導語：人口統(tǒng)計模型修正與運用一文來源于網(wǎng)友上傳，不代表本站觀點，若需要原創(chuàng)文章可咨詢客服老師，歡迎參考。

摘要：文章基于人口統(tǒng)計特征以高層梯隊理論為研究方法，對高管團隊個體特征與企業(yè)經(jīng)營績效間的關系進行了實例研究。結果表明，高層梯隊理論模型運用企業(yè)高管團隊個體的人口統(tǒng)計變量，表征企業(yè)高管的管理價值觀、經(jīng)營能力及社會認知等心理特征，能夠反映企業(yè)高管的團隊協(xié)作精神及化解風險的能力，具有較強的研究適用性。但高層梯隊理論模型還有諸多理論不足，在具體運用中還需做出進一步的理論修正。

關鍵詞：企業(yè)理論；人口統(tǒng)計特征；高層梯隊理論模型

對管理者特征的研究目前主要集中在高管特征對公司戰(zhàn)略選擇及經(jīng)營績效的影響方面。“高層梯隊理論”（Upperechelonstheory）為該領域研究提供了理論支持，此理論將人類社會學與經(jīng)濟管理學相結合，以企業(yè)高管人口統(tǒng)計特征為切入點，通過對經(jīng)營者個體特征與企業(yè)組織績效的影響分析，以得出公司戰(zhàn)略決策的最優(yōu)選擇。該理論認為公司戰(zhàn)略決策的選擇受管理者教育背景、價值觀及工作經(jīng)歷等各特征的直接影響。當下，基于人口統(tǒng)計特征的高層梯隊理論已成研究管理者特征與公司經(jīng)營績效相互關系的理論基石。本文將基于人口統(tǒng)計特征以高層梯隊理論為研究方法，對高管團隊與企業(yè)經(jīng)營績效的關系進行實例研究。

1高層梯隊理論模型及其修正

Hambrick&Mason（1984）提出的“高層梯隊理論”，為研究高管團隊與企業(yè)戰(zhàn)略選擇之關系提供了理論模型（見圖1）?！案邔犹蓐犂碚摗闭J為：（1）企業(yè)高管團隊個體的人口統(tǒng)計特征，能夠反映企業(yè)高管的管理價值觀及社會認知等心理特征，能夠反映企業(yè)高管的團隊協(xié)作精神及化解風險的能力，這些高管團隊個體的人口統(tǒng)計特征主要包括高管性別、年齡、學歷、工作背景等；（2）企業(yè)高管團隊成員不同的人口統(tǒng)計特征將影響企業(yè)組織的戰(zhàn)略選擇，并進而影響企業(yè)的經(jīng)營績效。高層梯隊理論具有較強的適用性，該理論采用了易于獲取并測量的人口統(tǒng)計特征來表征企業(yè)高管的個體特征，使企業(yè)高管個體心理特征很容易成為研究的“輸入項”，為理論研究的方法論和實踐應用提供了新的方向。圖1高層梯隊理論的理論原型在理論運用過程中，“高層梯隊理論模型”雖然具有較強的適用性，但其理論原型仍存在諸多不足。如該理論原型不能很好地體現(xiàn)高管經(jīng)營的異質(zhì)性，沒能很好地考慮企業(yè)管理的“黑匣子”等，還需做出理論修正。根據(jù)本次研究的需要，本文擬作出以下模型修正，具體見圖2。

