冉光圭　李弘知　冉春芳

(1. 貴州大學　管理學院，貴州　貴陽　550025；2. 樂山職業(yè)技術學院，四川　樂山　614000；3.重慶科技學院 工商管理學院，重慶　401331)

?

上市公司內部監(jiān)督模式選擇與公司高管變更

冉光圭1李弘知2冉春芳3

(1. 貴州大學管理學院，貴州貴陽550025；2. 樂山職業(yè)技術學院，四川樂山614000；3.重慶科技學院 工商管理學院，重慶401331)

摘要：以高管變更的可能性作為監(jiān)督和約束公司高級管理人員的替代變量，建立Logistic回歸模型實證檢驗了獨立董事和監(jiān)事會的治理績效及兩者之間的交互效應，結果發(fā)現(xiàn)：獨立董事和監(jiān)事會能顯著提高公司高管變更的概率，而獨立董事卻不能對業(yè)績不良的公司高級管理人員進行有效的監(jiān)督和約束；獨立董事和監(jiān)事會之間是一種替代關系，未能協(xié)同提高上市公司治理監(jiān)督的效率。這表明，我國上市公司的監(jiān)事會具有較強的經(jīng)濟合理性，導入獨立董事制度非但未能增強反而削弱了監(jiān)事會的治理效率，從而為我國上市公司內部監(jiān)督模式的合理選擇提供了基于大樣本的經(jīng)驗證據(jù)。

關鍵詞：上市公司內部監(jiān)督模式；獨立董事；監(jiān)事會；高管變更

理解公司治理決策的標準理論框架是代理理論[1-2]。在以所有權和經(jīng)營權相分離為主要特征的現(xiàn)代公司中，股東需要建立一套完備的監(jiān)督治理機制對公司高級管理人員進行有效的監(jiān)督和約束，從而降低公司代理成本。有效的治理監(jiān)督機制能夠促使公司高級管理人員切實對公司經(jīng)營績效負責，并在公司業(yè)績不佳時替換公司高級管理人員。合約終止(Contractual termination)的威脅給公司高級管理人員提供了強有力的激勵，促使他們?yōu)榱藢崿F(xiàn)股東利益最大化而勤勉盡職。近年來，國內外涌現(xiàn)了大量的實證文獻，通過驗證高管變更與公司業(yè)績之間的關系(或高管變更—業(yè)績敏感性)來分析公司治理的有效性。Coughlan和Schmidt[3]以1978—1980年597個美國公司觀測值為樣本首次檢驗了公司業(yè)績對高管變更的影響，發(fā)現(xiàn)CEO變更的可能性與股票超額回報率(CAR)和薪酬剩余(Residual from the appropriate compensation regressions)①*①Coughlan等(1985)認為，一個大的、正的剩余，大于預期股票收益率的報酬增長率，意味著董事會對CEO的業(yè)績存在評估溢價，并據(jù)此相應調整高管薪酬。這個超出正常薪酬水平的溢價支付，事實就是高管超額薪酬(Over-pay)。呈顯著負相關關系。此后，Weisbach[4]、Warner 等[5]、Murphy 和Zimmerman[6]、Farrell和Whidbee[7]、Engel 等[8]在美國，Kang和Shivdasani[9]在日本，Leke和Salomo[10]在德國，Renneboog[11]在比利時，Conyon和Florou[12]在英國，Volpin[13]在意大利，Lausten[14]在丹麥，F(xiàn)irth 等[15]、Lau 等[16]、Conyon和He[17]及龔玉池[18]在中國相繼找到了類似的經(jīng)驗證據(jù)。

Eisfeldt和Kuhnew[19]基于競爭性配置模型(Competitive assignment model)的最新研究顯示：倘若CEO任職公司的業(yè)績低于行業(yè)平均水平，CEO更傾向于被迫離職；絕對和相對業(yè)績驅使的高管變更是自然的、有效的結果。這意味著公司高管變更似乎是市場選擇的結果，并不必然是良好公司治理發(fā)生的作用。那么，作為一種正式制度安排，獨立董事和監(jiān)事會在公司高管變更中發(fā)揮有效的治理作用了嗎？在我國特有的公司治理框架下，獨立董事和監(jiān)事會能協(xié)同提高公司治理效率嗎？這些問題亟待深入研究和系統(tǒng)總結。

一、文獻回顧與研究假設

1.高管變更影響因素的研究回顧

公司業(yè)績是高管變更最直接、最重要的影響因素，受到了學術界的普遍關注。除此之外，內、外部公司治理機制等也是高管變更的重要決定因素。

外部環(huán)境的不確定性引致的運營風險影響公司財務績效，因而對高管變更有著不可忽視的重要影響。Bushman等[20]以1992—2005年16 759個美國公司觀測值為樣本，研究發(fā)現(xiàn)：CEO變更的可能性以及高管變更—業(yè)績敏感性隨系統(tǒng)性風險的下降而下降，隨公司特有風險的增加而增加；CEO變更的可能性與當期的薪酬水平、滯后一期的薪酬業(yè)績敏感性呈負相關關系。Lee等[21]發(fā)現(xiàn)，當公司業(yè)績不佳時，公司盈余預測誤差的絕對值越大，CEO變更的概率越高，而且這一現(xiàn)象多發(fā)生在頻繁變動CEO的樣本公司中。這項研究的重要啟示在于，董事會可以根據(jù)公司盈余預測的精確性來判斷CEO的能力，從而使CEO承擔誤報盈余預測的成本。

