鄭旸+柴斌鋒+金麗珍

【摘 要】 實際控制人作為企業(yè)的重要人力資源，對企業(yè)擴(kuò)張決策制定和實施具有絕對的話語權(quán)。在經(jīng)濟(jì)快速發(fā)展和企業(yè)改革的浪潮中，民營企業(yè)擴(kuò)張活動愈演愈烈，而相當(dāng)部分企業(yè)在短暫的高速擴(kuò)張后很快陷入困境。文章以我國民營上市公司為樣本，探討實際控制人異質(zhì)性對企業(yè)擴(kuò)張速度決策的影響。研究結(jié)果表明中國民營上市企業(yè)實際控制人的背景特征對企業(yè)不同擴(kuò)張方式下的擴(kuò)張速度決策會產(chǎn)生影響。

【關(guān)鍵詞】 實際控制人； 異質(zhì)性； 擴(kuò)張； 民營企業(yè)

中圖分類號：F275 文獻(xiàn)標(biāo)識碼：A 文章編號：1004-5937（2014）14-0051-04

一、引言

我國民營中小企業(yè)在20世紀(jì)90年代中后期進(jìn)入了多元化擴(kuò)張快速發(fā)展階段，部分民營企業(yè)采取了擴(kuò)張戰(zhàn)略，并進(jìn)一步成長，實現(xiàn)了持續(xù)健康的發(fā)展。有些企業(yè)投入資源劇增，規(guī)模不斷擴(kuò)大，甚至跳出原有主業(yè)，投資進(jìn)入并不熟悉的新行業(yè)。這種超越財務(wù)資源約束，盲目擴(kuò)張使得不少企業(yè)陷入了財務(wù)困境，企業(yè)發(fā)展遭遇危機(jī)。彭羅斯（1959）的“企業(yè)成長”理論認(rèn)為，資源（包括人、財、物）的經(jīng)營是企業(yè)成長的關(guān)鍵。實際控制人作為企業(yè)的重要人力資源，承擔(dān)著制定和實施企業(yè)戰(zhàn)略、財務(wù)、經(jīng)營決策的重任，對企業(yè)擴(kuò)張策略制定和實施具有絕對的話語權(quán)。對于民營企業(yè)而言，實際控制人對于企業(yè)的重要性是不言而喻的，研究企業(yè)最終的控制人即實際控制人的主觀行為因素對企業(yè)不同擴(kuò)張方式擴(kuò)張速度決策的影響，能有效避免民營企業(yè)因擴(kuò)張而陷入財務(wù)困境，對幫助民營企業(yè)應(yīng)對復(fù)雜的市場環(huán)境、實現(xiàn)持續(xù)增長具有重要的意義。

二、實際控制人異質(zhì)性對企業(yè)擴(kuò)張速度決策影響因素及相關(guān)理論假設(shè)

Hambrick和Mason（1984）的高階理論認(rèn)為決策者特征主要由其價值觀、認(rèn)知觀決定。價值觀、認(rèn)知觀受年齡（Carlsson和Karlsson，1970；Vroom和Pahl，1971）、性別（Dwyer等，2003）、學(xué)歷背景（Bantel和Jackson，1989）、工作背景（Lee和Park，2006）等特征的影響。Lewin和Stephens（1994）、Nahavandi和Malekzadeh（1993）等主流研究方向把管理者特征背景分為人口統(tǒng)計因素與個性特征因素，并有研究表明兩者各自均會對企業(yè)決策有影響。因此，本文提出如下假設(shè)：

（一）人口統(tǒng)計因素

1.年齡

Carlsson和Karlsson（1970）、Vroom和Pahl（1971）的研究中表明，年齡越大的管理者傾向采用風(fēng)險較小的決策。內(nèi)部擴(kuò)張較外部擴(kuò)張是一個較為成熟且風(fēng)險較小的擴(kuò)張決策。假設(shè)提出如下：

