羅依婷，郜志雄，郝忠焰

（1.臺(tái)州學(xué)院 商學(xué)院，浙江 臺(tái)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(huì)主席或董事長(zhǎng)、總經(jīng)理掌控企業(yè)經(jīng)營戰(zhàn)略的決策權(quán)，其變更會(huì)引起供應(yīng)商、投資者等利益相關(guān)者的關(guān)注，影響公司股東、員工的利益。上市公司高管變更往往會(huì)引起股價(jià)波動(dòng)，其對(duì)公司績(jī)效可能產(chǎn)生三類影響：一是降低企業(yè)績(jī)效，對(duì)企業(yè)績(jī)效產(chǎn)生顯著的負(fù)向影響(Martin&Lerong，2014；Takao&Cheryl，2006)；二是顯著提高公司業(yè)績(jī)(Kato&Long，2005；朱琪，2010)；三是對(duì)公司績(jī)效沒有顯著影響(陳璇，2006)。但現(xiàn)有文獻(xiàn)對(duì)一定時(shí)期內(nèi)公司高管多次變更對(duì)公司績(jī)效影響的研究較少，對(duì)高管變更中的調(diào)節(jié)效應(yīng)研究也不多。本研究運(yùn)用面板數(shù)據(jù)，實(shí)證研究高管變更一次及變更多次對(duì)上市公司績(jī)效當(dāng)期、滯后一期、滯后二期的影響。與現(xiàn)有研究文獻(xiàn)相比，本研究的貢獻(xiàn)在于：一是運(yùn)用面板數(shù)據(jù)檢驗(yàn)上市公司高管變更一次與變更兩次及以上對(duì)公司當(dāng)期、滯后期績(jī)效影響的差異；二是檢驗(yàn)公司成長(zhǎng)性、多地上市、上市年限的調(diào)節(jié)效應(yīng)和中介效應(yīng)。

二、理論分析與研究假設(shè)

高管變更是影響上市公司戰(zhàn)略、經(jīng)營模式和經(jīng)營績(jī)效的關(guān)鍵事件。董事會(huì)對(duì)新聘任的高管往往有著更高的期望，新任高管為達(dá)到董事會(huì)及其他利益相關(guān)者的預(yù)期，或?yàn)轶w現(xiàn)出自己經(jīng)營管理的能力，常會(huì)對(duì)前任的經(jīng)營戰(zhàn)略進(jìn)行調(diào)整或變革，同時(shí)，高管變更可能引起股價(jià)的波動(dòng)，為取信于投資者，新任高管會(huì)采取一些新戰(zhàn)略迎合投資者的關(guān)注。因此，高管變更就意味著公司戰(zhàn)略的變革，經(jīng)營戰(zhàn)略的變化涉及到中高層管理者的調(diào)整及相關(guān)政策的變化，這可能會(huì)破壞組織的穩(wěn)定性及政策連續(xù)性，引致經(jīng)營業(yè)績(jī)的惡化，誘發(fā)高管再次變更(Grusky，1963)。高管變更會(huì)使企業(yè)失去重要的非正式的社會(huì)網(wǎng)絡(luò)關(guān)系資源，這種關(guān)系資源很大程度上依賴于高管的建立與維護(hù)，伴隨著高管變更，原有的基于前任高管個(gè)人聲譽(yù)和信任關(guān)系的網(wǎng)絡(luò)將會(huì)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(huì)使股價(jià)下降，對(duì)企業(yè)價(jià)值產(chǎn)生負(fù)面影響(Takao&Cheryl，2006)。Kimetal.(2021)對(duì)韓國409家的研究表明，CEO離職頻率越高，公司績(jī)效越低。基于上述分析，提出下列假設(shè)：

