關(guān) 健，王 洋，蔡佳慧

(中南大學(xué) 商學(xué)院，湖南 長(zhǎng)沙 410083)*

一、引 言

有關(guān)總經(jīng)理更替事件發(fā)生的原因及其對(duì)企業(yè)發(fā)展所帶來的沖擊一直是國內(nèi)外學(xué)者共同關(guān)注的熱點(diǎn)問題。通過對(duì)現(xiàn)有研究進(jìn)行歸納、梳理，發(fā)現(xiàn)關(guān)于總經(jīng)理更替問題的研究主要為兩個(gè)方面：一是研究影響總經(jīng)理更替的內(nèi)外部因素，大致可以劃分為外部市場(chǎng)、公司治理及管理者個(gè)人特征三個(gè)層面。然而，學(xué)者們并未就各類因素的影響機(jī)制得出一致性的研究。二是總經(jīng)理繼任對(duì)企業(yè)業(yè)績(jī)帶來的影響是好還是壞，導(dǎo)致業(yè)績(jī)水平波動(dòng)的程度是高還是低？不管在公司的經(jīng)營現(xiàn)實(shí)中，還是學(xué)術(shù)研究中，對(duì)該問題一直存在討論與爭(zhēng)議。

影響總經(jīng)理更替主要因素有許多，樣本數(shù)據(jù)和研究時(shí)間的選擇差異都會(huì)呈現(xiàn)不同的研究結(jié)果。同時(shí)，在研究總經(jīng)理繼任對(duì)企業(yè)業(yè)績(jī)的影響時(shí)，企業(yè)績(jī)效的衡量指標(biāo)與實(shí)證分析方法選擇上的差異也是導(dǎo)致研究結(jié)果出現(xiàn)差異的重要原因?？偨?jīng)理繼任的發(fā)生會(huì)影響企業(yè)的績(jī)效水平，而企業(yè)績(jī)效的高低也會(huì)反過來導(dǎo)致總經(jīng)理的更替，二者互相影響、互為因果。因此，普通的回歸分析會(huì)受到內(nèi)生性問題的干擾。此外，大多數(shù)研究都表明，企業(yè)業(yè)績(jī)水平與總經(jīng)理變更之間存在負(fù)相關(guān)關(guān)系，即陷入發(fā)展困境的企業(yè)比績(jī)效水平高、公司發(fā)展好的企業(yè)更可能選擇更換總經(jīng)理，因此，發(fā)生與未發(fā)生更替的企業(yè)之間在過去業(yè)績(jī)水平等方面存在明顯差異。在回歸分析中，這種初始條件的差異會(huì)導(dǎo)致“選擇性偏差”問題。以上這兩個(gè)方面都會(huì)影響研究結(jié)果的精確度。

為了解決自我選擇的內(nèi)生性和“選擇性偏差”問題，本文將樣本按照是否發(fā)生總經(jīng)理更替劃分為發(fā)生組(處理組)和未發(fā)生組(控制組)，采用傾向性得分匹配法，控制對(duì)總經(jīng)理更替和企業(yè)業(yè)績(jī)都有關(guān)鍵性影響的可觀測(cè)變量，對(duì)兩組進(jìn)行組間匹配，使發(fā)生總經(jīng)理變更與未變更的樣本除了變更這一事件不同外其他條件都十分相近，以此來消除對(duì)樣本的“選擇性偏差”，隨后配合使用雙重差分法，將普通的回歸模型所導(dǎo)致的內(nèi)生性問題進(jìn)行消除，并同時(shí)控制不可觀測(cè)的混淆變量對(duì)組間差異的影響，從而得到在原始條件最為接近的樣本間總經(jīng)理更替對(duì)企業(yè)未來業(yè)績(jī)(包括未來短期和長(zhǎng)期業(yè)績(jī))的“凈效應(yīng)”。此外，還將總經(jīng)理繼任來源按照繼任者來自企業(yè)內(nèi)部還是企業(yè)外部進(jìn)行劃分，對(duì)比分析了不同來源的總經(jīng)理變更對(duì)企業(yè)業(yè)績(jī)的影響。

