關 健，王 洋，蔡佳慧

(中南大學 商學院，湖南 長沙 410083)*

一、引 言

有關總經理更替事件發(fā)生的原因及其對企業(yè)發(fā)展所帶來的沖擊一直是國內外學者共同關注的熱點問題。通過對現(xiàn)有研究進行歸納、梳理，發(fā)現(xiàn)關于總經理更替問題的研究主要為兩個方面：一是研究影響總經理更替的內外部因素，大致可以劃分為外部市場、公司治理及管理者個人特征三個層面。然而，學者們并未就各類因素的影響機制得出一致性的研究。二是總經理繼任對企業(yè)業(yè)績帶來的影響是好還是壞，導致業(yè)績水平波動的程度是高還是低？不管在公司的經營現(xiàn)實中，還是學術研究中，對該問題一直存在討論與爭議。

影響總經理更替主要因素有許多，樣本數(shù)據(jù)和研究時間的選擇差異都會呈現(xiàn)不同的研究結果。同時，在研究總經理繼任對企業(yè)業(yè)績的影響時，企業(yè)績效的衡量指標與實證分析方法選擇上的差異也是導致研究結果出現(xiàn)差異的重要原因。總經理繼任的發(fā)生會影響企業(yè)的績效水平，而企業(yè)績效的高低也會反過來導致總經理的更替，二者互相影響、互為因果。因此，普通的回歸分析會受到內生性問題的干擾。此外，大多數(shù)研究都表明，企業(yè)業(yè)績水平與總經理變更之間存在負相關關系，即陷入發(fā)展困境的企業(yè)比績效水平高、公司發(fā)展好的企業(yè)更可能選擇更換總經理，因此，發(fā)生與未發(fā)生更替的企業(yè)之間在過去業(yè)績水平等方面存在明顯差異。在回歸分析中，這種初始條件的差異會導致“選擇性偏差”問題。以上這兩個方面都會影響研究結果的精確度。

為了解決自我選擇的內生性和“選擇性偏差”問題，本文將樣本按照是否發(fā)生總經理更替劃分為發(fā)生組(處理組)和未發(fā)生組(控制組)，采用傾向性得分匹配法，控制對總經理更替和企業(yè)業(yè)績都有關鍵性影響的可觀測變量，對兩組進行組間匹配，使發(fā)生總經理變更與未變更的樣本除了變更這一事件不同外其他條件都十分相近，以此來消除對樣本的“選擇性偏差”，隨后配合使用雙重差分法，將普通的回歸模型所導致的內生性問題進行消除，并同時控制不可觀測的混淆變量對組間差異的影響，從而得到在原始條件最為接近的樣本間總經理更替對企業(yè)未來業(yè)績(包括未來短期和長期業(yè)績)的“凈效應”。此外，還將總經理繼任來源按照繼任者來自企業(yè)內部還是企業(yè)外部進行劃分，對比分析了不同來源的總經理變更對企業(yè)業(yè)績的影響。

二、理論分析與假設提出

(一)總經理強制更替對短期業(yè)績和長期業(yè)績的影響

在以往的研究中，常識理論與惡性循環(huán)理論代表著兩種解釋總經理繼任與企業(yè)未來績效關系的較主流的理論觀點。常識理論或經營業(yè)績改善理論認為，發(fā)生總經理更替后，董事會會選擇管理才能、專業(yè)知識、綜合素養(yǎng)等方面更為優(yōu)秀的人才繼任總經理，因此，繼任者能領導企業(yè)實現(xiàn)更好的經營發(fā)展。Helmich認為總經理會由于業(yè)績不佳而遭到解聘，繼任的總經理在經營管理才能上能力更強，因此更換總經理會提升企業(yè)的業(yè)績水平[1]。Murphy，Zimmerman也驗證了總經理發(fā)生更迭之后會使公司盈余得以提升的觀點[2]。這一理論從總經理個人能力高低的角度解釋了為什么發(fā)生總經理更替有利于業(yè)績的改善或提升，卻忽視了離任者的經營管理模式及個人特征在被更替后對企業(yè)發(fā)展的“陰影效應”。