2假設的提出

在修正模型中，本文將“高管梯隊特征”分解為“領導者統(tǒng)計特征”和“管理中層統(tǒng)計特征”兩個維度，在后續(xù)分析中，以“領導者統(tǒng)計特征”中的性別、年齡、學歷和任期等人口統(tǒng)計特征作為管理者個體特征的四維變量，進而研究管理者特征與公司組織績效（以經(jīng)營穩(wěn)健性表征）間的相互關系，以期為企業(yè)的經(jīng)營決策選擇提供理論支持。為此，特提出以下研究假設：假設H1：性別統(tǒng)計特征假設。增加男性管理者比例，會導致企業(yè)經(jīng)營穩(wěn)健性指數(shù)降低。男性決策果敢，有利于化解危機，但女性思維謹慎，更趨決策保守，有利于提高企業(yè)經(jīng)營穩(wěn)健性指數(shù)。假設H2：年齡統(tǒng)計特征假設。管理者年齡增長，會導致企業(yè)經(jīng)營穩(wěn)健性指數(shù)提高。管理者年齡越小，創(chuàng)新力越足，適應性越強，相應的企業(yè)戰(zhàn)略也更易被改變；隨著管理者年齡的增長，經(jīng)歷和經(jīng)驗更加豐富，對全局把握更加準確，決策更加全面，“冒險”行為減弱，企業(yè)戰(zhàn)略越趨向保守。假設H3：教育背景統(tǒng)計特征假設。管理者學歷升高，會導致企業(yè)經(jīng)營穩(wěn)健性指數(shù)提高。管理者學歷越高，決策視野越開闊，適應力越強，投資越趨于謹慎，出現(xiàn)投資不足或投資過度的概率越小，越能更理性地實施戰(zhàn)略選擇。假設H4：任職期限統(tǒng)計特征假設。增加管理者任職期限，會導致企業(yè)經(jīng)營穩(wěn)健性指數(shù)提高。當管理者剛上任時，為了證明自己的能力水平，為了實現(xiàn)更好的經(jīng)營成果，可能會產(chǎn)生過度自信等非理性行為，政策選擇上可能更加激進，隨著任職時間的增加，非理性心理逐漸降低。其他統(tǒng)計特征假設。不同產(chǎn)權性質(zhì)（國有經(jīng)濟或非國有經(jīng)濟）的企業(yè)，其政策要求、監(jiān)管環(huán)境等方面存在差異，企業(yè)經(jīng)營穩(wěn)健性指數(shù)受管理者個體特征的影響不盡相同；公司績效差異對兩者關系的互動也會產(chǎn)生重要影響；近年來，高新技術發(fā)展勢頭迅猛，所以，不同技術水平條件下的企業(yè)經(jīng)營者決策也會有所差異。為此，進一步細分出研究假設H5：假設H5a:不同產(chǎn)權性質(zhì)的上市公司管理者個體特征對會計穩(wěn)健性影響存在顯著差異。假設H5b:不同盈利情況的上市公司管理者個體特征對會計穩(wěn)健性影響存在顯著差異。假設H5c：高新與非高新技術上市公司管理者個體特征對會計穩(wěn)健性影響存在顯著差異。

