股權性質、高管持股與高管變更的市場反應研究①

李華榮 陶維

摘 要：本文從高管變更的視角出發，選取2007年～2012年上證A股和深圳主板A股發生董事長和總經理離職的上市公司為樣本，試圖檢驗市場對于不同原因引起的高管變更、不同股權性質的企業發生高管變更以及高管持有股份的情況下發生變更的反應。研究結果顯示，上市公司高管發生非正常變更會被市場解讀為好消息，但是并不顯著；國有上市公司發生高管變更會被解讀為利好消息；董事長或總經理持有公司股份的情況下，上市公司發生高管變更會給市場帶來負面影響。

關鍵詞：高管變更 股權性質 董事長或總經理持股 市場反應

中圖分類號：F272 文獻標識碼：A 文章編號：2096-0298（2017）01（b）-032-04

自從1984年Hambrick和Mason提出了“高階理論”后，人們對高管團隊的研究也在不斷地發展和深化，眾所周知，作為一個企業的決策者和管理者，高管人員的認知、特點、戰略選擇等都可能對企業業績產生影響，甚至會影響到企業的長遠發展。近年來，上市公司“高官落馬”、“高管下課”、“雙規”等字眼頻繁出現在各報刊頭條及學者們的討論里。特別是2013年，可謂是高管們的“多事之年”，隨著*ST賢成董事長臧靜濤因涉嫌違規遭青海證監局罷免后，相繼出現了興蓉投資、方興科技、國騰電子、明星電纜、北大荒等多家上市公司高管下課的現象。其涉及對象不再僅僅是國有企業高管，牽涉其中的還有部分民營企業高管。然而高管變更的市場反應卻不盡相同，公告當日多家上市公司的股價都出現了不同程度的下挫，但也有明星電纜、大有能源、錫業股份等上市公司股價不降反漲。另有高新發展、國騰電子等聲稱被“下課”高管其實并“不管”，公司生產并未受到影響。因此，本文以此為切入點，分析上市公司高管變更所引起的市場反應的深層次原因就具有很強的現實意義。

目前國內高管變更的研究主要集中于兩個方面，一是高管變更原因分析。龔玉池（2001年）經實證研究得出資產收益率、負營業收入等業績指標與高層非常規更換的呈現顯著負相關。除了業績因素，后來的學者們還發現高管人員的年齡、大股東更換以及董事長與總經理兩權分離、大股東資金凈占用率、各行業產品市場競爭程度等也會影響高管變更。此外，公司業績對不同性質公司高管變更的影響是不一樣的。二是高管變更市場反應研究。朱紅軍（2003年）認為虧損公司董事長、總經理的單獨更換或同時更換、董事長和總經理兩職分離都會對股東財富產生負面效應。同樣，王嘉怡（2012年）發現高管變更會給市場帶來消極反應。權小鋒等（2009年）發現市場視長期任職董事長離職為一個好消息。吳良海等（2013年）研究得出市場認為高管變更可能是好消息，也可能是壞消息，具體取決于市場對高管聘任的態度、企業的性質、高管變更的自愿性、常規與非常規變更等因素。

總體而言，我國學者主要是將變更的原因與市場反應結合在一起進行分析，在實證研究中所涉及的變量非常多，卻很少看到將兩個變量進行聯合效應檢驗。因此，本文選取2007年～2012年上證A股和深圳主板A股發生董事長和總經理離職的上市公司為樣本，采用累積的超常收益率來衡量股票市場反應程度，進行了交叉項的聯合效應檢驗，以豐富和拓寬高管變更的研究視角。

1 理論分析與研究假設

根據信號理論，上市公司的高管人員（這里主要指董事長和總經理）由于工作調動、退休、涉案等原因而離職，會給市場傳遞某種信號，市場在接到信號后則會做出回應。已有研究發現，市場對高管人員更換的反應是十分微弱的，平均效應為0（Warner，1988）。但是，國內市場并不像國外成熟資本市場那樣，一般而言，市場會視高管變更是一個好消息（權小鋒等，2009），特別是高管發非正常變更能夠一定程度上緩解投資者與經理人之間的代理問題以及大股東與中小股東之間的利益沖突，使得非常規高管變更累積超常收益率高于常規高管變更累積超常收益率（吳良海等，2013）。且上市公司的高管離職原因眾多，一般而言，投資者對任期屆滿、死亡、結束代理等自然更換而引起的高管變更并不敏感，但是一些非自然原因引起的高管變更則引起市場或積極或消極的反應。由此提出假設1。

假設1：公司高管發生非正常變更情況下市場呈現出積極反應。

結合以往文獻資料及對現實事件的考量，本文將上市公司披露的12小類的高管離職原因劃分為兩個大類即正常變更和非正常變更，具體將高管人員的退休、任期屆滿、完善公司法人治理結構、結束代理四項歸類為正常變更，而非正常變更則包括了工作調動、控股權變動、辭職、解聘、健康原因、個人、涉案、其他等8項。在此基礎上，我們還要探究，如果高管持有公司的股份，市場是否還會做出積極反應，由此提出假設2。

