兩職分離形式的 公司治理效應(yīng)及其滯后性

李建標(biāo)，李帥琦，王鵬程

1 南開大學(xué) 中國(guó)公司治理研究院，天津 300071 2 南開大學(xué) 商學(xué)院，天津 300071 3 天津財(cái)經(jīng)大學(xué) 商學(xué)院，天津 300222

兩職分離形式的公司治理效應(yīng)及其滯后性

李建標(biāo)1,2，李帥琦1,2，王鵬程3

1 南開大學(xué) 中國(guó)公司治理研究院，天津 300071 2 南開大學(xué) 商學(xué)院，天津 300071 3 天津財(cái)經(jīng)大學(xué) 商學(xué)院，天津 300222

董事長(zhǎng)與CEO兩職合分問題一直受到學(xué)術(shù)界、從業(yè)者和主管機(jī)構(gòu)的關(guān)注，針對(duì)這一問題的實(shí)證研究大都基于靜態(tài)視角進(jìn)行分析，僅將兩職合一的公司和兩職分離的公司進(jìn)行對(duì)比，得出各種不同結(jié)論。

基于比較靜態(tài)視角，根據(jù)職位變動(dòng)信息將兩職分離劃分為見習(xí)式、離職式和降職式分離3種類型，根據(jù)分離意愿將兩職分離劃分為自愿分離和非自愿分離兩類，使用固定效應(yīng)模型研究這些不同分離方式對(duì)公司績(jī)效的影響，并進(jìn)一步討論這種影響的滯后性。將2008年至2013年滬、深A(yù)股上市公司納入研究范圍，最終篩選出182家進(jìn)行董事長(zhǎng)和CEO兩職分離并在接下來幾年內(nèi)沒有再次兩職合一的公司作為研究樣本。

研究結(jié)果表明，在中國(guó)制度背景下，自愿分離和見習(xí)式分離對(duì)公司績(jī)效沒有顯著影響；盡管非自愿分離和離職式分離在分離后一年對(duì)公司績(jī)效也沒有顯著影響，但兩年后公司績(jī)效顯著提高；降職式分離對(duì)公司績(jī)效的影響最為特別，在分離后一年這種影響顯著為負(fù)，但是兩年后則轉(zhuǎn)變?yōu)轱@著為正。也就是說，非自愿分離、離職式分離和降職式分離對(duì)公司績(jī)效的影響最終都是正向的，但是存在兩年的滯后期。此外，還發(fā)現(xiàn)報(bào)告期績(jī)效越差的公司非自愿分離、離職式分離和降職式分離對(duì)公司績(jī)效的影響越明顯。

研究中考慮中國(guó)的制度背景和國(guó)人的信念特征，對(duì)學(xué)術(shù)界、業(yè)界和主管機(jī)構(gòu)具有一定的參考價(jià)值。研究結(jié)論表明，中國(guó)上市公司兩職分離不能一刀切，應(yīng)針對(duì)不同公司的具體情況選擇不同的分離形式，同時(shí)需要盡快完善公司治理改革，縮短時(shí)滯效應(yīng)。

(非)自愿兩職分離；見習(xí)式兩職分離；離(降)職式兩職分離；公司治理效應(yīng)；滯后性

1 引言

中國(guó)的上市公司大部分是由計(jì)劃經(jīng)濟(jì)體制下的國(guó)有企業(yè)轉(zhuǎn)制而來，沿襲了“專制”和“獨(dú)裁”的制度慣性。隨著市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)制度逐漸完善，公司治理理念不斷深入，董事長(zhǎng)與CEO兩職分置成為中國(guó)學(xué)術(shù)界、業(yè)界和主管機(jī)構(gòu)認(rèn)定的更優(yōu)選擇，《公司法》和中國(guó)證監(jiān)會(huì)的《上市公司章程指引》更是“事實(shí)上”在要求董事長(zhǎng)和CEO兩職分離[1]。

實(shí)際上學(xué)者們一直在探討董事長(zhǎng)與CEO兩職合分問題，基于委托-代理理論的學(xué)者認(rèn)為董事長(zhǎng)與CEO兩職分置更有利于公司經(jīng)營(yíng)[2]；基于現(xiàn)代管家理論和統(tǒng)一指揮原則的學(xué)者則認(rèn)為兩職合一能夠?yàn)楣編砭薮髢?yōu)勢(shì)[3]；也有學(xué)者認(rèn)為兩職狀態(tài)與公司績(jī)效并沒有顯著關(guān)系[4]。此外，基于權(quán)變思想的學(xué)者認(rèn)為兩職分置或兩職合一應(yīng)與公司內(nèi)外部環(huán)境相匹配[5]。以上研究都是靜態(tài)分析的思路，近年來，關(guān)注CEO和董事長(zhǎng)兩職問題的學(xué)者開始將目光轉(zhuǎn)向兩職合一和兩職分置狀態(tài)相互轉(zhuǎn)化的過程[6]，KRAUSE et al.[7]的研究表明，公司選擇不同時(shí)機(jī)進(jìn)行不同形式的兩職分離會(huì)對(duì)其績(jī)效產(chǎn)生不同的影響。

中國(guó)的上市公司受經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)軌的制度真空和國(guó)人的過度認(rèn)知偏好等影響，公司治理制度安排可能有極化現(xiàn)象，中國(guó)上市公司一刀切式的董事長(zhǎng)和CEO兩職分離是否真的會(huì)出現(xiàn)人們預(yù)期的制度績(jī)效、不同形式的分離對(duì)公司績(jī)效的影響是否存在差異、公司兩職分離影響其績(jī)效是否存在時(shí)滯效應(yīng)[8]等都值得深入探討。本研究率先選擇更貼合中國(guó)制度情景的分類標(biāo)志，即將兩職分離分為自愿和非自愿兩類，同時(shí)參考KRAUSE et al.[7]的分類標(biāo)準(zhǔn)，考察中國(guó)上市公司自愿、非自愿以及見習(xí)式、離職式和降職式分離的績(jī)效變化及其時(shí)滯效應(yīng)。

2 相關(guān)研究評(píng)述

2.1 委托-代理理論的視角

委托-代理理論支持兩職分置更優(yōu)的觀點(diǎn)，認(rèn)為企業(yè)內(nèi)部的利益相關(guān)者，特別是股東與管理層之間存在代理問題[9]。股東和管理層分別享有剩余索取權(quán)和決策權(quán)[10]，擁有決策權(quán)的管理層存在信息優(yōu)勢(shì)，基于理性人假設(shè)，管理層有做出機(jī)會(huì)主義行為以尋求信息租金的傾向，股東需要對(duì)這類可能的行為進(jìn)行監(jiān)督，建立董事會(huì)成為實(shí)現(xiàn)監(jiān)督的有效途徑。基于委托-代理理論的學(xué)者認(rèn)為董事會(huì)獨(dú)立非常重要[11]，尤其要保證作為董事會(huì)領(lǐng)導(dǎo)者的董事長(zhǎng)獨(dú)立于管理層[12]，兩職分置領(lǐng)導(dǎo)結(jié)構(gòu)能夠促進(jìn)董事會(huì)獨(dú)立性，從而顯著緩解代理問題[13]。如果公司保持CEO與董事長(zhǎng)兩職合一，這位CEO兼董事長(zhǎng)將掌控公司最高領(lǐng)導(dǎo)權(quán)，董事會(huì)地位反而在管理層之下，極大地影響董事會(huì)的監(jiān)督和懲戒職能，降低管理層進(jìn)行機(jī)會(huì)主義行為的成本，公司績(jī)效受到嚴(yán)重威脅。諸多學(xué)者試圖從實(shí)證角度證明以上的觀點(diǎn)，孫錚等[14]對(duì)中國(guó)1996年之前上市的共287家公司進(jìn)行分析，發(fā)現(xiàn)上市公司董事長(zhǎng)兼任CEO的情況下，公司的業(yè)績(jī)要明顯比不兼任的情況差，但是上市公司關(guān)鍵人物兼任母公司關(guān)鍵職位的情況則需要另外考察；BAI et al.[15]對(duì)2000年1 004家中國(guó)上市公司進(jìn)行研究，從托賓Q和股價(jià)凈值比兩個(gè)方面考察公司市場(chǎng)價(jià)值，發(fā)現(xiàn)兩職合一與公司市值負(fù)相關(guān)；張耀偉等[16]以2010年至2012年1 226家滬、深A(yù)股上市公司為研究對(duì)象，發(fā)現(xiàn)董事會(huì)非正式層級(jí)存在積極效應(yīng)，但是只有在兩職分置的情況下才會(huì)體現(xiàn)出來，進(jìn)一步驗(yàn)證了兩職分置的價(jià)值。

