高管變更對上市公司績效的影響
——基于401家海外上市公司面板數據的實證

羅依婷，郜志雄，郝忠焰

（1.臺州學院 商學院，浙江 臺州 318000；2.上海中核八所科技有限公司，上海 嘉定 200000）

一、引言

上市公司董事會主席或董事長、總經理掌控企業經營戰略的決策權，其變更會引起供應商、投資者等利益相關者的關注，影響公司股東、員工的利益。上市公司高管變更往往會引起股價波動，其對公司績效可能產生三類影響：一是降低企業績效，對企業績效產生顯著的負向影響(Martin&Lerong，2014；Takao&Cheryl，2006)；二是顯著提高公司業績(Kato&Long，2005；朱琪，2010)；三是對公司績效沒有顯著影響(陳璇，2006)。但現有文獻對一定時期內公司高管多次變更對公司績效影響的研究較少，對高管變更中的調節效應研究也不多。本研究運用面板數據，實證研究高管變更一次及變更多次對上市公司績效當期、滯后一期、滯后二期的影響。與現有研究文獻相比，本研究的貢獻在于：一是運用面板數據檢驗上市公司高管變更一次與變更兩次及以上對公司當期、滯后期績效影響的差異；二是檢驗公司成長性、多地上市、上市年限的調節效應和中介效應。

二、理論分析與研究假設

高管變更是影響上市公司戰略、經營模式和經營績效的關鍵事件。董事會對新聘任的高管往往有著更高的期望，新任高管為達到董事會及其他利益相關者的預期，或為體現出自己經營管理的能力，常會對前任的經營戰略進行調整或變革，同時，高管變更可能引起股價的波動，為取信于投資者，新任高管會采取一些新戰略迎合投資者的關注。因此，高管變更就意味著公司戰略的變革，經營戰略的變化涉及到中高層管理者的調整及相關政策的變化，這可能會破壞組織的穩定性及政策連續性，引致經營業績的惡化，誘發高管再次變更(Grusky，1963)。高管變更會使企業失去重要的非正式的社會網絡關系資源，這種關系資源很大程度上依賴于高管的建立與維護，伴隨著高管變更，原有的基于前任高管個人聲譽和信任關系的網絡將會消失(饒品貴、徐子慧，2017)。1998-2002年，中國A股上市公司CEO的變更會使股價下降，對企業價值產生負面影響(Takao&Cheryl，2006)。Kimetal.(2021)對韓國409家的研究表明，CEO離職頻率越高，公司績效越低?；谏鲜龇治?，提出下列假設：

H1a：高管變更對公司近期經營績效有負向影響。

H1b：高管多次變更會惡化企業的經營績效。

公司成長性較好預示著企業具備好的發展前景，企業成長性與研發投入存在顯著正向關系(馬紅，2016)，企業成長性會增加高管對創新的投入(吳鋮鋮等，2021)，高成長性企業的高管更愿意開展創新研發活動，愿意承擔較強的創新風險，創新投入可能會延遲投資收益，企業業績短期內會降低。上市公司高管變更頻率越高，企業成長性越差(Warner et al.，1988)。Brunello等(2003)認為，在投資者投資積極性高、行業協會缺乏有效監督機制以及股權集中，更主要的是代理者與股東目標一致時，意大利的上市公司的公司成長性與高管變更呈反向相關關系。因此，提出假設：

H2a：企業成長性對高管變更與企業績效的關系具有負向調節作用。

H2b：企業成長性在高管變更與企業績效間具有中介作用。

多地上市指一家公司的股票在兩家或以上的證券交易所正式掛牌交易，涉及在兩個或以上經濟體的股票市場自由買賣。遵守上市地區相關監管法則與規章制度是企業實現上市的前提，上市有助于提高企業的會計信息披露質量，增加信息披露透明度，降低投資者獲得信息的成本，限制企業內部人員謀取私利，提高企業價值(Charitou et al.，2007)。企業多地上市可以吸引不同地域的投資者，提高企業在上市地的知名度，多地上市利于股價有更好的市場表現，增強籌資能力，適應不同上市地的法律、會計及監管方面的規則，提升企業管理水平，與高管戰略決策相結合可以提升企業經營業務。因此，提出假設：

H3a：多地上市對高管變更與企業績效的關系具有正向調節作用。

H3b：多地上市在高管變更與企業績效間有中介作用。

與年輕企業相比，供應商和客戶更信賴成熟企業，成熟企業有自己獨特健全的體系，充足的知識、經驗和人脈，有助于提高企業創新能力和核心競爭力(JoséGareía-Quevedo，2014)，成熟企業開展研發活動可以增加營業收入和收益(Smyth et al.，2016)。企業上市年數多，說明其成熟經營可持續性好、技術實力強、經驗豐富，有助于新任高管提升企業績效。因此，提出假設：

