公司治理對高管人員更換的影響研究

趙 佳，羅瑾璉，張 洋

（1.同濟大學(xué) 經(jīng)濟與管理學(xué)院，上海 201804；2.廣東藥學(xué)院 財務(wù)處，廣東 廣州 510006）

一、引 言

高管人員的更換既是對在任高管的強有力約束，也是對即將到任者的一種激勵。能否對不稱職的高管人員進行及時的更換，是公司治理有效性的重要衡量標(biāo)志，也是改善公司業(yè)績的重要手段。正是由于高管人員的更換具有重要的意義，對這一問題的研究一直是國外證券市場和企業(yè)管理研究中的一項重要內(nèi)容[1]。我國的現(xiàn)代公司制度起步較晚，與西方發(fā)達國家相比還有很大的差距，因此不能將國外的研究成果直接應(yīng)用于我國的公司中。同時，由于我國公司的信息披露機制尚不健全，相關(guān)數(shù)據(jù)收集比較困難，造成我國目前關(guān)于高管人員更換的研究并不多。目前，國內(nèi)已有的關(guān)于高管人員更換的研究，大多停留在高管人員的更換對公司業(yè)績的影響這一層面，而對高管人員更換的本質(zhì)原因并未進行過深入的研究。實際上，國外的很多研究結(jié)果都顯示，高管人員的更換正是公司治理中的監(jiān)督和約束機制發(fā)揮作用的結(jié)果。所以，探討公司治理對高管人員更換的影響，能夠剖析公司治理中存在的深層次問題，尤其是公司治理中的監(jiān)督和約束機制的有效性問題。本文在借鑒國外相關(guān)研究的基礎(chǔ)上，以2010-2011年滬市A股上市公司為研究對象進行實證分析。本文在考察了公司治理特征對高管人員更換的影響之后，進一步考察了公司治理特征對高管人員更換-業(yè)績敏感度的影響，使本文的研究比以往的研究更加全面。并且，國內(nèi)的很多文獻在進行高管人員更換的研究時，沒有區(qū)分高管人員的常規(guī)更換①和非常規(guī)更換②，將這兩種不同類型的高管更換放在一起研究，使得研究結(jié)果的準(zhǔn)確性受到一定的影響。本文在選取樣本時，對高管人員發(fā)生常規(guī)更換的公司予以剔除，專門研究公司治理對高管人員非常規(guī)更換的影響，使研究結(jié)果更為準(zhǔn)確。同時運用最新的年報數(shù)據(jù)和較為全面的公司治理特征變量進行實證分析，使研究結(jié)果更加符合當(dāng)前我國上市公司發(fā)展的實際狀況，更具現(xiàn)實意義。

二、理論分析與研究假設(shè)

（一）公司治理對高管人員更換影響的研究

1.公司業(yè)績

公司業(yè)績不僅是衡量高管人員經(jīng)營管理能力的重要指標(biāo)，也是決定高管去留的重要考慮因素[2]。若公司業(yè)績呈現(xiàn)良好的發(fā)展趨勢，公司高管繼任的可能性就會比較大，反之，若公司業(yè)績較差，使股東得不到投資收益甚至蒙受損失，則高管被更換的可能性就會增大[3]。由此，本文提出如下假設(shè)：

假設(shè)1：高管人員更換的可能性與公司業(yè)績負(fù)相關(guān)。

2.第一大股東性質(zhì)

根據(jù)本文的研究需要，將上市公司的第一大股東按照股權(quán)性質(zhì)的不同分為國有股和非國有股。第一大股東為國有股的公司更容易產(chǎn)生內(nèi)部人控制，這就意味著高管被更換的可能性較小。由此，本文提出如下假設(shè)：

假設(shè)2：第一大股東為國有股時，高管人員發(fā)生更換的可能性較小。

3.股權(quán)集中度

作為公司治理的重要方面，股權(quán)集中度在公司治理中有著舉足輕重的作用。如果股權(quán)集中程度較低，股權(quán)比較分散，在面對相對較大的監(jiān)督成本時，眾多分散的小股東將普遍存在“搭便車”的心理，很難對公司的高管人員進行有效的監(jiān)督和制約。如果股權(quán)集中程度相對較高，持有較多股份的大股東有足夠的動力行使監(jiān)督權(quán)，因為監(jiān)督成本遠小于進行良好監(jiān)督所獲得的收益，并且，由于大股東擁有較多份額的表決權(quán)，作出高管更換決策相對來說也比較容易。由此，本文提出如下假設(shè)：