關于內部治理機制對高管變更的作用，學者們更多地考察董事會規(guī)模、董事會構成、董事會領導權結構和董事會會議次數(shù)等董事會特征變量對高管變更—業(yè)績敏感性的影響。Weisbach[4]以1974—1983年367家美國公司為樣本，實證檢驗了董事會構成對公司高管變更的影響發(fā)現(xiàn)，相對于董事會中內部董事占主導地位的公司，在獨立董事占主導的公司中，公司業(yè)績與CEO變更之間的相關性更強，這表明獨立董事對公司CEO發(fā)揮了有效的監(jiān)督和約束作用。他還發(fā)現(xiàn)，業(yè)績不佳的CEO被迫離職帶來了正的市場反應，從而印證了董事會解雇經(jīng)營不善的CEO會提升公司價值的理論觀點。Yermack[22]考察董事會規(guī)模對高管變更的影響表明，小規(guī)模的董事會更可能解雇業(yè)績不良的公司CEO，這種解雇威脅隨公司董事會規(guī)模的增大而降低。Fama和Jensen[2]認為，決策管理和決策控制集中于一人會降低董事會對公司高級管理人員監(jiān)督的有效性。Jensen[23]進一步指出，當公司CEO同時兼任董事長時，公司內部控制制度失靈，從而使得董事會不能有效地履行其關鍵職能——評估和解雇CEO。Goyal和Park[24]的實證發(fā)現(xiàn)支持上述觀點。他們發(fā)現(xiàn)，董事長和CEO兩職合一的公司CEO變更與業(yè)績的敏感性顯著弱于兩職分離的公司。張俊生和曾亞敏[25]在中國也發(fā)現(xiàn)了類似的結果。此外，他們還發(fā)現(xiàn)，董事會監(jiān)督強度(會議頻次)越大，相對業(yè)績下降公司的CEO變更的可能性越大。Bhagat和Black[26]實證檢驗管理股權對公司高管變更的影響表明，在公司業(yè)績欠佳時，隨著董事會成員持股比例的增加，公司CEO變更的概率也隨之增加。Denis等[27]卻發(fā)現(xiàn)，高管變更與管理層持股比例、創(chuàng)始人持股呈負相關關系。此外，他們還發(fā)現(xiàn)，公司高管變更的可能性對管理層持股比例高的公司的股票市場業(yè)績的反應不敏感。他們認為，所有權結構是影響公司內部監(jiān)督有效性的主要因素，這種影響部分取決于所有權結構對外部控制威脅的影響。

此外，一些學者還考察了法律環(huán)境、經(jīng)理人市場、控制權市場等外部治理機制對公司高管變更的影響。Defond和Hung[28]以美國、英國、德國、日本等33個國家21483個公司觀測值進行的跨國研究發(fā)現(xiàn)，在有著強大法律執(zhí)行機構的國家，公司業(yè)績對CEO變更有著顯著負向影響，即強大的法律執(zhí)行機構能夠顯著增強高管變更—業(yè)績敏感性；相反，一個國家投資者保護法律的范圍對高管變更—業(yè)績敏感性并沒有顯著影響。這意味著，法制執(zhí)行力才是良好公司治理的關鍵。Kini 等[29]發(fā)現(xiàn)，在董事會中內部董事占主導的目標公司并購前的業(yè)績與CEO變更顯著負相關，而在由外部董事占主導的目標公司中，公司業(yè)績與CEO變更并沒有統(tǒng)計意義的相關性，從而驗證了接管威脅這種外部治理機制與獨立董事在監(jiān)督和懲戒公司高管中起著替代作用。Liu[30]運用社會網(wǎng)絡分析方法考察了經(jīng)理人市場對高管變更的影響，發(fā)現(xiàn)CEO在公司高管、董事網(wǎng)絡中的網(wǎng)絡中心度(Network centrality)越高，CEO變更的可能性越大，即CEO有著廣泛的外部聯(lián)系時，公司業(yè)績的不利變化會促使CEO主動離職，從而增加CEO變更的概率。Evans[31]分析了債權人在高管變更中的作用，發(fā)現(xiàn)債權人的討價還價能力和契約條款的創(chuàng)新有利于債權人留任擁有公司專用知識的CEO，繼而改善公司績效。

2.研究假設

選聘公司高管是董事會提名委員會的重要職責之一，董事會負有評估公司高級管理人員并在業(yè)績不良時解除高管職務的責任。通常，公司董事會由內部執(zhí)行董事和外部獨立董事構成。內部董事和CEO長期合作共事，出于對公司使命任務的共同認知，他們與CEO形成了密切的工作聯(lián)系和私人情感；內部董事還是候任CEO的繼任人選，甚至需要現(xiàn)任CEO的舉薦。即使在公司陷入經(jīng)營困境、公司業(yè)績下滑時，內部董事也不愿與現(xiàn)任CEO“交惡”，作出支持解雇現(xiàn)任CEO的決策。因此，評估公司高級管理人員的重任自然而然就落在了獨立董事的身上。獨立董事往往是來自其他公司或者學術機構的受人尊敬的卸任或現(xiàn)任高級管理人員或專家學者，有著良好的聲譽。為了避免聲譽資本受損，他們有激勵對任職公司的CEO進行有效的監(jiān)督和懲戒。 Fama和Jensen[2]及Fama[32]認為，獨立董事的人力資本主要依賴于他們在任職公司中履行內部決策管理(Internal decision management)的業(yè)績表現(xiàn)。他們通過在董事會中積極履職向內部和外部市場傳遞下列信息：(1)他們是決策專家；(2)他們理解分離控制的重要性；(3)他們能使這種決策控制系統(tǒng)有效運行。簡而言之，獨立董事有激勵確保公司有效運行，以向市場傳遞他們作為決策專家的信號。

實踐中，獨立董事憑借其精深的專業(yè)知識、豐富的商業(yè)與法律實踐向董事會和經(jīng)理層提供決策支持信息，提高董事會決策的效率和水平。但當公司陷入經(jīng)營危機、經(jīng)營業(yè)績低于預期時，獨立董事積極“作為”，解雇不稱職的公司高管，并為公司選聘合適的繼任人選。Weisbach[4]研究發(fā)現(xiàn)，在獨立董事占主導地位的公司中，公司業(yè)績與CEO離職有著顯著的負相關關系。本文預期，獨立董事能積極履行對公司高級管理人員的評聘任命和績效評估，并在認為必要時解雇不稱職的公司高管，即積極履職的獨立董事能提高公司高管變更的概率?；谏鲜龇治觯疚奶岢黾僭O1：