二、理論分析與假設(shè)提出

(一)總經(jīng)理強(qiáng)制更替對(duì)短期業(yè)績(jī)和長(zhǎng)期業(yè)績(jī)的影響

在以往的研究中，常識(shí)理論與惡性循環(huán)理論代表著兩種解釋總經(jīng)理繼任與企業(yè)未來績(jī)效關(guān)系的較主流的理論觀點(diǎn)。常識(shí)理論或經(jīng)營業(yè)績(jī)改善理論認(rèn)為，發(fā)生總經(jīng)理更替后，董事會(huì)會(huì)選擇管理才能、專業(yè)知識(shí)、綜合素養(yǎng)等方面更為優(yōu)秀的人才繼任總經(jīng)理，因此，繼任者能領(lǐng)導(dǎo)企業(yè)實(shí)現(xiàn)更好的經(jīng)營發(fā)展。Helmich認(rèn)為總經(jīng)理會(huì)由于業(yè)績(jī)不佳而遭到解聘，繼任的總經(jīng)理在經(jīng)營管理才能上能力更強(qiáng)，因此更換總經(jīng)理會(huì)提升企業(yè)的業(yè)績(jī)水平[1]。Murphy，Zimmerman也驗(yàn)證了總經(jīng)理發(fā)生更迭之后會(huì)使公司盈余得以提升的觀點(diǎn)[2]。這一理論從總經(jīng)理個(gè)人能力高低的角度解釋了為什么發(fā)生總經(jīng)理更替有利于業(yè)績(jī)的改善或提升，卻忽視了離任者的經(jīng)營管理模式及個(gè)人特征在被更替后對(duì)企業(yè)發(fā)展的“陰影效應(yīng)”。

以上分析表明，總經(jīng)理更替事件對(duì)績(jī)效既有積極的影響，也有消極的效應(yīng)。從短期來看，發(fā)生總經(jīng)理更替意味著現(xiàn)有管理模式和運(yùn)營機(jī)制被打破，同時(shí)，繼任者所帶來的不同的經(jīng)營管理理念還尚未得到完全認(rèn)可，處于過渡期企業(yè)的運(yùn)營與決策機(jī)制均會(huì)出現(xiàn)暫時(shí)的異常波動(dòng)，這些將會(huì)導(dǎo)致業(yè)績(jī)的短暫下滑。然而，從長(zhǎng)遠(yuǎn)來看，企業(yè)已經(jīng)逐漸適應(yīng)了繼任者帶來的更為合理、高效的經(jīng)營模式，而且，繼任總經(jīng)理不僅具有更強(qiáng)的管理能力，還更可能對(duì)企業(yè)的經(jīng)營管理進(jìn)行變革，變革既改善了企業(yè)治理與經(jīng)營的不足之處，也為企業(yè)提供了更多可能性和機(jī)遇的發(fā)展方向，從而都將為企業(yè)帶來更多的提升機(jī)會(huì)。這說明，常識(shí)理論所強(qiáng)調(diào)的總經(jīng)理更替對(duì)企業(yè)業(yè)績(jī)的積極效應(yīng)會(huì)在更長(zhǎng)的時(shí)間內(nèi)才能發(fā)揮其作用?；谏鲜龇治?，提出研究假設(shè)1：

假設(shè)1a：總經(jīng)理強(qiáng)制更替不會(huì)改善企業(yè)的短期業(yè)績(jī)。

假設(shè)1b：總經(jīng)理強(qiáng)制更替會(huì)改善企業(yè)的長(zhǎng)期業(yè)績(jī)。

(二)內(nèi)部繼任與外部繼任對(duì)短期業(yè)績(jī)和長(zhǎng)期業(yè)績(jī)的影響

研究學(xué)者們針對(duì)總經(jīng)理更替事件對(duì)企業(yè)業(yè)績(jī)的影響已經(jīng)不再局限于簡(jiǎn)單的大樣本相關(guān)關(guān)系分析，他們對(duì)樣本的選擇不斷細(xì)化，試圖揭示不同情境下更替事件給企業(yè)未來績(jī)效帶來的影響差異，得到更加具體的研究結(jié)論。例如，Kaplan討論了并購及破產(chǎn)的企業(yè)發(fā)生的CEO離職對(duì)業(yè)績(jī)的影響水平[7]，陳璇等探討了企業(yè)受政府控制程度的高低在影響CEO更替中發(fā)揮的調(diào)節(jié)作用[8]，Chung比較了內(nèi)部繼任者與外部繼任者對(duì)業(yè)績(jī)提升貢獻(xiàn)度的差異[9]。關(guān)于總經(jīng)理更替問題研究的趨勢(shì)表明，單純的總樣本數(shù)據(jù)分析可能掩蓋了總經(jīng)理更替事件與公司績(jī)效之間關(guān)系的所處情境的差異性，因此，更多的小樣本研究是必要的。

