一、引言

CEO变更与公司业绩敏感性是反映公司治理体系运行有效性的重要指标。通常情况下，不良业绩将导致CEO的变更，但由于情景因素的作用，使得CEO变更与业绩的敏感度有所不同。目前，CEO变更领域的研究主要集中在美国或其他工业化公司的样本。[1]来自于发展中国家和转轨经济的文献支持相对较少。[2]就企业性质而言，CEO变更的研究主要集中于民营企业，国有企业的相关研究较少。作为世界最大的转轨经济国家，由于资本控制权市场与经理人市场的发育程度较低，中国有效的外部市场控制机制并不健全，因此，内部治理机制的有效性对决定CEO变更的有效性有着至关重要的影响。

国有企业的显著特点是国有股股东并非公司真正的所有者，而是通过委派产权代表即政府官员去运营公司。除了与传统代理模式相似，国有企业的CEO在运营公司的过程中可以获得多种利益，如个人财富的积累、良好的工作保障与职务升迁等之外[3]，作为政府的代理人，CEO的决策不可避免地受到政府的干预，这将导致CEO使用公司资源实现社会和政治目标。[3]多重目标的存在，可能会降低国有企业CEO变更与业绩的敏感度。

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本文验证了在不同治理情景下我国国有上市公司前期业绩与CEO非正常变更间的关系并以此验证我国国有企业多重目标的存在。研究发现：股东并不是在任何情况下都有同样的动力监督与罢免不作为的CEO，具有多重治理目标的国有股东将依据公司经营状态调整治理目标的顺序，亏损的国有企业更容易解聘业绩不佳的CEO。

本研究将样本锁定为我国国有上市公司，旨在探究不同治理情景下，CEO非正常变更与业绩敏感度的关系，为CEO的变更与公司业绩敏感度关系的研究提供一个新的视角，也为国有上市公司提升CEO变更的有效性提供理论支持。目前中国股票市值已达全球第四。国际投资者有极大的兴趣了解中国上市公司国有股东提高公司治理有效性的动力来源，以最大化股东财富。此外，欧洲部分国家也存在股权高度集中的国有控制的公司。[4][5]因此本文所提出的不同情景因素下对国有企业前期业绩与CEO非正常变更间关系具有的差异性的观点也为其他国家提供了比较与借鉴。

二、理论分析及研究假设

股东与CEO间的委托代理关系将导致代理问题，而作为链接纽带的董事会通常通过CEO的薪酬设计及其变更决策两方面缓解代理风险。委托代理理论认为当CEO不能有效实现作为委托人的意愿时，将招致董事会的变更惩罚。

+ β1Perfit?1 +β2Sizeit-1 + β3Levit-1 +β4Indit?1+ β5Boardit?1+β6Bdtimeit-1 + β7Dualit+β8Ageit + β9Tentureit + β10Adjunctit + Year + Industry + εi