H1：年齡越大的實際控制人內(nèi)部擴(kuò)張速度越小。

2.性別

姜付秀、伊志宏（2009）在研究過度投資行為時發(fā)現(xiàn)女性實際控制人的職業(yè)發(fā)展過程可能使得她們比男性更加激進(jìn)而非更加保守。公司并購行為與內(nèi)部擴(kuò)張相比，其擴(kuò)張的效果更快，擴(kuò)張風(fēng)險更大。假設(shè)提出如下：

H2：女性實際控制人更傾向于外部擴(kuò)張戰(zhàn)略，擴(kuò)張速度越大。

3.學(xué)歷

姜付秀、伊志宏等（2009）研究了我國上市公司管理者特征發(fā)現(xiàn)，管理者的學(xué)歷與過度投資行為間存在顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系。假設(shè)提出如下：

H3：實際控制人接受的教育水平越高，對外部擴(kuò)張方式以及速度的選擇越小。

4.工作經(jīng)歷

賀小剛、李新春（2005）通過實證數(shù)據(jù)指出企業(yè)家的能力會影響公司的成長，而企業(yè)家的背景因素會直接影響其能力的形成。假設(shè)提出如下：

H4：有高管經(jīng)歷的實際控制人內(nèi)部擴(kuò)張速度越大。

（二）個性特征因素

個性特征因素對企業(yè)擴(kuò)張方式選擇的影響研究目前仍處于不斷探索階段，因此，本文創(chuàng)新性地引入風(fēng)險偏好與責(zé)任抗壓能力兩個維度。

1.風(fēng)險偏好

Taylor和Dunnette（1974）認(rèn)為風(fēng)險傾向的個性特征與是否快速做決策有關(guān)。對現(xiàn)金流的掌控是企業(yè)在進(jìn)行風(fēng)險偏好定量中較為關(guān)鍵的指標(biāo)，一個風(fēng)險偏好較小的實際控制人會努力將企業(yè)自身的現(xiàn)金流控制得較為寬裕。假設(shè)提出如下：

H5：實際控制人風(fēng)險偏好越大越容易擴(kuò)張，擴(kuò)張速度越大。

2.責(zé)任抗壓能力

Stein（1980）認(rèn)為具有進(jìn)取心的高級管理團(tuán)隊在全面明確地分析備選方案時將更理性。一個愿意主動承擔(dān)較大責(zé)任的實際控制人，同樣也具有責(zé)任抗壓的能力。假設(shè)提出如下：

H6：實際控制人責(zé)任抗壓能力越大越有擴(kuò)張沖動，擴(kuò)張速度越大。

三、實際控制人異質(zhì)性對企業(yè)擴(kuò)張速度決策影響的實證分析

（一）數(shù)據(jù)與變量說明

本文選擇2009—2011年內(nèi)民營上市企業(yè)為樣本公司，以其報表數(shù)據(jù)為樣本數(shù)據(jù)。通過收集整理，最后得到944個有效觀測值。

（二）變量設(shè)定

變量的具體描述和定義見表1。

（三）模型建立

根據(jù)本文以上分析，建立以下模型：

（四）描述性統(tǒng)計分析

從表2可見，我國采取擴(kuò)張政策的民營上市公司實際控制人的平均年齡在51～60歲，大約93.5%的企業(yè)實際控制人是男性席位居多，占絕對優(yōu)勢。大多數(shù)采取擴(kuò)張政策的實際控制人平均擁有本科的教育背景，許多較為年長的實際控制人通過繼續(xù)教育，也獲得了EMBA等較高的學(xué)歷。絕大多數(shù)采取擴(kuò)張政策的實際控制人在控制該企業(yè)之前有過高管經(jīng)歷，具有一定的風(fēng)險偏好，平均擁有31.97%的所有權(quán)，因而責(zé)任抗壓能力較強(qiáng)。

（五）回歸分析及結(jié)果（見表3）

1.實際控制人異質(zhì)性對企業(yè)內(nèi)部擴(kuò)張速度的影響

實際控制人年齡對內(nèi)部擴(kuò)張金額的回歸系數(shù)為-0.593，在5%的顯著水平下通過了顯著性檢驗。這說明年齡越大的實際控制人對內(nèi)部擴(kuò)張這種擴(kuò)張戰(zhàn)略越謹(jǐn)慎，擴(kuò)張速度也越小。假設(shè)H1成立。