H1：在其他條件一定的情況下，獨立董事治理與公司高管變更的可能性呈正相關關系。

我國《公司法》規(guī)定，監(jiān)事會有權對董事、高級管理人員執(zhí)行公司職務的行為進行監(jiān)督，對違反法律、行政法規(guī)、公司章程或者股東會決議的董事、高級管理人員提出罷免的建議；當董事、高級管理人員的行為損害公司的利益時，有權要求董事、高級管理人員予以糾正；有權對董事、高級管理人員提起訴訟等。由此可見，作為我國上市公司法定的常勤監(jiān)督機關，監(jiān)事會的主要職責之一便是監(jiān)督和約束公司董事和高級管理人員，即對董事和高級管理人員履職行為的合法性、合理性和有效性進行監(jiān)督。公司董事和高級管理人員擁有獨立運營公司的權利和義務，監(jiān)事會并不承擔任何管理職責，也不應干涉董事和高級管理人員的管理活動。這是現(xiàn)代公司決策管理和決策控制分離的基本要義，是良好公司治理的基本準則。

實踐中，監(jiān)事會可通過列席董事會，與董事會成員進行溝通交流，評估公司戰(zhàn)略的合理性以及檢查公司財務等方式，發(fā)現(xiàn)問題線索。在日常監(jiān)督檢查中，若發(fā)現(xiàn)董事、高級管理人員的行為損害公司和股東利益時，有權要求董事和高級管理人員予以糾正。若董事和高級管理人員拒不糾正，監(jiān)事會有權向股東大會、證監(jiān)會報告，直至提起法律訴訟。本文預期，積極履職的監(jiān)事會將提高公司高管變更的可能性。基于上述分析，本文提出假設2：

p：在其他條件一定的情況下，監(jiān)事會治理與高管變更的可能性成正相關關系。

我國是大陸法系國家，公司治理實行“二元制”董事會制度。自2001年導入獨立董事制度后，上市公司內部監(jiān)督模式轉型為獨立董事和監(jiān)事會雙頭監(jiān)督模式。立法機構和監(jiān)管當局的初衷是，在董事會中引入既“獨立”又“懂事”的獨立董事，一方面提高董事會決策的水平，提升公司價值創(chuàng)造能力；另一方面加強對公司高級管理人員的機會主義行為和大股東的利益輸送行為的約束，從而提高上市公司治理水平，切實保護中小股東利益。

然而，獨立董事制度的引入又引發(fā)了新的治理問題，即獨立董事和監(jiān)事會的權力重疊和職能交叉問題。從《公司法》及相關法規(guī)賦予獨立董事和監(jiān)事會的職權來看，監(jiān)事會有權“對董事、高級管理人員執(zhí)行公司職務的行為進行監(jiān)督”，有權要求董事、高級管理人員糾正損害公司利益的行為，包括虛假財務報表、不當關聯(lián)交易等行為；獨立董事有權對重大關聯(lián)交易、聘任、解聘高級管理人員及可能損害中小股東利益的事項發(fā)表獨立意見等。此外，監(jiān)事會和獨立董事都擁有監(jiān)控公司內部控制程序、提高會計信息質量的職權，也都有權提議召開臨時股東大會。由此可見，獨立董事和監(jiān)事會之間存在職能的重疊和交叉問題，這種機構重疊和職能交叉極易造成相互推諉、權責不清，既增加了公司監(jiān)督成本，又不利于提高公司運作效率?；谝陨戏治?，本文提出下列兩條競爭性假設：

pa：在其他條件一定的情況下，獨立董事和監(jiān)事會能協(xié)同互補加強對公司高級管理人員的監(jiān)督和約束，提高公司高管變更的可能性。

pb：在其他條件一定的情況下，獨立董事和監(jiān)事會因職能重疊而削弱對公司高級管理人員的有效監(jiān)督，降低公司高管變更的可能性。

二、研究設計

1.樣本選取和數(shù)據(jù)來源

本文的初始樣本為1999—2012年所有2660家上市公司23 024個觀測值?？紤]到B股上市公司治理結構的特殊性和金融保險類公司會計核算的特殊性，本文將其剔除，并剔除了部分數(shù)據(jù)缺失的公司觀測值，最后共獲得有效樣本2505家公司21 161個觀測值。研究中使用的公司治理變量數(shù)據(jù)、財務數(shù)據(jù)和市場數(shù)據(jù)來自CSMAR數(shù)據(jù)庫。為了消除極端值的影響，本文對連續(xù)變量在上下5%的水平上進行極值調整。統(tǒng)計計算分析使用STATA 12.0。

2.模型設定

為了驗證本文的研究假說，構建如下Logit回歸模型：

TURNOVERi=α0+α1SUP_MEET+α2IND_MEET+α3SUP_MEET×IND_MEET+α4CR1+α5Z5

+α6STATE+α7DUAL+α8MHOLD+α9COMPEN+α10CHAIRAGE+α11CEOAGE

+α12RISK+α13ROA+α14LEV+α15SIZE+α16AGE+∑INDUSTRY+ε (1)

被解釋變量：高管變更TURNOVERi(i=1，2，3)，分別表示董事長或CEO變更、董事長變更和CEO變更。

解釋變量：SUP_MEET、IND_MEET分別表示監(jiān)事會會議次數(shù)和獨立董事實際出席董事會會議的次數(shù)，用以捕捉監(jiān)事會和獨立董事的監(jiān)督行為，表征監(jiān)事會和獨立董事治理監(jiān)督的勤勉程度；交互項SUP_MEET×IND_MEET用來刻畫監(jiān)事會和獨立董事兩者之間的相互關系，如果兩者之間是一種互補關系，模型(1)中α3的預期符號應為正數(shù)；如果兩者是一種替代關系，則α3的預期符號應為負數(shù)。

