实证分析表明，我国的上市公司被ST后总经理离职的很少，ST公司总经理的离职概率与董事会的规模在统计上存在十分显著的正向关系，而与董事会中外部董事比例以及董事会成员持股量等变量不相关。
ST公司总经理离职情况的实证研究
引言
1998年3月16日，中国证监会发出《关于上市公司状况异常期间的股票特别处理方式的通知》。所谓异常状况，包括财务状况异常和其他异常状况。其中。财务状况异常是指公司连续两年亏损或净资产低于股票面值。“特别处理”的股票前标以“ST”。截至2000年末我国深沪两市共有82家上市公司曾被列为ST公司。
上市公司被ST意味着公司经营的失败，我国《公司法》第119条规定，总经理对董事会负责，主持公司的生产经营管理工作，组织实施公司年度经营计划和投资方案等等，因此，公司被ST，总经理应负经营责任。《公司法》同时规定由董事会聘任或解聘经理。因此，作为代理人的总经理在公司被ST 后是否离职代表了公司董事会对管理人员的监督能力。
现代企业理论认为，股东是公司的所有者，因为他们承担剩余风险，因而享有剩余索取权，但是Berle和Means(1932)以1930初期全美国最大的200家公司为样本所作的研究，证实了在现代公司中存在着所有权和控制权分离的现象。股东与管理者之间形成了一种委托代理关系，正如Jensen和Meckling (1976)所指出：“代理关系是一种契约关系，在这种契约关系下一个或更多个人(委托人)指定另外一个人(代理人)代表他从事某些活动，这就会涉及到赋予代理人一定的决策制定权。如果双方都是效用最大化者，那么有理由相信代理人不会一直都按使委托人利益最大化的方式行事。”那么在契约安排下的控制机制必须用来减小这种代理成本。公司中的董事会就是用来控制管理者偏离股东利益行为的一种内部控制机制。
董事会在公司中主要行使两项功能，一是决策管理功能，例如制定公司的长期战略以及投资、融资决定；二是决策控制功能，例如雇佣高层管理人员、决定他们的薪酬、在必要时解雇他们以及监督资本配置的决定(Fama和Jensen,1983)。
由此可见董事会是防止不称职管理的第一道防线(Weisbach,1988)，董事会有责任对公司高层管理者的业绩进行评价，并在其业绩不好时替换管理者，这是董事会监督作用的主要体现。
本文的目的在于通过对ST公司总经理离职情况的考察，研究我国董事会的监督能力以及什么特性的董事会能更有效地监督管理者。
国外相关研究文献回顾
总体上说，国外的研究表明管理人员的离职概率和公司的业绩存在着反向的关系。在基本正式存在这种关系的情况下，一些学者开始研究公司治理的变量对总经理离职与经营业绩之间的敏感度会产生什么影响。这些变量主要集中于董事会特点，诸如董事会的规模、董事会的外部董事比例、董事会的领导结构以及所有权结构等等。
Weisbach(1988)把管理者离职和董事会的构成联系在一起。他检验了内外部董事在监督管理者上的差别，指出评价高级管理人员并在他们业绩较差时赶走他们的任务主要落在了外部董事的身上。而内部董事的职业和总经理紧密相连，因此内部董事通常不愿意赶走现职总经理。Weisbach指出，外部董事之所以有动力来确保公司的有效运行是为了保护自己在市场中的声誉。然而，他同时争辩到，内部董事也能为公司增加价值，因为其能提出谁是总经理继承人的议案。内部董事通常是潜在的总经理。他们对董事会的了解为他们提供了宝贵的经验，并且可以使外部董事有机会对潜在的总经理候选人进行评估。因此，Weisbach认为内、外部董事结合在一起的董事会能更有效地在公司经历不好业绩时替换管理层。
Weisbach把1974～1983年间福布斯500中的367家样本公司分为三组，外部董事超过60%被假定为外部董事支配的董事会，外部董事小于40%被假定为内部董事支配的董事会，其他的是混合董事会。他使用Logit模型来估计总经理丢掉工作的可能性，结果发现公司业绩和总经理离职概率的关系在以外部董事占主导地位的董事会的公司比以内部董事占主导地位的公司更强。这一结果意味着内部董事支配的董事会在决定总经理“命运”时对业绩不如外部董事支配的董事会敏感。
Jensen(1993)指出，当CEO同时担任董事长时，公司的内部控制机制是失败的，这是因为此时董事会不能有效地行使它的关键职能，包括评估和解聘不称职的CEO。Fama和Jensen(1983)也认为，把决策管理权和决策控制权集中于一人身上会削弱董事会监督管理者的有效性。对此Goyal和Park(2000)做了实证研究，他们以1992～1996年455个总经理离职样本及823家控制样本公司为样本，考察了董事长和总经理两职状态对解雇表现不好的总经理的影响。他们发现总经理离职对业绩的敏感度在两职合一的公司显著地比两职分离的公司低，这个结果证实了Fama和Jensen(1983) 、Jensen(1993)的论断。