H1a：高管變更對(duì)公司近期經(jīng)營績(jī)效有負(fù)向影響。

H1b：高管多次變更會(huì)惡化企業(yè)的經(jīng)營績(jī)效。

公司成長(zhǎng)性較好預(yù)示著企業(yè)具備好的發(fā)展前景，企業(yè)成長(zhǎng)性與研發(fā)投入存在顯著正向關(guān)系(馬紅，2016)，企業(yè)成長(zhǎng)性會(huì)增加高管對(duì)創(chuàng)新的投入(吳鋮鋮等，2021)，高成長(zhǎng)性企業(yè)的高管更愿意開展創(chuàng)新研發(fā)活動(dòng)，愿意承擔(dān)較強(qiáng)的創(chuàng)新風(fēng)險(xiǎn)，創(chuàng)新投入可能會(huì)延遲投資收益，企業(yè)業(yè)績(jī)短期內(nèi)會(huì)降低。上市公司高管變更頻率越高，企業(yè)成長(zhǎng)性越差(Warner et al.，1988)。Brunello等(2003)認(rèn)為，在投資者投資積極性高、行業(yè)協(xié)會(huì)缺乏有效監(jiān)督機(jī)制以及股權(quán)集中，更主要的是代理者與股東目標(biāo)一致時(shí)，意大利的上市公司的公司成長(zhǎng)性與高管變更呈反向相關(guān)關(guān)系。因此，提出假設(shè)：

H2a：企業(yè)成長(zhǎng)性對(duì)高管變更與企業(yè)績(jī)效的關(guān)系具有負(fù)向調(diào)節(jié)作用。

H2b：企業(yè)成長(zhǎng)性在高管變更與企業(yè)績(jī)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(gè)或以上經(jīng)濟(jì)體的股票市場(chǎng)自由買賣。遵守上市地區(qū)相關(guān)監(jiān)管法則與規(guī)章制度是企業(yè)實(shí)現(xiàn)上市的前提，上市有助于提高企業(yè)的會(huì)計(jì)信息披露質(zhì)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(yè)內(nèi)部人員謀取私利，提高企業(yè)價(jià)值(Charitou et al.，2007)。企業(yè)多地上市可以吸引不同地域的投資者，提高企業(yè)在上市地的知名度，多地上市利于股價(jià)有更好的市場(chǎng)表現(xiàn)，增強(qiáng)籌資能力，適應(yīng)不同上市地的法律、會(huì)計(jì)及監(jiān)管方面的規(guī)則，提升企業(yè)管理水平，與高管戰(zhàn)略決策相結(jié)合可以提升企業(yè)經(jīng)營業(yè)務(wù)。因此，提出假設(shè)：

H3a：多地上市對(duì)高管變更與企業(yè)績(jī)效的關(guān)系具有正向調(diào)節(jié)作用。

H3b：多地上市在高管變更與企業(yè)績(jī)效間有中介作用。

與年輕企業(yè)相比，供應(yīng)商和客戶更信賴成熟企業(yè)，成熟企業(yè)有自己獨(dú)特健全的體系，充足的知識(shí)、經(jīng)驗(yàn)和人脈，有助于提高企業(yè)創(chuàng)新能力和核心競(jìng)爭(zhēng)力(JoséGareía-Quevedo，2014)，成熟企業(yè)開展研發(fā)活動(dòng)可以增加營業(yè)收入和收益(Smyth et al.，2016)。企業(yè)上市年數(shù)多，說明其成熟經(jīng)營可持續(xù)性好、技術(shù)實(shí)力強(qiáng)、經(jīng)驗(yàn)豐富，有助于新任高管提升企業(yè)績(jī)效。因此，提出假設(shè)：

H4a：上市年限對(duì)高管變更與企業(yè)績(jī)效的關(guān)系具有正向調(diào)節(jié)作用。

H4b：上市年限在高管變更與企業(yè)績(jī)效間具有中介作用。

三、數(shù)據(jù)來源與研究設(shè)計(jì)

