總經(jīng)理變更對短期經(jīng)營績效敏感性研究——基于中國上市公司多元化戰(zhàn)略模式下的實證檢驗

1、總經(jīng)理變更對短期經(jīng)營績效敏感性研究基于中國上市公司多元化戰(zhàn)略模式下的實證檢驗總經(jīng)理變更對短期經(jīng)營績效敏感性研究*基于中國上市公司多元化戰(zhàn)略模式下的實證檢驗薛有志 周杰 頓曰霞(南開大學商學院 天津 300071)摘要：基于公司治理機制內(nèi)生于公司戰(zhàn)略的觀點，本文分別從戰(zhàn)略實施所引發(fā)的公司治理機制的干預性調(diào)整與自發(fā)性調(diào)整兩個方面探討了多元化戰(zhàn)略實施對總經(jīng)理變更機制的影響。通過比擬專業(yè)化與多元化公司總經(jīng)理變更機制的差異，我們發(fā)現(xiàn)多元化公司總經(jīng)理變更的可能性與財務績效顯著負相關(guān)，說明我國上市公司實施多元化戰(zhàn)略后能夠?qū)局卫頇C制進行有效的干預性調(diào)整。此外，通過進一步比擬不同多元戰(zhàn)略實施模式對總經(jīng)理變更

2、機制的影響，我們還發(fā)現(xiàn)控股型多元化模式不僅可以保持總經(jīng)理變更機制的有效性，同時防止了總經(jīng)理變更對績效的過度敏感。關(guān)鍵詞：多元化戰(zhàn)略 總經(jīng)理變更 短期經(jīng)營績效A Study of the Sensitivity of CEO Turnover to Short-term Business PerformanceEvidence from Diversified Corporations Listed in ChinaXue Youzhi Zhou Jie Dun Yuexia(Business School of Nankai University Tian Jin 300071)Abstrac

3、t Based on the 5>view that corporate governance mechanisms are endogenous of corporate strategies, this paper studies the effects of the implementation of diversified strategies on CEO turnover mechanisms from the perspectives of spontaneous adjustment and interfering adjustment of corporate gove

4、rnance mechanisms caused by the strategic implementation1>. Through a comparison of the difference in CEO turnover between specialized and diversified corporations, we find that the possibility of CEO turnover in diversified corporations has a significantly negative correlation to financial perfo

5、rmance, suggesting that after the implementation of diversified strategies, Chinese listed corporations are capable of making an effectively interfering adjustment to their corporate governance mechanisms. Besides, through a further comparison of the effects of the implementation models of diversifi

6、ed strategies, we also find that the shareholding diversified model can maintain the effectiveness of CEO turnover mechanisms as well as avoid the inproportionate sensitivity of CEO turnover to performance.Key words: Diversified strategies, CEO turnover, short-term business performance作者簡介：薛有志199>

7、;65-，吉林省集安人，南開大學商學院副院長、教授、博士生導師，研究方向：公司治理、戰(zhàn)略管理周杰1980-，天津人，南開大學商學院博士研究生，研究方向：公司治理、戰(zhàn)略管理聯(lián)系方式：天津市南開大學商學院300071，zhoujie_19801263>(周杰) 0 引言總經(jīng)理變更是上市公司重要的內(nèi)部治理機制之一，它既是表征“約束經(jīng)理人力度的關(guān)鍵變量1，也是衡量企業(yè)內(nèi)部治理機制有效性的重要指標。國外很多學者的研究也驗證了總經(jīng)理變更的可能性與其變更前的經(jīng)營業(yè)績存在負相關(guān)關(guān)系2-6，說明經(jīng)營業(yè)績較差的公司的總經(jīng)理將會受到懲罰。國內(nèi)局部學者也分別從股權(quán)結(jié)構(gòu)、董事會特征等方面

8、對公司治理機制與總經(jīng)理變更之間的關(guān)系進行了研究，并認為合理的股權(quán)安排以及積極的董事會行為可以有效地約束績效差的總經(jīng)理，從而增加其變更的可能性7-8。但目前的這些研究均假設(shè)總經(jīng)理變更機制是外生于公司戰(zhàn)略，旨在降低代理本錢、解決管理者時機主義行為的一種制度安排，沒有考慮不同公司戰(zhàn)略的實施所導致的公司治理環(huán)境差異及對公司治理結(jié)構(gòu)所進行的干預性調(diào)整。因此，內(nèi)生于戰(zhàn)略的公司治理環(huán)境的改變以及公司治理結(jié)構(gòu)的干預性調(diào)整是否會對總經(jīng)理變更機制產(chǎn)生影響以及如何影響是一個國內(nèi)外學者尚未關(guān)注而值得研究的問題。本文即以我國上市公司普遍實施的多元化戰(zhàn)略為例，對多元化戰(zhàn)略的實施所引發(fā)的總經(jīng)理變更機制有效性的變化進行研究，

9、試圖對上述問題進行答復。公司實施多元化戰(zhàn)略后，組織結(jié)構(gòu)、管理者勢力與控制方式等方面均發(fā)生著較大的變化，從而可能會影響總經(jīng)理變更-績效敏感性的關(guān)系。毋庸置疑，當總經(jīng)理變更對公司短期經(jīng)營業(yè)績不敏感時，說明董事會對總經(jīng)理的約束力度下降，使得總經(jīng)理侵害股東利益的動機加強，進而損害公司價值；然而，當總經(jīng)理變更對公司短期經(jīng)營業(yè)績過于敏感時，總經(jīng)理為了躲避被變更的風險會產(chǎn)生“短視行為，同樣對公司價值產(chǎn)生不利影響。本文通過檢驗中國實施多元化戰(zhàn)略的上市公司，相對于實施專業(yè)化戰(zhàn)略的上市公司，其總經(jīng)理變更對公司短期經(jīng)營績效的敏感性有何不同，從而判斷中國上市公司實施多元化戰(zhàn)略后總經(jīng)理變更機制存在的潛在問題，提出多元化

