高勇強(qiáng)，熊偉，楊斌

［摘 要］運(yùn)用變化模型，選用總資產(chǎn)收益率（ROA）作為企業(yè)績效衡量指標(biāo)，選取2000年至2008年間發(fā)生控制權(quán)轉(zhuǎn)移的242家我國上市公司為樣本，分析了控制權(quán)轉(zhuǎn)移、資產(chǎn)重組以及首席執(zhí)行官（CEO）更替對企業(yè)績效的影響。研究發(fā)現(xiàn)，控制權(quán)轉(zhuǎn)移后公司績效不僅沒有得到改善，而且還有惡化的傾向；資產(chǎn)重組對企業(yè)績效有顯著的改善作用；而CEO變更對企業(yè)績效沒有顯著影響。這說明，單純的控制權(quán)轉(zhuǎn)移及隨后的CEO更換并不能改善企業(yè)的績效，而只有通過資產(chǎn)重組改變資產(chǎn)質(zhì)量和發(fā)揮資產(chǎn)的協(xié)同效應(yīng)，才能改善企業(yè)績效。

［關(guān)鍵詞］控制權(quán)轉(zhuǎn)移； 資產(chǎn)重組； CEO變更； 企業(yè)績效

［中圖分類號］F270 ［文獻(xiàn)標(biāo)識碼］A ［文章編號］1673-0461（2013）02-0024-08

一、引 言

在現(xiàn)代公司治理結(jié)構(gòu)中，公司外部治理機(jī)制與內(nèi)部治理機(jī)制一起被廣泛用來降低公司內(nèi)部因所有權(quán)與經(jīng)營權(quán)分離而導(dǎo)致的委托-代理問題。與內(nèi)部治理機(jī)制側(cè)重于組織設(shè)計(jì)（如董事會）和薪酬體系設(shè)計(jì)（如股票期權(quán)）從而對高管人員進(jìn)行監(jiān)督和激勵不同，外部治理機(jī)制主要關(guān)注公司控制權(quán)的爭奪或轉(zhuǎn)移而對管理層形成的制約。一個有效的控制權(quán)轉(zhuǎn)移市場能夠讓投資者發(fā)現(xiàn)那些因存在嚴(yán)重代理問題而出現(xiàn)經(jīng)營不善的企業(yè)，并通過接管企業(yè)、解雇不稱職的首席執(zhí)行官（CEO）等一系列舉措從而使企業(yè)重新步入正規(guī)。

自1993年“深寶安”收購“延中實(shí)業(yè)”開始，我國上市公司的控制權(quán)轉(zhuǎn)移活動拉開了帷幕。目前我國上市公司每年發(fā)生控制權(quán)轉(zhuǎn)移的數(shù)量多達(dá)近百起。那么，控制權(quán)轉(zhuǎn)移對公司治理的有效性如何，即控制權(quán)轉(zhuǎn)移對公司績效改善是否有幫助？而在轉(zhuǎn)移過程中，資產(chǎn)重組和CEO的變更是否有助于增強(qiáng)公司治理的有效性？對這些問題的回答已經(jīng)引起了國內(nèi)一些學(xué)者的關(guān)注，然而，這方面的研究仍然現(xiàn)對欠缺。

本文采用所謂的“變化模型”來對上述問題進(jìn)行分析。與現(xiàn)有的多數(shù)研究相比，本研究：①在研究樣本的選擇方面更加嚴(yán)格，我們選擇那些在長達(dá)6年時間里只發(fā)生過一次所有權(quán)轉(zhuǎn)移的公司作為樣本；②我們將公司發(fā)生控制權(quán)轉(zhuǎn)移前2年的業(yè)績平均作為衡量企業(yè)業(yè)績變化的基準(zhǔn)，而不是其他很多學(xué)者那樣采用前1年的業(yè)績作為基準(zhǔn)，這樣可以克服因某一年度宏觀經(jīng)濟(jì)環(huán)境的不確定性而出現(xiàn)的系統(tǒng)性業(yè)績變異；③我們將資產(chǎn)重組和CEO更替作為重要的調(diào)節(jié)變量引入模型，分析資產(chǎn)重組和CEO變更對控制權(quán)轉(zhuǎn)移有效性的影響。

