程 虹,史宇軒

（武漢大學a.質量發(fā)展戰(zhàn)略研究院中國企業(yè)調查數據中心；b.宏觀質量管理湖北省協同創(chuàng)新中心，武漢 430072）

0 引言

目前研究管理者對企業(yè)績效影響的文獻主要是從管理者人力資本的顯性因素角度提出，得出的基本結論是，知識、經驗技能以及背景特征等人力資本異質性，能夠解釋部分的企業(yè)經營績效的差異狀況[5,6]，但在管理者知識水平、經驗背景等顯性因素相似的前提下，各企業(yè)之間的績效仍然存在相當大的組間差異。部分學者認為，這種組間差異可能源于管理者主觀偏好、風險意識等隱性人格特征[7]?；诖?，本文想探索的是，新常態(tài)下的中國企業(yè)雖具備相似的宏觀經濟背景和顯性人力資本，其經營績效之所以仍存在差異，是否源于企業(yè)管理者的人格特征差異？

從目前檢索的文獻來看，針對中國情境下管理者人格特征與企業(yè)績效之間關系的研究尚不多見。而對于作為大型發(fā)展中經濟體的中國而言，管理者人格特征或許是造成企業(yè)績效差異的重要原因。因此，本文運用“中國企業(yè)-勞動力匹配調查”，采用“大五”人格量表，就人格特征的不同維度對企業(yè)績效的影響效應進行實證研究。

1 數據來源、變量說明與模型設定

1.1 數據來源

本文運用“中國企業(yè)-勞動力匹配調查”（CEES）數據，基于國際公認的“大五”人格分類指標，對企業(yè)管理者人格特征與企業(yè)績效的關系進行實證性研究。本次調查的數據來源于武漢大學、清華大學、香港科技大學和中國社會科學院聯合開展的“中國企業(yè)-勞動力匹配調查”的數據。此次調查圍繞廣東省和湖北省兩省制造業(yè)“轉型升級、提質增效”的主題，對當前企業(yè)生產經營狀況進行了全面的調查。此次調查還收集了企業(yè)管理者的問卷，涵蓋了管理者個人教育信息、工作信息和此次研究用到的人格量表等多個問項，旨在從宏觀到微觀的層面對企業(yè)進行全方位的了解。該調查的抽樣方法嚴格遵從科學的隨機抽樣原則，在制造業(yè)企業(yè)樣本選取方面采取了就業(yè)人數加權的隨機抽樣方式，抽樣的企業(yè)總體樣本來自兩省第三次經濟普查的全部制造業(yè)企業(yè)。對于管理者的抽樣，是根據企業(yè)提供全體員工名單，首先將中高層管理人員和一線員工分類，分別在每一類進行隨機數抽樣，其中中高層管理人員占全部員工的30%。

1.2 變量說明

（1）企業(yè)績效的指標構建

回歸相關文獻發(fā)現衡量企業(yè)經營績效的分類有很多種，本文主要采用衡量勞動力利用、企業(yè)生產技術以及經營管理水平的兩個最具代表性的指標，人均利潤率和企業(yè)勞動生產率。這兩個指標均來自于CEES調查數據，具體算法是人均利潤率用企業(yè)2015年底的利潤總額除以企業(yè)全部的從業(yè)人數，并取其對數的形式，用符號“l(fā)nprofit_per”表示；勞動生產率采用全員勞動生產率，用企業(yè)2015年底的工業(yè)增加值除以企業(yè)全部的從業(yè)人數，取其對數形式，用符號“l(fā)nproductivity”表示。

（2）人格特征的測度方法

人格特征是相對穩(wěn)定的思想、感受和行為模式，體現了個體在某種情境下以某種方式做出反應的傾向?！按笪濉比烁竦乃枷霚Y源于Allport等（1936）[8]所提出的特征概念，根據上述理論思想，隨后的研究發(fā)現微觀個體的性格特征并非不可觀測的“黑箱”，而是可以通過日常使用的“詞匯”進行分類概括。通過詞匯學的方式，用以表述微觀個體性格特征歸納為五大類，分別為嚴謹性、順同性、神經質、開放性和外向性五大維度。人格特征最典型的測量方法是John（1999）[9]以大五人格模型為理論基礎，編制的“大五人格卷”（Big Five Inventry,BFI），該問卷廣泛的運用于跨文化研究比較中，有較好的信度和效度[10,11]。人格特征的五個維度分別有如下的解釋：嚴謹性體現了個體的成就感與努力工作的程度；順同性衡量了個體是否易與他人合作，對他人寬容和信任的程度；神經質反映了個體情緒穩(wěn)定性，以及樂觀、自信和抗壓能力，本文的神經質是一個反向計分變量，得分越高表示個體情緒的穩(wěn)定性以及樂觀和抗壓能力越弱；開放性代表個體的創(chuàng)造力、創(chuàng)新精神與好奇心；外向性則涵蓋個體決斷力、進取心和活躍度水平。管理者人格特征采用了標準的大五人格量表，用抽樣后的企業(yè)中高層管理者各個維度得分的算數平均值代表總體企業(yè)管理者的人格特征。量表采用Likert 5點評分法，5為最高分，表示最傾向于某種人格特質，1為最不具有某種人格特質。

