【作　　者】
王秋红1，2

【作者单位】
1.九江学院会计学院，江西九江332005；2.中南财经政法大学会计学院，武汉430073

【摘　　要】

     【摘要】企业管理者具有异质性，不同管理者在实施自主品牌的战略决策过程中存在着差异，这可能会影响品牌价值的提升，但现有文献忽略了管理者及其能力的影响。因此本文以世界品牌实验室2009 ~ 2014发布的《中国最具品牌价值500强》中上榜品牌所属的沪深A股上市制造业公司为样本进行研究，考察了企业管理者能力对品牌价值的影响。全样本实证结果表明，企业管理者能力与品牌价值具有显著的正相关关系，即企业管理者能力能够对品牌价值的提升产生显著积极作用；进一步按产权性质分组后研究得出，国有企业管理者能力与品牌价值不具有显著相关关系，而非国有企业管理者能力与品牌价值存在显著的正相关关系。
【关键词】产权性质；管理者能力；品牌价值；制造业上市公司
【中图分类号】F275           【文献标识码】A           【文章编号】1004-0994（2016）27-0008-7一、引言
数据显示，我国从2010年起就成为世界第一制造大国，但是由品牌所创造的价值占GDP的比重不超过20%，而在美国此比值高达60%，这主要是由于目前我国品牌仍然处于弱势，强势品牌不多，品牌价值整体不高。世界品牌实验室2015年发布的“世界品牌500强排行榜”显示，美国品牌占据228席，我国大陆品牌仅仅占据31席，远远低于英国、法国和日本；著名国际咨询公司Interbrand发布的2015年世界品牌100强品牌价值排行榜中，我国也仅仅只有华为（排名第88位）和联想（排名第100位）上榜。因此，针对这种“制造大国、品牌弱国”的现象，中共“十八大”曾提出要“形成以技术、品牌、质量、服务为核心的出口竞争新优势”，实施自主品牌战略，“加强质量品牌建设……不断提升企业品牌价值和中国制造整体形象”。企业作为社会经济行为的微观主体，如何实施品牌战略、提升品牌价值、发挥品牌价值效应已成为企业管理层面临的重大课题。
管理层是企业宝贵的人力资本，是企业战略决策的根源（Hambrick，2007），更是现代企业持续发展的关键力量（何威风，2015）。管理层对企业的影响是具有固定效应的（Bertrand和Scholar，2003），不同的管理层具有不同的风格与能力，尤其当企业的经营战略决策及行为具有高度不确定性时，管理者能力就会发挥决定性作用。一般而言，高能力的管理层比较了解企业及行业状况，具有较高的信息搜集与分析能力，能够更好地将内外部的社会资源及信息整合起来，形成对企业未来发展更有利的决策（Demerjian et al．，2012），从而实现企业战略目标。那么，企业在实施品牌战略、提升品牌价值的过程中，管理者能力对品牌价值会产生什么样的影响？这种影响在国有企业和非国有企业中有什么差异？这类问题目前尚无明确的结论。
鉴于此，本文选取世界品牌实验室2009 ~ 2014年发布的《中国最具品牌价值500强》中上榜品牌所属的沪深A股制造业上市公司为研究样本，考察了企业管理者能力对品牌价值的影响。全样本实证结果表明，企业管理者能力与品牌价值具有显著的正相关关系，即企业管理者能力能够对品牌价值提升产生显著积极作用；进一步按产权性质分组后得出，国有企业管理者能力与品牌价值不具有显著的相关关系，而非国有企业管理者能力与品牌价值存在显著的正相关关系。
二、文献回顾
新古典经济理论中认为，管理者是同质的且可以完全被替代的，只要外界环境相同，企业都会做出完全相同且理性的选择。然而，现实中企业决策行为却存在异质性，且这种异质性无法用公司特征及行业特征因素去解释。因此，以企业管理层异质性及人的有限理论为前提，汉姆贝克和迈森（Hambrick和Mason，1984）创新性地提出了“高阶梯队”理论（Upper Echelons Theory）。该理论认为企业管理层异质性特征会影响企业决策和行为，进而影响企业组织绩效和目标实现。随后，国内外学者开始关注管理层异质性（如年龄、学历及任期等）对企业经营决策和组织绩效的影响（Bantel et al.，1989；Tihanyi et al.，2000；Hayes和Schaefer，1999；姜付秀等，2009；李焰等，2011；Kaplan et al.，2012）。不可否认的是，企业高层管理者本身具有的异质性特征（如年龄、学历、任期等）并不能直接作用于企业经营决策及绩效目标的实现，而是通常内化为管理者能力来影响企业行为。