Lipton和Lorch(1992)指出大多数董事会的行为是无用的，因为董事很少批评高级管理层或对公司业绩进行公正的讨论，并认为这些问题会随着董事会规模的增加而增加。Jensen(1993)指出，现在的董事会以诚实和坦率为代价过分地强调礼貌和谦让，并认为当董事会人数超过七八个时不可能有效地发挥作用，且容易被总经理控制。Yermack(1996)的实证研究证实了Lipton和Lorch(1992) 、Jensen(1993)的论断，他使用概率模型估计总经理离职的概率，得出“小规模的董事会更可能因为公司业绩差而解雇总经理”的结论。
Denis等(1997)认为董事会监督管理者的能力受到公司所有权结构的影响。当管理者持有较多的股份时会使董事会很难辞退他们。原因有两个，一是拥有较多股份的管理者其权力会增大；二是较高的管理者所有权会阻碍外部控制权市场发挥作用，而外部控制权市场对内部监督的有效性会产生影响。Denis等(1997)同时认为大股东的作用也是不可忽视的，大股东能支持一个更积极的董事会并减小代理问题。他们的实证结果发现高级管理人员离职的概率与高级管理人员持股比率呈负相关，与外部董事的比率正相关。在管理者持股量较高的公司中，高层管理人员离职的可能性对股价的表现显著地不敏感。
实证研究与分析
本文以我国上市公司经营失败的极端表现－－1998～2000年三年间82家被ST的公司为样本，考察这些公司的总经理在公司被ST时的离职情况，从而研究我国上市公司董事会在公司遇到财务困境时的监督和约束管理者的能力。所有的数据来自《中国证券报》及和讯证券网。
一、ST公司总经理离职情况的统计
1998～2000年沪深两市共有82家上市公司被特别处理过，每一年份具体新增的ST公司数目见表1。
表1 1998-2000年被列为ST公司数 单位：家
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1998 |
1999 |
2000 |
合计 |
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上海 |
12 |
13 |
10 |
35 |
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深圳 |
14 |
17 |
16 |
47 |
|
合计 |
26 |
30 |
26 |
82 |
本文首先对被列为ST的公司前后6个月有总经理与董事长离职的公司家数和时间进行统计。由于公司所披露的总经理离职原因通常不可靠，国外在此方面的研究通常假定总经理在65岁左右离职属正常退休，其他属被迫离职。本文参照这种方法，考虑到我国的实际情况，假定总经理在60岁左右离职属正常退休，其他属被迫离职。82家ST公司的总经理在公司被宣布为ST公司后6个月内辞职的有18家，辞职日期平均为ST后的61.26天；如果考虑到有些公司的总经理可能提前“引退”，那么即使以ST宣布日前后各6个月，即长达一年的时间跨度内，辞职的也仅有26家。被列为ST公司后6个月内董事长辞职的有19家，平均辞职时期为77.74天；ST前辞职的有16家，平均辞职时期为ST前89.94天。董事长在ST前后6个月内辞职的共35家(见表2)。
表2 公司被ST后总经理和董事长离职情况统计表
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ST前6个月内离职数 |
ST后6个月内离职数 |
ST前离职的平均期限（天） |
ST后离职的平均期限（天） |
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总经理 |
8 |
18 |
-87.63 |
61.26 |
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董事长 |
16 |
19 |
-89.94 |
77.74 |
通过以上的比较可以看出公司被ST后总经理遭到解雇的比率是很低的，只有18家，占样本总数的22%，且所需的时间长达61天，这说明我国上市公司董事会在监督管理者方面的不足。有趣的是董事长被更换的比率却明显高于总经理，董事长成了“替罪羊”，从这方面也多少证实了强管理者、弱董事会现象的存在。
二、董事会治理变量对总经理离职概率的影响
在上述描述性统计的基础上，为了进一步研究什么样特点的董事会更能有效地监督管理者。我们建立Logit模型，研究董事会的规模、外部及灰色董事比例、董事持股比例、董事长持股比例、管理层持股比例、总经理持股比例、总经理与董事长两职状态(合一或分离)等有关董事会特点的变量对总经理辞职有何影响进行研究。