假設(shè)3：高管人員發(fā)生更換的可能性與股權(quán)集中度正相關(guān)。

4.機構(gòu)投資者持股

Maug（1998）研究表明，機構(gòu)投資者的持股比例越大，其在參與對公司高管人員的監(jiān)督中付出的平均監(jiān)督成本則越低，進而在參與監(jiān)督中獲得的收益就越多，從而其監(jiān)督高管人員的積極性就越高[4]。李向前（2002）研究得出了相似的結(jié)論：機構(gòu)投資者持有公司的股權(quán)比例越大，其監(jiān)督成本越小，通過監(jiān)督所提高的公司價值越大，因此越有動力監(jiān)督公司的高管人員，促進不稱職高管人員的及時更換[5]。由此，本文提出如下假設(shè)：

假設(shè)4：高管人員發(fā)生更換的可能性與機構(gòu)投資者的持股比例正相關(guān)。

5.董事會規(guī)模

現(xiàn)有的研究關(guān)于董事會規(guī)模與高管人員更換的關(guān)系并沒有統(tǒng)一的觀點。一種觀點認(rèn)為，董事會人數(shù)較多時，可以使董事會內(nèi)部成員的專業(yè)知識、管理知識增加從而達到較好的公司治理效果，對高管人員的監(jiān)督也將更加全面。另一種觀點則認(rèn)為，規(guī)模相對較小的董事會更有利于提高治理效率，董事會規(guī)模過大，會出現(xiàn)董事會成員之間溝通和協(xié)調(diào)的困難，并且容易使董事會成員產(chǎn)生“搭便車”的動機，從而不愿意對高管人員進行積極的監(jiān)督[6]。本文采納前一種觀點，提出如下假設(shè)：

假設(shè)5：高管人員發(fā)生更換的可能性與董事會規(guī)模正相關(guān)。

6.獨立董事比例

由于獨立董事不在公司內(nèi)部擔(dān)任其他職務(wù)，只是領(lǐng)取數(shù)額較少的獨立董事津貼，因此具備身份上和經(jīng)濟利益上的雙重獨立性，這種獨立性使得獨立董事能夠較好的促進董事會決策上的公正性和客觀性，同時也能夠加強對高管人員行為的監(jiān)督和控制[7]。當(dāng)董事會中獨立董事的比例提高時，獨立董事在董事會中的力量將會增強，對高管人員的監(jiān)督和控制也會更加有效。由此，本文提出如下假設(shè)：

假設(shè)6：高管人員發(fā)生更換的可能性與獨立董事的比例正相關(guān)。

7.監(jiān)事會規(guī)模

監(jiān)事會是公司的獨立監(jiān)督機構(gòu)，與董事會并立，獨立地行使對董事會、高管人員以及整個公司管理的監(jiān)督權(quán)。當(dāng)監(jiān)事會中監(jiān)事的人數(shù)增多時，較多的監(jiān)事會成員將擁有更多的監(jiān)督所需專業(yè)知識和監(jiān)督技術(shù)，能夠相應(yīng)的提高其監(jiān)督的水平和效率，從而對公司高管人員的監(jiān)督力量也會相應(yīng)的增強。由此，我們提出如下假設(shè)：

假設(shè)7：高管人員發(fā)生更換的可能性與監(jiān)事會的規(guī)模正相關(guān)。

（二）公司治理對高管人員更換-業(yè)績敏感度影響的研究

高管人員更換-業(yè)績敏感度是指高管人員的更換與公司業(yè)績之間聯(lián)系的緊密程度。高管人員更換-業(yè)績敏感度越高，說明高管人員的更換與公司業(yè)績之間的負(fù)相關(guān)性越強，那么更換機制對高管人員產(chǎn)生的約束力度就越大，公司治理的有效性越高。根據(jù)前一節(jié)中對公司治理變量的分析可以看出，代表公司治理結(jié)構(gòu)完善、治理效率高的變量應(yīng)該能夠加強更換-業(yè)績敏感度。因此，在其他條件不變的情況下，本文提出如下假設(shè)：

