李濟(jì)含，劉淑蓮，朱明園

(東北財(cái)經(jīng)大學(xué)會(huì)計(jì)學(xué)院，遼寧 大連 116025)

?

CEO任期、董事會(huì)治理與績(jī)效強(qiáng)制變更敏感性

李濟(jì)含，劉淑蓮，朱明園

(東北財(cái)經(jīng)大學(xué)會(huì)計(jì)學(xué)院，遼寧 大連 116025)

本文以2010-2014年我國(guó)滬深A(yù)股主板上市公司以及在此期間的1341例CEO變更事件為初始研究樣本，采用Logit模型和OLS模型研究CEO任期對(duì)公司績(jī)效與CEO強(qiáng)制變更敏感性的影響，并從董事會(huì)治理視角，進(jìn)一步說明敏感性發(fā)生變化的原因。研究發(fā)現(xiàn)，任期是識(shí)別CEO能力的重要標(biāo)識(shí)，隨著CEO任期逐漸延長(zhǎng)，績(jī)效與CEO強(qiáng)制變更的敏感性、以及董事會(huì)的監(jiān)督力度均顯著降低，董事會(huì)治理機(jī)制能夠反映股東監(jiān)督CEO并獲取相關(guān)信息的需求。

CEO任期；董事會(huì)治理；公司績(jī)效；CEO強(qiáng)制變更

一、引 言

兩權(quán)分離的現(xiàn)代企業(yè)制度中，當(dāng)管理者能力尚不確定、存在較高代理成本及監(jiān)督成本時(shí)，公司股東將績(jī)效作為監(jiān)督和考核管理層的重要依據(jù)，通過建立經(jīng)理人解聘機(jī)制，促使經(jīng)理人以股東利益最大化為執(zhí)業(yè)目標(biāo)和行為導(dǎo)向[1][2]。已有大量研究證實(shí)，CEO變更與公司績(jī)效存在負(fù)相關(guān)關(guān)系[3]，因此，基于績(jī)效的CEO解聘機(jī)制成為股東最基本的契約手段，是經(jīng)理人契約有效性的重要體現(xiàn)。

之所以基于績(jī)效制定CEO聘用機(jī)制，是因?yàn)榭?jī)效可以有效反映CEO為股東創(chuàng)造價(jià)值的能力[4]。首先，當(dāng)業(yè)績(jī)較差時(shí)，股東認(rèn)為CEO并不具備制定、執(zhí)行公司發(fā)展戰(zhàn)略，提升企業(yè)整體價(jià)值的能力[3]，為有效降低由于兩權(quán)分離帶來的代理成本[9][10]，往往采取CEO強(qiáng)制解聘的懲罰措施[4][5][6][7][8]。其次，CEO能力作為提升經(jīng)營(yíng)業(yè)績(jī)的重要因素[11]，股東需要權(quán)衡代理成本和監(jiān)督成本之間實(shí)現(xiàn)最優(yōu)組合。因此，隨著CEO任期的延長(zhǎng)，股東通過對(duì)經(jīng)營(yíng)業(yè)績(jī)的周期性觀察，逐漸改進(jìn)和完善對(duì)CEO能力的認(rèn)知。與CEO上任初期相比，建立在績(jī)效考核制度之上的CEO聘用機(jī)制仍然能夠產(chǎn)生相同程度的敏感性嗎？董事會(huì)治理和監(jiān)督力度仍然保持不變嗎？事實(shí)上，本文研究發(fā)現(xiàn)，股東對(duì)CEO能力定位逐漸準(zhǔn)確的過程中，對(duì)其他兩方面的監(jiān)督會(huì)變得松懈：一是不再?gòu)?qiáng)調(diào)基于績(jī)效的CEO解聘機(jī)制；二是董事會(huì)逐漸降低對(duì)CEO的監(jiān)督力度。

二、理論分析與研究假設(shè)