我们以公司被ST前后各6个月内总经理辞职为因变量，辞职为1，没有辞职为0；建立Logit回归模型如下：
Pr(总经理离职)=F(xβ)＝exp(xβ)/(1＋exp(xβ))＝1/(1＋exp(xβ) )
Pr(总经理离职)表示总经理离职的概率；x表示影响总经理离职的因素，在本文中分别为 x1：ST公司董事会的规模；x2 ：ST公司外部董事与灰色董事在董事会中的比率；x3 ：董事持股比例； x4：董事长持股比例； x5：管理层持股比例； x6：总经理持股比例；哑变量x7 ：总经理与董事长两职状态，当总经理与董事长两职合一时 x7=1，两职分离时x7 =0； β表示系数；F是指逻蒂斯克分布(logistic distribution)。
表3 变量的描述性统计
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最小值 |
最大值 |
中值 |
标准差 |
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董事会规模 |
5 |
9 |
10.51 |
2.7090 |
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外部及灰色董事比例 |
0.08 |
0.94 |
0.6819 |
0.1710 |
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董事持股比例 |
0 |
74.49 |
5.2928 |
11.2910 |
|
董事长持股比例 |
0 |
26.12 |
1.1722 |
3.4713 |
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管理层持股比例 |
0 |
147.58 |
5.3193 |
18.9445 |
|
总经理持股比例 |
0 |
26.12 |
1.3718 |
3.6014 |
|
两职状态 |
0 |
1 |
0.4024 |
0.4934 |
|
总经理年龄 |
30 |
61 |
43.833 |
6.9757 |
|
第一大股东持股比例（%） |
7.48 |
74.89 |
35.7872 |
16.5900 |
本文同时加入两个控制变量：① x8：总经理年龄。Murphy和Zimmerman(1993) 以及Weisbach(1988)都发现总经理年龄和总经理离职之间存在着显著的关系，因此我们把总经理的年龄作为分析时的控制变量。②x9：第一大股东持股比例。Shleifer和Vishny(1986)认为，由于大股东在公司中有很大的经济利益，因此这些投资者有强烈的愿望来监督管理者的行为，以保证管理者不做或少做有损股东利益的事。这就是所谓的“积极监督假说(active monitoring hypothesis)”。 根据这种假说，大股东会减少管理者的机会主义行为，从而在公司业绩不好时会有很强的动机来赶走管理者。由于我国上市公司中“一股独大”的现象很普遍，因此本文把第一大股东的持股比例作为第二个控制变量。变量的描述性统计见表3。
我们使用SPSS统计软件进行计算，逻蒂斯克回归结果见表4。
表4 逻蒂斯克回归结果
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-2Log Likelihood=93.9030 | |||||
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参数估计值 |
标准差 |
Wald统计量 |
自由度 |
显著性水平 |
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董事会规模 |
0.3106** |
0.1307 |
5.6497 |
1 |
0.0175 |
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外部及灰色董事比例 |
-0.4772 |
1.6954 |
0.0792 |
1 |
0.7784 |
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董事持股比例 |
0.2281 |
0.1617 |
1.9905 |
1 |
0.1583 |
|
董事长持股比例 |
0.2262 |
0.3690 |
0.3757 |
1 |
0.5399 |
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管理层持股比例 |
-0.2978 |
0.2264 |
1.7303 |
1 |
0.1884 |
