新官上任之“火”會燃及國企高管嗎
——基于地方官員異質性、高管變更及經濟后果的研究

曹 偉 趙 璨 喬 鑫

一、引 言

高管是企業最為重要的人力資源，高管變更往往伴隨著一系列生產經營決策和財務政策的改變。既有研究認為，除自身原因外，誘發中國國有企業高管變更的原因有三：一是業績考核，二是政治表現，三是“業績+政治”綜合考量(Kato 和 Long，2005；Chang 和 Wong，2009；楊瑞龍等，2013；劉青松和肖星，2015；張霖琳等，2015)①高管變更一般分為常規性變更和非常規性變更(Pi 和 Lowe，2011；劉青松和肖星，2015)。常規性變更往往指因退休、控股權變更、健康原因、完善公司法人治理結構以及涉案等原因而導致的高管變更，這類高管變更往往無法避免。Chang 和 Wong(2009)認為，高管變更作為一種重要的激勵機制，主要體現在非常規變更上。因此，本文不涉及常規性高管變更，只討論非常規性高管變更。。不難發現，業績考核和政治表現是國有企業高管選拔的重要參考依據，但政府直接指派官員擔任國有企業高管，依舊是保障政府控制權和多元社會性目標實現的重要手段(楊瑞龍等，2013)。特別是在具有“政治鎖住效應”特點的國有企業高管內部勞動力市場中(Li 和 Zhou，2005)，更換高管除了作為一種重要的獎勵或懲處手段外，更可能是地方政府和主政官員特殊的制度安排。因此，跳出傳統的將高管變更納入經理人激勵的邏輯框架，重點關注地方政府行政干預行為對地方國企高管變更的影響很有必要。

在中國，常態化的地方官員更替正好為本文研究國有企業高管變更中的官員干預行為提供了一個理想的實驗場景。由于經濟發展模式以政府推動型為主，且行政權力又主要集中在主政官員手中(周黎安，2007)。因此，官員更替除了傳遞不確定性的風險信號外(Jones 和 Olken，2005；Julio 和 Yook，2012；徐業坤等，2013；陳德球等，2016)，更是新任主政官員差異化施政策略和政治意識的集中體現(王賢彬等，2009；曹春方，2013；Liu 等，2015)。在現實中，“一任領導一套規劃”“張書記來了種梨、李書記來了種桃”的現象就是很好的例證②人民日報批一任領導一套規劃：只顧任期政績. 人民網，2016 年1 月11 日。http：//js.people.com.cn/n2/2016/0111/c359574-27508554.html。。同時，不同的施政策略是由主政官員異質性特征決定的(Hambrick 和Mason，1984)。在眾多的異質性特征中，年齡、任期和政績壓力構成了官員激勵機制的重要組成部分(張軍和高遠，2007；李維安和徐業坤，2013)。鑒于此，地方官員更替及官員異質性特征對國有企業高管變更有何影響，構成本文需要回答的首要問題。

Huson 等(2001)研究發現，當改善業績和進行變革的動機更強時，企業傾向于從外部選聘高管。饒品貴和徐子慧(2017)認為，出于風險和成本的考量，在經濟政策不確定性較高時，企業更傾向于從內部選聘高管。因此，新任地方官員上任后，“繼任高管來自何處”“哪類國有企業更可能發生高管人事調整”就是本文需要回答的第二類問題。在經濟后果研究方面，地方官員更替所導致的政府對企業控制力的減弱，會提高國有企業的投資效率、降低其稅負承擔(曹春方，2013；Liu 等，2015)。那么，在對轄區內國有企業實施人事任免后，繼任高管是否會填補此前地方政府控制力的缺失并改變投資效率上升與稅負承擔下降的趨勢以及如何有效治理這類負面影響便成為本文需要回答的第三類問題。

本文的研究貢獻主要體現在以下幾點。

第一，本文重點關注地方政府干預下國有企業高管的變更行為，研究結論有望跳出高管變更激勵動機的思維框架。關于國有企業高管變更動機的研究多集中于公司激勵層面，如經營業績的好壞、政治表現的優劣等因素會影響國有企業高管的去留，而本文的研究有望對上述領域進行拓展。同時，本文結合官員個體異質性特征等指標對官員更替與高管變更關系可能存在的差異作用進行考察，進一步證實了我們的猜測。