最優(yōu)契約理論認(rèn)為[12]，在股權(quán)集中度較高，大股東基本掌握公司控制權(quán)的情況下，建立基于績(jī)效的CEO解聘機(jī)制、能夠有效降低代理成本，實(shí)現(xiàn)股東利益最大化的激勵(lì)契約。根據(jù)我國(guó)A股上市公司股權(quán)結(jié)構(gòu)的整體情況，股權(quán)集中度相對(duì)較高(2003-2014年第一大股東持股比例均值為34.62%，而前三大股東持股比例均值高達(dá)50.82%)；相反，管理層平均持股比例相對(duì)較低(2003-2014年管理層平均持股比例為6.68%，而高管平均持股比例僅為3.16%)*股權(quán)集中度與管理層持股比例的數(shù)據(jù)均來源于CSMAR數(shù)據(jù)庫(kù)。。上述情況表明，我國(guó)上市公司“高股權(quán)集中度，低管理層持股比例”的現(xiàn)狀并不存在“經(jīng)理人權(quán)力論”[13]主張的管理層塹壕效應(yīng)[14]，反而更多地表現(xiàn)出最優(yōu)契約理論的觀點(diǎn)和特征[2]。因此，基于以上分析，本文認(rèn)為提升業(yè)績(jī)是CEO延長(zhǎng)契約關(guān)系的核心驅(qū)動(dòng)力，而并非管理層塹壕效應(yīng)秉持的管理層權(quán)力。

股東依據(jù)績(jī)效來設(shè)計(jì)CEO變更機(jī)制是權(quán)衡代理成本和經(jīng)濟(jì)收益的有效反應(yīng)。雇傭有能力的CEO是所有者實(shí)現(xiàn)高額回報(bào)的有力保障[4][11]。當(dāng)CEO的能力可以滿足股東期望、提升整體價(jià)值、創(chuàng)造良好業(yè)績(jī)時(shí)，發(fā)生CEO強(qiáng)制變更的可能性較低；相反，CEO能力較弱、公司長(zhǎng)期反映出較差績(jī)效或業(yè)績(jī)下滑時(shí)，會(huì)大幅增加CEO變更的可能性[6][7][8]?；谝陨戏治?，本文提出假設(shè)1：

假設(shè)1：CEO強(qiáng)制變更可能性與公司績(jī)效負(fù)相關(guān)。

經(jīng)營(yíng)績(jī)效隱含著CEO具備管理能力的相關(guān)信息[4]。伴隨CEO任期的不斷延長(zhǎng)，股東對(duì)CEO能力的掌握逐漸精確，其能力的不確定性會(huì)根據(jù)股東對(duì)經(jīng)營(yíng)成果的周期性觀察而逐漸降低。股東對(duì)任期較長(zhǎng)CEO能力的估計(jì)值和掌控能力要遠(yuǎn)遠(yuǎn)高于任期較短CEO[4][15][16]。結(jié)合假設(shè)1的觀點(diǎn)，當(dāng)企業(yè)發(fā)生同等程度的績(jī)效下滑甚至是業(yè)績(jī)“跳水”的難容局面，對(duì)于任期較長(zhǎng)CEO來說，股東對(duì)其能力估計(jì)的改變相對(duì)較小，給予其機(jī)會(huì)來制定、調(diào)整和執(zhí)行公司戰(zhàn)略并實(shí)現(xiàn)扭虧為盈的可能性較大；而對(duì)于任期較短CEO而言，股東對(duì)其能力的定位會(huì)有較大幅度的轉(zhuǎn)變，是否繼續(xù)留用的容忍度也會(huì)大幅下降，發(fā)生強(qiáng)制變更的可能性極高?；谝陨戏治觯疚奶岢黾僭O(shè)2：

假設(shè)2：隨著CEO任期逐漸延長(zhǎng)，公司績(jī)效與CEO強(qiáng)制變更敏感性持續(xù)減弱。

Mishra(2014)的研究發(fā)現(xiàn)[17]，完善的公司治理意味著股東需要付出較高的代理成本與監(jiān)督成本，挽留經(jīng)理人為企業(yè)創(chuàng)造更多價(jià)值，并監(jiān)督和引導(dǎo)管理者的經(jīng)濟(jì)行為，以實(shí)現(xiàn)利益最大化原則。就代理成本而言，績(jī)效考核式的契約機(jī)制能夠適度調(diào)節(jié)兩權(quán)分離產(chǎn)生的代理成本[9][10]。在監(jiān)督成本方面，董事會(huì)作為公司治理結(jié)構(gòu)的核心部分，監(jiān)督職能的發(fā)揮很大程度上決定著公司治理的效果。CEO上任初期，公司在董事會(huì)運(yùn)作[18]、董事會(huì)結(jié)構(gòu)[14]、獨(dú)立董事制度[14]、董事會(huì)薪酬與激勵(lì)[19]等方面通常投入較大監(jiān)督力度來獲取CEO能力的相關(guān)信息；CEO任職期限的延長(zhǎng)充分給予CEO施展能力的表現(xiàn)期，反映在企業(yè)具有穩(wěn)定且持續(xù)增長(zhǎng)或保持較高態(tài)勢(shì)的經(jīng)濟(jì)利潤(rùn)，與此同時(shí)，董事會(huì)監(jiān)督CEO的需求也隨之減弱?；谝陨戏治?，本文提出假設(shè)3：

