劉常建 張雙鵬

（1.南開大學(xué)商學(xué)院，天津 300071；2.南開大學(xué)中國公司治理研究院，天津 300071；3.前海金融控股有限公司，廣東 深圳 518000；4.山東工商學(xué)院會計學(xué)院，山東 煙臺 264005）

變更CEO被認(rèn)為是重要的董事會治理決策之一。大量研究根據(jù)代理理論，檢驗了董事會依照股東價值最大化目標(biāo)的實現(xiàn)與否變更CEO的規(guī)律性(Krause, 2014；李維安等，2017)[11][19]。然而，在給定績效作為股東利益增加或降低的判斷時，并不知道董事會變更CEO的績效判斷標(biāo)準(zhǔn)“多好才是好，多差才是差”。已有越來越多的研究發(fā)現(xiàn)，絕對績效水平與CEO變更之間關(guān)系具有模糊性(Brickley, 2003; Visintin et al., 2017)[2][16]。研究顯示，董事會變更高管的決策并不僅僅建立在已知信息基礎(chǔ)之上，還將信息進一步轉(zhuǎn)化為可供決策使用的判斷信號形態(tài)(Campbell et al., 2016; Rindova et al., 2010)[4][15]。這意味著將績效轉(zhuǎn)化為損失或是收益的判斷信號差異，可能是導(dǎo)致董事會變更CEO決策結(jié)果差異的原因。遺憾的是，董事會如何將績效變動歸因為損失或收益的判斷信號，所涉及公司治理過程對治理結(jié)果的影響幾乎被忽視了。

因此，本文將集中探討董事會將績效轉(zhuǎn)換為損失或收益的判斷信號，以及董事會感知到的判斷信號差異如何影響最終變更CEO的決策結(jié)果。評估CEO績效成果被認(rèn)為是復(fù)雜而困難的任務(wù)(Love et al., 2017)[12]。研究表明，面對復(fù)雜的情形，高管層喜好使用比較參照代替對原有目標(biāo)的客觀感知，以形成判斷信號指導(dǎo)決策行為(Jenter and Kanaan, 2015; Maitland and Sammartino, 2015)[8][13]。這一研究在企業(yè)行為理論的戰(zhàn)略研究中已經(jīng)被大量使用(Kacperczyk et al., 2015; Kim et al., 2015)[9][10]。故此，可借鑒有關(guān)信號判斷研究成果(期望參照)，研究對董事會決策結(jié)果差異的影響，以期為CEO變更提供行為治理的證據(jù)。

理論分析與假設(shè)形成

理論分析開始于行為決策視角下，比較參照將原始信息整合為判斷信號的過程。企業(yè)行為理論已有研究表明，絕對績效的變化并不是董事會感知到問題的唯一途徑，組織發(fā)生改變的決策起源在于有限理性下的比較參照，尤其是傾向于將實際的績效與組織的期望目標(biāo)相比較(Kim et al., 2015)[10]。實際績效與期望目標(biāo)存在差距時，形成了需要解決問題的判斷，組織開始尋找問題的解決方案。因此，由于企業(yè)一直在使用績效期望參照點來比較自己目標(biāo)的實現(xiàn)程度，期望目標(biāo)與實際績效的比較差距成為引起問題搜尋的源泉，也很有可能作為董事會感知代理問題并變更CEO的決策判斷基礎(chǔ)。在董事會使用績效與期望的反饋來感知代理問題時，實際出現(xiàn)的損失位置僅當(dāng)實際績效水平低于期望水平時才會出現(xiàn)，從而構(gòu)成了變更CEO決策的判斷基礎(chǔ)。

然而，在同樣損失位置時，為什么有一些企業(yè)的董事會感知更為明顯而另一些企業(yè)則不然，為什么有的董事會變更CEO的動機更強烈而另一些不是？企業(yè)行為理論提供的原因在于有限理性決策中參照點的多樣化，績效評估常用的其他參照點在于CEO利益和能力。如果以CEO薪酬作為參照，相對損失就可能被加劇，從而形成了不公平的感知判斷。同時，如果以CEO社會資本作為另一種參照，則社會資本匹配損失就會使董事會感到這種歸因的合理性。以上兩種判斷信號進一步構(gòu)成了董事會將績效整合成為損失與否的決策判斷基礎(chǔ)。如圖1與圖2所示。

圖1 相對損失與超額薪酬參照形成的沖突

圖2 相對損失與低社會資本參照形成的匹配

在圖1中，處于相對損失位置的董事會(實際績效低于期望)，當(dāng)且僅當(dāng)感知到CEO超額薪酬與自身的損失狀況不一致時，不公平的判斷才會形成。此時，期望低于實際績效，CEO賺的反而多，相對損失便轉(zhuǎn)化為引發(fā)沖突的代理損失信號(Arye and Fried, 2003)[1]。同樣，在圖2中，由于對社會資本較高的CEO，歸因無法實現(xiàn)正確匹配，當(dāng)且僅當(dāng)實際績效低于期望時，與較低社會資本的CEO相匹配，符合社會資本成為損失的歸因邏輯。

綜上，將董事會使用參照歸因，將績效轉(zhuǎn)化為損失與否的判斷信號分解為三個部分：相對損失判斷的感知，薪酬參照感知、地位參照感知，最終形成變更決策的結(jié)果。

