張 娟，邢文祥

（中央財(cái)經(jīng)大學(xué) 商學(xué)院，北京100081）

基于Logit回歸模型的CEO聲譽(yù)與CEO變更關(guān)系研究

張 娟，邢文祥

（中央財(cái)經(jīng)大學(xué) 商學(xué)院，北京100081）

根據(jù)預(yù)期不一致理論，期望是客戶未來評價(jià)產(chǎn)品滿意度的一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)。CEO聲譽(yù)越高，董事會和股東對CEO賦予的期望越高，但這種預(yù)期績效和實(shí)際績效之間往往產(chǎn)生較大差異，從而影響CEO對工作的保留。應(yīng)用二元Logit回歸模型，選取2010—2014年深市上市公司的數(shù)據(jù)進(jìn)行檢驗(yàn)，結(jié)果驗(yàn)證了企業(yè)績效和CEO變更之間的負(fù)相關(guān)關(guān)系，CEO聲譽(yù)顯著調(diào)節(jié)了這種關(guān)系?？冃ё儾畹那闆r下，高聲譽(yù)的CEO相比低聲譽(yù)的CEO更容易發(fā)生變更。因此，聲譽(yù)并不是CEO能保留工作的重要影響因素，CEO只有為企業(yè)創(chuàng)造更大的價(jià)值，才能保留他們的工作崗位。

CEO聲譽(yù)；CEO變更；企業(yè)績效

0 引言

現(xiàn)代企業(yè)制度存在委托代理機(jī)制，控制權(quán)和所有權(quán)分離，行使企業(yè)控制權(quán)的管理層尤其是CEO在企業(yè)管理中發(fā)揮重要作用，CEO的任命和變更是公司治理的重要手段，對企業(yè)發(fā)展有重要意義。隨著現(xiàn)代企業(yè)制度的建立，國內(nèi)企業(yè)CEO變更比率也逐年升高。國內(nèi)學(xué)者劉倩對2009—2013年國內(nèi)滬深兩市上市公司的高管變更情況進(jìn)行統(tǒng)計(jì)分析，得出高管變更的比例高達(dá)24.12%。Ken Favaro等對全球2500家大型企業(yè)的CEO變更情況進(jìn)行調(diào)查得到的調(diào)查報(bào)告顯示，2000—2009年全球CEO變更率維持在平均14.20%。由此可見中國的CEO變更率遠(yuǎn)高于國際水平。馮丹靜、方健雯對2010—2011年滬市A版制造業(yè)上市公司CEO情況分析得出我國CEO任職期限普遍不長，平均任期不足兩年[1]。由此可見，我國大多數(shù)企業(yè)CEO任職情況呈現(xiàn)任期短、變更率高的特點(diǎn)。影響CEO變更的原因復(fù)雜多樣，從企業(yè)角度來講，公司戰(zhàn)略的調(diào)整、企業(yè)績效降低、控制權(quán)的變化等都是CEO發(fā)生變更的原因，企業(yè)績效降低往往是CEO被董事會強(qiáng)制性變更的重要影響因素。但是不是企業(yè)績效降低，CEO就一定會被強(qiáng)制性變更？CEO個(gè)人的特征會不會影響CEO來維持其工作？本文引入CEO的個(gè)人聲譽(yù)來作為調(diào)節(jié)變量，探討CEO個(gè)人特征對CEO變更的影響。