假設(shè)3：隨著CEO任期逐漸延長(zhǎng)，董事會(huì)對(duì)CEO監(jiān)督力度持續(xù)減弱。

三、研究設(shè)計(jì)

(一)數(shù)據(jù)來源與樣本選取

本文采用2010-2014年我國(guó)滬深A(yù)股主板上市公司作為初始樣本。結(jié)合已有研究慣例與本文研究特點(diǎn)，做出如下篩選程序：(1)剔除金融行業(yè)；(2)剔除ST、SST、*ST、S*ST樣本；(3)剔除各項(xiàng)指標(biāo)缺失的樣本；(4)為了消除樣本離群值的影響，對(duì)所有連續(xù)型變量進(jìn)行1%水平的縮尾處理。與以往研究不同，本文以季度為觀察期，通過數(shù)據(jù)篩選，最終獲得22963個(gè)季度觀測(cè)值，涉及1334家上市公司。全部數(shù)據(jù)均來自于CSMAR數(shù)據(jù)庫(kù)，分析運(yùn)算采用Stata14統(tǒng)計(jì)軟件。

表1 CEO變更情況表(N=1302)

本文根據(jù)不同企業(yè)對(duì)管理層最高領(lǐng)導(dǎo)職位稱謂設(shè)定的不同，將該職位頭銜稱作CEO、總經(jīng)理或首席執(zhí)行官的名稱均定義為CEO。CEO發(fā)生變更的原因有多種可能，本文借鑒已有研究[20]，并結(jié)合CSMAR數(shù)據(jù)庫(kù)提供的離職原因分類，將CEO變更區(qū)分為強(qiáng)制變更與非強(qiáng)制變更。通過上市公司年報(bào)、公開財(cái)經(jīng)網(wǎng)站以及搜索引擎(百度)，手工整理和補(bǔ)充CEO變更后離職去向，將CEO強(qiáng)制性變更定義為具有以下離職去向的情形：(1)到非上市公司就職；(2)到其他上市公司就職，且職位低于高管；(3)仍就職于本公司，但職位低于CEO；(4)給本公司帶來巨大經(jīng)濟(jì)損失而離職或降職；(5)離職去向隱匿*依據(jù)姜付秀等(2014)的研究[20]，一般情況下，CEO變更后，在本單位或其他單位擔(dān)任更優(yōu)職位，媒體、數(shù)據(jù)庫(kù)或公司年報(bào)中會(huì)披露相關(guān)信息。相反，離職去向遭到隱匿，很可能是為了避免給企業(yè)或經(jīng)理人帶來聲譽(yù)損失而故意遮掩被迫降職或離職的事實(shí)。。具體分類見表1。樣本期間共發(fā)生1341例CEO變更，由于CEO任職不滿1個(gè)季度不足以對(duì)公司績(jī)效產(chǎn)生顯著影響，所以一個(gè)季度內(nèi)發(fā)生多次變更，僅保留最后一例變更事件。最終，得到1302例CEO變更，涉及870家上市公司，其中，強(qiáng)制變更為625例，占總體變更樣本的48%。

(二)變量說明與模型設(shè)定

1.公司績(jī)效與CEO強(qiáng)制變更。由于CEO是否發(fā)生強(qiáng)制變更為二元虛擬變量，因此，本文建立如下Logit模型檢驗(yàn)假設(shè)1：

Logit[Pr(Turnover=1)]=α0+α1PERF+α2Size+α3State+α4Lev+α5Growth+α6Evol+ α7Rovl+α8LnAge+α9New+α10Industry+α11Year+ε