一、相對損失判斷與董事會變更決策

在關(guān)注績效與CEO的離職時，主要的研究諸如代理理論沿用了經(jīng)濟學(xué)理論的理性決策假設(shè)，完全理性的概念主要在于股東效用最大化。即，在給定CEO薪酬水平時，股東偏好最高水平的績效，如果無法滿足，作為股東的代表就會做出變更CEO的決議。然而，建立在這一假設(shè)之上的理論并沒有說明，股東或作為股東代表的董事會對績效損失與否的判斷是否會隨著參照的改變而發(fā)生變化。

期望與實際績效的比較會使董事會感受到股東價值出現(xiàn)相對損失或盈利。即使是絕對績效較高，如果低于組織期望也會形成相對損失，董事會對于CEO仍然可能是變更態(tài)度。即使是較低的絕對績效，如果高于組織期望也會形成相對收益，董事會對CEO仍然可能是保留態(tài)度。正如前景理論所揭示的，損失與收益來源于相對參照的心理價值變動。對于董事會而言，每一次改變都意味著為了增加企業(yè)績效時需要重新承擔(dān)風(fēng)險，個體面對既定損失和收益時具有不同的承擔(dān)風(fēng)險態(tài)度：面對既定的損失時，董事會更愿意承擔(dān)變更CEO帶來的風(fēng)險，在面對收益位置時，董事會更傾向于追求安穩(wěn)從而保留CEO。綜上提出如下研究假設(shè)：

H1：當(dāng)績效低于期望的差距增加時，董事會變更CEO的概率升高。

二、代理損失，社會資本選擇性匹配與變更動機增減

行為決策的研究成果表明，相對損失的感知源于參照點，不僅僅是自身的期望，也可能是別人的現(xiàn)狀。對于股東與CEO而言，其收益分配均來源于股東價值。因此，參照CEO的收益現(xiàn)狀來判斷自己的績效是收益還是損失的信號，是董事會將績效轉(zhuǎn)化為損失信號的另一種來源。已有研究表明，過高的薪酬可能是董事會辭退CEO的主要原因。但事實上，造成CEO被辭退的主要原因并不在于過高的薪酬，而是這一參照歸因下轉(zhuǎn)化成的代理損失信號(Krause et al., 2014)[11]。

代理損失是指CEO的薪酬從企業(yè)績效分離的過程中，董事會明顯感覺到CEO的薪酬高，而股東價值的水平低(Arye and Fried, 2003)[1]。因此，代理損失形成于以下過程：CEO與股東的利益對比中，CEO明顯處于收益一方，而股東處于損失的一方。在股東與CEO的利益沖突過程中，由CEO薪酬作為參照，期望差距與CEO薪酬的參照對比將形成三種信號：損失位置，收益位置，中立位置(如圖2所示)。當(dāng)CEO薪酬與股東價值變化一致時，對于股東而言處于中立位置，董事會能夠客觀看待或者接受CEO薪酬問題。反之，股東對CEO的態(tài)度將會成為代理損失下的厭惡態(tài)度。因為高管薪酬此時顯然與企業(yè)績效無明顯關(guān)系，從而董事會對于代理成本的感知將更為明顯。因此，較高的超額薪酬僅會在股東判斷自身處于損失位置時，才能引起董事會代理損失的判斷和變更CEO動機的增加；在其余時候，高薪酬并不會引起董事會對CEO的不滿。綜合上述內(nèi)容，提出如下研究假設(shè)：

H2a：當(dāng)績效低于期望的差距增加時，超額薪酬參照形成的代理損失會增加董事會變更CEO的概率。

在參照性歸因的研究中，參照他人的狀況來判斷自身的損失會出現(xiàn)明顯的選擇性匹配歸因。例如：患風(fēng)濕類疾病的人常常將疼痛歸因為糟糕的天氣，但當(dāng)他們沒有疼痛時，卻絲毫不在意天氣的變化。疼痛與天氣之間的因果盡管沒有明確證據(jù)支持的聯(lián)系，但往往在他們同時糟糕時，被人們歸因為因果聯(lián)系。這一明顯的特征被稱為選擇性匹配。在董事會變更CEO的框架中，參與經(jīng)營能力并不直接相關(guān)的CEO社會資本，有可能被以選擇性匹配的形式納入。即當(dāng)盈利時，將其完全歸咎于社會資本還存在模糊性；但當(dāng)損失時，歸因為社會資本的薄弱卻充分而篤定的多。以下理由可能支持了這一參照性歸因特征的存在。

面對擁有更多社會職位的CEO，董事會很難準(zhǔn)確的評估CEO帶來的績效與價值，也即社會資本與CEO真實績效之間的關(guān)系在解釋中是模糊的(Love et al, 2017)[12]。由于社會地位較高的CEO在擁有稀缺資源以及多樣化信息方面的優(yōu)勢，未來為企業(yè)帶來的價值影響顯然需從更多角度來預(yù)測。如果并不具備和CEO一樣的多維信息以及地位和資源路徑，董事會此時解雇CEO的依據(jù)就難以確定。

高社會資本的CEO保護自身的信號更為明顯，可以阻止董事會決策判斷中的選擇性匹配歸因，而低社會資本則無法起到這一效果。研究表明有些CEO具有更好的社會資本，可能會在面臨被解雇時比其他CEO能更好地保護自己(Flickinger et al., 2016)[6]。社會資本一個通用的衡量方式在于CEO所擔(dān)任的職位數(shù)。除本企業(yè)之外，CEO有可能在行業(yè)內(nèi)其他企業(yè)，以及其他組織中兼任職位。這些社會兼職反映了CEO所擁有的社會資本，也意味著CEO擁有更多獲取稀缺信息和資源的途徑，并通過這些連接組織，獲得更高的合法性和聲望，能夠較好起到保護自己的作用。從而，高社會資本阻止了“糟糕績效是由于社會資本造就”的匹配性損失；而顯然，較低的社會資本則無法形成這一效果。根據(jù)上述內(nèi)容提出如下研究假設(shè)：