二、文獻(xiàn)回顧

現(xiàn)代企業(yè)理論認(rèn)為，所有權(quán)和控制權(quán)的分離使股東與管理者之間形成委托代理關(guān)系（Jensen and Fama， 1983）。公司委托代理問題可以通過完善內(nèi)部治理結(jié)構(gòu)來解決，也可以通過外部接管市場即公司控制權(quán)市場進(jìn)行約束。

作為一種重要的公司治理機(jī)制，控制權(quán)轉(zhuǎn)移的有效性問題受到了大量學(xué)者的關(guān)注。人們陸續(xù)推出了變化模型（Change model）、截距模型（Intercept model）和配對模型（Matching model）來衡量控制權(quán)轉(zhuǎn)移的有效性。變化模型主要考察公司控制權(quán)轉(zhuǎn)移發(fā)生前后經(jīng)行業(yè)調(diào)整后的企業(yè)業(yè)績的變化（Kaplan， 1989），以此來判斷控制權(quán)轉(zhuǎn)移的有效性。截距模型主要是用控制權(quán)轉(zhuǎn)移后公司的現(xiàn)金流（經(jīng)期初資產(chǎn)市價和行業(yè)調(diào)整）對控制權(quán)轉(zhuǎn)移之前現(xiàn)金流進(jìn)行回歸，由回歸模型的截距來判斷控制權(quán)轉(zhuǎn)移的有效性（Healy， Palepu and Ruback， 1992）。而配對模型主要選擇一組規(guī)模和業(yè)績都與控制權(quán)轉(zhuǎn)移公司差不多的但未發(fā)生控制權(quán)轉(zhuǎn)移的公司作為參照系，通過比較控制權(quán)轉(zhuǎn)移公司在控制權(quán)發(fā)生轉(zhuǎn)移后的業(yè)績與對照公司業(yè)績的差異來衡量控制權(quán)市場的有效性（Ghosh， 2001）。

基于上述不同的業(yè)績衡量方法，一些學(xué)者對控制權(quán)轉(zhuǎn)移的有效性進(jìn)行了研究。比如，Healy， Palepu and Ruback（1992）對1979年～1984年間，美國證券市場50起最大兼并活動的績效進(jìn)行了檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)兼并企業(yè)經(jīng)行業(yè)調(diào)整后的資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率顯著改善，銷售的現(xiàn)金流未發(fā)生顯著變化，二者相乘得出的資產(chǎn)市值的利潤率相應(yīng)有顯著提高，結(jié)論是合并后企業(yè)經(jīng)行業(yè)調(diào)整后業(yè)績有改善。Parrino and Harris（1999）研究了1982年～1987年的197起控制權(quán)轉(zhuǎn)移事件，得出結(jié)論：控制權(quán)轉(zhuǎn)移后企業(yè)的經(jīng)營現(xiàn)金流回報(bào)率（經(jīng)營現(xiàn)金流除以資產(chǎn)的市場價值）顯著增加，平均達(dá)2.1％；在并購雙方至少能共享生產(chǎn)線或技術(shù)優(yōu)勢時，并購后的回報(bào)顯著較高。Ghosh （2001）以1981年～1995年間美國315起并購為樣本，分別采用截距模型、變化模型和配對模型研究并購前后經(jīng)營業(yè)績的變化。當(dāng)采用截距模型時，并購后的業(yè)績相對并購前有顯著提高；但是，當(dāng)采用變化模型和配對模型時，研究結(jié)果則表明并購后相對于并購前的業(yè)績沒有顯著變化。