以上分析表明，總經理更替事件對績效既有積極的影響，也有消極的效應。從短期來看，發(fā)生總經理更替意味著現(xiàn)有管理模式和運營機制被打破，同時，繼任者所帶來的不同的經營管理理念還尚未得到完全認可，處于過渡期企業(yè)的運營與決策機制均會出現(xiàn)暫時的異常波動，這些將會導致業(yè)績的短暫下滑。然而，從長遠來看，企業(yè)已經逐漸適應了繼任者帶來的更為合理、高效的經營模式，而且，繼任總經理不僅具有更強的管理能力，還更可能對企業(yè)的經營管理進行變革，變革既改善了企業(yè)治理與經營的不足之處，也為企業(yè)提供了更多可能性和機遇的發(fā)展方向，從而都將為企業(yè)帶來更多的提升機會。這說明，常識理論所強調的總經理更替對企業(yè)業(yè)績的積極效應會在更長的時間內才能發(fā)揮其作用。基于上述分析，提出研究假設1：

假設1a：總經理強制更替不會改善企業(yè)的短期業(yè)績。

假設1b：總經理強制更替會改善企業(yè)的長期業(yè)績。

(二)內部繼任與外部繼任對短期業(yè)績和長期業(yè)績的影響

研究學者們針對總經理更替事件對企業(yè)業(yè)績的影響已經不再局限于簡單的大樣本相關關系分析，他們對樣本的選擇不斷細化，試圖揭示不同情境下更替事件給企業(yè)未來績效帶來的影響差異，得到更加具體的研究結論。例如，Kaplan討論了并購及破產的企業(yè)發(fā)生的CEO離職對業(yè)績的影響水平[7]，陳璇等探討了企業(yè)受政府控制程度的高低在影響CEO更替中發(fā)揮的調節(jié)作用[8]，Chung比較了內部繼任者與外部繼任者對業(yè)績提升貢獻度的差異[9]。關于總經理更替問題研究的趨勢表明，單純的總樣本數(shù)據(jù)分析可能掩蓋了總經理更替事件與公司績效之間關系的所處情境的差異性，因此，更多的小樣本研究是必要的。

基于內部勞動力市場理論，從企業(yè)內部選拔繼任總經理有利于降低所有者與經營者之間的信息不對稱和培訓成本，因此，內部繼任者能更迅速地適應總經理的工作要求。但是，該理論忽視了外部繼任者在推動企業(yè)變革、創(chuàng)新等方面的相對優(yōu)勢。在短期內，內部繼任者能更好地維持企業(yè)正常的運作模式，降低因總經理更換而引發(fā)的不確定性風險，實現(xiàn)總經理更替的平穩(wěn)過渡，從而不會導致業(yè)績的劇烈波動。Helfat認為CEO繼任對企業(yè)的經營有破壞作用，而內部繼任帶來的破壞程度則比外部繼任更低[10]。

《讀賣新聞》還指出，即使對于日本國內公司的產品，一旦被發(fā)現(xiàn)使用了華為中興的設備，也將被從政府采購名單中淘汰。

然而，從長遠來看，內部繼任者會更加依賴企業(yè)現(xiàn)有的管理路徑，缺乏實施大刀闊斧地改革與組織創(chuàng)新的動力，外部繼任者則更傾向去推行大刀闊斧的管理改革，糾正經營方向，提升管理水平，這些努力將會經過一段較長的時間才能對企業(yè)發(fā)展的產生正向影響。組織行為學領域的學者運用群體沖突的相關研究對此進行理論解釋。Jehn提出了個體間的差異會導致群體沖突，而群體沖突則會影響企業(yè)績效的研究觀點[11]。劉學運用群體沖突理論解釋了外部繼任者對績效的影響機制[12]。與內部繼任者相比，外部繼任者往往被視為高薪聘請的“空降兵”，由于他們與公司的原管理團隊在信息與價值觀上存在更大的差異，因此會在內部化的過程中產生更多的沖突，其適應、融入企業(yè)所花費的時間更長，被管理團隊其他成員所接受、認可的過程也更久。曹仰鋒，于鳴基于領導者生命周期理論(LLC)，發(fā)現(xiàn)民營企業(yè)高管“空降兵”在繼任后的三年通過學習期、調試期、變革期和融入期四個階段進行內部化，其中，學習期和調試期一般為一年左右，這兩個時期是外部繼任者“站穩(wěn)腳跟”的關鍵時期，其更多的精力在于熟悉企業(yè)環(huán)境，建立良好的人際關系，而并非只是改善業(yè)績[13]。從變革期開始，外部繼任者開始推動變革進程，進入融入期后，隨著變革的深化，現(xiàn)有管理的不足得到不斷完善，最終使得企業(yè)業(yè)績得到顯著提升?；谝陨戏治?，提出研究假設2：