有過高管經(jīng)歷的因素回歸系數(shù)為0.948，通過5%顯著水平下的顯著性檢驗。假設(shè)H2成立。

對于內(nèi)部擴(kuò)張方式，實際控制人風(fēng)險偏好對其擴(kuò)張金額的回歸系數(shù)為1.320，在1%的顯著水平下通過了顯著性檢驗。這與許多研究表明的實際控制人風(fēng)險偏好越大越容易擴(kuò)張、擴(kuò)張速度越快的研究結(jié)論相違背。假設(shè)H5不成立。考慮到內(nèi)部擴(kuò)張方式發(fā)展較為成熟，以及融資渠道的多元化與靈活性、越來越完善的各項政策的配套支持，這使自生資金滿足率對企業(yè)擴(kuò)張戰(zhàn)略決策的影響減弱。甚至，考慮到財務(wù)杠桿的效應(yīng)，許多企業(yè)會以此作為戰(zhàn)略從而導(dǎo)致數(shù)據(jù)顯示的結(jié)果。

實際控制人責(zé)任抗壓能力對內(nèi)部擴(kuò)張金額的回歸系數(shù)為0.045，在1%的顯著水平下通過了顯著性檢驗。這說明責(zé)任抗壓能力越大的實際控制人越有采用內(nèi)部擴(kuò)張這種方式的沖動以及總體擴(kuò)張的魄力。假設(shè)H6成立。

2.實際控制人異質(zhì)性對企業(yè)外部擴(kuò)張方式的影響

性別差異通過了5%顯著水平下的顯著性檢驗，女性實際控制人更傾向于擴(kuò)張戰(zhàn)略，在外部擴(kuò)張中尤為明顯。假設(shè)H3成立。

實際控制人的學(xué)歷背景也在10%的顯著水平下通過了顯著性檢驗，與并購金額負(fù)相關(guān)。表明實際控制人接受的教育水平越高，對外部擴(kuò)張方式以及速度的選擇越小。與姜付秀、伊志宏（2009）研究認(rèn)為管理者學(xué)歷水平越高就越能有效地防止過度投資行為的結(jié)論一致。假設(shè)H4成立。

風(fēng)險偏好與責(zé)任抗壓能力的回歸情況與內(nèi)部擴(kuò)張回歸情況基本相近，風(fēng)險偏好越小、責(zé)任抗壓能力越大的實際控制人企業(yè)更易產(chǎn)生外部擴(kuò)張的沖動。假設(shè)H6成立。

3.控制變量方面

本文選定總資產(chǎn)（SIZE）、資產(chǎn)收益率（ROA）、資產(chǎn)負(fù)債率（DEBT）、行業(yè)虛擬變量（IND）、年度虛擬變量（YEAR）作為本研究的控制變量?；貧w結(jié)果顯示，規(guī)模越小、盈利能力越小、償債能力越小的企業(yè)的實際控制人偏好效果更明顯，更具風(fēng)險性的內(nèi)、外部擴(kuò)張方式。這與Malmendier和Tate（2003，2005）研究結(jié)論相符。

四、結(jié)論與啟示

民營企業(yè)實際控制人人口統(tǒng)計因素與個性特征因素和企業(yè)不同擴(kuò)張方式的擴(kuò)張速度存在一定的相關(guān)性。年齡與工作經(jīng)歷會影響企業(yè)內(nèi)部擴(kuò)張速度，性別與學(xué)歷則與外部擴(kuò)張速度存在著顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系。風(fēng)險偏好、責(zé)任抗壓能力均會影響民營企業(yè)內(nèi)部擴(kuò)張速度與外部擴(kuò)張速度。因此，民營企業(yè)選擇實際控制人的標(biāo)準(zhǔn)應(yīng)結(jié)合各個維度的人口統(tǒng)計和個性特征因素考慮衡量，選取最符合企業(yè)發(fā)展的實際控制人。同時，建立完備的監(jiān)管制度，對其進(jìn)行有效監(jiān)督，促使實際控制人尤其是那些容易構(gòu)成擴(kuò)張沖動的實際控制人作出合理、有效的擴(kuò)張決策。

【參考文獻(xiàn)】

[1] 彭羅斯.企業(yè)成長理論[M].趙曉，譯.上海：上海人民出版社，2007.