H2b：當(dāng)績效低于期望的差距增加時，低社會資本形成的匹配性損失會增加董事會變更CEO的概率。

三、CEO變更的連帶性

大型企業(yè)往往由高管組成的團隊共同經(jīng)營，董事會越來越將經(jīng)理人視為一個團隊而非孤立的個人。因此由期望差距判斷做出變更CEO的決策時，高管團隊可能存在連帶變更。以下兩種理由可能會支持這一假設(shè)。

一方面，董事會評估CEO會考慮使用團隊視角。近來的研究基于企業(yè)激勵機制的設(shè)計已經(jīng)為董事會評估經(jīng)理人時存在代理人團隊的觀點找到了證據(jù)。例如，企業(yè)會將高管之間的協(xié)同關(guān)系納入最優(yōu)激勵機制設(shè)計之中，并且，高管團隊之間的協(xié)同性高低顯著影響企業(yè)整體績效波動(Bushman et al., 2015)[3]。因此，董事會評估經(jīng)理人的團隊視角表明，基于期望差距感知代理問題，評估并變更CEO時，高管團隊成員也會納入到董事會變更對象的考慮范圍之內(nèi)。

另一方面，董事會在評估CEO時“光環(huán)效應(yīng)”會產(chǎn)生影響。光環(huán)效應(yīng)定義于心理學(xué)的研究之中：喜愛或討厭某個人，可能會導(dǎo)致喜愛或討厭某個人的全部——包括未能被觀察到的部分。由于CEO是高管團隊的核心，因此董事會由期望差距感知代理問題時，歸因于CEO的不努力或自利行為所產(chǎn)生的厭惡態(tài)度，就可能與高管團隊形成關(guān)聯(lián)，盡管這些關(guān)聯(lián)并不一定準(zhǔn)確。但是基于中國企業(yè)的責(zé)任追究文化常常慣于使用“拔出蘿卜帶出泥”的風(fēng)格，因此，一旦董事會基于期望差距評估并做出變更CEO的決議，高管團隊的成員可能會連帶變更。基于上述原因提出如下研究假設(shè)：

H3a：績效低于期望的差距增加時，變更CEO會增加高管團隊連帶變更的概率。

如果CEO在績效較差時未發(fā)生變更，那么董事會對于CEO的態(tài)度至少不是完全否定的態(tài)度。沿用董事會團隊評估的視角以及CEO光環(huán)效應(yīng)的依據(jù)，此時高管團隊變更時，也可能由于CEO社會地位產(chǎn)生的對抗性，受到連帶保護。

社會地位較高的CEO更易于形成保護自己團隊資源的行為。社會地位是個體權(quán)力的一種表現(xiàn)。權(quán)力的增強會使擁有者增加個體行為，尤其是對自己有利的行為。高權(quán)力的擁有者，對于資源和收益更為敏感，從而有很強的傾向接近這些收益或者駕馭他人來獲得自己的收益。由于高權(quán)力擁有者更易于使用權(quán)力為自己服務(wù)和維護自身收益，因此，會形成更多保留個人團隊的行為。

團隊及群體的形成會減少離職概率。已有研究表明，當(dāng)高管團隊形成群體效應(yīng)時，如同質(zhì)性較高的任期，任務(wù)結(jié)構(gòu)的水平型依賴程度較高，職務(wù)的垂直性依賴程度較高，這些群體和團隊效應(yīng)的升高會減少團隊內(nèi)部的沖突，從而減少離職(Hambrick et al., 2015)[7]。綜合上述內(nèi)容提出如下研究假設(shè)：

H3b：績效低于期望的差距增加時，留任CEO的社會資本會降低高管團隊的離職概率。

變量與模型設(shè)計

一、變量設(shè)計

1.被解釋變量

(1)CEO變更(C)。由于CEO變更的年度披露日期分布于每年的各個月份，如果僅以年度辭職時間計算，那么很容易形成當(dāng)年年初辭職的原因是由于當(dāng)年年末績效原因所致的錯誤因果，也會導(dǎo)致模型估計產(chǎn)生嚴(yán)重的內(nèi)生性問題。例如，如果目標(biāo)CEO于2012年1月1日辭職，按年度計算會歸為2012年，而2012年年末報告的年度績效實際與其無關(guān)。因此，本研究將CEO離職的時間年度與企業(yè)績效和其他指標(biāo)的年度進行了交錯處理，以更好估計模型的結(jié)果。對于CEO變更的年度歸屬區(qū)間劃分如下：自2011年6月31日起至2012年6月31日，作為2011年度CEO變更與該年度其他變量匹配，其余變更歸屬期間以此類推，直至2017年6月31日為止作為2016年度CEO變更數(shù)據(jù)的歸屬期間。如果在該年度歸屬期間內(nèi)企業(yè)發(fā)生了CEO變更，取值為1，否則，取值為0，以此來規(guī)避離職與績效的內(nèi)生性，以及時間偏誤問題。

