于浩洋，王 滿,2，黃 波

1 東北財經(jīng)大學 會計學院，遼寧 大連 116025 2 中國內(nèi)部控制研究中心，遼寧 大連 116025 3 江西財經(jīng)大學 會計學院，南昌 330013

引言

高管是一家公司最核心的人力資源，根據(jù)高階認知理論，公司高管通過營造文化氛圍和制訂公司戰(zhàn)略等行為在公司內(nèi)部扮演著極其重要的角色。不同的高管給公司帶來不同的影響，因此高管變更也被視為公司發(fā)生的關鍵事件之一[1]。近年來，中國上市公司發(fā)生高管變更的頻率呈現(xiàn)逐年上升的趨勢，在此背景下研究高管變更給公司帶來的經(jīng)濟后果顯得十分必要。

利潤是公司對高管進行考核時采用的核心指標，并且高管也格外關注利潤的變化。尤其在發(fā)生高管變更時，繼任者都希望能在自己的任期內(nèi)獲得更多的利潤。為了提高利潤水平，不僅可以從“開源”的角度擴大銷售量，也可以從“節(jié)流”的角度提高成本管理水平。認識成本習性是進行更有效的成本管理的基礎，與經(jīng)典的線性成本習性假設不同，ANDERSON et al.[2]最早通過實證研究發(fā)現(xiàn)成本與業(yè)務量之間呈非線性關系，即成本隨業(yè)務量上升而上升的幅度大于成本隨業(yè)務量下降而下降的幅度，并將此現(xiàn)象稱為成本粘性。這種現(xiàn)象反映了高管在做出資源調(diào)整決策時包含的主觀傾向[2]。高管變更導致的高管主觀傾向變化也對成本粘性造成影響。

本研究擬對高管變更影響成本粘性的效果進行探索性研究，并在此基礎上比較不同業(yè)績波動下的高管變更對成本粘性影響的差異。此外，本研究進一步將高管變更區(qū)分為正常原因和非正常原因的高管變更，并對不同原因的高管變更影響成本粘性的程度加以比較。

1 相關研究評述

1.1 高管變更

高管變更是公司中一項既特殊又常見的事項，WARNER et al.[3]和BONNIER et al.[4]發(fā)現(xiàn)資本市場對高管變更產(chǎn)生的反應并不一致。中國學者對不同類型的高管變更引起的股價反應進行研究，吳良海等[5]發(fā)現(xiàn)中國資本市場對上市公司高管變更做出反應，且國有企業(yè)高管變更和自愿的高管變更帶來正的超常收益，非常規(guī)高管變更引起的超常收益大于常規(guī)的高管變更；劉美芬等[6]還發(fā)現(xiàn)繼任者的政治背景同樣引起資本市場的積極反應。在高管變更影響公司財務信息方面，STRONG et al.[7]認為在高管變更當年，上市公司存在向下進行盈余管理的動機，以此為以后期間留出利潤增長空間；POURCIAU[8]進一步發(fā)現(xiàn)非正常的高管變更對盈余管理有顯著影響。在中國資本市場中，也發(fā)現(xiàn)了高管變更影響盈余管理的現(xiàn)象[9]。此外，高管變更還加速資產(chǎn)減資行為[10]、降低信息披露質(zhì)量[11]、促使上市公司進行財務報告重述[12]、降低會計信息可比性[13]。審計師也對高管變更時財務報告中的風險給予應有的關注[14]。高管變更還影響公司的投資行為，韓鵬[15]在高管變更的前、中、后3段期間內(nèi)比較了流程研發(fā)和“大廚式”研發(fā)的投資行為，齊魯光等[16]發(fā)現(xiàn)高管變更顯著提高公司的投資現(xiàn)金流敏感性。