第二，本文研究結果有望對事實行政權力轉移在中國的解釋提供影響路徑方面的支持。官員更替對企業行為的影響存在法定行政權力轉移和事實行政權力轉移兩種解釋路徑。如果適合法定行政權力轉移的解釋，新任官員通過對國有企業高管的人事調整，會強化官員更替中的企業投資效率上升和稅負承擔下降現象。畢竟高管變更也會影響企業戰略的連續性，從而進一步加大企業經營的不確定性(Huson 等，2001)。反之，如果適合事實行政權力轉移的解釋，新任官員通過對國有企業高管的人事任免，會迅速填補行政權力更迭的真空，抑制官員更替中的企業投資效率上升和稅負承擔下降現象。本文研究發現，更支持事實行政權力轉移的邏輯解釋。同時也是對Julio 和Yook(2012)、徐業坤等(2013)為代表的法定行政權力轉移解釋的進一步回應。

第三，為理順政企關系和優化國有企業改革提供參考。本文研究發現，新任地方官員干預下的國有企業高管變更，會抑制官員更替中的企業投資效率上升和稅負承擔下降現象，但地方政府“政績觀”的轉變和國有企業的混合所有制改革會正向調節官員更替引發高管變更所帶來的負面影響。政策建議上也支持中央政府多次提及的“鼓勵國有企業高管市場化選聘”“轉變地方政府政績觀”和“積極全面推行混合所有制改革”等舉措。

二、理論分析與研究假設

（一）地方官員更替與國有企業高管變更

本文認為，新任地方官員上任之初會對轄區內的國有企業實施人事任免調整，其原因如下。

首先，地方官員有能力對轄區國有企業高管實施人事任免干預。第一，從制度淵源來看。1992 年之前，國有企業負責人由政府部門直接委派，依照相應的行政級別直接參與企業的生產經營。1993 年黨的十四屆三中全會提出國有企業進行公司制股份制改革后，國有企業高管的選拔方式逐步轉向由組織考核推薦與董事會依法選舉相并舉。2003 年國有資產監管委員會成立之后，中央政府在繼續探索黨管干部原則與市場化選聘相結合的基礎上逐步將傳統的委任制變為聘任制和試用期制，加強了國有企業高管的業績考核機制和人才選拔內容。2015 年 9 月，中共中央辦公廳頌發《關于在深化國有企業改革中堅持黨的領導加強黨的建設的若干意見》(下文簡稱《若干意見》)。《若干意見》強調，堅持黨管干部原則，從嚴選拔國有企業領導人員，建立適應現代企業制度要求和市場競爭需要的選人用人機制。從中不難發現，政府對國有企業高管的人事任免由來已久。第二，從政策法規層面來看。《中華人民共和國企業國有資產法》(2008)、《關于在深化國有企業改革中堅持黨的領導加強黨的建設的若干意見》(2015)等法規條例也都強調政府對國有企業高管人事任免權的重要性。潘越等(2015)認為，地方主政官員與地方國有企業存在直接的委托-代理關系，在企業高管任免的過程中享有一票否決權。因此，總體來講，雖然地方國有企業高管的選拔方式和機制在不斷向前改革，但地方政府對國有企業高管的行政化任命卻始終未完全打破(楊瑞龍等，2013)。

其次，新任地方官員上任之初其干預動機最強烈。第一，一方面，上任伊始，新任官員有向上級積極展現自身工作能力的需求。新官員快速融入工作環境可以給上級領導留下工作效率高、沒有“選錯人”的好印象；另一方面，考慮到推行新政策顯現出成果的時間不要超過其任期，一些短期的、“立竿見影”的政策將首先被新官員開展(周雪光，2005)。現實中，地方主政官員的實際任期遠低于《黨政領導干部職務任期暫行規定》(2006)中 5 年的規定任期，從而導致大多數官員可能并未經歷滿屆的任期考核，而是上任就要面臨隨時隨地的任中考核。因此，新任官員上任之初其干預動機最強烈。第二，在研究文獻支持方面，王賢彬等(2010)認為，地方政府官員出于對政績和仕途的追逐，有動機在上任之初推高地方投資增長率。陳艷艷和羅黨論(2012)也認為，在相對業績指標考核體系下，為了保證新政策不會在繼任官員任期內顯現，新官員在上任之初推行新經濟政策并開展各種經濟活動的動機最強。Liu 等(2015)研究發現，地方主政官員上任之初，企業傾向于減少避稅活動，但隨著新任官員任期的增加，企業避稅活動逐漸增強。該文將這種企業避稅的周期現象歸咎于官員政績考核壓力下稅收征管力度的變化。因此，上任伊始，新任官員有很強的動機對轄區經濟和本地企業進行行政干預，而干預行為的直接表現和主要手段可能就是人事調整。