除此之外，研究還控制了CEO的離職原因，在CSMAR數(shù)據(jù)庫中公布的CEO離職原因類型中，剔除了CEO離職原因為任期屆滿以及由于個人原因?qū)е碌淖兏鼧颖尽?/p>

(2)高管團隊變更(Tc)。與CEO變更的測量方式相一致，研究統(tǒng)計了樣本各企業(yè)年度高管團隊變更的總?cè)藬?shù)作為高管團隊離職的變量。高管團隊的界定使用了國泰安數(shù)據(jù)庫中“人物特征數(shù)據(jù)庫”，從“是否為高管團隊成員”中篩選，并從中剔除董事會、監(jiān)事會成員，以及CEO和CEO兼CFO成員，剩余人員作為為CEO負(fù)責(zé)的高管團隊構(gòu)成，統(tǒng)計高管團隊年度離職人數(shù)，作為高管團隊變更的變量。

2.解釋變量

(1)期望差距(Ba)。研究將期望差距定位為一種分段函數(shù)(spline function)，建立在企業(yè)當(dāng)年的實際績效與期望對比組的差距基礎(chǔ)之上。參照Kim等(2015)[10]有關(guān)期望差距的研究內(nèi)容，使用分段函數(shù)來隔離績效與期望之間的負(fù)向落差效果。以ROA作為衡量績效的指標(biāo)，在績效反饋的衡量中，主要有歷史績效反饋與社會期望反饋兩種，但由于社會期望反饋中，同行業(yè)，同規(guī)模等比較范圍難以確定，常常很少參與反饋的測量研究中。因此，主要使用績效與歷史期望的負(fù)向差距(Ba)來衡量期望差距的大小，計算方式如下：

其中，績效的歷史期望(A)使用指數(shù)加權(quán)平均法(exponentially weighted average)來計算，樣本均值的估計來自于企業(yè)過去的績效水平。指數(shù)加權(quán)平均法計算歷史期望水平的公式為：

在上述公式中，At代表企業(yè)期望水平，P為企業(yè)績效，即ROA，λ為期望水平更新過程中的慣性程度(level of inertia)，t為年度時間變量。根據(jù)模型所計算的修正誤差值，以及國內(nèi)相關(guān)研究的期望差距研究，對λ的取值為0.4。

為增加研究的穩(wěn)健性，還增加了對企業(yè)績效與歷史期望的差距的衡量指標(biāo)：使用TQ作為績效的另外一種衡量方式，來計算歷史績效差距。

(2)CEO超額薪酬(Op)。以CEO報告期內(nèi)領(lǐng)取的現(xiàn)金薪酬為基礎(chǔ)計算CEO的超額報酬。參考Core等(2008)[5]以及國內(nèi)羅宏等(2014)[20]關(guān)于超額薪酬的計算方式，使用了如下計算方法：

在公式(3)中，Ln(P)為企業(yè)披露的高管薪酬總額取自然對數(shù)；Sz代表了企業(yè)規(guī)模，使用年末總資產(chǎn)的自然對數(shù)；St代表企業(yè)性質(zhì)(如果為國有企業(yè)，則取值為1，否則取值為0)；R為年度總資產(chǎn)收益率。除此之外，還控制了企業(yè)的市場價值績效TQ和企業(yè)股票年度超額收益Ab作為CEO薪酬的績效指標(biāo)。Gr為企業(yè)成長性(總資產(chǎn)增長率)，Ag為高管年齡，Z為企業(yè)所在注冊地區(qū)(按照中國經(jīng)濟發(fā)展情況，分為東、中、西部地區(qū)，設(shè)置兩個虛擬變量，以西部地區(qū)為基準(zhǔn)類)，I和Y分別為年度和行業(yè)變量。其中，殘差項度量高管超額薪酬，表示為Op。

(3)CEO社會地位(Cs)。借鑒Flickinger等(2016)[6]的研究，根據(jù)國泰安CSMAR數(shù)據(jù)庫提供的有關(guān)CEO在本職位之外的身份信息，分別統(tǒng)計CEO除本職位外在當(dāng)前企業(yè)董事會的兼職身份來構(gòu)建CEO的社會地位。采用文本賦分法賦值如表1。

如表1所示，在分別對以上三個維度的CEO社會地位賦值之后，將這三個層面的得分標(biāo)準(zhǔn)化以后相加，得到CEO社會資本的綜合得分，分值越高，表示CEO的社會資本越多，反之相反。

3.控制變量

參考Wiersema等(2011)[17]以及國內(nèi)方軍雄(2012)[18]有關(guān)高管離職決議的研究模型，本文在模型中加入了以下控制變量。

(1)高管基本特征變量。有研究表明，高管個體特征有可能是影響其離職的因素之一。因此在模型中控制了CEO的基本特征變量，分別為CEO性別Ge和CEO年齡Ag。CEO性別為男性，取值為1，否則取值為0；CEO年齡為截止統(tǒng)計年度CEO的年齡。

(2)企業(yè)特征變量。對于企業(yè)基本特征的變量模型納入了企業(yè)規(guī)模Si，企業(yè)員工人數(shù)Wo以及企業(yè)性質(zhì)Ty。企業(yè)規(guī)模使用了年度總資產(chǎn)的自然對數(shù)來衡量，同時控制了員工人數(shù)取自然對數(shù)作為企業(yè)規(guī)模變量。此外，還控制了企業(yè)性質(zhì)(國有企業(yè)賦值為1，否則為0)。