白云霞、吳聯(lián)生、徐信忠（2004）運(yùn)用變化模型和配對模型對我國1996年～1999年間發(fā)生控制權(quán)轉(zhuǎn)移的126家企業(yè)樣本進(jìn)行研究，發(fā)現(xiàn)控制權(quán)轉(zhuǎn)移對公司業(yè)績的影響不顯著，而伴隨控制權(quán)轉(zhuǎn)移而發(fā)生的資產(chǎn)收購行為對公司業(yè)績有顯著影響。張維、鄒高峰（2004）以中國2000年～2003年發(fā)生的108起通過協(xié)議轉(zhuǎn)讓方式發(fā)生的上市公司實(shí)際控制人變更事件為研究樣本，采用事件研究法對我國控制權(quán)市場的作用進(jìn)行檢驗(yàn)，研究結(jié)果發(fā)現(xiàn)控制權(quán)轉(zhuǎn)移期間上市公司的股東平均獲得6.359%的累積超額收益率。王旭國（2004）選擇了2000年發(fā)生控制權(quán)轉(zhuǎn)移的78家公司，通過查詢和分析樣本企業(yè)1999年～2003年的財(cái)務(wù)指標(biāo)，研究發(fā)現(xiàn)控制權(quán)轉(zhuǎn)移后總樣本當(dāng)年、第1年、第2年、第3年的綜合績效得分都比轉(zhuǎn)移前低，大部分公司在控制權(quán)轉(zhuǎn)移后績效都是下降的。這些研究表明，控制權(quán)轉(zhuǎn)移對公司業(yè)績的影響目前尚沒有一致的結(jié)論，不同學(xué)者因在樣本選擇、財(cái)務(wù)指標(biāo)選取、研究方法采用等方面的差異，其研究結(jié)論也不同。

在現(xiàn)有研究中，CEO變更作為公司治理外部機(jī)制的重要一環(huán)，尚沒有引起學(xué)者的廣泛關(guān)注。然而，現(xiàn)實(shí)的普遍情況是：公司管理層的調(diào)整往往與控制權(quán)的轉(zhuǎn)移相伴隨。Walsh（1988）在研究了1975年～1979年間發(fā)生的55起接管事件后發(fā)現(xiàn)：在控制權(quán)發(fā)生轉(zhuǎn)移后兩年內(nèi)有37%的目標(biāo)公司CEO或者總裁（President）發(fā)生了更換。Martin and McConnell（1991）研究了1958年～1984年間發(fā)生的253起接管事件，發(fā)現(xiàn)在控制權(quán)發(fā)生轉(zhuǎn)移后兩年內(nèi)公司高管的更換率達(dá)到了61%。其后，Walsh and Ellwood（1991）將樣本數(shù)擴(kuò)大到102個，并且比較了控制權(quán)轉(zhuǎn)移前后的高管更換頻率，發(fā)現(xiàn)控制權(quán)發(fā)生轉(zhuǎn)移后兩年內(nèi)的高管更換頻率是控制權(quán)發(fā)生轉(zhuǎn)移前兩年的3倍。Kennedy and Limmack（1996）也驗(yàn)證了英國上市公司中由于接管引發(fā)大量CEO更換的情況，在控制權(quán)轉(zhuǎn)移后兩年內(nèi)共有68%的公司CEO發(fā)生了更替。周建、劉小元和方剛（2009）采用2002年～2005年的數(shù)據(jù)，從CEO更替的視角檢驗(yàn)了我國公司治理的有效性。他們的研究表明，企業(yè)績效差的CEO更可能被更換，但這種有效性與正式制度安排的公司治理機(jī)制并不相關(guān)，作者們判斷是非正式制度的公司治理機(jī)制發(fā)揮了重要作用。這事實(shí)上暗示，控制權(quán)的轉(zhuǎn)移對CEO的更換起了關(guān)鍵性作用。

綜合起來，現(xiàn)有文獻(xiàn)表明：控制權(quán)轉(zhuǎn)移對公司業(yè)績的影響仍然是待解之謎；作為控制權(quán)轉(zhuǎn)移后公司治理的有效手段，CEO變更往往跟隨控制權(quán)轉(zhuǎn)移而發(fā)生，然而，CEO更換對公司治理的有效性的研究仍然非常欠缺；控制權(quán)轉(zhuǎn)移后的資產(chǎn)重組行為可能對企業(yè)業(yè)績有重要影響?；谏鲜雠袛?，本文選用變化模型，運(yùn)用會計(jì)研究方法，將總資產(chǎn)收益率（ROA）作為企業(yè)績效的衡量指標(biāo)，通過樣本均值和中位數(shù)對比的方法，檢驗(yàn)控制權(quán)轉(zhuǎn)移、資產(chǎn)重組和CEO更替對公司治理的有效性。

