上市公司CEO變更與公司業績關系研究

王廣謙

(浙江工商大學 浙江 杭州 310000)

一、引言

低劣的公司業績是否會導致CEO的強制性變更，是學術界研究的熱點話題。西方學者的大量研究表明，CEO變更與公司業績顯著負相關，如果公司前期業績表現不佳，高管變更往往成為一種扭虧為盈的治理機制。現代企業治理結構中的兩權分離導致了委托代理問題(Jensen & Meckling,1976)，由于委托人和代理人之間存在著信息不對稱，委托人必須對代理人實施監督以防止其損害自身利益的行為。

而經營業績指標可以直觀的衡量高管的表現，因此，在公司業績相比于同行業而言表現低劣時，委托人就會通過變更總經理以期公司業績有較大的改觀，從而使得此時總經理發生變更的概率變大。

西方大量文獻表明CEO變更與公司業績之間存在負相關，但是既有的結論是否能運用到我國這樣新興的資本市場，CEO變更到底是由于什么原因造成的，它與公司業績之間到底存在怎樣的關系?本文以2013-2018年滬深兩地上市公司的數據為依據，對上述問題進行了探討。

二、數據來源

本研究樣本包括2013年以前上市的所有企業，剔除金融類企業和僅發行B股的企業以及凈資產為負的企業，最后整理得到3817個觀察值，樣本期間為2013-2018年。本文所采用的數據分為中國上市公司高管變更數據和公司業績數據兩類，均來源于CSMAR數據庫。我們將所有的變更按照(Chang & Wong,2009)的做法劃分為正常變更和非正常變更。其中正常變更包括退休，健康原因(包括死亡)，完善公司法人治理結構，控股股東變更以及涉案，其余均劃分為非正常變更。因為(Chang & Wong,2004)已經對公司績效對正常變更的樣本進行了研究并發現兩者之間沒有顯著的相關性，故本文只對CEO的非正常變更因素進行分析。表 1列出了樣本期間內所有上市公司CEO的離職程度。

表1 2013-2018年中國上市公司CEO離職率

從表1可以看出，自2013年以來，CEO變更的數量不斷增加，變更比率呈現先增后減的趨勢。2013-2018年CEO平均變更率為20.83%，大大高于(Denis & Denis,1995)針對美國公司計算出來的比例(12.7%)。與以往的研究一致，我們合并每個企業在給定會計年度內的多次變更，如果一家公司在一年內發生了兩次或兩次以上的變更，則僅記錄一次。這將使得我們的樣本由3817個下降為3474個，平均變更率從20.83%下降為18.98%。

CSMAR數據庫提供了有關CEO變更原因的分類，表 2匯總了完整樣本和合并樣本在不同原因下的數量和變更率分布。

表2 上市公司CEO變更原因

在整個樣本中，工作調動是最常見的原因，占28.9%，其次是任期屆滿，占22.03%。由解聘原因導致的變更只占到所有變更原因中的1.05%。合并樣本與全樣本的分布非常相似。

三、實證模型設計

本文采用Logit回歸模型來檢驗高管變更對公司業績的敏感性

P=α+β1ROA+β2IROA+β3MROA+β4MIROA+β5Control+ε

因變量P(turnover)是一個虛擬變量，如果發生CEO強制變更則取值為1，否則取值為0。衡量公司業績的指標分別用ROA,IROA,MROA,MITOA來衡量。ROA代表未經調整的總資產收益率，IROA代表行業調整后的總資產收益率，用ROA減去同一行業中所有公司的ROA的中位數來確定。另外，本文還將CEO任期內ROA的三年移動平均值和IROA 的三年移動平均值用作衡量公司業績的指標。

為了消除其他因素對結果的影響，本文引入了一組控制變量。

較早的研究發現，高管離職與年齡成正比，所以，本文控制了離任CEO的年齡(Age)。其次，先前研究表明，高管變更與管理者的服務年限(Kang & Shivdasani,1995)以及其是否兼任董事長(Dalton et al.,1998)都具有負相關性，因此，本文控制CEO的任職年限(Tenure)和兩職兼任情況(Duality)。此外，本文還控制了三個公司特征，分別是資本結構(Lev)、規模(Size)和最大股東的所有權性質(State)，資本結構和規模分別用公司的資產負債率，公司總資產的自然對數來表示。State為虛擬變量，如果公司的國家股份相對于法人股份比例更高，則取值為1，否則取值為0.在回歸過程中，所有連續變量兩端的極端值均進行了Winsorize處理。表 3列出了模型中所包含的變量的基本統計信息。

表3 變量的描述性統計

從表中來看，本文所研究的樣本高管年齡平均為51歲，任期平均為5年。兩職兼任并不是上市公司治理結構的普遍特征，只有21%的CEO兼任董事長。所有公司的平均ROA為3%，MROA也為3%，這表明本文所研究的樣本公司在研究期間內業績穩定。

四、實證結果及分析

將所有樣本按照公司業績指標ROA按四分位數從高到低分為五組，第一組是業績最差的20%的公司，第五組是業績最好的20%的公司(見表4)。結果表明，業績好的公司與業績差的公司的CEO變更率之間的差異均在1%的水平上顯著。業績好的公司CEO離職率比業績差的公司要低。初步說明公司業績與CEO變更概率之間存在負相關關系。

表4 中國上市公司CEO分組變更率與公司業績

為了進一步檢驗上市公司高管變更與公司業績之間的相關性，我們將四個業績指標與CEO強制變更進行logit回歸。結果如表 5所示。

在分析結果之前，有一個問題需要說明。我們對模型中的變量進行了Pearson相關系數檢驗，發現它們之間的相關性均低于0.5。為了進一步確保模型不會因多重共線性而產生偏誤，我們計算了每個獨立變量的方差膨脹因子(VIF),發現均不超過3，這表明我們的模型不會出現嚴重的多重共線性問題。

表5 CEO變更與公司業績之間的logit回歸估計

從表6來看，ROA和IROA的系數均在1%的水平上通過了顯著性檢驗，且顯著為負，MROA和MIROA的系數也分別在5%和10%的水平上顯著，這些結果與我們的預期是一致的，即高管變更與公司前期的業績存在著負相關關系。這與(Lausten,2002;Denis & Denis,1995;龐金勇,2008)的結論是一致的。

五、結論

通過以上分析，我們認為公司前期低劣的經營業績是導致CEO被強制更換的主要原因。公司的經營業績越差，CEO被更換的概率就越大。另外，高管人員的任期以及兩職兼任情況都與CEO變更存在著顯著的負相關關系。高管人員任期越長，或者CEO兼任董事長的行為都能在一定程度上降低CEO被強制更換的概率。這為公司治理改革中關于總經理與董事長兩職分離的論斷提供了證據支持，同時也表明了要想提高對上市公司高管的監管效率，首先要解決高管職務獨立性不足的問題。