基于內(nèi)部勞動(dòng)力市場(chǎng)理論，從企業(yè)內(nèi)部選拔繼任總經(jīng)理有利于降低所有者與經(jīng)營者之間的信息不對(duì)稱和培訓(xùn)成本，因此，內(nèi)部繼任者能更迅速地適應(yīng)總經(jīng)理的工作要求。但是，該理論忽視了外部繼任者在推動(dòng)企業(yè)變革、創(chuàng)新等方面的相對(duì)優(yōu)勢(shì)。在短期內(nèi)，內(nèi)部繼任者能更好地維持企業(yè)正常的運(yùn)作模式，降低因總經(jīng)理更換而引發(fā)的不確定性風(fēng)險(xiǎn)，實(shí)現(xiàn)總經(jīng)理更替的平穩(wěn)過渡，從而不會(huì)導(dǎo)致業(yè)績(jī)的劇烈波動(dòng)。Helfat認(rèn)為CEO繼任對(duì)企業(yè)的經(jīng)營有破壞作用，而內(nèi)部繼任帶來的破壞程度則比外部繼任更低[10]。

《讀賣新聞》還指出，即使對(duì)于日本國內(nèi)公司的產(chǎn)品，一旦被發(fā)現(xiàn)使用了華為中興的設(shè)備，也將被從政府采購名單中淘汰。

然而，從長(zhǎng)遠(yuǎn)來看，內(nèi)部繼任者會(huì)更加依賴企業(yè)現(xiàn)有的管理路徑，缺乏實(shí)施大刀闊斧地改革與組織創(chuàng)新的動(dòng)力，外部繼任者則更傾向去推行大刀闊斧的管理改革，糾正經(jīng)營方向，提升管理水平，這些努力將會(huì)經(jīng)過一段較長(zhǎng)的時(shí)間才能對(duì)企業(yè)發(fā)展的產(chǎn)生正向影響。組織行為學(xué)領(lǐng)域的學(xué)者運(yùn)用群體沖突的相關(guān)研究對(duì)此進(jìn)行理論解釋。Jehn提出了個(gè)體間的差異會(huì)導(dǎo)致群體沖突，而群體沖突則會(huì)影響企業(yè)績(jī)效的研究觀點(diǎn)[11]。劉學(xué)運(yùn)用群體沖突理論解釋了外部繼任者對(duì)績(jī)效的影響機(jī)制[12]。與內(nèi)部繼任者相比，外部繼任者往往被視為高薪聘請(qǐng)的“空降兵”，由于他們與公司的原管理團(tuán)隊(duì)在信息與價(jià)值觀上存在更大的差異，因此會(huì)在內(nèi)部化的過程中產(chǎn)生更多的沖突，其適應(yīng)、融入企業(yè)所花費(fèi)的時(shí)間更長(zhǎng)，被管理團(tuán)隊(duì)其他成員所接受、認(rèn)可的過程也更久。曹仰鋒，于鳴基于領(lǐng)導(dǎo)者生命周期理論(LLC)，發(fā)現(xiàn)民營企業(yè)高管“空降兵”在繼任后的三年通過學(xué)習(xí)期、調(diào)試期、變革期和融入期四個(gè)階段進(jìn)行內(nèi)部化，其中，學(xué)習(xí)期和調(diào)試期一般為一年左右，這兩個(gè)時(shí)期是外部繼任者“站穩(wěn)腳跟”的關(guān)鍵時(shí)期，其更多的精力在于熟悉企業(yè)環(huán)境，建立良好的人際關(guān)系，而并非只是改善業(yè)績(jī)[13]。從變革期開始，外部繼任者開始推動(dòng)變革進(jìn)程，進(jìn)入融入期后，隨著變革的深化，現(xiàn)有管理的不足得到不斷完善，最終使得企業(yè)業(yè)績(jī)得到顯著提升?；谝陨戏治?，提出研究假設(shè)2：

