上市公司经营绩效的影响及启示

中国国有企业改革具有典型的渐进式特征。从最初的让权放利（1978-1986年），到承包制（1986-1992年），再到现代企业制度试点、建立与完善（1992-今），国企经营者的激励和约束机制日益完善。基于中国的特殊国情，政府作为国有企业的主要出资人，高管的任免权一直掌握在各级政府手中。由于政府实现社会福利最大化的经营目标与企业利润最大化的追求之间存在各种各样的冲突，因此国企高管的劳动力市场与纯市场经济的职业经理人市场存在天然的差异。在这种情况下，探讨中国国企高管变更与企业经营绩效之间的关系对了解中国经理人市场具有重要意义，因为在较为完善的职业经理人市场上，高管必须对上市公司业绩不佳承担责任。在国际学术界，关于上市公司经营绩效与CEO变更之间的关系得到广泛的讨论[6，7]。一个普遍结论是，股东回报与经理层变更呈现比较明显的负相关关系[8-10]。换句话说，在股价变化能够反映公司管理层能力，投资者同时利用股价信息对管理层进行评估的联合假设下，当职业经理人市场比较成熟时，给投资者带来较差回报的CEO更容易发生变更。由于中国股票市场具有新兴加转轨的典型特征，股市的投机性色彩较浓[11]，因此股票回报难以较好地反映管理层的经营能力。事实上，国企改革的一项重要使命是实现国有资产的保值增值。因此，从会计业绩指标的角度探讨国企高管变更问题在中国更有意义。Gilson[6]、DeFond和Hung[7]都发现，在新兴市场上，会计业绩比股价表现更能较好地反映公司高管的内在能力。因此，我们提出以下假设：H1：如果国有企业的经理人市场相对比较有效，则当公司经营绩效较差时，其董事长或总经理更容易发生变更。换句话说，如果作为主要出资人的地方政府不是非常重视公司经营绩效，则公司绩效与高管变更之间的关系难以判断。由于中国各地的市场化进程存在明显差异[12]，因此我们提出以下假设：H2：如果国有企业的经理人市场相对比较有效，则在市场化程度相对较高的地区，董事长或总经理变更对公司业绩的反应更为敏感。