假設2：在其他條件給定的情況下，董事長或總經理持有股份的公司發生非正常變更會帶來正面效應。

多年來，中國特有的政治經濟環境造就了國有經濟的多重身份，其發展關乎國家的安全和國民經濟的命脈。就目前而言，彌補市場缺陷、鞏固社會主義制度的經濟基礎和發揮國民經濟中的主導作用是國有經濟的定位。由此可以看出國有企業有著“盈利性”與“公共政策性”的雙重使命，有時甚至為了公共使命而犧牲盈利目標。因此，國有企業的高管任命常常帶有“行政性”，高管肩負的責任重大，在有兩重目標的情況下，高管們或多或少都會有所偏頗，在這樣的任免制度下，他們更加關心的是自己的政治前途而非業績，從而在高管發生變更的時候不會有過多的盈余管理行為，控股股東是地方和中央政府部門所屬國企或中央直屬國企，則其調減利潤的盈余管理行為可以得到一定程度的抑制（朱星文、廖義剛、謝盛紋；2010）。進一步我們可以看到，由于高管變更后國有企業的盈余管理行為受到抑制，使得業績的調整不會太明顯。因此，當發生高管變更時，投資者可能認為國有企業是基于經濟、政策的扶持及資源的重新配置等政治目標而變更高管，從而做出積極回應，由此提出假設3。

假設3：國有企業發生高管變更會給市場帶來正面的市場反應。

國有企業特有的“身兼二任”的性質決定了其在投資者的心中占有很大的地位，然而在現實中，相較于民營企業，國有企業高管下課更多會與涉案、公安機關調查、貪污等事件相關聯，這樣的非正常變更則會給市場投資者帶來恐慌，向市場傳遞不好的信號，從而給市場帶來消極的影響。基于此提出假設4。

假設4：在其他條件給定的情況下，國有企業發生非正常變更會給市場帶來負面效應。

隨著現代企業制度的不斷發展，企業的所有權與經營權也在逐步分離，從而導致了委托人與代理人之間的矛盾，而這種現象在上市公司尤為突出。由于上市公司股東與管理層目標的不一致，再加之信息不對稱影響，就出現了代理成本問題。解決這一問題的關鍵是在水平和結構上對高管人員報酬進行適當安排和調整，而各種實證研究發現，高管激勵性報酬與企業經營業績之間存在著非常強的關聯性（寧向東等，2005）。而股權激勵手段作為高管激勵性報酬的方式之一，對緩解代理問題有著非常重要的作用。上市公司高管持有公司的一部分股權，使其自身利益與股東利益相關聯，從而更有動力去維護股東權益。這樣的理念首先是在西方國家盛行，我國的股票市場起步遠遠晚于西方國家，需要大量借鑒西方的成功經驗，從2005年開始，中國證券業監督管理委員會和國有資產管理委員會先后出臺了多項股權激勵管理辦法，各家上市公司也紛紛公布相關方案。截至目前，股權激勵的形式多樣，范圍廣泛。不可否認，高管持股能在一定程度上改善公司的業績水平（陳笑雪，2009）、降低股東與管理者之間的代理成本以及提升企業的價值（李偉，周林潔，吳聯生，2011；董辰怡，2012）。由此我們得到啟發，即在有高管持股與沒有持股的公司發生高管變更后的市場反應是不一樣的。我們選擇了較具有代表性的董事長持股和總經理持股的情況來進行分析。因此，本文在前人研究的基礎上進一步延伸提出假設5。

假設5：在董事長或總經理持有公司股份的情況下發生高管變更會給市場帶來負面反應。

2 樣本的選取和變量的設計

2.1 數據來源及樣本的選取

本文選擇了2007年～2012年上海A股市場和深圳A股主板市場發生管理層變更上市公司為初始樣本。為了達到研究的目的，還做了以下的處理。

（1）由于ST公司、金融類、保險類數據存在著不穩定性，特將這一部分數據給予剔除；（2）本文選定高管變更事件的窗口期為自發生高管變更日起的前后十天，即事件窗為（-10，10），為保證樣本清潔，還剔除了此事件窗發生增發配股、紅利分配、違規處理、并購重組等重大事項公告的公司；（3）剔除一年內發生多次變更、董事長變更和總經理變更的時間相隔在10天以上的樣本；（4）剔除缺少數據或未披露變更數據的樣本。最后，我們獲得了1272個樣本。樣本數據全部來源于深圳國泰安金融研究數據庫（CSMAR）。

2.2 變量的定義和設計

2.2.1 市場反應的變量定義

第一，研究方法。本文主要采用事件研究法來分析證券價格對于某個事件的反應程度，具體采用累積的超常收益率來度量股票市場的反應程度。按照前文篩選的樣本，我們還要進行一定的處理。首先按照前述樣本收集首先收集在高管人員變更公告日前后10日的個股交易數據中的“考慮現金紅利再投資的日個股回報率”和綜合市場交易數據中的“慮現金紅利再投資的綜合日市場報酬率（流通市值加權平均法）”，但是由于存在有些上市公司公告之日暫時停牌，我們考慮把窗口期的第“0”天推移到下一個交易日。此外，那些在窗口期（-10，10）內無法取得收益率數據的上市公司應該予以剔除。

