当前位置：文档库 › 高管背景特征具有信息含量吗_黄继承

高管背景特征具有信息含量吗_黄继承

摘要：本文以2002~2009年间的中国上市公司高管变更事件为研究样本，通过检验高管背景特征对股价反应的影响，研究了高管背景特征是否具有信息含量，以检验高管背景特征的价值相关性。研究结果表明，高管变更事件的宣告效应与高管背景特征具有显著相关性，具体表现在：高管的年龄与股价反应负相关，学历与股价反应呈倒U 形关系，相比于内部提拔，高管为外部选聘时股价反应更好；在控制了离任高管背景特征的影响以及对继任与离任高管背景特征的差异进行的检验中，上述关系仍然稳健地成立，从而表明高管背景特征具有显著的信息含量。同时，我们还发现，高管背景特征对股价反应的影响依赖于资本市场的发展阶段：只有在资本市场较为成熟的2005年后这一阶段，高管背景特征才具有明显的信息含量。

关键词：高管背景特征

信息含量

高管变更

股价反应

一、引言

管理者作为公司战略决策的主要发起者和主导者，对其所领导公司的所有生产、管理活动乃至公司绩效都具有重大影响。能否选聘到符合企业需要的高管，直接决定着企业的生存和发展。由于性别、年龄、学习工作经历和信仰等背景特征方面的差异，管理者的行为选择具有较大的差异性（Hambrick and Mason ，1984；Tihanyi ，Ellstrand ，Daily and Dalton ，2000；姜付秀等，2009），因此，公司在选聘高管时对其背景特征给予了较大关注。例如，近年来，中组部、国资委在公开招聘央企高管时，尤其强调应聘者是否具备“年富力强，知识层次高，视野开阔”等特征，高管的“年轻化”、“高学历”、“来源广泛”特征也为新闻媒体津津乐道。而从理论层面看，自Hambrick 和Mason （1984）提出“高层梯队理论”以来，高管背景特征对企业绩效的重要作用被越来越多的文献所强调。学者们从高管的学历（Bhagat ，Boltonet and Subrama?nian ，2010；何韧、王维诚、王军，2010）、任期（Hambrick and Fukutomi ，1991；Simsek ，2007）、来源（Huson ，Malatesta and Parrino ，2004；Ang and Nagel ，2008）、年龄（魏立群、王智慧，2002；张

建君、李宏伟，2007）以及性别（李焰等，2011）等多个方面研究了管理者背景特征与公司绩效之间的关系。这些研究成果在丰富相关理论的同时，对于现实中的公司绩效提升以及高管选聘实践具有重要的启示意义。

但是，已有文献大多利用面板数据进行研究，往往容易受到遗漏变量、变量之间相互影响等原因所导致的内生性问题的困扰，从而在一定程度上影响了研究结论的可靠性；同时，已有文献主要侧重于研究高管背景特征与公司会计业绩之间的关系，而很少从市场业绩角度研究投资者如何评价高管的背景特征，即很少研究背景特征的价值相关性问题。尽管Lee 和James （2007）以及Coxbill 等（2009）从CEO 性别方面研究了CEO 任命的公告效应，但高管背景特征具有非常丰富的内涵（Hambrick and Mason ，1984），如性别、年龄、学历、任职经历等等，因此，总体上讲，高管背景特征的价值相关性研究是非常有限的。基于此，本文利用高管变更事件来控制变量之间的内生性，通过研究高管变更时高管背景特征是否具有信息含量，

高管背景特征具有信息含量吗？

□黄继承

盛明泉

*本文为中国人民大学科学研究基金（中央高校基本科研业务费专项资金资助）项目（11XNJ005）的阶段性成果。作者感谢第十届中国实证会计国际研讨会上唐松副教授的评论与建议；感谢中国人民大学伊志宏教授、李焰教授、姜付秀教授、张敏副教授等老师对本文所提出的建设性意见。当然，文责自负。

高管背景特征具有信息含量吗？中国上市公司研究

《管理世界》(月刊)