1.2 成本粘性

在資源調(diào)整決策中包含的高管主觀傾向是引起成本粘性的根本原因，已有研究從不同角度探討高管特征對成本粘性的影響。從代理成本角度看，CALLEJA et al.[17]認為英美公司的成本粘性之所以低于法德公司，主要是因為英美公司的公司治理水平較高；CHEN et al.[18]發(fā)現(xiàn)管理層建立“商業(yè)帝國”的動機顯著加劇成本粘性，而公司治理水平的提高對此起抑制作用。中國學者利用自有現(xiàn)金流量[19]或并購次數(shù)和規(guī)模[20]測量代理成本，同樣發(fā)現(xiàn)代理成本對成本粘性的加劇作用。從過度自信的角度看，KUANG et al.[21]認為高管的過度自信對成本粘性具有加劇作用。在此基礎上，梁上坤[22]進一步發(fā)現(xiàn)債務約束可以緩解過度自信對成本粘性的加劇作用。不同的盈余管理動機也對成本粘性造成影響，DIERYNCE et al.[23]發(fā)現(xiàn)高管規(guī)避虧損或盈余下降的動機影響人工成本粘性；馬永強等[24]認為高管的保盈動機減弱成本粘性；XUE et al.[25]則發(fā)現(xiàn)當高管沒有向上的盈余管理動機時，成本粘性更大。從盈余管理的手段看，公司進行的真實盈余管理[26]和應計盈余管理[27]也都對成本粘性產(chǎn)生影響。

可以看出，一方面，高管變更顯著影響公司的財務行為和資源配置行為，而資本市場也對此給予反應；另一方面，不同的高管特征也是影響成本粘性的關鍵因素。因此，本研究擬對高管變更如何影響成本粘性進行一定的探索。

2 理論分析和假設提出

2.1 高管變更對成本粘性的影響

BANKER et al.[28]將成本粘性的成因歸納為調(diào)整成本、管理者對未來的樂觀預期和管理者機會主義動機。高管變更通過這3種成因對成本粘性產(chǎn)生影響。

從調(diào)整成本看，公司因業(yè)務量下降而調(diào)整資源時，不僅涉及到削減資源時發(fā)生的成本，更主要的是在以后想恢復資源時需要花費的談判、交易和培訓等成本。公司與一些資源提供者的聯(lián)系主要依靠高管的私人關系，繼任者為了維持公司的穩(wěn)定，應該努力維護與資源供應者之間的聯(lián)系，而不是將其切斷。否則，公司在未來就需要花費更大的成本重塑這種聯(lián)系。此外，如果繼任者在上任伊始就大幅度的削減資源，會形成一種負面信號，削弱內(nèi)部的凝聚力，這也是管理者必須要考慮的調(diào)整成本。由此可以看出，高管變更期間較高地調(diào)整成本加劇成本粘性。

從管理者對未來的樂觀預期看，當公司發(fā)生高管變更時，繼任者往往都希望在自己的任期內(nèi)取得一定的成就，使公司的業(yè)績在現(xiàn)有基礎上更上一層樓，這種希望導致繼任者對未來的業(yè)務量產(chǎn)生樂觀的預期，樂觀預期使繼任者依據(jù)業(yè)務量的小幅上升而大幅度地吸收資源。相反地，也使繼任者認為業(yè)務量的下降僅僅是偶然現(xiàn)象，更不情愿因此削減資源。這種由于對未來需求的樂觀預期而導致的對資源調(diào)整的不對稱性也加劇成本粘性。

從管理者機會主義動機看，對管理者進行考核的主要標準是公司的業(yè)績表現(xiàn)，因此管理者有強烈的動機對盈利水平進行操控，繼任者也在上任伊始出于對自身利益的考慮操控利潤。盈余是由收入扣除成本得到的，對成本項目的調(diào)整同樣可以影響公司盈余。已有研究發(fā)現(xiàn)對成本項目的調(diào)整可以對分析師預測[29]、盈余模型構建[30]、會計穩(wěn)健性[31]以及盈余持續(xù)性和盈余反應系數(shù)[32]等產(chǎn)生顯著影響。在高管變更期間，繼任者對盈余水平有特殊的要求。林永堅等[9]的研究發(fā)現(xiàn)高管變更后，繼任者出于穩(wěn)固自身的職位或者是推卸責任的目的，有向下進行盈余管理的動機。向下的盈余管理既可以將高管變更當期的業(yè)績低迷表現(xiàn)歸罪于前任，也可以為后期的業(yè)績上漲留下一定的空間。如此的自利動機延誤繼任者因為業(yè)務量下降而削減資源的行為，故而加劇了成本粘性。綜合上述分析，本研究提出假設。