10、戰(zhàn)略實施后公司治理機制的優(yōu)化方向。通過比擬實施專業(yè)化與多元化戰(zhàn)略上市公司總經(jīng)理變更對短期經(jīng)營業(yè)績敏感性的差異發(fā)現(xiàn)，實施專業(yè)化戰(zhàn)略的上市公司，總經(jīng)理變更的可能性與變更前短期經(jīng)營業(yè)績的關(guān)系并不顯著，而實施多元化戰(zhàn)略的上市公司，總經(jīng)理變更的可能性對變更前經(jīng)營業(yè)績敏感性較強，存在顯著的負相關(guān)關(guān)系，說明中國實施多元化戰(zhàn)略的上市公司總經(jīng)理變更的有效性。但為了檢驗我國上市公司中是否存在由于總經(jīng)理變更對短期經(jīng)營績效過度敏感而產(chǎn)生的“管理者短視行為，從而引發(fā)低效率多元化戰(zhàn)略的現(xiàn)象，作者按多元化戰(zhàn)略的實施模式進一步分組檢驗說明，采用控股形式實施多元化戰(zhàn)略的上市公司，其總經(jīng)理變更的可能性對變更前經(jīng)營業(yè)績敏感性降低，

11、同樣通過了顯著性檢驗，說明這一組織結(jié)構(gòu)兼具了財務控制與戰(zhàn)略控制的優(yōu)勢，既可以發(fā)揮總經(jīng)理變更機制的有效性，又可以在一定程度上防止“管理者短視行為。本文的創(chuàng)新之處在于，首先將總經(jīng)理變更機制視為內(nèi)生于公司戰(zhàn)略的變量，根據(jù)已有理論，在公司實施多元化戰(zhàn)略之后，管理者勢力的增加使得總經(jīng)理變更機制會發(fā)生自發(fā)性的變化，即總經(jīng)理變更對短期經(jīng)營績效的敏感度降低，但公司可以通過對相關(guān)機制的調(diào)整，如控制方式的重新選擇，使得無效的總經(jīng)理變更機制重新變得有效，即建立新的替代性機制制衡管理者勢力的增加，從而使得其總經(jīng)理變更對公司短期績效敏感，本文便對此替代性機制的有效性進行了檢驗；二是本文考慮了有效的總經(jīng)理變更機制可能引發(fā)

12、的負面效應，即管理者短視行為，作者從多元化戰(zhàn)略實施方式的視角，通過分析控股型與自建型多元化經(jīng)營企業(yè)總經(jīng)理變更與短期經(jīng)營績效之間關(guān)系的差異，探索了解決這一負面效應的途徑，從而為解決總經(jīng)理變更對短期經(jīng)營績效過度敏感所引發(fā)的潛在問題提供了方向。1 理論推演與研究假設(shè)所有權(quán)與控制權(quán)的別離及由此產(chǎn)生的信息不對稱使得現(xiàn)代企業(yè)中經(jīng)理人的代理問題時有發(fā)生，國有企業(yè)所有者的缺位、流通股比例的過低以及市場的投機氣氛促成了“內(nèi)部人控制現(xiàn)象 7，而“內(nèi)部人控制的存在使得總經(jīng)理更可能利用自己的權(quán)利作出符合私利動機的決策，如利用較高的債務融資進行擴張性投資，從而增加自己的控制權(quán)與索取權(quán) 9；同時，總經(jīng)理與股東之間的利益沖

13、突使得總經(jīng)理經(jīng)常會選擇有利于提高自身勢力的投資工程Myers，199710,而多元化經(jīng)營是總經(jīng)理提高報酬、權(quán)力與威望11-12，穩(wěn)固職位平安性13，分散人力資本投資風險14的重要手段，因此，實現(xiàn)多元化擴張的投資工程便成為他們的選擇。公司在實施多元化戰(zhàn)略后，組織結(jié)構(gòu)的復雜性、經(jīng)營行業(yè)的多樣性以及內(nèi)部責權(quán)利關(guān)系協(xié)調(diào)的困難性均使得公司對管理者能力的要求有所提高，實施多元化戰(zhàn)略的公司的管理者所具備的高報酬恰恰是對其能力進行的補償15。因此，多元化經(jīng)營實施后，管理者技能對公司重要性會顯著提高，人力資本所有者即管理者與物質(zhì)資本所有者即股東與債權(quán)人在公司中的相對地位發(fā)生改變，管理者向股東及其他利益相關(guān)者的討

14、價還價能力有所提升，同時“內(nèi)部人控制更可能使得總經(jīng)理與政府、其他高管人員及中介結(jié)構(gòu)形成合謀，造成對總經(jīng)理的監(jiān)督弱化16，從而可能使得強勢管理者的變更對績效的敏感性降低；不僅如此，管理者在選擇多元化經(jīng)營業(yè)務時，還會出于私利的目的選擇與自身經(jīng)驗、能力、優(yōu)勢相匹配的工程，從而實現(xiàn)“壕塹效應(Entrenchment Effect)，使得企業(yè)的開展更加依賴于自身的專用性人力資本，增加其與董事會談判的砝碼，從而降低被更換的可能性。Denis, Denis和Sarin (1997)17的研究發(fā)現(xiàn)，當公司多元化程度下降時，管理者被更換的可能性會提高。循此邏輯，當公司多元化經(jīng)營程度不斷提高時，“能力匹配與“管

