上市公司經營績效的影響及啟示

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中國國有企業改革具有典型的漸進式特征。從最初的讓權放利（1978-1986年），到承包制（1986-1992年），再到現代企業制度試點、建立與完善（1992-今），國企經營者的激勵和約束機制日益完善。基于中國的特殊國情，政府作為國有企業的主要出資人，高管的任免權一直掌握在各級政府手中。由于政府實現社會福利最大化的經營目標與企業利潤最大化的追求之間存在各種各樣的沖突，因此國企高管的勞動力市場與純市場經濟的職業經理人市場存在天然的差異。在這種情況下，探討中國國企高管變更與企業經營績效之間的關系對了解中國經理人市場具有重要意義，因為在較為完善的職業經理人市場上，高管必須對上市公司業績不佳承擔責任。在國際學術界，關于上市公司經營績效與CEO變更之間的關系得到廣泛的討論[6，7]。一個普遍結論是，股東回報與經理層變更呈現比較明顯的負相關關系[8-10]。換句話說，在股價變化能夠反映公司管理層能力，投資者同時利用股價信息對管理層進行評估的聯合假設下，當職業經理人市場比較成熟時，給投資者帶來較差回報的CEO更容易發生變更。由于中國股票市場具有新興加轉軌的典型特征，股市的投機性色彩較濃[11]，因此股票回報難以較好地反映管理層的經營能力。事實上，國企改革的一項重要使命是實現國有資產的保值增值。因此，從會計業績指標的角度探討國企高管變更問題在中國更有意義。Gilson[6]、DeFond和Hung[7]都發現，在新興市場上，會計業績比股價表現更能較好地反映公司高管的內在能力。因此，我們提出以下假設：H1：如果國有企業的經理人市場相對比較有效，則當公司經營績效較差時，其董事長或總經理更容易發生變更。換句話說，如果作為主要出資人的地方政府不是非常重視公司經營績效，則公司績效與高管變更之間的關系難以判斷。由于中國各地的市場化進程存在明顯差異[12]，因此我們提出以下假設：H2：如果國有企業的經理人市場相對比較有效，則在市場化程度相對較高的地區，董事長或總經理變更對公司業績的反應更為敏感。