（3）控制變量

在管理者層面，根據勞動經濟學的相關文獻，教育背景作為人力資本理論中最重要的特征，楊浩等（2015）[12]認為管理者的教育背景與企業(yè)績效存在顯著正相關關系，因此本文控制了管理者的受教育年限。在企業(yè)層面，本文選取了企業(yè)年齡、企業(yè)資產凈值等基本變量對企業(yè)的規(guī)模進行了控制。本文還對企業(yè)出口情況、企業(yè)員工受教育情況、是否為高新技術企業(yè)、企業(yè)類型等特征變量進行控制，降低在實證檢驗中企業(yè)差異對結果的影響。此外，本文還控制了企業(yè)所屬行業(yè)、地區(qū)的固定效應。

泵站設計流量為24.31m3/s ,揚程為20.5m，配套電機功率為6 300kW。進水流道安裝布置如圖1所示。肘型進水流道的進口斷面按進口流速控制，為了減小進口水頭損失，進口流速需在0.5～1.0m/s范圍內選取。設計平面圖如圖2所示。

綜上所述，本文所涉及的變量名稱、變量符號及變量定義見表1。

1.3 模型設定

為考察管理者開放性人格特征對企業(yè)績效的影響，本文采用了2015年中國企業(yè)-員工調查（CEES）的數據，運用OLS回歸模型就管理者人格特征對于企業(yè)績效的影響效應進行實證檢驗?；鶞驶貧w的計量模型如下：

表1 變量名稱、變量符號及變量定義

其中，被解釋變量lnprofit_perjld和lnprofit_perjld代表第d個地區(qū)、第l個行業(yè)（二維行業(yè)代碼）、第 j個企業(yè)2015年的人均利潤和人均工業(yè)增加值，待估參數α1～α5，β1～β5表示一個企業(yè)中管理者平均開放性人格特征值對于企業(yè)績效的回歸系數。Z'為一系列控制變量，包括了個人層面和企業(yè)層面。Dl、Dd分別為所屬行業(yè)、地區(qū)的固定效應，εjld為隨機誤差項。

2 描述性統(tǒng)計

在描述性統(tǒng)計過程中，經剔除遺漏變量和OLS模型的識別要求，用于本次研究的有效樣本共有817家企業(yè)。對于上述變量以及其他控制變量的樣本數量、均值、標準差等主要變量進行描述統(tǒng)計分析，統(tǒng)計結果見表2。

表2 主要變量的描述性統(tǒng)計結果

圖1和圖2比較了不同分組條件下，企業(yè)管理者“大五”人格變量的統(tǒng)計結果。研究發(fā)現，高新技術型企業(yè)的管理者開放性明顯高于一般型企業(yè)，而外向性低于一般型企業(yè)，順同性和神經質兩類企業(yè)的管理者得分趨于一致。這表明了高新技術型企業(yè)的管理者，他們的創(chuàng)新精神均高于非高新技術企業(yè)的管理者。在不同出口類型的企業(yè)中，出口型企業(yè)管理者的開放性、嚴謹性也明顯高于非出口企業(yè)，而外向性特征明顯低于非出口企業(yè)，順同性和神經質得分相差不大。上述結果表明，無論是高新技術型企業(yè)還是對外出口型企業(yè)，管理者的創(chuàng)新性都更強，這可能是因為這兩類企業(yè)對外性強，接觸較多的新技術和服務，需要管理者創(chuàng)新性也更高。

圖1 是否為高新技術企業(yè)分組條件下員工“大五”人格特征的對比分析

圖2 是否為出口企業(yè)分組條件下員工“大五”人格特征的對比分析

為了進一步研究管理者人格特征與企業(yè)績效的關系，本文主要選取了管理者人格特征中的開放性為例，統(tǒng)計分析其對企業(yè)人均利潤率與勞動生產率的影響效應。圖3至圖5給出了管理者人格特征對企業(yè)人均利潤影響效應的描述性統(tǒng)計結果。以開放性為例，基于單解釋變量的回歸方程，圖3至圖5分別測度了不同樣本分組條件下開放性人格特征對于企業(yè)人均利潤率的彈性系數。結果發(fā)現，在全部有效樣本的條件下，管理者開放性人格特征對于企業(yè)人均利潤率的彈性系數為1.65，而其對于國有企業(yè)樣本分組的彈性系數（2.91）要高于非國有企業(yè)分組（1.60）。為了使結果更加穩(wěn)健，本文也測度了不同樣本分組條件下開放性人格特征對于企業(yè)勞動生產率的彈性系數。結果與企業(yè)人均利潤率一致，在全部有效樣本的條件下，管理者開放性人格特征對于企業(yè)勞動生產率的彈性系數為1.36，而其對于國有企業(yè)樣本分組的彈性系數（3.98）要高于非國有企業(yè)分組（1.20）。上述統(tǒng)計結果表明，對于當前的中國市場而言，管理者開放性人格特征對于企業(yè)人均利潤率或具有顯著的影響效應。