15、理者壕塹均會使得管理者被賦予的“勢力相應地提高，管理者變更對公司短期經(jīng)營業(yè)績的敏感性下降。因此，本文提出以下假設(shè)：假設(shè)1：與實施專業(yè)化戰(zhàn)略的上市公司相比，實施多元化戰(zhàn)略的上市公司，總經(jīng)理的強勢會使得其變更對公司短期經(jīng)營業(yè)績的敏感性較低。盡管由于多元化戰(zhàn)略實施引發(fā)的管理者勢力的提高會影響管理者變更機制的有效發(fā)揮，但企業(yè)并不是被動地適應多元化戰(zhàn)略所帶來的管理者勢力的增加，企業(yè)在多元化戰(zhàn)略實施后引發(fā)的組織結(jié)構(gòu)與控制模式的調(diào)整會對此弱化的機制進行彌補，從而抑制管理者的強勢。企業(yè)在實施多元化戰(zhàn)略后，單部門的管理方式已經(jīng)不能滿足對多樣化業(yè)務的有效管理，同時，享有固定求償權(quán)與剩余求償權(quán)的利益相關(guān)者由于對多元

16、化經(jīng)營業(yè)務風險的不同認知，需要將原有的組織結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)變?yōu)槎嗖块T的M型結(jié)構(gòu)或母子公司制組織結(jié)構(gòu)18。而不同的組織結(jié)構(gòu)表達不同的控制要求，單部門的組織結(jié)構(gòu)表達集權(quán)，而多部門的組織結(jié)構(gòu)必然要求一定程度的分權(quán)。當公司在專業(yè)化或相關(guān)行業(yè)領(lǐng)域內(nèi)經(jīng)營時，業(yè)務的單一或關(guān)聯(lián)性使得企業(yè)更可能采用集權(quán)的組織結(jié)構(gòu)，同時也使得董事會成員擁有足夠的經(jīng)驗、知識與信息判斷總經(jīng)理的行為，因此可以有效地對總經(jīng)理進行戰(zhàn)略控制，而當公司在相關(guān)性較低的領(lǐng)域內(nèi)經(jīng)營時，業(yè)務的多樣性和復雜性使得企業(yè)更可能采用分權(quán)的組織結(jié)構(gòu)，并且由于受自身能力與經(jīng)驗的限制，董事無法準確判斷總經(jīng)理的行為是否符合公司的總體戰(zhàn)略，因此更加偏好于財務控制，即以財務業(yè)績指

17、標作為對總經(jīng)理評價的主要標準。Hillt與Hosskison19-20等學者在研究多元化經(jīng)營戰(zhàn)略、控制系統(tǒng)與董事會特征的關(guān)系時指出，財務控制系統(tǒng)可以保證非相關(guān)多元化戰(zhàn)略的順利實施，并與外部董事主導的董事會相匹配；而戰(zhàn)略控制系統(tǒng)可以保障相關(guān)多元化戰(zhàn)略的實施，并與內(nèi)部董事主導的董事會相匹配，他們的結(jié)論在一定程度上也得到了現(xiàn)有實證研究的支持。Anderson等200021的研究也得到了相似的結(jié)果，他們發(fā)現(xiàn)，多元化經(jīng)營公司更傾向于使用外部董事制度來替代其他的治理機制。因此，與專業(yè)化公司相比，實施多元化戰(zhàn)略的公司對總經(jīng)理更加偏好于財務控制，短期經(jīng)營績效是考核總經(jīng)理是否勝任的重要標準，當公司的財務業(yè)績較差

18、時，總經(jīng)理被更換的可能性較高。由此，提出以下假設(shè)：假設(shè)2：實施多元化戰(zhàn)略后，公司會采用財務控制等措施抑制管理者的強勢，有效的財務控制措施會使得總經(jīng)理的更替對短期績效的敏感度較專業(yè)化經(jīng)營公司上升，并且相關(guān)關(guān)系為負。通過比擬研究假設(shè)1和研究假設(shè)2的內(nèi)容不難發(fā)現(xiàn)，二者是相互矛盾的。但作者是從動態(tài)的視角提出了這兩個研究假設(shè)，其過程如圖1所示。我們將公司戰(zhàn)略實施后公司治理環(huán)境的變化分為自發(fā)性調(diào)整和干預性調(diào)整兩種，前者是指內(nèi)生于公司多元化戰(zhàn)略的一種治理環(huán)境的變化，當公司實施多元化戰(zhàn)略后由于管理者勢力的提高會對總經(jīng)理變更短期經(jīng)營業(yè)績的負向敏感性產(chǎn)生抑制效應，但公司為了平衡權(quán)利或是保證多元化戰(zhàn)略的有效管理會對