(1)

模型(1)的解釋變量PERF為公司績(jī)效。依據(jù)前人研究[20][21]，本文采用觀察期前4個(gè)季度行業(yè)調(diào)整的總資產(chǎn)收益率和季度個(gè)股回報(bào)率的平均值作為會(huì)計(jì)績(jī)效與市場(chǎng)績(jī)效，分別用IROA和IRET表示。此外，還有學(xué)者認(rèn)為CEO離職前企業(yè)是否虧損對(duì)績(jī)效強(qiáng)制變更敏感性具有顯著影響[22]。由此，本文設(shè)置會(huì)計(jì)績(jī)效和市場(chǎng)績(jī)效虧損程度變量，分別用NegEarn、NegRet表示，進(jìn)一步檢驗(yàn)不同虧損程度對(duì)績(jī)效強(qiáng)制變更敏感性的影響。

2.CEO任期與績(jī)效強(qiáng)制變更敏感性。為了檢驗(yàn)假設(shè)2，本文采用任期較短CEO(New)對(duì)模型(1)做出如下修正：

Logit[Pr(Turnover=1)]=α0+α1PERF+α2New×PERF+α3New+α4Size+α5State+α6Lev+α7Growth+α8Evol+α9Rovl+α10LnAge+α11Industry+α12Year+ε

(2)

模型(2)增加New×PERF是任期較短CEO與績(jī)效的交互項(xiàng)，也是研究CEO任期對(duì)績(jī)效強(qiáng)制變更敏感性產(chǎn)生影響的關(guān)鍵解釋變量。

3.CEO任期與董事會(huì)治理。檢驗(yàn)CEO任期對(duì)董事會(huì)監(jiān)督CEO力度的影響，建立如下模型，以檢驗(yàn)假設(shè)3：

BG=α0+α1Lntenure+α2Size+α3State+α4Lev+α5Growth+α6Evol+α7Rovl+α8List+ α9Industry+α10Year+ε

(3)

綜合考慮董事會(huì)運(yùn)作、董事會(huì)結(jié)構(gòu)、獨(dú)立董事制度、董事薪酬或激勵(lì)等方面的影響因素，并顧全指標(biāo)選取的重要性、可計(jì)量性、可驗(yàn)證性的原則，本文選取以下5個(gè)變量作為董事會(huì)治理(BG)的代理變量：董事會(huì)會(huì)議次數(shù)(NumMeet)、董事會(huì)獨(dú)立性(Independ)、董事會(huì)規(guī)模(Bsize)、董事會(huì)持股比例(Bholding)、兩職合一(Duality)。模型(3)的解釋變量為CEO任職年限(Lntenure)。由于無(wú)法獲取董事會(huì)治理的季度觀測(cè)值，模型(3)變量均采用年度觀測(cè)值。

公司規(guī)模(Size)、所有權(quán)性質(zhì)(State)、資產(chǎn)負(fù)債率(Lev)、成長(zhǎng)性(Growth)、會(huì)計(jì)和市場(chǎng)績(jī)效波動(dòng)性(Evol、Rvol)、CEO年齡(LnAge)、上市年限(List)、行業(yè)(Industry)和年份(Year)等作為控制變量。由于篇幅所限，回歸結(jié)果中模型(1)、(2)和(3)涉及以上控制變量均由CONTROL表示。主要變量定義見表2。

表2 主要變量定義

四、實(shí)證檢驗(yàn)與結(jié)果分析

(一)描述性統(tǒng)計(jì)分析

表3中Panel A報(bào)告了主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果。數(shù)據(jù)分析表明，季度性CEO強(qiáng)制變更率約為3%，CEO任期平均值(中值)為3.99(3.36)年。公司績(jī)效方面，會(huì)計(jì)績(jī)效整體好于市場(chǎng)績(jī)效，IROA樣本中值為0，而IRET則為負(fù)值；NegEarn中值為1，表示過去4個(gè)季度中，平均僅有1個(gè)季度營(yíng)業(yè)利潤(rùn)同期對(duì)比有所下降，而NegRet中值為2，明顯劣于前者，這也與我國(guó)資本市場(chǎng)2014年及以前長(zhǎng)期處于低迷狀態(tài)有關(guān)。此外，董事會(huì)治理方面，由于受到《公司法》和《關(guān)于在上市公司建立獨(dú)立董事制度的指導(dǎo)意見》等法規(guī)的剛性限制，董事會(huì)規(guī)模和董事會(huì)獨(dú)立性數(shù)據(jù)差異不大。而董事會(huì)會(huì)議次數(shù)和董事會(huì)持股比例數(shù)據(jù)波動(dòng)性較大，說明不同董事會(huì)在公司治理與決策中的傾注程度相差迥異。