3模型運用的數(shù)理構建與說明

本文在對企業(yè)組織績效進行計量時考慮選擇應計-現(xiàn)金流回歸模型，利用非市場數(shù)據(jù)衡量樣本公司的組織績效（具體考察組織績效中的穩(wěn)健性指標），排除Basu模型因市場有效性不足導致的計量偏差。應計-現(xiàn)金流回歸模型由Ball和Shivakumar（2005）提出。其具體的標準模型如下所示：ACCit=α0+α1DCFOit+α2CFOit+α3DCFOit×CFOit+εit（1）公式（1）中，i公司t年年初的應計項目在總資產(chǎn)平減后用ACCit來表示，i公司t年年初經(jīng)營活動在總資產(chǎn)平減后的現(xiàn)金流用CFOit來表示；0-1變量用DCFOit來表示，當CFOit<1時取值為1，否則為0。在應計-現(xiàn)金流回歸模型中，當DCFOit=0時，即CFOit³0，公式（1）可以轉(zhuǎn)換為：ACCit=α0+α2CFOit+εit（2）公式（2）中，應計項目與正經(jīng)營活動現(xiàn)金流間的關系用α2進行度量。因為CFOit³0，表示經(jīng)營活動現(xiàn)金流量為正，預計未來經(jīng)營活動現(xiàn)金流可能為正，屬于“好消息”，α2表示會計確認收益的及時性水平。在應計-現(xiàn)金流回歸模型中，當DCFOit=1時，即CFOit<1，公式（1）可以轉(zhuǎn)換為：ACCit=(α)0+α1+(α)2+α3CFOit+εit（3）可見(α)2+α3度量應計項目與負經(jīng)營活動現(xiàn)金流量之間的相關關系，應計項目與現(xiàn)金流之間應該呈負相關關系，由于穩(wěn)健收益確認更可能基于現(xiàn)實原則，損失比收益能更及時的得到確認，應計與負經(jīng)營現(xiàn)金流之間的正相關性會更強，交互項α3預期顯著為正。接下來設定管理者人口統(tǒng)計特征與經(jīng)營績效的模型如下：ACCit=α0+α1DCFOit+α2CFOit+α3DCFOit×CFOit+α4Nit+α5DCFOit×Nit+α6CFOit×Nit+α7DCFOit×CFOit×Nit+εit（4）公式（4）中，Nit代表管理者個體特征，公司穩(wěn)健性存在與否由α3來表示，它受管理者個體特征的影響由α7表征。本文將各特征要素分別帶入公式（4）進行回歸檢驗。其他各變量定義如表1所示。