19、公司治理環(huán)境產(chǎn)生干預性的調(diào)整，如財務控制模式的選擇，這一結(jié)果便會對總經(jīng)理變更短期經(jīng)營業(yè)績的負向敏感性產(chǎn)生積極效應，最終的結(jié)果是自發(fā)性調(diào)整和干預性調(diào)整力量“對抗的結(jié)果。2 研究設(shè)計21 樣本的選取及分布狀況由于中國上市公司2002年之后的分行業(yè)數(shù)據(jù)披露比擬完善，考慮到數(shù)據(jù)的可獲得性，以及為了有效判斷企業(yè)是否實施了多元化戰(zhàn)略，以2002年至2005年作為樣本的時間跨度，以2002年之前在上海證券交易所上市的公司為初始樣本。為了提高研究的可操作性及減少研究誤差，對初始樣本按如下標準進行篩選：1剔除由于控股權(quán)變動、健康原因、完善公司治理結(jié)構(gòu)與涉嫌案件而引發(fā)的管理者變更，因為這些變更并非完全為董事會的決

20、策，與公司經(jīng)營狀況關(guān)聯(lián)不大；2剔除發(fā)生總經(jīng)理變更，但總經(jīng)理年齡大于59歲的樣本。盡管上市公司在披露總經(jīng)理變更時會說明變更原因，根據(jù)披露的信息可以區(qū)分正常性變更和強迫性變更，但為了減少信息披露的真實性對研究的影響，本文在按標準1剔除樣本的根底上，以正常退休年齡為標準進行進一步篩選，高于59歲的總經(jīng)理的更替更可能是正常的退休，屬于正常性變更，此類變更同樣不受公司經(jīng)營業(yè)績的影響；3因為是否實施多元化戰(zhàn)略的判斷標準是基于年報中披露的分行業(yè)信息，因此剔除分行業(yè)信息披露不明確的樣本，最終得到有效樣本點981個。本文根據(jù)上市公司年度財務報告中所披露的分行業(yè)信息判斷該公司是否實施多元化戰(zhàn)略，如果公司沒有按行業(yè)

21、，只是按產(chǎn)品披露信息，作者根據(jù)產(chǎn)品性質(zhì)，按照?中國上市公司行業(yè)分類?為每一種產(chǎn)品編制行業(yè)代碼，前兩位代碼相同的產(chǎn)品被歸為同一行業(yè)。我們基于合并財務報告的信息，剔除所占收入小于10%的行業(yè)后，假設(shè)該公司只在一個行業(yè)內(nèi)經(jīng)營，那么稱之為實施專業(yè)化戰(zhàn)略的上市公司；否那么，稱之為實施多元化戰(zhàn)略的上市公司。按照該標準將總體樣本劃分為兩組，分別為實施專業(yè)化戰(zhàn)略的樣本和實施多元化戰(zhàn)略的樣本，研究樣本在各年度樣本的分布狀況如表1所示。 表1 樣本分布狀況 單位：個 年度樣本特征2002-20052002200320042005總體樣本數(shù)量發(fā)生總經(jīng)理變更的樣本981(184)247(50)238(49)244(3

22、9)251(46)實施專業(yè)化戰(zhàn)略的樣本數(shù)量發(fā)生總經(jīng)理變更的樣本704(128)185(31)175(34)171(29)173(34)實施多元化戰(zhàn)略的樣本數(shù)量發(fā)生總經(jīng)理變更的樣本277(58)63(20)63(15)74(11)77(12)注：括號內(nèi)數(shù)字表示發(fā)生總經(jīng)理變更的樣本數(shù)量。資料來源：根據(jù)樣本作者整理。由表1可知，2002-2005年實施多元化戰(zhàn)略的總體樣本量為277個，其中發(fā)生總經(jīng)理變更的樣本為58家，占25.51%，樣本根本分散于各年度的樣本數(shù)量，因此在下文的實證研究中不會產(chǎn)生特定年度下宏觀因素特征對結(jié)果的影響。22 變量及模型構(gòu)建1短期經(jīng)營績效的度量國外關(guān)于公司業(yè)績與總經(jīng)理變更關(guān)

23、系的研究主要從股票業(yè)績和會計業(yè)績兩個方面展開，由于中國的資本市場開展尚不完善，上市公司的股價存在嚴重的炒作與操控現(xiàn)象，股票價格并不能真實反響中國上市公司的經(jīng)營狀況，因此本文選取會計績效作為業(yè)績的度量指標?？紤]到總經(jīng)理變更是董事會作出的重大決策，而董事會是對股東負責的治理主體，因此，選用代表股東收益的凈資產(chǎn)回報率作為經(jīng)營績效的度量指標。為了結(jié)果的穩(wěn)健，在計算凈資產(chǎn)回報率時，分別用凈利潤/凈資產(chǎn)和利潤總額/凈資產(chǎn)度量，并分別用符號NRONA和RONA表示。由于不同行業(yè)之間的收益率會存在較大的差異，行業(yè)總體業(yè)績必然影響微觀的企業(yè)績效，為了消除行業(yè)的影響，本文利用行業(yè)調(diào)整的凈資產(chǎn)回報率作為最終度量指標

24、。調(diào)整方法如下：ANRONAi=NRONAi-INRONAARONAi=RONAi-IRONA其中：ANRONAi 與ARONAi分別為第i個樣本經(jīng)過行業(yè)調(diào)整后的NRONA和RONA；INRONA與IRONA分別為樣本公司按公告披露所在行業(yè)的NRONA與RONA的中位數(shù)。2控制變量的選取資產(chǎn)規(guī)模公司規(guī)模不僅是影響公司業(yè)績的重要變量，而且規(guī)模的大小也反映了對總經(jīng)理能力要求的差異，影響了經(jīng)理人市場的供求關(guān)系，從而影響在職總經(jīng)理變更的可能性。因此，本文將其作為控制變量之一，用符號SIZE表示，度量方法為公司總資產(chǎn)的自然對數(shù)。負債比率由于負債比例反映了債權(quán)人對公司業(yè)績的關(guān)注程度，及對總經(jīng)理進行約束的程