表3中Panel B報(bào)告了績(jī)效虧損不同程度時(shí)CEO強(qiáng)制變更率的單變量描述性統(tǒng)計(jì)分析。會(huì)計(jì)績(jī)效虧損程度(NegEarn)逐漸嚴(yán)重時(shí)(取值從0到4)，任期較短CEO強(qiáng)制變更率增長(zhǎng)4.259%(5.322%-1.063%)，明顯高于任期較長(zhǎng)CEO，僅為0.256%(2.857%-2.592%)；且會(huì)計(jì)績(jī)效較差時(shí)(NegEarn=3和4)，任期較短CEO的強(qiáng)制變更率(分別為5.114%和5.322%)均高于任期較長(zhǎng)CEO的強(qiáng)制變更概率(分別為4.576%和2.857%)。市場(chǎng)績(jī)效虧損程度(NegRet)統(tǒng)計(jì)結(jié)果基本一致?？傊?，觀察期前4個(gè)季度中，績(jī)效虧損程度越大，CEO強(qiáng)制變更可能性越高；且這種關(guān)系在任期較短CEO組內(nèi)表現(xiàn)地更加顯著，與預(yù)期一致。

表3 主要變量描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果

(二)回歸結(jié)果分析

1.公司績(jī)效與CEO強(qiáng)制變更。模型(1)的回歸結(jié)果列示于表4。在表4第1、2列中，績(jī)效采用行業(yè)調(diào)整的會(huì)計(jì)績(jī)效(IROA)與市場(chǎng)績(jī)效(IRET)，回歸結(jié)果均在1%水平上顯著為負(fù)，即公司績(jī)效與CEO強(qiáng)制變更顯著負(fù)相關(guān)。表4的第3、4列報(bào)告了績(jī)效虧損程度與CEO強(qiáng)制變更的回歸結(jié)果。與假設(shè)相一致，會(huì)計(jì)績(jī)效虧損程度(NegEarn)和市場(chǎng)績(jī)效虧損程度(NegRet)的系數(shù)均在1%水平上顯著為正，進(jìn)一步證實(shí)發(fā)生虧損的程度越大，CEO強(qiáng)制變更的可能性越高。以上回歸結(jié)果充分支持假設(shè)1，即CEO強(qiáng)制變更可能性與公司績(jī)效負(fù)相關(guān)。

表4 公司績(jī)效與CEO強(qiáng)制變更回歸結(jié)果(N=22741)

注：“* ”、“** ”、“*** ”分別表示10%、5%、1%的顯著性水平。下同。

2.CEO任期與績(jī)效強(qiáng)制變更敏感性。模型(2)的回歸結(jié)果見表5。并且，本文還分析了不同績(jī)效測(cè)量方法的增量邊際效應(yīng)，利用其顯著性證明隨著CEO任期的不斷延長(zhǎng)，績(jī)效強(qiáng)制變更敏感性逐漸減弱。該方法普遍適用于Logit模型的交互項(xiàng)[23]。

表5第1、2列中，交互項(xiàng)系數(shù)在1%水平上顯著為負(fù)，說明任期較短CEO的績(jī)效強(qiáng)制變更敏感性更高；表5第3、4列交互項(xiàng)系數(shù)顯著為正，意味著任期較短CEO基于虧損程度發(fā)生強(qiáng)制變更的敏感性更顯著。從平均邊際效應(yīng)的對(duì)比來看，第1、2列中，任期較短CEO與任期較長(zhǎng)CEO的績(jī)效增量邊際效應(yīng)系數(shù)均在統(tǒng)計(jì)上顯著為負(fù)，第3、4列中，回歸系數(shù)顯著為正，均證明績(jī)效強(qiáng)制變更敏感性的失靈伴隨著CEO任期的逐漸延長(zhǎng)。這一結(jié)果也從某種程度上說明，通過任職期限能夠識(shí)別CEO能力，且在任期較長(zhǎng)時(shí)，影響股東做出強(qiáng)制變更CEO決策的因素不僅僅在于績(jī)效優(yōu)劣，而需要權(quán)衡更加復(fù)雜的判斷依據(jù)。基于以上分析，該結(jié)果充分支持本文假設(shè)2。