[2] 姜付秀，伊志宏，蘇飛，等.管理者背景特征與企業(yè)過度投資行為[J].管理世界，2009（1）：130-138.

[3] 賀小剛，李新春.企業(yè)家能力與企業(yè)成長：基于中國經(jīng)驗的實證研究[J].經(jīng)濟(jì)研究，2005（10）：101-111.

[4] Hambrick， D. C. and P. Mason.Upper Echelons： The Organization as a Reflection of its Top Managers[J]. Academy of Management Review， 1984（9）：193-206.

[5] Carlsson D. and Karlsson K.Age， Cohorts and the Generation of Generations[J]. American Sociological Review， 1970（7）：710-718.

[6] Vroom V. and Pahl B.Relationship Between Age and Risk-taking Among Managers[J]. Journal of Applied Psychology，1971（4）：399-405.

[7] Dwyer， S.， Richard， O. C. and Chadwick， K. Gender Diversity in Management and Firm Performance： The Influence of Growth Orientation and Organizational Culture[J]. Journal of Business Research， 2003（12）：1009-1019.

[8] Bantel， K. A. and Jackson， S. E.Top Management and Innovations in Banking： Does the Composition of the Top Team Make a Difference？[J]. Strategic Management Journal， 1989（10）：107-124.

[9] Lee， H. J. and Park， J. H. Top Team Diversity， Internationalization and the Mediating Effect of International Alliances[J]. British Journal of Management， 2006（3）：195-213.

[10] Lewin， A. Y. and C. U. Stephens. CEO Attributes as Determinants of Organization Design： An Integrated Model[J]. Organization Studies，1994（2）：183-212.

[11] Nahavandi， A. and A. R. Malekzadeh. Leader Style in Strategy and Organizational Performance： An Integrative Framework[J]. Journal of Management Studies，1993（3）：405-425.

[12] Taylor， R. N. and M. D. Dunnette. Relative Contribution of Decision-Maker Attributes to Decision Processes[J]. Organizational Behaviour and Human Performance，1974（12）：286-298.

[13] Stein， J. Contextual Influence on Strategic Decision Methods[D]. Philadelphia： University of Pennsylvania，1980.

[14] Malmendier Ulrike and Tate Geoffrer. CEO Overconfidence and Corporate Investment[J]. Journal of Finance， 2005（6）：2661-2700.

有過高管經(jīng)歷的因素回歸系數(shù)為0.948，通過5%顯著水平下的顯著性檢驗。假設(shè)H2成立。

對于內(nèi)部擴(kuò)張方式，實際控制人風(fēng)險偏好對其擴(kuò)張金額的回歸系數(shù)為1.320，在1%的顯著水平下通過了顯著性檢驗。這與許多研究表明的實際控制人風(fēng)險偏好越大越容易擴(kuò)張、擴(kuò)張速度越快的研究結(jié)論相違背。假設(shè)H5不成立?？紤]到內(nèi)部擴(kuò)張方式發(fā)展較為成熟，以及融資渠道的多元化與靈活性、越來越完善的各項政策的配套支持，這使自生資金滿足率對企業(yè)擴(kuò)張戰(zhàn)略決策的影響減弱。甚至，考慮到財務(wù)杠桿的效應(yīng)，許多企業(yè)會以此作為戰(zhàn)略從而導(dǎo)致數(shù)據(jù)顯示的結(jié)果。

