家族\经理人变更与企业绩效:绩效经理人的职责
时间：2018-12-23 12:41:44 来源：柠檬阅读网 本文已影响 人 
摘要：本文以家族类上市公司为例，运用事件研究法和回归分析法，对家族企业经理人变更与企业绩效之间的关系进行了实证检验。研究表明：在家族企业中，企业绩效的好坏对企业经理人的变更并没有显著影响；然而，企业经理人的变更却与后期企业绩效显著正相关且后期企业绩效对前期企业绩效的敏感性降低。这一结论有助于企业进一步加强企业内部控制机制，促进我国市场经济的和谐发展。
关键词：企业绩效 经理人变更 家族
一、引言
委托代理理论是契约理论的核心内容（Holmstorm,1979）。委托代理理论认为委托人与代理人之间存在着信息不对称，即委托人不易观察到代理人的行为，从而会产生代理人与委托人的目标利益不一致问题，代理人可能会利用信息优势，采取逆向选择行为，以实现代理人自身利益的最大化（朱德胜，2010）。为了解决这一问题，在两权分离的现代化企业中，委托人就需要一定的内部控制机制来对代理人进行监督与控制（陈璇，李仕明，2006）。那么，企业内部控制进行的的如何，是否真正地提高了企业的绩效，这一问题已成为学术界研究的一个热点，并在国外出现了通过研究经营者变更情况来检验企业内部控制机制是否有效的研究热潮。在经济发达的西方国家中，经理人变更发生的可能性与企业绩效之间的关系得到了一定程度的检验。那么，对于经济尚不发达的中国而言，企业经理人变更与企业绩效之间的关系如何呢？本文综合国内外相关研究经验，采用了适当的企业绩效衡量指标，在此基础上，采用事件研究法和回归分析法，以我国的家族企业为研究对象，利用家族类上市公司的财务数据对企业经理人变更与企业绩效之间的关系进行了实证检验。
二、文献综述
（一）国外文献 国外学者对企业经理人变更与企业绩效之间关系的研究多以上市公司为研究对象，多采用相关分析和回归分析的方法，但对企业性质的区分不够明确。研究这一问题的目标主要是解决两个问题：说明两者之间的关系是正相关还是负相关；两者之间因果关系的方向如何，企业绩效影响经理人变更还是企业经理人变更影响企业绩效。根据研究需要，本文将对两者之间的相互关系进行全面的评述。Jensen（1976），Wamer（1988）与Gilson（1989）都认为，如果企业内部控制机制有效，那么经营者变更发生的可能性与企业绩效之间存在反向关系，并且Gilson对财务危机下的经营者更换可能性进行了实证检验，得出在财务危机下的经理人变动的可能性要比在非财务危机下变动的可能性要高。Jens Leker ，Soren Salomo（1999）以德国274家上市公司为例，研究了CEO变更与企业绩效之间的关系，发现在研究经理人变更与企业绩效之间的关系之前，分析经理人变更的原因对研究两者之间关系至关重要。Stijn and Simeon（1999）以1993年至1997年706家公司为研究对象，研究了管理层变更对企业绩效的影响，发现人力资本的变更有助于企业绩效的改善。Brunello（2003）以意大利上市公司为例，研究了CEO变更与企业绩效在内部人模式下的关系，发现尽管在复杂的内部人模式下，经理人变更与企业绩效的关系仍然存在负相关。Richard Heaney,Tony Naughton（2007）等以2001年至2002年期间52个国家9817家公司为研究样本分析了公司领导者的变更与企业绩效的关系，认为公司领导者的变更对前期企业绩效具有很强的敏感性。
（二）国内文献目前我国对经理人变更与企业绩效的关系的研究还处于对国外相关理论的引入阶段，相关研究主要集中于以下三个方面：一是强调上市公司政府控制权的差异对企业绩效与经营者变更关系的影响（陈璇，2006）。二是有些学者在对企业控制权进行再细分的情况下研究了经营者变更和企业绩效的关系（宋德舜，2005）。三是对企业绩效的评价方法上进行了研究（胡燕京，2004）。尽管我国的学者已对经理人变更与企业绩效的关系做了初步研究，但仍然还有许多不足，如未对企业的性质进行细分；考察的经营期间较短；模型变量的舍取不当；在企业绩效指标的选取上仍有争议。这说明我国这一领域的研究还需要深入。