控制變量：(1)股權結構變量，包括第一大股東持股比例CR1、股權制衡度Z5和最終控制人類型STATE。所有權結構是影響公司內部監(jiān)督效率的主要因素之一。Renneboog[11]發(fā)現(xiàn)，大股東能在一定程度上抑制公司高級管理人員的機會主義行為，當公司業(yè)績惡化時CEO 變更的可能性更大。Volpin[13]發(fā)現(xiàn)，控股股東的現(xiàn)金流權越大，高管變更對公司業(yè)績的敏感性越強；如果公司高管來源于控股股東的家庭成員，其變更的可能性更低。Firth等[15]發(fā)現(xiàn)，中國國有上市公司CEO變更對業(yè)績的敏感度不如外資控股公司。朱紅軍[33]發(fā)現(xiàn)，高管變更與大股東的變更密切相關，經(jīng)營業(yè)績低劣的公司更容易發(fā)生高管變更。周林浩和邱汛[34]發(fā)現(xiàn)，在非國有公司，存在政治關聯(lián)的CEO變更與業(yè)績不存在顯著的相關關系，無政治關聯(lián)的CEO變更與公司業(yè)績負相關；在國有公司，無論CEO有無政治關聯(lián)，其變更與公司業(yè)績都存在負相關關系；(2)領導權結構變量DUAL。當公司董事長和總經(jīng)理由一人兼任時，董事長或總經(jīng)理對公司有著超乎想象的影響力，一定程度上會削弱監(jiān)事會和獨立董事等內部監(jiān)督機制的有效性，高管發(fā)生變更的可能性越小。這一結論得到了Goyal和Park[24]、張俊生和曾亞敏[25]的經(jīng)驗支持；(3)管理層激勵變量，包括管理層持股比例MHOLD和高管薪酬COMPEN。Denis等[27]發(fā)現(xiàn)，管理股權對高管變更有顯著負向影響；(4)高管特征變量，包括董事長年齡CHAIRAGE、總經(jīng)理年齡CEOAGE。Jensen和Murphy[35]證實，CEO在年輕時比他們快接近退休年齡時更可能遭到解雇；(5)公司業(yè)績變量ROA。公司經(jīng)營績效趨好，表明公司高級管理人員決策科學、執(zhí)行有力，管理層被解職的可能性越低。這一結論得到了前述大量文獻的支持；(6)公司風險RISK。Bushman等[20]發(fā)現(xiàn)，高管變更的可能性與系統(tǒng)性風險負相關，與公司的特有風險正相關；(7)財務杠桿LEV。財務比率越高，公司陷入財務困境的可能性加大，高管因業(yè)績不佳被解雇的概率也隨之增大。Renneboog[11]發(fā)現(xiàn)，財務杠桿對高管變更有顯著正向影響。此外，本文還控制了公司規(guī)模SIZE、公司持續(xù)經(jīng)營年限AGE和行業(yè)效應INDUSTRY。變量定義及計算方法詳見表1。

表1　變量定義及度量方法

三、實證檢驗及結果分析

1.變量的描述性統(tǒng)計

表2顯示了各變量的描述性統(tǒng)計。從Panel A可知，樣本公司中24%的公司高管(董事長或CEO)發(fā)生變更，其中，15%的樣本公司董事長發(fā)生變更，19%的樣本公司CEO發(fā)生變更。從Panel B可知，樣本公司監(jiān)事會會議次數(shù)SUP_MEET的均值為4.33次，小于獨立董事會議次數(shù)IND_MEET的均值7.53次，監(jiān)事會會議次數(shù)的中值為4次，也低于獨立董事會議次數(shù)的中值7次，這表明相對于監(jiān)事會，獨立董事活動更頻繁，對公司高管的監(jiān)督強度可能更大。從Panel C可見，樣本公司第一大股東持股比例CR1的均值和中值分別為37.28%和35.28%，說明集中性股權結構仍是我國上市公司的典型特征之一；股權制衡度Z5的均值為0.62，說明樣本公司第二至第五大股東持股比例之和大于第一大股東持股比例，應能對第一大股東形成一定的制衡；高管持股比例MHOLD的均值為5%，中值及75%分位數(shù)均為0，說明我國上市公司尚未全面建立股權激勵制度，高管持股比例普遍偏低；高管薪酬COMPEN的均值和中值分別為13.43萬元，董事長年齡CHAIRAGE的均值和中值均為50周歲，CEO年齡CEOAGE的均值和中值分別為46周歲和46.17周歲；公司風險RISK的均值和中值分別為63.88和52.59，大大高于Z值的上限2.99[36]，財務杠桿LEV的均值和中值分別為49%和48%，這充分說明樣本公司總體上財務狀況良好，財務風險較低；資產報酬率ROA的均值和中值分別為4%和6%，表明樣本公司的獲利能力總體上偏低，仍有較大的提升空間。此外，樣本公司中，60%的公司實際控制人為國有，18%的公司董事長和CEO由1人兼任。

圖1是解釋變量在樣本期間的變動趨勢圖。從圖中可知，樣本公司獨立董事實際出席董事會會議的次數(shù)先是從2004年的6.10次遞增到2007年的8.04次，2008年略微下降為7.85次，2009年進一步降低至7.12次，此后逐年回升至2012年的8.38次；監(jiān)事會會議次數(shù)均低于同期獨立董事出席董事會會議的次數(shù)，除2002年外，2006年第二次修訂的《公司法》生效前，樣本公司監(jiān)事會會議次數(shù)都小于4次，此后監(jiān)事會會議次數(shù)有所增加，由2007年的4.45次逐年遞增到2012年的5.52次，這說明隨著監(jiān)管制度的強化，公司監(jiān)事會積極作為，不斷加強了對公司董事和高級管理人員履職行為的合法性、合理性和有效性的監(jiān)督。