三、研究方法

除極個別情況外，我國上市公司的實(shí)際控制權(quán)掌握在第一大股東手里（胡天存、楊鷗，2004），因此本文的研究控制權(quán)發(fā)生轉(zhuǎn)移的樣本就是指公司第一大股東發(fā)生變更的公司。本研究中樣本的選擇依據(jù)是：①企業(yè)在控制權(quán)發(fā)生轉(zhuǎn)移的前2年和后3年都穩(wěn)定經(jīng)營，即在長達(dá)6年的時間里僅發(fā)生過一次控制權(quán)轉(zhuǎn)移；②所需數(shù)據(jù)完整，控制權(quán)發(fā)生轉(zhuǎn)移的當(dāng)年、前2年及后3年的相關(guān)會計(jì)數(shù)據(jù)完整，即需要公司連續(xù)6年的會計(jì)數(shù)據(jù)；③排除第一大股東出現(xiàn)名稱改變卻不涉及目標(biāo)上市公司所有權(quán)變化的公司樣本；④排除金融保險類公司樣本（金融保險類公司業(yè)務(wù)特殊，與其他上市公司缺乏可比性）；⑤剔除經(jīng)過行業(yè)調(diào)整后ROA異常的企業(yè)（ROA>100%或ROA<-100%的企業(yè)）。

根據(jù)上述標(biāo)準(zhǔn)對我國上市公司2000年至2008年共9年的數(shù)據(jù)進(jìn)行分析，最終挑選出242個樣本，其中2002年發(fā)生控制權(quán)轉(zhuǎn)移的為63家，2003年66家，2004年53家，2005年60家（如表1所示）。在所選樣本的行業(yè)分布中主要以制造業(yè)為主，制造型企業(yè)達(dá)到了130家，占樣本總數(shù)的53.71%。

采用總資產(chǎn)收益率（ROA）作為衡量公司業(yè)績的指標(biāo)，由于不同行業(yè)因制度環(huán)境和市場競爭等方面的差異而擁有不同的業(yè)績水平（即非同行企業(yè)之間的業(yè)績可比性差），因此，我們將各公司每年的ROA減去其行業(yè)當(dāng)年的平均ROA來進(jìn)行調(diào)整，確保數(shù)據(jù)的可比性。

本研究中采用的各企業(yè)的財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)跨度為6年，我們將發(fā)生控制權(quán)轉(zhuǎn)移的當(dāng)年設(shè)定為第0年，控制權(quán)轉(zhuǎn)移的前兩年和后三年分別設(shè)為第-2年、第-1年和第1年、第2年、第3年。用ROAi是指第i年的ROA?？紤]到我國上市公司的退市制度，即連續(xù)三年業(yè)績虧損的公司擬退市，我們將控制權(quán)轉(zhuǎn)移前公司的業(yè)績衡量控制為前2年的平均數(shù)，即ROA前=（ROA-2+ROA-1）/2，然后用控制權(quán)轉(zhuǎn)移后的公司業(yè)績與之對比，據(jù)此判斷企業(yè)業(yè)績的改變。ROA前作為衡量控制權(quán)轉(zhuǎn)移前企業(yè)績效的指標(biāo)比僅用控制權(quán)轉(zhuǎn)移前1年的ROA（即ROA-1）更加科學(xué)，因?yàn)檫@樣做有助于減輕某個單一年度因宏觀經(jīng)濟(jì)環(huán)境的變化而出現(xiàn)的企業(yè)業(yè)績的變異。我們用ROA后表示控制權(quán)轉(zhuǎn)移當(dāng)年及后三年的ROA的平均值，即ROA后=（ROA0+ROA1+ROA2+ROA3）/4，用ROA后來反映控制權(quán)轉(zhuǎn)移后績效在一段時期內(nèi)的總體狀況。通過比較ROA后與ROA前的變化來判斷控制權(quán)轉(zhuǎn)移的整體有效性。