(3)股權(quán)特征變量。股權(quán)變化會導(dǎo)致企業(yè)發(fā)生變更。因此在模型中，分別控制了前十大股東持股比例St和企業(yè)控制權(quán)與現(xiàn)金流權(quán)的分離程度Se作為股權(quán)變化影響CEO離職的特征變量。

表1 CEO社會資本的文本賦值方式

(4)董事會特征變量。董事會構(gòu)成尤其是董事會的監(jiān)督程度是導(dǎo)致高管解聘的重要因素之一，有更多獨立董事投入更多的監(jiān)督會加劇企業(yè)發(fā)生CEO在績效不佳時離職的概率。并且，在董事會中，領(lǐng)導(dǎo)權(quán)結(jié)構(gòu)的分離與否影響其監(jiān)督效果，兩職合一被認(rèn)為往往會減弱董事會的監(jiān)督效果。因此，分別控制了董事會中董事會規(guī)模Bo(董事會總?cè)藬?shù)的自然對數(shù))、董事會結(jié)構(gòu)Bs(董事會中獨立董事占比)以及董事會領(lǐng)導(dǎo)權(quán)結(jié)構(gòu)Du(當(dāng)兩職合一時取值為1，否則為0)，作為可能影響CEO離職的董事會特征變量。

(5)企業(yè)冗余資源。模型中納入了三種類型的冗余資源用以控制企業(yè)資源對高管變更的影響。有關(guān)企業(yè)行為理論的研究表明，擁有更多的冗余資源能夠幫助企業(yè)對抗環(huán)境不確定性以及績效波動，企業(yè)可能不會增加隨后的風(fēng)險行為?？刂迫N類型的冗余資源：企業(yè)已吸收冗余As、未吸收冗余Us以及潛在冗余Ps。已吸收冗余使用了企業(yè)期間費用總和與銷售收入的比例(期間費用包括了銷售費用，財務(wù)費用與管理費用)，未吸收冗余使用了流動比例來衡量，潛在冗余使用了負(fù)債權(quán)益比來衡量。

(6)企業(yè)價值變量。高管在任期內(nèi)所取得的績效是影響其能否繼續(xù)任職的重要指標(biāo)。模型中納入了以下績效指標(biāo)作為影響CEO離職的變量，用來反映其任職期間的經(jīng)營能力及為企業(yè)帶來財富增長能力：年度股票市場超額收益Ab、總資產(chǎn)增長率Gr及自由現(xiàn)金流量水平Fc。

(7)環(huán)境動態(tài)性(Eu)。在最后，還控制了企業(yè)面臨的環(huán)境不確定性來反映環(huán)境變化對于企業(yè)高管變更的影響。借鑒申慧慧等(2012)[21]的研究，使用銷售收入取自然對數(shù)與年度回歸后的殘差絕對值計算環(huán)境動態(tài)性。

二、模型與方法設(shè)計

為實現(xiàn)對研究假設(shè)的檢驗，將研究模型設(shè)定為高管變更模型和高管團隊變更模型，檢驗參照性歸因下CEO變更結(jié)果。

1.參照性歸因下CEO變更模型

主要采用混合效應(yīng)logistic回歸估計研究中的前三個研究假設(shè)(H1，H2a，H2b)。根據(jù)樣本的篩選情況，由于原有的平衡面板數(shù)據(jù)根據(jù)篩選條件被剔除部分樣本，不能保證年度連續(xù)觀察值的出現(xiàn)，需使用混合(Pooled)Logistic回歸更符合樣本的基本情況?；旌螸ogistic模型的構(gòu)建如下：

其中，Ba為低于期望的差距，Op為超額薪酬，Cs為社會地位，Co為所有控制變量，I和Y為行業(yè)和年度變量，ξ為模型殘差項。

2.參照性歸因下CEO變更連帶性模型

為檢驗參照性歸因下CEO變更的連帶性(H3a)，以高管團隊變更為被解釋變量，使用全樣本(包含CEO離職與未離職)構(gòu)建泊松模型和LOGISTIC模型來檢驗期望差距增加時，CEO變更對高管團隊的連帶變更效應(yīng)。兩種模型構(gòu)建如下：

公式(5)用以檢驗變更連帶性中的連帶變更，模型使用全樣本，包括CEO變更和未變更的數(shù)據(jù)。其中，Tc1為高管團隊成員中是否發(fā)生了人員變更，如有則取值為1，否則為0，模型為Logistic模型；Tc2為高管團隊成員變更的人數(shù)，取值從0開始計數(shù)，模型為計數(shù)POISSON模型。根據(jù)連帶效應(yīng)的預(yù)期，期望差距和CEO的變更，會連帶董事會對高管團隊做出變更決議，因此模型預(yù)計Ba和Ba*C，Ba*Op對應(yīng)的回歸系數(shù)均為正，表示董事會對代理問題基于相對績效和代理損失感知會連帶變更高管團隊。

為檢驗參照性歸因下留任CEO對高管團隊的連帶保護性，使用CEO未發(fā)生變更的樣本組。根據(jù)未發(fā)生CEO變更的樣本構(gòu)建泊松模型和LOGISTIC模型如下：

模型使用CEO未發(fā)生變更的樣本。其中，Tc1為高管團隊成員中是否發(fā)生了人員變更，如果有則取值為1，否則為0，模型為LOGISTIC模型；Tc2為高管團隊成員變更的人數(shù)，取值從0開始計數(shù)，模型為計數(shù)POISSON模型。其中，連帶保護效應(yīng)在于CEO的社會地位會降低期望差距下高管團隊成員變更的概率。因此模型中預(yù)期Ba*Cs回歸系數(shù)β4顯著為負(fù)。