H4a：上市年限對高管變更與企業績效的關系具有正向調節作用。

H4b：上市年限在高管變更與企業績效間具有中介作用。

三、數據來源與研究設計

(一)樣本選取

選取國泰安CSMAR2016-2019年海外上市公司為初始樣本，按照下列原則篩選樣本：一是以年度為會計核算區間，核算截止時間為12月31日；二是選取A類報表(合并期末)；三是剔除2016-2019年度數據不全或變量缺失的公司樣本。由于研究需要使用前一年的公司業績數據，樣本實際跨度為2015-2019年。經過篩選，獲得401家公司4年的面板數據(見表1)，并對不同幣種數據按中國國家外匯管理局的“各種貨幣對美元折算率表”的各年年末匯率折算為美元；為避免極端值的影響，對所有連續變量進行1%和99%縮尾處理。

表1 本研究所用樣本信息

(二)變量定義

1.因變量(Perf)。度量企業經營績效的指標有市場業績指標(如Tobin’s Q值、股票收益率等)和會計指標(總資產凈利潤率、營業利潤率等)，但股價高波動性等特征可能會使市場績效與實際情況偏差較大。按劉星等(2012)的做法，選擇總資產凈利潤率(ROA)、營業利潤率(OPR)和虧損狀況(Loss)來度量上市公司的經營業績，其計算公式或虛擬變量的取值見表2。

表2 變量的名稱及計算或取值方法

2.自變量。集團主席與CEO是上市公司的核心高管，其變更將對公司的經營戰略及運營管理產生重要的影響，將高管變更(ET)設置為虛擬變量，當年出現變更取1，否則取0。把高管變更分為兩種情況：一是當年只出現一次變更(ET1)，取1，否則取0；二是當年出現二次或二次以上的變更(ET S)，取1，否則取0。本研究高管變更指代公司集團主席與CEO的變更。

3.控制變量。參照已有研究文獻，選取企業規模(Ln-Size)、資產負債率(LEV)、注冊地址(REG)作為控制變量。

4.調節/中介變量(MM)。按照理論分析與研究假設，設定成長性(Growth)、多地上市(ML)、上市年限(TM)為調節變量和中介變量。

(三)構建模型

參照李燁(2017)和姜英兵(2017)的研究，建立如下回歸模型(1)，以驗證假設1a和假設1b。

其中，i=1,2,3…401，t=2016…2019。

模型(1)中分別加入調節變量Growth、ML、TM及其與ET、ET1、ETS的交互項得到模型(2)，以驗證假設2a、3a、4a。

為檢驗Growth、ML、TM的中介效應，在模型(1)基礎上，利用sgmediation命令進行Sobel-Goodman檢驗。

四、實證結果及分析

(一)相關性分析

在描述性分析基礎上，運用STATA15.1對變量進行Pearson相關性分析。變量兩兩間的相關系數大多不高于0.5，不會出現多重共線性，為慎重，用方差膨脹因子(VIF)檢驗，VIF數值均小于2。因此，模型回歸中不會出現嚴重的多重共線性。

(二)模型回歸

首先，對面板回歸模型進行異方差檢驗。檢驗結果為P=0.000，拒絕同方差的原假設，即存在異方差。其次，進行自相關檢驗。檢驗結果表明存在截面相關、組內自相關。因此，選用xtpcse命令對模型進行修正，回歸結果見表3、表4、表5。

(三)實證分析

1.高管變更(ET)對企業經營業績的影響

分別以ROA、OPR、Loss為因變量，按模型(1)回歸可得到高管變更(ET)對當期影響的回歸結果(表3)，同時，檢驗高管變更對因變量滯后一期(L.)和滯后二期(L2.)的影響。

從表3可以看出，5%的顯著水平下，高管變更對當期ROA的負向影響顯著，即高管變更1次，企業的ROA減少0.0162；10%顯著水平上，對當期OPR有顯著負影響即高管變更會降低公司的營業利潤率，對公司發生虧損(Loss)有顯著正向影響即高管變更會增大公司虧損?？傮w上說，公司高管變更會降低企業的當期績效。

表3 高管變更(ET)對公司當期、滯后期的經營業績影響的回歸結果

同樣，在10%顯著水平下，高管變更對滯后一期的ROA、OPR有顯著的負向影響，對滯后二期經營業績也產生負向影響，但相比當期和滯后一期的影響，對滯后二期的ROA、OPR的負向影響不顯著；在10%水平下，高管變更對滯后二期的Loss有顯著正向影響，且系數與當期相比絕對值增大，企業虧損幅度增加。這支持假設1a：高管變更對公司近期經營績效有負向影響。

2.高管變更1次(ET1)對企業經營業績的影響

高管變更1次(ET1)對ROA、OPR、Loss當期、滯后一期及滯后二期的影響的回歸結果見表4。

表4 ET1對公司當期、滯后期的經營業績影響的回歸結果

根據回歸結果，10%的顯著水平下，ET1對當期ROA有顯著負向影響，這表明將會降低ROA收益；對當期的OPR、Loss的正向影響不顯著。

對滯后一期的ROA負向影響，Loss、OPR正向影響，但影響都不顯著；在1%水平上對滯后二期的ROA有顯著正向影響，說明高管變更1次會明顯改善滯后二期的ROA收益；但對滯后二期的O PR負向影響，Loss的正向影響都不顯著。也就是說，ET1顯著降低當期ROA收益、增加二期ROA收益。