假設(shè)8：第一大股東為國有股時，高管人員更換-業(yè)績敏感度較低；

假設(shè)9：股權(quán)集中度較高時，高管人員更換-業(yè)績敏感度較高；

假設(shè)10：機構(gòu)投資者持股比例較大時，高管人員更換-業(yè)績敏感度較高；

假設(shè)11：董事會規(guī)模較大時，高管人員更換-業(yè)績敏感度較高；

假設(shè)12：獨立董事比例較大時，高管人員更換-業(yè)績敏感度較高；

假設(shè)13：監(jiān)事會規(guī)模較大時，高管人員更換-業(yè)績敏感度較高。

三、研究設(shè)計

（一）變量定義與測量

（1）公司治理對高管人員更換影響的研究模型的相關(guān)變量定義與計算方法如表1所示。

表1 變量符號、名稱及計算方法對照表

（2）公司治理對更換-業(yè)績敏感度影響的研究模型的相關(guān)變量定義與計算方法如表2所示。

表2 變量符號、名稱及計算方法對照表

（二）樣本選取與數(shù)據(jù)來源

本文以2010年和2011年為時間窗口，以滬市A股上市公司為研究對象，對董事長更換樣本和總經(jīng)理更換樣本分別進行研究。為了保證樣本數(shù)據(jù)的有效性，本文根據(jù)以下標(biāo)準(zhǔn)對原始樣本進行篩選：①剔除ST類公司，由于這類公司業(yè)績過差，與其他上市公司間沒有可比性；②剔除數(shù)據(jù)明顯異常及相關(guān)信息披露不全的公司；③由于本文是對董事長更換樣本和總經(jīng)理更換樣本分別進行研究，為避免分類混亂，故剔除董事長和總經(jīng)理為同一人的公司；④本文將高管人員的更換分為常規(guī)更換和非常規(guī)更換，由于常規(guī)更換與公司治理和公司業(yè)績無關(guān)，故剔除發(fā)生常規(guī)更換的公司；⑤控制樣本（也即未發(fā)生高管人員更換的樣本公司）的選取原則為：選取在2010年和2011年這兩年內(nèi)均未發(fā)生過高管人員更換的公司。因此，在根據(jù)上述標(biāo)準(zhǔn)對原始樣本進行篩選之后，最終確定的更換樣本為：2010年發(fā)生董事長非常規(guī)更換的公司114家，發(fā)生總經(jīng)理非常規(guī)更換的公司147家；2011年發(fā)生董事長非常規(guī)更換的公司105家，發(fā)生總經(jīng)理非常規(guī)更換的公司126家。在控制樣本的選取上，本文按照1∶1的比例選取。在選取了控制樣本之后，最終的研究樣本為：2010年董事長更換研究樣本228家，總經(jīng)理更換研究樣本294家；2011年董事長更換研究樣本210家，總經(jīng)理更換研究樣本252家。鑒于對公司高管人員更換產(chǎn)生影響的通常是該公司上一年的治理狀況和公司業(yè)績，因此本文的被解釋變量（即高管更換變量）數(shù)據(jù)是取自2010年和2011年的年報，而解釋變量（即公司治理變量和公司業(yè)績）的相關(guān)數(shù)據(jù)是取自2009年和2010年的年報。本文研究所需數(shù)據(jù)主要來源于CS?MAR系列研究數(shù)據(jù)庫中的中國上市公司治理結(jié)構(gòu)數(shù)據(jù)庫和財務(wù)指標(biāo)分析數(shù)據(jù)庫。

四、實證研究

（一）解釋變量相關(guān)性檢驗

表3、表4分別是董事長樣本和總經(jīng)理樣本中的各解釋變量之間的相關(guān)性矩陣。對于董事長和總經(jīng)理樣本，部分解釋變量雖然在1%或5%的水平上具有顯著相關(guān)性，但各個解釋變量之間的相關(guān)程度卻不大，相關(guān)系數(shù)最大值分別為0.348、0.330，所以各解釋變量之間不存在共線性問題，可以進入回歸模型。