三、研究设计
（一）研究假设在委托代理理论中，通常认为委托人与代理人之间存在着一定程度的信息不对称，根据理性经济人假设，代理人可能会为了自身利益最大化而采取与委托人目标不一致的行为。为了遏制代理人与委托人目标不一致的行为，委托人往往会加强企业内部监督机制，迫使代理人的行为与委托人的目标相一致。当企业绩效出现下滑时，委托人有理由相信代理人可能采取了与企业利润最大化目标不一致的行为，这将加大代理人变更的可能性。因此，有如下假设：
H1：企业经理人变更与企业绩效负相关
在契约理论中，由于企业内部控制机制的影响，企业绩效差会增大经理人变更的可能性；相反，经理人变更以后，企业经理人为了获得委托人的信任，获得更多的自身利益，企业经理人往往会努力工作以提高企业绩效。因此，提出假设：
H2：企业经理人变更后企业绩效显著提高
在相关研究中，本文了解到公司绩效往往具有滞后影响，那么，在经理人变动之后如果企业出现明显的绩效改善，是不是仅因为受到前期企业绩效的滞后影响呢？本文认为如果经理人的变更真能提高企业绩效的话，那么，经理人变更后的后期企业绩效会优于经理人未变更的后期企业绩效，也就是说，即使前期企业绩效比较差，经理人变更后的后期企业绩效不会更差，即后期企业绩效会因企业经理人的变更降低对前期企业绩效的敏感性。因而，提出假设：
H3：企业经理人变更后，后续企业绩效对前期企业绩效的敏感性将降低
（二）研究样本与数据来源 本文以家族类上市公司为研究对象，以2007年家族类上市公司为研究样本。以2006年至2009年共四年为数据收集时间段。为了保证样本数据符合本文研究的需要，尽量消除异常样本对研究结果的影响，本文根据以下标准对原始样本进行了筛选：实际控制人为自然人或家族；实际控制人不担任董事长或总经理；发起上市时便由自然人或家族企业控股；在2005年前正式上市。基于上述原则，本文得到了85家家族企业作为研究样本，其中发生经理人变更的有23家，未变更的有62家，共340个观察样本。本文研究的数据来自于国泰安信息技术有限公司提供的CSMAR数据库，不完整的数据由新浪财经网数据库进行了补充。
（三）变量选取 本文选取变量如下：（1）被解释变量与解释变量。企业绩效（ROA）=期末净利润/期末总资产；经理人变更（CHANGE）：虚拟变量，当经理人变更时，取值1，否则取值0；经理人变更*事前企业绩效（CHANGE*ROA）：虚拟变量，经理人变更与前期企业绩效构成的交互变量。（2）控制变量。企业规模（SIZE）=Ln（总资产）。根据规模经济假设，规模大的企业可能会有更好的企业绩效（Baumol,1959）。然而，实证结果却没有达到一致的统一，Hall和Weiss（1976）认为企业规模与企业绩效显著正相关，而Boyd和Runklea（1993）却认为它们之间并不存在正相关关系。因此，无法预计其回归参数的符号。财务杠杆（LEVEL）=负债总额/资产总额。Myers（1977）发现高负债不利于企业绩效的提高，而Jensen（1986）却发现，由于债权人的监督，高负债有利于提高企业绩效。因此，无法预计其回归参数的符号。企业成长性（GROR）=主营业务增长率。（Nissim，Penman,2001）认为主营业务增长率高有助于企业绩效的提高。因此，预计其回归参数符号为正。
（四）模型建立为了检验家族上市公司经理人变更对企业绩效的敏感性，建立如下Logistic回归模型：LNLEVEL+α4GROR+?着1。为了检验经理人变更对企业绩效的影响，本文建立如下回归模型：ROAt+i=?茁0+?茁1CHANGE+?茁2CHANGE*ROA+?茁3SIZE+?茁4
LEVEL+?茁5GROR+?着2。模型中，ROAt+i是被解释变量，分别为ROAt+1、ROAt+2，分别表示经理人变更后第一年与第二年的企业绩效。
四、实证结果分析
（一）描述性统计 在对经理人变更与企业绩效之间的关系进行检验之前，本文先对所用主要变量进行了描述性统计，见（表1）。可以看出，企业绩效均值在经理人变更之后出现了由低到高的波动，这说明经理人的变更可能有助于企业绩效的提高。
