[上市公司高管任期对公司业绩的影响分析]
时间：2020-03-29 07:42:41 来源：雅意学习网 本文已影响 人 
一、引言 自1932年Berle和Means提出现代公司所有权和控制权分离的现象之后，委托代理问题一直是学术界研究的热点。如何对管理人员进行激励，减少代理风险，许多学者从实证的角度研究了诸如公司的经营业绩与公司经理人员的工薪福利、股权等之间的关系，试图找到激励效果的证据。本文以我国上市公司为样本，研究其高管的任职期间与其经营业绩之间的关系，以辩明这两者是否构成上市公司经营业绩的影响因素，从而为进一步研究应当在何时对管理人员进行激励及进行何种激励提供研究基础。
二、相关研究回顾
（一）国外研究 Eitzen和Yetman（1972）提出了大学篮球教练的任期和他们执教的球队的成绩呈非线性关系（Eitzen and Yetman，1972）。Hambrick和Fukutomi （1991）从这个结论出发，并结合当时的相关文献，提出了CEO任期的“季节模型”（season of a CEO’s tenure）。他们认为，管理者的任期存在可辨别的季节性，管理者中，CEO最具有代表和典型性。在不同的季节，CEO有不同的管理关注点、行为模式，并最终造成组织绩效的不同。这个模型是在简单抽象处理组织的外部环境、技术状况、组织结构特征以及CEO本人的人格特质等因素的基础上，对CEO任期与组织绩效的关系所作的定性研究。“季节模型”所描述的CEO任期和组织绩效之间的关系可简单的描述为，组织绩效随着CEO任期的增加，先是增加，到达最高点后，开始递减，也就是所谓的倒U字型。至今为止，学者对CEO任期和企业绩效之间关系的研究大多是通过引进中间变量，揭示出CEO任期和企业绩效之间的间接关系（Miller， 1991；Miller，2001；Smisek，2004）。
（二）国内研究 在我国， 高管任期与企业绩效的关系研究正逐步得到重视，许晓明、李金早（2007）等对国外的相关实证研究模型进行了综述，刘运国、刘雯（2007）研究了高管任期与R&D支出之间的关系，但他们没有直接对高管任期与企业绩效之间的关系开展实证研究。
综上所述， 高管任期和组织绩效之间相关性已经得到比较广泛的认知，但对于具体是怎样的量化关系，如何将其运用到我国的管理实践中的研究还较少。
三、研究设计
（一）假设提出 许晓明、李金早（2007）通过Hambrick等人（1991）的季节模型认为一个典型的高管，在其任期内存在五个关键的趋势。这五个季节分别是：任命期、探索期、模式选择期、模式集聚期、功能障碍期。他们认为“季节特征模型”表明在一个完整经历上述五个阶段的高管人员在任期的中间某个阶段，一般是在模式集聚期内能够使企业绩效达到最高水平，而在其任职的相对较旱和较晚阶段，企业绩效往往处于较低水平。结合许晓明，李金早、Katz （1982）的研究成果，本文提出以下假设：
假设1：在控制了相关影响因素后，高管任期对公司的业绩有所影响。随着高管任期的增加，公司业绩呈现先增加后减少的倒U形趋势
（二）数据来源 总经理任期：本文使用总经理的在任年数来衡量总经理任期。具体而言，本文通过CSMAR数据库披露的1999年~2009年各上市公司的总经理姓名来判断2004年~2009年各上市公司总经理的在任年数。在判断过程中，笔者对下列样本进行了剔除：第一，1999年~2009年的总经理一直为同一人的样本。因为无法得知该样本1999年以前的总经理信息，所以如果简单的判断为1999年为总经理任期的第一年，2004年为总经理的第六年，依此类推，则可能造成总经理任期的判断错误。第二，几个人交替担任公司总经理的样本。例如：A上市公司1999-2002年由甲出任总经理，2003年~2005年更换为乙，而2006年~2009又更换为甲。
本文其他所选取的数据主要来源于CSMAR数据库，部分数据直接来源于该数据库，还有一部分数据则是经手工整理而得。并且本文对数据库直接导出的数据对照公司年报进行了抽样检查，尽量保证数据的准确无误。本文中相关的数据处理主要是采用SPASS13.0软件。
（三）变量定义 总体变量分为三大类：