现有文献研究表明，管理者能力不仅能够影响企业决策行为，而且能够显著地影响企业绩效目标的实现。如Francis et al.（2013）研究表明，管理者能力能够减少企业的避税行为；张敦力等（2015）基于A股上市公司数据进行研究，结果表明管理者能力对企业投资羊群行为具有显著的抑制作用；Demerjian等（2013）利用新提出的DEA-Tobit方法来整体衡量管理者能力并进行实证检验，结果表明管理者能力与企业盈余质量及经营绩效呈显著的正相关关系；Andreou等（2013）认为，管理者能力是企业组织的重要特征，具有提高盈利能力、减少信息不对称及提高公司业绩的作用；潘前进等（2015）从新的视角证明了管理者能力具有降低信息不对称、缓解代理冲突、改善资本投资效率的显著正向作用；陈德球等（2015）研究发现，管理者能力会增加企业内部薪酬差距；何威风等（2015）研究发现，公司管理者能力与支付的审计费用具有显著的负相关关系。由此可见，管理者能力可视为企业最有价值的无形资产，在企业经营过程及战略目标实现的过程中发挥着重要作用。
品牌价值是企业品牌管理的核心要素，更是衡量企业核心竞争力与可持续发展的重要因素。尤其是在目前经济“新常态”下，实施自主品牌战略、提升品牌价值已成为经济转型升级的重要战略手段。那么，对企业而言，如何提升企业品牌价值、实现品牌战略目标？虽然众多学者从不同角度研究了提升品牌价值的方法，如增加广告投入及研发费用（Chaudhuri，2002；Mizik et al.，2003；Chu和Keh，2006；Eng和Keh，2007）、增强消费者对品牌的识别及联系（Keller，1993、2003）及构建品牌与利益相关者之间的良好品牌关系（Kotler et al.，2012；张燚，2012；侯立松等，2014）等，但他们却忽视了一个事实：这些措施的实施离不开企业管理层的决策与行为，即从根本上而言，任何品牌战略的实施、品牌价值的实现及提升都与企业管理层决策有关。
三、理论分析及研究假设的提出
依据上述文献回顾可知，管理层异质性会影响品牌战略决策及品牌价值。那么，作为管理层异质性内化的特征——管理者能力，在企业生产经营决策中是如何影响品牌价值？经过下文的理论分析，本文将做出相应的研究假设。
（一）管理者能力与品牌价值
企业高层管理者能力对于企业而言，本身就是一种无形资产，能力越强的管理者一般具有越强的沟通能力及资源整合优化能力，能够有效地引导各利益相关者参与企业品牌价值的创造，进一步拓展品牌产品，提升品牌的市场占有率，实现品牌战略决策目标，提升品牌价值。其次，按照声誉理论，企业管理者能力越强，越重视自己的声誉，其向社会利益相关者传递出的信息可靠性就越高，就能够得到更多社会公众的依赖，吸引更多的消费者，进而增强品牌忠诚度，为企业带来超额利润，实现提升品牌价值的良性循环。最后，根据信号理论，企业管理者能力高低本身就是一种信号，能力越强的管理者越自信，越愿意释放真实的企业信息，在一定程度上能够减少公司的信息不对称，增强外部利益相关者对其品牌产品的认知度和信赖度，进而提升其品牌价值。基于上述分析，本文提出：
H1：在其他条件相同的情况下，企业管理者能力越强，对品牌价值的提升作用越明显。
（二）产权性质、管理者能力与品牌价值
由于我国特殊的制度环境，在研究企业问题时不可避免地要考虑企业的产权性质，产权性质作为上市公司的自身属性，对企业决策及生产经营活动均具有重要影响（李延喜等，2015）。不同的产权性质，在政府干预、资源获取及绩效目标等方面都会产生很大的差异，从而可能会影响该品牌上市公司的管理者能力对品牌价值提升作用的发挥。因此，本文认为在国有与非国有企业中，管理者能力对品牌价值的提升作用是有差异的。具体原因如下：
首先，国有企业的最终控制人为政府，政府为了发挥职能及提升政绩，会对企业决策及行为予以干预，同时会要求企业承担更多的社会责任，以及绩效考核目标多元化，这样会造成在提升品牌价值的过程中企业管理者能力被分散；而在非国有企业中，由于企业决策及行为受到较少干预，绩效考核目标相对也较少，有助于企业管理者能力在品牌价值提升过程中的发挥。其次，国有企业由于自身产权制度的缺陷，无法清楚地界定剩余收益权及控制权，难以为管理者能力的发挥提供良好的激励，且企业品牌价值的提升存在一定的滞后性；而非国有企业其产权界定比较清晰，能够有效激励管理者能力的发挥。最后，国有企业本身具有一定的声誉优势，决定了其在社会资源配置中能够获得较多的社会资源（如较大的规模、较多的资金支持等），能够向社会公众传递出较好的声誉。由于品牌价值提升更多的是依靠规模、信誉（声誉），管理层不需要太努力即可实现预期目标，使得管理层依靠自身能力提升品牌价值的作用被弱化。而非国有企业基本没有天的资源配置优势，管理层必须依靠自己的能力提升品牌价值，进而增强企业核心竞争力，获得更多的资源配置份额。基于以上分析，本文提出：