表5 CEO任期與績(jī)效強(qiáng)制變更敏感性回歸結(jié)果(N=22741)

3.CEO任期與董事會(huì)治理。模型(3)的回歸結(jié)果見表6。董事會(huì)監(jiān)督力度的代理變量與CEO任期的回歸系數(shù)均在統(tǒng)計(jì)上顯著。具體而言，董事會(huì)會(huì)議次數(shù)(NumMeet)、董事會(huì)獨(dú)立性(Independ)、董事會(huì)規(guī)模(Bsize)、董事會(huì)持股比例(Bholding)均與CEO任期(Lntenure)顯著負(fù)相關(guān)，即隨著CEO任期的逐漸延長(zhǎng)，董事會(huì)人數(shù)和召開會(huì)議次數(shù)顯著減少、獨(dú)立性明顯減低、且持股比例有所下降。結(jié)合前文的理論分析，這些結(jié)果均表明當(dāng)CEO任期逐漸延長(zhǎng)，董事會(huì)的監(jiān)督力度、參與公司治理頻率、決策制定的獨(dú)立性、以及與經(jīng)營(yíng)目標(biāo)的一致性等方面均顯著減弱。此外，CEO兩職兼任反映出較強(qiáng)的CEO權(quán)力，而兩職合一(Duality)的Logit回歸中，Lntenure的系數(shù)顯著為正，也意味著CEO任期逐漸延長(zhǎng)公司監(jiān)督強(qiáng)度會(huì)逐漸減弱?；诖耍?的回歸結(jié)果均支持假設(shè)3的結(jié)論。

表6 CEO任期與董事會(huì)治理回歸結(jié)果

(三)穩(wěn)健性檢驗(yàn)

本文從以下幾個(gè)方面對(duì)實(shí)證結(jié)果進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。首先，CEO強(qiáng)制變更樣本是手工搜集產(chǎn)生的，因此，本文將樣本期間所有變更事件作為CEO變更樣本進(jìn)行檢驗(yàn)，結(jié)果表現(xiàn)出較強(qiáng)的噪音干擾；其次，任期較短CEO(New)的測(cè)算方法由CEO任期小于樣本中值改為小于平均值，實(shí)證結(jié)果(見表7)依然保持不變。第三，參考已有文獻(xiàn)[21]，利用總資產(chǎn)營(yíng)業(yè)利潤(rùn)率及行業(yè)調(diào)整的總資產(chǎn)營(yíng)業(yè)利潤(rùn)率作為績(jī)效考核指標(biāo)，結(jié)果表明績(jī)效的不同測(cè)算方式并沒有對(duì)本文的研究結(jié)果產(chǎn)生影響；最后，為了降低CEO任期與董事會(huì)監(jiān)督力度內(nèi)生問題的影響，我們將滯后一期的董事會(huì)治理變量作為工具變量采用兩階段回歸模型，結(jié)果仍與前文保持一致?？傊陨戏€(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果*篇幅所限，本文僅列示了重新測(cè)算任期較短CEO(New)變量后的穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果，其他結(jié)果作者備索。均支持研究結(jié)論，實(shí)證結(jié)果具有可靠性。

表7 重新定義較短任期CEO與績(jī)效強(qiáng)制變更敏感性的回歸結(jié)果(N=22741)