假設(shè)2a：從短期來看，與外部繼任相比，內(nèi)部繼任會(huì)更大程度地改善企業(yè)業(yè)績(jī)。

假設(shè)2b：從長(zhǎng)期來看，與內(nèi)部繼任相比，外部繼任會(huì)更大程度地改善企業(yè)業(yè)績(jī)。

三、樣本選擇與模型設(shè)定

(一)樣本選擇

總經(jīng)理變更的現(xiàn)有研究中，大多數(shù)學(xué)者都將總經(jīng)理變更做了分類。從總經(jīng)理變更的動(dòng)因出發(fā)一般將變更分成強(qiáng)制性變更與非強(qiáng)制性變更兩大類。國內(nèi)學(xué)者中，對(duì)總經(jīng)理變更的分類大都沿用這種分類方法。本文依照大多數(shù)學(xué)者對(duì)強(qiáng)制性變更與非強(qiáng)制性變更的分類標(biāo)準(zhǔn)，當(dāng)變更原因?yàn)橥诵?、任期屆滿、健康原因、完善法人治理結(jié)構(gòu)、涉案或結(jié)束代理時(shí)，視為非強(qiáng)制性變更，其余的則視為強(qiáng)制性變更。

本文選擇2010-2015年間滬深兩市所有的A股制造業(yè)企業(yè)作為研究對(duì)象，以2011年、2012年、2013年、2014年各年份作為總經(jīng)理更替事件發(fā)生的年份，進(jìn)行討論，并剔除了ST和*ST的上市公司以及其他相關(guān)變量缺失的樣本企業(yè)。選擇行業(yè)代碼為C13～C43的企業(yè)，最終篩選得到的企業(yè)總數(shù)為：2011年537家、2012年543家、2013年521家、2014年640家。表1統(tǒng)計(jì)了總經(jīng)理強(qiáng)制性變更主要原因與繼任來源。本文數(shù)據(jù)主要來源于國泰安(CSMAR)數(shù)據(jù)庫、WIND數(shù)據(jù)庫、新浪財(cái)經(jīng)網(wǎng)站和上市公司年報(bào)等。

表1 總經(jīng)理強(qiáng)制性變更主要原因與繼任來源統(tǒng)計(jì)

(二)模型設(shè)計(jì)

PSM方法采用Logit回歸模型估計(jì)每個(gè)樣本個(gè)體發(fā)生總經(jīng)理更替的可能性。對(duì)于影響總經(jīng)理更替的關(guān)鍵變量，本文選擇了控制權(quán)轉(zhuǎn)移、公司規(guī)模、股權(quán)性質(zhì)、領(lǐng)導(dǎo)權(quán)結(jié)構(gòu)、股權(quán)集中度、董事會(huì)特征等。接下來，將發(fā)生總經(jīng)理更替的樣本與未發(fā)生總經(jīng)理更替的樣本進(jìn)行匹配。保證各個(gè)變量在匹配后不再存在組間差異對(duì)估計(jì)總經(jīng)理更替的處理效應(yīng)至關(guān)重要，因此，必須對(duì)匹配的結(jié)果進(jìn)行匹配平衡性檢驗(yàn)。檢驗(yàn)通過，才能對(duì)比發(fā)生總經(jīng)理更替企業(yè)與未更替企業(yè)未來的業(yè)績(jī)差異，這一差異就是總經(jīng)理更替事件對(duì)企業(yè)績(jī)效的“凈效應(yīng)”。在計(jì)算“凈效應(yīng)”時(shí)，本文采用PSM和DID相結(jié)合的方法進(jìn)行檢驗(yàn)。其中，在使用PSM方法進(jìn)行處理效應(yīng)的估計(jì)時(shí)，“凈效應(yīng)”(ATT)的表達(dá)式為：

(1)

采用雙重差分PSM進(jìn)行處理效應(yīng)的估計(jì)時(shí)，對(duì)于第t年的總經(jīng)理更替，將第t-1年的數(shù)據(jù)與t+1的數(shù)據(jù)作為兩期的面板數(shù)據(jù)進(jìn)行處理。在這兩期的數(shù)據(jù)中都包含了不隨時(shí)間而變化的不可測(cè)變量，面板數(shù)據(jù)具體地可以寫成：yip=α+γDp+βxip+ui+εip。其中i=1,2,…,n;p=1,2。Dp是一個(gè)虛擬變量，當(dāng)p=1時(shí)，表示處在t-1年，這時(shí)Dp為0，當(dāng)p=2時(shí)，表示處于t+1年，這時(shí)Dp=1。公式中的ui就是不可測(cè)量的特征變量。xip表示是否發(fā)生了實(shí)驗(yàn)這一虛擬變量，當(dāng)i屬于處理組且p=2時(shí)，xip=1，否則為0。β就是DID方法所估計(jì)得到的總經(jīng)理更替的“凈效應(yīng)”。