表2中列出了樣本企業(yè)在控制權(quán)轉(zhuǎn)移前2年、當(dāng)年及轉(zhuǎn)移后3年的平均業(yè)績水平。同時，我們對總樣本分重組企業(yè)與未重組企業(yè)、CEO變更企業(yè)與未變更企業(yè)進(jìn)行了業(yè)績衡量。

為了減少重組行為的影響，在研究CEO變更對控制權(quán)轉(zhuǎn)移后績效的影響時所選的樣本是發(fā)生控制權(quán)轉(zhuǎn)移并且沒有資產(chǎn)重組行為的187個樣本。在控制權(quán)發(fā)生轉(zhuǎn)移的當(dāng)年和后3年，在187個樣本中有132個企業(yè)有CEO（總裁）變更的情況發(fā)生，約占總樣本的70.59%，只有55個樣本企業(yè)的CEO未發(fā)生變更。在發(fā)生CEO變更的樣本中，71家企業(yè)CEO變更過1次，44家變更過2次，13家變更過3次，1家變更過4次（共發(fā)生202次CEO變更）。控制權(quán)轉(zhuǎn)移當(dāng)年有68家企業(yè)的CEO變更，占樣本總數(shù)的33.66%（見表3），遠(yuǎn)高于控制權(quán)轉(zhuǎn)移后3年的CEO變更比率，說明CEO更替一般會伴隨控制權(quán)轉(zhuǎn)移而發(fā)生。

四、研究發(fā)現(xiàn)

1. 控制權(quán)轉(zhuǎn)移對公司業(yè)績的影響

為了考察控制權(quán)轉(zhuǎn)移對公司業(yè)績的影響（在不考慮資產(chǎn)重組和CEO變更的前提下），我們對所有242個發(fā)生控制權(quán)轉(zhuǎn)移的企業(yè)構(gòu)成的總樣本分別計(jì)算控制權(quán)轉(zhuǎn)移當(dāng)年（第0年）及隨后3年（第1， 2， 3年）的公司業(yè)績并將之與控制權(quán)轉(zhuǎn)移前的業(yè)績進(jìn)行對比（如表4所示），通過樣本均值的T檢驗(yàn)和中位數(shù)的符號秩檢驗(yàn)（S）來判斷控制權(quán)轉(zhuǎn)移的有效性。但是根據(jù)正態(tài)性Shapiro Wilk檢驗(yàn)，樣本顯著不服從正態(tài)分布，因此主要參考符號秩檢驗(yàn)的結(jié)果。

總體而言，控制權(quán)轉(zhuǎn)移對公司業(yè)績的影響如下：在所考察的時間范圍里，僅在控制權(quán)轉(zhuǎn)移當(dāng)年（第0年）公司業(yè)績出現(xiàn)輕微改善（均值與中位數(shù)均為正，但不顯著），而在其余各年（第1，2，3年），公司業(yè)績與控制權(quán)轉(zhuǎn)移發(fā)生前相比進(jìn)一步惡化。特別是在控制權(quán)轉(zhuǎn)移后的第2和第3年，公司業(yè)績都顯著不如控制權(quán)轉(zhuǎn)移前。并且，從控制權(quán)轉(zhuǎn)移當(dāng)年及隨后3年業(yè)績的平均數(shù)（ROA后）來看，公司控制權(quán)轉(zhuǎn)移后的績效顯著比控制權(quán)轉(zhuǎn)移前的績效差。這說明，公司控制權(quán)轉(zhuǎn)移不僅沒有改善企業(yè)績效，反是使企業(yè)績效降低。

2. 資產(chǎn)重組對控制權(quán)轉(zhuǎn)移公司業(yè)績的影響

在242個樣本中，有58家在控制權(quán)發(fā)生轉(zhuǎn)移的當(dāng)年及后三年發(fā)生過重大的資產(chǎn)重組行為，占總樣本數(shù)的23.97%。為了考察資產(chǎn)重組對控制權(quán)轉(zhuǎn)移公司的業(yè)績的影響，我們將總樣本分解成2個子樣本：重組樣本（58家）和未重組樣本（184家）。同樣采取T檢驗(yàn)和中位數(shù)的符號秩檢驗(yàn)（S）方法對2個字樣本進(jìn)行檢驗(yàn)。其結(jié)果如表5所示。