假設2a：從短期來看，與外部繼任相比，內部繼任會更大程度地改善企業(yè)業(yè)績。

假設2b：從長期來看，與內部繼任相比，外部繼任會更大程度地改善企業(yè)業(yè)績。

三、樣本選擇與模型設定

(一)樣本選擇

總經理變更的現(xiàn)有研究中，大多數(shù)學者都將總經理變更做了分類。從總經理變更的動因出發(fā)一般將變更分成強制性變更與非強制性變更兩大類。國內學者中，對總經理變更的分類大都沿用這種分類方法。本文依照大多數(shù)學者對強制性變更與非強制性變更的分類標準，當變更原因為退休、任期屆滿、健康原因、完善法人治理結構、涉案或結束代理時，視為非強制性變更，其余的則視為強制性變更。

本文選擇2010-2015年間滬深兩市所有的A股制造業(yè)企業(yè)作為研究對象，以2011年、2012年、2013年、2014年各年份作為總經理更替事件發(fā)生的年份，進行討論，并剔除了ST和*ST的上市公司以及其他相關變量缺失的樣本企業(yè)。選擇行業(yè)代碼為C13～C43的企業(yè)，最終篩選得到的企業(yè)總數(shù)為：2011年537家、2012年543家、2013年521家、2014年640家。表1統(tǒng)計了總經理強制性變更主要原因與繼任來源。本文數(shù)據(jù)主要來源于國泰安(CSMAR)數(shù)據(jù)庫、WIND數(shù)據(jù)庫、新浪財經網站和上市公司年報等。

表1 總經理強制性變更主要原因與繼任來源統(tǒng)計

(二)模型設計

PSM方法采用Logit回歸模型估計每個樣本個體發(fā)生總經理更替的可能性。對于影響總經理更替的關鍵變量，本文選擇了控制權轉移、公司規(guī)模、股權性質、領導權結構、股權集中度、董事會特征等。接下來，將發(fā)生總經理更替的樣本與未發(fā)生總經理更替的樣本進行匹配。保證各個變量在匹配后不再存在組間差異對估計總經理更替的處理效應至關重要，因此，必須對匹配的結果進行匹配平衡性檢驗。檢驗通過，才能對比發(fā)生總經理更替企業(yè)與未更替企業(yè)未來的業(yè)績差異，這一差異就是總經理更替事件對企業(yè)績效的“凈效應”。在計算“凈效應”時，本文采用PSM和DID相結合的方法進行檢驗。其中，在使用PSM方法進行處理效應的估計時，“凈效應”(ATT)的表達式為：

(1)

采用雙重差分PSM進行處理效應的估計時，對于第t年的總經理更替，將第t-1年的數(shù)據(jù)與t+1的數(shù)據(jù)作為兩期的面板數(shù)據(jù)進行處理。在這兩期的數(shù)據(jù)中都包含了不隨時間而變化的不可測變量，面板數(shù)據(jù)具體地可以寫成：yip=α+γDp+βxip+ui+εip。其中i=1,2,…,n;p=1,2。Dp是一個虛擬變量，當p=1時，表示處在t-1年，這時Dp為0，當p=2時，表示處于t+1年，這時Dp=1。公式中的ui就是不可測量的特征變量。xip表示是否發(fā)生了實驗這一虛擬變量，當i屬于處理組且p=2時，xip=1，否則為0。β就是DID方法所估計得到的總經理更替的“凈效應”。