在已有的匹配方法中，核匹配通過對(duì)所有的控制組樣本取加權(quán)平均進(jìn)行匹配，能更充分地利用樣本容量。因此，選擇核匹配的方法進(jìn)行實(shí)證分析，并采用“一對(duì)一”匹配和“一對(duì)四”匹配的方法對(duì)研究結(jié)果進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。

(三)變量測(cè)量

表2為主要的變量及各變量的測(cè)量方法。由于總經(jīng)理更替的與企業(yè)外部市場(chǎng)、公司治理、管理者個(gè)人特征互為因果關(guān)系，即第t-1年的控制權(quán)是否發(fā)生轉(zhuǎn)移、公司規(guī)模、股權(quán)性質(zhì)、領(lǐng)導(dǎo)權(quán)結(jié)構(gòu)等情況會(huì)影響第t年總經(jīng)理是否發(fā)生更替。因此，在進(jìn)行描述性統(tǒng)計(jì)相關(guān)分析時(shí)，總經(jīng)理更替、董事長(zhǎng)更替使用的是第t年的數(shù)據(jù)，其他變量均使用第t-1年的數(shù)據(jù)。

四、實(shí)證分析過程與結(jié)果

(一)描述性統(tǒng)計(jì)

在樣本數(shù)據(jù)的變量相關(guān)分析中，各變量之間的相關(guān)系數(shù)都在0.5以下，不存在嚴(yán)重的多重共線性問題，因此，不會(huì)對(duì)Logit回歸模型的擬合造成重要影響。通過Logit回歸分析，計(jì)算各變量對(duì)總經(jīng)理更替具體的影響大小，得到表3所示的結(jié)果，并據(jù)此計(jì)算出各個(gè)樣本的傾向性得分，采用核匹配的方法進(jìn)行組間匹配。為了剔除年份變量可能引發(fā)的混淆作用，本文在進(jìn)行匹配時(shí)，將2011-2014年中各個(gè)年份發(fā)生總經(jīng)理更替的樣本與同一年未發(fā)生總經(jīng)理更替事件的樣本進(jìn)行匹配，在Logit回歸以及傾向性評(píng)分匹配時(shí)均選擇分年度進(jìn)行。

表2 主要變量及測(cè)量方法

表3 影響總經(jīng)理更替因素的Logit回歸結(jié)果

注：***p<0.01;**p<0.05;*p<0.1

(二)總經(jīng)理更替對(duì)業(yè)績(jī)的影響分析

表3的結(jié)果顯示，除董事長(zhǎng)變更、企業(yè)過去的業(yè)績(jī)水平、是否兩職兼任外，其他協(xié)變量在各個(gè)年份都對(duì)總經(jīng)理發(fā)生更替的影響都不顯著。出現(xiàn)這一現(xiàn)象的原因可能是在相關(guān)系數(shù)分析中，本文對(duì)四年的總經(jīng)理更替事件進(jìn)行了整體統(tǒng)計(jì)分析，而在logit回歸中則是分年份單獨(dú)進(jìn)行的檢驗(yàn)，因此，各個(gè)變量作用大小會(huì)發(fā)生一定的變化。盡管其余的變量對(duì)總經(jīng)理更替的影響并不顯著，但在相關(guān)性分析中，這些變量對(duì)業(yè)績(jī)水平具有顯著的影響。在采用PSM方法選擇logit回歸的協(xié)變量xi時(shí)，一個(gè)最為重要的標(biāo)準(zhǔn)就是同時(shí)影響(y0i,y1i)和Di，也就是本文中的公司績(jī)效與總經(jīng)理變更，從而滿足“可忽略性”假定，即給定xi，則(y0i,y1i)獨(dú)立于Di，也就意味著(y0i,y1i)在處理組與控制組的分布完全一樣。因此，仍然有必要將這些變量作為協(xié)變量納入回歸分析中，保證遺漏變量的偏差較小。