H1高管變更加劇成本粘性。

2.2 不同業(yè)績波動下的高管變更對成本粘性的影響

業(yè)績波動是對公司經(jīng)營環(huán)境的一種描述，代表公司經(jīng)營活動的不確定性[33]。不確定性較高時，公司將更為穩(wěn)健地處理高管變更[34]，說明不確定性進一步擴大高管變更對公司造成的影響。BANKER et al.[35]的研究發(fā)現(xiàn)，需求波動程度的增大同樣加劇成本粘性。

本研究在不同的業(yè)績波動下對高管變更影響成本粘性的效果加以比較分析，認為公司較為劇烈的業(yè)績波動代表其經(jīng)營環(huán)境中充斥著更多的風險因素。為了對各類風險加以平衡，公司需要維持已經(jīng)建立起來的各種資源供應關系，采用更為穩(wěn)妥的方式渡過高管變更期。因此，當公司處于業(yè)績劇烈波動的環(huán)境下，繼任者面臨業(yè)務量下降的情況更可能避免采用激進的資源削減行為，維持原有的資源規(guī)模則更大程度地加劇成本粘性。

風險也代表著更多的可能性，與業(yè)績平穩(wěn)的情況相比，在業(yè)績波動較為劇烈的環(huán)境下，繼任者更可能期待在未來達到更高的業(yè)績水平，這種對業(yè)績水平更高的期待會更加延誤繼任者針對當期的業(yè)務量下降做出資源削減的行為。因此，在業(yè)績波動劇烈下的這種預期同樣更大程度地加劇成本粘性。

此外，業(yè)績波動為繼任者提供了降低本期利潤的額外借口。當業(yè)績波動較為劇烈時，繼任者除了可以將當期業(yè)績的下降(甚至是大幅度下降)歸因于前任外，還可以將其說成是客觀環(huán)境的結果。因此，更為劇烈的業(yè)績波動為繼任者提供了額外的持有更多資源的自利性動機，這也同樣引發(fā)更大程度地成本粘性。綜合上述分析，本研究提出假設。

H2當業(yè)績波動較大時，高管變更對成本粘性的加劇作用更大。

3 實證設計

3.1 樣本選擇和數(shù)據(jù)來源

本研究以2010年至2016年中國滬深兩市的上市公司為樣本，由于業(yè)績波動等變量的計算要用到滯后期數(shù)據(jù)，所以本研究的數(shù)據(jù)采集期間為2007年至2016年。本研究對初始樣本進行如下整理：①剔除數(shù)據(jù)采集期內(nèi)ST和*ST的樣本；②剔除金融行業(yè)的樣本；③剔除數(shù)據(jù)缺失的樣本；④剔除具有異常值的樣本；⑤對所有連續(xù)變量在1%和99%的水平上進行winsorize處理。經(jīng)過上述整理，本研究共得到10 209個公司-年樣本，其中包括發(fā)生高管變更的樣本，也包括未發(fā)生高管變更的樣本，以對高管變更如何影響成本粘性加以比較分析。

本研究使用的財務數(shù)據(jù)和高管變更數(shù)據(jù)均來自于國泰安(CSMAR)系列研究數(shù)據(jù)庫，對于高管變更原因缺失的樣本通過手工查找上市公司董事會公告進行補充，宏觀經(jīng)濟增長數(shù)據(jù)來自于國家統(tǒng)計局網(wǎng)站。本研究利用Excel 2007和Stata 12.0等軟件進行數(shù)據(jù)整理和分析。

3.2 變量定義和模型設計

3.2.1 變量定義

ΔLnCosi,t為營業(yè)成本變動，借鑒ANDERSON et al.[2]對成本粘性的研究，以營業(yè)成本前后兩期比值的對數(shù)表示；ΔLnRevi,t為營業(yè)收入變動，以營業(yè)收入前后兩期比值的對數(shù)表示。此外，通過設置虛擬變量Di,t區(qū)分營業(yè)收入的變動方向。