2.2 統(tǒng)一指揮原則和現(xiàn)代管家理論的視角

支持兩職合一的學(xué)者則基于統(tǒng)一指揮原則和現(xiàn)代管家理論，從領(lǐng)導(dǎo)結(jié)構(gòu)清晰性和信息成本兩個(gè)角度來證明他們的觀點(diǎn)。從領(lǐng)導(dǎo)結(jié)構(gòu)看，兩職合一保證公司存在一個(gè)確定的領(lǐng)導(dǎo)核心[17]，確保公司權(quán)責(zé)關(guān)系清晰[18]，避免公司領(lǐng)導(dǎo)權(quán)混淆[19]。這種統(tǒng)一指揮的領(lǐng)導(dǎo)結(jié)構(gòu)使公司能夠快速響應(yīng)外部環(huán)境變化[20]，更迅速地做出決策、制定戰(zhàn)略[21]，從而表現(xiàn)出更強(qiáng)的抗沖擊能力。從信息成本看，公司的CEO擁有相當(dāng)可觀的公司管理方面的專門知識(shí)和經(jīng)驗(yàn)[22]，想要使兩職分置結(jié)構(gòu)中的董事長(zhǎng)也熟悉這些信息存在巨大的信息成本，兩職合一可以避免這些成本[23]，使董事長(zhǎng)兼CEO對(duì)公司績(jī)效更為敏感[24]。此外，委托-代理理論認(rèn)為兩職合一會(huì)使公司承受巨大的代理成本，代理成本產(chǎn)生于管理層的機(jī)會(huì)主義行為[10]，而現(xiàn)代管家理論認(rèn)為管理層并非一定具有機(jī)會(huì)主義傾向，因?yàn)槠鋵?duì)聲譽(yù)、尊嚴(yán)、成功、內(nèi)在工作滿足的追求以及利他偏好和責(zé)任心等，使他們得以克服機(jī)會(huì)主義行為的誘惑。在經(jīng)營(yíng)者自律的基礎(chǔ)上，管理層與股東以及其他利益相關(guān)者的利益一致，從而避免代理問題的發(fā)生，因此兩職分置并非必須，對(duì)于諸多公司而言，兩職分離的成本反而要高于收益[22]。RAMDANI et al.[25]對(duì)印尼、馬來西亞、韓國(guó)和泰國(guó)4國(guó)的公司樣本進(jìn)行分析，發(fā)現(xiàn)兩職合一的公司績(jī)效較好，而董事會(huì)規(guī)模對(duì)這種正相關(guān)存在負(fù)向調(diào)節(jié)作用；BYRD et al.[26]對(duì)19世紀(jì)80年代儲(chǔ)蓄危機(jī)中的公司進(jìn)行分析，發(fā)現(xiàn)兩職合一的公司更有可能在危機(jī)中幸存；嚴(yán)子淳等[27]對(duì)2010年至2012年中國(guó)制造業(yè)主板上市公司數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證分析，發(fā)現(xiàn)兩職合一的公司董事會(huì)社會(huì)資本對(duì)企業(yè)研發(fā)投入的促進(jìn)作用更強(qiáng)。

2.3 權(quán)變理論的視角

20世紀(jì)90年代發(fā)展起來的權(quán)變理論認(rèn)為兩職合一和兩職分離是兩種互補(bǔ)的制度安排[28]，基于公司內(nèi)外部環(huán)境而具有不同的優(yōu)越性，公司應(yīng)該根據(jù)董事會(huì)的警戒性和CEO的相對(duì)權(quán)力作出不同的選擇。但是在特定情況下，權(quán)變理論對(duì)于兩職問題的分析還是以委托-代理理論、現(xiàn)代管家理論和統(tǒng)一指揮原則為基礎(chǔ)。這種兩職狀態(tài)優(yōu)劣的環(huán)境依賴性也體現(xiàn)在實(shí)證中，BOYD[28]對(duì)1980年192家美國(guó)公司的數(shù)據(jù)進(jìn)行研究，發(fā)現(xiàn)兩職狀態(tài)與公司績(jī)效的關(guān)系隨著行業(yè)形勢(shì)的變化而變化；PALMON et al.[29]分析1896年至1996年間157家公司的年報(bào)，發(fā)現(xiàn)小公司兩職分置導(dǎo)致負(fù)向的回報(bào)，大公司兩職分置提高公司績(jī)效。與之相反，F(xiàn)ALEYE[5]發(fā)現(xiàn)兩職合一提高綜合性公司的托賓Q值，而降低非綜合性公司的托賓Q值。同樣是基于托賓Q值分析，譚慶美等[30]以2007年至2012年中國(guó)上市公司為樣本，發(fā)現(xiàn)當(dāng)產(chǎn)品市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)激烈時(shí)兩職合一有助于改進(jìn)企業(yè)價(jià)值，而產(chǎn)品市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)較弱時(shí)兩職狀態(tài)與企業(yè)價(jià)值沒有顯著相關(guān)性。

綜上，關(guān)于兩職狀態(tài)優(yōu)劣問題的討論并未得出公認(rèn)的統(tǒng)一結(jié)論，不同制度背景下兩職分離的優(yōu)劣可能并不相同[31]，然而這些研究大都是靜態(tài)分析，也就是在假定公司長(zhǎng)期保持兩職合一或分置不變的情況下分析兩職狀態(tài)對(duì)公司績(jī)效的影響。近年來，關(guān)注CEO和董事長(zhǎng)兩職問題的學(xué)者開始基于比較靜態(tài)和動(dòng)態(tài)對(duì)這一問題進(jìn)行分析[32]，DAHYA et al.[33]對(duì)1992年凱伯里委員會(huì)強(qiáng)制要求英國(guó)公司進(jìn)行董事長(zhǎng)與CEO兩職分離的事件進(jìn)行檢驗(yàn)，并沒有發(fā)現(xiàn)進(jìn)行兩職分離的公司績(jī)效提高。KRAUSE et al.[7]基于動(dòng)態(tài)視角研究2002年至2006年540家進(jìn)行兩職分離的標(biāo)普1500和財(cái)富1000公司，發(fā)現(xiàn)如果公司當(dāng)期績(jī)效較差，兩職分離會(huì)提高公司績(jī)效；如果公司當(dāng)期績(jī)效較好，兩職分離會(huì)降低公司績(jī)效。

中國(guó)的文化基礎(chǔ)和國(guó)人的信念基礎(chǔ)有著獨(dú)特性，因此研究中國(guó)情景下不同形式兩職分離對(duì)公司績(jī)效的影響顯得尤為重要。本研究基于分離時(shí)兩職兼任者的意愿將兩職分離歸類為自愿分離和非自愿分離，此外還參考了KRAUSE et al.[7]提出的見習(xí)式、離職式和降職式的分類方式，從比較靜態(tài)視角，分別探討5類兩職分離前后公司績(jī)效的變化，從而檢驗(yàn)兩職分離對(duì)公司績(jī)效的影響以及這種影響的時(shí)效性。

3 理論分析和研究假設(shè)

3.1 兩職分離對(duì)公司績(jī)效的影響及其時(shí)滯效應(yīng)

制度的演化是以文化傳統(tǒng)和國(guó)人信念為基礎(chǔ)的，文化傳統(tǒng)和信念內(nèi)在地規(guī)范社會(huì)成員的思想和行為，公司治理制度的演進(jìn)與其主體所處的文化環(huán)境和秉承的信念息息相關(guān)。在西方社會(huì)，尤其是美國(guó)，基督教文化是主體，人們秉承私有產(chǎn)權(quán)神圣不可侵犯以及法制精神、契約精神等信念，在此基礎(chǔ)上建立了西方市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)制度以及具有西方特色的公司治理制度。從公司建立時(shí)企業(yè)家目標(biāo)與企業(yè)目標(biāo)的分離[34]，到控制權(quán)與經(jīng)營(yíng)權(quán)的分離，在西方公司治理制度的演進(jìn)過程中，權(quán)力制衡一直是人們強(qiáng)有力的信念，20世紀(jì)90年代以后，董事長(zhǎng)與CEO兩職分置作為一種有利于完善公司內(nèi)部權(quán)力制衡的制度安排逐漸深入人心。