在已有的匹配方法中，核匹配通過對所有的控制組樣本取加權平均進行匹配，能更充分地利用樣本容量。因此，選擇核匹配的方法進行實證分析，并采用“一對一”匹配和“一對四”匹配的方法對研究結果進行穩(wěn)健性檢驗。

(三)變量測量

表2為主要的變量及各變量的測量方法。由于總經理更替的與企業(yè)外部市場、公司治理、管理者個人特征互為因果關系，即第t-1年的控制權是否發(fā)生轉移、公司規(guī)模、股權性質、領導權結構等情況會影響第t年總經理是否發(fā)生更替。因此，在進行描述性統(tǒng)計相關分析時，總經理更替、董事長更替使用的是第t年的數(shù)據(jù)，其他變量均使用第t-1年的數(shù)據(jù)。

四、實證分析過程與結果

(一)描述性統(tǒng)計

在樣本數(shù)據(jù)的變量相關分析中，各變量之間的相關系數(shù)都在0.5以下，不存在嚴重的多重共線性問題，因此，不會對Logit回歸模型的擬合造成重要影響。通過Logit回歸分析，計算各變量對總經理更替具體的影響大小，得到表3所示的結果，并據(jù)此計算出各個樣本的傾向性得分，采用核匹配的方法進行組間匹配。為了剔除年份變量可能引發(fā)的混淆作用，本文在進行匹配時，將2011-2014年中各個年份發(fā)生總經理更替的樣本與同一年未發(fā)生總經理更替事件的樣本進行匹配，在Logit回歸以及傾向性評分匹配時均選擇分年度進行。

表2 主要變量及測量方法

表3 影響總經理更替因素的Logit回歸結果

注：***p<0.01;**p<0.05;*p<0.1

(二)總經理更替對業(yè)績的影響分析

表3的結果顯示，除董事長變更、企業(yè)過去的業(yè)績水平、是否兩職兼任外，其他協(xié)變量在各個年份都對總經理發(fā)生更替的影響都不顯著。出現(xiàn)這一現(xiàn)象的原因可能是在相關系數(shù)分析中，本文對四年的總經理更替事件進行了整體統(tǒng)計分析，而在logit回歸中則是分年份單獨進行的檢驗，因此，各個變量作用大小會發(fā)生一定的變化。盡管其余的變量對總經理更替的影響并不顯著，但在相關性分析中，這些變量對業(yè)績水平具有顯著的影響。在采用PSM方法選擇logit回歸的協(xié)變量xi時，一個最為重要的標準就是同時影響(y0i,y1i)和Di，也就是本文中的公司績效與總經理變更，從而滿足“可忽略性”假定，即給定xi，則(y0i,y1i)獨立于Di，也就意味著(y0i,y1i)在處理組與控制組的分布完全一樣。因此，仍然有必要將這些變量作為協(xié)變量納入回歸分析中，保證遺漏變量的偏差較小。

隨后，考察匹配結果是否較好地平衡了數(shù)據(jù)。一般來說，變量在匹配后的標準化偏差小于10%就表明處理組與控制組之間不存在顯著的系統(tǒng)偏差，達到了較好的匹配效果。圖1是以2011年為例的總經理更替匹配平衡性檢驗的結果，可以發(fā)現(xiàn)，各個協(xié)變量在匹配后，其標準偏差均大幅度縮小，絕大多數(shù)協(xié)變量的標準偏差都在10%以內，僅有的幾個高于10%的協(xié)變量也在15%以下，匹配結果基本可以接受。

圖1 2011年總經理更替匹配平衡性檢驗

表4和表5分別是采用PSM和DID方法對總經理更替對企業(yè)業(yè)績影響的“凈效應”進行分析得到的結果。在表4中，2011-2014各個發(fā)生總經理更替的年份所帶來的總經理在發(fā)生變更組與未發(fā)生變更組之間的績效差異，也就是組間平均處理效應(ATT)的差值分別為-2.95547、-1.84842、-0.61981和-1.12538，說明各個年份發(fā)生總經理變更都會導致企業(yè)績效的進一步下滑，或者說總經理變更企業(yè)的ROA在2012、2013、2014和2015年分別平均下滑了-2.95547%、-1.84842%、-0.61981%和-1.12538%。但是，T檢驗的結果說明，盡管總經理變更會給企業(yè)未來的業(yè)績帶來了負向影響，這種負向作用并不顯著，即企業(yè)業(yè)績并不會出現(xiàn)嚴重的下滑，僅僅是由于總經理變更帶來的消極效應稍強于積極影響，而消極與積極效應之間的差距并不明顯。與之相似地，表5中采用DID方法剔除了不可觀測變量的影響之后，得到的結論與PSM方法結果相一致。