25、度。當公司經(jīng)營狀況不佳時，債權(quán)人會積極參與公司決策，甚至要求替換總經(jīng)理。陳璇等200622發(fā)現(xiàn)，公司的負債水平影響著管理者變更的可能性，因此本文將負債水平作為控制變量之一，用符號DEBT表示，度量方法為：總負債/總資產(chǎn)?？偨?jīng)理與董事長二職是否合一代理理論認為，董事作為股東利益的代表，在董事長與總經(jīng)理別離時，可以起到監(jiān)督經(jīng)理行為的作用。而當董事長與總經(jīng)理合一時，作為股東代理人的董事并非總是以股東利益最大化進行決策，存在著自己監(jiān)督自己的機制缺陷，從而降低總經(jīng)理被更換的可能性。因此，本文將總經(jīng)理與董事長是否由一人擔任作為控制變量，用符號SAME表示，該變量為虛擬變量，當總經(jīng)理與董事長由一人擔任時，該

26、變量值設(shè)為“1；否那么，為“0?？偨?jīng)理持股水平盡管Jensen和Meckling(1976)23認為總經(jīng)理持股可以降低代理本錢，但很多學者發(fā)現(xiàn)，隨著總經(jīng)理持股比例的不斷上升，總經(jīng)理在公司內(nèi)部更加容易形成“壕塹Entrenchment效應，進而影響總經(jīng)理被變更的可能性。Morck等(1989)24提出管理者壕塹(managerial entrenchment)假設(shè)，即管理者持股會提高其追求非公司價值最大化的決策，以滿足個人利益，并防止被更替。因此，本文將總經(jīng)理持股比例作為控制變量之一，用符號MOS表示。3模型設(shè)計本文主要考察總經(jīng)理變更對公司業(yè)績的敏感程度，其中因變量為虛擬變量，當總經(jīng)理發(fā)生變更時

27、，該變量值為1，未發(fā)生變更時，為0。計量模型處理0-1虛擬變量較為簡單的方法為線性概率模型LMP，具體模型如下：MC=0+1*PER+2*MOS+3*SAME+4*SIZE+5*DEBT+6*YEAR2005+7*YEAR2004+8*YEAR2003+ (1) 其中，MC度量了總經(jīng)理是否變更，PER為公司經(jīng)營績效，本文分別采用前述兩個指標進行度量，SIZE為公司規(guī)模，DEBT為負債水平，YEAR2005、YEAR2004 和YEAR2003分別為2005年、2004年與2003年的年度虛擬變量，引入該變量解決了由于不同年度宏觀環(huán)境差異對結(jié)果造成的影響。根據(jù)模型1,在給定自變量的情況下可得：P

28、 (MC=1) =E (MC) =0+1*PER+2*MOS+3*SAME+4*SIZE+5*DEBT+6*YEAR2005+7*YEAR2004+8*YEAR2003 (2)因此，模型1中回歸系數(shù)度量了總經(jīng)理發(fā)生變更的可能性對該變量的敏感程度,其系數(shù)利用普通最小二乘法(OLS)進行估計，該模型應用比擬簡單，但具有一定的缺陷，如存在嚴重的異方差性25，并且可能出現(xiàn)概率大于1的情況，此外，模型1的假設(shè)條件是各變量對總經(jīng)理變更可能性的影響是恒定的。為了克服上述模型缺陷，我們還采用了目前較為流行的處理二值因變量的模型：Logit模型與Probit模型，二者的差異在于對隨機誤差的分布假設(shè)不同，具體模型

29、如下：P(MC=1)=G(0+1*PER+2*MOS+3*SAME+4*SIZE+5*DEBT+6*YEAR2005+7*YEAR2004+8*YEAR20033其中：Logit模型假設(shè)G(X)為一對數(shù)函數(shù)，而Probit模型假設(shè)G(X)為標準正態(tài)累計函數(shù)，由于模型是非線性的，因此選擇最大似然估計方法(MLE)對參數(shù)進行估計。盡管這一方法比擬科學，但參數(shù)的解釋較為困難，本文僅從系數(shù)的方向予以判斷。為了參數(shù)解釋的方便、方法的科學，以及結(jié)果的穩(wěn)健，本文同時選取LMP，Logit與Probit模型進行檢驗。3 實證結(jié)果及分析基于總體樣本的實證結(jié)果如表2所示，表2a和表2b分別列出了以ARONA和AN

30、RONA作為解釋變量的結(jié)果，可以看出，在總體樣本中，總經(jīng)理變更對公司經(jīng)營業(yè)績的敏感性并不顯著，并且其符號方向與假設(shè)相反，說明較差的經(jīng)營績效并不能提高總經(jīng)理變更的概率，但這里無法證明這一結(jié)果是由于中國上市公司總經(jīng)理變更機制的缺陷還是傾向于戰(zhàn)略控制所致。此外，當管理者持股水平較高時，總經(jīng)理被更換的可能性下降，證實了總經(jīng)理持股所產(chǎn)生的壕塹效應，上述結(jié)果在三種模型中是一致的，結(jié)果較為穩(wěn)定。通過利用線性概率模型與Probit模型對總體樣本檢驗結(jié)果還發(fā)現(xiàn)，公司規(guī)模越大，總經(jīng)理被更換的可能性越低，這也說明經(jīng)營大規(guī)模公司對管理者特有技能的要求較高，總經(jīng)理更可能形成“壕塹，但這一結(jié)果在Logit模型中沒有通過顯