最后，更換國有企業高管是新官員施政策略的優先選擇。一方面，新官員為什么“喜新”？對國有企業高管提拔可以視為新官員的一種專用性資產投資行為。在投資的過程中，雙方會做出可信任的承諾，避免今后機會主義的發生。對于未獲得晉升機會的國有企業高管來說，由于缺乏這種“立誓”的過程，從而被排除出“自己人”的范疇。另一方面，新官員為什么“厭舊”？由于高管行為往往具有一定的慣性(陳冬華等，2017)，且與上級主管之間存在信息不對稱，為了保證差異化施政策略的開展，新官員更傾向于提拔執行結果“不確定”的新高管，而放棄執行結果可能“相悖”的原高管。畢竟通過行為人原有行為結果，推斷偏好信息是交易一方最優的選擇方案(Buchanan 和Huczynski，2005)。鑒于以上分析，本文提出假設H1。

假設H1：地方官員更替會導致國有企業高管變更。

（二）時間維度：官員上任年齡、預計任期的異質性效應

年齡和任期是影響官員行為的重要因素。當激勵結構和目標函數因年齡大小或任期長短而受到影響時，官員就會改變其施政行為和策略(張軍和高遠，2007)。

在官員升遷年齡方面，既有研究多認為，對于年齡較小的官員來說，由于其未來晉升空間大，政治晉升激勵的作用強，因此其干預轄區經濟的動機也越明顯。然而，這其中可能忽略了一個很重要的事實，即干預成本。在地方官員與地方國有企業高管的上下級人事關系中，包含著復雜的利益聯盟關系(潘越等，2015；錢先航和曹廷求，2017)。同時，Li 和 Zhou(2005)認為，對于年輕官員來說，由于未來的職業生涯較長，且又居于一個相對封閉的內部勞動力市場，出于自身聲譽和利益的考慮，其短期的機會主義行為可能會更少。隨著年齡和任期的增加，其晉升壓力會隨之加大，晉升動機逐漸增強。因此，年齡較小的新官員在面對復雜且觸及利益核心的人事問題時，可能更傾向于觀察和保守，進而削弱了其更換國有企業高管的動機。

在官員預期任期方面，《地方黨政領導班子和領導干部綜合考核評價辦法》(2009)中指出，任期考核是地方官員政績考核的重要方式。《黨政領導干部職務任期暫行規定》(2006)中明確提出，黨政領導職務每個任期為5 年，但在現實中，地方官員的實際任期遠低于 5 年(徐業坤等，2013)。考慮到工作能力的急于展示和施政效果的快速顯現，當預期自身任期不長時，新任官員越有動機對轄區國有企業高管進行人事調整，以備隨時可能面臨的任中考核。相反，當新任官員預期自身任期較長時，可能并不會急于進行人事調整，進一步考察會成為其對待轄區國企高管調整的優先選擇。張軍和高遠(2007)認為，如果官員預期任期是短暫或過渡性的，那么就會縮短眼界，改變行為。因此，本文提出假設H2。

假設 H2a：官員更替對國有企業高管變更的影響因新任地方主政官員上任年齡大小不同而存在差異。與上任年齡小者相比，新官員上任年齡大時，其引發的官員更替越有可能導致國有企業高管變更。

假設 H2b：官員更替對國有企業高管變更的影響因新任地方主政官員預期任期長短不同而存在差異。與預期任期長者相比，新官員預期任期短時，其引發的官員更替越有可能導致國有企業高管變更。

（三）空間維度：官員政績壓力的異質性效應

即使近年來官員政績考核日趨多樣化，但 GDP 增速、財政收入盈余增長、基礎設施投資、工業園區建成數等依然是市、縣級政府重要的考核內容(姚洋和張牧揚，2013)。特別是當地方主政官員面臨較高失業率、地方財政收入困難、較低的 GDP 增長率等外部環境壓力時，其干預轄區內國有企業的動機也就更強。那么，國有企業也自然成為地方政府緩解政績壓力的重要對象。錢先航等(2011)研究發現，官員晉升壓力會引發城商行擴張中長期貸款，并引導信貸投向更容易出政績的領域，形成“投資熱”和重復建設。李維安和徐業坤(2013)認為，地方政府政績壓力越大，越傾向于將壓力轉嫁給當地企業。曹春方等(2014)發現，官員晉升壓力越大，地方國有企業過度投資越嚴重。陳仕華等(2015)則認為，當國有企業高管面臨較高的晉升壓力時，企業更傾向于選擇更為冒險的并購成長方式，但由于在交易中支付的溢價水平相對較高，企業的長期并購績效顯著較差。因此，本文提出假設H3。

假設 H3：官員更替對國有企業高管變更的影響因晉升壓力的不同而存在差異。與晉升壓力低者相比，新官員面臨較高晉升壓力時，其引發的官員更替越有可能導致國有企業高管變更。