表2　變量的描述性統(tǒng)計

圖1　樣本公司獨立董事/監(jiān)事會會議次數(shù)(均值)變動趨勢圖

圖2是樣本公司高管變更(均值)的變動趨勢圖。從圖中可知，1999—2005年間，樣本公司高管變更(董事長或CEO變更)有所起伏波動，保持在28%～33%之間，但變動幅度不大，此后公司高管變更幾乎呈單調下降趨勢，從2005年的31.19%下降至2012年的19.92%；CEO變更的頻率較董事長變更大，在1999—2002年間，有27%左右的樣本公司發(fā)生CEO變更，此后逐年降低，由2002年的27.71%下降至2012年的14.79%；在1999—2005年間，樣本公司董事長變更的頻率在17%～23%之間，此后逐年降低，由2005年的19.16%下降至2012年的10.02%?？傮w上，公司高管變更呈下降趨勢，這或許說明公司經(jīng)營良好，財務穩(wěn)健，贏得了市場的信任和公司員工越來越多的認同，也可能傳遞出公司內部監(jiān)督機制不完善，難以對現(xiàn)職董事長或CEO構成實質威脅。

2.變量間的相關性分析

表3顯示了主要變量之間的簡單相關系數(shù)。從表中可知，董事長或CEO變更TURNOVER1、CEO變更TURNOVER3與監(jiān)事會會議次數(shù)SUP_MEET、獨立董事出席董事會會議次數(shù)IND_MEET顯著正相關，董事長變更TURNOVER2與監(jiān)事會會議次數(shù)顯著正相關，與獨立董事出席董事會會議次數(shù)無關，這表明監(jiān)事會和獨立董事的監(jiān)督活動有利于罷免不稱職的公司高級管理人員，符合預期。此外，國有股權STATE、公司風險RISK、財務杠桿LEV、公司年齡AGE對高管變更有顯著正向影響，股權制衡度Z5、領導權結構DUAL、高管薪酬COMPEN、董事長年齡CHAIRAGE、總經(jīng)理年齡CEOAGE、公司業(yè)績ROA、公司規(guī)模SIZE對高管變更有顯著負向影響，第一大股東持股比例CR1對公司高管變更沒有影響。除第一大股東持股比例CR1和股權制衡度Z5之間的相關系數(shù)為-0.670外，其余各變量之間的相關系數(shù)都小于0.4，說明模型不存在嚴重的多重共線性，適合進行多元回歸分析。

圖2　樣本公司高管變更(均值)變動趨勢圖

變 量TURN-OVER1TURN-OVER2TURN-OVER3SUP_MEETIND_MEETCR1Z5STATEDUALRISKROALEVSIZETURNOVER11.00TURNOVER20.702***1.00TURNOVER30.817***0.353***1.00SUP_MEET0.074***0.063***0.065***1.00IND_MEET0.038***0.0050.036***0.030***1.00CR10.0148*0.0070.007-0.034***-0.036***1.00Z5-0.042***-0.032***-0.026***0.006-0.016*-0.670***1.00STATE0.057***0.074***0.014**-0.117***-0.065***0.226***-0.286***1.00DUAL-0.094***-0.050***-0.084***0.050***-0.005-0.054***0.089***-0.221***1.00RISK-0.051***-0.048***-0.049***0.027***-0.026***0.093***-0.079***0.075***-0.038***1.00ROA-0.151***-0.148***-0.129***0.068***0.029***0.116***0.025***-0.034***0.023***0.162***1.00LEV0.118***0.115***0.099***-0.050***0.032***-0.076***-0.047***0.057***-0.075***0.047***-0.479***1.00SIZE-0.067***-0.064***-0.071***0.118***0.202***0.226***-0.199***0.257***-0.123***0.151***0.162***0.047***1.00

注：***、**和*分別表示1%、5%和10%的顯著性水平。

3.多元回歸分析

第一，全樣本回歸。表4顯示了樣本公司獨立董事/監(jiān)事會治理與高管變更的全樣本檢驗結果。從表中可知，在3個模型中，監(jiān)事會會議次數(shù)SUP_MEET、獨立董事實際出席董事會會議次數(shù)IND_MEET的回歸系數(shù)均為正數(shù)，且分別在1%、5%水平上顯著，即監(jiān)事會和獨立董事會議頻次越多，公司董事長、CEO變更的可能性越大，這表明監(jiān)事會和獨立董事積極履行監(jiān)督職責，充分發(fā)揮了應有的公司治理作用，假設H1和p通過驗證；交互項SUP_MEET×IND_MEET的回歸系數(shù)為負數(shù)，且在1%水平上顯著，這說明獨立董事和監(jiān)事會在對公司高級管理人員的治理監(jiān)督中是一種替代關系，并未發(fā)揮協(xié)同互補的治理作用，即在監(jiān)事會初始制度安排下，導入獨立董事制度非但未能增強反而削弱了監(jiān)事會的治理效率，支持假設pb。

從控制變量的回歸結果分析，國有股權STATE對公司高管變更有顯著正向影響，即相對民營上市公司，國有上市公司的董事長或CEO變更的可能性更大；董事長和CEO兩職兼任DUAL與公司高管變更呈顯著負相關關系，這與Goyal和Park[24]、張俊生和曾亞敏[25]的研究結論一致；高管持股比例MHOLD與公司高管變更呈顯著負相關關系，與Denis等[27]的研究結論一致；財務杠桿LEV對公司高管變更有顯著正向影響，與Renneboog[11]的研究發(fā)現(xiàn)相符。此外，高管薪酬水平越高、經(jīng)營績效越好、存續(xù)時間越短，公司高管變更的可能性越小。

第二，分段回歸。中國證監(jiān)會于2001年8月發(fā)布的《關于在上市公司建立獨立董事制度的指導意見》要求，上市公司到2003年6月30日前，獨立董事占公司董事會人數(shù)的比例不應低于1/3，也就是說，上市公司滿足“1/3”法定比例的法定時間為2003年6月末。為了分析導入獨立董事制度前后公司監(jiān)事會的治理效率變化，本文以2003年為分界點進行分段回歸。