改革與開放密切相關(guān)，開放使信息渠道被打通，外來文化和信息極大沖擊了中國(guó)人民的文化傳統(tǒng)和信念，尤其是在改革開放的后20年里，國(guó)人的民主意識(shí)、法制觀念、契約精神得到長(zhǎng)足發(fā)展，形成了新的二階信念；同時(shí)由于存在制度的模板效應(yīng)、學(xué)習(xí)效應(yīng)和趨同效應(yīng)，外來制度本身也具有巨大的影響力?？偟膩碚f，這些更為成熟的制度從文化信念基礎(chǔ)和制度本身兩個(gè)方面同時(shí)影響中國(guó)制度的改革。這種情況在中國(guó)公司治理制度的變遷中尤為突出，新形成的更傾向于自由的二階信念與集權(quán)化的董事長(zhǎng)和CEO兩職合一產(chǎn)生了巨大沖突，隨著公司治理理念的不斷深入，同時(shí)由于國(guó)人存在的過度認(rèn)知偏好，董事長(zhǎng)與CEO兩職分置得到了“矯枉過正”式的更廣泛的認(rèn)可，中國(guó)的思想界、業(yè)界和主管機(jī)構(gòu)倡議進(jìn)行董事長(zhǎng)與CEO兩職分離，來自于《中國(guó)公司治理與發(fā)展報(bào)告2014》的數(shù)據(jù)顯示，到2013年底中國(guó)上市公司董事長(zhǎng)與總經(jīng)理兩職分離的比例穩(wěn)定到75%以上。

在兩職合一的公司中，董事長(zhǎng)兼CEO更符合國(guó)人“一把手”、“家長(zhǎng)作風(fēng)”的文化傳統(tǒng)和信念基礎(chǔ)，此時(shí)董事長(zhǎng)兼CEO同時(shí)負(fù)責(zé)公司的最高決策和監(jiān)督機(jī)構(gòu)?，F(xiàn)代管家理論和統(tǒng)一指揮原則認(rèn)為兩職合一的公司通過通暢政令、避免沖突等極大降低內(nèi)生性交易成本，提高績(jī)效。然而現(xiàn)代管家理論和統(tǒng)一指揮原則建立于高度信念化的法制觀念和契約精神，盡管國(guó)人的契約精神正在逐漸形成，但是仍未占到主導(dǎo)地位，基于制度互補(bǔ)性理論，現(xiàn)代管家理論和統(tǒng)一指揮原則所提倡的兩職合一可能并不適用于信念基礎(chǔ)不同的中國(guó)。兩職合一的公司中極易發(fā)生內(nèi)部人控制問題，股東利益受到侵害，董事長(zhǎng)兼CEO為保證權(quán)力和地位等的尋租行為以及為自己謀私利、高額在職消費(fèi)等機(jī)會(huì)主義行為都可能極大損害公司績(jī)效。而在兩職分離的規(guī)范公司治理中，董事會(huì)有權(quán)對(duì)公司高層管理者進(jìn)行聘退、監(jiān)督和獎(jiǎng)懲，有效避免公司利益的損失，公司績(jī)效表現(xiàn)反而可能更好[14]。據(jù)此，本研究提出假設(shè)。

H1a在其他條件不變的情況下，公司進(jìn)行兩職分離能夠提高公司績(jī)效；

H1b在其他條件不變的情況下，公司進(jìn)行兩職分離能夠降低公司績(jī)效。

盡管兩職分離確實(shí)是對(duì)公司治理機(jī)制的完善，并且有可能極大改善公司的經(jīng)營(yíng)績(jī)效，但是短期內(nèi)僅進(jìn)行兩職分離而不調(diào)整其他治理機(jī)制就想要促進(jìn)公司績(jī)效基本不可能實(shí)現(xiàn)。因?yàn)椤耙话咽帧钡男拍罨A(chǔ)和兩職合一制度慣性的存在，兩職分離之后一段時(shí)期內(nèi)公司內(nèi)部可能產(chǎn)生混亂，公司中產(chǎn)生多重權(quán)力關(guān)系，高層管理者之間發(fā)生沖突，權(quán)利擴(kuò)散使決策制定非常困難[18]。公司董事長(zhǎng)更希望能夠掌管公司的日常運(yùn)營(yíng)，而CEO也期望能夠建立自己的個(gè)人權(quán)威，他們都想成為公司的“一把手”，成為真正的“主人”，“由此，CEO和董事長(zhǎng)職位的分離不可避免地導(dǎo)致了分離后的權(quán)力斗爭(zhēng)，嚴(yán)重阻礙了企業(yè)績(jī)效的提高”[1]。

另外，兩職分離意味著公司現(xiàn)存領(lǐng)導(dǎo)結(jié)構(gòu)的改變，這種公司高層的變動(dòng)不可避免地造成公司戰(zhàn)略轉(zhuǎn)變[35]和公司動(dòng)蕩[36]，降低了公司的財(cái)務(wù)績(jī)效和生存能力，如果進(jìn)行大幅度的戰(zhàn)略變化還為公司帶來巨大風(fēng)險(xiǎn)，戰(zhàn)略變化造成公司績(jī)效的不確定[37]，公司績(jī)效并不會(huì)得到迅速提高。

但長(zhǎng)期情況會(huì)有所不同，此時(shí)公司內(nèi)部領(lǐng)導(dǎo)結(jié)構(gòu)趨于穩(wěn)定，從代理角度看，CEO和董事長(zhǎng)的權(quán)力分置發(fā)揮出監(jiān)督制衡的作用，提高內(nèi)部控制質(zhì)量[38]，帶動(dòng)公司其他治理機(jī)制改善[39]，公司決策制定和執(zhí)行更慎重、科學(xué)[40]，公司受益于良好的治理結(jié)構(gòu)，績(jī)效得到提高[41]。

總的來說，公司進(jìn)行兩職分離，短期內(nèi)不會(huì)享受委托-代理理論承諾的好處，磨合期內(nèi)獨(dú)立監(jiān)督可能帶來沖突，公司決策制定和執(zhí)行成本以及日常運(yùn)營(yíng)成本增加，公司戰(zhàn)略波動(dòng)帶來風(fēng)險(xiǎn)，這三部分消極影響阻礙公司績(jī)效提高。但這些短期的情形并不意味著長(zhǎng)期如此，公司穩(wěn)定之后，董事長(zhǎng)與CEO兩職分置的優(yōu)勢(shì)就會(huì)表現(xiàn)出來。據(jù)此，本研究提出假設(shè)。

H1c在其他條件不變的情況下，兩職分離對(duì)公司績(jī)效的影響存在時(shí)滯效應(yīng)。

公司進(jìn)行兩職分離時(shí)的績(jī)效情況可能顯著影響公司未來的績(jī)效變動(dòng)趨勢(shì)[7]。如果兩職分離前公司績(jī)效良好，說明其他條件不變的情況下，兩職合一對(duì)公司有益[26]，統(tǒng)一指揮原則對(duì)公司經(jīng)營(yíng)起到積極作用，在這種情況下進(jìn)行兩職分離會(huì)損失統(tǒng)一指揮帶來的好處，考察兩職分置對(duì)績(jī)效的正向促進(jìn)作用需要扣除這部分損失。而對(duì)于分離前績(jī)效較差的公司，公司效率低下可能表明兩職合一狀態(tài)并未展現(xiàn)出現(xiàn)代管家理論和統(tǒng)一指揮原則所應(yīng)具有的優(yōu)勢(shì)及其承諾應(yīng)該帶來的優(yōu)秀公司績(jī)效，此時(shí)進(jìn)行兩職分離，公司承受較小的損失，兩職分離對(duì)公司績(jī)效的凈促進(jìn)作用更強(qiáng)。據(jù)此，本研究提出假設(shè)。

H1d在其他條件不變的情況下，報(bào)告期內(nèi)公司績(jī)效越低，兩職分離對(duì)公司績(jī)效的提升作用越明顯。

3.2 自愿分離、非自愿分離對(duì)公司績(jī)效的影響及其時(shí)滯效應(yīng)

為了進(jìn)一步研究董事長(zhǎng)與CEO兩職分離對(duì)公司績(jī)效的影響，本研究還關(guān)注兩職分離背后的董事長(zhǎng)兼CEO的意愿，公司決定進(jìn)行兩職分離時(shí)董事長(zhǎng)兼CEO可能存在兩種情緒[42]，非自愿被動(dòng)的情緒[43]或者自愿主動(dòng)的情緒。本研究把兩職分離歸納為自愿和非自愿兩組，將公司董事會(huì)和管理層正常換屆、董事長(zhǎng)兼CEO退休、自愿辭職等情況下發(fā)生的兩職分離歸類為自愿分離，將公司實(shí)際控制人變更、資產(chǎn)重組或者董事長(zhǎng)兼CEO涉案、被辭退等情況下發(fā)生的兩職分離歸類為非自愿分離。