圖3 開放性人格特征對于企業(yè)人均利潤的彈性系數(全樣本)

圖4 開放性人格特征對于企業(yè)人均利潤的彈性系數(國有企業(yè)樣本)

圖5 開放性人格特征對于企業(yè)人均利潤的彈性系數(非國有企業(yè)樣本)

3 實證檢驗

為了進一步驗證上述結果，本文以企業(yè)管理者人格特征為解釋變量，企業(yè)績效中的人均利潤率和勞動生產率為被解釋變量來做回歸分析。

3.1 基本回歸結果

表3、表4（見下頁）給出了管理者人格特征對企業(yè)人均利潤率影響效應的OLS估計結果。在充分控制管理者學歷、企業(yè)年齡、企業(yè)資產凈值、企業(yè)是否出口、企業(yè)員工受教育情況、是否為高新技術企業(yè)、企業(yè)所有制性質等變量的前提下，企業(yè)管理者人格特征對于企業(yè)績效影響效應的OLS實證結果如下：

表3 管理者人格特征對人均利潤影響的基本回歸結果

如表3所示，在管理者的五個人格特征中，開放性人格特征對于企業(yè)人均利潤有顯著的促進效應。在依次加入個人和企業(yè)層面的控制變量后，開放性人格特征對企業(yè)人均利潤的影響效應依舊顯著，整個回歸的解釋率由0.049提高到了0.510，說明回歸方程的擬合優(yōu)度較好。表3的統(tǒng)計結果表明，以企業(yè)的2015年底的人均利潤作為被解釋變量，在控制了相關的變量之后，開放性對于企業(yè)人均利潤的影響系數在5%的顯著性水平上統(tǒng)計為正。開放性人格特征對企業(yè)人均利潤的彈性系數是0.813，這表明在其他條件相同的情況下，企業(yè)管理者開放性人格特征的平均水平每提高1個單位，人均利潤的對數增長0.813。管理者的外向性、順同性、嚴謹性和神經質四個維度對企業(yè)人均利潤的影響效應均不穩(wěn)定。

如表4所示，管理者開放性人格特征對于企業(yè)勞動生產率也有顯著的促進效應。在依次加入個人和企業(yè)層面的控制變量后，開放性人格特征對企業(yè)勞動生產率的影響依舊顯著，整個回歸的解釋率由0.047提高到了0.458。表4的統(tǒng)計結果表明，開放性對于企業(yè)勞動生產率的影響系數在5%的顯著性水平上統(tǒng)計為正。這表明，在其他條件相同的情況下，企業(yè)管理者開放性人格特征的平均水平每提高1個單位，人均利潤的對數增長0.741。

表4 管理者人格特征對企業(yè)勞動生產率影響的基本回歸結果

3.2 穩(wěn)健性檢驗

為了驗證管理者開放性對企業(yè)績效影響效應的穩(wěn)健性，程虹和李唐（2017）[13]認為風險偏好也是屬于創(chuàng)新性人格特征的一個較好的指標，本文選擇了管理者的風險偏好作為開放性人格的替代變量來檢驗研究的穩(wěn)健性。運用OLS回歸就其對企業(yè)績效的影響進行了實證檢驗。表5（見下頁）顯示，與開放性人格特征相似，管理者的風險偏好對企業(yè)人均利潤率有顯著的正向影響。表明了以開放性為代表的創(chuàng)新性人格特征對企業(yè)績效有較穩(wěn)健的促進作用。

4 結論

盡管學者已經開始從企業(yè)管理者特征的各個方面探討其對企業(yè)績效的影響，當前的研究更多集中于管理者一般的人口統(tǒng)計特征，而且由于數據的缺乏研究很少涉及人格特征這一影響變量。本文以“中國企業(yè)-勞動力匹配調查”（CEES）數據為樣本，驗證了管理者人格特征對企業(yè)績效的影響。為了進一步驗證結論的穩(wěn)健性，本文還選取了管理者的風險偏好作為開放性的替代變量，就開放性人格特征對企業(yè)績效的因果效應進行了穩(wěn)健性地實證檢驗。研究發(fā)現，“大五人格”中的開放性人格對企業(yè)績效有顯著的影響，且管理者的開放性越高，企業(yè)的人均利潤率和勞動生產率也就越高。這表明了以創(chuàng)新精神為主的開放性人格等微觀因素，在一定程度上是能夠影響一個企業(yè)的發(fā)展。開放性是組織創(chuàng)新的源泉和起點，能促進和實現員工創(chuàng)新力，使企業(yè)保持自主和活力，獲得持續(xù)的核心技術力。

表5 管理者風險偏好對企業(yè)人均利潤率影響的基本回歸結果

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