31、著性檢驗；此外，我們在線性概率模型中還發(fā)現(xiàn)負債水平與董事長與總經(jīng)理合一均對總經(jīng)理變更產(chǎn)生消極抑制作用，與總經(jīng)理“壕塹假說一致。表2a 基于總體樣本的實證結(jié)果模型解釋變量LMP(OLS)Logit(MLE)Probit(MLE)值P值值P值值P值Constant0.69660.01*1.83470.331.01820.34ARONA0.00230.160.04030.280.02270.32SIZE-0.02280.09*-0.14120.11-0.08190.10*DEBT-0.01390.07*-0.15210.47-0.08680.44MOS-2.02450.00*-5777.340.01

32、*-2628.760.01*SAME-0.09080.02*-0.61100.14-0.33420.12YEAR2005-0.01150.75-0.09670.68-0.05020.70YEAR2004-0.03640.30-0.29150.23-0.16500.22YEAR20030.00420.910.01380.950.00370.98R20.01120.02720.0263表2b 基于總體樣本的實證結(jié)果模型解釋變量LMP(OLS)Logit(MLE)Probit(MLE)值P值值P值值P值Constant0.69620.01*1.82990.331.01520.34ANRONA0.00

33、240.160.04120.280.02320.32SIZE-0.02270.09*-0.14100.11-0.08170.11DEBT-0.01390.07*-0.15200.47-0.08680.44MOS-2.02460.00*-5776.880.01*-2628.110.01*SAME-0.09080.02*-0.61100.139-0.33440.12YEAR2005-0.01150.75-0.09660.68-0.05020.70YEAR2004-0.03640.30-0.29130.23-0.16490.22YEAR20030.69610.01*0.01380.950.00370

34、.98R20.01120.02720.0263為了研究不同多元化戰(zhàn)略對總經(jīng)理變更短期經(jīng)營業(yè)績的影響，本文分組檢驗了專業(yè)化與多元化戰(zhàn)略樣本總經(jīng)理變更對績效敏感性的差異，結(jié)果見表3與表4。由表3可知，實施專業(yè)化戰(zhàn)略公司的經(jīng)營績效對總經(jīng)理變更可能性并沒有產(chǎn)生負面作用見表3a和表3b，在LMP模型中敏感性系數(shù)反而顯著為正，這可能是由于專業(yè)化公司偏好于戰(zhàn)略控制的結(jié)果，那些注重短期財務績效而忽略長期開展工程的總經(jīng)理被更換的可能性反而上升，當然，這也有可能是由我國公司治理機制的“扭曲所造成的，由于不是本文的研究重點，在此不做進一步的討論。由表4可知，實施多元化戰(zhàn)略的上市公司的總經(jīng)理變更對經(jīng)營業(yè)績的敏感性顯著

35、為負，這一結(jié)論在三個模型中一致，該結(jié)果支持了假設(shè)2，沒有支持假設(shè)1，說明盡管多元化戰(zhàn)略的實施可能會導致管理者勢力的提高，但公司會相應地采用其它機制對管理者的強勢進行制衡，研究結(jié)果證實中國上市公司能夠有效地制衡管理者因?qū)嵤┒嘣瘧?zhàn)略所帶來的勢力，從而使得多元化經(jīng)營上市公司中總經(jīng)理變更能夠保持對公司短期經(jīng)營績效的負向敏感性。表3a 基于專業(yè)化經(jīng)營樣本的計量結(jié)果模型解釋變量LMP(OLS)Logit(MLE)Probit(MLE)值P值值P值值P值Constant0.85170.01*3.00430.171.67320.17ARONA0.00450.07*0.04451.060.02640.30SI

36、ZE-0.03270.02*-0.21440.04*-0.12300.03*DEBT0.02660.520.04820.900.03340.89MOS-1.89700.00*-3882.00.10*-1852.30.09*SAME-0.06060.23-0.37110.42-0.20500.40YEAR20050.03460.410.23030.410.13260.40YEAR20040.00800.840.01870.950.00530.97YEAR20030.02840.490.18150.510.09890.53R20.01400.02170.0213注：其中*表示通過10%顯著性水平，

37、*表示通過5%顯著性水平，*表示通過1%顯著性水平。以下所有表的解釋相同表3b 基于專業(yè)化經(jīng)營樣本的計量結(jié)果模型解釋變量LMP(OLS)Logit(MLE)Probit(MLE)值P值值P值值P值Constant0.85130.01*2.99850.171.66980.17ANRONA0.00460.07*0.04580.2910.02720.31SIZE-0.02670.02*-0.21410.04*-0.12270.03*DEBT0.02670.520.04880.90-0.03340.89MOS-1.89710.00*-3881.430.11-1851.650.09*SAME-0.060

38、60.23-0.37130.41-0.20520.40YEAR20050.03460.410.23050.410.13270.40YEAR20040.00800.840.01890.950.00540.97YEAR20030.02840.490.18160.510.09900.53R20.01390.02170.0213表4a 基于多元化經(jīng)營樣本的計量結(jié)果模型解釋變量LMP(OLS)Logit(MLE)Probit(MLE)值P值值P值值P值Constant-0.16390.82-6.24070.16-3.61500.16ARONA-0.21700.00*-2.92650.06*-1.5541

39、0.08*SIZE0.0240.470.29710.170.17020.17DEBT-0.00620.53-0.91530.34-0.49270.38MOS-67.30840.00*-13471.640.06*-6536.520.03*SAME-0.08630.21-0.75800.39-0.43030.31YEAR2005-0.18860.01*-1.22850.01*-0.71890.01*YEAR2004-0.17950.01*-1.18810.01*-0.70340.01*YEAR2003-0.09150.25-0.54040.20-0.33720.18R20.06980.11030.