公司董事長(zhǎng)兼CEO自愿分離的情況下，公司內(nèi)部可能進(jìn)行一段時(shí)間的博弈和磨合之后才發(fā)生兩職分離，實(shí)際上已經(jīng)形成了共同認(rèn)知和新的二階信念，并且多數(shù)情況下董事長(zhǎng)或者CEO的崗位已經(jīng)存在合適的候選人，公司未來將要施行的政策和執(zhí)行的戰(zhàn)略較為清晰[44]，公司領(lǐng)導(dǎo)權(quán)實(shí)現(xiàn)了平穩(wěn)過渡，績(jī)效并不會(huì)出現(xiàn)大的變動(dòng)。而非自愿分離的情況明顯不同，短期內(nèi)公司績(jī)效可能顯著降低，因?yàn)榉亲栽阜蛛x的突發(fā)性更高，對(duì)公司經(jīng)營(yíng)造成的沖擊更大，短期內(nèi)更容易造成公司混亂，并且分離之后對(duì)董事長(zhǎng)或者CEO職位繼承人的搜尋需要花費(fèi)大量成本[45]；董事長(zhǎng)兼CEO被迫進(jìn)行兩職分離，放棄一部分或者全部權(quán)力，明顯違背他們的意愿，出現(xiàn)抵觸情緒[43]，增加公司內(nèi)耗，降低公司績(jī)效；如果公司進(jìn)行重組或者實(shí)際控制人發(fā)生變更導(dǎo)致董事長(zhǎng)與CEO兩職分離，那么公司的經(jīng)營(yíng)戰(zhàn)略極有可能發(fā)生轉(zhuǎn)變，轉(zhuǎn)型期內(nèi)公司績(jī)效并不值得期待。但是一段時(shí)間之后，隨著對(duì)公司狀態(tài)的適應(yīng)，既成事實(shí)的兩職分置使公司高層管理者形成了新的高階信念，公司度過了混亂期并在新的戰(zhàn)略軌道上開始新一輪的營(yíng)運(yùn)，績(jī)效也開始提高。另外，本研究認(rèn)為公司之所以進(jìn)行兩職分離，尤其是被迫進(jìn)行這一制度選擇的公司，主要是由于報(bào)告期內(nèi)績(jī)效較差，如2008年鴻達(dá)興業(yè)因?yàn)闃I(yè)績(jī)不良分離了其董事長(zhǎng)與CEO的職位(參見該公司年報(bào))；或者發(fā)生了影響公司經(jīng)營(yíng)的重大事件，如南紡股份2011年因?yàn)樨?cái)務(wù)造假被追責(zé)導(dǎo)致公司發(fā)生劇烈動(dòng)蕩(參見該公司年報(bào))等。非自愿兩職分離之后，這些績(jī)效較差或者發(fā)生動(dòng)蕩的公司傾向于選擇有能力的繼承人擔(dān)任董事長(zhǎng)或者CEO的職位[46]，又由于存在較低的起點(diǎn)，因此未來可能獲得更明顯的績(jī)效凈提高。據(jù)此，本研究提出假設(shè)。

H2a在其他條件不變的情況下，自愿分離對(duì)公司績(jī)效沒有顯著影響；

H2b在其他條件不變的情況下，非自愿分離翌年會(huì)降低公司績(jī)效；

H2c在其他條件不變的情況下，非自愿分離翌年之后會(huì)提高公司績(jī)效；

H2d在其他條件不變的情況下，報(bào)告期內(nèi)公司績(jī)效越低，非自愿分離對(duì)公司績(jī)效的提升作用越明顯。

3.3 見習(xí)式分離、離職式分離、降職式分離對(duì)公司績(jī)效的影響及其時(shí)滯效應(yīng)

KRAUSE et al.[7]按照分離前后董事長(zhǎng)和CEO職位的變更情況將兩職分離分為3類，第一種分離保留當(dāng)前董事長(zhǎng)兼CEO的董事長(zhǎng)頭銜而撤銷其CEO的職位，被稱為見習(xí)式分離；第二種分離，當(dāng)前的董事長(zhǎng)兼CEO同時(shí)離開兩個(gè)職位，由兩個(gè)不同的人分別繼任，被稱為離職式分離；第三種分離是指董事長(zhǎng)兼CEO不再擔(dān)任董事長(zhǎng)但是繼續(xù)履行CEO的職位，被稱為降職式分離。

見習(xí)式分離最早被認(rèn)為是公司繼承程序的一部分，分離后原董事長(zhǎng)兼CEO暫時(shí)保留董事長(zhǎng)職位，公司選聘新的CEO在其監(jiān)督下開始“見習(xí)”生涯，一旦CEO被認(rèn)為做好了完全掌握公司的準(zhǔn)備，那么董事長(zhǎng)交出這一職位由CEO繼任，新的董事長(zhǎng)兼CEO誕生[47]。隨后，使用這種方式永久性分離董事長(zhǎng)與CEO職位的案例越來越多，大大拓展了見習(xí)式分離的定義邊界。在歐美國(guó)家除作為繼承程序外，見習(xí)式分離更多被公司創(chuàng)立者使用，他們?cè)敢庑度蜟EO職位交由職業(yè)經(jīng)理人掌管公司運(yùn)營(yíng)，但仍保留董事長(zhǎng)職位[32]。而在中國(guó)，考察見習(xí)式分離的情況則必須將作為公司治理機(jī)制基本特征的制度互補(bǔ)性[48]納入考慮。見習(xí)式分離有極大可能受到國(guó)人文化傳統(tǒng)和信念基礎(chǔ)的牽制，從而并不能達(dá)到與西方國(guó)家同樣的效果，因?yàn)槌鳛閼?zhàn)略繼任之外[49]，大量中國(guó)上市公司進(jìn)行兩職分離并非基于公司需要而是因?yàn)楣俜綇?qiáng)制，在董事長(zhǎng)普遍比CEO擁有更大的權(quán)力和影響力的情況下[1]，面臨董事長(zhǎng)和CEO二選一時(shí)，多數(shù)人往往選擇保留董事長(zhǎng)職位，實(shí)際權(quán)威并沒有受到削弱，新任CEO對(duì)公司經(jīng)營(yíng)戰(zhàn)略的改變被抑制[47]，由于董事長(zhǎng)插手公司日常管理，公司經(jīng)營(yíng)活動(dòng)也未發(fā)生重大轉(zhuǎn)變，公司績(jī)效并沒有顯著變動(dòng)。據(jù)此，本研究提出假設(shè)。

H3在其他條件不變的情況下，見習(xí)式分離對(duì)公司績(jī)效并沒有顯著影響。

第二種兩職分離方式是離職式分離，這種方式同樣可能作為繼承程序的一部分，然而更多被用來作為一種公司治理手段。離職式分離實(shí)際上造成了公司高層更明顯的改變，董事長(zhǎng)和CEO同時(shí)迎接新人意味著公司權(quán)力結(jié)構(gòu)的延續(xù)被削弱，分離后翌年內(nèi)新任董事長(zhǎng)、新任CEO和公司之間需要進(jìn)行磨合，此時(shí)公司戰(zhàn)略雖有很大可能發(fā)生變動(dòng)，但是并不會(huì)過于激烈[50]，對(duì)公司造成的影響并不明顯，而在一段時(shí)間后，兩職分置的優(yōu)勢(shì)才會(huì)體現(xiàn)為公司績(jī)效的提升?；谝陨戏治?，本研究認(rèn)為公司離職式分離翌年績(jī)效變動(dòng)不明顯，而翌年之后可能顯著提高。另外，本研究認(rèn)為離職式分離對(duì)公司績(jī)效的作用同樣受到報(bào)告期內(nèi)公司績(jī)效的影響，報(bào)告期內(nèi)績(jī)效較差的公司進(jìn)行離職式分離對(duì)其績(jī)效的提高更明顯。據(jù)此，本研究提出假設(shè)。

H4a在其他條件不變的情況下，公司離職式分離能夠提高公司績(jī)效，但是存在時(shí)滯效應(yīng)；

H4b在其他條件不變的情況下，績(jī)效較差的公司離職式分離對(duì)其績(jī)效的促進(jìn)作用更明顯。

最后一種分離方式為降職式分離，董事長(zhǎng)兼CEO失去董事長(zhǎng)的職權(quán)，這種情形下前董事長(zhǎng)兼CEO受到最大的沖擊，他們的“一把手”信念遭到顛覆，“面子”受到傷害，陡增負(fù)面情緒[51]，導(dǎo)致在公司日常經(jīng)營(yíng)活動(dòng)中努力程度降低，如果存在抵觸、報(bào)復(fù)等劇烈的心理波動(dòng)，甚至?xí)?duì)公司造成重大危害，公司內(nèi)耗加劇、運(yùn)營(yíng)成本增加，極有可能降低公司績(jī)效。并且報(bào)告期內(nèi)公司績(jī)效越好，前董事長(zhǎng)兼CEO產(chǎn)生抵觸情緒的可能性越大，程度也越劇烈，公司績(jī)效受到更大的威脅。然而經(jīng)過一段時(shí)間的博弈和磨合，新任董事長(zhǎng)確立權(quán)威，確認(rèn)了自己的權(quán)力邊界。現(xiàn)任CEO接受了“降職”的既定事實(shí)，抵觸等負(fù)面情緒消弭，關(guān)注于本職工作，此時(shí)這位熟悉公司事務(wù)但是被削減了權(quán)力的CEO非常明白，他需要對(duì)公司戰(zhàn)略做出一定改變，公司新的戰(zhàn)略需要更加深思熟慮并且顯著不同于原有戰(zhàn)略，這一新的戰(zhàn)略更有可能提高公司績(jī)效，尤其是報(bào)告期內(nèi)績(jī)效較差的公司，好的戰(zhàn)略對(duì)其績(jī)效的促進(jìn)作用更大。據(jù)此，本研究提出假設(shè)。