（二）相关性分析为了检验模型是否存在多重共线性以及预先检验变量之间的关联程度与方向，在回归检验之前，本文也对主要变量进行了皮尔逊相关分析，如（表2）。从表中可以看出经理人变更与企业绩效的相关系数较小。经理人变更与企业绩效的交互项与后期企业绩效在10%的水平上显著负相关。
（三）回归分析根据上述回归模型，进行回归分析如下：（1）经理人变更对企业绩效的敏感性分析。为了消除共线性的影响，对模型进行了层级回归，回归结果见（表3）。表中，模型（1）是指仅含常数项的模型，模型（2）至模型（4）是分别加入控制变量后的模型，模型（5）是加入绩效变量后的模型。从回归结果可以看出，经理人变动与企业绩效并没有显著的负相关关系，原因可能是在家族企业中，企业管理层往往任人唯亲，企业经理人往往是企业实际控制人的亲戚朋友，企业绩效的好坏对经理人变更的影响并不大，甚至可以说微乎其微。这一结果与先前学者所得到的研究结果不一致。（2）经理人变更后的企业绩效变化，回归结果见（表4）。表中模型（1）中仅包括常数项和控制变量，模型（2）加入了变量CHANGE，模型（3）加入了经理人变更与企业绩效的交互项（CHANGE*ROA）。可以看出，各模型的F值均在5%或10%水平上显著，校正后的R2均在0.26以上，说明模型的拟合效果较为理想；各模型的回归结果说明如下：首先，在模型（2）的回归结果中，当被解释变量为ROAt+1时，CHANGE的系数为正且在5%的水平上显著，而对于被解释变量ROAt+2，CHANGE 的系数也为正，并且在10%的水平上显著。这表明企业后期的企业绩效与经理人变更有着密切的联系，即经理人变更之后有利于提高企业绩效，这验证了假设H2。其次，模型（3）中加入了交互变量CHANGE*ROA，该变量的回归系数在10%的水平上显著为负，说明经理人变更之后，企业后期绩效对前期绩效的敏感性降低，即经理人变更之后，企业绩效不会比事前企业绩效更低。该结论验证了假设H3。最后，控制变量说明。企业规模（SIZE）的系数在10%的水平上显著为负，说明企业规模并不是越大越好，超过一定规模，将不利于企业绩效的提高。财务杠杆（LEVEL）的系数分别在1%和5%的水平上显著为负，表明企业较好的利用了财务杠杆效应，但是较高的负债率，往往会使投资者对企业的发展表示担忧，可能会减少投资，不利于企业绩效的提高。企业成长性（GROR）的系数在t+1期为正，在t+2期为负，且均不显著。这表明企业成长性与企业绩效并无确定的显著关系。
五、结论
本文采用事件研究法与回归分析法，以2007年家族类上市公司为样本，对经理人变更与企业绩效的关系进行了实证检验。研究结果表明，由于家族企业的特殊性，企业绩效的好坏并不会对经理人变更带来显著影响，这与先前国内外学者的相关研究结果并不一致。但是，即使是家族企业，经理人的变更也会有利于后期企业绩效的提高，这与先前国外学者的相关研究结果相一致，并且，经理人变更之后，后期企业绩效对前期企业绩效的敏感性降低。本文的研究填补了国内外相关研究的不足，使得针对不同企业性质的研究更加深入。但本文的研究仍然存在一些缺陷：样本容量并不是很大，可能会对结果产生一定的影响；研究的后期时间段较短，无法对经理人变更后的长期绩效给予检验；本文仅考察了企业盈利绩效的变化情况，可能与企业整体绩效有所偏差。
参考文献：
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［2］陈璇、李仕明：《公司绩效与经营者变更：上市公司政府控制权的差异》，《管理评论》2006年第3期。
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［17］Nissim D. and S.H. Penman. Ratio Analysis and Equity Valuation: From Research to Practice. Review of Accounting Studies, 2001.
（编辑虹云）
注：“本文中所涉及到的图表、公式、注解等请以PDF格式阅读”