CEO聲譽(yù)被認(rèn)為是一項(xiàng)重要的無形資產(chǎn)，在實(shí)踐和理論上影響著企業(yè)價(jià)值[2]。最早將聲譽(yù)理論引入管理者研究的是美國著名學(xué)者Fama，他認(rèn)為從長期來講，經(jīng)理人必須為自己的行為負(fù)責(zé)，即使沒有顯性激勵(lì)，經(jīng)理人也會努力工作，提高企業(yè)績效，從而提升自己的個(gè)人聲譽(yù)。后續(xù)有學(xué)者對CEO聲譽(yù)展開研究。Milbourn研究了CEO聲譽(yù)和企業(yè)股權(quán)收入之間存在著積極的、有顯著意義的關(guān)系[3]。Francis研究發(fā)現(xiàn)高CEO聲譽(yù)與較差盈余質(zhì)量相聯(lián)系[4]。Gregorio Sanchez-Marin和J.Samuel Baixauli-Soler通過西班牙企業(yè)的數(shù)據(jù)，以公司治理為調(diào)節(jié)變量，驗(yàn)證了CEO聲譽(yù)和管理層薪酬存在直接的、積極的關(guān)系[5]。國內(nèi)研究多集中于CEO聲譽(yù)對企業(yè)績效、現(xiàn)金薪酬、盈余管理的研究以及CEO聲譽(yù)的影響因素及評價(jià)研究。馬連福和劉麗穎采用傾向得分匹配分析法（PSM）對上市公司高管的聲譽(yù)進(jìn)行分析，得出高管的聲譽(yù)激勵(lì)能夠提升公司的經(jīng)營績效[6]。李辰穎以2006—2010年滬深兩市A股上市公司為樣本，得出在不同控制權(quán)企業(yè)中，CEO聲譽(yù)和現(xiàn)金薪酬存在正相關(guān)關(guān)系[7]。吳笛以滬深兩市2006—2008年機(jī)械制造業(yè)上市公司為樣本，分析得出CEO聲譽(yù)和盈余管理質(zhì)量存在顯著的正相關(guān)關(guān)系。從上面的分析可以看出，國內(nèi)外對CEO聲譽(yù)的影響多側(cè)重于CEO聲譽(yù)對企業(yè)層面的影響，而關(guān)于CEO聲譽(yù)對CEO個(gè)人的影響研究較少，CEO保持良好的聲譽(yù)受益更多的是CEO所任職的企業(yè)還是CEO個(gè)人？聲譽(yù)高的CEO是不是不容易被企業(yè)強(qiáng)制性變更？因此，本文選取2010—2014深市部分上市公司的CEO為研究樣本，對其變更情況進(jìn)行分析，以CEO聲譽(yù)為調(diào)節(jié)變量，對企業(yè)績效對CEO變更的影響展開研究。結(jié)果表明績效變差，CEO容易發(fā)生變更，但CEO聲譽(yù)對績效和變更之間這種關(guān)系有顯著調(diào)節(jié)作用，在績效變差的情況下，高聲譽(yù)的CEO相比低聲譽(yù)的CEO更容易發(fā)生變更。

1 理論與假設(shè)

1.1 企業(yè)績效和CEO變更

CEO變更是現(xiàn)代企業(yè)公司治理機(jī)制的重要組成部分。Jensen和Meckling認(rèn)為由于委托人和代理人之間的信息不對稱，委托人很難控制代理人的行為，企業(yè)績效是代理人行為最直接的表現(xiàn)，委托人通過對企業(yè)績效的控制，來監(jiān)控代理人的行為。當(dāng)企業(yè)績效降低的時(shí)候，CEO發(fā)生變更的可能性會增加?，F(xiàn)代企業(yè)制度中企業(yè)所有權(quán)和控制權(quán)兩權(quán)分離，CEO擁有企業(yè)的控制權(quán)，在企業(yè)的所有者和CEO之間起到中介作用的是董事會，董事會負(fù)責(zé)CEO的選聘和評價(jià)。“替罪羊理論”認(rèn)為，當(dāng)企業(yè)出現(xiàn)績效降低的情況時(shí)，企業(yè)的所有者會對企業(yè)未來喪失信心。這種情況下，董事會會做出變更CEO的決策，CEO作為企業(yè)的管理者為企業(yè)的較差績效負(fù)責(zé)，通過CEO變更來恢復(fù)企業(yè)所有者對企業(yè)未來績效改變的信心。