H5a在其他條件不變的情況下，公司進(jìn)行降職式分離翌年會(huì)降低績(jī)效，績(jī)效較好的公司績(jī)效降低更明顯；

H5b在其他條件不變的情況下，公司進(jìn)行降職式分離翌年后會(huì)提高績(jī)效，績(jī)效較差的公司績(jī)效提高更明顯。

4 研究設(shè)計(jì)

4.1 樣本選取和數(shù)據(jù)來源

本研究選擇2008年至2013年中國(guó)滬、深兩市A股上市公司作為研究樣本。選擇2008年作為樣本選取起點(diǎn)是由于2005年中國(guó)在8家公司進(jìn)行股權(quán)分置改革試點(diǎn)，2006年正式開始股權(quán)分置改革，到2007年股權(quán)分置改革基本完成，因此，從2008年開始的上市公司財(cái)務(wù)和公司治理數(shù)據(jù)更具代表性。數(shù)據(jù)按照以下原則進(jìn)行篩選：剔除財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)缺失的樣本；剔除進(jìn)行分離之后兩年之內(nèi)董事長(zhǎng)與CEO再次合一的樣本；剔除2011年12月31日之后成立公司的樣本；剔除明顯的奇異樣本。經(jīng)上述處理后，共獲得2 046個(gè)樣本公司作為考察對(duì)象。

在分析中將t期、(t+1)期和(t+2)期的公司表現(xiàn)作為一組，2008年至2013年一共6年的數(shù)據(jù)滿足本研究2008年、2009年、2010年、2011年共4年兩職分離分別對(duì)(t+1)期和(t+2)期公司績(jī)效影響的要求。

數(shù)據(jù)主要來自于CSMAR數(shù)據(jù)庫(kù)和公司年報(bào)，使用Stata 12.0軟件進(jìn)行分析，為避免異常值的影響，本研究對(duì)主要財(cái)務(wù)變量進(jìn)行1%水平的Winsorize處理。

4.2 變量說明和模型設(shè)定

使用固定效應(yīng)模型對(duì)處理之后得到的面板數(shù)據(jù)進(jìn)行回歸，Hausman檢驗(yàn)結(jié)果顯著支持本研究的模型選擇。進(jìn)行回歸分析之前，使用xtset命令雙向固定公司代碼和年份，雙向固定效應(yīng)模型能夠控制公司特有的影響因素，僅分析此公司伴隨時(shí)間趨勢(shì)發(fā)生的改變，本研究的假設(shè)關(guān)注單個(gè)公司績(jī)效隨時(shí)間趨勢(shì)以及兩職分離發(fā)生前后的變動(dòng)狀況，而不是橫向比較不同公司之間的績(jī)效差異，雙向固定效應(yīng)模型更適合本研究的回歸分析。

在實(shí)證過程中，使用變量符號(hào)表示涉及的變量，其中主要解釋變量如下。

(1)董事長(zhǎng)與CEO兩職分離。進(jìn)行兩職分離該變量取值為1，沒有進(jìn)行兩職分離取值為0。由于有的公司并未設(shè)有CEO，而是使用總裁、總經(jīng)理等職位履行CEO職責(zé)，因此在處理數(shù)據(jù)時(shí)，將CEO、總裁和總經(jīng)理做統(tǒng)一處理。

(2)自愿分離。如果公司進(jìn)行兩職分離，并且進(jìn)行兩職分離的方式為公司董事會(huì)和管理層正常換屆，董事長(zhǎng)兼CEO退休或者基于自身原因以及其他一些考慮自愿辭職，此變量取值為1，否則取值為0。

(3)非自愿分離。如果公司進(jìn)行兩職分離，并且進(jìn)行兩職分離的方式公司實(shí)際控制人變更、資產(chǎn)重組或者董事長(zhǎng)兼CEO涉案、被辭退等，此變量取值為1，否則取值為0。

(4)見習(xí)式分離。如果公司進(jìn)行兩職分離，并且分離之后前董事長(zhǎng)兼CEO不再擔(dān)任CEO職位而保留董事長(zhǎng)職位，那么認(rèn)為其為見習(xí)式分離，此時(shí)變量取值為1，否則取值為0。

(5)離職式分離。如果公司進(jìn)行兩職分離，并且分離之后此前的董事長(zhǎng)兼CEO不再擔(dān)任CEO和董事長(zhǎng)中的任何一個(gè)職位，那么此變量取值為1，否則取值為0。

(6)降職式分離。如果公司進(jìn)行兩職分離，并且分離之后此前的董事長(zhǎng)兼CEO卸任董事長(zhǎng)職位而繼續(xù)保留CEO職位，那么此變量取值為1，否則取值為0。

(7)將各個(gè)解釋變量分別與報(bào)告期內(nèi)總資產(chǎn)收益率roat的交互項(xiàng)也作為解釋變量來考察報(bào)告期內(nèi)績(jī)效不同的公司兩職分離對(duì)其績(jī)效的影響。

控制變量包括董事會(huì)獨(dú)立性、控股股東性質(zhì)、董事會(huì)規(guī)模、公司規(guī)模、資產(chǎn)負(fù)債率、成長(zhǎng)性和行業(yè)。變量定義見表1。

基于理論分析，建立模型(1)式驗(yàn)證H1a、H1b和H1c，即

ROAt+i=α0+α1separationt+control+ε

(1)

其中，分別將公司(t+1)年和(t+2)年的總資產(chǎn)收益率ROAt+i(i=1,2)作為被解釋變量，考察兩職分離對(duì)公司績(jī)效的影響及其時(shí)滯效應(yīng)；啞變量separationt為在第t年是否發(fā)生兩職分離，作為解釋變量；control為可能影響公司績(jī)效的控制變量；α0和α1為回歸系數(shù)，ε為隨機(jī)誤差項(xiàng)。

為檢驗(yàn)H1d，考察公司在不同績(jī)效情形下進(jìn)行兩職分離引起的績(jī)效變化，本研究在模型(1)式中加入分離當(dāng)期總資產(chǎn)收益率與分離的交互項(xiàng)作為新的解釋變量，構(gòu)成模型(2)式，即

ROAt+i=α0+α1separationt+α2roat+

α3separationt·roat+control+ε

(2)

其中，α2和α3為回歸系數(shù)。

為檢驗(yàn)H2，將模型(1)式和模型(2)式中的解釋變量separationt分別用voluntaryt和involuntaryt替換。為檢驗(yàn)H3～H5，將模型(1)式和模型(2)式中的解釋變量separationt分別用apprenticet、departuret和demotiont替換。

5 實(shí)證分析

5.1 描述性統(tǒng)計(jì)

樣本公司中有182家進(jìn)行了兩職分離并保持兩職分置狀態(tài)至少兩年，占總樣本量的8.895%，這些公司中2008年有42家進(jìn)行了兩職分離，占比23.077%；2009年有39家，占比21.429%； 2010年有50家，占比27.472%；2011年有51家，占比28.022%?？疾炱趦?nèi)每年進(jìn)行兩職分離的公司數(shù)量較為平均。將兩職分離的公司按意愿分類，有128家進(jìn)行了自愿分離，占比70.330%； 54家進(jìn)行了非自愿分離，占比29.670%。按照職位變更標(biāo)準(zhǔn)進(jìn)行分類，有124家進(jìn)行了見習(xí)式分離，占比68.132%； 44家進(jìn)行了離職式分離，占比24.176%； 14家進(jìn)行了降職式分離，占比7.692%。按照兩種標(biāo)準(zhǔn)分類的公司數(shù)量交叉情況見表2。

表1 變量定義Table 1 Definition of Variables

表2 不同種類分離的數(shù)量統(tǒng)計(jì)結(jié)果Table 2 Statistics Results of Different Types of Separation

