中国上市公司高管变更与企业持续成长：１９９９－２００５年经验数据分析_上市公司 高管变更

　　 [摘 要]企业高管的选择和变更是企业治理中不可忽视的一部分，将深刻影响着企业未来的发展。现有的研究大都从控制权转移或者业绩转变导致的高管变更的角度论述其对企业的影响，本文则从正常变动以及辞职或被解聘的原因入手，探讨高管变更之后对企业持续成长的影响。研究发现，高管正常变动对企业持续成长的影响是显著为正的；而高管辞职或被解聘却对企业持续成长的影响显著为负。
　　 [关键词]高管变更 持续成长 民营企业
　　 〔中图分类号〕F272.9 〔文献标识码〕A 〔文章编号〕 1000-7326（2008）09-0059-06
　　
　　一、引言
　　
　　自1932年伯勒和米恩斯（Berle和Means）提出现代公司所有权和控制权分离的现象之后，[1] 学术界对于委托代理问题的研究就成为一个不懈的热点问题。现有的研究仅仅从控制权转移或者业绩转变导致的高管变更的角度论述其对企业的影响，其他因素只是被零星地作为研究对象，在这一问题上没有一套理论体系，也没有很多科学和严谨的结论。高管变更一般分为两类：一类是正常变更，即是指由于正常原因，经营者能够预期的变更，比如退休；另一类是强制变更，即是不能由经营者预期，主要是出于改善企业经营状况进行的变更。本文则从正常变动以及辞职或被解聘的原因入手，探讨高管变更之后对企业持续成长的影响。研究发现，高管正常变动对企业持续成长的影响是显著为正的；而高管辞职或被解聘却对企业持续成长的影响显著为负。同时，高管变更的民营企业其可持续成长性更好。
　　
　　二、相关文献及问题假设
　　
　　本文研究的是企业的持续成长中高管变更这一特定事件，这一事件的发生是在某一时点，其影响也就限定了在继任高管的任期内。因此，本文研究的企业持续成长应是指在以上定义的基础上，企业在高管变更事件及其后续影响下相对持续的、长期的、稳定的变化。
　　许多文献对经理人员变更与企业绩效的关系进行了研究，证明低劣的企业业绩往往导致经理人员的变更（Coughlan和Schmidt，1985；[2] Warner等，1988；[3] Weisbach，1988；[4] Jensen和Murphy，1990；[5] Barro和Barro，1990；[6] Huson等，2001；[7] 朱红军， 2003[8] ）。文献研究表明，大部分高管变更后，公司业绩并未真正得到改善，大部分带来的只是严重的盈余管理；或者认为变更对业绩的改善在短期有效而在长期是无效的（Denis，2001；[9] 龚玉池，2001；[10] 朱红军，2003[8] ）。
　　已有的研究只停留在高管变更之后的短期检验，而高管变更所带来的长期效果并没有得到验证。中外学者在讨论高管变更对企业的长远影响的问题上具有很大的差异，因此产生了对各种研究结论可靠性的怀疑，希望进一步探讨其中的各种关系和隐含条件。以前的研究没有区分常规和非常规高管变更，且他们不认为常规变更与业绩有关（Warner, Watts和Wruck，1988；[3] Murphy 和 Zimmerman， 1993；[11] Denis 和 Denis，1995；[12] DeFond 和Park，1999[13] ）。这些研究同时还指出，衡量高管绩效的尺度在不同国家也会有所差异。具体来说，即在股票回报和盈利二者之间选择衡量高管绩效的指标。因此，本文提出如下四个假设：
　　1. 假设H1：正常变动之后的企业，其高管变更事件对持续成长性的影响为正。
　　2. 假设H2：在控制了相关影响因素后，辞职解聘导致高管变更，对企业的持续成长的影响为负。
　　3. 假设H3：续任的高管特征会对企业可持续成长产生影响。
　　4. 假设H4：发生高管变更的国有企业，企业可持续成长性逊色于高管变更的民营企业。
　　
　　三、研究设计
　　