三、樣本選取與數(shù)據(jù)來源

初始樣本取自CSMAR國泰安數(shù)據(jù)庫2011～2017年滬深兩市A股全部上市公司，在初始樣本的基礎(chǔ)之上，經(jīng)過以下條件篩選取得：(1)由于績效與期望的相對差距使用了指數(shù)加權(quán)平均法取得，指數(shù)平滑的計算需要使用連續(xù)的時間分布估計，因此，樣本選取需要保證2009～2016年連續(xù)出現(xiàn)的上市公司作為樣本，需要剔除在此期間內(nèi)時間間斷的上市公司。(2)剔除高管薪酬為0的上市公司樣本。(3)剔除研究樣本數(shù)據(jù)中營業(yè)收入為0或為負(fù)的上市公司。(4)剔除期間費用缺失的樣本。(5)剔除CEO個人背景信息表披露不全的樣本。最終得到7731個公司—年度觀測樣本，其中發(fā)生TMT變更的樣本為3528個，CEO變更為1592，MTM變動總?cè)藬?shù)約為6825個。

實證結(jié)果與分析

一、描述性統(tǒng)計與相關(guān)性分析

表2為樣本的描述性統(tǒng)計和相關(guān)性分析表。在主要的解釋變量中CEO出現(xiàn)變更的分布均值為0.137，標(biāo)準(zhǔn)差為0.458；與之相比較，高管團隊成員變更的高于這一比例，為0.384，對應(yīng)的標(biāo)準(zhǔn)差為0.523。對于期望差距而言，低于期望的差距Ba均值為0.016，并且標(biāo)準(zhǔn)差較高。這表明對于這一時期的企業(yè)而言，普遍面臨經(jīng)濟波動帶來的經(jīng)營績效低于預(yù)期程度較高，而不論絕對績效有多少。

在表2中，主要變量的Pearson相關(guān)系數(shù)結(jié)果顯示，對于CEO而言，主要解釋變量和CEO變更的相關(guān)系數(shù)顯著為正。期望差距與CEO變更的相關(guān)系數(shù)為0.042，在當(dāng)前樣本自由度下顯著，同時，超額薪酬與CEO變更的相關(guān)系數(shù)為0.072，顯著為正。以上表明董事會感知代理沖突來自于相對績效即期望差距以及與超額薪酬的參照，與假設(shè)預(yù)期相符合。同時，CEO對應(yīng)的社會地位與其變更的相關(guān)系數(shù)為-0.103，在當(dāng)前樣本自由度的顯著性水平下顯著，顯示了CEO社會地位的對抗作用，與原有研究假設(shè)預(yù)期相一致。

表2 主要變量Pearson相關(guān)系數(shù)

對于高管團隊而言，期望差距與高管團隊成員是否發(fā)生了變更以及高管團隊成員變更的人數(shù)均顯著相關(guān)，相關(guān)系數(shù)分別為0.083和0.103，這表明，面對績效的期望差距，高管團隊成員可能會受到CEO所引發(fā)的代理問題的連帶，更詳細的檢驗還需要在CEO變更同時存在的模型中進行。

同時，CEO的社會地位對于高管團隊成員變更有顯著的保留作用，與團隊變更和團隊變更人數(shù)相關(guān)系數(shù)分別為-0.096和-0.071，以上結(jié)果基本與CEO的連帶變更和連帶保護預(yù)期結(jié)果一致。

二、實證回歸結(jié)果分析

結(jié)果分析將以模型中CEO和高管團隊為不同的對象，分為兩個部分，分別展示期望差距下董事會感知代理問題和CEO對抗的變更結(jié)果，以及CEO帶來的代理損失和對抗對高管團隊連帶變更和連帶保護的結(jié)果。

1.參照性歸因與CEO變更結(jié)果

表3顯示了期望差距對CEO變更的影響結(jié)果。這里將代理損失和CEO社會地位的對抗同時納入模型中，作為CEO變更的完整過程。Model(2)的回歸結(jié)果中，期望差距的回歸系數(shù)顯著為正(回歸系數(shù)為5.705，對應(yīng)T值為5.91)，這一結(jié)果強烈支持了研究假設(shè)H1，表明董事會對于代理問題的感知也會來自于期望差距這種相對績效，絕對績效的下降并不是董事會感知代理問題的唯一途徑。

Model(3)的回歸中，使用期望差距×超額薪酬表示代理損失。即績效低于期望，股東心理感知到自己的價值下降(相對價值下降)，而同時CEO薪酬處于較高狀態(tài)?；貧w系數(shù)顯著為正(2.663，對應(yīng)T值為3.56)，這一結(jié)果同樣支持了研究假設(shè)H2a，即代理損失會加劇董事會對于代理問題的感知并增加變更CEO的概率。

表3 CEO變更與期望參照，代理損失，社會資本的回歸結(jié)果

Model(4)的回歸結(jié)果中，期望差距×社會地位代表了在期望差距下弱社會地位形成的選擇性匹配參照，對應(yīng)回歸系數(shù)顯著為負(fù)(-0.067，T值為-2.23)，回歸結(jié)果與研究假設(shè)H2b的預(yù)期相一致，表明了弱社會地位更容易成為損失歸因的理由，從而導(dǎo)致變更，反之則不會。