三、研究設計

（一）樣本選擇和數據來源

1. 樣本選擇

本文選擇 2008 年至 2017 年滬深兩市A 股國有上市公司的年度數據為初選研究樣本。在初選樣本的基礎上，依次做了如下處理：①剔除被ST 或*ST 處理的上市公司樣本的當年數據；②剔除金融、保險、證券、公共事業以及社會服務類上市公司樣本；③剔除 AB 股或 AH 股交叉上市公司樣本；④剔除財務數據缺失的樣本；⑤剔除非國有企業樣本；⑥考慮到地方主政官員更替的影響范圍，本文剔除省級及省級以上國有企業樣本。在此基礎上，本文依據高管變更原因對樣本進行了進一步的篩選。CSMAR 數據庫中將高管變更大致分為12 種。本文參照Pi 和Lowe(2011)、劉青松和肖星(2015)的研究，將退休、控股權變更、健康原因、完善公司法人治理結構、涉案以及結束代理等原因導致的高管變更劃歸為常規性變更；將工作調動、任期屆滿、辭職、解聘、個人原因以及其他等原因導致的高管變更劃歸為非常規性變更。由于常規性變更具有一定的主動性、預期性，因此本文所探討的高管變更主要是指剔除常規性變更后的非常規性變更。通過上述數據的篩選，最終得到2847 個觀測值。

2. 數據來源

首先，地方官員更替數據。本文采用企業注冊地的地方主政官員變更來衡量地方官員更替。為了獲得該數據，本文首先找到樣本公司的注冊地；然后利用擇城網或人民網找到注冊地樣本期間地方主政官員的簡歷，并用倒推的方式確定每位地方主政官員上任、卸任的年份和月份、任期和來源等信息；最后為保證信息的準確，再通過百度進行再確認。其次，國有企業高管變更數據。國有企業高管變更數據來自 CSMAR 數據庫中上市公司治理結構中披露的“高管動態——董事長與總經理變更文件”，然后通過手工整理獲取。最后，其他數據。財務數據主要來自CSMAR 數據庫；企業產權性質來自 SINOFINO 數據庫；宏觀數據來自《中國城市統計年鑒》；政府與市場關系數據來自王小魯、樊綱和余靜文的《中國分省份市場化指數報告(2016)》。

（二）模型設定和變量說明

為了檢驗假設 H1，本文構建了模型(1)。假設H2 和假設H3 的檢驗是在模型(1)的基礎上進行的分組再檢驗。

1. 被解釋變量與解釋變量。高管變更(Exet)，參照陳仕華等(2015)、徐業坤等(2013)和曹春方(2013)的研究，如果董事長或總經理在某年有一方發生變更，則定義為高管變更，并賦值為 1，否則為 0。官員更替(Gt)，如果地方主政官員在某年發生更替，則賦值為1，否則為0。需要指出的是，若變更或更替發生在6 月30 日之前，則當年記作1；若變更發生在 6 月 30 日之后，則下一年記作 1，未變更或更替年份記作 0。根據研究假設，預期模型(1)中α1＞0。

2. 控制變量的選取。變量定義詳見表1。

表1 主要變量定義表

3. 地方官員干預動機大小的衡量和分組標準。首先，借鑒陳仕華等(2015)以實際結果推導行為人動機的分析邏輯，使用地方主政官員的實際任期表征其預期任期。如果新任地方主政官員實際任期大于其所在可對比城市組的平均任期，則定義為長預期任期組；反之，定義為短預期任期組。同樣，如果新任地方主政官員上任年齡大于其所在可對比城市組的平均上任年齡，則定義為高年齡上任組；反之，定義為低年齡上任組。需要說明的是，考慮到各城市經濟規模、資源稟賦等不同，以及地方官員之間的相對業績比較，上任年齡和預期任期的比較是在普通城市、副省級城市和直轄市三類可對比城市組中進行的。

其次，新任地方主政官員政績壓力大小的劃分。借鑒錢先航等(2011)、趙璨等(2020)的研究，采用各城市GDP 增長率和財政盈余率①財政盈余率=(財政收入-財政支出)÷財政收入。兩組數據衡量晉升壓力(PS)。考慮到宏觀經濟數據的特殊性，以各地區GDP 總量為權重加權計算各城市GDP 增長率和財政盈余率。同時，按照上文所述的可對比城市組的比較邏輯，對所屬城市進行分類比較。當某城市加權 GDP 增長率和財政盈余率小于可對比組中的加權平均數時，則賦值為1，否則為0。政績壓力指數的賦值范圍為0 至2，指數值越大，晉升壓力也越大。本文將晉升壓力指數得分大于等于 1 的，定義為高晉升壓力組；將晉升壓力指數得分為0 的，定義為低晉升壓力組。