隨后，考察匹配結(jié)果是否較好地平衡了數(shù)據(jù)。一般來說，變量在匹配后的標(biāo)準(zhǔn)化偏差小于10%就表明處理組與控制組之間不存在顯著的系統(tǒng)偏差，達(dá)到了較好的匹配效果。圖1是以2011年為例的總經(jīng)理更替匹配平衡性檢驗(yàn)的結(jié)果，可以發(fā)現(xiàn)，各個(gè)協(xié)變量在匹配后，其標(biāo)準(zhǔn)偏差均大幅度縮小，絕大多數(shù)協(xié)變量的標(biāo)準(zhǔn)偏差都在10%以內(nèi)，僅有的幾個(gè)高于10%的協(xié)變量也在15%以下，匹配結(jié)果基本可以接受。

圖1 2011年總經(jīng)理更替匹配平衡性檢驗(yàn)

表4和表5分別是采用PSM和DID方法對(duì)總經(jīng)理更替對(duì)企業(yè)業(yè)績(jī)影響的“凈效應(yīng)”進(jìn)行分析得到的結(jié)果。在表4中，2011-2014各個(gè)發(fā)生總經(jīng)理更替的年份所帶來的總經(jīng)理在發(fā)生變更組與未發(fā)生變更組之間的績(jī)效差異，也就是組間平均處理效應(yīng)(ATT)的差值分別為-2.95547、-1.84842、-0.61981和-1.12538，說明各個(gè)年份發(fā)生總經(jīng)理變更都會(huì)導(dǎo)致企業(yè)績(jī)效的進(jìn)一步下滑，或者說總經(jīng)理變更企業(yè)的ROA在2012、2013、2014和2015年分別平均下滑了-2.95547%、-1.84842%、-0.61981%和-1.12538%。但是，T檢驗(yàn)的結(jié)果說明，盡管總經(jīng)理變更會(huì)給企業(yè)未來的業(yè)績(jī)帶來了負(fù)向影響，這種負(fù)向作用并不顯著，即企業(yè)業(yè)績(jī)并不會(huì)出現(xiàn)嚴(yán)重的下滑，僅僅是由于總經(jīng)理變更帶來的消極效應(yīng)稍強(qiáng)于積極影響，而消極與積極效應(yīng)之間的差距并不明顯。與之相似地，表5中采用DID方法剔除了不可觀測(cè)變量的影響之后，得到的結(jié)論與PSM方法結(jié)果相一致。

表4 2011-2014各年份總經(jīng)理更替對(duì)績(jī)效影響的PSM分析結(jié)果

表5 2011-2014各年份DID傾向得分匹配分析結(jié)果

注：***p<0.01;**；p<0.05;*p<0.1

然而，從長(zhǎng)期來看，總經(jīng)理變更所引發(fā)的消極效應(yīng)與積極效應(yīng)是否會(huì)隨著時(shí)間的變化而出現(xiàn)此消彼長(zhǎng)的現(xiàn)象呢？為了解決這一問題，本文以2012年作為總經(jīng)理變更的年份，剔除了2013年和2014年再次或多次發(fā)生總經(jīng)理變更的樣本，最后得到在2012年發(fā)生變更且在2013、2014年未發(fā)生變更的樣本20個(gè)，2012-2014年均未發(fā)生過總經(jīng)理變更的樣本348個(gè)，共計(jì)368個(gè)樣本，分析了這兩組企業(yè)在2013、2014及2015年的公司業(yè)績(jī)差異，分別以ROA、ROE作為績(jī)效的衡量指標(biāo)，采用PSM計(jì)算得到平均處理效應(yīng)(ATT)，并據(jù)此作出圖2、圖3。觀察兩幅圖中處理組與控制組在匹配后的績(jī)效差值，發(fā)現(xiàn)處理組在發(fā)生總經(jīng)理變更后的前兩年內(nèi)，績(jī)

圖2 總經(jīng)理更替對(duì)長(zhǎng)期ROA的影響(以2012年更替為例)

效水平是低于控制組的，然而在總經(jīng)理更替后的第三年，各個(gè)盈利能力指標(biāo)均已高于控制組平均水平。說明總經(jīng)理更替事件所引起的消極效應(yīng)會(huì)隨著時(shí)間慢慢消退，而其所帶來的積極作用則是不斷增強(qiáng)的，最終是積極效應(yīng)發(fā)揮了更大的作用，從而帶來了業(yè)績(jī)的改善與提升。同時(shí)，也表明總經(jīng)理變更給企業(yè)績(jī)效帶來的積極影響是具有滯后性的，且這種滯后期在制造類企業(yè)中一般會(huì)持續(xù)兩年左右。