假設(shè)H1：企業(yè)績效與CEO變更之間呈現(xiàn)負(fù)相關(guān)關(guān)系。

2.2 CEO聲譽(yù)、企業(yè)績效和CEO變更

委托代理理論產(chǎn)生的根源是所有權(quán)和控制權(quán)分離，兩權(quán)分離提高了現(xiàn)代管理的效率，但同時(shí)也產(chǎn)生了代理成本。傳統(tǒng)的代理理論主要強(qiáng)調(diào)通過顯性激勵(lì)措施，如薪酬條約等來降低代理成本。但由于委托人和代理人之間存在信息不對稱，代理人的行為很難甚至無法評價(jià)，顯性激勵(lì)措施很難控制，此種情況下，F(xiàn)ama(1980)引入了聲譽(yù)效應(yīng)，他認(rèn)為經(jīng)理人市場也是一個(gè)競爭的市場，經(jīng)理人要想在這個(gè)競爭的市場上體現(xiàn)自己的價(jià)值，取決于其所任職企業(yè)的績效。經(jīng)理人為了自身的職業(yè)發(fā)展需要，必須努力工作，提高所在企業(yè)的績效，提升經(jīng)理人自身的人力資本價(jià)值，從而塑造其在經(jīng)理人市場上的聲譽(yù)。

韋氏詞典定義聲譽(yù)為“被其他人承認(rèn)的一些特征和能力”，聲譽(yù)是主體的資本和價(jià)值的體現(xiàn)。CEO聲譽(yù)就是CEO的資本和價(jià)值的體現(xiàn)，是CEO能力的象征。根據(jù)預(yù)期-不一致理論，顧客滿意度是預(yù)先購買的預(yù)期、可感知的產(chǎn)品績效和期望不滿意的函數(shù)[8]。研究表明，期望成為客戶未來評價(jià)產(chǎn)品滿意度的一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)，期望越高，滿意度可能越低[9]。對于CEO來說，當(dāng)CEO具備較高聲譽(yù)的時(shí)候，董事會和股東對CEO賦予較高的期望，認(rèn)為高聲譽(yù)的CEO能夠?yàn)槠髽I(yè)帶來較好的績效。但正因?yàn)槎聲凸蓶|對CEO的這種過高期望，使得這種預(yù)期績效和CEO的真實(shí)績效之間出現(xiàn)較大的差異。同時(shí)，CEO的聲譽(yù)水平影響了企業(yè)所有者對CEO績效高低的容忍程度。CEO聲譽(yù)水平越高，董事會對企業(yè)產(chǎn)生較差績效的容忍程度越低。因此，相對于聲譽(yù)較低的CEO，高聲譽(yù)的CEO在企業(yè)績效較低的時(shí)候更容易發(fā)生強(qiáng)制性變更。

假設(shè)H2：高聲譽(yù)的CEO相比低聲譽(yù)的CEO在企業(yè)績效水平變差的時(shí)候更容易發(fā)生強(qiáng)制性變更。

2 研究設(shè)計(jì)

2.1 研究變量的界定

（1）CEO變更(CEO_Turnit)

先明確CEO的定義，CEO的英文意思為首席執(zhí)行官，在國內(nèi)企業(yè)中，我們將承擔(dān)首席執(zhí)行官職能的職務(wù)統(tǒng)稱為CEO，本文中包括總經(jīng)理、首席執(zhí)行官、總裁。CEO變更是指總經(jīng)理由于種種原因不再擁有總經(jīng)理的頭銜。國內(nèi)外文獻(xiàn)多將CEO變更分為正常變更和非正常變更[10，11]。CEO正常變更指與CEO所在公司的管理行為無關(guān)的原因?qū)е翪EO變更，如退休、健康情況等；非正常變更又稱強(qiáng)制性變更與指CEO對其所在公司的管理行為影響到了其非自愿性的職位變更。因?yàn)楦鞣N原因，國內(nèi)關(guān)于CEO變更的原因披露非常模糊，大多數(shù)公司沒有披露CEO變更的真實(shí)原因，常以辭職、工作變動(dòng)代替，因此本文將退休、個(gè)人健康情況、涉案、去世視為正常變更，升任董事長或董事長不再兼任也視為正常變更，其余均視為非正常變更，即強(qiáng)制性變更。當(dāng)CEO發(fā)生強(qiáng)制性變更時(shí)，賦值為1，否則為0。