研究設計和初步分析

1、樣本我們的研究樣本是2000-2010年的地方國有上市公司②。采用LaPorta等[13]的方法，我們通過層層追溯所有權關系鏈尋找上市公司的終極控制人，只要地方政府的控制權達到或超過10%，就稱該公司為地方國有企業③。公司高管變更數據來源于CSMAR“中國上市公司治理結構研究數據庫”中的“董事長與總經理變更子庫”。由于我們主要分析公司經營績效是否對地方國有企業董事長或總經理變更產生的影響，因此對于高管任職不足3年的樣本，我們予以剔除④。在國際學術研究中，高管變更通常分為正常變更（Routine-turnover）和非正常變更（Nonroutine-turnover）。簡單來說，正常變更是指與當事人管理公司的行為或決策無關引起的變更，如“大股東變更”、“死亡”等；而非正常變更則指由當事人的管理行為或決策直接或者間接影響導致的變更，如“非到期解聘”“、違規或犯罪”等。盡管這一分類研究思路為我們研究高管變更原因提供了很好的視野，但由于中國的文化和經商環境與美國存在較大差異，因此上述分類研究思路未必適合于我國。在我國，變更公告對公司高管離任原因的說明非常隱諱，“辭職”、“個人原因”等詞匯頻繁出現，也有不少公司對高管變更的原因并未給出任何解釋，因此僅根據上市公司公告，我們難以知道管理層變更的真正原因。在這種情況下，我們追蹤巨潮“新聞數據庫”在“董事長或總經理變更公告”前后各100天的新聞報道，對變更原因進行深入分析并加以分類。剔除因死亡或大股東變動等原因而引起的變更或因重大升遷（如到政府部分任職等）而引起的變更，剩下的1495次董事長或CEO變更作為我們的最終樣本。全文所需的其它主要數據來自國泰安CSMAR數據庫。全文的最終樣本如表1所示。從2000年到2010年11年間，共發生高管變更1495次，占全體樣本的1/4，其中董事長變更683次，總經理變更812次。需要說明的是，在表1第2列中，我們剔除了地方國有企業高管任職不足3年而發生變更的樣本。表2是地方國有上市公司高管變更的行業分布，其中行業分類采用中國證監會標準。由于制造業（證監會行業分類代碼C）涉及的公司眾多，其中很多子行業之間又存在較大的差異性，因此我們進一步把制造業分為10個子行業（證監會行業分類代碼分別為CO，C1，…，C9）。從表2可以看出，地方國有上市公司的高管變更并沒有呈現明顯的行業特征。2、主要變量和描述性分析在總結高管變更文獻已有成果的基礎上，研究中國證券市場的特征，我們選取以下變量作為全文所使用的主要變量，其定義和計算方法如表3所示?；谏鲜泄靖吖茏兏愋?，我們把研究樣本分為三組。第一組是無高管變更的樣本。對于有高管變更樣本，我們再根據是董事長還是CEO發生變更分為兩組。上述主要變量的描述性分析如表4所示。表4分別給出上述主要變量的均值和中位數。需要指出的是，為了控制異常值產生的影響，對于這些變量，我們都采取了winsorize（5%）的方法進行處理⑤。此外，我們還分別使用T檢驗和Wilcoxon-Mann-Whitney檢驗董事長或CEO變更樣本在均值和中位數方面是否與未變更樣本存在顯著性差異。我們先來分析董事長變更樣本，在變更前3年，具有什么樣的典型特征。從表4中可以看出：在盈利能力（Profitability)方面，對于董事長發生變更的樣本，在變更前3年，ROA的平均值（中位數）是0.021（0.029）；而未變更樣本則為0.033（0.035）。二者的均值（中位數）在5%（1%）的水平上存在顯著性差異。這說明，董事長變更樣本的盈利能力較差。就增長前景（用Tobin’sQ來表示）而言，董事長變更樣本的增長前景明顯好于未變更樣本，盡管兩者僅在均值上存在顯著性差異。我們再來看公司規模（FirmSize），在此處用公司總資產的自然對數來表示。變更樣本的公司規模明顯小于未變更樣本，這說明小公司的董事長更容易發生變更。我們還可以看出，變更樣本與非變更樣本之間股權結構（LargestOwnership)的差異并不明顯。此外，盡管變更樣本的資產負債水平（Leverage）比未變更樣本高，但兩者之間僅在均值上存在顯著性差異。我們接下來分析二者之間在公司治理指標上是否存在顯著性差異。就公司董事會規模而言，董事長變更樣本的董事會規模相對較小，但兩者之間的水平差異并不顯著。此外，董事長變更樣本的獨董比例也較低，但兩者之間的水平差異同樣不顯著。CEO變更樣本的特征和董事長變更樣本比較類似。為了節約篇幅，本文不再展開討論。