圖3 總經(jīng)理更替對(duì)長(zhǎng)期ROE的影響(以2012年更替為例)

(三)總經(jīng)理繼任來源對(duì)業(yè)績(jī)影響的分析

總經(jīng)理更替事件包含了現(xiàn)任總經(jīng)理的離職與繼任總經(jīng)理的上任兩個(gè)過程，除了考慮離任者對(duì)業(yè)績(jī)的影響之外，繼任者之間的關(guān)鍵區(qū)別是否也會(huì)對(duì)業(yè)績(jī)水平造成顯著影響呢？為此，我們以繼任來源作為劃分繼任者的重要指標(biāo)，按照繼任者來源于公司內(nèi)部還是公司外部經(jīng)理人市場(chǎng)進(jìn)行區(qū)分，用以比較內(nèi)外部繼任所導(dǎo)致的業(yè)績(jī)差異。通過PSM進(jìn)行匹配、分析，分別得到內(nèi)部繼任與外部繼任兩組分樣本中，發(fā)生更替組與未更替組在組間匹配后，企業(yè)績(jī)效平均處理效應(yīng)的差值。如圖4所示，通過對(duì)各個(gè)總經(jīng)理變更年份的獨(dú)立分析，發(fā)現(xiàn)與外部繼任相比，內(nèi)部繼任在短期內(nèi)所帶來的總經(jīng)理繼任事件的沖擊作用更弱，導(dǎo)致績(jī)效下滑的程度更低。因此，從短期來看，內(nèi)部繼任者熟悉企業(yè)的經(jīng)營狀況與管理模式，從而不會(huì)引發(fā)較為劇烈的組織內(nèi)部動(dòng)蕩與混亂，總經(jīng)理更替不會(huì)引發(fā)較大的消極效應(yīng)。

為了驗(yàn)證長(zhǎng)期內(nèi)，內(nèi)部繼任是否能夠始終保持這種相對(duì)優(yōu)勢(shì)的地位，或者外部繼任模式的積極效應(yīng)具有一定的時(shí)滯性，需要在更長(zhǎng)的時(shí)間內(nèi)才能得到發(fā)揮這兩種不同的觀點(diǎn)，本文同樣以2012年作為發(fā)生總經(jīng)理更替的年份，剔除了在2013、2014年又發(fā)生總經(jīng)理更替的樣本，并將得到的總樣本按照繼任來源的不同劃分為兩組分樣本，進(jìn)行對(duì)比，得到圖5所示的結(jié)果。結(jié)果表明，在變更后的第一年，內(nèi)部繼任的效果更好。然而，內(nèi)部繼任者盡管不會(huì)導(dǎo)致企業(yè)較為激烈的內(nèi)部變動(dòng)，但其對(duì)企業(yè)業(yè)績(jī)的貢獻(xiàn)程度在變更后的第二年已經(jīng)被外部繼任所超越了，這意味著外部繼任者在變更剛發(fā)生的時(shí)間內(nèi)，由于缺乏對(duì)企業(yè)的了解與認(rèn)知而給企業(yè)所帶來的消極效應(yīng)會(huì)隨著外部繼任者在任時(shí)間的延長(zhǎng)而逐漸緩和和消退，而其給企業(yè)注入的新鮮“血液”能令企業(yè)煥發(fā)更大的活力與創(chuàng)造力，這都推動(dòng)了企業(yè)實(shí)現(xiàn)更好的發(fā)展。因此，從長(zhǎng)遠(yuǎn)來看，外部繼任對(duì)企業(yè)業(yè)績(jī)提升的貢獻(xiàn)度更強(qiáng)，也更為持久。

圖4 總經(jīng)理繼任來源對(duì)ROA影響的對(duì)比

圖5 總經(jīng)理繼任來源對(duì)長(zhǎng)期ROA的影響(以2012年更替為例)