2013年第9期

以检验高管背景特征的价值相关性。

以沪、深证券市场2002~2009年间的全部A股上市公司高管变更为研究事件，运用事件研究法，本文从公司高管的年龄、学历、性别、任职经历等多个方面，系统地检验了高管背景特征对股价反应的影响，分析了高管背景特征与公司价值的相关性。我们的基本逻辑是，如果高管背景特征确实会影响公司业绩，那么，在高管变更事件中，投资者的理性预期应当随着高管背景特征的不同而有所差异，因此，高管背景特征将对股价反应产生显著影响，表现出明显的价值相关性。

实证结果表明，高管背景特征对高管变更的宣告效应具有显著影响，高管背景特征具有信息含量。具体表现为：高管的年龄与宣告效应负相关，学历与宣告效应呈倒U形关系，相比于内部提拔，市场更看好继任高管为外部选聘；在控制了离任高管背景的影响以及以继任和离任高管背景的差异进行的检验中，该结论仍然稳健地成立。以上结果说明，高管背景特征具有显著的价值相关性，这也验证了“高层梯队”（Hambrick and Mason，1984）等理论的预期。

本文认为，高管背景特征是否具有信息含量依赖于资本市场的发展阶段，只有在投资者理念比较成熟、机构投资者队伍和市场中介机构队伍壮大、资本市场的定价功能比较完善以及市场效率较高的情况下，高管背景特征的价值相关性才会得到很好地反映。我们认为，以2005年为分界点，中国资本市场经历了一个由不成熟到逐步成熟的发展历程。首先，始于2005年的上市公司股权分置改革，在改善公司治理结构、提高中小投资者利益保护的同时，修正了资本市场的定价功能、提高了资本市场效率（杨善林、杨模荣、姚禄仕，2006；刘维奇、牛晋霞、张信东，2010）；其次，伴随着2005年底中国股市新一轮牛市行情的出现，机构投资者队伍迅速壮大，持股的市值占比迅速提高，投资者结构的改善有利于公司价值的发现；最后，证券分析师队伍不断发展壮大，同时，2005年修订了《中国证券业协会证券分析师职业道德守则》，对分析师行为进行了规范，从而促进了信息在资本市场快速、有效地传递。因此，随着股权分置改革的进行、机构投资者的快速发展以及证券分析师队伍的壮大和行为的规范，中国资本市场的成熟度逐渐提高。本文以2005年为界将样本划分为两个研究区间进行了研究，实证结果很好地支持了我们的观点：只有在资本市场更为成熟的2005年后，高管背景特征才具有显著的信息含量。

本文的贡献主要体现在以下几个方面：第一，已有文献广泛讨论了高管背景特征对公司业绩的影响，但由于受到内生性问题的困扰，难以直接证明两者之间的关系。本文以高管变更事件为研究视角，在一定程度上克服了高管背景特征与公司价值之间潜在的内生性问题，为高管背景特征影响公司价值提供了直接且可靠的经验证据。第二，已有研究主要关注于在位高管的背景特征，本文利用高管变更事件，在研究继任高管背景特征对股价反应影响的基础上，进一步控制了离任高管背景特征，并探讨了变更前后高管背景特征的差异对股价反应的影响，使得研究结果可以相互印证，从而增强了结论的稳健性。第三，鉴于中国资本市场改革不断深化和投资者理念快速发展的制度环境，我们划分了不同的研究区间分别进行实证检验，研究了高管背景特征的价值相关性在资本市场不同发展阶段下的差异性，为制度环境对投资者行为的影响提供了新的证据支持。第四，大量实证研究表明，总体来看，高管变更期间的股价反应（股东财富效应）是不显著的。尽管学者们按各种方式分组进行研究，但得出的结论也并不一致。本文的经验证据说明，可能正是由于忽略了高管的异质性，对各种背景特征的高管不加区分地一起进行研究，从而导致了股价反应在均值上不显著。因此，本研究进一步丰富了高管变更财富效应这一领域的文献。