表4　獨立董事/監(jiān)事會治理與高管變更的全樣本檢驗結果

注：括號內數(shù)值為T統(tǒng)計量；***、**和*分別表示1%、5%和10%的顯著性水平(雙尾檢驗)；每個模型各變量的VIF最大值均小于5，說明模型不存在嚴重的多重共線性。下同。

表5顯示了獨立董事/監(jiān)事會治理與高管變更的分段回歸結果。表中，模型(1)和模型(4)為董事長或CEO變更TURNOVER1的回歸方程，模型(2)和模型(5)為董事長變更TURNOVER2的回歸方程，模型(3)和模型(6)為CEO變更TURNOVER3的回歸方程。在6個回歸方程中，監(jiān)事會會議次數(shù)SUP_MEET的回歸系數(shù)均為正數(shù)，且都在1%水平上顯著，即監(jiān)事會開展監(jiān)督活動越頻繁，公司高管變更的可能性越大，這說明導入獨立董事制度前后監(jiān)事會都積極“作為”、勤勉履職，充分發(fā)揮了治理監(jiān)督的作用，假設H1仍然成立；2003—2012年期間，獨立董事實際出席董事會會議次數(shù)IND_MEET的回歸系數(shù)為正數(shù)，且在分別1%、10%水平上顯著，表明獨立董事在公司內部監(jiān)督中也發(fā)揮了應有的治理作用；交互項SUP_MEET×IND_MEET的回歸系數(shù)在1%水平上顯著為負數(shù)，這說明獨立董事和監(jiān)事會在公司內部監(jiān)督中是一種替代關系，并未起到協(xié)同互補的效果，仍然支持“替代”假說。

控制變量第一大股東持股比例CR1的回歸系數(shù)在1%水平上顯著為正數(shù)，說明大股東在公司內部監(jiān)督中發(fā)揮了積極的治理作用，這與Renneboog[11]的結論相符；股權制衡度Z5對高管變更有顯著正向影響，說明競爭性股權結構有利于提高公司治理水平。其他控制變量的檢驗結果與表4基本相同，不再贅述。

表5　獨立董事/監(jiān)事會治理與高管變更的分段檢驗結果

續(xù)表5

被解釋變量解釋變量 1999—2002年2003—2012年(1)(2)(3)(4)(5)(6)(-0.55)(0.22)(-0.39)(0.84)(0.78)(1.01)ROA-2.104*-3.201***-2.266*-2.168***-2.437***-1.920***(-2.33)(-3.38)(-2.50)(-6.16)(-6.11)(-5.14)LEV0.3100.4020.0880.243*0.1740.247*(1.09)(1.30)(0.30)(2.38)(1.46)(2.25)SIZE0.075-0.0010.035-0.059*-0.055-0.002(1.03)(-0.02)(0.45)(-2.09)(-1.59)(-0.05)AGE-0.0020.012-0.0080.026***0.024**0.026***(-0.09)(0.53)(-0.40)(3.73)(2.76)(3.37)截距項-1.417***-2.570***-1.753***-1.883***-2.669***-2.053***(-3.50)(-5.44)(-3.85)(-8.36)(-9.67)(-8.28)INDUSTRY控制控制控制控制控制控制PseudoR211.21%14.15%10.13%7.31%9.93%6.49%Prob>chi2000000Waldchi2244.94245.63201.18769.98751.25574.25樣本量170617061706923092309230

注：1999—2002年樣本區(qū)間，模型中沒有控制第一大股東持股比例CR1和股權制衡度Z5，是因為CSMAR數(shù)據(jù)庫自2003年才開始披露公司股權結構的數(shù)據(jù)。

4.穩(wěn)健性檢驗

第一，為了得到更可靠的研究結論，本文在控制行業(yè)(Industry)的基礎上，還進行了公司層面的聚類調整(Firm Cluster)，并對模型(1)進行重新回歸。除模型的Wald Cp值有所下降，部分變量回歸系數(shù)的T值有所降低外，檢驗結果與表4和表5相同。

第二，用市場業(yè)績指標股票回報率RETURN取代會計業(yè)績指標ROA表征公司績效，同時新增公司成長性GROWTH(變量定義及計算方法見表1)，利用樣本公司2003—2012年的數(shù)據(jù)并進行公司層面的聚類調整(Firm Cluster)后，對模型(1)進行重新回歸，檢驗結果與前文相同，說明本文的研究結論是穩(wěn)健可靠的。囿于篇幅，我們沒有報告穩(wěn)健性檢驗的結果。

第三，借鑒Kang和Shivdasani[9]及Bushman等[20]的做法，檢驗獨立董事/監(jiān)事會治理對高管變更—業(yè)績敏感性的影響，回歸模型如下：

TURNOVERi=α0+α1ROA+α2SUP_MEET+α3IND_MEET+α4ROA×SUP_MEET

+α5ROA×IND_MEET+α6ROA×SUP_MEET×IND_MEET+α7CR1+α8Z5

+α9STATE+α10DUAL+α11MHOLD+α12COMPEN+α13CHAIRAGE

+α14CEOAGE+α15RISK+α16LEV+α17SIZE+α18AGE+∑INDUSTRY+ε(2)

從表6的檢驗結果看，在3個模型中，資產報酬率ROA的回歸系數(shù)均為負數(shù)，且均在1%水平上顯著，說明公司業(yè)績下滑確是公司高管變更的主要決定因素，與Weisbach[4]、Warner等[5]、龔玉池[18]等學者的研究結論完全一致。在3個模型中，交互項ROA×SUP_MEET的回歸系數(shù)都為負數(shù)，且分別在5%、10%水平上顯著，表明公司監(jiān)事會的監(jiān)督活動增強了高管變更—業(yè)績敏感性，監(jiān)事會對相對業(yè)績下降的公司高管進行了有效的監(jiān)督和約束，假設H1依然成立；交互項ROA×IND_MEET的回歸系數(shù)仍為負數(shù)，但未通過顯著性檢驗，說明獨立董事的監(jiān)督活動并未顯著增強高管變更—業(yè)績敏感性，獨立董事對公司高管變更只發(fā)揮了有限的監(jiān)督和約束作用；交互項ROA×SUP_MEET×IND_MEET的回歸系數(shù)不顯著，也不支持獨立董事和監(jiān)事會協(xié)同互補的假設。