　　在实证部分，本文选取2001-2003年（成长性数据为前后两年，考察数据即为1999－2005年共7年）发生高管变更的沪深上市公司作为研究对象，样本来自发生高管变更的上市公司，采用手工和计算机结合搜集数据，样本数据主要来自CSMAR和Wind数据库，并通过阅读公司年报和公司公告等公开资料对样本进行验证和校正。在获取准确的数据之后利用统计软件（SPSS13.0）对数据进行描述性统计，设定模型变量，进行独立样本T检验、配对样本分析与检验以及相关性分析，构建回归模型，最后根据统计结果得出本文的研究结论。
　　1. 样本的筛选。
　　根据研究需要，按照以下原则对样本进行剔除：（1）3年内发生高管变更次数超过2次（含2次）以上的；（2）董事长和总经理如果在相继年间发生变更企业；（3）不能正常采集到数据的样本；（4）因控制权转移（发生例如并购等重大事件的）而导致高管变更的；（5）个别含有极端值数据的样本，避免企业波动性过大或者过小。
　　经过手工筛选，最后得出总样本共699家，其中2001年219家，2002年220家，2003年260家，各年分布比较平均。
　　2. 变量定义和模型构建。
　　总体变量分为三大类：第一类是因变量，包括主营业务收入同比增长率和主营业务利润同比增长率；在企业可持续成长的研究中，持有财务观点的学者将可持续成长定义为销售收入和盈利能力的可持续成长率（Jameas C.Van Home，1998；[14] Robert C.Higgins，1998；[15]朱开悉，2002[16]），他们认为，单个企业销售收入的成长在企业内部管理效率和外部市场环境不变的情况下取决于企业资产的增长，而企业资产的增长必须等于企业负债和股东权益的增长之和。因此，若不考虑企业内部管理效率和外部市场环境的变化，没有增发新股筹集资金且不改变企业财务政策，则企业的销售成长率等于资产的增长率也等于企业权益增长率。但是企业销售成长并非企业盈利的成长。因此，相关学者又在原有基础上将企业的盈利率作为该观点的补充。因此在本研究中，我们采用主营业务收入增长率、利润增长率和总资产投资增长率（因人为操纵容易，故作为控制变量）这三个标志企业成长能力的绩效指标来测量企业的经营绩效。这与本文所定义的企业成长概念是一致的。第二类为自变量，包括变更类型变量。第三类为控制变量，包括继任特征、公司治理特征、资产规模、行业因素，见表1。
　　
　　其中，模型等式左边研究变量为企业持续成长指标。模型等式右边：CS为变更的类型，MC为高管特征变量，GC为公司治理变量，Inasset、Lever和ROA分别为资产规模控制变量、总资产负债率和总资产收益率三个控制变量，同时考虑了行业和年份的影响。
　　
　　四、实证检验
　　
　　1. 描述性统计。
　　对样本上市公司高管变更类型进行分类统计结果显示，在698家筛选样本中正常变动、工作调动和辞职解聘这三类高管变更事件占了样本总数的86％，分别为31％、30％、24％。在继任高管特征的描述性统计中发现，继任高管来自内外部的比例较平均，分别是358家和340家；董事长总经理两职同时兼任的企业占了绝大多数，698家企业中就有629家，说明我国上市公司中的兼任情况非常严重；447家企业的高管都是专职任职的，独立性较好，说明受到母公司或者控股公司的干预和控制可能比较少，高管作出的决策就越少受到干扰；在高管的候选选择中，来自职业经理人的企业个数接近其他选拔来源的2倍，说明我国上市公司职业经理人选拔制度越来越规范。
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　　为了进一步检验各种变更对于各年的企业成长指标的影响是否有显著差异，本文采用配对组法进行相依样本的t检验，如表2。
　　