余文结构安排如下：第二部分介绍了本文的研究设计；第三部分通过对高管背景特征与高管变更事件宣告效应的分析，检验了高管背景是否具有信息含量，以证明高管背景特征的价值相关性；同时，在研究中区分了资本市场的发展阶段，检验了高管背景特征的信息含量是否依赖于资本市场的成熟程度；第四部分进行了相关的稳健性检验；最后是本文的结语。

二、研究设计

（一）数据来源与样本选择

根据高管变更公告和高管背景特征数据的可得性，本文的初始样本为中国A股上市公司2002年

至2009年间的涉及高管变更的董事会会议决议公

告、董事会临时会议决议公告和高管变更公告，研

究数据来源于CSMAR数据库。按照已有的研究惯

例，我们利用以下标准对样本进行了筛选：（1）剔除

了金融类上市公司样本，（2）剔除了离任高管与继

任高管非同时公告的样本，（3）剔除了连续两次高

管变更间隔小于360天，或继任者为代理董事长或CEO的样本，（4）剔除了事件日前后5个交易日内有其他重大事件公告的样本，（5）剔除了董事长与

总经理变更区间重叠的样本，（6）剔除了相关数据

缺失的样本。最后我们得到了1045起高管变更事

件。具体样本筛选过程如表1所示。

（二）主要变量的界定

高管的界定：相关文献在研究中一般将公司高

管界定为CEO（Kang and Shivdasani，1996；Huson，Parrino and Starks，2001；Dedman and Lin，2002）或最高管理者（Warner，Watts and Wruck，1988；Denis and Denis，1995；Cools and Praag，2007）。鉴于本文主要研究公司代理人而不是委托人的背景特征是否具有价值相关性，同时考虑到中国公司治理的实际情况，我们将事件研究中的高管界定为国有企业的董事长和非国有企业的总经理。这样做的理由是：在美国等西方国家，一般情况下CEO是公司的代理人，但是在中国却不尽相同，由于控股股东性质的差异，国有企业与非国有企业在公司治理结构等方面存在根本性的差异。在国有企业上市公司中，由于董事长一般由国有资产管理部门（如国资委等）任命或者委派，他们几乎不持有本公司的股票，是控股股东（国有股权）的代理人，他们实际上行使西方国家中公司CEO的职责。而在非国有企业上市公司中，一般情况下董事长直接或间接持有上市公司的股票并控股，他们实际上是公司的大股东，这时，与西方国家上市公司的情况类似，总经理是公司的最高层级的代理人。