表6　獨立董事/監(jiān)事會治理與高管變更—業(yè)績敏感性的全樣本檢驗結果

四、研究結論與政策啟示

公司董事和高級管理人員是公司決策管理的主體，擁有獨立管理和運營公司的職權，負有提升公司價值、增進股東財富的職責。現(xiàn)代公司所有權和經(jīng)營權相分離的現(xiàn)實困境客觀上要求公司建立健全內部監(jiān)督制度，遏制公司董事和高級管理人員的自利動機和機會主義行為傾向，促進公司健康運行。上市公司內部監(jiān)督制度的基本目標之一便是監(jiān)督、約束公司董事和高級管理人員履職的合法性、合規(guī)性及有效性。高效、勤勉履職的監(jiān)事會或/和獨立董事能夠切實履行對公司董事與高級管理人員的監(jiān)督職責，并在認為必要時解聘不稱職的公司董事和高級管理人員。本文以公司高管變更為切入點，利用中國上市公司獨特的內部監(jiān)督制度設計，將獨立董事和監(jiān)事會置入統(tǒng)一的分析框架，檢驗了獨立董事和監(jiān)事會的治理效率，并通過交互效應考察了二者之間的關系，得到下列研究結論：

第一，監(jiān)事會會議頻次與公司高管變更呈顯著正相關關系，并能顯著增強高管變更—業(yè)績敏感性，這充分說明監(jiān)事會能夠通過監(jiān)督活動的開展切實履行監(jiān)督職責，對公司董事和高級管理人員進行有效的監(jiān)督和約束。這一結論在導入獨立董事制度前后均成立，表明我國上市公司的監(jiān)事會治理是有效的，具有很強的經(jīng)濟合理性。

第二，獨立董事實際出席董事會會議的次數(shù)與公司高管變更呈顯著正相關關系，但未能顯著增強高管變更—業(yè)績敏感性，這說明獨立董事對相對業(yè)績下降的公司高管并未積極“作為”，對公司高管只能起到有限的監(jiān)督和制約作用。

第三，獨立董事和監(jiān)事會在監(jiān)督和約束公司高管中是一種替代關系，并未實現(xiàn)協(xié)同互補提高我國公司治理效率的制度初衷。問題的根源在于獨立董事和監(jiān)事會之間存在較為嚴重的職能重疊和權力沖突，這不僅增大了公司治理監(jiān)督的成本，還降低了公司運行的效率。

本研究的政策啟示在于，獨立董事制度作為一種成熟的公司內部監(jiān)督制度，一定程度上能提高我國上市公司治理的效率：從國家宏觀層面看，導入獨立董事制度，有利于增加治理監(jiān)督的制度供給，優(yōu)化制度結構，為監(jiān)事會提供良好的競爭平臺，促使監(jiān)事會自覺加強制度建設和能力提升，以提高其監(jiān)督效果；然而，在公司微觀層面，獨立董事和監(jiān)事會兩者之間卻是一種替代而非互補關系。由此可見，強制要求上市公司設立獨立董事，實行獨立董事和監(jiān)事會雙頭監(jiān)督模式，會因職能重疊和權力沖突而使監(jiān)事會的監(jiān)督效率衰減。我們認為，我國上市公司內部監(jiān)督模式的最佳選擇是，借鑒法國和日本的做法實行自選擇機制(Self-selection system)，即允許獨立董事制度和監(jiān)事會制度同時并存、共同競爭，并許可公司根據(jù)自身實際以公司章程選擇合適的內部監(jiān)督制度。

參考文獻：

[1]〔USA〕Jensen, M C, Meckling, W H. Theory of the Firm: Managerial Behavior, Agency Costs and Ownership Structure[J]. Journal of Financial Economics, 1976, 3(4): 305-360.

[2]〔USA〕Fama, E F, Jensen, M C. Separation of Ownership and Control[J]. Journal of Law and Economics, 1983, 26(2): 301-325.

[3]〔USA〕Coughlan, A T, Schmidt, R M. Executive Compensation, Management Turnover, and Firm Performance: An Empirical Investigation[J]. Journal of Accounting and Economics, 1985, 7(1-3): 43-66.

[4]〔USA〕Weisbach, M S. Outside Directors and CEO Turnover[J]. Journal of Financial Economics, 1988, 20(1-2): 431-460.

[5]〔USA〕Warner, J B, Watts, R L, Wruck, K H. Stock Prices and Top Management Changes[J]. Journal of Financial Economics, 1988, 20(1-2): 461-492.

[6]〔USA〕Murphy, K J, Zimmerman, J L. Financial Performance surrounding CEO Turnover[J]. Journal of Accounting and Economics, 1993, 16(1-3): 273-315.

[7]〔USA〕Farrell, K A, Whidbee, D A. Monitoring by the Financial Press and Forced CEO Turnover[J]. Journal of Banking and Finance, 2002, 26(12): 2249-2276.

[8]〔USA〕Engel, E, Hayes, R M, Wang, X. CEO Turnover and Properties of Accounting Information[J]. Journal of Accounting and Economics, 2003, 36(1): 197-226.

[9]〔USA〕Kang, J, Shivdasani, A. Firm Performance, Corporate Governance, and Top Executive Turnover in Japan[J]. Journal of Financial Economics, 1995, 38(1): 29-58.

[10]〔GER〕Leker, J, Salomo, S. CEO Turnover and Corporate Performance[J]. Scandinavian Journal of Management, 2000, 16(3): 287-303.