四、實證結果與分析

（一）描述性統計

本文對主要的連續性變量進行上下 1%的 Winsorize 處理，以消除極端值的影響。表2 報告了樣本期間內主要變量的描述性統計。從表2 中可以看到地方國有企業高管變更(Exet)的平均值為0.239，中位數為0，分布有一定的左偏。標準差為0.427，說明上市公司高管變更存在一定的差異。新任市委書記上任年齡(Age)的最小值為 43 歲，最大值為70 歲，均值和中位數分別為56.56 歲和56 歲。地方主政官員任期(Tenure)的最小值1 年，最大值為10 年，均值和中位數分別為3.510 年和3 年，晉升壓力變量PS 和CS 的均值分別為0.641和0.349，標準差分別為0.579和0.477。其他主要變量均在合理范圍內。

表2 主要變量的描述性統計

（二）地方官員更替與國有企業高管變更——主效應回歸

表3 報告了假設H1 的回歸結果。第(1)列在控制了行業和年度固定效應后，僅包含地方官員更替(Gt)一項變量。其結果顯示，官員更替(Gt)的回歸系數為0.2105，且通過了 5%的顯著性測試。這說明，在不控制其他變量的情況下，官員更替會引發地方國有企業高管變更。進一步，第(2)列和第(3)列分別添加了公司特征層面的控制變量和公司治理層面的控制變量。其結果顯示，官員更替(Gt)的回歸系數分別為 0.2086 和0.2199，也均通過了5%的顯著性測試。最后，本文又添加了國控資產比重(Gkd)和地區市場化程度(Relation)等宏觀控制變量，回歸結果依然穩健。假設H1 得以驗證。

表3 假設H1：地方官員更替與國有企業高管變更

表4 的Panel A 報告了假設H2 的回歸結果。在第(1)列中，官員更替(Gt)的系數為 0.3739，通過了 5%的顯著性測試；而在第(2)列中，官員更替(Gt)的系數為 0.1786，并未通過顯著性檢驗。這說明，與低年齡上任官員相比，高年齡上任官員所引發的官員更替更容易導致國有企業高管變更。假設 H2a 得到驗證。在第(3)列中，官員更替(Gt)的系數為 0.6458，通過了 1%的顯著性檢驗；而在第(4)列中，官員更替(Gt)的系數為0.1432，并未通過顯著性檢驗。這說明，與長預期任期官員相比，短預期任期官員所引發的官員更替更容易導致國有企業高管變更。假設 H2b 得到驗證。Panel B 報告了假設H3 的回歸結果。在第(1)列中，官員更替(Gt)的系數為0.3404，通過了5%的顯著性檢驗；而在第(2)列中，官員更替(Gt)的系數為 0.0185，并未通過顯著性檢驗。同樣地，第(3)列和第(4)列的回歸結果與前兩列結果相同。這說明，與晉升壓力小的官員相比，晉升壓力大的新任地方官員所引發的官員更替更容易導致國企高管變更。假設 H3 得到驗證。

表4 假設H2和假設H3：地方官員干預動機大小的影響

（三）地方官員更替與國有企業高管變更——繼任高管來源不同的對比

上文已證實地方官員更替會引發國有企業高管變更。那么，新官員更傾向于從企業內部還是從企業外部選拔繼任高管呢？本文進一步將國有企業高管來源細分為來自企業內部和來自企業外部。具體定義為，當高管在繼任該職務前曾在該公司任職，則定義為來自企業內部，賦值為 0；反之，則定義為來自企業外部，賦值為 1。同樣地，本文將新任地方主政官員來源也進一步細分為內升和空降。當新任地方主政官員來自本地區或在本地區有過工作經歷，則定義為內升官員，賦值為 0；反之，則定義為空降官員，賦值為 1。本部分將兩兩組合考察新官員的內升或空降對繼任高管來自企業外部或內部的影響。

表 5 列示了具體的回歸結果。在第(1)列中，官員更替(Gt)的回歸系數為 0.2798，通過了 5%的顯著性測試；同時，在第(2)列中，官員更替(Gt)的系數為 0.2331，通過10%的顯著性測試。這說明，在不區分官員來源的情況下，新任地方官員均會對國有企業高管變更產生影響。進一步將新官員的來源分為內升和空降。在第(3)列和第(4)列中，官員更替(Gt)的系數分別為0.1127 和0.4367，后者通過了1%的顯著性檢驗。這說明，內升官員上任后，更傾向于從企業外部選拔繼任高管。其可能的原因是：①內升官員對當地經濟環境和企業較為熟悉，不太需要聘用熟悉企業經營情況的內部高管；②內部高管與離任官員之間的“行政關聯”關系可能會阻礙新官員施政策略的開展。在第(5)列和第(6)列中，官員更替(Gt)的系數為分別 0.3340 和 0.2293，且前者通過了10%的顯著性檢驗。這說明，空降官員對高管變更產生的影響主要集中在對內部高管的選拔方面。這可能是因為，外調官員對當地經濟環境和企業不太熟悉，聘用更熟悉企業經營情況的內部高管更便于今后開展工作。