實際控制人責(zé)任抗壓能力對內(nèi)部擴(kuò)張金額的回歸系數(shù)為0.045，在1%的顯著水平下通過了顯著性檢驗。這說明責(zé)任抗壓能力越大的實際控制人越有采用內(nèi)部擴(kuò)張這種方式的沖動以及總體擴(kuò)張的魄力。假設(shè)H6成立。

2.實際控制人異質(zhì)性對企業(yè)外部擴(kuò)張方式的影響

性別差異通過了5%顯著水平下的顯著性檢驗，女性實際控制人更傾向于擴(kuò)張戰(zhàn)略，在外部擴(kuò)張中尤為明顯。假設(shè)H3成立。

實際控制人的學(xué)歷背景也在10%的顯著水平下通過了顯著性檢驗，與并購金額負(fù)相關(guān)。表明實際控制人接受的教育水平越高，對外部擴(kuò)張方式以及速度的選擇越小。與姜付秀、伊志宏（2009）研究認(rèn)為管理者學(xué)歷水平越高就越能有效地防止過度投資行為的結(jié)論一致。假設(shè)H4成立。

風(fēng)險偏好與責(zé)任抗壓能力的回歸情況與內(nèi)部擴(kuò)張回歸情況基本相近，風(fēng)險偏好越小、責(zé)任抗壓能力越大的實際控制人企業(yè)更易產(chǎn)生外部擴(kuò)張的沖動。假設(shè)H6成立。

3.控制變量方面

本文選定總資產(chǎn)（SIZE）、資產(chǎn)收益率（ROA）、資產(chǎn)負(fù)債率（DEBT）、行業(yè)虛擬變量（IND）、年度虛擬變量（YEAR）作為本研究的控制變量?；貧w結(jié)果顯示，規(guī)模越小、盈利能力越小、償債能力越小的企業(yè)的實際控制人偏好效果更明顯，更具風(fēng)險性的內(nèi)、外部擴(kuò)張方式。這與Malmendier和Tate（2003，2005）研究結(jié)論相符。

四、結(jié)論與啟示

民營企業(yè)實際控制人人口統(tǒng)計因素與個性特征因素和企業(yè)不同擴(kuò)張方式的擴(kuò)張速度存在一定的相關(guān)性。年齡與工作經(jīng)歷會影響企業(yè)內(nèi)部擴(kuò)張速度，性別與學(xué)歷則與外部擴(kuò)張速度存在著顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系。風(fēng)險偏好、責(zé)任抗壓能力均會影響民營企業(yè)內(nèi)部擴(kuò)張速度與外部擴(kuò)張速度。因此，民營企業(yè)選擇實際控制人的標(biāo)準(zhǔn)應(yīng)結(jié)合各個維度的人口統(tǒng)計和個性特征因素考慮衡量，選取最符合企業(yè)發(fā)展的實際控制人。同時，建立完備的監(jiān)管制度，對其進(jìn)行有效監(jiān)督，促使實際控制人尤其是那些容易構(gòu)成擴(kuò)張沖動的實際控制人作出合理、有效的擴(kuò)張決策。

【參考文獻(xiàn)】

[1] 彭羅斯.企業(yè)成長理論[M].趙曉，譯.上海：上海人民出版社，2007.

[2] 姜付秀，伊志宏，蘇飛，等.管理者背景特征與企業(yè)過度投資行為[J].管理世界，2009（1）：130-138.

[3] 賀小剛，李新春.企業(yè)家能力與企業(yè)成長：基于中國經(jīng)驗的實證研究[J].經(jīng)濟(jì)研究，2005（10）：101-111.

[4] Hambrick， D. C. and P. Mason.Upper Echelons： The Organization as a Reflection of its Top Managers[J]. Academy of Management Review， 1984（9）：193-206.

[5] Carlsson D. and Karlsson K.Age， Cohorts and the Generation of Generations[J]. American Sociological Review， 1970（7）：710-718.

[6] Vroom V. and Pahl B.Relationship Between Age and Risk-taking Among Managers[J]. Journal of Applied Psychology，1971（4）：399-405.