表3 解釋變量相關(guān)性矩陣（董事長樣本）

表4 解釋變量相關(guān)性矩陣（總經(jīng)理樣本）

（二）公司治理對高管人員更換影響的研究

構(gòu)建如下的Logistic回歸模型來研究公司治理特征對高管人員更換的影響：

其中，p為高管人員發(fā)生更換的概率，也即p=p（TURN?OVER=1），a為常數(shù)項，bi為回歸系數(shù)，PERF、HOLDER、SHARE、INSTIT、BOARD、INDEP、INSP為解釋變量，e為干擾項。本文將高管人員定義為董事長和總經(jīng)理，在接下來的研究中，將對董事長樣本和總經(jīng)理樣本分別進行分析，以便能夠更加準(zhǔn)確的了解公司治理的各特征變量對董事長更換和總經(jīng)理更換分別產(chǎn)生怎樣的影響。

對董事長、總經(jīng)理樣本進行回歸分析，其結(jié)果分別如表5、表6所示。從回歸結(jié)果中可以看出，公司業(yè)績（PERF）的回歸系數(shù)均為負(fù)并顯著，說明董事長、總經(jīng)理更換的可能性與公司業(yè)績之間呈顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系，假設(shè)1成立。第一大股東性質(zhì)（HOLDER）的回歸系數(shù)均為負(fù)并顯著，說明第一大股東為國有股的公司，其董事長、總經(jīng)理發(fā)生更換的可能性較小，假設(shè)2成立。股權(quán)集中度（SHARE）的回歸系數(shù)均為正并顯著，說明董事長、總經(jīng)理更換的可能性與股權(quán)集中度之間呈顯著的正相關(guān)關(guān)系，假設(shè)3成立。機構(gòu)投資者持股比例（INSTIT）的回歸系數(shù)均為正，但是僅在總經(jīng)理樣本中具有顯著性，因此假設(shè)4只能得到較弱的支持。董事會規(guī)模（BOARD）的回歸系數(shù)在董事長樣本中不具有顯著性，在總經(jīng)理樣本中回歸系數(shù)為負(fù)并顯著，說明董事會規(guī)模較小的公司，其總經(jīng)理發(fā)生更換的可能性更大，因此，假設(shè)5不能成立。獨立董事比例（INDEP）的回歸系數(shù)均為正，但僅在總經(jīng)理樣本中具有顯著性，假設(shè)6僅能得到較弱的支持。監(jiān)事會規(guī)模（INSP）的回歸系數(shù)均不顯著，假設(shè)7不成立。

表5 董事長樣本匯總的回歸結(jié)果

表6 總經(jīng)理樣本匯總的回歸結(jié)果

（三）公司治理對高管人員更換-業(yè)績敏感度影響的研究

為了研究公司治理特征對高管人員更換-業(yè)績敏感度的影響，本文借鑒國外的研究方法，采用在更換-業(yè)績回歸模型中引入業(yè)績與公司治理特征變量的交叉乘積項來進行研究。構(gòu)建的Logistic回歸模型如下：

Logit（p）=ln[p/（1-p）]=a+b1×PERF+b2×PERF×Xi+e

其中，p為高管人員發(fā)生更換的概率，也即p=p（TURN?OVER=1），a為常數(shù)項，PERF為公司業(yè)績，Xi為公司治理特征變量，PERF×Xi為業(yè)績與公司治理特征變量的交叉乘積項，e為干擾項。為了使業(yè)績與公司治理特征變量的交叉乘積項更有意義，故將公司治理特征變量設(shè)為虛擬變量。