對于發(fā)生了資產(chǎn)重組的樣本，我們發(fā)現(xiàn)在控制權(quán)轉(zhuǎn)移當(dāng)年及隨后3年，企業(yè)業(yè)績都有一定的改善（均值為正），特別是在控制權(quán)轉(zhuǎn)移后的第1年，公司業(yè)績的改善非常顯著。但從控制權(quán)轉(zhuǎn)移當(dāng)年及隨后3年業(yè)績的平均數(shù)來看，即使進(jìn)行了資產(chǎn)重組，公司的業(yè)績改善仍然并不明顯。

而對于未發(fā)生過資產(chǎn)重組的樣本，公司業(yè)績在控制權(quán)轉(zhuǎn)移的當(dāng)年（第0年）并沒有多大變化，但在隨后的第1、2和3年都出現(xiàn)了顯著的惡化。控制權(quán)轉(zhuǎn)移當(dāng)年及隨后3年的業(yè)績平均也顯著地不如控制權(quán)轉(zhuǎn)移之前。

為了進(jìn)一步識別在發(fā)生資產(chǎn)重組樣本與未發(fā)生資產(chǎn)重組樣本之間企業(yè)業(yè)績是否存在差異，我們對2個樣本進(jìn)行Mann-Whitney U檢驗(yàn)，其結(jié)果如表6所示。

從表6中可以看出，在發(fā)生資產(chǎn)重組與未資產(chǎn)重組的兩個樣本之間，除了在控制權(quán)轉(zhuǎn)移當(dāng)年構(gòu)成2個樣本的不同公司業(yè)績之間沒有顯著差異外，在其他各年（第1，2和3年）兩個樣本之間都有顯著的差異。在控制權(quán)轉(zhuǎn)移后2個樣本的平均業(yè)績（第0-3年平均）之間也存在顯著差異。結(jié)合秩平均（Mean Rank），我們可以得出：發(fā)生資產(chǎn)重組的樣本公司業(yè)績顯著地好于未發(fā)生資產(chǎn)重組的公司。

總的來說，控制權(quán)轉(zhuǎn)移后資產(chǎn)重組企業(yè)與未重組企業(yè)之間績效存在顯著差異，資產(chǎn)重組企業(yè)控制權(quán)轉(zhuǎn)移后的業(yè)績比控制權(quán)轉(zhuǎn)移前有所改善，而非重組企業(yè)控制權(quán)轉(zhuǎn)移后的業(yè)績顯著不如控制權(quán)轉(zhuǎn)移前；資產(chǎn)重組企業(yè)業(yè)績顯著好于未重組企業(yè)。這說明資產(chǎn)重組是控制權(quán)發(fā)生轉(zhuǎn)移后改善企業(yè)績效的有效方法。

3. CEO更替對控制權(quán)轉(zhuǎn)移公司業(yè)績的影響

為了檢驗(yàn)CEO變更對控制權(quán)轉(zhuǎn)移公司業(yè)績的影響，我們將CEO的變更分為“不區(qū)分CEO變更時間”和“CEO變更僅發(fā)生在控制權(quán)轉(zhuǎn)移當(dāng)年”兩種情況。同時，為了排除資產(chǎn)重組給企業(yè)業(yè)績帶來的影響，我們的樣本選擇僅限于未發(fā)生資產(chǎn)重組的184家企業(yè)構(gòu)成的樣本。

（1）不區(qū)分CEO變更時間。不考慮CEO變更的具體時間（即無論CEO的變更發(fā)生在第0、1、2或3年），我們將未發(fā)生資產(chǎn)重組的企業(yè)樣本分為CEO未變更（55家企業(yè)）與CEO變更（129家企業(yè)）兩個子樣本。通過樣本均值的T檢驗(yàn)和中位數(shù)的符號秩檢驗(yàn)（S）來判斷CEO變更對企業(yè)業(yè)績的影響。CEO變更對企業(yè)業(yè)績的影響如表7所示。