表5 高管變更來源的分析——內部、外部

（四）地方官員更替與國有企業高管變更——人事調整的對象選擇

誠如引言部分所述，經濟和政治動因是誘發國有企業高管變更的主要原因。那么，本部分將從經濟因素和行政因素兩個方面來考察官員更替對國有企業高管變更的影響。借鑒劉青松和肖星(2015)的研究，本文將企業資產收益率(Roa)大于等于中位數的企業，定義為經營業績較好的企業，反之，定義為經營業績較差的企業。同時，借鑒張霖琳等(2015)的研究，構建模型(2)來估計國有企業的政策性負擔(Burden)。其中，被解釋變量 Intenc 采用每百萬資產雇員員工的比例來衡量。模型(2)還控制了企業規模(Size)、企業資產負債率(Lev)、企業成長性(Growth)、資產收益率(Roa)、固定資產占總資產比(Capital)以及地區(District)、年度(Year)和行業(Industry)的固定效應。本文通過模型(2)可以計算出企業實際資本密集程度與經濟要素稟賦所決定的最優資本密集程度之間的偏離程度。將國有企業政策性負擔(Burden)大于等于中位數的企業定義為政策性負擔較高的企業，反之，定義為政策性負擔較低的企業。

表 6 列示了具體的回歸結果。在第(1)列和第(2)列的經濟因素中，官員更替(Gt)的回歸系數分別為 0.3611 和 0.1250，且前者通過了 5%的顯著性測試；在第(3)列和第(4)列的行政因素中，官員更替(Gt)的回歸系數分別為0.4568 和0.0262，且前者通過了1%的顯著性測試。這說明，經濟因素和行政因素在影響地方官員更替與國企高管變更關系方面作用顯著。新官員更喜歡對業績好、能夠承擔政府負擔的企業進行人事調整，以最小的成本付出實現最大的行政意圖。

表6 國有企業高管變更中的經濟因素和政治因素考量

五、進一步的討論

（一）地方官員更替和國有企業高管變更——經濟后果的檢驗

在“黨管干部”的原則下，對國有企業高管進行人事任免成為地方政府參與公司治理的重要手段。那么，選擇何種角度對地方官員更替所引發的國有企業高管變更的經濟后果進行探討，便成為下文需要回答的問題。首先，投資行為是企業的重要戰略行為之一，也是轄區經濟增長的重要實現途徑。因此，地方政府和官員為了政績目標的實現，必然會對企業投資行為實施干預。行政干預的結果往往導致國有企業過度投資或投資效率下降。其次，國有企業稅負承擔的多少也會受到地方政府的影響。對于地方政府來說，企業稅負不僅是地方財政收入的重要來源，而且也直接影響著轄區經濟建設的投入水平。因此，本文從企業投資行為和稅負承擔兩個角度考察地方官員更替所引發的高管變更經濟后果。承接已有的研究脈絡可以發現，當官員發生更替時，由于地方政府對當地企業的控制力減弱，且新官員的施政策略又難以在當地企業中迅速體現，因此地方國有企業會出現短暫的投資效率上升(曹春方，2013)和稅負承擔下降(Liu 等，2015)的現象。本文所研究的新任地方官員對國有企業高管的人事任免可能會成為填補官員更替中權力真空的一種方式。因此，本文推斷，新任地方官員干預下的國有企業高管變更，會抑制官員更替中的企業投資效率上升和稅負承擔下降現象。

為了檢驗上述推論，本文借鑒曹春方(2013)和陳德球等(2016)的研究，構建了模型(3)。如果推論成立，則交乘項的系數 f2應顯著為正。在模型(3)中，被解釋變量為企業投資效率(Exceinv)和稅負承擔(ETR)。同時，模型(3)中選取選取資產規模(Size)、資產負債率(Lev)、銷售收入增長率(Growth)、自由現金流(FCF)、無形資產密集度(Intint)、董事長與總經理是否兩職合一(Same)、相對持股比例(Onebtwo)、行業是否管制(Barrier)、城市 GDP 增長率(Cgdp)、是否四大審計事務所審計(Big4)、稅收征管部門(DG)和市場化程度(Relation)作為控制變量。投資效率(Exceinv)的衡量參照Richardson(2006)的研究，用投資效率估計模型的殘差絕對值來衡量。Exceinv 數值越大，企業投資效率越低。稅負承擔(ETR)采用企業實際稅率來衡量。ETR 數值越大，企業稅負承擔越重。