（2）企業(yè)績效的變動(dòng)（MROAit）

由于我國股票市場的不穩(wěn)定性，政策或突發(fā)消息對股票價(jià)格影響較大，因此本文采用會計(jì)類績效指標(biāo)來衡量企業(yè)績效，采用總資產(chǎn)回報(bào)率（ROA）來衡量企業(yè)績效，計(jì)算CEO變更當(dāng)年和前一年總資產(chǎn)收益率之差(MROAit)代表績效變化情況：

（3）CEO聲譽(yù)(CEO_Repit)

對CEO聲譽(yù)的度量，國內(nèi)外分為兩類，一類是以CEO名字的媒體曝光率為CEO聲譽(yù)的代表變量[4]；一類是以主流媒體或機(jī)構(gòu)所評選的一些榜單等榮譽(yù)為CEO聲譽(yù)的代理變量[12]。由于我國相關(guān)獎(jiǎng)項(xiàng)評選較少，而且所評選企業(yè)不一定都是上市公司，本文采用百度新聞的媒體曝光次數(shù)來評價(jià)CEO聲譽(yù)，具體操作為搜索“CEO名字+所任職企業(yè)”，時(shí)間期限為CEO任現(xiàn)職時(shí)間到CEO變更時(shí)間，對次數(shù)的最終結(jié)果求均值作為CEO聲譽(yù)的代理變量。對所選樣本按聲譽(yù)次數(shù)進(jìn)行排序，取前50%代表高聲譽(yù)，賦值為1，后面50%代表低聲譽(yù)，賦值為0。

（4）控制變量

首先控制CEO個(gè)人特征的變量，Ageit代表變更當(dāng)年CEO的年齡；Tentureit代表CEO在發(fā)生變更企業(yè)任現(xiàn)職的任期，一般來說，CEO年齡越大、任期越長，說明CEO在企業(yè)的控制權(quán)越大，越不容易發(fā)生強(qiáng)制性變更；Payit-1是通過計(jì)算CEO前一年的現(xiàn)金薪酬的對數(shù)得出，代表變更前一年CEO的收入情況，薪酬是影響CEO是否發(fā)生變更的一個(gè)重要因素。其次控制企業(yè)特征，Sizeit代表企業(yè)的規(guī)模，用企業(yè)的總資產(chǎn)取對數(shù)來代替，企業(yè)規(guī)模越大，公司治理效率越高，越容易發(fā)生強(qiáng)制性變更；Dualityit代表CEO變更時(shí)是否兩職合一，二職合一表示CEO在董事會的控制權(quán)越強(qiáng)，越不容易發(fā)生強(qiáng)制性變更。

2.2 研究設(shè)計(jì)

2.2.1 數(shù)據(jù)來源

本研究選擇深市2010—2014年發(fā)生CEO變更的上市公司中所有的CEO為初選樣本。對CEO變更的界定為強(qiáng)制性變更，根據(jù)研究需要，對所選樣本進(jìn)行篩選：（1）剔除數(shù)據(jù)缺失的樣本，保證自變量和因變量數(shù)據(jù)的完整；（2）剔除企業(yè)績效數(shù)據(jù)出現(xiàn)極值或異常的樣本，保證實(shí)證檢驗(yàn)結(jié)果的穩(wěn)定性；（3）剔除金融類上市公司；（4）剔除2010年以后的上市公司。最終得到387家上市公司數(shù)據(jù)，CEO的樣本數(shù)量為1513個(gè)。本文所需CEO個(gè)人數(shù)據(jù)和財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)的主要來源是wind數(shù)據(jù)庫，部分不足信息通過CEO所在企業(yè)網(wǎng)站補(bǔ)充，聲譽(yù)的數(shù)據(jù)通過百度新聞搜索的高級搜索完成。數(shù)據(jù)處理及回歸分析均采用SPSS21.0完成。