（1）因变量，业绩变量：经行业中位数调整的扣除非经常性损益后的ROE。魏涛、陆正飞、单宏伟（2007）研究了我国上市公司利用非经常性损益进行盈余管理的行为，发现无论是亏损公司还是盈利公司都大量的利用非经常性损益进行盈余管理，所以本文选用扣除非经常性损益后的ROE作为业绩衡量指标，以求最大程度的反映经理层的实际业绩。此外，为了消除业绩的行业差异，笔者对业绩进行了行业中位数调整。上市公司行业分类来自于中国证监会2001年颁布的《上市公司行业分类指引》，将所有上市公司按中国证监会公布的行业分类结果分为21类，其中制造业取两位代码分类进一步细分。
（2）自变量，包括中心化处理的总经理任期和任期的平方。 中心化处理的说明：由于在模型中直接纳入总经理任期及其平方项会引起多重共线性问题，笔者对总经理任期进行了中心化处理。具体来说，中心化处理后的各上市公司总经理任期等于各上市公司的总经理实际任期减去所有上市公司总经理任期的平均值，总经理任期的平方项则为中心化处理后的总经理任期的平方。
（3）控制变量及其定义见表1。
（四）模型构建 为检验上文提出的研究假说，本文构建以下检验模型：
ROE =α+?茁1TENURE+?茁2TENURE2+?茁3SIZE+ ?茁4RI+ ?茁5 SIZE+ ?茁6
LEVERAGE+ ?茁7STICK+ ?茁8G-CON+ ?茁9DUAL+ ?茁10Z+?茁11PEOPLE+?茁12
YEAR+?茁13INDUSTRY+εi
四、实证检验
（一）描述性统计分析 表2列出了本文研究样本中各变量的描述性统结果。通过该统计，可以发现：（1）本文选取行业中位数调整后的扣除非经常性损益后的ROE衡量企业业绩，最小值-0.972736892，最大值0.19640535，标准差0.1195993，说明我国上市公司业绩波动较大，改变量变化较大，而且变化比较分散，各种非经常性因素对公司业绩的影响明显，从而使研究高管任期对公司业绩的影响成为可能。我国上市公司高管任主要位于1~4年间（占样本的76.34%），平均值达到2.92年，分布比较集中；经理人任期普遍偏短、更换频繁。符合上市司主要是国有及国有控股企业，高管更换频繁的特征。
（二）回归结果分析 回归结果如表3所示，表3的回归结果显示中心化处理总经理任期平方与企业业绩在5%的显著性水平上通过了T检验，具有统计意义上的显著性，显著相正关，而任期的平方与ROE在5%的水平上显著负相关，说明在去除异常点之后的样本，CEO任期和企业绩效之间存在非线性的倒U字型关系，支持了本文的假设1。反映出组织绩效ROA随着CEO任期的增加先是递增，而后降低，支持了Hambrick的“季节模型”的假设。
五、结论与建议
本文用上海证券交易所上市公司的数据证明了“季节模型”在我国实际存在，高管任期和企业绩效之间存在倒U字型的关系。换言之，对于一个企业的新高管来说，一开始绩效并不高，但随着时间的推延企业绩效会不断提高，若干年后绩效会达到一个最高点，之后随着任期的进一步加长，企业绩效会逐步下滑。本研究结论的管理实践含意是明显的，在确定企业的高管任职年限时要考虑到适当的任期长度，过长或过短都是不科学的。当然确定某一具体的高管任期需要进一步的细化研究，笔者认为，企业绩效及高管的任期与经营环境、文化、行业特征、高管自身等多种因素相关。加入更多的控制变量和中间变量应该是未来进一步研究的方向。后续的深入研究可以对高管变更的原因进行更为详细的划分，来检验各种不同原因的高管变更对于企业业绩的影响，从而为管理决策提供依据。此外，对于因变量指标的选取还需要继续丰富，在不同的因变量指标下研究高管变更对企业业绩的影响。
参考文献：
［1］Simsek,Zeki. CEO Tenure And Organizational Performance: Testing a Nonlinear Intervening Model ［R］.Academy of Management
［2］刘运国、刘雯：《我国上市公司的高管任期与R&D支出》，《管理世界》2007年第1期。
［3］薛爽、王鹏：《影响上市公司业绩的内部因素分析》，《会计研究》2004年第3期。
（编辑 刘 姗）
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