以上回歸結(jié)果表明，在組織內(nèi)部變更過程中，盡管絕對績效變動仍在發(fā)揮作用，但這并不是引起董事會感知代理問題的唯一的途徑。其他途徑，會來自于相對績效變更引起的感知，并且這些感知基于不同的參照點產(chǎn)生。例如期望、超額薪酬，形成了心理價值上的損失位置(例如負(fù)向期望差距、代理損失)，進而導(dǎo)致董事會對于CEO代理人產(chǎn)生了變更的決議，并且CEO的社會地位在沖突中起到對抗作用，支持了研究假設(shè)H1，H2a，H2b。

2.參照性歸因下CEO變更的連帶性

表4為CEO變更過程對高管團隊變更的影響?；诖砝碚摰姆治稣J(rèn)為，當(dāng)所有權(quán)與經(jīng)營權(quán)分離之后，CEO實際上成為企業(yè)價值增加的直接創(chuàng)造者。而現(xiàn)代公司治理中，董事會逐漸將CEO視為一個精英團隊組成的多重代理人看待。因此，反映CEO工作努力程度的績效波動，則很有可能被同樣用于評估高管團隊成員。即使對于一些企業(yè)而言，CEO的個體效應(yīng)對于公司價值變得越來越重要(Quigley and Hambrick, 2015)[14]，但在變更充滿對抗的談判環(huán)境中，一旦無法保證完全理性的歸因，情感因素必然會對塑造決策框架產(chǎn)生作用，例如CEO的光環(huán)效應(yīng)。

表4 CEO變更對高管團隊的連帶變更和連帶保護

在表4的連帶變更Logistic模型中，回歸結(jié)果顯示，CEO變更與高管團隊變更之間的回歸系數(shù)為0.338，對應(yīng)T值為2.06，在5%的顯著性水平下顯著，這表明對高管團隊成員有明顯的連帶變更作用。為進一步證明這一作用，在模型中同時納入期望差距和代理損失。回歸結(jié)果表明，期望差距對高管團隊離職仍然有明顯的影響，回歸系數(shù)為1.513，對應(yīng)T值為1.74，而代理損失(高管超額薪酬與期望差距乘積)對高管團隊變更的影響為2.528，對應(yīng)T值為2.60，顯著為正。以上結(jié)果支持了研究假設(shè)H3a。這表明董事會在績效考察時會出現(xiàn)連帶歸因，來自CEO的變更原因，相對績效和代理損失會導(dǎo)致高管團隊的連帶變更。

在表4的連帶保護Logistic模型中，高管團隊離職與社會地位的回歸系數(shù)為-0.012，對應(yīng)T值為-2.28，與期望差距的交互項系數(shù)回歸符號也顯著為負(fù)(-0.091，對應(yīng)T值為-2.61)，均與期望差距下高管團隊離職的回歸系數(shù)相反。這表明，當(dāng)CEO得到保留時，CEO的社會地位對于高管團隊成員具有明顯的連帶保護作用，研究結(jié)果很好的支持了研究假設(shè)H3b。

在POISSON回歸模型中，無論是CEO變更對高管團隊成員人數(shù)的連帶變更效應(yīng)，還是CEO得以保留對高管團隊的連帶保護效應(yīng)，主要解釋變量的回歸結(jié)果不變。這些結(jié)果再次支持了連帶變更的研究假設(shè)H3a與研究假設(shè)H3b。

三、穩(wěn)健性檢驗與內(nèi)生性分析

本文對模型進行了如下兩種穩(wěn)健性檢驗，同時完善模型研究中的樣本選擇性問題。

首先，使用了ROE作為相對績效估計的指標(biāo)來計算期望差距，由此得到期望差距E，并且使用了前三位高管薪酬總和取自然對數(shù)計算超額薪酬m，計算了年度CEO現(xiàn)金薪酬與CSMAR數(shù)據(jù)庫中披露的能夠查到現(xiàn)金薪酬的高管團隊成員現(xiàn)金薪酬取自然對數(shù)的平均數(shù)之差作為社會地位的穩(wěn)健性指標(biāo)，命名為CEOstatus，重新納入模型中回歸。

其次，在重新回歸的模型中，使用工具變量的兩階段最小二乘回歸來盡可能控制CEO變更與績效的期望差距之間的內(nèi)生問題。第一階段回歸中，因變量為期望差距的形成，模型中增加了樊綱等開發(fā)的市場化進程指數(shù)，即樣本公司所在省份年度的制度環(huán)境對企業(yè)績效的影響作為外生工具變量，穩(wěn)健性檢驗結(jié)果中直接報告了兩階段檢驗后的回歸結(jié)果。

再次，研究構(gòu)建了HECKMAN回歸模型，以克服檢驗保留CEO組對于高管團隊成員的連帶保護作用時，可能存在樣本選擇性偏差問題。其中，第一階段的回歸模型用于預(yù)測CEO是否得以保留，第二階段模型為克服選擇性偏差后未變更CEO的社會地位對于高管團隊成員的連帶保護作用。在第一階段回歸模型中，PROBIT回歸模型中新增加了“審計意見”作為CEO能否得以保留的工具變量。表5的穩(wěn)健性檢驗中連帶保護的回歸模型中，納入第一階段回歸得到的糾正選擇性偏差的逆米爾斯比率。穩(wěn)健性結(jié)果基本與前回歸結(jié)果相同，表明了研究結(jié)論具備一定的穩(wěn)健性。