H2：在其他条件相同的情况下，与国有上市公司相比，非国有上市公司的管理者能力对品牌价值的提升作用更显著。
四、研究设计
（一）样本选择与数据来源
本文选取世界品牌实验室2009 ~ 2014年每年发布的《中国最具品牌价值500强》排行榜中所有制造业上市公司为初始研究样本，并按照以下标准进行筛选：①剔除品牌发源地或品牌所属企业上市地点不在中国大陆地区的样本；②将上榜品牌属于同一公司的品牌价值予以合并；③将一个品牌有几家上市公司的先予以分解，然后再将相应的财务数据予以直接相加；④剔除数据存在缺省值的品牌所属公司；⑤为了消除极端值的影响，对连续变量处于0 ~ 1%和99% ~ 100%之间的样本进行了winsorize处理。按照上述标准，最终得到了符合条件的660个样本观测值。品牌价值数据来自世界品牌实验室发布的2009 ~ 2014年品牌价值排行榜，管理者能力数据来源于国泰安（CSMAR）数据库并经手工计算获得，其他控制变量的数据来自国泰安（CSMAR）数据库。数据处理采用Stata 14.0统计软件。
（二）变量解释说明及定义
1. 被解释变量：品牌价值（BV）。借鉴黎小林等（2010）、赵蓓等（2013）的研究方法，采用《中国最具品牌价值500强》中的数值取对数后来衡量某个品牌的价值。
2. 主要解释变量：管理者能力（MA）。借鉴Andreou et al.，（2013）、Wang G.（2013）、Francis（2013）、张铁铸等（2014）、潘前进等（2015）、谢建（2015）、何威风等（2015）及张敦力（2015）的已有研究成果，采用DEA-Tobit模型对企业管理层的能力进行度量。
首先，本文运用数据包络分析方法（DEA）计算出企业的生产效率（θ）。在使用DEA方法计算生产效率时，需要确定投入变量和产出变量。本文把营业收入（Sales）作为DEA方法中的产出变量（Outputs），将固定资产净额（PPE）、无形资产净额（NI）、商誉（Goodwill）、研发支出净额（R&D）、营业成本（COGS）及销售费用与管理费用之和（SG&A）作为投入变量（Inputs）。对于投入变量的选取，在此进行补充说明：①Demerjian等（2012）的投入变量指标中还包括净经营租赁，但是我国实务中此项租赁费用一般计入到相应的费用中，并没有单独披露该信息，因此，投入变量中没有包含该指标，这对研究结论的影响应该不会很大。②对于研发支出，Demerjian等（2012）采用的是当年与前四年的研发支出按照直线法摊销计算出当年的研发支出净额，也有学者采用当年研发支出。根据现行会计准则，本文采用公式RDCAP=      （1+0.33t）×RDexp将企业前两年及当年的研发支出予以摊销计算出当年研发支出。根据以上设定，本文使用公式（1）计算企业的生产效率（θ）：
maxvθ=Sales÷（v1PPE+v2R&D+v3NI+v4Goodwill+
v5COGS+v5SG&A） （1）
其次，把每个企业作为一个决策单元，运用DEA方法分析计算得出每个企业的生产效率。计算得到的每个企业的生产效率（θ）介于0和1之间，θ值等于1表示该企业的生产效率达到最优，小于1可视为还未达到最优，可以通过减少产出或增加收入来达到最优效率。
最后，剔除企业特有因素对生产效率的影响，运用Tobit模型控制年度来进行回归，得到的残差值即为管理者能力（MA）。
3. 控制变量。结合已有研究文献，将影响品牌价值的主要因素销售费用（Chaudhuri et al.，2002；Mizik et al.，2003；Chu和Keh，2006；Eng和Keh，2007）、企业规模、财务杠杆、上市年限及地域、市场化进程及企业成长性等作为控制变量。具体变量的定义及说明如表1所示：

（三）模型构建
为了考察管理者能力对品牌价值的影响，本文构建了如下基本模型：
BV=α1+α2MA+β􀰑Control+􀰑Year+ε （2）