研究设计和初步分析

1、样本我们的研究样本是2000-2010年的地方国有上市公司②。采用LaPorta等[13]的方法，我们通过层层追溯所有权关系链寻找上市公司的终极控制人，只要地方政府的控制权达到或超过10%，就称该公司为地方国有企业③。公司高管变更数据来源于CSMAR“中国上市公司治理结构研究数据库”中的“董事长与总经理变更子库”。由于我们主要分析公司经营绩效是否对地方国有企业董事长或总经理变更产生的影响，因此对于高管任职不足3年的样本，我们予以剔除④。在国际学术研究中，高管变更通常分为正常变更（Routine-turnover）和非正常变更（Nonroutine-turnover）。简单来说，正常变更是指与当事人管理公司的行为或决策无关引起的变更，如“大股东变更”、“死亡”等；而非正常变更则指由当事人的管理行为或决策直接或者间接影响导致的变更，如“非到期解聘”“、违规或犯罪”等。尽管这一分类研究思路为我们研究高管变更原因提供了很好的视野，但由于中国的文化和经商环境与美国存在较大差异，因此上述分类研究思路未必适合于我国。在我国，变更公告对公司高管离任原因的说明非常隐讳，“辞职”、“个人原因”等词汇频繁出现，也有不少公司对高管变更的原因并未给出任何解释，因此仅根据上市公司公告，我们难以知道管理层变更的真正原因。在这种情况下，我们追踪巨潮“新闻数据库”在“董事长或总经理变更公告”前后各100天的新闻报道，对变更原因进行深入分析并加以分类。剔除因死亡或大股东变动等原因而引起的变更或因重大升迁（如到政府部分任职等）而引起的变更，剩下的1495次董事长或CEO变更作为我们的最终样本。全文所需的其它主要数据来自国泰安CSMAR数据库。全文的最终样本如表1所示。从2000年到2010年11年间，共发生高管变更1495次，占全体样本的1/4，其中董事长变更683次，总经理变更812次。需要说明的是，在表1第2列中，我们剔除了地方国有企业高管任职不足3年而发生变更的样本。表2是地方国有上市公司高管变更的行业分布，其中行业分类采用中国证监会标准。由于制造业（证监会行业分类代码C）涉及的公司众多，其中很多子行业之间又存在较大的差异性，因此我们进一步把制造业分为10个子行业（证监会行业分类代码分别为CO，C1，…，C9）。从表2可以看出，地方国有上市公司的高管变更并没有呈现明显的行业特征。2、主要变量和描述性分析在总结高管变更文献已有成果的基础上，研究中国证券市场的特征，我们选取以下变量作为全文所使用的主要变量，其定义和计算方法如表3所示。基于上市公司高管变更类型，我们把研究样本分为三组。第一组是无高管变更的样本。对于有高管变更样本，我们再根据是董事长还是CEO发生变更分为两组。上述主要变量的描述性分析如表4所示。表4分别给出上述主要变量的均值和中位数。需要指出的是，为了控制异常值产生的影响，对于这些变量，我们都采取了winsorize（5%）的方法进行处理⑤。此外，我们还分别使用T检验和Wilcoxon-Mann-Whitney检验董事长或CEO变更样本在均值和中位数方面是否与未变更样本存在显著性差异。我们先来分析董事长变更样本，在变更前3年，具有什么样的典型特征。从表4中可以看出：在盈利能力（Profitability)方面，对于董事长发生变更的样本，在变更前3年，ROA的平均值（中位数）是0.021（0.029）；而未变更样本则为0.033（0.035）。二者的均值（中位数）在5%（1%）的水平上存在显著性差异。这说明，董事长变更样本的盈利能力较差。就增长前景（用Tobin’sQ来表示）而言，董事长变更样本的增长前景明显好于未变更样本，尽管两者仅在均值上存在显著性差异。我们再来看公司规模（FirmSize），在此处用公司总资产的自然对数来表示。变更样本的公司规模明显小于未变更样本，这说明小公司的董事长更容易发生变更。我们还可以看出，变更样本与非变更样本之间股权结构（LargestOwnership)的差异并不明显。此外，尽管变更样本的资产负债水平（Leverage）比未变更样本高，但两者之间仅在均值上存在显著性差异。我们接下来分析二者之间在公司治理指标上是否存在显著性差异。就公司董事会规模而言，董事长变更样本的董事会规模相对较小，但两者之间的水平差异并不显著。此外，董事长变更样本的独董比例也较低，但两者之间的水平差异同样不显著。CEO变更样本的特征和董事长变更样本比较类似。为了节约篇幅，本文不再展开讨论。