3.高管變更多次(ET S)對企業經營業績的影響

高管變更多次(ET S)對ROA、O PR、Loss當期、滯后一期及滯后二期的影響的回歸結果見表5。

從表5可以看出，10%水平下，ET S對當期、滯后二期的ROA有顯著負影響，5%顯著水平下，對滯后二期Loss有顯著正影響。即高管多次變更降低滯后二期經營績效，增加公司虧損。就系數看，與當期相比，二期的ROA、Loss的系數絕對值增大，即ROA降低幅度增大，Loss的增加幅度增大，總體上降低并惡化了滯后二期的經營業績。這支持假設1b：高管多次變更會惡化企業的經營績效。

表5 ETS對公司當期、滯后期的經營業績影響的回歸結果

(四)成長性、多地上市、上市年限的調節效應

回歸模型(2)，檢驗G ro w th、M L、T M對當期經營業績的調節效應。

從表6可以看出，在5%顯著水平下，交互項ET1G ro w th對ROA的負向影響顯著，其他交互項的影響都不顯著。這表明，企業的成長性對高管變更1次的ROA有負向調節作用，即在ET1對ROA的主效應為負的前提下，調節變量G ro w th與高管變更交互會增大ROA損失。支持了假設2a：企業成長性對高管變更與企業績效的關系具有負向調節作用。

表6 Gr owt h的調節效應檢驗

實證檢驗顯示，ET、ET1和M L與ET S的交互項都不顯著，這表多地上市沒有調節作用，不支持假設3a。

在表7中，5%、10%水平下，ETT M、ET1T M對ROA顯著正相關，這表明T M有顯著正向調節作用，即調節變量T M會減少ET、ET1對ROA的主效應的負向影響，降低ROA損失。

表7 TM的調節效應檢驗

在1%水平下，ETT M、ET1T M對Loss顯著負相關，這表明T M有顯著負向調節作用，即T M會弱化ET、ET1對Loss主效應的正向影響，減少虧損。這支持了假設4a：上市年限對高管變更與企業績效的關系具有正向調節作用。

(五)成長性、多地上市、上市年限的中介效應

利用S TATA15.1的s gmediation命令進行S obel-G oodman檢驗，G ro w th、M L、T M中介效應的顯著性及其在總效應占比見表8。

在表8中，G ro w th、M L中介效應檢驗的P值都大于0.1，接受不存在中介效應的原假設，即G ro w th、M L沒有中介效應。

表8 中介效應的顯著性與占比

檢驗T M在自變量(ET、ET1、ET S)與ROA間的中介效應時，5%、10%的置信水平下分別拒絕了不存在中介效應的原假設，即T M在ET、ET1、ET S與ROA間有中介效應。檢驗T M在自變量(ET、ET1、ET S)與O PR間的中介效應時，接受原假設，即T M沒有中介效應。同樣，在5%、10%的置信水平下，T M在ET、ET1、ET S與Loss間有中介效應。總體上，本檢驗證明了假設2b、3b不成立，支持假設4b。

綜上，除了高管變更(ET、ET1、ET S)對ROA有直接影響，還存在通過中介變量T M對ROA的間接效應，這種間接效應在高管變更對ROA的總效應中分別占7.5%、15.3%和4.5%。同樣，高管變更對Loss的影響既有直接影響也有T M的間接影響效應。

五、結論與建議

通過對2016-2019年海外上市公司的實證研究，分析了高管變更及高管變更一次或多次對公司績效的影響。研究發現，海外上市公司高管變更顯著降低公司業績；比較高管變更一次與多次，高管變更次數的增加會惡化企業未來短期內的經營績效；對于高管變更與經營績效間的關系，企業成長性對其具有負向調節作用，上市年限對其具有正向調節作用和中介效應。

對于上市公司來說，一是企業盡量避免或減少企業高管變更，保持高層管理團隊的相對穩定。同時，上市公司應建立高管人員接替制度，有序培養有潛在能力的替補人員，避免在高管變更時，因公司關鍵崗位人員的不認同，引發人力資源的流失，也避免重要關系網絡的破損。二是新任高管要用好企業成長性的調節作用。對于成長性企業，在加大企業快速增長的同時，適度注意運營的穩健，對于新項目開發、新投入，既要做可行性的評估，又要對項目的管理團隊配上運營能力強的負責人，力爭增強成長性企業對公司未來業績的改善效用。三是發揮上市年限的調節作用和中介效應。利用上市企業積累的口碑、運營資源，鞏固與拓展現有渠道，保持原有的競爭優勢，以全局視野在鞏固優勢的基礎上尋求新的發展。