表7 報告了高管變更和官員更替后的經濟后果檢驗。在第(1)列中，地方官員更替與高管變更的交乘項(Exet×Gt)的回歸系數為 0.0061，通過了 10%的顯著性檢驗。這說明，新任地方官員干預下的國有企業高管變更會弱化地方官員更替對企業投資效率的促進作用。當然，為了保證研究邏輯，本文也做了官員更替(Gt)對企業投資效率影響的實證檢驗。研究結論與曹春方(2013)相一致，詳見第(2)列。進一步，在第(3)列中，官員更替與高管變更的交乘項(Exet×Gt)的回歸系數為 0.0288，通過了 5%的顯著性檢驗。這說明，新任地方官員干預下的國企高管變更會弱化官員更替對企業稅負承擔的降低作用。同樣，本文也做了官員更替(Gt)對企業稅負承擔影響的實證檢驗。其研究結論與Liu 等(2015)相一致，詳見第(4)列。實證結果支持了本文的推斷。

表7 變更的經濟后果檢驗：投資效率和稅負承擔

（二）變更的經濟后果——治理機制的探討

1. 地方官員政績考核指標的變化

在2013 年全國組織工作會議上，習近平同志提出，要把民生改善、社會進步、生態效益等指標和實績作為重要考核內容，再也不能簡單以國內生產總值增長率來論英雄了①資料來源：中華人民共和國中央人民政府網站。http://www.gov.cn/Idhd/2013-06/29/content_2437094.htm。。至此開始，中國多個省份開始對市、縣(區)官員的政績考核標準進行調整。如2014 年7 月山西省取消了國定貧困市(縣)的“GDP 增長速度”指標；2014 年8 月福建省下發通知，取消了34 個縣(市)的 GDP 考核；2015 年1 月上海市政府工作報告中未提及GDP 增長預期等。因此，本文有理由相信，從2013 年開始的政績觀轉變將會正向調節官員更替引發高管變更所帶來的負面影響。

表8 的Panel A 報告了政績觀轉變前后新任地方官員干預下的國有企業高管變更對投資效率和稅負承擔的影響。具體來說，在第(1)列中，地方官員更替與高管變更的交乘項(Exet×Gt)的回歸系數為 0.0116，通過了 5%的顯著性檢驗；而在第(2)列中，地方官員更替與高管變更的交乘項(Exet×Gt)的回歸系數為 0.0019，未通過顯著性檢驗。這說明，官員政績考核指標變化后，官員更替引發高管變更所帶來的投資效率下降現象得以緩解。在第(3)列中，地方官員更替與高管變更的交乘項(Exet×Gt)的回歸系數為 0.0341，通過了 5%的顯著性檢驗；而在第(4)列中，地方官員更替與高管變更的交乘項(Exet×Gt)的回歸系數為 0.0171，未通過顯著性檢驗。這說明，官員政績考核指標發生變化后官員更替引發高管變更的稅負承擔上升現象得以緩解。這支持了上文的推斷。

2. 國有企業的混合所有制改革

國有企業引入非國有性質股東，可以解決國有資本和市場經濟結合難的問題，有利于促進國有企業從行政治理向公司化治理、市場化治理轉型(馬連福等，2015)。因此，混合所有制改革會正向調節官員更替引發高管變更所帶來的負面影響。本文借鑒馬連福等(2015)、曹偉等(2019)的研究，通過計算前10 大股東中非國有股的持股比例來判斷國有企業的混合化程度。將非國有持股比例高于該中位數定義為混合化程度高的組；反之，定義為混合化程度低的組。

表8 的Panel B 報告了具體的回歸結果。在第(1)列中，地方官員更替與高管變更的交乘項(Exet×Gt)的回歸系數為0.0107，通過了 5%的顯著性檢驗；而在第(2)列中，地方官員更替與高管變更的交乘項(Exet×Gt)的回歸系數為 0.0020，未通過顯著性檢驗。這說明，混合化程度高的國有企業，地方官員更替引發高管變更所帶來的投資效率下降現象得以緩解。在第(3)列中，地方官員更替與高管變更的交乘項(Exet×Gt)的回歸系數為 0.0402，通過了 5%的顯著性檢驗；而在第(4)列中，地方官員更替與高管變更的交乘項(Exet×Gt)的回歸系數為 0.0159，未通過顯著性檢驗。這也說明，混合化程度高的國有企業，地方官員更替引發高管變更的稅負承擔上升現象也得以緩解。這支持了上文的推斷。