從表7中可以清楚地看出，對CEO未更換企業(yè)來說，控制權(quán)轉(zhuǎn)移后第1、2年的業(yè)績顯著地不如轉(zhuǎn)移前，而第0和第3年的業(yè)績分別為略有改善和略有惡化，但都不顯著。第0-4年平均值跟轉(zhuǎn)移前相比也略有惡化，但同樣不顯著。對CEO發(fā)生了變更的企業(yè)而言，除控制權(quán)轉(zhuǎn)移當(dāng)年（第0年）的業(yè)績與控制權(quán)轉(zhuǎn)移前相比沒有顯著差異外，其他各年的業(yè)績都顯著地不如控制權(quán)轉(zhuǎn)移前，第0-4年的業(yè)績平均也顯著地不如控制權(quán)轉(zhuǎn)移前。

而通過兩個樣本進(jìn)行Mann-Whitney U檢驗(yàn)（如表8所示），可以發(fā)現(xiàn)：在控制權(quán)轉(zhuǎn)移后CEO變更與CEO未變更企業(yè)業(yè)績之間不存在顯著差異，說明CEO變更與否對企業(yè)績效沒有顯著影響。

（2）CEO變更僅發(fā)生在控制權(quán)轉(zhuǎn)移當(dāng)年。為了進(jìn)一步考察CEO變更對控制權(quán)轉(zhuǎn)移企業(yè)業(yè)績的影響，我們進(jìn)一步把CEO變更的時間控制在所有權(quán)轉(zhuǎn)移的當(dāng)年，這樣做的目的是為了從一個相對較長的時間內(nèi)考察CEO變更對企業(yè)的影響，因?yàn)槲覀儞?dān)心CEO更替對企業(yè)業(yè)績的影響可能存在滯后性。

因此，我們考察的樣本是27家控制權(quán)轉(zhuǎn)移當(dāng)年就發(fā)生CEO變更的企業(yè)，而對照樣本是55家控制權(quán)轉(zhuǎn)移后CEO未發(fā)生變更的企業(yè)。檢驗(yàn)的結(jié)果如表9所示。

從表9中可以看到，對于未發(fā)生CEO變更的樣本，公司在控制權(quán)轉(zhuǎn)移當(dāng)年（第0年）業(yè)績有微弱的改善（均值與中位數(shù)都為正，但不顯著）；而在隨后的第1和第2年，公司業(yè)績較控制權(quán)轉(zhuǎn)移前顯著惡化（中位數(shù)為負(fù)，且顯著）；在控制權(quán)轉(zhuǎn)移后的第3年，公司業(yè)績?nèi)匀惠^控制權(quán)轉(zhuǎn)移前差，但兩者之間不顯著。從平均值來看，CEO未更替樣本在控制權(quán)轉(zhuǎn)移前后業(yè)績之間沒有顯著差異。而對于CEO變更的樣本，公司在控制權(quán)轉(zhuǎn)移當(dāng)年（第0年）業(yè)績有微弱的改善（均值與中位數(shù)都為正，但不顯著），而在隨后的第1、2和3年都出現(xiàn)惡化，但控制權(quán)轉(zhuǎn)移后的公司績效與轉(zhuǎn)移前相比差異并不顯著?？刂茩?quán)轉(zhuǎn)移后0-4年的平均業(yè)績與控制前相比也沒有顯著差異。

通過對CEO變更樣本與CEO未變更樣本的對比（見表10），我們發(fā)現(xiàn)，在控制權(quán)轉(zhuǎn)移后兩組樣本之間的業(yè)績并沒有顯著差異，仍然說明控制權(quán)轉(zhuǎn)移之后的CEO變更行為對企業(yè)績效改善的效果不顯著。