回归模型分析

在这一部分，我们进一步深入分析地方国有上市公司盈利能力和高管变更之间的关系。根据第三部分的分析，在结合西方已有学术文献的基础上，我们使用下面的Logistic回归方程进行分析：logprob（Turnover=1）1-prob（Turnover=1）=β0+β1×Profitability+β2×LargestOwnership+β3×Tobin’sQ+β4×leverage+β5×Firmsize+β6×BoardSize+β7×IndependentBoardRatio+（1）∑λi×IndutryDummyi+∑ηjYearDummyj+ε上述模型所使用变量的定义如表3所示。如果上市公司i在第t年出现高管变更，则Turnover=1，否则Turnover=0，自变量取公司i在第t-3年到第t-1年的平均值。IndustryDummy和YearDummy分别表示高管变更当年上市公司的行业和年度哑变量。模型（1）的主要回归结果如表5所示。在这些回归中，所有地方国有上市公司，包括没有高管变更的公司，也包括在我们的研究样本中的公司。括号中是Wald统计量。表5第2列是在控制其它因素的条件下，公司盈利能力和高管变更之间关系的多元回归结果。Profitability系数为负，且在1%的水平上通过显著性检验。这说明，在控制其它条件的情况下，地方国有上市公司的盈利能力越差，高管变更的可能性越大。这和Anderson等[15]关于另一东亚主要经济体———日本高管变更的主要结论比较一致，也进一步验证了假设H1，从侧面说明中国的经理人市场正日益走向市场化，经营业绩成为考核高管经营能力的重要标准。此外，Leverage系数为正且在10%的水平上通过显著性检验。这说明，上市公司的负债水平越高，高管变更的可能性也越大。FirmSize系数为负且在5%的水平上通过显著性检验。这说明，小公司的高管更容易发生变更。为了增强结果的稳健性，我们还分别给出了董事长或CEO发生变更的多元回归结果。和表5第2列的主要结论比较一致，表5第3列和第4列的主要结果表明，地方国有上市公司的盈利能力越差，董事长或CEO发生变更的可能性就越大。模型（1）的主要分析结果表明，如果地方国有上市公司的经营业绩较差，那么其董事长或CEO发生变更的可能性就较大。这在一定程度上说明，市场因素已经对地方国有上市公司高管变更产生重要影响。事实上，这与传统认为国有企业存在多重任务[2]，不太考虑经营效益的文献不一致，因为如果国有上市公司不是非常注重利润最大化，则地方国有上市公司的经营业绩对高管变更的影响应该不明显。假定地方国有上市公司高管的变更受到市场因素的影响，则在市场化程度较高的地区，公司经营业绩对高管变更的影响应该更大。因此，我们通过模型（2）进一步检验上述假设。logprob（Turnover=1）1-prob（Turnover=1）=β0+β1×Profitability+β2×Marketization+β3×Profitability*Marketization+β4×LargestOwnership+β5×Tobin’sQ+β6×leverage+β7×Firmsize+β8×BoardSize+（2）β9×IndependentBoardRatio+∑λi×IndutryDummyi+∑ηjYearDummyj+ε相比模型（1），模型（2）增加了Marketization变量。在模型（2）中，Marketization表示一个地区的市场化程度。如果上市公司所在地的市场化程度较高，则Marketization用1表示，否则Marketization取0。在模型（2）中，我们重点关注交叉乘积项Profitability*Marketization。如果Profitability*Marketization系数显著为负，则说明在市场化程度较高的地区，地方国有上市公司高管变更受经营业绩的影响更为明显。换句话说，在市场较为发达的地区，如果上市公司的经营业绩较差，其高管更容易发生变更。模型（2）的主要分析结果如表6所示。在表6中，Profitability系数为负，且通过显著性检验，Profitability*Marketization的系数也显著为负。这说明，经营业绩较差的地方国有上市公司，其高管发生变更的可能性就越大；在市场化程度较高的地区，经营业绩的影响更为明显。这进一步说明，中国地方国有上市公司高管的职业经理人市场正日益向市场化方向迈进，经营绩效已经成为决定其高管职位变更的重要因素之一。

中国国有企业的治理问题一直令人费解。一方面，政府作为企业的主要出资人和大股东，有权利根据自身的意愿指派高管进行经营管理，即使不按利润最大化目标行使。另一方面，作为市场经济的重要参与主体，只有根据利润最大化目标行动，才能在激烈的市场竞争中生存下去。这就使中国国有企业的经理人面临两难的选择：一方面，国企高管要照顾大股东———政府的利益；另一方面，高管也要适应市场竞争的需要。本文以2000-2010年的中国地方国有上市公司高管变更数据为样本，考察公司经营业绩是否影响到国企高管的变更。我们的研究发现，经营业绩相对较差的国企，其高管发生变更的可能性较高。此外，在市场发育程度相对较高的地区，高管变更对经营业绩的敏感性更高。这说明，经营业绩已经成为地方政府考核国企高管的重要标准。从这种意义上讲，中国国企高管面临着提高经营绩效的巨大压力，职业经理人市场正日益向市场化方向发展，经营管理能力的重要性日益突出。在国企高管逐步采用面向全球招聘的大背景下，这一结论对分析中国国企改革和经理人市场具有重要启示。长期以来，我国国企高管的人事制度受到学术界和媒体的普遍批评，由政府任命、安排和考核的高管是否具有合格的企业家素质一直让人心生疑虑，因为行政任命给高管带来的激励之一很可能是琢磨上级的偏好而迎合之，尤其是在任命过程缺乏较高透明度的情况下。我们的研究表明，在市场化的环境中，经营业绩已经成为决定高管去留的重要因素。这也在一定程度上说明，竞争可以部分弥补产权方面的不足。

本文作者：冯旭南李心愉工作单位：上海大学管理学院