對董事長、總經(jīng)理樣本進行回歸分析，其結(jié)果分別如表7、表8所示。從回歸結(jié)果中可以看出，第一大股東性質(zhì)（X1）與業(yè)績的乘積項回歸系數(shù)均為正并顯著，說明第一大股東為國有股時，顯著降低了董事長、總經(jīng)理的更換-業(yè)績敏感度。當(dāng)?shù)谝淮蠊蓶|為非國有股時，董事長、總經(jīng)理更換-業(yè)績敏感度分別為-2.562、-2.483，當(dāng)?shù)谝淮蠊蓶|為國有股時，更換-業(yè)績敏感度分別下降到-1.523、-0.988，由此可見，第一大股東為國有股時，其更換-業(yè)績敏感度更低，假設(shè)8成立。股權(quán)集中度（X2）的回歸系數(shù)均為負(fù)并顯著，說明較高的股權(quán)集中度顯著提高了董事長、總經(jīng)理的更換-業(yè)績敏感度。股權(quán)集中度較低的公司，其董事長、總經(jīng)理更換-業(yè)績敏感度分別為-2.242、-2.228，股權(quán)集中度較高的公司，更換-業(yè)績敏感度分別提高到-3.325、-3.703，由此可見，當(dāng)股權(quán)集中度較高時，大股東的存在能夠提高業(yè)績較差時董事長、總經(jīng)理發(fā)生更換的可能性，假設(shè)9成立。機構(gòu)投資者持股比例（X3）與業(yè)績的乘積項的回歸系數(shù)均為負(fù)，但只在總經(jīng)理樣本中顯著，說明機構(gòu)投資者持股比例較高時，能夠在一定程度上提高總經(jīng)理更換-業(yè)績敏感度。因此，假設(shè)10只能得到較弱的支持。董事會規(guī)模（X4）與業(yè)績的乘積項的回歸系數(shù)均為正，并在總經(jīng)理樣本中顯著，說明規(guī)模較大的董事會不但沒有提高高管人員更換-業(yè)績敏感度，反而使敏感度降低，因此假設(shè)11不能成立。獨立董事比例（X5）與業(yè)績的乘積項的回歸系數(shù)均為負(fù)并顯著，說明較大的獨立董事比例能夠比較顯著的提高董事長、總經(jīng)理的更換-業(yè)績敏感度，假設(shè)12成立。監(jiān)事會規(guī)模（X6）與業(yè)績的乘積項的回歸系數(shù)均為負(fù)并顯著，說明較大規(guī)模的監(jiān)事會能夠顯著提高董事長、總經(jīng)理的更換-業(yè)績敏感度，假設(shè)13成立。

表7 董事長樣本匯總的回歸結(jié)果

表8 總經(jīng)理樣本匯總的回歸結(jié)果

五、結(jié)論及建議

（一）研究結(jié)論

綜合以上的實證研究結(jié)果可以看出：第一大股東為國有股的公司，由于國有產(chǎn)權(quán)所有者事實上的缺位，造成國有資產(chǎn)代理人參與公司治理的積極性較低，缺乏足夠的動力去監(jiān)督和制約高管人員[8]；股權(quán)集中度相對較高時，將有利于提高不稱職高管發(fā)生更換的可能性；機構(gòu)投資者持股比例的增加，對于總經(jīng)理的監(jiān)督更加有效，對于董事長的監(jiān)督力度卻顯得比較薄弱。機構(gòu)投資者在介入公司治理后，可能更加關(guān)注總經(jīng)理的行為，更多的將公司業(yè)績與總經(jīng)理的行為相聯(lián)系，從而對高管人員的監(jiān)督顯示出非均衡性；當(dāng)董事會規(guī)模較大時，會在董事會內(nèi)部出現(xiàn)一定程度的機能障礙，產(chǎn)生董事會成員之間溝通和協(xié)調(diào)的困難，并且造成董事會成員“搭便車”的心理，從而不再愿意積極的對董事長和總經(jīng)理進行監(jiān)督[9]，而相對較小規(guī)模的董事會，其成員的溝通和協(xié)調(diào)比較容易，不容易產(chǎn)生相互推諉的情況，工作效率比較高，對高管人員的監(jiān)督效率也相應(yīng)提高；獨立董事在對公司高管人員的監(jiān)督和制約方面具有一定的積極作用，他們能夠關(guān)注公司業(yè)績的變化，在業(yè)績變差時促使公司作出更換高管的決策。這也反映出，我國的獨立董事正在逐步擺脫花瓶董事的尷尬地位，在公司治理中開始扮演著越來越重要的角色；雖然監(jiān)事會在公司治理中的作用并沒有顯著發(fā)揮出來，但是監(jiān)事會作為公司治理結(jié)構(gòu)的重要組成部分，其存在確實能夠在一定程度上加強對高管人員行為的監(jiān)督和控制。