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总经理持股比例 |
-0.2510 |
0.3934 |
0.4070 |
1 |
0.5235 |
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两职状态 |
0.5751 |
0.6075 |
0.8962 |
1 |
0.3438 |
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总经理年龄 |
-0.0470 |
0.0481 |
0.9582 |
1 |
0.3276 |
|
第一大股东持股比例 |
0.0311* |
0.0184 |
2.8522 |
1 |
0.0912 |
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截距 |
-3.4960 |
2.5651 |
1.8576 |
1 |
0.1729 |
**5%水平显著，*10%水平显著
ln(p/1－p)＝－3.973+0.311x1＋0.477x2 ＋0.228 x3＋0.226x4－0.298x5－0.251x6 ＋0.575x7 －0.047x8 ＋0.031x9
即 总经理离职的概率为：
P= 1/(1＋exp(－3.973+0.311x1＋0.477x2 ＋0.228 x3＋0.226x4－0.298x5－0.251x6 ＋0.575x7 －0.047x8 ＋0.031x9) )
从以上Logit回归结果可以看出以下问题：
1.我国的上市公司当业绩极端地不好时——表现为被ST，董事会的特点对总经理的离职能起到解释作用的只有董事会规模，即董事会规模越大的公司在被ST时总经理离职的概率会越大，且这一结果在统计上是很显著的(P=0.0175)。这个结论和Yermack(1996)的研究结论是相反的。
如果把这个结果和我们的另一篇文章所得出的结论相结合会看出更为有趣的现象。那篇名为《ST公司董事会治理失败的实证分析》(沈艺峰，张俊生，2001)一文所得出的结论之一即ST公司董事会治理失败的一个原因就是董事会的规模过大。这两个结论看似矛盾，但可能反映了我国董事会规模的实际情况，即大规模董事会可能在公司遇到危机时更好地起到监督作用——辞退业绩不好的管理者(Fama有关董事会作用的第二项)，但在日常的经营中小规模的董事会可能更好地制定经营决策。因此董事会的规模应保持在适中的水平，不应过小或过大，即董事会规模所影响董事会的监督作用和决策作用之间有一个权衡(tradeoff)。正如全美公司董事联合会(NACD)蓝带委员会所认为的：在理想的情况下，董事会应尽可能小，以允许对重要问题的详尽讨论和对每一个提出的观点都有充分的发言时间；它又应尽可能大，以保证有足够的不同观点和人才加入讨论。
2 .除董事会规模外的其他董事会治理变量对总经理离职都不起解释作用。这进一步说明我国上市公司的董事会没有起到应有的监督作用，及“弱董事会”现象的存在，这个结果符合我国公司治理的现状。我国相当一部分上市公司的主要领导实际上必须由组织部门甚至有关领导拍板决定，董事会成了一个形式甚至只是一个摆设，而真正起作用的可能是大股东。这一点可以从本文的Logit回归的结果看出：第一大股东对总经理的离职概率能起到显著的解释能力(P=0.0912)
结论与建议
本文通过对我国上市公司经营失败的代表——ST公司的总经理离职情况来考察我国上市公司董事会的监督作用。统计显示，当公司被ST处理时总经理离职的仅有22%。在这个结果之上应用Logit回归模型，本文考察了董事会的特点对总经理离职概率的影响，结果表明董事会的规模与公司的业绩对总经理离职概率有显著的解释作用，ST公司总经理离职的概率与董事会的规模呈正向的关系。而诸如外部董事比例、董事持股量等变量对ST公司的总经理离职不起解释作用。
笔者认为上述的结果对我国公司治理有以下几点启示：
首先，也是最重要的，就是积极地发展我国的经理人市场，这正如Jensen和Ruback(1983)指出的业绩差公司的管理人员拒绝离职可能是成本最高的代理问题。通过经理人市场的建立，一方面可以对公司现职管理人员起到压力作用，另一方面可以及时更换不称职的管理人员，尽可能地减少代理成本。
其次董事会应借鉴国外的做法，下设提名委员会，且都由外部董事构成，由提名委员会提出总经理以及其他高级管理人员的人选，逐渐减少总经理的行政任命。行政任命的弊端在于总经理不是对股东及公司负责而是对上级主管部门负责。
第三，应进一步强调董事会的治理，其中包括增大董事会成员的持股比例。因为现有的持股数量不足以对董事起到激励作用；增强外部董事的独立性，使他们能真正地起到监督约束管理者的作用，并能向董事会提供不同的专业知识。 ■
位置：