学者们关于CEO非正常变更和公司业绩间关系的研究结论为何如此不一？笔者认为研究公司业绩与CEO非正常变更关系应基于情景因素而定，分类研究更有助于得到有价值的发现。民营企业经营目标明确，财务业绩是考察CEO能力的主要指标。当公司业绩不佳时，CEO被解聘的可能性较大。中国转轨经济最显著的特征之一就是政府强力干预经济[15][16]，国有企业即是政府参与和干预经济的重要工具[17]。因此，国有企业除了经济目标之外，还承担着其他非经济目标，如提供更多的就业机会、保障社会稳定等。多重治理目标可能弱化公司业绩与CEO非正常变更的敏感度。[18]Jensen(2001)指出，当公司具有多重目标需要权衡时，任何时候都不可能最大化的超过一个目标[19]。因此，公司所有者需要衡量不同目标的重要性并排序。通常情况下公司股东没有很强的意愿去最大化公司财务业绩，因为政治和个人目标的实现经常会减少事后公司利润。尽管部分研究也指出陷入财务困境公司CEO的流动率明显高于未陷入财务困境的公司[20]，但现有研究大多忽略了公司经营状态对公司业绩与CEO变更间关系的影响。具有多元目标的国有企业应按公司业绩区分对待，当公司盈利时，可能非经济多元目标成为主导，而当企业陷入财务困境时，可能会更偏重公司业绩的改善。原因如下：第一，国有企业一旦陷入困境，政府将面临较大压力，企业破产将与维持社会稳定或增加就业相悖。针对亏损的国有企业政府将伸出扶持之手，通过财政预算、减免税款等方式实施救助[21]，但这对于政府而言是一种负担。因此，对于亏损的国有企业，政府更希望能够通过CEO的更换而带来业绩的改善。第二，当国有企业陷入财务困境时，政府也可能会给银行施加压力，银行基于政府的压力而不得不给予还款的延期以及利率的优惠等，这不利于银行的发展。第三，来自外部的压力可能会激励股东积极解聘业绩不佳的CEO。出于上述原因，当国有企业亏损时，改善经营业绩将成为最重要的治理目标。因此本文预计相对于盈利的国有企业，亏损国有企业的股东将有更大的激励依据业绩监控CEO，从而强化内部公司治理机制的有效性。

当国有股东更关注公司业绩的改善时，他们将更有动力更换不称职的CEO。相反，当国有企业股东并非将公司业绩作为最重要的治理目标时，CEO的非正常变更可能是除业绩之外的其他原因如组织政治或个人考虑所致，而这样的变更更有可能发生在具有多重目标和微薄利润动机的国有企业中。对于盈利的国有企业而言，利润最大化这一目标可能不是最重要的指标，有时国有企业可能仅保持微营的一种状态，但从政府的角度看，这种公司表现不错，因为它提供了很多就业机会等，这有助于社会问题的解决，并且与政府治理的目标相一致。因此，即使业绩较差，出于其他非经济因素的考量，董事会可能也不会即刻变更CEO。结合以上分析，本文提出以下假设：

H1：在亏损的国有企业中，公司前期业绩与CEO非正常变更间显著负相关，但在盈利的国有企业中该负相关关系不显著。

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三、研究设计

(一)数据收集

根据上市公司年报中的实际控制人性质、上市公司关系人性质判断公司性质。若上市公司实际控制人为国有、非企业单位或开发区，则判断该公司为国有企业。由于中国上市公司从2007年开始实行新的会计标准，为了判断标准一致，本文选取2007—2016年沪、深两地A股国有企业作为初选样本。根据研究需要对样本进行了如下处理：(1)对同年发生多次CEO变更的样本，以第一次变更的CEO作为观测对象；(2)剔除所有金融类行业，因为金融类行业的会计准则不同，这将导致相关指标的不可比；(3)剔除CEO和财务数据缺失的样本；(4)剔除了总资产、主营业务收入和所有者权益小于等于零的样本；(5)在Logistic回归分析中对所有变量均在1%和99%的水平上进行了缩尾处理以规避极端值对模型稳定性的影响，最终获得933家公司的7538个观察样本。CEO变更、财务和公司治理数据均来自CSMER相关数据库。

(二)变量设计

为了进一步检验CEO非正常变更与公司前期业绩之间的相关性在亏损国企组和盈利国企组是否存在不同，本文设定虚拟变量Loss代表国有企业的经营状态，若公司当年经营利润小于0则定义为亏损，取值为1，反之若公司当年经营利润大于0则定义为盈利，取值为0。