結(jié)論與政策建議

一、研究結(jié)論

通過引入行為決策中的參照歸因來分析董事會變更CEO決策的問題，結(jié)合研究結(jié)果，得到如下不同于代理理論的結(jié)論。

表5 穩(wěn)健性檢驗與Heckman兩階段選擇性偏差

首先，董事會使用了參照性歸因?qū)⒖冃мD(zhuǎn)化為損失與否的判斷信號，而非絕對績效本身，指導(dǎo)其基于損失信號做出變更CEO的決策?？冃Ь烤埂岸嗖畈攀遣睢痹趨⒄諝w因下，只要出現(xiàn)負(fù)向的期望差距，績效較高的企業(yè)同樣會變更組織高管，而正向的期望差距下，即使絕對績效較差的企業(yè)也會降低變更組織高管的概率。

其次，共同分配利益的另一方將成為參照性歸因的參照點，只要感受到CEO處于收益狀態(tài)，股東就容易將績效轉(zhuǎn)換為損失判斷。尤其是高管薪酬與負(fù)向期望差距作為參照匹配，出現(xiàn)的代理損失會加劇變更趨勢。代理理論下的結(jié)論是，任何給定的績效下，股東都希望最小化CEO薪酬，這與股東價值最大化相匹配。本文觀點為，僅是超額薪酬并不會引起股東的反感，即當(dāng)股東處于代理收益時，CEO高薪酬并不引起股東的反感(中立態(tài)度)；當(dāng)且僅當(dāng)股東處于代理損失時，CEO的高薪酬才引起董事會的態(tài)度轉(zhuǎn)變，這種轉(zhuǎn)變建立在相對績效和參照引起的不公平感知基礎(chǔ)之上。同時，當(dāng)?shù)蜕鐣匚慌c糟糕的相對績效同時出現(xiàn)時，更容易形成參照性歸因中的匹配性損失，增加變更的概率。

最后，董事會歸因存在行為效應(yīng)，例如連帶變更與連帶保護。以往的研究表明董事會對于糟糕績效會立刻歸因到CEO的道德風(fēng)險和個人自利行為之上。本研究的結(jié)論則表明，除了這些對于CEO個體的歸因之外，CEO的變更和社會地位對抗作用使得董事會歸因出現(xiàn)了變化，即董事會歸因時加入了情感因素(例如光環(huán)效應(yīng))，連帶高管團隊成員一起出現(xiàn)了變更；而較高的CEO社會地位不但改變了董事會對于CEO的歸因結(jié)果，也改變了對于高管團隊的歸因結(jié)果，出現(xiàn)了連帶保護。

二、政策建議

本文的研究結(jié)果補充了董事會如何將績效轉(zhuǎn)化為損失或收益的判斷信號。研究結(jié)論表明參照歸因是董事會變更決策的判斷基礎(chǔ)，這為公司治理的行為決策提供了證據(jù)。同時，通過發(fā)掘代理損失，選擇性匹配以及連帶性，研究提供了參照歸因的行為結(jié)果關(guān)聯(lián)，為代理理論下董事會決策的分析邏輯提供了行為規(guī)律參考。根據(jù)這些結(jié)論，提出如下政策建議：

1.董事會需要正確識別股東價值最大化的感知方式。董事會對企業(yè)目標(biāo)實現(xiàn)的感知可能建立在相對的心理價值感知之上，即便絕對績效較好的企業(yè)同樣會陷入到“期望差距”產(chǎn)生的價值減少這種負(fù)面感知。董事會如何識別出這種局面并在報告中使股東意識到這種情景，將會提高董事會作為股東的委托人的決策水平。并且，董事會需要正確認(rèn)識到在不同情境下報告CEO的薪酬給股東會產(chǎn)生明顯的區(qū)別；是否讓股東意識到自己處于代理損失，是董事會能夠改變股東態(tài)度的一種路徑。

2.對于CEO而言，如何保護自己不被解雇受需要遵行變更中的行為規(guī)律。首先在于使自己的薪酬不對股東形成代理損失，CEO要避免股東感覺到他們財富降低時，自己處于較高財富的局面。其次在于發(fā)揮好基于自身社會地位所產(chǎn)生的對抗作用：面對高績效、高壓力的標(biāo)準(zhǔn)時，能夠產(chǎn)生緩沖效果。

3.對于投資者或資本市場的其他利益相關(guān)者而言，高管的變更不僅僅局限于CEO一人(盡管以CEO為核心)，需要同時識別高管團隊人員變更所包含的信息。即使表面看起來CEO并未解雇，也可能轉(zhuǎn)移到了高管團隊成員的變動之上，這些變動同樣具備信息含量。顯然“拔出蘿卜帶出泥”的中國式離職方式，以及“樹大根深好乘涼”的中國式裙帶保護方式表明不管是離職還是保留，CEO的光環(huán)效應(yīng)都在起作用。

本文可能存在以下研究局限：首先，涉及股東有關(guān)損失或收益態(tài)度的模型測量，缺乏直接投票證據(jù)，在未來的研究中，需要納入股東投票數(shù)據(jù)來驗證股東的決議框架。其次，在高管團隊變更中，盡管回歸結(jié)果顯示了高管團隊變更與CEO變更之間有連帶關(guān)系，但這并不能完全表明高管團隊成員的保留與變更直接取決于CEO的留任與否，在未來研究中，需要找到更直接證據(jù)來驗證連帶變更與連帶保護的內(nèi)在機制。