(四)穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為了驗(yàn)證上述分析結(jié)果的穩(wěn)健性，從以下三個(gè)方面著手進(jìn)行了穩(wěn)健性檢驗(yàn)：(1)更換傾向性評(píng)分的匹配方法：使用k近鄰匹配方法(k-nearest neighbor matching)中的“一對(duì)一匹配”和“一對(duì)四匹配”對(duì)樣本重新進(jìn)行匹配；(2)更換企業(yè)績(jī)效的衡量指標(biāo)：選擇ROE和EPS作為被解釋變量；(3)更換研究樣本：以2011年發(fā)生總經(jīng)理更替且在2012及2013年再未發(fā)生更替的企業(yè)作為研究對(duì)象。

以上的穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果均與上文結(jié)果相一致，說明本文采用PSM和DID方法所得到的總經(jīng)理更替對(duì)企業(yè)業(yè)績(jī)影響的研究結(jié)論具有一定的穩(wěn)定性。

五、研究結(jié)論

首先，對(duì)于影響總經(jīng)理更替的內(nèi)外部因素，本文的實(shí)證分析表明，同年發(fā)生董事長(zhǎng)更替會(huì)顯著提升總經(jīng)理更換的可能性，而董事長(zhǎng)與總經(jīng)理的兩職兼任以及企業(yè)過去的業(yè)績(jī)水平與總經(jīng)理更替呈顯著負(fù)相關(guān)。

其次，關(guān)于總經(jīng)理更替事件對(duì)企業(yè)未來業(yè)績(jī)的影響，在使用PSM模型控制了發(fā)生組與未發(fā)生組的主要協(xié)變量差異后，研究發(fā)現(xiàn)，在變更發(fā)生后的第一年，發(fā)生總經(jīng)理更替的企業(yè)要比未發(fā)生更替的企業(yè)的績(jī)效更低，假設(shè)1a得到了驗(yàn)證。對(duì)變更發(fā)生后第一年到第三年的進(jìn)一步研究表明，從長(zhǎng)遠(yuǎn)來講，總經(jīng)理更替的積極效應(yīng)體現(xiàn)得越來越明顯，發(fā)生總經(jīng)理更替的企業(yè)在長(zhǎng)期內(nèi)績(jī)效是得到不斷改善的，結(jié)果支持假設(shè)1b。

最后，按照繼任來源將總經(jīng)理繼任劃分為內(nèi)部繼任與外部繼任后發(fā)現(xiàn)，在短期內(nèi)，內(nèi)部繼任所導(dǎo)致的績(jī)效下滑程度要低于外部繼任，假設(shè)2a得到驗(yàn)證。而在從變更后的第三年開始，內(nèi)部繼任的相對(duì)優(yōu)勢(shì)逐漸消失，外部繼任的積極作用日益凸顯，外部繼任對(duì)企業(yè)業(yè)績(jī)的貢獻(xiàn)度越來越高，因此，假設(shè)2b也得到了支持。

上述的研究結(jié)論表明，對(duì)于我國制造業(yè)上市公司，選擇更換現(xiàn)任總經(jīng)理往往是出于企業(yè)業(yè)績(jī)表現(xiàn)不佳的考慮。而在選擇更換總經(jīng)理后，企業(yè)要充分支持繼任總經(jīng)理的工作，為其提供更多的學(xué)習(xí)與培訓(xùn)機(jī)會(huì)，協(xié)助其迅速掌握公司詳細(xì)的經(jīng)營狀況。同時(shí)，充分考慮繼任者內(nèi)部化進(jìn)程所消耗的磨合與融入時(shí)間，對(duì)繼任者業(yè)績(jī)能力的考評(píng)不再局限于短期業(yè)績(jī)的高低，應(yīng)更側(cè)重于其對(duì)長(zhǎng)期業(yè)績(jī)提升的貢獻(xiàn)度。此外，盡管制造業(yè)具有較高的行業(yè)復(fù)雜性，從企業(yè)內(nèi)部提升的總經(jīng)理可能會(huì)對(duì)企業(yè)的狀況更加了解，但是隨著市場(chǎng)化程度的不斷提升，外部經(jīng)理人市場(chǎng)的逐漸成熟，從企業(yè)外部選拔繼任者具有更多的選擇空間，更可能選擇擁有較高專業(yè)管理技能與才干的優(yōu)秀人才。因此，在選擇繼任總經(jīng)理時(shí)，應(yīng)當(dāng)從企業(yè)內(nèi)外部進(jìn)行多方面的考量與權(quán)衡，確定最適合的總經(jīng)理人選。