表1 變量定義一覽表

2.2.2 模型設(shè)定

通過構(gòu)建二元Logit模型來說明CEO聲譽(yù)和CEO變更之間的關(guān)系。模型中的因變量是CEO是否發(fā)生變更，為虛擬變量，模型如下：

模型1主要檢驗(yàn)績效對CEO變更的影響；模型2主要檢驗(yàn)CEO聲譽(yù)在績效不同的情況下對CEO變更的影響。

3 實(shí)證分析

3.1 描述性統(tǒng)計(jì)分析

本文所取CEO樣本數(shù)量為1513個(gè)，其中，發(fā)生變更的數(shù)目為484個(gè)，占32.0%，不同績效下不同聲譽(yù)的CEO變更的具體情況如表2所示。

表2 企業(yè)績效、CEO聲譽(yù)與CEO變更比率分析 （單位：%）

從表2可以看出，在企業(yè)績效變差的情況下，高聲譽(yù)CEO的變更比率遠(yuǎn)遠(yuǎn)高于低聲譽(yù)CEO的變更比率，而在績效變好的情況下，低聲譽(yù)的CEO更容易發(fā)生變更，這符合我們第二條假設(shè)。

所有相關(guān)變量的描述性統(tǒng)計(jì)分析如表3所示，CEO任期的平均值為4.44，平均任期較短，說明CEO變更比較頻繁。CEO任期的最小值為0.12年，最大值為18.35年，跨度較大。CEO存在二元合一的人數(shù)為279人，占18.4%，CEO的平均年齡為51.3歲，最小的31歲，最大的77歲，整體來看年齡差距較大，任期比較長的CEO，多存在年齡較大、二職合一共存的狀態(tài)，而這種CEO發(fā)生變更的比率就會較低。MROA的均值為負(fù)，原因在于所選樣本中績效變差的樣本占到59%，這可能與筆者對樣本進(jìn)行篩選只選擇了2010—2014年間發(fā)生CEO變更的企業(yè)，這也從一定程度上說明了績效降低，CEO變更的可能性增強(qiáng)。CEO薪酬數(shù)據(jù)是對CEO現(xiàn)金薪酬取對數(shù)，整體差異不大。CEO聲譽(yù)的均值為0.29，符合所選高聲譽(yù)樣本占總體樣本的30%。

表3 主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)分析

3.2 相關(guān)性分析

變量的Pearson相關(guān)系數(shù)如表4所示，CEO變更和企業(yè)績效之間呈現(xiàn)顯著負(fù)相關(guān)關(guān)系，企業(yè)績效降低，會對CEO保留工作產(chǎn)生影響，導(dǎo)致部分CEO被董事會強(qiáng)制性變更。CEO變更和聲譽(yù)之間也是正相關(guān)關(guān)系，根據(jù)預(yù)期—不一致理論，CEO聲譽(yù)越高，董事會對企業(yè)績效的預(yù)期越高，而當(dāng)企業(yè)的實(shí)際績效與預(yù)期不一致的時(shí)候，聲譽(yù)越高的CEO越容易被董事會強(qiáng)制性變更，故聲譽(yù)和變更之間呈現(xiàn)正相關(guān)關(guān)系。薪酬和CEO變更之間是顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系，表明薪酬越高，變更率越低。CEO變更和企業(yè)規(guī)模之間負(fù)相關(guān)，但相關(guān)關(guān)系不顯著，一般來說，規(guī)模越大的企業(yè)，公司治理效率越高，發(fā)生強(qiáng)制性變更的比率應(yīng)該也越高。任期和年齡與變更之間也呈現(xiàn)正相關(guān)關(guān)系，年齡與變更為顯著正相關(guān)，說明年齡越大，CEO越容易發(fā)生變更。