表4 2011-2014各年份總經理更替對績效影響的PSM分析結果

表5 2011-2014各年份DID傾向得分匹配分析結果

注：***p<0.01;**；p<0.05;*p<0.1

然而，從長期來看，總經理變更所引發(fā)的消極效應與積極效應是否會隨著時間的變化而出現(xiàn)此消彼長的現(xiàn)象呢？為了解決這一問題，本文以2012年作為總經理變更的年份，剔除了2013年和2014年再次或多次發(fā)生總經理變更的樣本，最后得到在2012年發(fā)生變更且在2013、2014年未發(fā)生變更的樣本20個，2012-2014年均未發(fā)生過總經理變更的樣本348個，共計368個樣本，分析了這兩組企業(yè)在2013、2014及2015年的公司業(yè)績差異，分別以ROA、ROE作為績效的衡量指標，采用PSM計算得到平均處理效應(ATT)，并據(jù)此作出圖2、圖3。觀察兩幅圖中處理組與控制組在匹配后的績效差值，發(fā)現(xiàn)處理組在發(fā)生總經理變更后的前兩年內，績

圖2 總經理更替對長期ROA的影響(以2012年更替為例)

效水平是低于控制組的，然而在總經理更替后的第三年，各個盈利能力指標均已高于控制組平均水平。說明總經理更替事件所引起的消極效應會隨著時間慢慢消退，而其所帶來的積極作用則是不斷增強的，最終是積極效應發(fā)揮了更大的作用，從而帶來了業(yè)績的改善與提升。同時，也表明總經理變更給企業(yè)績效帶來的積極影響是具有滯后性的，且這種滯后期在制造類企業(yè)中一般會持續(xù)兩年左右。

圖3 總經理更替對長期ROE的影響(以2012年更替為例)

(三)總經理繼任來源對業(yè)績影響的分析

總經理更替事件包含了現(xiàn)任總經理的離職與繼任總經理的上任兩個過程，除了考慮離任者對業(yè)績的影響之外，繼任者之間的關鍵區(qū)別是否也會對業(yè)績水平造成顯著影響呢？為此，我們以繼任來源作為劃分繼任者的重要指標，按照繼任者來源于公司內部還是公司外部經理人市場進行區(qū)分，用以比較內外部繼任所導致的業(yè)績差異。通過PSM進行匹配、分析，分別得到內部繼任與外部繼任兩組分樣本中，發(fā)生更替組與未更替組在組間匹配后，企業(yè)績效平均處理效應的差值。如圖4所示，通過對各個總經理變更年份的獨立分析，發(fā)現(xiàn)與外部繼任相比，內部繼任在短期內所帶來的總經理繼任事件的沖擊作用更弱，導致績效下滑的程度更低。因此，從短期來看，內部繼任者熟悉企業(yè)的經營狀況與管理模式，從而不會引發(fā)較為劇烈的組織內部動蕩與混亂，總經理更替不會引發(fā)較大的消極效應。