五、研究結(jié)論與局限

本文以2010-2014年我國(guó)滬深A(yù)股主板上市公司為研究樣本，從董事會(huì)治理視角，探究CEO變更與公司績(jī)效之間的關(guān)系，并聯(lián)系CEO任期分析績(jī)效強(qiáng)制變更敏感性變化的原因。研究結(jié)果表明：(1)CEO強(qiáng)制變更與公司績(jī)效負(fù)相關(guān)。這說明我國(guó)上市公司建立基于績(jī)效的CEO聘用契約機(jī)制較為完善。(2)隨著CEO任期逐漸延長(zhǎng)，公司績(jī)效與CEO強(qiáng)制變更敏感性持續(xù)減弱。當(dāng)任期較短時(shí)，企業(yè)發(fā)生嚴(yán)重虧損或業(yè)績(jī)下滑極可能觸發(fā)CEO強(qiáng)制變更的懲罰機(jī)制；相反，當(dāng)任期較長(zhǎng)時(shí)，CEO創(chuàng)造價(jià)值的能力會(huì)逐漸滿足董事會(huì)的預(yù)期。因此，(3)隨著CEO任期逐漸延長(zhǎng)，董事會(huì)對(duì)CEO的監(jiān)督力度持續(xù)減弱。董事會(huì)對(duì)CEO能力的認(rèn)知不斷加深、滿意度逐漸提高、認(rèn)為CEO提升企業(yè)價(jià)值的可能性越大，使得董事會(huì)治理結(jié)構(gòu)和監(jiān)督力度均發(fā)生顯著改變，即隨著任期的延長(zhǎng)而逐漸減弱。

這一研究成果從董事會(huì)治理視角，多元分析上市公司經(jīng)理人聘用契約的影響因素，為不同經(jīng)理人執(zhí)業(yè)能力與企業(yè)激勵(lì)契約有效性之間的關(guān)系提供可靠且穩(wěn)健的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)；并進(jìn)一步證實(shí)董事會(huì)監(jiān)督管理層所采取的治理結(jié)構(gòu)反映股東對(duì)相關(guān)信息的需求。從現(xiàn)實(shí)意義來說，有助于企業(yè)建立基于績(jī)效的經(jīng)理人聘用機(jī)制、完善激勵(lì)契約并提升整體價(jià)值。此外，CEO任期的不斷延長(zhǎng)隱含著董事會(huì)對(duì)任職CEO滿意度的加深，任期便成為判斷CEO能力的重要依據(jù)。從企業(yè)長(zhǎng)遠(yuǎn)發(fā)展來看，任期激勵(lì)制度或許可以成為留住精英、創(chuàng)造價(jià)值的有效手段，因此，本文的研究結(jié)論有利于股東正確理解經(jīng)理人聘用契約，對(duì)制定和完善科學(xué)合理的激勵(lì)契約具有一定理論意義。

本文的研究也存在一定程度的局限性，CEO強(qiáng)制變更定義的劃分受到主觀判斷的影響；其次，僅以CEO作為研究主體，考察任期、董事會(huì)治理與績(jī)效強(qiáng)制變更敏感性的關(guān)系，該研究結(jié)論是否能夠推廣到上市公司整個(gè)管理團(tuán)隊(duì)及全體經(jīng)理人，仍需在今后的研究中作進(jìn)一步地分析和驗(yàn)證。

[1]Engel E.，R. M. Hayes and X. Wang. CEO turnover and properties of accounting information [J].Journal of Accounting and Economics，2003，(36)：197-226.

[2]李增泉，孫錚，王志偉.“掏空”與所有權(quán)安排——來自我國(guó)上市公司大股東資金占用的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)[J].會(huì)計(jì)研究，2004，(12)：3-13，97.

[3]Allgood S.，F(xiàn)arrell K. A.，and Kamal R. Do boards know when they hire a CEO that is a good match? Evidence from initial compensation[J]. Journal of Corporate Finance，2012，18(5)：1051-1064.

[4]Murphy K. J. and Zimmerman J. L. Financial performance surrounding CEO turnover[J]. Journal of Accounting & Economics，1993， 16(93)：273-315.

[5]龔玉池.公司績(jī)效與高層更換[J].經(jīng)濟(jì)研究，2001，(10)：75-82，96.

[6]朱紅軍.大股東變更與高級(jí)管理人員更換：經(jīng)營(yíng)業(yè)績(jī)的作用[J].會(huì)計(jì)研究，2002，(9)：31-40，65.

[7]朱紅軍.高級(jí)管理人員更換與經(jīng)營(yíng)業(yè)績(jī)[J].經(jīng)濟(jì)科學(xué)，2004，(4)：82-92.

[8]趙震宇，楊之曙，白重恩.影響中國(guó)上市公司高管層變更的因素分析與實(shí)證檢驗(yàn)[J].金融研究，2007，(8)：76-89.