表4 變量之間的相關(guān)性統(tǒng)計(jì)分析結(jié)果

3.3 回歸分析

以CEO變更為因變量，構(gòu)建二元邏輯回歸模型，對企業(yè)績效和CEO聲譽(yù)對CEO變更的影響進(jìn)行分析，結(jié)果如表5和表6所示。

表6主要對假設(shè)1進(jìn)行檢驗(yàn)，結(jié)果表明績效的變化、薪酬和年齡對CEO變更有顯著影響。其中MROA的系數(shù)為負(fù)，說明企業(yè)績效增加，CEO變更降低，企業(yè)績效降低，，CEO變更增加，驗(yàn)證了假設(shè)H1，企業(yè)績效和CEO變更之間呈現(xiàn)負(fù)相關(guān)關(guān)系。薪酬變量的系數(shù)為-1.19，p=0.000< 0.05，表明薪酬越高，CEO越不容易發(fā)生變更，薪酬是影響CEO變更的重要因素。年齡的系數(shù)為0.025，p=0.008< 0.05，年齡越大，CEO越容易發(fā)生變更，年齡是CEO離職的重要因素，樣本中雖然剔除了一些由于退休等原因的變更，但仍存在一些CEO因?yàn)槟挲g較大，而被董事會強(qiáng)制性變更，企業(yè)在公告中可能以辭職等代替，所以選入樣本。企業(yè)規(guī)模的系數(shù)為正，與預(yù)期一致，企業(yè)規(guī)模越大，公司治理效率越高，董事會權(quán)力越大，當(dāng)企業(yè)績效降低的時(shí)候，CEO越容易被強(qiáng)制性變更，但這個(gè)結(jié)果的顯著性不強(qiáng)，與我國企業(yè)管理的規(guī)范性不強(qiáng)有關(guān)。二元合一（Duality）的系數(shù)為正，是與預(yù)期不一致的，董事長和總經(jīng)理為一人，說明總經(jīng)理的控制權(quán)越強(qiáng)，越不容易發(fā)生變更，這里的原因可能在于CEO變更原因的分析，本文對CEO變更原因數(shù)據(jù)的取得來自于wind數(shù)據(jù)庫中上市公司的年報(bào)和公告，部分上市公司對變更原因的披露不是很清晰，有的還存在無公告現(xiàn)象，可能這部分樣本存在問題導(dǎo)致結(jié)果不一致。

表5 模型1邏輯回歸分析結(jié)果

表6 模型2邏輯回歸分析結(jié)果

表6的結(jié)果加入了CEO聲譽(yù)以及CEO聲譽(yù)和企業(yè)績效的交叉項(xiàng)，來驗(yàn)證CEO聲譽(yù)對企業(yè)績效和CEO變更之間的關(guān)系是否存在調(diào)節(jié)作用。表6回歸分析結(jié)果表明CEO_Rep*MROA的系數(shù)γ3=-0.243<0，P=0.000<0.05，說明CEO聲譽(yù)對企業(yè)績效和CEO變更之間的關(guān)系有顯著的調(diào)節(jié)作用，高聲譽(yù)的CEO相比低聲譽(yù)的CEO在企業(yè)績效變差的時(shí)候更容易發(fā)生強(qiáng)制性變更，假設(shè)H2得到驗(yàn)證。原因是董事會對高聲譽(yù)的CEO有較高的期望，而當(dāng)績效降低的時(shí)候，根據(jù)預(yù)期不一致理論，CEO聲譽(yù)越高，這種不一致感覺越強(qiáng)烈，董事會越容易做出變更CEO的決策。低聲譽(yù)的CEO由于預(yù)期比較低，當(dāng)企業(yè)績效降低的時(shí)候，董事會作出強(qiáng)制性變更決策的可能性較低。