背景特征的界定：基于数据的可得性，我们主

要从高管的性别、年龄、学历以及任职背景（来源于

外部还是内部）等4个方面研究了高管背景特征。

现有研究主要关注于在位高管的背景特征，在本文

中，我们不仅研究了继任高管的背景特征，还考虑

了离任高管的背景特征以及继任高管与离任高管

背景特征的差异，这使得研究结果可以相互印证，

从而增强了结论的稳健性。其中，Age_JR和Age_LR

分别为继任高管和离任高管在变更事件发生年度

的年龄。Edu_JR和Edu_LR分别为继任高管与离任

高管的学历：高中、中专及以下取1，大专取2，本科

取3，硕士取4，博士取5。Gend_JR和Gend_LR分别

为继任高管与离任高管的性别：男性取1，女性取0。Outsider为继任高管的任职背景：继任高管为公司外部选聘时取1，否则取0。ΔAge、ΔEdu、ΔGend

分别为离任高管与继任高管的年龄、学历、性别之

差。

同时，我们还考虑了离任高管的任职期限以及

离任原因。其中，Time为离任高管的任职期限，以

年为单位。借鉴Pourciau（1993）以及赵震宇等

（2007）的研究，我们按离任原因将高管变更划分为

正常变更（Non Routine取0）和非正常变更（Non

Routine取1），正常变更包括退休、任期届满、控股权

变动和结束代理等，其余为非正常变更。

（三）实证模型

为了检验高管变更事件中高管背景特征对股

价反应的影响，本文建立了如下实证模型：

CAR=α+βX+γZ+ε（1）

其中，CAR表示高管变更期间的累积超额收

益。借鉴已有关于高管变更事件研究文献的做法

（Denis and Denis，1995；Adams and Mansi，2009），我

们用市场模型来计算事件日前后的超额收益。事

件日定义为高管变更公告日（当公告日为交易日

时）或者高管变更公告后的第一个交易日（当公告

日为非交易日时）。市场模型参数的估

计期为变更公告前的120个交易日，即从

公告前130个交易日至前11个交易日

（[-130，-11]），同时，以[-160，-31]和[-

130，-2]作为估计期进行稳健性检验。

按照研究惯例，我们用来计算累积超额

收益的事件窗口期主要选取3天[-1，1]

表1样本筛选

No. 1 2 3 4 5 6 7 8 9高管变更事件样本：2002~2009年

来源于csmar数据库的董事长和CEO的离任事件和继任事件

剔除：离任公告与继任公告不在同一天

剔除：两次变更间隔小于360天

剔除：窗口期发生其他重大事件及数据缺失

剔除：董事长和CEO同时变更事件

高管变更事件

剔除：非国有企业董事长变更

剔除：国有企业CEO变更

国有企业董事长变更和非国有企业CEO变更

删除值

811

701

768

459

211

817

观测值

9731

(9731-811)/2=4460

3759

2991

2991-459×2=2073

2073

1862

1045

626+419=1045

高管背景特征具有信息含量吗？中国上市公司研究

《管理世界》(月刊)

2013年第9期

（对应为CAR3），并以两天[-1，0]和4天[-1，2]（对应为CAR2和CAR4）窗口期进行稳健性检验。

X表示高管背景特征的向量组，它是本文考察的核心，衡量了背景特征对股价反应的影响，如果其回归系数在统计上显著，则说明高管背景特征对公司价值具有显著影响，是有信息含量的。在实证检验过程中，X分别表示4组变量：继任高管的背景特征、离任高管的背景特征、继任高管和离任高管的背景特征、继任高管和离任高管背景特征的差异，我们依次利用这4组变量进行了回归分析。

在实证模型中，我们控制了公司规模（Size：上一年度末公司总资产的自然对数）、公司业绩变化（ΔRoa：变更前一年公司业绩的变化）、高管是否在上市公司领薪哑变量（Pay_JR和Pay_LR：分别为继任高管薪酬变量和离任高管薪酬变量，若高管在上市公司领薪设为1，否则为0）、年度和行业哑变量，以上控制变量以向量组Z表示。

（四）资本市场发展阶段的影响

众所周知，如果没有理性的投资者和有效率的资本市场，讨论高管背景特征的价值相关性无疑是天方夜谭。从中国资本市场的实际情况看，中国资本市场的发展历史较短，投资者理念处于不断成长之中，市场效率也在不断提高。因此，在对高管背景特征价值相关性的研究上需要考虑中国资本市场发展阶段的影响。

首先，始于2005年的上市公司股权分置改革，在改善公司治理结构、提高中小投资者利益保护的同时，修正了资本市场的定价功能、提高了资本市场效率（杨善林等，2006；刘维奇等，2010）。不仅如此，还促进了投资者理念的转变，使得投资者的理念逐步从投机转向投资，同时投资者也开始较多地关注公司基本面、公司治理情况以及管理层特征等问题。

其次，机构投资者对于价格发现具有重要意义。2001年中国证监会提出了“超常规发展机构投资者”的战略指导，根据蔡庆丰和宋友勇（2010）对我国机构投资者发展阶段的划分，以股权分置改革为界，机构投资者先后经历了基金持股市值占比较低的“平缓发展阶段”和基金持股市值占比较高的“跨越式发展阶段”。伴随着2005年底中国股市新一轮牛市行情的出现，机构投资者持股的市值占比