　　结果显示，在正常变动组中，变更当年与前后一年在主营业务收入同比增长上的变化是显著的，t 值分别是0.583和0.216（分别在10％和5％水平上显著），但是与前后两年在主营业务收入同比增长上的变化没有显著的差异，t 值分别是3.449和1.348；变更当年与前后一年、前后两年在主营业务利润同比增长上的变化是不显著的。辞职解聘组的成长指标的变化差异非常值得注意，在主营业务收入增长率的测试中，变更当年与前后一年、前后两年的变化差异都是显著的，t值分别是2.158、2.171、-3.337、-2.5422（分别在5％、5％、1％和5％水平上显著）；在主营业务利润增长率的测试中，变更当年与前后一年在主营业务利润同比增长上的变化是显著的，t 值分别是1.891和-3.414（分别在10％和1％水平上显著）。同时看到，无论是主营业务收入增长还是主营利润增长的测试，都发现变更当年与前两年的t值都为正，分别是2.158（t－1）、2.171(t－2)、1.891（t－1）、1.463(t－2)，变更当年与后两年的t值都为负，分别是-3.337（t＋1）、-2.542(t＋2)、-3.414（t＋1）和-1.497(t＋2)，说明在辞职解聘这一组别中，变更的原因也是经营业绩的下降，而变更之后并没有从根本上改变原来劣势的经营情况。而相比之下，在正常变动组别中发现，无论是主营业务收入增长还是主营利润增长的值，变更当年与前后两年的t值都为正（但差异性不全部显著），也能部分说明高管变更之后能够对经营业绩有正面影响。除了正常变动、辞职解聘两组以外，其他组别的成长指标的变化差异几乎全部表现不显著。尽管如此，却再一次验证了许多文献对高管变更与企业绩效的关系进行的研究结果一致，证明低劣的企业业绩往往导致经理人员的变更。
　　五、回归结果分析
　　为了避免共线性问题的出现，本文进一步作了相关性的检验，发现正常变动、辞职解聘的相关性很强，因此在回归中分步引进，其结果如表5。
　　
　　在正常变动组的回归检验中发现，模型（1）、（2）平均三年主营业务收入和平均三年主营业务利润同比增长率的t值分别是2.930和3.405，分别在5％和10％水平上显著，最终说明正常变动后的企业业绩得到改善，而且能够有持续的效果。也就是说高管在正常变更后对企业的持续成长有正向影响。辞职解聘组，如模型（3）、（4）的回归结果看到，t值分别为-1.993和-1.665，分别在5％和10％水平上显著。最终说明辞职解聘后的企业业绩并没有得到改善，业绩持续不良。证明高管在被辞职解聘后更对企业的持续成长的影响为负。高管特征方面，内部继任比其他高管的来源对企业的持续成长影响更显著。高管续任的独立性对企业的持续成长影响不明显；继任者的候选人为职业经理人并没有对公司持续成长有正面影响，反而会有损于公司成长。这可能与当前的职业经理人市场尚没有充分发展有关系。发生高管变更的国有企业，企业可持续成长性逊色于高管变更的民营企业。而且国有控股企业高管变更对企业持续成长的影响为负，这与陈璇、李仕明、祝小宁[17]（2005）的研究结论一致。控制和变量方面，股权制衡度与公司可持续成长负相关。这样的结果与经营者任免机制和高管人员的激励机制有重要的联系。研究结果表明，股权结构对经营者任免权的控制和不完善的激励机制在一定程度上限制了经营者对企业成长的促进作用。
　　
　　六、结论
　　
　　本文以发生高管变更的沪深上市公司为样本，考察高管变更后三年间企业的业绩变化，对高管变更与企业持续成长之间进行实证研究。研究发现，高管变更对企业的持续成长有显著影响；继任的高管在上任之后是有所作为的，高管变更所带来的长期效果得到了初步的验证；在各类高管变更事件中，各种离职原因对企业未来的影响存在差异，正常变动之后的企业，其高管变更事件对持续成长性的影响为正；辞职解聘或因工作调动导致高管变更，对企业的持续成长的影响为负；高管变更之后对企业业绩的作用呈现递减的趋势；续任的高管特征会对企业可持续成长产生部分影响；发生高管变更的国有企业，企业可持续成长性逊色于高管变更的民营企业，且国有控股企业高管变更对企业持续成长的影响为负。
　　
　　[参考文献]
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　　责任编辑：黄振荣
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