表8 治理機制的探討：官員政績考核指標的變化與國有企業的混合所有制改革

六、穩健性的檢驗①限于篇幅，本文未報告穩健性檢驗結果，相關數據資料備索。

（一）排除國有企業高管變更是由離任官員導致的可能

地方主政官員的更替可能并不是外生的，即高管變更可能并不是由新任官員而是由離任官員導致的。因此，本文采用兩種方法進行排除。第一種方法：本文借鑒 Liu 等(2015)的研究，從研究期間選出因“雙規”“接受調查”和“落馬”等而不得不變更的樣本(即非正常變更)，并分別為這些非正常變更尋找一個配對樣本。然后，采用 DID 分析方法緩解可能存在的內生問題。第二種方法：借鑒錢先航和曹廷求(2017)的研究，剔除離任官員為晉升和平調的樣本以緩解可能存在的內生性問題。綜上檢驗發現，回歸結果不變。

（二）排除行政周期的替代解釋

由于國有企業高管具有“準官員”的特征(楊瑞龍等，2013)，因此政府官員與國有企業高管可能存在相同的行政周期。借鑒張霖琳等(2015)的研究，本文剔除政府官員與國有企業高管可能發生同時輪換、集中任免的年份后，回歸結果不變，研究結論具有一定的穩健性。

（三）排除其他可能存在的政策不確定性情況

首先，本文檢驗了地方主政官員變更是否會對市縣級國有企業之外的國企高管變動產生影響。其次，本文檢驗了地方主政官員變更是否會對省級國有企業、中央國有企業和非國有企業的高管變動產生影響。回歸結果符合預期，研究結論具有一定的穩健性。

（四）其他穩健性測試

首先，剔除國有企業高管晉升的樣本；其次，剔除實際控制人所在地與公司注冊地不一致的情況；再次，剔除上市公司注冊地在四個直轄市的樣本；最后，檢驗新官上任“三把火”后的高管變更是否存在。考慮到上述情況后，本文研究結論仍未發生變化。

七、結論與啟示

本文利用中國城市地方主政官員換屆這一外生事件，實證檢驗了地方官員更替對國有企業高管變更的影響。本研究結果顯示，地方官員更替會引發地方國有企業高管變更。考慮到相關內生性問題后，上述結論依然成立。結合官員個體異質性特征后發現，地方官員更替對國有企業高管變更的影響僅在地方主政官員上任年齡大、預期任期短和政績壓力大的樣本組中。本文認為，在上任之初，新官員出于實現地區競爭、公共治理和個人升遷等目的，會對其轄區內的國有企業實施人事任免調整。進一步，本文考察了官員更替情況下“國企高管的繼任來源”和“哪類國企更容易發生高管變更”兩個問題。回歸結果顯示，內升官員更傾向于從企業外部選拔繼任高管，空降官員更喜歡從企業內部選拔繼任高管。同時，地方官員更替所導致的國有企業高管變更更有可能發生在經營業績好、能夠承擔政府負擔的企業中。最后，在經濟后果檢驗方面，研究結果顯示，新任地方官員干預下的國有企業高管變更會抑制官員更替中的企業投資效率上升和稅負承擔下降現象，但是政府“政績觀”的轉變和混合所有制改革會正向調節官員更替引發高管變更所帶來的負面影響。

本文也具有一定的研究啟示。

第一，規范地方政府行政權力，實現國有企業高管行政任命與市場化選聘的有效結合。市場化選聘雖然一直是國有企業高管選拔的改革方向，但行政任免的選聘方式仍存在于大中型國有企業中。由于行政任免存在管理體制行政化等問題，國有企業容易成為地方政府實現區域競爭、地方官員實現升遷的干預首選。鑒于此，本文認為，在保證“黨管干部”的原則下，董事會可適當引入市場化機制選拔和聘用企業經營管理者，并保證經營管理者依法行使人事權。

第二，加快干部人事體系改革，改進地方官員的激勵結構應從年齡、任期和政績考核內容等源頭做起。財政分權體系下的地方政府、經濟指標考核下的地方官員，在成功帶動中國經濟發展的過程中，其作用的局限性也在不斷顯現。科學制定官員政績考核內容，合理確定官員升遷年齡和任期長短應是政府激勵機制設計的重點。本文的經驗證據表明，任期太短、上任年齡偏大以及政績考核內容的不合理都會引發官員“急功近利”的短視行為。

第三，積極推進股權多元化和混合所有制改革，將各類資本的引入和企業經營機制的轉換有機結合起來。本文的實證研究發現，地方國有企業適當引入民營資本會正向調節官員更替引發高管變更所帶來的負面影響。究其原因，可能是一方面改進了國有企業的公司治理結構，另一方面改善了國有企業的信息披露環境。無論何種原因，積極全面地推行混改，對提高國有企業績效和活力是有利的。