表3給出研究樣本的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果。在全樣本中上市公司當(dāng)期總資產(chǎn)收益率的均值為0.040，第(t+1)期總資產(chǎn)收益率的均值為0.043，第(t+2)期總資產(chǎn)收益率的均值為0.041；獨(dú)立董事比例的均值為36.615，超過了三分之一；上市公司實(shí)際控制人類型的均值為0.301，說明民營(yíng)上市公司占大多數(shù)；董事會(huì)規(guī)模的均值為9.124人；公司規(guī)模的均值為21.730；公司的資產(chǎn)負(fù)債率平均為51.460；公司成長(zhǎng)性的均值為22.553。而在發(fā)生分離的樣本中，roat、ROAt+1、ROAt+2的均值分別為0.036、0.036和0.062，分離發(fā)生當(dāng)年和翌年的公司績(jī)效低于全樣本的均值，而分離發(fā)生后第二年的公司平均績(jī)效則遠(yuǎn)高于全樣本。在分離樣本中獨(dú)立董事比例、上市公司實(shí)際控制人類型、董事會(huì)規(guī)模的均值分別為36.971、0.264、8.845，公司規(guī)模、資產(chǎn)負(fù)債率、成長(zhǎng)性分別為21.422、56.074、24.022。與全樣本相比，分離樣本中公司的roat和ROAt+1較小，而ROAt+2較大，可能表明兩職分離提高了分離翌年之后的公司績(jī)效 。

表4給出所有變量的Pearson相關(guān)系數(shù)。公司的三期總資產(chǎn)收益率roat、ROAt+1、ROAt+2相互顯著正相關(guān)；自愿分離與非自愿分離之間沒有顯著相關(guān)性，見習(xí)式分離、離職式分離和降職式分離之間也沒有顯著相關(guān)性；兩職分離與公司規(guī)模和董事會(huì)規(guī)模顯著負(fù)相關(guān)，與公司成長(zhǎng)性顯著正相關(guān)；自愿分離和非自愿分離都與公司成長(zhǎng)性顯著正相關(guān)，非自愿分離與當(dāng)期績(jī)效顯著負(fù)相關(guān)；見習(xí)式分離、離職式分離和降職式分離都與公司的資產(chǎn)負(fù)債率顯著相關(guān)，此外離職式分離和降職式分離與公司規(guī)模和董事會(huì)規(guī)模顯著負(fù)相關(guān)，離職式分離與公司成長(zhǎng)性顯著正相關(guān)。

5.2 回歸結(jié)果分析

(1)兩職分離對(duì)公司績(jī)效的回歸分析

表5給出模型(1)式和(2)式的回歸結(jié)果，(1)列以ROAt+1為被解釋變量、以separation為解釋變量，(3)列在(1)列的基礎(chǔ)上加入控制變量；(2)列以ROAt+1為被解釋變量、以separation·roat為解釋變量，(4)列在(2)列基礎(chǔ)上加入控制變量；(5)列以ROAt+2為被解釋變量、以separation為解釋變量，(7)列在(5)列基礎(chǔ)上加入控制變量；(6)列以ROAt+2為被解釋變量、以separation·roat為解釋變量，(8)列在(6)列基礎(chǔ)上加入控制變量。

表3 變量的描述性統(tǒng)計(jì)Table 3 Descriptive Statistics of Variables

從表5的(3)列的結(jié)果可知，當(dāng)被解釋變量為ROAt+1時(shí)，separation的回歸系數(shù)為-0.007，并不顯著，而在(7)列中separation的系數(shù)為0.012，且在1%的水平上顯著，這兩個(gè)回歸結(jié)果表明公司進(jìn)行兩職分離對(duì)翌年公司績(jī)效沒有顯著影響，然而在翌年之后則顯著提高公司績(jī)效，表明兩職分離能夠顯著提高公司績(jī)效，但是存在時(shí)滯效應(yīng)，跨度期長(zhǎng)達(dá)2年，H1a和H1c得到驗(yàn)證，H1b沒有得到驗(yàn)證。另外，在表5的(8)列中，separation·roat的回歸系數(shù)為-0.082，且在5%水平上顯著，表明相對(duì)于報(bào)告期內(nèi)績(jī)效較好的公司，績(jī)效較差的公司進(jìn)行兩職分離對(duì)公司績(jī)效的提高更顯著，H1d得到驗(yàn)證。

(2)自愿分離對(duì)公司績(jī)效的回歸分析

表6給出模型(1)式和(2)式中解釋變量分別用自愿分離和非自愿分離替換separation后作為新的計(jì)量模型進(jìn)行回歸的結(jié)果。(1)列以voluntary為解釋變量，(2)列以voluntary·roat為解釋變量，對(duì)ROAt+1進(jìn)行回歸；(5)列以voluntary為解釋變量，(6)列以voluntary·roat為解釋變量，對(duì)ROAt+2進(jìn)行回歸。由表6的(1)列和(5)列的結(jié)果可知，無(wú)論被解釋變量為ROAt+1還是ROAt+2，voluntary的回歸系數(shù)都不顯著，分別為-0.009和0.005，并且(1)列的R2為0.044，(5)列的R2為0.054，皆小于0.150，表明自愿分離與公司績(jī)效沒有顯著關(guān)系，自愿分離不會(huì)顯著影響公司績(jī)效，H2a得到驗(yàn)證。

表4 變量的相關(guān)系數(shù)Table 4 Correlation Coefficient of Variables

注：***為1%的顯著性水平，**為5%的顯著性水平，*為10%的顯著性水平，下同。

表5 兩職分離與總資產(chǎn)收益率回歸結(jié)果Table 5 Regression Results of Chairman-CEO Separation and ROA

注：括號(hào)中數(shù)據(jù)為回歸系數(shù)的標(biāo)準(zhǔn)差，下同。

表6 自愿、非自愿兩職分離的回歸結(jié)果Table 6 Regression Results of Voluntary and Involuntary Chairman-CEO Separation

(3)非自愿分離對(duì)公司績(jī)效的回歸分析

表6的(3)列以involuntary為解釋變量，(4)列以involuntary·roat為解釋變量，對(duì)ROAt+1進(jìn)行回歸；(7)列以involuntary為解釋變量，(8)列以involuntary·roat為解釋變量，對(duì)ROAt+2進(jìn)行回歸。

(3)列involuntary的回歸系數(shù)為-0.002，但不顯著，表明非自愿分離翌年可能會(huì)降低公司績(jī)效，但是影響不明顯，H2b沒有得到驗(yàn)證?？赡艿脑蚴欠亲栽阜蛛x時(shí)，盡管董事長(zhǎng)兼CEO有抵觸情緒，但公司可能做好了應(yīng)對(duì)準(zhǔn)備，因此非自愿分離對(duì)翌年公司績(jī)效的影響不那么強(qiáng)烈。(7)列involuntary的系數(shù)為0.027，且在1%的水平上顯著，表明公司非自愿分離會(huì)在翌年之后提高公司績(jī)效，H2c得到驗(yàn)證。(8)列中involuntary·roat的回歸系數(shù)為-0.180，且在1%的水平上顯著，表明與分離當(dāng)期績(jī)效較好的公司相比，分離當(dāng)期績(jī)效較差的公司非自愿分離對(duì)公司績(jī)效的影響更強(qiáng)烈，H2d得到驗(yàn)證。

(4)見習(xí)式分離對(duì)公司績(jī)效的回歸分析

表7給出模型(1)式和(2)式以ROAt+1為被解釋變量，解釋變量分別用見習(xí)式分離、離職式分離和降職式分離替換separation后作為新的計(jì)量模型進(jìn)行回歸的結(jié)果。表8給出模型(1)式和(2)式以ROAt+2被解釋變量，解釋變量分別用見習(xí)式分離、離職式分離和降職式分離替換separation后作為新的計(jì)量模型進(jìn)行回歸的結(jié)果。表7的(1)列以apprentice為解釋變量，(2)列以apprentice·roat為解釋變量，對(duì)ROAt+1進(jìn)行回歸；表8的(1)列以apprentice為解釋變量，(2)列以apprentice·roat作為解釋變量，對(duì)ROAt+2進(jìn)行回歸。由表7的(1)列和表8的(1)列可知，apprentice的回歸系數(shù)都不顯著，分別為0.0004和-0.001，表明見習(xí)式分離對(duì)公司績(jī)效沒有顯著影響，H3得到驗(yàn)證。

(5)離職式分離對(duì)公司績(jī)效的回歸分析

表7的(3)列以departure為解釋變量，(4)列以departure·roat為解釋變量，對(duì)ROAt+1進(jìn)行回歸；表8的(3)列以departure為解釋變量，(4)列以departure·roat為解釋變量，對(duì)ROAt+2進(jìn)行回歸。

表7 不同分離方式對(duì)ROAt+1的回歸結(jié)果Table 7 ROAt+1 Regression Results of Different Types of Separation