本研究將高管界定為公司的董事長和總經(jīng)理，并設置虛擬變量TOi,t表示高管是否發(fā)生變更。在多元回歸分析中，董事長或總經(jīng)理其中一人的職務變化就視為高管變更。在穩(wěn)健性檢驗中，將董事長和總經(jīng)理職務同時發(fā)生變化視為高管變更。借鑒ADAMS et al.[36]、李琳等[37]和張瑞君等[38]的方法，本研究同時從會計業(yè)績(ROE)和市場業(yè)績(Tob)兩個角度出發(fā)，利用前3年業(yè)績的標準差測量業(yè)績波動，利用前3年的業(yè)績數(shù)據(jù)可以緩解業(yè)績波動的內(nèi)生性問題。在穩(wěn)健性檢驗中采用類似的方法從行業(yè)層面測量業(yè)績波動，行業(yè)業(yè)績由屬于該行業(yè)的公司的業(yè)績均值測量。

本研究選擇的控制變量包括反映調(diào)整成本的資本密集度和勞動力密集度，反映管理層對未來預期的營業(yè)收入連續(xù)下降和宏觀經(jīng)濟增長，反映公司治理因素和管理者代理成本的股權集中情況、獨立董事比例和自由現(xiàn)金流量，反映樣本總體特征的企業(yè)規(guī)模和資產(chǎn)負債率。本研究依據(jù)BANKER et al.[28]所做的比較分析，認為上述控制變量更主要地是影響成本粘性，故僅以交互項的形式出現(xiàn)于模型中。此外本研究還對年度和行業(yè)因素加以控制。表1給出變量的具體含義。

3.2.2 模型設計

借鑒ANDERSON et al.[2]的模型，本研究建立模型對提出的假設進行檢驗，即

ΔLnCosi,t=α0+α1ΔLnRevi,t+α2Di,t·ΔLnRevi,t+

α3TOi,t·Di,t·ΔLnRevi,t+βjCon·Di,t·

ΔLnRevi,t+Yea+Indu+εi,t

(1)

其中，i為公司，t為年份；α0為常數(shù)項，α1～α3為回歸系數(shù)；βj為控制變量的回歸系數(shù)，j=1,2,…,9；εi,t為殘差項。α1反映在營業(yè)收入上升時營業(yè)成本變動與營業(yè)收入變動的關系；α2反映成本粘性，若α2<0，表明存在成本粘性；α3反映高管變更對成本粘性的影響；βj反映控制變量對成本粘性的影響。

對于H1，若總體樣本的回歸結果中α3<0，表明高管變更加劇了成本粘性。對于H2，依據(jù)業(yè)績波動的當年行業(yè)均值將總體樣本進行分組后，若α3在高

表1 變量定義Table 1 Definition of Variables

業(yè)績波動組中的回歸結果更小，表明在業(yè)績波動程度更高的情況下，高管變更加劇成本粘性的程度更大。

4 實證結果和分析

4.1 描述性統(tǒng)計分析

表2描述性統(tǒng)計結果
Table 2Results for Descriptive Statistics

變量平均值標準差最小值中位數(shù)最大值ΔLnCosi,t0.2430.812-1.5940.1123.779ΔLnRevi,t0.2921.065-1.9140.1154.879Di,t0.3010.465001TOi,t0.2150.413001F_inti,t-1.1641.543-6.214-1.0442.496E_inti,t-4.5351.618-9.417-4.4970.094D_coui,t0.1170.326001GDPi,t7.8121.2286.7907.33010.690Top1i,t0.3431.5260.8490.3330.740Indei,t0.3710.0600.3120.3330.570FCFi,t0.0130.075-0.1990.0100.210Scai,t22.2451.28319.78322.08325.926Levi,t0.4530.2060.0510.4520.876

注：樣本量為10 209。

表3 高管變更頻率統(tǒng)計結果Table 3 Results for Frequency of Executive Turnover

4.2 相關性分析

表4給出主要變量間相關性統(tǒng)計結果。ΔLnCosi,t與ΔLnRevi,t的相關系數(shù)為0.856，同樣體現(xiàn)了二者間的配比關系。F_inti,t和E_inti,t與ΔLnRevi,t顯著負相關，說明資本密集型和勞動密集型的生產(chǎn)方式不利于營業(yè)收入的提高。GDPi,t與ΔLnRevi,t顯著正相關，說明宏觀經(jīng)濟的高速增長有利于微觀企業(yè)擴大收入。FCFi,t