其中，BV为被解释变量，MA表示管理者能力，α1为截距项，α2用来检验管理者能力与品牌价值之间的关系，如果显著为正，说明管理者能力对品牌价值的提升具有显著积极作用，Control为控制变量。
五、实证结果分析
（一）描述性统计

表2是本文研究变量的描述性统计结果。可以看出，品牌价值取对数后（BV）的均值与中位数分别为23.0298和22.9267，二者相差不大，说明该研究样本品牌价值分布比较平稳，基本符合理想的正态分布；标准差为1.0810，最小值与最大值分别为21.1570和25.4390，这也表明研究样本的品牌价值呈现出一定的个体差异，总体上多数样本公司的品牌价值低于平均值。管理者能力（MA）的均值与中位数分别为0.0078与-0.0003，标准差为0.1622，最小值为-0.3225，最大值为0.3739，表明各品牌所属的上市公司之间管理者能力存在比较突出的差异，且多数公司的管理者能力低于平均值，整体样本呈现右偏的正态分布。
控制变量中，销售费用（SE）、企业规模（Size）及财务杠杆（Lev）的均值和中位数都相差不大，最小值和最大值之间相差接近5个标准差及以上，说明研究样本之间既有一定的个体差异，又在整体上呈现出理想的正态分布。市场化程度（Market）的均值和中位数分别为10.0218和9.5997，说明目前我国大多数省份的市场化程度相都低于均值；标准差为2.5340，最小值和最大值分别为4.6037和17.8158，表明各省之间的市场化程度也存在较大的差异。由赫芬达尔指数表示的多元化程度（Div）来看，均值和中位数分别为0.8516和0.9931，二者相差不大且都大于0.5，说明我国上榜品牌所属的企业中基本有一半从事专业化生产；标准差为0.22，最小值和最大值分别为0.2186和1，也表明公司间的多元化程度存在较大的差异。
（二）相关性分析
表3报告了主要研究变量的Pearson和Spearman相关性分析结果。由表可知，不论是Pearson还是Spearman检验，管理者能力（MA）与品牌价值（BV）都在1%的水平上显著正相关，这与预期相符，表明企业管理者能力越高，企业的品牌价值就会越高。控制变量中，企业规模（Size）、销售费用（SE）与品牌价值（BV）之间都在1%的水平上呈现出显著的正相关关系。应该注意的是，由于相关系数的检验并没有控制其他可能产生影响的因素，仅仅是初步检验变量相互之间是否具有严重的多重共线性，具体变量间的关系有待后面的多元回归进一步检验。另外，各主要变量之间的相关系数都在0.8以下，说明各变量间的多重共线性影响并不明显，但并不排除相互之间存在一定的多重共线性，在后续研究中需要对各主要变量的方差膨胀因子（VIF）值进行检验。（三）回归分析
1. 全样本回归。表4报告了管理者能力与品牌价值的全样本回归结果。

从表4结果可以看出，第（1）列是在没有任何控制变量的情况下进行的回归，结果显示：管理者能力（MA）与品牌价值的回归系数为0.8921，t值为3.54（在1%的水平上显著正相关）；第（2）列控制了年度变量的影响，显示管理者能力与品牌价值的回归系数为1.0763，t值为4.37（仍然在1%的水平上显著正相关），Adj_R2由0.0164增加至0.0960，且通过了Vuong 检验。这表明在品牌价值的提升过程中，管理者能力的正向积极效应是存在的。第（3）列在控制年度变量的基础上加入了其他控制变量，结果显示，管理者能力（MA）与品牌价值的回归系数为0.3985，t值为1.68（在10%的水平上显著正相关），和第（2）列相比较，Adj_R2由0.0960增加至0.4857，且通过了Vuong检验，表明公司管理者能力与品牌价值呈现显著的正相关关系，即公司管理者能力越强，其品牌价值就越大。由此假设1得到验证。控制变量中，企业规模（Size）、销售费用（SE）及上市年限（Listy）的回归系数分别为0.4448、0.0992及0.0314，t值分别为11.46、3.03及4.54，且都在1%的水平上显著正相关，说明企业规模的大小、销售费用的投入及上市年限的长短都分别对品牌价值有非常显著的正向作用。公司多元化（Div）水平与品牌价值的回归系数为0.2945，t值为2.40，表明品牌所属公司的多元化程度与品牌价值显著正相关。除此之外，回归结果第（4）列还列示了变量的VIF值，依据判断标准，VIF值均不超过10，说明本文构建的检验模型不存在严重的多重共线性。