40、1087表4b 基于多元化經(jīng)營樣本的計量結(jié)果模型解釋變量LMP(OLS)Logit(MLE)Probit(MLE)值P值值P值值P值Constant-0.10460.88-6.60370.13-3.91910.13ANRONA-0.22850.00*-4.30600.02*-2.41300.03*SIZE0.02120.550.31500.140.18520.13DEBT-0.00660.50-0.94800.32-0.51990.36MOS-68.340.00*-13609.640.06*-6537.680.03*SAME-0.08670.21-0.73170.36-0.41370.33YE

41、AR2005-0.18900.01*-1.26650.01*-0.74270.01*YEAR2004-0.17930.01*-1.23400.01*-0.35230.01*YEAR2003-0.09150.25-0.56360.18-0.35230.16R20.07080.116 0.11524 進一步分析與討論由上面的分析可知，多元化戰(zhàn)略公司的總經(jīng)理變更機制能夠保持對短期經(jīng)營績效的敏感性，說明多元化戰(zhàn)略公司可以采用有效的替代機制消除管理者勢力增加對變更機制的不良影響。既然如此，為什么實踐中的中國上市公司多元化經(jīng)營頻頻遭受失?。坑譃槭裁蠢碚摻鐚τ凇岸嘣劭郜F(xiàn)象可以根本達成共識？對此，作者認為

42、，盡管總經(jīng)理變更與短期經(jīng)營業(yè)績負相關(guān)是有效公司治理機制的表現(xiàn)，但如果多元化戰(zhàn)略公司中總經(jīng)理對短期財務績效過度敏感也會導致一定的問題，管理者會只注重短期財務績效而忽略長期投資工程，如技術(shù)創(chuàng)新，這是多元化戰(zhàn)略公司經(jīng)常出現(xiàn)的問題之一。例如，Baysinger和Hoskisson(1989)26的研究發(fā)現(xiàn)，與專業(yè)化公司相比，實施多元化戰(zhàn)略的公司R&D投入較少，這可能是“管理者短視導致的放棄長期投資工程的結(jié)果。本文在此不對中國上市公司實施多元化戰(zhàn)略后是否會產(chǎn)生“管理者短視這一問題進行檢驗，無論如何，總經(jīng)理對短期財務績效過分敏感確實會產(chǎn)生這一潛在“風險，本文在此希望答復這樣一個問題：“多元

43、化戰(zhàn)略的實施模式對這一潛在風險是否會產(chǎn)生影響？為了解決這一疑問，我們將實施多元化戰(zhàn)略的樣本公司按照實施模式進行了進一步的分組檢驗。中國上市公司實施多元化戰(zhàn)略時存在兩種主要模式，一是通過自建方式在公司內(nèi)部開展新業(yè)務，也被稱作為“二次創(chuàng)業(yè)型多元化開展模式；另一種是通過收購兼并實現(xiàn)對其它業(yè)務經(jīng)營公司的控制，形成母子公司型組織結(jié)構(gòu)，本文稱之為“控股型多元化開展模式。前一種方式的多元化經(jīng)營企業(yè)多采用M型組織結(jié)構(gòu)錢德勒，1962，即公司總部對公司的總體戰(zhàn)略進行決策，而將產(chǎn)品和市場的日常經(jīng)營決策權(quán)下放給各事業(yè)部經(jīng)理，控股型多元化經(jīng)營企業(yè)的結(jié)構(gòu)與M型結(jié)構(gòu)相似，只是這里的事業(yè)部是具有獨立法人地位的實體。與在公司

44、內(nèi)部經(jīng)營多元化相比，實施控股型多元化的上市公司與子公司之間的信息不對稱程度更大，因此，更傾向于實施財務控制，從而可能使得總經(jīng)理變更對績效的負向敏感性更強。然而，母公司憑借對子公司的控股權(quán)可以向子公司委派董事，成為子公司的治理主體，使得每個子公司的董事專注于所在公司的經(jīng)營戰(zhàn)略，并最終向母公司負責，從而形成“整體多元化，各子公司專業(yè)化的經(jīng)營模式，總公司可能會通過委派董事的信息回饋很好地解決信息不對稱問題，從而實現(xiàn)對總經(jīng)理的戰(zhàn)略控制，降低了總經(jīng)理變更對短期績效的負向敏感。因此，我們在此仍然無法判斷二者之間總經(jīng)理變更對短期績效的敏感度的差異。為此，我們將實施多元化戰(zhàn)略的公司劃分為上述的自建方式和控股方