第二，累積的超常收益率計算。本文利用市場調整模型來計算超常收益率。考慮到滬市與深市之間股價波動的同步性，我們也將采用綜合市場報酬率來調整個股報酬率。

其中，m、n為交易日，i為某公司，據此公式我們可以算出在窗口期內的任意時段的累計超長收益率。

2.2.2 解釋變量和控制變量定義

本全選用了高管的變更原因（Dimreas）、企業性質（SN）及董事長或總經理持股情況（BDOM）作為主解釋變量，為了便于研究，還引入了3個控制變量：第一大股東持股比例，用來衡量股權的集中度，用CR1來表示；前一年資產總額自然對數用來衡量高管變更前一年度公司的規模，用“FLSIZE”來表示；前一年度總資產凈利潤率（總資產凈利潤率（ROA）A=凈利潤/總資產余額），主要衡量高管變更前公司的業績水平，用“LROA”表示。由此我們可以把因變量、各主解釋變量和控制變量歸類如表1。

3 實證研究

本文所使用的樣本在經過最初始的篩選后獲得1272個樣本，但是在后期的數據統計中我們又剔除了沒有披露相關數據的樣本和部分變量數據缺失的樣本，最終得到的可以進入實證分析的數據為1209個樣本，共820家上市公司。我們選用了窗口期在（-3，2）的累計超常收益率來作為因變量，在此基礎上分別運用STATA 11.0和Excel 2007來對各變量及回歸結果進行實證分析和統計處理。

3.1 模型的設定

首先要分析高管變更類型、企業股東性質及董事長或總經理持股情況對高管變更上市公司的影響，本文使用以下模型來對此進行多元回歸分析。

3.2 變量描述性統計

從表2描述性統計的結果我們可以看出，總體樣本數為1209個，窗口期在（-3，2）的累計超長收益率平均數為正數0.0014，標準差為0.0709，最大值和最小值分別為0.487和-0.3415。而三個虛擬解釋變量取1的概率分別是0.6898、0.6865、0.2481，即上市公司68.98%會發生非正常變更，68.65%的高管變更上市公司是國有控股企業，24.81%高管變更上市公司的高管持有本公司股份。從而我們可以看出，對這三方面的研究具有很大的現實意義。此外，表中可以看到，發生非正常變更的國有企業占了47.14%，董事長或總經理持有股份的情況下發生非正常變更的公司占了15.88%。

3.3 回歸分析

從表3模型一的回歸結果可以看出，變更原因（Dimreas）、企業股東性質（SN）累計超常收益率呈正相關關系，但不顯著；而董事長與總經理的持股情況（BDOM）與累計超常收益率成反方向關系，但也不顯著。但是在變量的方向性上與原假設是一致的，為了進一步分析，本文引入了兩個交叉項來做進一步的驗證和研究。檢驗得出表3模型二的回歸結果，可以看出變更原因（Dimreas）與累計超常收益率呈正向關系，但是并不顯著；企業股東性質與累計超常收益率呈正向關系，且在10%的水平下顯著，假設3得以驗證；董事長與總經理的持股情況（BDOM）與累計超常收益率呈反向關系，且在10%的水平下顯著，假設5得以驗證；變更類型與企業股東性質交叉項與累計超常收益率顯著負相（10%），由此驗證假設4；變更類型與董事長或總經理持股情況的交叉項與累計超常收益率顯著正相（5%），由此假設2成立。此外我們還看出，第一大股東持股比例（CR1）與累計超常收益率顯著負相關（10%），而前一年資產總額自然對數（FLSIZE）與累計超常收益率顯著正相（5%）。

4 結論及啟示

研究結果顯示，（1）上市公司高管發生非正常變更會被市場解讀為好消息，但是并不顯著；（2）國有上市公司發生高管變更會被解讀為利好消息；（3）董事長或總經理持有公司股份的情況下，上市公司發生高管變更會給市場帶來負面反應。進一步研究發現，當國有企業發生非正常變更時，會給市場帶來顯著的負面反應，而董事長或總經理持有股份的公司發生非正常變更則會給市場帶來顯著的正向反應。

參考文獻

[1] 朱紅軍，林俞.高管人員更換的財富效應[J].經濟科學，2003（4）.

[2] 權小鋒，吳世農.長期任職董事長離職的財富效應及其影響因素[J].經濟管理，2009（8）.

[3] 王嘉怡.上證A股公司高管辭職公告的股價效應研究[J].中國外資，2012（6）.

[4] 吳良海，謝志華，周可躍.公司高管變更的市場反應——來自中國A股市場的經驗證據[J].北京工商大學學報（社會科學版）， 2013，9（5）.

①基金項目：本文系云南交通職業技術學院科學研究基金項目的階段性研究成果（2014GLQ03）。