回歸模型分析

在這一部分，我們進一步深入分析地方國有上市公司盈利能力和高管變更之間的關系。根據第三部分的分析，在結合西方已有學術文獻的基礎上，我們使用下面的Logistic回歸方程進行分析：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上述模型所使用變量的定義如表3所示。如果上市公司i在第t年出現高管變更，則Turnover=1，否則Turnover=0，自變量取公司i在第t-3年到第t-1年的平均值。IndustryDummy和YearDummy分別表示高管變更當年上市公司的行業和年度啞變量。模型（1）的主要回歸結果如表5所示。在這些回歸中，所有地方國有上市公司，包括沒有高管變更的公司，也包括在我們的研究樣本中的公司。括號中是Wald統計量。表5第2列是在控制其它因素的條件下，公司盈利能力和高管變更之間關系的多元回歸結果。Profitability系數為負，且在1%的水平上通過顯著性檢驗。這說明，在控制其它條件的情況下，地方國有上市公司的盈利能力越差，高管變更的可能性越大。這和Anderson等[15]關于另一東亞主要經濟體———日本高管變更的主要結論比較一致，也進一步驗證了假設H1，從側面說明中國的經理人市場正日益走向市場化，經營業績成為考核高管經營能力的重要標準。此外，Leverage系數為正且在10%的水平上通過顯著性檢驗。這說明，上市公司的負債水平越高，高管變更的可能性也越大。FirmSize系數為負且在5%的水平上通過顯著性檢驗。這說明，小公司的高管更容易發生變更。為了增強結果的穩健性，我們還分別給出了董事長或CEO發生變更的多元回歸結果。和表5第2列的主要結論比較一致，表5第3列和第4列的主要結果表明，地方國有上市公司的盈利能力越差，董事長或CEO發生變更的可能性就越大。模型（1）的主要分析結果表明，如果地方國有上市公司的經營業績較差，那么其董事長或CEO發生變更的可能性就較大。這在一定程度上說明，市場因素已經對地方國有上市公司高管變更產生重要影響。事實上，這與傳統認為國有企業存在多重任務[2]，不太考慮經營效益的文獻不一致，因為如果國有上市公司不是非常注重利潤最大化，則地方國有上市公司的經營業績對高管變更的影響應該不明顯。假定地方國有上市公司高管的變更受到市場因素的影響，則在市場化程度較高的地區，公司經營業績對高管變更的影響應該更大。因此，我們通過模型（2）進一步檢驗上述假設。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變量。在模型（2）中，Marketization表示一個地區的市場化程度。如果上市公司所在地的市場化程度較高，則Marketization用1表示，否則Marketization取0。在模型（2）中，我們重點關注交叉乘積項Profitability*Marketization。如果Profitability*Marketization系數顯著為負，則說明在市場化程度較高的地區，地方國有上市公司高管變更受經營業績的影響更為明顯。換句話說，在市場較為發達的地區，如果上市公司的經營業績較差，其高管更容易發生變更。模型（2）的主要分析結果如表6所示。在表6中，Profitability系數為負，且通過顯著性檢驗，Profitability*Marketization的系數也顯著為負。這說明，經營業績較差的地方國有上市公司，其高管發生變更的可能性就越大；在市場化程度較高的地區，經營業績的影響更為明顯。這進一步說明，中國地方國有上市公司高管的職業經理人市場正日益向市場化方向邁進，經營績效已經成為決定其高管職位變更的重要因素之一。

中國國有企業的治理問題一直令人費解。一方面，政府作為企業的主要出資人和大股東，有權利根據自身的意愿指派高管進行經營管理，即使不按利潤最大化目標行使。另一方面，作為市場經濟的重要參與主體，只有根據利潤最大化目標行動，才能在激烈的市場競爭中生存下去。這就使中國國有企業的經理人面臨兩難的選擇：一方面，國企高管要照顧大股東———政府的利益；另一方面，高管也要適應市場競爭的需要。本文以2000-2010年的中國地方國有上市公司高管變更數據為樣本，考察公司經營業績是否影響到國企高管的變更。我們的研究發現，經營業績相對較差的國企，其高管發生變更的可能性較高。此外，在市場發育程度相對較高的地區，高管變更對經營業績的敏感性更高。這說明，經營業績已經成為地方政府考核國企高管的重要標準。從這種意義上講，中國國企高管面臨著提高經營績效的巨大壓力，職業經理人市場正日益向市場化方向發展，經營管理能力的重要性日益突出。在國企高管逐步采用面向全球招聘的大背景下，這一結論對分析中國國企改革和經理人市場具有重要啟示。長期以來，我國國企高管的人事制度受到學術界和媒體的普遍批評，由政府任命、安排和考核的高管是否具有合格的企業家素質一直讓人心生疑慮，因為行政任命給高管帶來的激勵之一很可能是琢磨上級的偏好而迎合之，尤其是在任命過程缺乏較高透明度的情況下。我們的研究表明，在市場化的環境中，經營業績已經成為決定高管去留的重要因素。這也在一定程度上說明，競爭可以部分彌補產權方面的不足。

本文作者：馮旭南李心愉工作單位：上海大學管理學院