[7] Dwyer， S.， Richard， O. C. and Chadwick， K. Gender Diversity in Management and Firm Performance： The Influence of Growth Orientation and Organizational Culture[J]. Journal of Business Research， 2003（12）：1009-1019.

[8] Bantel， K. A. and Jackson， S. E.Top Management and Innovations in Banking： Does the Composition of the Top Team Make a Difference？[J]. Strategic Management Journal， 1989（10）：107-124.

[9] Lee， H. J. and Park， J. H. Top Team Diversity， Internationalization and the Mediating Effect of International Alliances[J]. British Journal of Management， 2006（3）：195-213.

[10] Lewin， A. Y. and C. U. Stephens. CEO Attributes as Determinants of Organization Design： An Integrated Model[J]. Organization Studies，1994（2）：183-212.

[11] Nahavandi， A. and A. R. Malekzadeh. Leader Style in Strategy and Organizational Performance： An Integrative Framework[J]. Journal of Management Studies，1993（3）：405-425.

[12] Taylor， R. N. and M. D. Dunnette. Relative Contribution of Decision-Maker Attributes to Decision Processes[J]. Organizational Behaviour and Human Performance，1974（12）：286-298.

[13] Stein， J. Contextual Influence on Strategic Decision Methods[D]. Philadelphia： University of Pennsylvania，1980.

[14] Malmendier Ulrike and Tate Geoffrer. CEO Overconfidence and Corporate Investment[J]. Journal of Finance， 2005（6）：2661-2700.

有過高管經(jīng)歷的因素回歸系數(shù)為0.948，通過5%顯著水平下的顯著性檢驗。假設(shè)H2成立。

對于內(nèi)部擴(kuò)張方式，實際控制人風(fēng)險偏好對其擴(kuò)張金額的回歸系數(shù)為1.320，在1%的顯著水平下通過了顯著性檢驗。這與許多研究表明的實際控制人風(fēng)險偏好越大越容易擴(kuò)張、擴(kuò)張速度越快的研究結(jié)論相違背。假設(shè)H5不成立?？紤]到內(nèi)部擴(kuò)張方式發(fā)展較為成熟，以及融資渠道的多元化與靈活性、越來越完善的各項政策的配套支持，這使自生資金滿足率對企業(yè)擴(kuò)張戰(zhàn)略決策的影響減弱。甚至，考慮到財務(wù)杠桿的效應(yīng)，許多企業(yè)會以此作為戰(zhàn)略從而導(dǎo)致數(shù)據(jù)顯示的結(jié)果。

實際控制人責(zé)任抗壓能力對內(nèi)部擴(kuò)張金額的回歸系數(shù)為0.045，在1%的顯著水平下通過了顯著性檢驗。這說明責(zé)任抗壓能力越大的實際控制人越有采用內(nèi)部擴(kuò)張這種方式的沖動以及總體擴(kuò)張的魄力。假設(shè)H6成立。

2.實際控制人異質(zhì)性對企業(yè)外部擴(kuò)張方式的影響

性別差異通過了5%顯著水平下的顯著性檢驗，女性實際控制人更傾向于擴(kuò)張戰(zhàn)略，在外部擴(kuò)張中尤為明顯。假設(shè)H3成立。

實際控制人的學(xué)歷背景也在10%的顯著水平下通過了顯著性檢驗，與并購金額負(fù)相關(guān)。表明實際控制人接受的教育水平越高，對外部擴(kuò)張方式以及速度的選擇越小。與姜付秀、伊志宏（2009）研究認(rèn)為管理者學(xué)歷水平越高就越能有效地防止過度投資行為的結(jié)論一致。假設(shè)H4成立。

風(fēng)險偏好與責(zé)任抗壓能力的回歸情況與內(nèi)部擴(kuò)張回歸情況基本相近，風(fēng)險偏好越小、責(zé)任抗壓能力越大的實際控制人企業(yè)更易產(chǎn)生外部擴(kuò)張的沖動。假設(shè)H6成立。