[9]Gomez-Mejia L. and Wiseman R. M. Reframing executive compensation：An assessment and outlook[J]. Journal of Management， 1997， 23(5-6)：291-374.

[10]Core J. E. and D. F. Larcker， performance consequences of mandatory increases in executive stock ownership[J].Journal of Financial Economics，2002，(64)：317-340.

[11]Gerhart B.，Wright P. M.，Mahan G. C.，et al. Measurement error in research on human resources and firm performance： How much error is there and how does it influence effect size estimates?[J]. Personnel Psychology，2000，53(4)：803-834.

[12]Bebchuk L. A. and Fried J. M. Executive compensation as an agency problem[J].Journal of Economic Perspectives，2003，(17)：71-92.

[13]Goergen M. and Renneboog L. Managerial compensation[J]. Journal of Corporate Finance，2011，17(4)：1068-1077.

[14]Jiang F. X. and K. A. Kim.Corporate governance in China：A modern perspective[J]. Journal of Corporate Finance，2015， 32(b):190-216.

[15]Gibbons R. and Murphy K. J. Optimal incentive contracts in the presence of career concerns：Theory and evidence[J]. Robert Gibbons， 1992，100(3)：468-505.

[16]Milbourn T. T. CEO reputation and stock-based compensation[J]. Journal of Financial Economics，2003，68(2)：233-262.

[17]Mishra D. R. The dark side of CEO ability： CEO general managerial skills and cost of equity capital[J]. Journal of Corporate Finance， 2014，29(C)：390-409.

[18]Brickley J. A， Coles J. L. and Jarrell G. Leadership structure：Separating the CEO and chairman of the board [J]. Journal of Corporate Finance，1997，3(3)：189-220.

[19]Morck R.， Shleifer A. and Vishny R. W. Management ownership and market valuation：An empirical analysis[J]. Journal of Financial Economics，1998，20(88)：293-315.

[20]姜付秀，朱冰，王運(yùn)通.國(guó)有企業(yè)的經(jīng)理激勵(lì)契約更不看重績(jī)效嗎?[J].管理世界，2014，(9)：143-159.

[21]Kaplan S. N.， Klebanov M. MandSorensen M. Which CEO characteristics and abilities matter?[J]. Journal of Finance，2012，67(3)：973-1007.

[22]劉美玉.CEO強(qiáng)制性變更、繼任模式與公司績(jī)效的實(shí)證研究——來自中國(guó)上市公司的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)[J].宏觀經(jīng)濟(jì)研究，2011，(3)：75-81.

[23]Karaca-Mandic P.，Norton，E. C. and Dowd，B. Interaction terms in nonlinear models[J]. Health Services Research， 2012， 47(1)：255-274.

(責(zé)任編輯:肖 如)

CEO Tenure, Board Governance and Performance Forced Turnover Sensibility

LI Ji-han, LIU Shu-lian, ZHU Ming-yuan

(School of Accounting, Dongbei University of Finance and Economics, Dalian 116025, China)

Using the data of A-share listed companies in main board of Shanghai and Shenzhen stock exchange in 2010-2014 and the 1341 cases of CEO turnover events during this period as the initial research sample, this paper applies the Logit model and OLS model to study the impact of CEO tenure on the sensitivity of corporate performance and CEO forced turnover and further explains the reason for the change of sensitivity from the perspective of board of directors’ governance. The research results show that CEO tenure is a significant indicator of CEO’s capability and the sensitivity of corporate performance and CEO forced turnover, as well as the monitoring intensity of the board of directors are all significantly reduced with the extension of CEO tenure. The results reveal that the board governance mechanism reflects shareholders’ demand for the supervision of CEO and their need for relevant information.

CEO tenure; board governance; corporate performance; CEO forced turnover

2015-11-09

李濟(jì)含(1986-)，女，遼寧遼陽(yáng)人，東北財(cái)經(jīng)大學(xué)會(huì)計(jì)學(xué)院博士生；劉淑蓮(1954-)，女，遼寧大連人，東北財(cái)經(jīng)大學(xué)會(huì)計(jì)學(xué)院教授；朱明園(1992-)，男，山東濟(jì)寧人，東北財(cái)經(jīng)大學(xué)會(huì)計(jì)學(xué)院碩士生。

F275.5

A

1004-4892(2016)06-0058-09