2. 分组回归。鉴于我国企业产权性质的特殊性，品牌所属企业的产权性质可能造成管理者能力对品牌价值的影响产生差异，因此将研究样本按照品牌所属企业的产权性质进行分组，国有企业取值为1，非国有企业取值为0。在进行样本分组回归之前，利用t检验和wilcoxon秩和检验来验证分组样本的主要变量在均值和中位数方面是否存在显著性差异。
表5列示了国有企业和非国有企业的分组样本检验结果。

由表5可知，国有企业品牌价值（BV）的均值（23.2628）与中位数（23.0815）、企业规模（Size）的均值（23.3574）与中位数（23.3165）、销售费用（SE）的均值（20.4750）与中位数（20.5547）、财务杠杆（Lev）的均值（0.5296）与中位数（0.5398）及上市年限（Listy）的均值（13.5577）与中位数（14.000）都在1%的显著性水平上高于非国有企业相应变量的均值与中位数。而国有企业管理者能力（MA）的均值（0.1090）与中位数（-0.0022）和其他控制变量的均值与中位数与非国有企业相应的变量不同，但不存在显著性差异。
表6报告了按照品牌所属企业的产权性质分组回归后的结果。
表6中第（1）、（2）列是国有企业的管理者能力与品牌价值的回归结果，第（3）、（4）列是非国有企业管理者能力与品牌价值的回归结果。其中，第（1）列和第（3）列是仅仅控制年度，将管理者能力单独对品牌价值进行回归的结果，第（2）列和（4）列是在控制年度的基础上，添加其他控制变量进行回归的结果。由表6可知，在仅仅控制年度变量的情况下，非国有企业管理者能力与品牌价值在1%的水平上显著正相关［第（3）列］，回归系数为1.5507，t值为5.02；在控制年度变量的基础上增加其他控制变量，非国有企业管理者能力与品牌价值在1%的水平上显著正相关［第（4）列］，回归系数为0.8489，t值为3.35，Adj_R2也由0.1729提升至0.5711且通过了Vuong检验，这表明在非国有企业中，管理者能力的高低会显著地影响品牌价值的大小，即管理者能力越强，品牌价值就越大。在国有企业中，不论是否增减控制变量，回归结果都显示管理者能力对品牌价值无显著的影响作用。这表明在国有企业中，管理者能力在提升品牌价值中的作用并没有发挥出来，这可能是因为国有企业的薪酬分配机制及考核升迁制度抑制了管理者能力的发挥。因此，假设2得以验证。
六、稳健性检验
为了增强研究结论的稳健性，本文进行了如下稳健性测试：①为了防止管理者能力（MA）指标的衡量偏误，将管理者能力按照行业中位数予以虚拟化，将高于行业中位数的MA取值为1，将低于行业中位数的MA取值为0，具体测试结果见表7的第（1） ~ （3）列，由管理者能力（MA2）与品牌价值的回归系数可知，回归结果与前述结论一致，说明研究结论具有一定的稳健性；②改变研究样本期间，回归结果见表7的（4） ~ （6）列，由上述回归结果可以看出，在缩短回归年限的情况下，回归结果也与前述研究基本一致，说明研究结论具有一定的稳健性。
七、研究结论与启示
为了企业更好地实施自主品牌战略，探寻企业内部管理者能力对品牌价值的影响，本文选取了世界品牌实验室2009 ~ 2014年发布的《中国最具品牌价值500强》排行榜中品牌所属制造业上市公司的数据进行实证检验。结果发现，管理者能力对品牌价值提升具有显著的积极作用；按产权性质分组研究结果显示，相对于国有企业，非国有企业管理者能力对品牌价值的提升作用更显著。本文重点关注了管理者能力在提升品牌价值过程中的作用，进一步验证了管理者能力在不同产权性质企业中提升品牌价值作用发挥的差异性。这为目前我国的国有企业改革——发挥职业经理人的作用提供了理论依据，同时也为企业实施品牌战略、提升品牌价值指明了方向。

主要参考文献：
Hambrick D. C.．Upper Echelons Theory： An Update［J］．Academy of Management Review，2007（32）．
何威风，刘巍.企业管理者能力与审计收费［J］．会计研究，2015（1）．
Bertrand M.，Schoar A.．Managing with Style： The
Effects of Managers on Firm Policies［J］．Quarterly Journal of Economics，2003（118）．
Demerjian P. R.，Lev B.，Mcvay S.．Quantifying
Managerial Ability： A New Measure and Validation Tests［J］．Managerial Science，2012（58）．