（二）建議

從本文的研究結(jié)論中可以看出，我國上市公司的治理機制在對高管人員的監(jiān)督和約束方面還是具有比較顯著的作用[10]，但是，仍然存在著一些問題。為此，本文提出如下建議，以期能夠促進公司治理結(jié)構(gòu)的進一步完善，強化對高管人員的監(jiān)督和約束。①促進國有股積極參與公司治理。引導(dǎo)其從消極股東走向積極股東，切實履行其代理人職責(zé)，并對公司高管的行為實施有力的監(jiān)督和約束，從而促進公司價值的提升[11]。②引導(dǎo)機構(gòu)投資者積極行使股東權(quán)利、參與公司治理。建立其與上市公司之間的長期溝通渠道，完善其介入公司治理的途徑[12]，比如準(zhǔn)許機構(gòu)投資者派出代表進入公司董事會，擁有對公司重要事項的表決權(quán)，并擁有對公司高管人員的獨立監(jiān)督權(quán)。③保持適度的董事會規(guī)模，完善董事會的監(jiān)督。④進一步完善獨立董事制度，充分發(fā)揮獨立董事的作用[13]。充分保障獨立董事的知情權(quán)，單獨召開只有獨立董事參加的董事會議，使其擁有更為獨立的空間、更加自由的暢所欲言、相互溝通協(xié)商，從而能夠更好地對公司事務(wù)做出獨立判斷，形成有價值的意見。賦予獨立董事對高管人員的特別監(jiān)督權(quán)，具體包括：高管人員就其決策信息向獨立董事進行定期報告；對于獨立董事有疑問的公司事項，可以要求董事會或監(jiān)事會組織專人進行調(diào)查，高管人員必須配合調(diào)查；對于不稱職的董事長或總經(jīng)理等高管人員，獨立董事有權(quán)提請股東大會對其進行更換。⑤加強監(jiān)事會建設(shè)，引入外部獨立監(jiān)事。外部獨立監(jiān)事應(yīng)當(dāng)是具備法律、財務(wù)、管理等綜合知識的人士，能夠在知識結(jié)構(gòu)上和內(nèi)部監(jiān)事形成互補，同時，外部獨立監(jiān)事可以和內(nèi)部監(jiān)事形成權(quán)利上的制衡關(guān)系，使得整個監(jiān)事會處于權(quán)利均衡狀態(tài)，更有利于監(jiān)事會監(jiān)督作用的發(fā)揮。

注 釋：

① 常規(guī)更換是指可以被預(yù)期的、正常的高管人員更換，一般與公司治理和公司業(yè)績無關(guān)，在借鑒前人研究的基礎(chǔ)上，本文將退休、任期屆滿、完善公司法人治理結(jié)構(gòu)、結(jié)束代理這些原因引起的更換定義為常規(guī)更換。

② 非常規(guī)更換是指存在諸如大股東、董事會、外部接管等內(nèi)外部約束壓力情況下進行的更換，這種更換一般是對不稱職的高管人員進行的更換，是企業(yè)試圖糾正現(xiàn)任高管人員與企業(yè)配合較差的狀況，改善經(jīng)營戰(zhàn)略、提高經(jīng)營業(yè)績時所采用的方法。本文將工作調(diào)動、辭職、解聘、健康原因、個人原因、涉案、其他及未披露原因的更換定義為非常規(guī)更換。根據(jù)國內(nèi)外相關(guān)的研究表明，如果一個高管人員由于經(jīng)營業(yè)績差、不稱職而被更換，公司往往不會在年報上披露真實的更換原因，通常為了照顧高管人員的面子，在對外公布時總會采用一些冠冕堂皇的理由，比如工作調(diào)動、健康原因、個人原因、辭職、解聘等。因此，本文將這些原因引起的更換定義為非常規(guī)更換。

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