4 研究結(jié)論

本文主要研究了企業(yè)績效、CEO聲譽(yù)和CEO變更之間的關(guān)系。實(shí)證結(jié)果表明，企業(yè)績效和CEO變更之間呈現(xiàn)負(fù)相關(guān)關(guān)系，績效降低，CEO容易發(fā)生強(qiáng)制性變更。CEO的個(gè)人聲譽(yù)同時(shí)也是CEO能否保留工作的一個(gè)重要原因，當(dāng)企業(yè)績效降低的時(shí)候，根據(jù)預(yù)期不一致理論，高聲譽(yù)的CEO更容易讓董事會作出強(qiáng)制性變更的決策。由此可以得出，對CEO來說，聲譽(yù)的高低并不是其能保留工作的重要影響因素。很多CEO過多的注重打造自己的個(gè)人聲譽(yù)，把大量的時(shí)間用于出書、演講等個(gè)人活動(dòng)，在公眾中塑造了高聲譽(yù)，卻沒能保留自己的工作。因此，對CEO來說，做好自己的本職工作，為企業(yè)創(chuàng)造更大的價(jià)值，是CEO能保留工作的重要因素。

[1]馮丹靜，方健雯.CEO任職時(shí)間與企業(yè)創(chuàng)新投入研究[J].科技與管理，2014，(09).

[2]Nguyen-Dang，B.Investor Recognition Hypothesis，F(xiàn)irm Value，and Corporate Governance：Evidence From Media Coverage of CEOs. Working paper[J].HEC Paris School of Management，2005.

[3]Milbourn.CEO Reputation and Stock-based Compensation[J].Journal of Financial Economics，2003，(68).

[4]Francis J，Huang A H.CEO Reputation and Earnings Quality[J].Con?temporary Accounting Research，2008，(25).

[5]Sanchez-Marin G，Baixauli-Soler.J S CEO Reputation and Top Management Team Compensation[J].Management Decision，2014，(52).

[6]馬連福，劉麗穎.高管聲譽(yù)激勵(lì)對企業(yè)績效的影響機(jī)制[J].系統(tǒng)工程，2013，(05).

[7]李辰穎，劉紅霞，張巖.控制權(quán)性質(zhì)、CEO聲譽(yù)與現(xiàn)金薪酬[J].現(xiàn)代管理科學(xué)，2014，(10).

[8]Oliver R L.A Cognitive Model of the Antecedents and Consequences of Satisfaction Decisions[J].Journal of Marketing Research，1980，(11).

[9]Jessica S，Jonathan B.A Theoretical Exploration and Model of Con?sumer Expectations，Post-purchase Affective States and Affective be?haviour[J].Journal of Consumer Behavior，2003，(12).

[10]Defond M L，Hung M.Investor Protection and Corporate Gover?nance：Evidence From Worldwide CEO Turnover[J].Journal of Ac?counting Research，2004，(5).

[11]龔玉池.公司績效與高層更換[J].經(jīng)濟(jì)研究，2001，(10).

[12]Stanwick P A，Stanwick S D.CEO and Ethical Reputation：Visionary or Mercenary?[J].Management Decision，2003，（41）.

（責(zé)任編輯/浩 天）

F224.9

A

1002-6487（2016）21-0182-04

張 娟（1982—），女，山東臨清人，博士研究生，研究方向：國際聲譽(yù)管理及跨文化管理。

邢文祥（1963—），男，遼寧大連人，教授，博士生導(dǎo)師，研究方向：職業(yè)經(jīng)理人國際化。