(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(huì)計(jì)核算區(qū)間，核算截止時(shí)間為12月31日；二是選取A類報(bào)表(合并期末)；三是剔除2016-2019年度數(shù)據(jù)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(yè)績(jī)數(shù)據(jù)，樣本實(shí)際跨度為2015-2019年。經(jīng)過篩選，獲得401家公司4年的面板數(shù)據(jù)(見表1)，并對(duì)不同幣種數(shù)據(jù)按中國國家外匯管理局的“各種貨幣對(duì)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(duì)所有連續(xù)變量進(jìn)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(yè)經(jīng)營績(jī)效的指標(biāo)有市場(chǎng)業(yè)績(jī)指標(biāo)(如Tobin’s Q值、股票收益率等)和會(huì)計(jì)指標(biāo)(總資產(chǎn)凈利潤(rùn)率、營業(yè)利潤(rùn)率等)，但股價(jià)高波動(dòng)性等特征可能會(huì)使市場(chǎng)績(jī)效與實(shí)際情況偏差較大。按劉星等(2012)的做法，選擇總資產(chǎn)凈利潤(rùn)率(ROA)、營業(yè)利潤(rùn)率(OPR)和虧損狀況(Loss)來度量上市公司的經(jīng)營業(yè)績(jī)，其計(jì)算公式或虛擬變量的取值見表2。

表2 變量的名稱及計(jì)算或取值方法

2.自變量。集團(tuán)主席與CEO是上市公司的核心高管，其變更將對(duì)公司的經(jīng)營戰(zhàn)略及運(yùn)營管理產(chǎn)生重要的影響，將高管變更(ET)設(shè)置為虛擬變量，當(dāng)年出現(xiàn)變更取1，否則取0。把高管變更分為兩種情況：一是當(dāng)年只出現(xiàn)一次變更(ET1)，取1，否則取0；二是當(dāng)年出現(xiàn)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(tuán)主席與CEO的變更。

3.控制變量。參照已有研究文獻(xiàn)，選取企業(yè)規(guī)模(Ln-Size)、資產(chǎn)負(fù)債率(LEV)、注冊(cè)地址(REG)作為控制變量。

4.調(diào)節(jié)/中介變量(MM)。按照理論分析與研究假設(shè)，設(shè)定成長(zhǎng)性(Growth)、多地上市(ML)、上市年限(TM)為調(diào)節(jié)變量和中介變量。

(三)構(gòu)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(yàn)證假設(shè)1a和假設(shè)1b。

其中，i=1,2,3…401，t=2016…2019。

模型(1)中分別加入調(diào)節(jié)變量Growth、ML、TM及其與ET、ET1、ETS的交互項(xiàng)得到模型(2)，以驗(yàn)證假設(shè)2a、3a、4a。

為檢驗(yàn)Growth、ML、TM的中介效應(yīng)，在模型(1)基礎(chǔ)上，利用sgmediation命令進(jìn)行Sobel-Goodman檢驗(yàn)。

四、實(shí)證結(jié)果及分析

(一)相關(guān)性分析

在描述性分析基礎(chǔ)上，運(yùn)用STATA15.1對(duì)變量進(jìn)行Pearson相關(guān)性分析。變量?jī)蓛砷g的相關(guān)系數(shù)大多不高于0.5，不會(huì)出現(xiàn)多重共線性，為慎重，用方差膨脹因子(VIF)檢驗(yàn)，VIF數(shù)值均小于2。因此，模型回歸中不會(huì)出現(xiàn)嚴(yán)重的多重共線性。

(二)模型回歸

首先，對(duì)面板回歸模型進(jìn)行異方差檢驗(yàn)。檢驗(yàn)結(jié)果為P=0.000，拒絕同方差的原假設(shè)，即存在異方差。其次，進(jìn)行自相關(guān)檢驗(yàn)。檢驗(yàn)結(jié)果表明存在截面相關(guān)、組內(nèi)自相關(guān)。因此，選用xtpcse命令對(duì)模型進(jìn)行修正，回歸結(jié)果見表3、表4、表5。