迅速提高，证监会发布的统计数据显示，截至2009

年7月底，机构投资者持股占流通市值的比例已经

超过60%。投资理念和操作策略相对成熟、研究能

力较强的机构投资者成为了资本市场中的主要参

与者，投资者结构的改善更加有利于公司价值的发

现。

最后，从资本市场信息传递角度看，作为重要

的信息中介，证券分析师对公司信息的收集、分析

和传递起到了关键性的作用（Cheng，Liu and Qian，2006）。与发达国家相比，中国证券分析师行业发展历史较短，自1996年开始，国内一些证券公司的

研究机构开始专人从事行业研究和公司调研（郭

杰、洪洁瑛，2009），伴随着中国资本市场的迅速发

展，分析师队伍不断发展壮大。与此同时，2000年，

中国证券业协会颁布了《中国证券分析师职业道德

准则》，并于2005年进行了修订，更名为《中国证券

业协会证券分析师职业道德守则》，修订后的文件

对证券分析师进行了明确界定，对分析师的行为进

行了规范。证券分析师行业的迅速发展和分析师

行为的规范，促进了信息在资本市场快速、有效的

传递。

基于以上分析，我们认为，以2005年为分界点，

中国资本市场经历了一个由不成熟到逐步成熟的

发展历程。因此，在研究过程中，本文在对高管背

景特征的价值相关性进行总体研究的基础上，以2005年为界划分为两个研究区间，分别进行以上回归分析，以检验资本市场不同发展阶段是否对高管背景特征的价值相关性有显著的影响。在稳健性检验部分，我们还分别以股权分置改革首批试点公司股改时间（2005年5月9日）和2006年为界划分研究区间，重新进行了相应的实证检验。

三、实证结果与分析

（一）描述性统计结果

我们首先对研究样本的主要变量进行了描述

性统计分析，具体结果如表2所示。

从表2可以看出，高管变更的股价反应（CAR3）

均值（中位数）为-0.0012（-0.0040），均值t检验表明

（t=-0.76），CAR3不显著异于0，这说明，平均来看，

高管变更的股价反应接近于0。样本中CAR3的10%和90%分位数分别为-0.0586和0.0571，标准差

为0.0495，说明对于不同的高管变更事件，股价反应的差异较大。

继任高管年龄的均值（中位数）为45.7（45）岁，标准差为7.0，离任高管年龄的均值（中位数）为49.9（49）岁，标准差为8.4，由此可以看出，高管的年龄差异较大；从平均值t 检验结果来看（t =-13.90），继任高管的年龄显著小于离任高管。继任高管学历的均值（中位数）为3.4（3），标准差为0.8，离任高管学历的均值（中位数）为3.2（3），标准差为0.9，这说明高管的学历分布比较分散；均值t 检验结果表明（t =6.90），继任高管的学历显著高于离任高管。继任高管中男性比例为95.4%，离任高管中男性比例为95.9%，均值t 检验表明（t =-0.55），性别比例在高

管变更前后没有显著差异。在继任高管来源方面，有44.2%的继任高管来源于公司外部，内部提拔高管的比例为55.8%。离任高管任期的均值（中位数）为3.6（3）年，标准差为2.5。其余变量的描述性统计结果详见表2，这里不再赘述。

已有研究表明，离任原因对高管变更期间的股价反应具有显著影响，然而，结论却并不一致。例如，Furtado 和Rozeff （1987）、Cools 和Praag （2007）等研究发现，当高管被迫离职时股价反应显著为正，而Dedman 和Lin （2002）等研究却表明高管被迫离职时的股价反应显著为负。鉴于此，我们有必要对中国上市公司的高管变更在不同离任原因下的分布情况及其股价反应进行简要的分析。