4高層梯隊理論修正模型應用實例

4.1高管團隊人口統(tǒng)計特征的描述性統(tǒng)計管理者自身的個體特征描述性統(tǒng)計結果如下頁表2所示。按產(chǎn)權性質(zhì)分類后管理者個體特征的描述性統(tǒng)計結果如下頁表3所示，可見國有經(jīng)濟管理者各項基本特征比非國有經(jīng)濟管理者的個體特征水平要略高一些，同時各項基本特征的標準差也更小。表4（見下頁）為按盈利與否分類后管理者個體特征的描述性統(tǒng)計結果。表5（見下頁）為按是否為高新技術公司分類后管理者個體特征的描述性統(tǒng)計結果，比較來看，高新技術公司和非高新技術公司管理者各個個體特征的差距并不大。4.2統(tǒng)計運算及其分析結果首先對全樣本數(shù)據(jù)進行多元線性回歸，實證結果如表6所示。由表6可知，（1）從全樣本看，CFO*DCFO*sex系數(shù)為-0.4761，小于0，通過1%的顯著水平的檢驗，說明管理者性別與經(jīng)營穩(wěn)健性之間呈顯著負相關，男性管理者比例增加會導致穩(wěn)健性水平降低，驗證了假設H1；（2）管理者年齡和任期的回歸系數(shù)均為負數(shù)，CFO*DCFO*age的回歸系數(shù)為-0.3032，小于0，在5%的水平上顯著，CFO*DCFO*ten的回歸系數(shù)為-0.0904，在1%的水平上顯著，說明管理者年齡和任期均與經(jīng)營穩(wěn)健性呈顯著的負相關，假設H2與假設H4被拒絕，造成這種結果的原因可能是隨管理者年齡和任期的增加，公司管理者可能為了自身如升遷、漲薪等利益，放松了對好消息的確認；（3）管理者學歷與穩(wěn)健性的回歸系數(shù)為0.2389，在1%的水平下顯著為正，說明管理者學歷越高，穩(wěn)健性水平越高，驗證了假設H3。表7是按產(chǎn)權性質(zhì)分類后管理者個體特征與經(jīng)營穩(wěn)健性的回歸結果。由表7可知，國有上市公司與非國有上市公司管理者的四項個體特征中只有性別方面沒有顯著差異，其他三項均存在顯著差異，可以驗證H5a的假設。表8（見下頁）是按樣本公司盈利與否分類后管理者個體特征與經(jīng)營穩(wěn)健性回歸結果。由表8可知，盈利公司和全樣本的回歸結果相同，同時它們的顯著性水平都超過了5%，但是穩(wěn)健性受虧損公司的各項個體特征的影響并不明顯，驗證了H5b的假設。根據(jù)樣本量進行分析，在篩選樣本的過程中，將ST和*ST公司排除在外，因此樣本中的公司基本上均為盈利公司，其中所包含的虧損公司很少，所以回歸結果可能存在偏差。但是可以看出兩類公司管理者個體特征對經(jīng)營穩(wěn)健性的影響存在顯著差異。表9（見下頁）為按是否為高新技術公司分類后管理者個體特征與企業(yè)經(jīng)營穩(wěn)健性回歸結果。由表9可知，高新技術和非高新技術公司的管理者個體特征對企業(yè)經(jīng)營穩(wěn)健性的影響水平均存在顯著差異，驗證了H5c的假設。4.3穩(wěn)健性檢驗本文進行穩(wěn)健性檢驗時采取縮小樣本的方法，對ACC進行排序，選取前50%的樣本數(shù)據(jù)進行回歸。表10（見下頁）是穩(wěn)健性檢驗的回歸結果。由表10可知，穩(wěn)健性檢驗樣本中各項個體特征的回歸系數(shù)與全樣本回歸系數(shù)方向相同，說明管理者各項個體特征對企業(yè)經(jīng)營穩(wěn)健性的影響方向同全樣本相同。性別、年齡和任期均通過了穩(wěn)健性檢驗，它們的顯著性均達到很高的水平，但是穩(wěn)健性受學歷的影響程度在穩(wěn)健性檢驗中并沒有達到很高的顯著性水平，該項個體特征的穩(wěn)健性還需要進一步考證。5結論本文以“高層梯隊模型”為理論支持，并對模型原型作出理論修正，研究企業(yè)高管團隊人口統(tǒng)計特征與公司經(jīng)營績效（具體用經(jīng)營穩(wěn)健性指標表征）間的相互關系。研究結果顯示：隨著管理者男性比例的增加，企業(yè)經(jīng)營穩(wěn)健性水平降低；管理者年齡和任期對經(jīng)營穩(wěn)健性水平產(chǎn)生負向影響；管理者學歷水平越高，過度自信的可能性越低，政策選擇更謹慎，穩(wěn)健性程度越高；公司產(chǎn)權性質(zhì)不同，管理者個體特征對會計穩(wěn)健性的影響存在顯著差異；盈利公司管理者各項個體特征與經(jīng)營穩(wěn)健性水平均存顯著相關性，而虧損公司的相關性則不顯著；高新技術和非高新技術公司的管理者個體特征與其經(jīng)營穩(wěn)健性之間存顯著差異?！案邔犹蓐犇Ｐ汀边\用企業(yè)高管團隊個體的諸如性別、年齡、學歷、工作背景等人口統(tǒng)計變量，表征企業(yè)高管的管理價值觀及社會認知等心理特征，能夠反映企業(yè)高管的團隊協(xié)作精神及化解風險的能力；而且這些高管個體特征易于獲取與測量，使企業(yè)高管個體心理特征很容易成為研究的“輸入項”，這使得該理論具有較強的研究適用性。當然，高層梯隊理論模型還有諸多理論不足：其一，某些高管統(tǒng)計變量如團隊規(guī)模、高管學歷等資料不能精確反映高管團隊的職業(yè)水平，不能體現(xiàn)高管經(jīng)營的異質(zhì)性；其次，高層梯隊理論模型沒有考慮被稱為企業(yè)管理“黑匣子”的如溝通、沖突等變量對企業(yè)經(jīng)營績效的作用機制；再次，該理論原型沒有真正考慮高管社會認知、管理價值觀等實際影響企業(yè)高管團隊戰(zhàn)略決策過程的心理特征。為此，在理論運用中，“高層梯隊理論模型”還需做出進一步的理論修正。

作者:楊艷 李紅梅 單位:1.安徽新聞出版職業(yè)技術學院 2.安徽財貿(mào)職業(yè)學院