為了驗證長期內，內部繼任是否能夠始終保持這種相對優(yōu)勢的地位，或者外部繼任模式的積極效應具有一定的時滯性，需要在更長的時間內才能得到發(fā)揮這兩種不同的觀點，本文同樣以2012年作為發(fā)生總經理更替的年份，剔除了在2013、2014年又發(fā)生總經理更替的樣本，并將得到的總樣本按照繼任來源的不同劃分為兩組分樣本，進行對比，得到圖5所示的結果。結果表明，在變更后的第一年，內部繼任的效果更好。然而，內部繼任者盡管不會導致企業(yè)較為激烈的內部變動，但其對企業(yè)業(yè)績的貢獻程度在變更后的第二年已經被外部繼任所超越了，這意味著外部繼任者在變更剛發(fā)生的時間內，由于缺乏對企業(yè)的了解與認知而給企業(yè)所帶來的消極效應會隨著外部繼任者在任時間的延長而逐漸緩和和消退，而其給企業(yè)注入的新鮮“血液”能令企業(yè)煥發(fā)更大的活力與創(chuàng)造力，這都推動了企業(yè)實現(xiàn)更好的發(fā)展。因此，從長遠來看，外部繼任對企業(yè)業(yè)績提升的貢獻度更強，也更為持久。

圖4 總經理繼任來源對ROA影響的對比

圖5 總經理繼任來源對長期ROA的影響(以2012年更替為例)

(四)穩(wěn)健性檢驗

為了驗證上述分析結果的穩(wěn)健性，從以下三個方面著手進行了穩(wěn)健性檢驗：(1)更換傾向性評分的匹配方法：使用k近鄰匹配方法(k-nearest neighbor matching)中的“一對一匹配”和“一對四匹配”對樣本重新進行匹配；(2)更換企業(yè)績效的衡量指標：選擇ROE和EPS作為被解釋變量；(3)更換研究樣本：以2011年發(fā)生總經理更替且在2012及2013年再未發(fā)生更替的企業(yè)作為研究對象。

以上的穩(wěn)健性檢驗結果均與上文結果相一致，說明本文采用PSM和DID方法所得到的總經理更替對企業(yè)業(yè)績影響的研究結論具有一定的穩(wěn)定性。

五、研究結論

首先，對于影響總經理更替的內外部因素，本文的實證分析表明，同年發(fā)生董事長更替會顯著提升總經理更換的可能性，而董事長與總經理的兩職兼任以及企業(yè)過去的業(yè)績水平與總經理更替呈顯著負相關。

其次，關于總經理更替事件對企業(yè)未來業(yè)績的影響，在使用PSM模型控制了發(fā)生組與未發(fā)生組的主要協(xié)變量差異后，研究發(fā)現(xiàn)，在變更發(fā)生后的第一年，發(fā)生總經理更替的企業(yè)要比未發(fā)生更替的企業(yè)的績效更低，假設1a得到了驗證。對變更發(fā)生后第一年到第三年的進一步研究表明，從長遠來講，總經理更替的積極效應體現(xiàn)得越來越明顯，發(fā)生總經理更替的企業(yè)在長期內績效是得到不斷改善的，結果支持假設1b。

最后，按照繼任來源將總經理繼任劃分為內部繼任與外部繼任后發(fā)現(xiàn)，在短期內，內部繼任所導致的績效下滑程度要低于外部繼任，假設2a得到驗證。而在從變更后的第三年開始，內部繼任的相對優(yōu)勢逐漸消失，外部繼任的積極作用日益凸顯，外部繼任對企業(yè)業(yè)績的貢獻度越來越高，因此，假設2b也得到了支持。

上述的研究結論表明，對于我國制造業(yè)上市公司，選擇更換現(xiàn)任總經理往往是出于企業(yè)業(yè)績表現(xiàn)不佳的考慮。而在選擇更換總經理后，企業(yè)要充分支持繼任總經理的工作，為其提供更多的學習與培訓機會，協(xié)助其迅速掌握公司詳細的經營狀況。同時，充分考慮繼任者內部化進程所消耗的磨合與融入時間，對繼任者業(yè)績能力的考評不再局限于短期業(yè)績的高低，應更側重于其對長期業(yè)績提升的貢獻度。此外，盡管制造業(yè)具有較高的行業(yè)復雜性，從企業(yè)內部提升的總經理可能會對企業(yè)的狀況更加了解，但是隨著市場化程度的不斷提升，外部經理人市場的逐漸成熟，從企業(yè)外部選拔繼任者具有更多的選擇空間，更可能選擇擁有較高專業(yè)管理技能與才干的優(yōu)秀人才。因此，在選擇繼任總經理時，應當從企業(yè)內外部進行多方面的考量與權衡，確定最適合的總經理人選。