Hambrick D. C.，Mason P. A.．Upper Echelons： The
Organization as a Reflection of its Top Managers［J］．The Academy of Management Review，1984（9）．
Bantel K. A.，Jackson S. E.．Top Management and
Innovations in Banking： Does the Composition of the Top am Make a Difference？［J］．Strategic Management Journal，1989（24）．
Tihanyi L.，Ellstrand A.E.，Daily C. M.，Dalton D. R.．Compositions of Top Management Team and Firm
International Diversification［J］．Journal of Management，2000（28）．
Hayes R. E.，Schaefer S.．How Much are Differences in Managerial Abilities Worth？［J］．Journal of Accounting and Economics，1999（28）．
姜付秀，伊志宏，苏飞，黄磊．管理者背景特征与企业过度投资［J］．管理世界，2009（1）．
李焰，秦义虎，张肖飞．企业产权、管理者背景特征与投资效率［J］．管理世界，2011（1）．
Kaplan S．N.， M. M. Klebanov，M. Sorensen. Which CEO Characteristics and Abilities Matter？［J］．The Journal of Finance，2012（67）．
张敦力，江新峰．管理者能力与企业投资羊群行为——基于薪酬公平的调节作用［J］．会计研究，2015（8）．
Demerjian P. R.，Lev B.，Lewis M. F.，Mcvay S. E.．Managerial Ability and Earnings Quality［J］．The Accounting Review，2013（88）．
潘前进，王君彩．管理者能力与资本投资效率研究［J］．中央财经大学学报，2015（2）．
陈德球，步丹璐．管理者能力、权力特征与薪酬差距［J］．山西财经大学学报，2015（3）．
Chaudhuri，Arjun. How Brand Reputation Affects the Advertising Brand Equity Link［J］．Journal of Advertising，2002（42）．
Singfat Chu，Hean Tat Keh. Brand Value Creation： Analysis of the
Interbrand-business Week Brand Value Rankings［J］．Marketing Letters，2006（4）．
Keller，Kevin Lane．Strategic Brand Management： Building，Measuring，and Managing Brand Equity［M］．Upper
Saddle River： Prentice Hall，2003．
Kotler P.，Keller K. L.．Marketing Management（14th Edition）［M］．Boston：Pearson Education，2012．
张燚．基于利益相关者价值承诺的品牌价值创造机理研究［M］．北京：中国经济出版社，2012．
侯立松，刘永新，张燚．品牌与利益相关者的活动机理和互动模式研究［J］．云南财经大学学报，2014（6）．
李延喜，曾伟强，马壮，陈克兢．外部治理环境、产权性质与上市公司投资效率［J］．南开管理评论，2015（1）．
黎小林，王海忠．品牌权益影响股东价值的实证研究［J］．管理科学，2010（2）．
赵蓓，张小三．品牌权益与股东价值关系实证研究［J］．厦门大学学报（哲学社会科学版），2013（6）．
张铁铸，沙曼．管理层能力、权力与在职消费研究［J］．南开管理评论，2014（5）．