表7的(3)列departure和(4)列departure·roat的回歸系數(shù)分別為-0.015和-0.044，但是皆不顯著，而在表8的(3)列中departure的回歸系數(shù)為0.038，且在1%的水平上顯著，表明離職式分離對(duì)報(bào)告期翌年公司績(jī)效的影響不顯著，但是能夠顯著提高翌年之后的公司績(jī)效，也就是說公司進(jìn)行離職式分離能夠提高其績(jī)效，但是存在時(shí)滯效應(yīng)，跨度期為2年，H4a得到驗(yàn)證。此外表8的(4)列中departure·roat的回歸系數(shù)為-0.172，且在1%的水平上顯著，表明與分離當(dāng)期績(jī)效較好的公司相比，分離當(dāng)期績(jī)效較差的公司離職式分離對(duì)公司績(jī)效的影響更強(qiáng)烈，H4b得到驗(yàn)證。

(6)降職式分離對(duì)公司績(jī)效的回歸分析

表7的(5)列以demotion為解釋變量，(6)列以demotion·roat為解釋變量，對(duì)ROAt+1進(jìn)行回歸；表8的(5)列以demotion為解釋變量，(6)列以demotion·roat為解釋變量，對(duì)ROAt+2進(jìn)行回歸。

表7的(5)列demotion的回歸系數(shù)為-0.040，且在5%的水平上顯著，(6)列中demotion·roat的回歸系數(shù)為-0.639，且在1%的水平上顯著，表明公司降職式分離一年后公司績(jī)效顯著降低，并且與分離當(dāng)期績(jī)效較差的公司相比，分離當(dāng)期績(jī)效較好的公司降低情況更明顯，H5a得到驗(yàn)證。表8的(5)列中demotion的回歸系數(shù)為0.033，且在5%的水平上顯著，表明降職式分離能提高公司績(jī)效，但存在跨度期為2年的時(shí)滯，(6)列中demotion·roat的回歸系數(shù)為-0.102，且在5%水平上顯著，表明與報(bào)告期內(nèi)績(jī)效較高的公司相比，績(jī)效較低的公司進(jìn)行降職式分離對(duì)(t+2)期公司績(jī)效的促進(jìn)作用更強(qiáng)，H5b得到驗(yàn)證。

5.3 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

本研究主要進(jìn)行3組穩(wěn)健性檢驗(yàn)。

(1)建?？疾?t-1)期公司總資產(chǎn)收益率與t期董事長(zhǎng)和CEO不同形式兩職分離之間的相關(guān)性，以ROAt-1為解釋變量，以兩職分離和不同的兩職分離形式為被解釋變量，回歸結(jié)果見表9。結(jié)果表明(t-1)期公司績(jī)效與董事長(zhǎng)和CEO兩職分離以及不同兩職分離形式之間皆無(wú)顯著相關(guān)性，排除了公司績(jī)效與兩職分離之間的內(nèi)生性問題。

表8 不同分離方式對(duì)ROAt+2的回歸結(jié)果Table 8 ROAt+2 Regression Results of Different Types of Separation

表9 不同形式兩職分離對(duì)ROAt-1的回歸結(jié)果Table 9 ROAt-1 Regression Results of Different Types of Separation

注：回歸方法為固定效應(yīng)回歸；所有回歸中均控制行業(yè)以及表1中列示的其他控制變量。下同。

(2)以(t+1)期每股收益EPSt+1為被解釋變量，以兩職分離和不同形式的兩職分離及其與當(dāng)期每股收益的交互項(xiàng)為被解釋變量進(jìn)行回歸，回歸結(jié)果見表10；表11中的解釋變量與表10中的解釋變量完全相同，只是被解釋變量變?yōu)?t+2)期每股收益EPSt+2。

表10 兩職分離與EPS(t+1)的回歸結(jié)果Table 10 Regression Results of Chairman-CEO Separation and EPS(t+1)

由表10的(1)列的結(jié)果可知，separation與EPSt+1沒有顯著關(guān)系；表11的(1)列的結(jié)果表明，separation對(duì)EPSt+2的回歸系數(shù)為0.044，且在10%的水平上顯著；表10的(3)列、(7)列和表11的(3)列、(7)列的結(jié)果表明，voluntary和apprentice對(duì)公司每股收益的回歸系數(shù)皆不顯著；表10的(5)列、(9)列、(11)列的結(jié)果表明，involuntary、departure和demotion對(duì)EPSt+1的回歸系數(shù)不顯著；表11的(5)列、(9)列、(11)列的結(jié)果表明，involuntary、departure和demotion對(duì)EPSt+2的回歸系數(shù)分別為0.151、0.217和0.163，并且前兩個(gè)在1%水平上顯著，后一個(gè)在10%水平上顯著；由表11的(6)列和(10)列結(jié)果可知，involuntary·EPSt和departure·EPSt對(duì)EPSt+2的回歸系數(shù)分別為-0.164和-0.187，且分別在10%和5%的水平上顯著，也就是說與分離當(dāng)期績(jī)效較好的公司相比，分離當(dāng)期績(jī)效較差的公司非自愿分離和離職式分離對(duì)公司績(jī)效的影響更強(qiáng)烈。以上計(jì)量結(jié)果與總資產(chǎn)收益率作為公司績(jī)效的代理變量時(shí)沒有顯著差異。

(3)本研究還選擇營(yíng)業(yè)利潤(rùn)增長(zhǎng)率(同比)作為公司績(jī)效的代理變量，進(jìn)一步做穩(wěn)健性檢驗(yàn)，結(jié)果顯示兩職分離和不同形式兩職分離對(duì)以營(yíng)業(yè)利潤(rùn)增長(zhǎng)率代表的公司績(jī)效的影響趨勢(shì)與上述以總資產(chǎn)收益率和每股收益代表的公司績(jī)效的回歸結(jié)果基本一致。

3組穩(wěn)健性檢驗(yàn)表明，本研究實(shí)證結(jié)果得出的結(jié)論比較可靠。

6 結(jié)論

6.1 研究結(jié)果

本研究以2008年至2013年中國(guó)滬、深兩市A股上市公司作為研究樣本，檢驗(yàn)不同形式的董事長(zhǎng)與CEO兩職分離對(duì)公司績(jī)效的影響，并進(jìn)一步研究其時(shí)滯效應(yīng)。研究結(jié)果表明，兩職分離能夠提高公司績(jī)效，但是存在跨度期為2年的時(shí)滯。自愿分離和見習(xí)式分離對(duì)公司績(jī)效沒有顯著影響，而非自愿分離、離職式分離和降職式分離能夠提高公司績(jī)效，存在跨度期2年的時(shí)滯。研究還發(fā)現(xiàn)，與報(bào)告期內(nèi)績(jī)效較好的公司相比，績(jī)效較差的公司非自愿分離和離職式分離對(duì)公司績(jī)效的提升作用更明顯，而公司進(jìn)行降職式分離在報(bào)告期翌年降低公司績(jī)效，但在報(bào)告期翌年之后顯著提高公司績(jī)效。

表11 兩職分離與EPS(t+2)的回歸結(jié)果Table 11 Regression Results of Chairman-CEO Separation and EPSt+2

實(shí)際上公司進(jìn)行兩職分離時(shí)董事長(zhǎng)兼CEO的意愿很重要，如果董事長(zhǎng)兼CEO對(duì)兩職分離持有積極主動(dòng)或者至少中立的態(tài)度，并不會(huì)對(duì)公司績(jī)效造成巨大影響，這種情況下公司實(shí)現(xiàn)了平穩(wěn)交接，公司戰(zhàn)略和日常經(jīng)營(yíng)可能也未發(fā)生大的變化。如果董事長(zhǎng)兼CEO被迫進(jìn)行兩職分離，公司績(jī)效有很大可能會(huì)在一段時(shí)間之后才得到提高。

另外，見習(xí)式分離對(duì)公司績(jī)效并沒有顯著影響的原因可能是公司進(jìn)行見習(xí)式兩職分離之后，董事長(zhǎng)仍然掌控公司日常經(jīng)營(yíng)和戰(zhàn)略決策制定權(quán)。離職式分離和降職式分離對(duì)公司績(jī)效的影響較為顯著，降職式分離一旦發(fā)生，那么翌年公司績(jī)效明顯降低，但翌年之后則會(huì)提高，這種分離方式使公司績(jī)效產(chǎn)生巨大波動(dòng)。離職式分離對(duì)公司績(jī)效的影響要和緩一些，翌年內(nèi)公司績(jī)效只是存在降低的趨勢(shì)但不明顯，而在一段時(shí)間之后則會(huì)顯著提高公司績(jī)效，對(duì)于陷入困境的低績(jī)效公司，離職式分離可能是合適的選擇。