與ΔLnRevi,t顯著正相關，說明營業(yè)收入的增加也為企業(yè)帶來更大的自由現(xiàn)金流量。Scai,t和Levi,t與ΔLnRevi,t顯著正相關，說明更大的企業(yè)規(guī)模和更高的債務融資水平均促進營業(yè)收入的增長。在控制變量中，最大的相關系數(shù)出現(xiàn)于F_inti,t與E_inti,t之間，為0.294，說明控制變量間的獨立性較好。

4.3 多元回歸分析

4.3.1 高管變更對成本粘性的影響

利用模型(1)式對總體樣本進行多元回歸以檢驗H1，結果見表5，第2列為系數(shù)的預期符號，第3列給出具體回歸結果。在表5的第3列，Di,t·ΔLnRevi,t的系數(shù)為-0.151，且在1%水平上顯著，證明中國上市公司中存在成本粘性的現(xiàn)象。TOi,t·Di,t·ΔLnRevi,t的系數(shù)為-0.130，且在1%水平上顯著，說明公司發(fā)生的高管變更加劇了成本粘性。H1得到驗證。

在控制變量的回歸結果中，F(xiàn)_inti,t·Di,t·ΔLnRevi,t和E_inti,t·Di,t·ΔLnRevi,t的系數(shù)均顯著為負，反映了更大的調(diào)整成本對成本粘性的加劇作用。D_coui,t·Di,t·ΔLnRevi,t的系數(shù)為正，反映了營業(yè)收入的連續(xù)下降削弱了管理層對未來的樂觀預期，并緩解了成本粘性。GDPi,t·Di,t·ΔLnRevi,t的系數(shù)顯著為負，說明當宏觀經(jīng)濟增速較快時，管理層更容易對未來產(chǎn)生樂觀預期，并加劇成本粘性。FCFi,t·Di,t·ΔLnRevi,t的系數(shù)顯著為負，說明公司的自由現(xiàn)金流加劇成本粘性。大股東對公司既可能發(fā)揮治理效應，也可能體現(xiàn)出挖空效應。Top1i,t·Di,t·ΔLnRevi,t的系數(shù)顯著為正，說明大股東持股比例的上升有助于緩解成本粘性，表現(xiàn)出治理效應。Indei,t·Di,t·ΔLnRevi,t的系數(shù)為正，說明提高獨立董事的比例也可以在一定程度上緩解成本粘性。Scai,t·Di,t·ΔLnRevi,t的系數(shù)顯著為正，說明規(guī)模較大的公司成本粘性更小。Levi,t·Di,t·ΔLnRevi,t的系數(shù)顯著為負，說明財務杠桿同樣加劇成本粘性。上述結果均與理論預期一致，可以看出本研究使用的模型和樣本較為合理。

表4 相關性統(tǒng)計結果Table 4 Results for Correlation Statistics

注：***為在1%水平上顯著，**為在5%水平上顯著，*為在10%水平上顯著，下同。

表5 高管變更與成本粘性的多元回歸結果Table 5 Multiple Regression Results for Executive Turnover and Cost Stickiness

注：括號內(nèi)數(shù)據(jù)為t值，下同。

4.3.2 不同業(yè)績波動下高管變更對成本粘性影響的比較

以業(yè)績波動的當年行業(yè)均值為標準，將10 209個總體樣本按照會計業(yè)績波動程度劃分為高會計業(yè)績波動組和低會計業(yè)績波動組，高會計業(yè)績波動組的樣本數(shù)為3 332，低會計業(yè)績波動組的樣本數(shù)為6 877；同理，按照市場業(yè)績波動程度劃分為高市場業(yè)績波動組和低市場業(yè)績波動組，高市場業(yè)績波動組的樣本數(shù)為3 487，低市場業(yè)績波動組的樣本數(shù)為6 722。利用(1)式分別對各組樣本進行多元回歸，并比較TOi,t·Di,t·ΔLnRevi,t的組間系數(shù)差異，以檢驗H2。表6給出高會計業(yè)績波動組和低會計業(yè)績波動組以及高市場業(yè)績波動組和低市場業(yè)績波動組的回歸結果。

表6 業(yè)績波動、高管變更與成本粘性的多元回歸結果Table 6 Multiple Regression Results for Performance Fluctuation, Executive Turnover and Cost Stickiness