不過將表9中的數(shù)據(jù)與表7中的數(shù)據(jù)進(jìn)行對比，我們發(fā)現(xiàn)，控制權(quán)轉(zhuǎn)移當(dāng)年（第0年）更換CEO的企業(yè)似乎比隨后幾年都可能有CEO更換的企業(yè)業(yè)績相對要好一些，因?yàn)榈?年更換CEO的企業(yè)其業(yè)績與控制權(quán)轉(zhuǎn)移前沒有顯著差異，而第0-4年都可能發(fā)生CEO更換的企業(yè)業(yè)績則顯著地比控制權(quán)轉(zhuǎn)移前差。

五、結(jié) 論

首先，本文運(yùn)用變化模型，以總資產(chǎn)收益率（ROA）作為績效衡量的指標(biāo)，選取2000年至2008年發(fā)生控制權(quán)轉(zhuǎn)移的242家上市公司為樣本，分析了控制權(quán)轉(zhuǎn)移、資產(chǎn)重組和CEO更換對企業(yè)績效的影響。研究發(fā)現(xiàn)：控制權(quán)轉(zhuǎn)移后的第1、2和3年公司業(yè)績與控制權(quán)轉(zhuǎn)移發(fā)生前相比更糟糕，特別是在控制權(quán)轉(zhuǎn)移后的第2和第3年，公司業(yè)績都顯著不如控制權(quán)轉(zhuǎn)移前。這一結(jié)論與王旭國（2004）的研究一致，而與白云霞、吳聯(lián)生和徐信忠（2004）以及張維和鄒高峰（2004）的研究有差異。

其次，我們發(fā)現(xiàn)資產(chǎn)重組對公司業(yè)績有顯著的正面影響，發(fā)生資產(chǎn)重組的企業(yè)其業(yè)績明顯好于資產(chǎn)重組前，而未發(fā)生資產(chǎn)重組的企業(yè)其業(yè)績則顯著地不如控制權(quán)轉(zhuǎn)移前。這一結(jié)論與白云霞、吳聯(lián)生和徐信忠（2004）的研究一致。說明資源的置換和整合一方面可能提高了資產(chǎn)的質(zhì)量，另一方可能產(chǎn)生了協(xié)同整合效應(yīng)，從而提高了公司業(yè)績。

最后，控制權(quán)轉(zhuǎn)移后CEO變更與否對企業(yè)業(yè)績沒有顯著的影響。這可能說明：控制權(quán)轉(zhuǎn)移后所發(fā)生的CEO更換并非是因?yàn)镃EO能力有問題或沒有盡職，而是新的控股股東為了自身利益的考量做出更換CEO的行為。另外，CEO的頻繁更換可能并不能給企業(yè)帶來績效的改善，相反，它可能因?yàn)轭I(lǐng)導(dǎo)風(fēng)格的改變帶來的管理轉(zhuǎn)型而導(dǎo)致企業(yè)業(yè)績的進(jìn)一步惡化。

進(jìn)一步的研究需要考慮采取不同的績效衡量標(biāo)準(zhǔn)和不同的計(jì)量模型，從一個更長的時間跨度來研究控制權(quán)轉(zhuǎn)移、資產(chǎn)重組和CEO更換對企業(yè)業(yè)績的影響。

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Study on the Impact of Corporate Control Transfer， Assets Restructure

and CEO Turnover on Enterprises' Performance

Gao Yongqiang， Xiong Wei， Yang Bin

（School of Management， Huazhong University of Science & Technology， Wuhan 430074，China）

Abstract： This paper， using switching model and return on assets （ROA） as the measurement of the enterprise's performance， analyzes the impact of corporate control transfer， assets restructure and chief executive officer （CEO） turnover on the operating performance of enterprises， taking 242 firms who had corporate control transfer during 2000-2008 as samples. The results indicate： firstly， transfer of corporate control has negative effect on the enterprise's performance； secondly， assets restructure has positive effect on the enterprise's performance； thirdly， CEO turnover has no significant impact on the enterprise's performance. The findings suggest that the transfer of corporate control and the turnover of CEO can not improve the enterprise's performance without restructuring the assets. Only restructuring the assets can increase the quality of assets and create synergy effect so as to eventually improve the enterprise's performance by

Key words：corporate control transfer； assets restructure； CEO change； enterprises performance

（責(zé)任編輯：張丹郁）