現經濟增長奇跡主要依賴于非正式制度的保障。以往研究雖然發現缺乏正式制度保護的民營企業會尋求政治關聯等非正式制度的支持，但本文發現當制度環境得到實質的改善時，民營企業家更愿意改變自身的行為。因此，中央政府要想激發和保護企業家精神，鼓勵更多社會主體投身創新創業，關鍵還在于制度環境的建設培育。

最后，對于地方政府而言，應當把市場化改革擺在一個更為突出的位置。本文發現當面對全國性的制度改革時，市場化進程較高的地區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，表現出一種強者恒強的馬太效應。因此，市場化進程較低地區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的發展。