(三)實(shí)證分析

1.高管變更(ET)對(duì)企業(yè)經(jīng)營業(yè)績(jī)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(duì)當(dāng)期影響的回歸結(jié)果(表3)，同時(shí)，檢驗(yàn)高管變更對(duì)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(duì)當(dāng)期ROA的負(fù)向影響顯著，即高管變更1次，企業(yè)的ROA減少0.0162；10%顯著水平上，對(duì)當(dāng)期OPR有顯著負(fù)影響即高管變更會(huì)降低公司的營業(yè)利潤(rùn)率，對(duì)公司發(fā)生虧損(Loss)有顯著正向影響即高管變更會(huì)增大公司虧損?？傮w上說，公司高管變更會(huì)降低企業(yè)的當(dāng)期績(jī)效。

表3 高管變更(ET)對(duì)公司當(dāng)期、滯后期的經(jīng)營業(yè)績(jī)影響的回歸結(jié)果

同樣，在10%顯著水平下，高管變更對(duì)滯后一期的ROA、OPR有顯著的負(fù)向影響，對(duì)滯后二期經(jīng)營業(yè)績(jī)也產(chǎn)生負(fù)向影響，但相比當(dāng)期和滯后一期的影響，對(duì)滯后二期的ROA、OPR的負(fù)向影響不顯著；在10%水平下，高管變更對(duì)滯后二期的Loss有顯著正向影響，且系數(shù)與當(dāng)期相比絕對(duì)值增大，企業(yè)虧損幅度增加。這支持假設(shè)1a：高管變更對(duì)公司近期經(jīng)營績(jī)效有負(fù)向影響。

2.高管變更1次(ET1)對(duì)企業(yè)經(jīng)營業(yè)績(jī)的影響

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

表4 ET1對(duì)公司當(dāng)期、滯后期的經(jīng)營業(yè)績(jī)影響的回歸結(jié)果

根據(jù)回歸結(jié)果，10%的顯著水平下，ET1對(duì)當(dāng)期ROA有顯著負(fù)向影響，這表明將會(huì)降低ROA收益；對(duì)當(dāng)期的OPR、Loss的正向影響不顯著。

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

3.高管變更多次(ET S)對(duì)企業(yè)經(jīng)營業(yè)績(jī)的影響

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

從表5可以看出，10%水平下，ET S對(duì)當(dāng)期、滯后二期的ROA有顯著負(fù)影響，5%顯著水平下，對(duì)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(jīng)營績(jī)效，增加公司虧損。就系數(shù)看，與當(dāng)期相比，二期的ROA、Loss的系數(shù)絕對(duì)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(jīng)營業(yè)績(jī)。這支持假設(shè)1b：高管多次變更會(huì)惡化企業(yè)的經(jīng)營績(jī)效。

表5 ETS對(duì)公司當(dāng)期、滯后期的經(jīng)營業(yè)績(jī)影響的回歸結(jié)果

(四)成長(zhǎng)性、多地上市、上市年限的調(diào)節(jié)效應(yīng)

回歸模型(2)，檢驗(yàn)G ro w th、M L、T M對(duì)當(dāng)期經(jīng)營業(yè)績(jī)的調(diào)節(jié)效應(yīng)。

從表6可以看出，在5%顯著水平下，交互項(xiàng)ET1G ro w th對(duì)ROA的負(fù)向影響顯著，其他交互項(xiàng)的影響都不顯著。這表明，企業(yè)的成長(zhǎng)性對(duì)高管變更1次的ROA有負(fù)向調(diào)節(jié)作用，即在ET1對(duì)ROA的主效應(yīng)為負(fù)的前提下，調(diào)節(jié)變量G ro w th與高管變更交互會(huì)增大ROA損失。支持了假設(shè)2a：企業(yè)成長(zhǎng)性對(duì)高管變更與企業(yè)績(jī)效的關(guān)系具有負(fù)向調(diào)節(jié)作用。

表6 Gr owt h的調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗(yàn)

實(shí)證檢驗(yàn)顯示，ET、ET1和M L與ET S的交互項(xiàng)都不顯著，這表多地上市沒有調(diào)節(jié)作用，不支持假設(shè)3a。