本文的被解释变量为国有企业CEO非正常变更(FTOit)。目前国内相关文献对于CEO的定义不一，而中国的总经理与国外的CEO具有类似的职能和权力，因此本研究将国有企业的总经理视为CEO。CEO变更可被划分为正常变更(Voluntary Turnover)和非正常变更(Forced Turnover)。结合已有文献[22]，根据国泰安总经理变更的标准，本文将其中由于退休(超过60岁)、任期届满、控制权变动、健康原因、完善公司法人治理结构和涉案等原因而导致的变更划分为正常变更，余下的由于退休(小于60岁)、工作调动、辞职、解聘、个人、其他和结束代理等原因而导致的变更划分为非正常变更，同时将任期不到一年的CEO变更划分为正常变更，因为任期时间过短难以反映CEO的真实业绩。此外只有CEO非正常变更才体现董事会对CEO监督的有效性，因此本文仅以CEO非正常变更作为研究对象，规定若某年发生了CEO非正常变更，则设定虚拟变量FTOit为1，反之为0。

2.解释变量

3.控制变量

本文的解释变量为国有上市公司前期业绩(Perfit-1)，采用基于盈余的会计业绩总资产收益率ROA予以衡量，原因是该指标不易人为操控。但当CEO非正常变更发生于下半年时，公司真实的业绩情况更接近于当年年末的公司业绩，因此本文在参考其他相关文献的基础上进一步规定若CEO非正常变更发生在上半年则采用变更前一年的公司业绩，若CEO非正常变更发生在下半年则采用变更当年的公司业绩。[23]这样操作同时也可降低内生性。

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1. 被解释变量

 

表1 变量定义

  

变量定义 衡量方法被解释变量FTOitPerfit-1CEO非正常变更若公司当年发生了CEO非正常变更，则取值为1，反之为0。解释变量Perfit-1公司前期业绩净利润/总资产(ROA)，若CEO非正常变更发生在上半年则使用前一年的ROA；若CEO非正常变更发生在下半年则使用当年的ROA。控制变量Sizeit-1公司规模若上半年发生了CEO非正常变更则使用前一年的公司总资产对数；若下半年发生了CEO非正常变更则使用当年的公司总资产对数。Levit-1资产负债率若上半年发生了CEO非正常变更则使用前一年的资产负债率；若下半年发生了CEO非正常变更则使用当年资产负债率。Indit-1独董比例若上半年发生了CEO非正常变更则使用前一年的独董比例；若下半年发生了CEO非正常变更则使用当年的独董比例。Boardit-1董事会规模若上半年发生了CEO非正常变更则使用前一年的董事会人数；若下半年发生了CEO非正常变更则使用当年的董事会人数。Btimeit-1董事会会议次数若上半年发生了CEO非正常变更则使用前一年的董事会会议次数；若下半年发生了CEO非正常变更则使用当年的董事会会议次数。DualitCEO与董事长两职兼任若CEO兼任董事长，则取值为1，反之为0。AgeitCEO年龄CEO当年年龄。TenureitCEO任期截至当年担任此公司CEO的年限。AdjunctitCEO在外兼职若CEO在外兼职取值为1，反之为0。Year年度年度哑变量，控制年度间的差异Industry行业行业哑变量，控制行业间的差异

(三)理论模型构建

根据前述分析与变量选择，本文构建如下理论模型：

公司业绩对CEO变更关系的研究，学术界形成了两种基本观点：一种观点基于经理能力假说，认为不佳的绩效将导致CEO变更。Brickley & Van Horn(2002)针对非营利性医院样本的回归发现，CEO变更显著与公司财务业绩负相关。[6]Jenter & Kanaan(2015)的研究发现公司业绩与CEO变更间存在显著负相关关系；[7]另一种观点是公司业绩对CEO变更没有显著的影响。Eldenburg & Krishnan(2003)针对国有非盈利性医院的研究发现CEO变更与公司财务表现无关；[8]以上两种观点都有实证支持，但国内外大部分学者的研究均表明CEO变更和公司业绩负相关，仅有少数学者得到了两者不相关的结论。龚玉池(2001)是我国早期探索公司业绩与高管变更关系的学者之一，他认为我国上市公司高层更换的可能性与公司业绩显著负相关，用产业调整后的收益率度量公司业绩时，这种关系更加显著。[9]朱红军(2002)发现在剔除了行业、公司规模、资产负债率以及高管人员年龄等因素之后，变更前一年度的经营业绩水平对高管变更确实具有显著的正线性关系。[10]张丹和阚海星(2005)的实证研究结果表明上市公司高管非正常更换与企业经营业绩之间存在显著的负相关关系，业绩不佳是影响高管变更的重要因素。[11]周建等(2009)以选择2002—2005年的中国上市公司为样本进行的研究发现，在同等条件下，较差的企业绩效会增加总经理变更的可能性。[12]丁友刚和宋献中(2011)[13]与刘星等(2012)[14]发现高管变更和公司业绩之间存在负相关关系。