3.控制變量方面

本文選定總資產(chǎn)（SIZE）、資產(chǎn)收益率（ROA）、資產(chǎn)負(fù)債率（DEBT）、行業(yè)虛擬變量（IND）、年度虛擬變量（YEAR）作為本研究的控制變量?；貧w結(jié)果顯示，規(guī)模越小、盈利能力越小、償債能力越小的企業(yè)的實際控制人偏好效果更明顯，更具風(fēng)險性的內(nèi)、外部擴(kuò)張方式。這與Malmendier和Tate（2003，2005）研究結(jié)論相符。

四、結(jié)論與啟示

民營企業(yè)實際控制人人口統(tǒng)計因素與個性特征因素和企業(yè)不同擴(kuò)張方式的擴(kuò)張速度存在一定的相關(guān)性。年齡與工作經(jīng)歷會影響企業(yè)內(nèi)部擴(kuò)張速度，性別與學(xué)歷則與外部擴(kuò)張速度存在著顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系。風(fēng)險偏好、責(zé)任抗壓能力均會影響民營企業(yè)內(nèi)部擴(kuò)張速度與外部擴(kuò)張速度。因此，民營企業(yè)選擇實際控制人的標(biāo)準(zhǔn)應(yīng)結(jié)合各個維度的人口統(tǒng)計和個性特征因素考慮衡量，選取最符合企業(yè)發(fā)展的實際控制人。同時，建立完備的監(jiān)管制度，對其進(jìn)行有效監(jiān)督，促使實際控制人尤其是那些容易構(gòu)成擴(kuò)張沖動的實際控制人作出合理、有效的擴(kuò)張決策。

【參考文獻(xiàn)】

[1] 彭羅斯.企業(yè)成長理論[M].趙曉，譯.上海：上海人民出版社，2007.

[2] 姜付秀，伊志宏，蘇飛，等.管理者背景特征與企業(yè)過度投資行為[J].管理世界，2009（1）：130-138.

[3] 賀小剛，李新春.企業(yè)家能力與企業(yè)成長：基于中國經(jīng)驗的實證研究[J].經(jīng)濟(jì)研究，2005（10）：101-111.

[4] Hambrick， D. C. and P. Mason.Upper Echelons： The Organization as a Reflection of its Top Managers[J]. Academy of Management Review， 1984（9）：193-206.

[5] Carlsson D. and Karlsson K.Age， Cohorts and the Generation of Generations[J]. American Sociological Review， 1970（7）：710-718.

[6] Vroom V. and Pahl B.Relationship Between Age and Risk-taking Among Managers[J]. Journal of Applied Psychology，1971（4）：399-405.

[7] Dwyer， S.， Richard， O. C. and Chadwick， K. Gender Diversity in Management and Firm Performance： The Influence of Growth Orientation and Organizational Culture[J]. Journal of Business Research， 2003（12）：1009-1019.

[8] Bantel， K. A. and Jackson， S. E.Top Management and Innovations in Banking： Does the Composition of the Top Team Make a Difference？[J]. Strategic Management Journal， 1989（10）：107-124.

[9] Lee， H. J. and Park， J. H. Top Team Diversity， Internationalization and the Mediating Effect of International Alliances[J]. British Journal of Management， 2006（3）：195-213.

[10] Lewin， A. Y. and C. U. Stephens. CEO Attributes as Determinants of Organization Design： An Integrated Model[J]. Organization Studies，1994（2）：183-212.

[11] Nahavandi， A. and A. R. Malekzadeh. Leader Style in Strategy and Organizational Performance： An Integrative Framework[J]. Journal of Management Studies，1993（3）：405-425.

[12] Taylor， R. N. and M. D. Dunnette. Relative Contribution of Decision-Maker Attributes to Decision Processes[J]. Organizational Behaviour and Human Performance，1974（12）：286-298.

[13] Stein， J. Contextual Influence on Strategic Decision Methods[D]. Philadelphia： University of Pennsylvania，1980.

[14] Malmendier Ulrike and Tate Geoffrer. CEO Overconfidence and Corporate Investment[J]. Journal of Finance， 2005（6）：2661-2700.