在表7中，5%、10%水平下，ETT M、ET1T M對(duì)ROA顯著正相關(guān)，這表明T M有顯著正向調(diào)節(jié)作用，即調(diào)節(jié)變量T M會(huì)減少ET、ET1對(duì)ROA的主效應(yīng)的負(fù)向影響，降低ROA損失。

表7 TM的調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗(yàn)

在1%水平下，ETT M、ET1T M對(duì)Loss顯著負(fù)相關(guān)，這表明T M有顯著負(fù)向調(diào)節(jié)作用，即T M會(huì)弱化ET、ET1對(duì)Loss主效應(yīng)的正向影響，減少虧損。這支持了假設(shè)4a：上市年限對(duì)高管變更與企業(yè)績(jī)效的關(guān)系具有正向調(diào)節(jié)作用。

(五)成長(zhǎng)性、多地上市、上市年限的中介效應(yīng)

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

在表8中，G ro w th、M L中介效應(yīng)檢驗(yàn)的P值都大于0.1，接受不存在中介效應(yīng)的原假設(shè)，即G ro w th、M L沒有中介效應(yīng)。

表8 中介效應(yīng)的顯著性與占比

檢驗(yàn)T M在自變量(ET、ET1、ET S)與ROA間的中介效應(yīng)時(shí)，5%、10%的置信水平下分別拒絕了不存在中介效應(yīng)的原假設(shè)，即T M在ET、ET1、ET S與ROA間有中介效應(yīng)。檢驗(yàn)T M在自變量(ET、ET1、ET S)與O PR間的中介效應(yīng)時(shí)，接受原假設(shè)，即T M沒有中介效應(yīng)。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(yīng)?？傮w上，本檢驗(yàn)證明了假設(shè)2b、3b不成立，支持假設(shè)4b。

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

五、結(jié)論與建議

通過對(duì)2016-2019年海外上市公司的實(shí)證研究，分析了高管變更及高管變更一次或多次對(duì)公司績(jī)效的影響。研究發(fā)現(xiàn)，海外上市公司高管變更顯著降低公司業(yè)績(jī)；比較高管變更一次與多次，高管變更次數(shù)的增加會(huì)惡化企業(yè)未來短期內(nèi)的經(jīng)營績(jī)效；對(duì)于高管變更與經(jīng)營績(jī)效間的關(guān)系，企業(yè)成長(zhǎng)性對(duì)其具有負(fù)向調(diào)節(jié)作用，上市年限對(duì)其具有正向調(diào)節(jié)作用和中介效應(yīng)。

對(duì)于上市公司來說，一是企業(yè)盡量避免或減少企業(yè)高管變更，保持高層管理團(tuán)隊(duì)的相對(duì)穩(wěn)定。同時(shí)，上市公司應(yīng)建立高管人員接替制度，有序培養(yǎng)有潛在能力的替補(bǔ)人員，避免在高管變更時(shí)，因公司關(guān)鍵崗位人員的不認(rèn)同，引發(fā)人力資源的流失，也避免重要關(guān)系網(wǎng)絡(luò)的破損。二是新任高管要用好企業(yè)成長(zhǎng)性的調(diào)節(jié)作用。對(duì)于成長(zhǎng)性企業(yè)，在加大企業(yè)快速增長(zhǎng)的同時(shí)，適度注意運(yùn)營的穩(wěn)健，對(duì)于新項(xiàng)目開發(fā)、新投入，既要做可行性的評(píng)估，又要對(duì)項(xiàng)目的管理團(tuán)隊(duì)配上運(yùn)營能力強(qiáng)的負(fù)責(zé)人，力爭(zhēng)增強(qiáng)成長(zhǎng)性企業(yè)對(duì)公司未來業(yè)績(jī)的改善效用。三是發(fā)揮上市年限的調(diào)節(jié)作用和中介效應(yīng)。利用上市企業(yè)積累的口碑、運(yùn)營資源，鞏固與拓展現(xiàn)有渠道，保持原有的競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)，以全局視野在鞏固優(yōu)勢(shì)的基礎(chǔ)上尋求新的發(fā)展。