表3显示，亏损国有上市公司发生CEO非正常变更公司的资产收益率显著低于未发生CEO非正常变更的公司，一定程度上表明公司业绩与CEO非正常变更间的负向关系。当公司处于亏损状态时，改善公司业绩成为第一目标，董事会将做出解聘不作为CEO的决定。盈利组发生CEO非正常变更公司的资产收益率低于未发生CEO非正常变更的公司，但不显著。当公司处于盈利状态时国有上市公司的董事会需权衡其他非经济目标的实现，经济目标并非成为解雇CEO的唯一标准* 限于篇幅，未报告其他变量的数据，可向作者索取。。

西北农林科技大学从美国引育的早熟新品种，为皇家嘎拉芽变。2006年通过了陕西省果树品种审定委员会审定。果实圆锥形，平均单果重180克；盖色浓红，着色有条纹；果皮光滑，果点大；果肉黄白色，风味酸甜适度；可溶性固形物含量14.6%，可滴定酸含量0.22%，果肉硬度11.3公斤/平方厘米；肉质硬脆，汁液多，有香气，为鲜食品种。果实发育期120天左右。丰产性好。红盖露树体适应性强，耐瘠薄，对早期落叶病、白粉病有一定的抗性。

结合已有文献[24][25][26][27]，本文分别从公司层面、董事会层面和CEO层面选取企业规模(Sizeit-1)、资产负债率(Levit-1)、独董比例(Indit-1)、董事会规模(Boardit-1)、董事会会议次数(Btimeit-1)、CEO与董事长两职兼任(Dualit)、CEO年龄(Ageit)、任期(Tenureit)及外部兼职(Adjunctit) 作为控制变量。

(四)本文机理模型

  

图1 CEO变更与业绩关系概念模型

四、主要变量描述统计与方差分析

表2显示亏损国企的CEO非正常变更率高于盈利国企，且波动性较大。虽然国企的经营目标是多元化的，但当公司陷入财务危机时，提升公司业绩则成为公司面临的关键事项，因此董事会将做出撤换不称职CEO的决策，因此亏损国企的CEO非正常变更率相对较高(15.59%)且在1%的水平上通过了T检验。

 

表2 CEO非正常变更及各种分组的样本统计

  

年度CEO非正常变更数(1)亏损国企样本(Loss=1)盈利国企样本(loss=0)亏损公司数(2)亏损国企CEO非正常变更数(3)占亏损国企样本比例(4)=(3)/(2)盈利公司数(5)盈利国企CEO非正常变更数(6)占盈利国企样本比例(7)=(6)/(5)T检验2007103791721．52%6758612．74%-2．1533∗∗20081201772614．69%6129415．36%0．218420091301322821．21%68410214．91%-1．8122∗2010971001313．00%7238411．62%-0．401220111011302418．46%7077710．89%-2．4411∗∗201279194168．25%677639．31%0．452120131111753218．29%7037911．24%-2．5167∗∗2014931902312．11%6977010．04%-0．821920151232153817．67%6688512．72%-1．8245∗合计957139221715．59%614674012．04%-3．5936∗∗∗

数据来源：依据国泰安等数据库搜集整理。

模型用于考察公司前期业绩以及CEO个体特征、董事会治理等因素对CEO非正常变更的影响，并根据当年经营利润将国有企业样本分为亏损与盈利两组，分别对模型(1)进行Logistic回归，以观察盈利状况不同的国有企业前期业绩对CEO非正常变更的影响差异。