6.2 研究啟示

(1)中國(guó)上市公司兩職分離不可以“一刀切”，應(yīng)該針對(duì)不同公司的具體情況選擇不同的分離形式。對(duì)于需要平穩(wěn)過渡的公司，自愿分離和見習(xí)式分離可能是一種恰當(dāng)?shù)闹卫硎侄巍＝德毷椒蛛x可能并不是一個(gè)很好的選擇，站在董事長(zhǎng)兼CEO的角度上看，降職式分離大大削減了其權(quán)力，會(huì)對(duì)董事長(zhǎng)兼CEO產(chǎn)生巨大的沖擊，引起抵觸心理或者致使其辭職，短時(shí)間內(nèi)公司績(jī)效可能受到負(fù)面影響，降職式分離成為一種需要謹(jǐn)慎實(shí)施的公司治理方案。非自愿分離和離職式分離盡管存在一定的優(yōu)勢(shì)，但是仍然需要斟酌其適用情形。

(2)在中國(guó)情景下，見習(xí)式分離對(duì)公司績(jī)效的影響并不顯著，這與歐美國(guó)家的情況明顯不同。因?yàn)橹袊?guó)上市公司中董事長(zhǎng)權(quán)力要遠(yuǎn)遠(yuǎn)大于歐美公司的董事長(zhǎng)的權(quán)利，董事長(zhǎng)干涉公司運(yùn)營(yíng)、掌控公司戰(zhàn)略決策制定成為一種常態(tài)，因此選擇見習(xí)式分離對(duì)公司戰(zhàn)略并沒有顯著影響，雖然前董事長(zhǎng)兼CEO失去了CEO的職位，但是公司仍然處于其掌控之下，此時(shí)公司的治理結(jié)構(gòu)只在表面上發(fā)生了變動(dòng)，實(shí)質(zhì)上并沒有任何改善。

(3)中國(guó)上市公司董事長(zhǎng)和CEO兩職分離對(duì)公司績(jī)效的影響存在明顯的時(shí)滯效應(yīng)，跨度期為2年，大于歐美國(guó)家的1年[7]。這種情況發(fā)生的可能原因在于中國(guó)公司治理大環(huán)境的不完善，兩職分離對(duì)公司績(jī)效的影響首先要帶動(dòng)其他治理機(jī)制的調(diào)整，而法律的不完善、治理理念的不成熟和治理手段的相對(duì)落后可能遲滯了上述治理機(jī)制的調(diào)整過程。如果公司急需以兩職分離促進(jìn)績(jī)效提高，可能得不到滿意的結(jié)果。實(shí)際上公司治理制度的改革在中國(guó)一直存在較長(zhǎng)的時(shí)滯效應(yīng)，如李漢軍等[39]發(fā)現(xiàn)董事會(huì)獨(dú)立性變動(dòng)的制度滯后效應(yīng)，跨度期長(zhǎng)達(dá)3年；李維安等[52]發(fā)現(xiàn)機(jī)構(gòu)投資者治理也存在一期或者多期的滯后效應(yīng)；李慶峰等[53]發(fā)現(xiàn)上市公司效益滑坡的根本原因在于相對(duì)于急劇膨脹的融資能力，公司治理機(jī)制調(diào)整存在明顯的時(shí)滯效應(yīng)。隨著中國(guó)公司治理改革的深入，公司治理安排的效率受到更多關(guān)注，盡快完善公司治理改革、縮短時(shí)滯效應(yīng)具有非常重要的現(xiàn)實(shí)意義。

本研究尚有一定的局限性。①兩職分離對(duì)公司績(jī)效的影響可能并不僅限于會(huì)計(jì)績(jī)效，由于信息披露，兩職分離對(duì)公司市場(chǎng)績(jī)效影響可能更為迅速，這一問題值得后續(xù)研究；②本研究在數(shù)據(jù)選擇時(shí)剔除了兩職分離后一年內(nèi)再次兩職合一的樣本，這些樣本中可能蘊(yùn)含著一些有趣的內(nèi)涵，深入研究是下一步的工作之一；③本研究得出兩職分離對(duì)公司績(jī)效的影響存在時(shí)滯的結(jié)論，但是并未進(jìn)一步研究時(shí)滯效應(yīng)產(chǎn)生的機(jī)制，基于理論分析本研究認(rèn)為可能存在戰(zhàn)略變革或者盈余管理兩種途徑，這也是未來的研究重點(diǎn)。

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TheCorporateGovernanceEffectandHysteresisofDifferentFormsofChairman-CEOSeparation

LI Jianbiao1,2，LI Shuaiqi1,2，WANG Pengcheng3

1 China Academy of Corporate Governance, Nankai University, Tianjin 300071, China 2 Business School, Nankai University, Tianjin 300071, China 3 Business School, Tianjin University of Financial and Economics, Tianjin 300222, China

The duality of chairman and CEO has already drawn the attention of academic circles, practitioners and competent authorities. Many scholars believe that separation of CEO and chairman may affect corporate performance, while research has returned equivocal results. On one hand, the existing empirical researches on this issue are mostly done from the perspective of statics. Scholars have not yet informed how corporates′ performance will change along with separation of CEO and chairman. On the other hand, separation of CEO and chairman is not always in one uniform. The existing researches fail to fully reveal the effect mechanisms of separation on corporate performance as they ignore different separation forms.

Building upon but beyond their researches, we study the issue from the perspective of comparative statics and introduce the different forms of such separation: apprentice, departure, and demotion, or voluntary and involuntary. We examine the effects of different separation forms on corporate performance and their hysteresis with fixed effect model and 182 samples from the listed companies in Shanghai and Shenzhen A-share market. The results reveal that voluntary and apprentice separation have no significant effects on corporate performance. Involuntary and departure separation significantly promotes the corporate performance two years later. The effects of demotion separation on corporate performance are significantly negative in the next year but turn to be significantly positive two years later. Those results indicate that, the effects of involuntary, departure and demotion separation on corporate performance finally turn to be positive with hysteresis within two years. Furthermore, we find that the promotion effects of involuntary, departure and demotion separation on poor performances corporate are more significant than good performance corporates.Taking institutional background of China and beliefs of Chinese people into account, our study may have a certain reference value. The results suggest that China′s listed companies should not blindly separate their chairman and CEO, but choose appropriate forms of separation in accordance with their specific conditions. And the reform of corporate governance needs to be optimized as soon as possible to weaken the hysteresis.

voluntary and involuntary chairman-CEO separation；apprentice separation；departure and demotion separation；corporate governance effect；hysteresis

Date:May 7th, 2015

DateDecember 30th, 2015

FundedProject:Supported by the National Natural Science Foundation of China(71372094,71533002,71172068,71132001)

Biography:LI Jianbiao, doctor in economics, is a professor in the China Academy of Corporate Governance and Business School at Nankai University. His research interests include corporate governance, experimental economics and behavioral economics. Some of his papers have been published inManagementWorld,ChinaEconomicQuarterlyandJournalofManagementScience. E-mail：biaojl@126.com

LI Shuaiqi is a Ph.D candidate in the China Academy of Corporate Governance and Business School at Nankai University. His research interests cover experimental economics. His most recent paper appears in 2015AnnualconferenceofGametheoryandExperimentalEconomics. E-mail：clodelee@126.com

WANG Pengcheng, doctor in management, is a lecturer in the Business School at Tianjin University of Financial and Economics. His research interests include corporate governance. His recent papers appear inNankaiBusinessReview,EconomicManagementJournalandManagementReview. E-mail：chengpw@126.com

F270

A

10.3969/j.issn.1672-0334.2016.01.005

1672-0334(2016)01-0053-17

2015-05-07修返日期2015-12-30

國(guó)家自然科學(xué)基金(71372094,71533002,71172068,71132001)

李建標(biāo)，經(jīng)濟(jì)學(xué)博士，南開大學(xué)中國(guó)公司治理研究院和商學(xué)院教授，研究方向?yàn)楣局卫?、?shí)驗(yàn)經(jīng)濟(jì)學(xué)和行為經(jīng)濟(jì)學(xué)等，曾在《管理世界》《經(jīng)濟(jì)學(xué)(季刊)》和《管理科學(xué)》等期刊發(fā)表多篇論文，E-mail：biaojl@126.com

李帥琦，南開大學(xué)中國(guó)公司治理研究院和商學(xué)院博士研究生，研究方向?yàn)閷?shí)驗(yàn)經(jīng)濟(jì)學(xué)等，曾在2015全國(guó)博弈論與實(shí)驗(yàn)經(jīng)濟(jì)學(xué)研究會(huì)學(xué)術(shù)年會(huì)上發(fā)表論文，E-mail：clodelee@126.com

王鵬程，管理學(xué)博士，天津財(cái)經(jīng)大學(xué)商學(xué)院講師，研究方向?yàn)楣局卫淼?，曾在《南開管理評(píng)論》《經(jīng)濟(jì)管理》和《管理評(píng)論》等期刊發(fā)表多篇論文，E-mail：chengpw@126.com

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