由表6可知，第2列TOi,t·Di,t·ΔLnRevi,t的系數(shù)為-0.336，在1%水平上顯著，而第3列該系數(shù)為-0.024，卻不顯著，組間系數(shù)比較表明二者之間存在顯著的差異，說明在更大的會計業(yè)績波動環(huán)境下，高管變更會更大程度地加劇成本粘性。高市場業(yè)績波動組和低市場業(yè)績波動組TOi,t·Di,t·ΔLnRevi,t的系數(shù)分別為-0.242和-0.090，均在1%水平上顯著，但組間系數(shù)比較結果表明高市場業(yè)績波動組的系數(shù)顯著小于低市場業(yè)績波動組的系數(shù)，說明在更大的市場業(yè)績波動環(huán)境下，高管變更加劇成本粘性的作用同樣更大。因此，H2得到驗證。

5 進一步研究和穩(wěn)健性檢驗

5.1 進一步研究

在進一步檢驗中，本研究將發(fā)生高管變更的樣本劃分為正常高管變更組和非正常高管變更組，比較不同原因的高管變更對成本粘性影響的差異。借鑒DEFOND et al.[39]和饒品貴等[34]的做法，根據(jù)董事會公告中披露的高管變更原因，將退休、換屆、健康原因、完善治理結構和結束代理歸類為正常原因變更，將工作變動、辭職、解聘、涉案調(diào)查和個人原因等歸類為非正常原因變更。當一年內(nèi)董事長和總經(jīng)理變更原因不同時，以董事長的變更原因為準；當董事長或總經(jīng)理一年內(nèi)多次變更時，以第一次變更的原因為準。在2 089個發(fā)生高管變更的樣本中，剔除缺少變更原因的48個樣本后，得到629個正常原因高管變更樣本和1 412個非正常原因高管變更樣本。與已有研究類似，在正常原因中，換屆占比最高；在非正常原因中，工作變動和辭職的占比較高。

DENIS et al.[40]認為非自愿性的離職傳遞出管理者經(jīng)營能力較差的信號，市場對其反應也更為消極。當高管因辭職、解聘和涉案調(diào)查等原因離職，往往是因為公司業(yè)績不佳，或者是其犯了嚴重的錯誤甚至是犯罪，而公司發(fā)生違規(guī)事件也促使高管離職[41]。這些高管離職后大多不會再留在公司內(nèi)部，此時繼任者有更強烈的動機將業(yè)績不理想的原因歸咎到前任身上，并為自己的任期留出更大的利潤空間。而與非正常原因的高管變更不同，公司可以對因退休和換屆等正常原因而發(fā)生的高管變更做出提前準備。這種準備既可能是在內(nèi)部選擇繼任者并進行工作交接，也可能是在經(jīng)理人市場中進行充分的人才選撥，選出更為適合公司發(fā)展目標的職業(yè)經(jīng)理人。另外，因完善治理結構而發(fā)生高管變更，常常表現(xiàn)為由同一人兼任董事長和總經(jīng)理的治理結構通過變更總經(jīng)理而改進為兩職分離的治理結構。這種情況下繼任者更多地選擇蕭規(guī)曹隨的政策，公司的表現(xiàn)也會趨于穩(wěn)健。公司發(fā)生兩職分離不完全是出于對代理問題的考慮，也有可能是戰(zhàn)略繼任[42]。李建標等[43]發(fā)現(xiàn)在董事長和總經(jīng)理兼任的情況下而自愿發(fā)生的兩職分離對公司業(yè)績沒有顯著影響。綜合上述分析，本研究認為公司因非正常原因發(fā)生的高管變更在更大程度上加劇成本粘性。

為了對上述問題進行檢驗，本研究建立模型，即

ΔLnCosi,t=γ0+γ1ΔLnRevi,t+γ2Di,t·ΔLnRevi,t+

δjCon·Di,t·ΔLnRevi,t+Yea+Indu+i,t

(2)

其中，γ0為常數(shù)項，γ1～γ3為回歸系數(shù)，δj為控制變量的回歸系數(shù)，i,t為殘差項。γ1反映了在營業(yè)收入上升時，營業(yè)成本變動與營業(yè)收入變動之間的關系；γ2反映了成本粘性，若γ2<0則表明存在成本粘性；δj(j=1,2,…,9)反映了控制變量對成本粘性的影響。