读程学武的文章《纸糊的墙》（《杂文月刊》原创版2018年10月上），想到了游宇明的文章《“下地”的制度才叫制度》（《杂文月刊》原创版2018年7月上）。走进我们的办公室，各种规章制度挂满了墙。墙上的制度不叫制度，叫摆设，是专门给领导看的。下地的制度在工作人员心里，这才叫制度，是工作人员搞好工作的依据。制度要有操作性，不能原则上都正确，落实却无目标。切实可行的制度一定要下地，要落实。真正做到有制度必须执行，执行制度必须严格。

表3

  

变量发生CEO非正常变更未发生CEO非正常变更样本量均值标准差样本量均值标准差T检验亏损样本组的资产收益率(%)217-2．660．08388031175-0．580．17539451．7067∗盈利样本组的资产收益率(%)7403．720．058329854064．490．17013831．2288

数据来源：依据国泰安等数据库整理。

五、Logistic回归分析

董事会治理有效性即对业绩不佳CEO做出解雇的决定是多种因素综合作用的结果。故需将有关变量纳入统一模型中，借以验证国有上市公司的盈利状况对董事会治理有效性的影响。

其中：γ为上覆岩层的平均容重，KN/m3；p为均布载荷，kPa；y为底板上任意一点的深度；Ka为主动压力系数，Ka=tan2 (45°-φ/2)；Kp为被动压力系数，Kp=tan2 (45°+φ/2)。

式中,L为重心距左封头的相对位置;M为满载整车质量，参数提供为40 000 kg;m0为牵引销的载荷，参数提供为16 100 kg;m1为满载罐体质量，参数提供为35 610 kg;m2为牵引销的质量，参数提供为592 kg;m12为满载罐体分配在后轴上的质量;将式(3)～(6)带入式(1)和式(2)中，计算得:F1=164 077 N;F2=147 353 N。

表4为依据前述模型进行的Logistic回归结果。表中所有模型运行时均使用聚类稳健标准误(Cluster-robust Standard Error)，汇报的结果非系数而是几率比。分组回归步骤如下：首先，对国有企业全体样本进行Logistic回归(模型(1))；其次，按照公司的盈利状态，将全样本分成亏损样本组(模型(2))和盈利样本组(模型(3))。

模型(1)Perfit-1的Z值为负但不显著，表明在全部样本中，国有企业CEO的非正常变更与公司前期业绩间不存在显著的负相关性。按国有企业经营状态进行分类回归的模型(2)和模型(3)显示，亏损国有企业中Perfit-1的Z值为负且在5%的水平上显著，盈利的国有企业中Perfit-1的Z值为负但不显著，表明在亏损的国有企业中较差的公司前期业绩更易导致CEO的非正常变更，而盈利国企CEO的非正常变更与公司前期业绩不相关，假设1得到验证。这表明虽然我国国有企业被赋予更多的社会目标，但当公司业绩较差时，改善糟糕的经营状况是国企上市公司董事会面临的首要任务。上述结果表明，上市公司CEO非正常变更这一董事会治理机制的有效性仅体现在亏损国企中。

此外，表4的各个分组结果显示，董事会人数、董事会会议次数、CEO任期在外兼职与CEO非正常变更间基本呈现显著负相关关系，公司规模和独董比例与CEO非正常变更间基本呈现显著正相关关系，这说明CEO任期和在外兼职会形成管理壕沟效应，从而降低CEO非正常变更的概率；公司业绩表现差可能会使得董事会会议次数更为频繁；公司规模越大公司越正规，董事会的职能发挥越好，从而能更好地监督CEO；独董比例越高越能促进董事会治理效率。其他因素几乎与CEO非正常变更的可能性不相关，原因可能在于我国国有上市公司的结构基本相同，因此这些因素在公司间的差别本就不明显。

 

表4 公司前期业绩对CEO发生非正常变更的Logistic回归估计结果

  