我们根据CSMAR 数据库（来自上海证券交易和深圳证券交易所发布的定期及临时公告）提供的高管离任原因分类标准，将样本分为12个子样本。借鉴Dedman 和Lin （2002）、Cools 和Praag （2007）等研究的做法，我们按照不同离任原因，对事件发生的频率和高管变更期间的股价反应进行了子样本分析。另外，我们还分析了研究样本的年度分布情况。具体结果如表3所示。

从表3的Panel A 可以看出，本文的研究样本中，高管离任原因主要为工作调动、辞职和任期届满，分别为414、241和226次，占全样本的39.6%、23.1%和21.6%，其余离任原因的样本所占比例较低。同时，借鉴Pourciau （1993）和赵震宇等（2007），我们将离任原因是退休、任期届满、控股权变动和结束代理的高管变更划分为正常变更，其余为非正常变更，在全样本中，非正常变更占72.3%，正常变更占27.7%。Panel B 报告了变更样本的年度分布情况。

同时，从表3可以看出，无论是全样本，还是以离任原因或年度划分的各子样本，高管变更期间的平均的累计超额收益（CAR 3）均不显著异于0，这说明从平均意义上看，上市公司高管的变更并没有带来明显的股价反应，这与Warner 、Watts 和Wruck （1988）、Furtado 和Karan （1990）等研究的结论是一致的。我们认为，已有研究在高管变更的股价反应上难以得到一致的结论，可能的主要原因之一是忽略了高管的异质性，即高管在背景特征等方面的差异性，正因为市场对不同背景特征的高管有不同的

表2描述性统计

表3离任原因和事件发生年度的子样本分析

变量CAR3Age_JR Edu_JR Gend_JR Outsider Age_LR Edu_LR Gend_LR Time Non Routine ΔAge ΔEdu ΔGend Pay_JR Pay_LR Size ΔRoaj 观测值10451045104510451045104510451045104510451045104510451045104510451045均值-0.001245.72923.41720.95410.440249.90053.18370.95893.59160.72344.1713-0.23350.00480.62970.679421.1448-0.016310%分位数

-0.058637210392110-8-200020.0334-0.0825中位数-0.0040453104931314001121.0649-0.011190%分位数

0.05715541161417117101122.39270.0370

标准差

0.04957.03520.80590.20940.49668.43830.86480.19872.47270.46039.69761.09470.28190.48310.46691.09300.1267

Panel A:以离任原因划分离任原因工作调动退休

任期届满控股权变动辞职解聘

健康原因个人

完善公司法人治理结构涉案

结束代理其他

正常变更非正常变更

Panel B:以年度划分年度20022003200420052006200720082009

2002~2009

事件次数414492269241143431100512289756事件次数1591441191501241011301181045

CAR3均值(%)

0.08220.0960-0.3457-1.6022-0.26131.09660.4957-1.3271*0.4557.-1.1918*0.5121-0.2232-0.0687CAR3均值(%)-0.2264-0.2188-0.29850.7229*-0.63470.7655-0.8668-0.1042-0.1158

T 值0.35190.1373-1.0330-0.9398-0.76490.79240.5881-1.88310.3555.-4.01100.2634-0.7976-0.3759T 值-0.8060-0.7025-0.77831.7645-1.40041.2035-1.6076-0.2113-0.7564

高管背景特征具有信息含量吗？中国上市公司研究

《管理世界》(月刊)

2013年第9期

反应，而不同背景特征的高管变更事件是（近似）随机分布的，所以在总体上或子样本中看，高管变更市场反应的均值为0。本文后面部分对这一观点提供了直接的经验证据。

（二）回归结果与分析

一般情况下，高管离任和继任是同时发生的，高管变更事件实际上包括现任高管的退出（任期终止）和新高管的上任（任职开始）两个事件，而我们观测到的高管变更的股价反应是投资者对这两起事件的合并反应（Worrell et al.，1993）。因此，股价反应可能既包含了投资者对新任高管背景特征的反应，也包含了其对离任高管背景特征的反应。然而，在高管变更以前，离任高管的背景特征已经被投资者所熟知，如果高管的离任被市场预期到，那么这时就不会传递出关于离任高管背景特征方面新的信息，从而不会影响股价反应。另外，根据已有文献（Bhagat et al，2010），继任高管与离任高管的背景特征之间可能存在一定的相关性，这可能会影响研究结论的稳健性。