[11] 〔NL〕Renneboog, L. Ownership, Managerial Control and the Governance of Companies Listed on the Brussels Stock Exchange[J]. Journal of Banking and Finance, 2000, 24(12): 1959-1995.

[12] 〔USA〕Conyon, M J, 〔UK〕Florou，A. Top Executive Dismissal, Ownership and Corporate Performance[J]. Accounting and Business Research, 2002, 32(4): 209-225.

[13] 〔UK〕Volpin, P F. Governance with Poor Investor Protection: Evidence from Top Executive Turnover in Italy[J]. Journal of Financial Economics, 2002, 64(1): 61-90.

[14]〔DMK〕Lausten, M. CEO Turnover, Firm Performance and Corporate Governance: Empirical Evidence on Danish Firms[J]. International Journal of Industrial Organization, 2002, 20(3): 391-414.

[15]〔PRC〕Firth, M, Fung, P M Y, Rui, O M. Firm Performance, Governance Structure, and Top Management Turnover in a Transitional Economy[J]. Journal of Management Studies, 2006, 43(6): 1289-1330.

[16] 〔PRC〕Lau, C, Fan,D K K, Young, M N, Wu, S. Corporate Governance Effectiveness during institutional Transition[J]. International Business Review, 2007, 16(4): 425-448.

[17]〔UK〕Conyon, M J,〔USA〕He, L. CEO Turnover in China: the Role of Market-based and Accounting Performance Measures[J]. European Journal of Finance, 2014, 20(7-9): 657-680.

[18]龔玉池. 公司績效與高層更換[J]. 經(jīng)濟研究，2001(10)：75-82，96.

[19]〔USA〕Eisfeldt, A L, Kuhnen, C M. CEO Turnover in a Competitive Assignment Framework[J]. Journal of Financial Economics, 2013, 109(2): 351-372.

[20]〔USA〕Bushman, R, Dai, Z, Wang, X. Risk and CEO Turnover[J]. Journal of Financial Economics, 2010, 96(3): 381-398.

[21]〔USA〕Lee, S S, Matsunaga, S R, 〔PRC〕Park, C W. Management Forecast Accuracy and CEO Turnover[J]. Accounting Review, 2012, 87(6): 2095-2122.

[22]〔USA〕Yermack, D. Higher market valuation of companies with a small board of directors[J]. Journal of Financial Economics, 1996, 40(2): 185-211.

[23]〔USA〕Jensen, M C. The Modern Industrial Revolution, Exit and the Failure of Internal Control Systems[J]. Journal of Finance, 1993, 48(3): 831-880.

[24] 〔PRC〕Goyal, V K, Park, C W. Board Leadership Structure and CEO Turnover[J]. Journal of Corporate Finance, 2002, 8(1): 49-66.

[25]張俊生，曾亞敏. 董事會特征與總經(jīng)理變更[J]. 南開管理評論，2005(1)：16-20.

[26]〔USA〕Bhagat, S, Black, B. The Uncertain Relationship between Board Composition and Firm Performance[J]. Business Lawyer, 1999, 54(3): 921-963.

[27]〔USA〕Denis, D J, Denis, D K, Sarin, A. Ownership Structure and Top Executive Turnover[J]. Journal of Financial Economics, 1997, 45(2): 193-221.

[28]〔USA〕Defond, M L, Hung, M. Investor Protection and Corporate Governance: Evidence from Worldwide CEO Turnover[J]. Journal of Accounting Research, 2004, 42(2): 269-312.

[29]〔USA〕Kini, O, Kracaw, W, Mian, S. Corporate Takeovers, Firm Performance, and Board Composition[J]. Journal of Corporate Finance, 1995, 1(3): 383-412.

[30]〔USA〕Liu, Y. Outside Options and CEO Turnover: the Network Effect[J]. Journal of Corporate Finance, 2014, (28): 201-217.

[31]〔USA〕Evans, J H, 〔SG〕Luo, S, 〔USA〕Nagarajan, N. J. CEO Turnover, Financial Distress, and Contractual Innovations[J]. Accounting Review, 2014, 89(3): 959-990.

[32]〔USA〕Fama, E F. Agency Problems and the Theory of the Firm[J]. Journal of Political Economy, 1980, 88(2): 288-307.

[33]朱紅軍. 大股東變更與高級管理人員更換：經(jīng)營業(yè)績的作用[J]. 會計研究，2002(9)：31-41.

[34]周林浩，邱汛. 政治關聯(lián)、所有權性質與高管變更[J]. 金融研究，2013(10)：194-206.

[35]〔USA〕Jensen, M C, Murphy, K J. Performance Pay and Top Management Incentives[J]. Journal of Political Economy, 1990, 98(2): 225-264.

[36] 〔USA〕Altman，E I. Financial ratios, Discriminant Analysis and the Prediction of Corporate Bankruptcy[J]. Journal of Finance, 1968, 23(4): 589-609.

(責任編輯鐘昭會)

國際DOI編碼：10.15958/j.cnki.gdxbshb.2016.02.010

中圖分類號：F270.7

文獻標識碼：A

文章編號：1000-5099(2016)02-0062-13

作者簡介：冉光圭(1972—)，男，貴州德江人，博士，教授，碩士生導師。研究方向：公司治理與公司財務。 李弘知(1989—)，男，四川內江人，講師。研究方向：公司治理與媒體治理。冉春芳(1974—)，女，重慶梁平人，博士，教授。研究方向：會計學、公司治理與公司財務。

基金項目：國家社會科學基金一般項目“上市公司內部監(jiān)督模式合理選擇：理論與實證研究”(13BGL045)；貴州大學引進人才科研項目“員工共同參與公司治理：理論基礎與實現(xiàn)路徑”[貴大人基合字(2015)001號]；重慶市社科規(guī)劃博士項目“國有企業(yè)高管超額薪酬的激勵與約束機制研究”(2015BS018)。

收稿日期：2015-10-16