(1)国企全样本(2)亏损的国企(3)盈利的国企＿cons-0．2509-0．1191-0．2147(-1．39)(-1．17)(-1．49)Perfit-1-0．911-0．0623∗∗-0．8831(-0．45)(-2．08)(-0．6)Sizeit-11．0884∗1．2203∗∗1．0825(1．86)(2．4)(1．63)Levit-1-0．92851．1251-0．8932(-0．26)(0．22)(-0．35)Indit-15．4351∗23．2236∗5．8954∗(1．77)(1．73)(1．74)Boardit-1-0．9061∗∗∗-0．9184∗-0．9188(-3．06)(-1．79)(-2．47)Btimeit-1-0．9515∗∗∗-0．9843-0．9570∗∗∗(-3．36)(-0．61)(-2．8)Ageit1．0086-0．97641．0093(0．99)(-1．41)(1．01)Tentureit-0．7533∗∗∗-0．7577∗∗∗-0．7505∗∗∗(-16．81)(-9．46)(-15．3)Dualit1．0256-0．97251．0851(0．15)(-0．1)(0．46)Adjunctit-0．8048∗∗-0．7513-0．7992∗∗(-2．11)(-1．6)(-2．01)Year已控制已控制已控制Industry已控制已控制已控制PseudoR20．07630．10810．0748Prob>chi20．00000．00000．0000N738813326056

注：1.表中报告的为发生比率(Odds Ratio)而非系数；相应的括号中的值为Z值而非T值。

2.*p < 0.1,**p < 0.05,***p < 0.01

(五)稳健性检验

为了验证结论的有效性，本文进行了如下稳健性测试：首先，借鉴即有文献的做法，对剔除了ST和ST*公司后形成新的样本进行回归检验，基本结论未发生实质性改变；其次，采用净资产收益率(ROE)作为业绩的替代变量重新运行模型，基本结论也未发生实质性改变，进一步支持了前文假设* 限于篇幅，本文未报稳健性检验结果，可向作者索取。 。

六、研究结论

本文利用中国国有上市公司2007—2016年数据实证检验了公司前期业绩与CEO非正常变更间关系。本文的实证结果证明公司经营状态能够影响公司前期业绩与CEO非正常变更间的关系，即CEO业绩-变更敏感性在亏损样本组和盈利样本组是不同的。在亏损国企样本组，公司前期业绩与CEO非正常变更间存在显著负相关关系；在盈利国企样本组，公司前期业绩与CEO非正常变更间的负相关关系不显著。以上结果证明了本文的假设，相对于盈利状态，当公司处于亏损状态时，股东会更关注公司业绩的提升，由此激励董事会履行其责任，惩罚业绩表现不佳的CEO。

有这一声称赞，老徐就有了心，想给坐在轮椅上的女孩多夹菜，但当时老徐调的面糊只有玉米面和小米面混合的那种，包的菜多了就把饼身洇软，难以又香又脆。为了这茬心事，老徐打算拿老家的地瓜和高粱试试，“俺们山东人都知道高粱磨得再细，摊出饼子来都有骨子，有嚼头；地瓜干磨成粉后摊出的饼子有韧性。这两样搭配，多炕一会儿饼子也不会焦煳，里面夹的炒菜能多些。”当然，一开始，没经验的老徐费了老鼻子劲摊出来的饼子永远发黑，后来才知道地瓜面要事先用水浸泡，把面里的黑水浸出，摊出的饼才会有一种干净的浅褐色。

本文的结论也适用于同样表现为主位缺失和存在多重目标的非营利性组织和集体组织的研究，* 限于篇幅，本文未报稳健性检验结果，可向作者索取。国有企业的监管行为提供了新的文献支持。现有研究通常假定公司的目标完成顺序是不变的，因此关于公司业绩与CEO非正常变更的研究结论具有差异性。 本文认为公司会在不同的情景因素下权衡目标实现的顺序，由此影响公司业绩与CEO非正常变更间的关系，这将有助于大家更深入的了解国有企业如何约束管理人员。

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