利用(2)式分別對正常高管變更組和非正常高管變更組進行多元回歸，通過比較兩組中γ2的大小判斷不同原因的高管變更對成本粘性影響的差異，具體的回歸結果見表7。

表7 不同原因的高管變更對成本 粘性影響的多元回歸結果Table 7 Multiple Regression Results for Executive Turnover with Different Reasons and Cost Stickiness

表7中正常原因高管變更組Di,t·ΔLnRevi,t的系數(shù)為-0.129，非正常原因高管變更組Di,t·ΔLnRevi,t的系數(shù)為-0.235，均在1%水平上顯著，組間系數(shù)比較結果表明二者間存在顯著差異，說明相對于正常原因的高管變更，非正常原因的高管變更在更大程度上加劇成本粘性。因此，當公司因辭職、解聘和涉案調(diào)查等非正常原因而變更高管時，利益相關者應該對其成本管理行為給予更大的關注，并基于此對繼任者的行為做出更準確的評價。

5.2 穩(wěn)健性檢驗

5.2.1 基于傾向得分匹配法(PSM)的穩(wěn)健性檢驗

為了緩解高管變更與公司成本管理行為之間的內(nèi)生性問題，在穩(wěn)健性檢驗中本研究使用傾向得分匹配法(PSM)將發(fā)生高管變更的樣本與當年同行業(yè)中未發(fā)生高管變更的樣本進行一對一配對。借鑒劉鑫等[44]的做法，選擇企業(yè)規(guī)模、資產(chǎn)負債率、成長性和業(yè)績水平作為配對變量，對2 089個發(fā)生高管變更的樣本進行配對后，共得到4 178個配對后的總體樣本。配對后進行分組，高會計業(yè)績波動組有1 487個樣本，低會計業(yè)績波動組有2 691個樣本，高市場業(yè)績波動組有1 331個樣本，低市場業(yè)績波動組有2 847個樣本的結果。利用(1)式對H1和H2進行穩(wěn)健性檢驗，表8給出配對后總樣本以及按照會計業(yè)績波動高低和市場業(yè)績高低分組后的回歸結果。

表8 基于傾向得分匹配法(PSM)的穩(wěn)健性檢驗Table 8 Robust Test Results Based on Propensity Score Match(PSM)

表8中總樣本的TOi,t·Di,t·ΔLnRevi,t的系數(shù)為-0.136，在1%水平上顯著。高會計業(yè)績波動組和高市場業(yè)績波動組TOi,t·Di,t·ΔLnRevi,t系數(shù)小于第4列和第6列的系數(shù)，且組間系數(shù)存在顯著差異。這些結果說明利用傾向得分匹配法(PSM)仍然證明H1和H2成立。

5.2.2 變換高管變更測量指標的穩(wěn)健性檢驗

為了更明顯地劃分出高管是否發(fā)生變更，此處的穩(wěn)健性檢驗剔除僅董事長和總經(jīng)理其中之一發(fā)生變更的1 711個樣本后，在剩余的8 498個樣本中對董事長和總經(jīng)理同時變更的取值為1，否則取值為0。在此樣本下，高會計業(yè)績波動組有2 727個樣本，低會計業(yè)績波動組有5 771個樣本；高市場業(yè)績波動組有2 908個樣本，低市場業(yè)績波動組有5 590個樣本。再次利用(1)式對H1和H2進行檢驗，表9給出剔除僅董事長和總經(jīng)理其中之一發(fā)生變更的樣本后剩余的總樣本以及按照會計業(yè)績波動高低和市場業(yè)績波動高低分組后的回歸結果。

表9 變換高管變更測量指標的穩(wěn)健性檢驗Table 9 Robust Test Results for Changing the Measurement of Executive Turnover

由表9可知，總樣本TOi,t·Di,t·ΔLnRevi,t的系數(shù)為-0.309，在1%水平上顯著，再次證明高管變更對成本粘性有加劇作用，H1再次得到驗證。分別在高會計業(yè)績波動組與低會計業(yè)績波動組之間以及高市場業(yè)績波動組與低市場業(yè)績波動組之間比較TOi,t·Di,t·ΔLnRevi,t的系數(shù)，同樣證明在業(yè)績波動較高時，高管變更對成本粘性的加劇作用更大，H2再次得到驗證。