45、式兩類，具體劃分方法如下：對實施多元化戰(zhàn)略的上市公司，根據(jù)母公司的財務信息，按照相同的方法判斷母公司是否實施了多元化戰(zhàn)略。如果母公司實施專業(yè)化戰(zhàn)略或為單純型控股公司，即本身并不獨立生產(chǎn)經(jīng)營，而按合并報表的標準為多元化戰(zhàn)略的上市公司被稱為只實施“控股型多元化戰(zhàn)略的公司；如果無論按母公司披露的信息還是按合并報表披露的信息均為實施多元化戰(zhàn)略，由于可能存在母公司在內(nèi)部實施多元化戰(zhàn)略的同時，仍以控股形式實施多元化戰(zhàn)略的情形，為了更加準確地檢驗控股型多元化戰(zhàn)略下的總經(jīng)理變更機制的有效性，防止混合效應的影響，本文對這類公司不再單獨檢驗。通過對樣本的整理，作者發(fā)現(xiàn)在2002-2005年實施多元化戰(zhàn)略的277個

46、樣本中，有178個是單純通過控股的模式實現(xiàn)的，2002-2005年各年度分別有41個、42個、46個和50個。其樣本量均占實施多元化戰(zhàn)略總樣本的50%以上，正如錢德勒1962所認為的，M型組織結(jié)構(gòu)是多元化戰(zhàn)略的衍生產(chǎn)物。我們同樣選擇了前面的研究方法對這組樣本的總經(jīng)理變更-短期經(jīng)營績效敏感性進行了實證檢驗，以考察這種模式對總經(jīng)理變更機制所產(chǎn)生的影響。由表5a的結(jié)果發(fā)現(xiàn)，以控股型多元化戰(zhàn)略樣本，利用LMP實證檢驗的結(jié)果發(fā)現(xiàn)，總經(jīng)理變更的可能性與ARONA的回歸系數(shù)為-0.1982，盡管通過了顯著性檢驗，但其系數(shù)的絕對值低于多元化戰(zhàn)略樣本中的-0.2170，在Logit和Probit模型中系數(shù)值也為

47、負數(shù)，但均未通過顯著性檢驗。盡管在以ANRONA作為績效指標時，三個模型的系數(shù)為負值，并且均通過了顯著性檢驗，但其系數(shù)的絕對值均小于多元化戰(zhàn)略樣本中系數(shù)，說明通過控股方式實施的多元化戰(zhàn)略不僅使得總經(jīng)理變更機制保持有效，而且在一定程度上可以關(guān)注戰(zhàn)略控制，可以認為，實施控股型多元化戰(zhàn)略的上市公司不僅具備了總經(jīng)理變更與經(jīng)營績效負相關(guān)這一有效的治理機制，而且減弱了總經(jīng)理變更對經(jīng)營績效過于敏感的問題。這一結(jié)果說明，中國上市公司在通過控股的方式實施多元化戰(zhàn)略時通常會從總公司委派一定數(shù)量的董事，有助于董事會對總經(jīng)理實施戰(zhàn)略性控制，減少了總經(jīng)理變更短期經(jīng)營績效的負向敏感程度，同時也說明我國上市公司的子公司仍是

48、圍繞著總公司戰(zhàn)略開展的。這一模式恰恰在我國上市公司董事會結(jié)構(gòu)中經(jīng)營表達出來，作者在另一項研究中發(fā)現(xiàn) ，2005中國上市公司董事會成員中平均超過1/4，并且對R&D的投入產(chǎn)生顯著的促進作用。因此，通過控股的方式是實施多元化戰(zhàn)略的模式在中國是較為有效的。表5a 基于控股型多元化經(jīng)營樣本的計量結(jié)果模型解釋變量LMP(OLS)Logit(MLE)Probit(MLE)值P值值P值值P值Constant-0.05610.95-5.49510.28-3.30920.27ARONA-0.19820.00*-2.44670.15-1.36130.17SIZE0.01980.610.27190.

49、260.16220.26DEBT-0.00980.38-1.31810.29-0.72740.33MOS-64.500.00*-11148.240.08*-5716.080.05*SAME-0.07840.43-0.55310.50-0.31620.49YEAR2005-0.14450.14-0.76620.15-0.47720.13YEAR2004-0.18740.04*-1.12340.05*-0.67310.04*YEAR2003-0.0996-0.32-0.48720.35-0.31770.31R20.07040.11620.1152表5b 基于控股型多元化經(jīng)營樣本的計量結(jié)果模型解釋變

50、量LMP(OLS)Logit(MLE)Probit(MLE)值P值值P值值P值Constant0.00480.99-6.19540.22-3.80930.20ANRONA-0.20840.00*-3.92370.06*-2.28510.07*SIZE0.01690.440.30580.200.18660.19DEBT-0.01020.360-1.36770.28-0.77040.30MOS-65.460.00*-11179.080.08*-5682.210.05*SAME-0.07850.43-0.52660.52-0.29900.51YEAR2005-0.14500.14-0.81480.13-0.50830.11YEAR2004-0.18780.04-1.17050.04*-0.70280.03*YEAR2003-0.09970.32-0.49790.34-0.32480.30R20.07160.12380.12285 結(jié)論多元化戰(zhàn)略成為近幾年中國上市公司普遍采用的成長方式，但多元化公司的頻頻失敗使得國內(nèi)學者開始對多元化戰(zhàn)略中公司治理問題給予關(guān)注，并認為多元化戰(zhàn)略實施后公司治理機制未能實現(xiàn)有效的調(diào)整是導致多元化公司失敗的原因之一，而作為約束總經(jīng)理行為的總經(jīng)理變更機制是上市公司治理機制的重要維度。本文從公司治理機制內(nèi)生于公