5.2.3 變換業(yè)績波動分組標準的穩(wěn)健性檢驗

根據(jù)行業(yè)的業(yè)績波動程度對樣本進行分組，當某一行業(yè)的業(yè)績波動程度高于當年總體樣本的業(yè)績波動平均程度時，將該行業(yè)樣本歸類為高業(yè)績波動組，否則歸類為低業(yè)績波動組。據(jù)此將10 209個總體樣本進行分組，得到高會計業(yè)績波動組4 581個樣本和低會計業(yè)績波動組5 628個樣本；同理，得到高市場業(yè)績波動組4 256個樣本和低市場業(yè)績波動組5 953個樣本。利用(1)式對各組樣本進行回歸以檢驗H2，表10給出按照行業(yè)的業(yè)績波動程度分組的會計業(yè)績波動高低組和市場業(yè)績波動高低組的回歸結果。表10中高會計業(yè)績波動組和高市場業(yè)績波動組的TOi,t·Di,t·ΔLnRevi,t系數(shù)顯著小于低會計業(yè)績波動組和低市場業(yè)績波動組的系數(shù)。由此為H2提供了支持證據(jù)。

6 結論

依據(jù)高階認知理論和成本粘性理論，本研究以2010年至2016年中國滬深兩市的上市公司為樣本，實證檢驗高管變更對成本粘性的作用效果，并比較這一效果在不同業(yè)績波動下和不同高管變更原因下的差異。研究結果表明，高管變更這一日趨頻繁發(fā)生的事件對公司的成本管理行為產(chǎn)生顯著影響，因為高管變更改變了公司的資源調(diào)整能力、管理者的預期及其機會主義動機而加劇成本粘性。將業(yè)績波動視為公司所處環(huán)境不確定性的代表，本研究還證明隨著業(yè)績波動程度的提高，高管變更對成本粘性的加劇作用也在加大。進一步比較不同原因下的高管變更對成本粘性影響效果的差異時發(fā)現(xiàn)，相對于正常的高管變更，工作變動、辭職、解聘、涉案調(diào)查和個人原因等非正常的高管變更給公司成本管理行為帶來的沖擊更大，即非正常的高管變更在更大程度上加劇成本粘性。

本研究具有兩方面的政策啟示：①高管作為公司最重要的人力資源，對上自公司文化和理念、下至員工行為等諸多方面都產(chǎn)生顯著的影響，高管變更也是公司一項關鍵的人力資源決策。本研究結果表明，不同的業(yè)績狀況下的高管變更以及不同原因的高管變更產(chǎn)生具有顯著差異的經(jīng)濟后果。因此，公司應該針對高管的繼任和變更做出完善的人力資源計劃，既要做到未雨綢繆，為公司健康可持續(xù)地發(fā)展不斷培養(yǎng)和選拔人才，同時也要提高隨機應變的能力，當發(fā)生高管突然離職現(xiàn)象時，能夠迅速尋找到合格的人才接任，并保證公司的平穩(wěn)過渡。

表10 變換分組標準的穩(wěn)健性檢驗Table 10 Robust Test Results for Changing the Standard of Grouping

②無論是公司為了做出高管任免決策，還是資本市場中的投資者為了評估高管變更對公司業(yè)績的影響，其對公司業(yè)績的關注點更多地直接聚焦在凈利潤和股票價格上面。但本研究表明高管變更對于公司的成本管理行為也有著重要的影響，作為收入的扣減項，成本的變動最終影響公司的業(yè)績表現(xiàn)和價值波動。因此，公司或投資者在評估高管變更的經(jīng)濟后果時，應當關注成本性態(tài)的變化。通過對成本性態(tài)的分析，可以幫助決策者更好地了解高管對未來的預期以及公司的發(fā)展?jié)摿Α?/p>

本研究也具有一定的局限性，如僅考慮高管變更對當期成本粘性的影響，沒有關注后續(xù)期間的成本粘性表現(xiàn)。未來研究可以將高管變更對成本粘性影響的考察期間擴展至變更后1年，甚至可以對高管任期內(nèi)的成本粘性表現(xiàn)做一個時間序列上的比較。此外，本研究僅在變更原因這一個維度上對高管變更進行深入分析，未來研究可以在前任去向和繼任者來源等更多維度上對其進行更為詳細的探索。