另外，需要强调的是，高管背景特征的异质性不仅表现为不同公司之间继任或离任高管的背景特征的差异，还体现在同一公司高管变更前后背景特征的变化。因此，高管背景特征对股价反应的影响应当表现在如下两个维度：一是从横向上看，不同公司的高管背景特征差异

会导致不同的股价反应；二

是从纵向上看，不同公司的

高管背景特征的变化（即继

任高管与离任高管的背景特

征的不同）差异也会影响股

价反应。实际上，以上两个

维度分析的内在逻辑是一致

的，因此，我们预期相关的实

证结果也应当保持一致。

基于以上分析，为了保证

研究结论的稳健性和一致

性，在本部分，本文首先检验

继任高管背景特征对股价反

应的影响；然后，在考虑继任

高管背景特征与离任高管背

景特征相互关系的基础上，

控制离任高管的背景特征，重新检验继任高管背景特征对股价反应的影响；最后，我们检验了继任高管与离任高管背景特征的差异对股价反应的影响。同时，为了检验资本市场不同发展阶段是否对高管背景特征的价值相关性有显著的影响，我们以2005年为界将样本划分为两个研究区间，分别进行以上回归分析。

1.高管背景特征对股价反应的影响

我们以继任高管背景特征为解释变量，利用不同研究区间，分别对方程（1）进行了回归分析，以检验高管背景特征对股价反应的影响。具体结果如表4所示。

从表4中的列1可以看出，继任高管年龄（Age_JR）的回归系数显著为负，表明继任高管越年轻，股价反应越好。继任高管学历的一次项（Edu_JR）回归系数显著为正，二次项（Edu_JR2）回归系数显著为负，这说明，股价反应随着高管学历的上升先上升后下降，继任高管的学历与股价反应呈倒U形关系。继任高管的性别（Gend_JR）和任职来源（Outsider）回归为正，但并不显著。列2为加入高管离任原因、继任高管薪酬情况、公司规模、业绩变化、行业和年度哑变量等控制变量后的回归结果，我们可以看出，高管背景特征变量的回归系数变化很小，尽管显著性程度略有降低，但依然显著，表4高管背景特征与股价反应

Age_JR Edu_JR Edu_JR2 Gend_JR Outsider Non Routine Pay_JR

Size

ΔRoa Intercept

Year Industry Observations Adjusted R2 P-value

（1）

2002~2009

-0.046**

(0.031)

2.149**

(0.040)

-0.390**

(0.014)

0.260

(0.671)

0.430

(0.156)

-0.987

(0.632)

1045

0.0090

(0.0118)

（2）

-0.040*

(0.078)

1.935*

(0.065)

-0.351**

(0.027)

0.317

(0.608)

0.478

(0.129)

0.150

(0.670)

0.257

(0.464)

0.006

(0.971)

-2.410

(0.704)

-1.636

(0.704)

YES

1045

0.0078

(0.0927)

（3）

2002~2004

0.016

(0.532)

0.587

(0.659)

-0.129

(0.527)

0.379

(0.666)

-0.268

(0.463)

-1.627

(0.519)

422

-0.0041

(0.7494)

（4）

0.017

(0.563)

0.294

(0.834)

-0.086

(0.691)

0.401

(0.660)

-0.201

(0.600)

0.014

(0.971)

0.444

(0.312)

0.245

(0.350)

-4.326

(0.103)

-7.939

(0.160)

YES

422

-0.0103

(0.0673)

（5）

2005~2009

-0.100***

(0.002)

3.139**

(0.042)

-0.561**

(0.016)

0.204

(0.824)

1.108**

(0.016)

0.176

(0.959)

623

0.0249

(0.0012)

（6）

-0.089***

(0.008)

2.818*

(0.066)

-0.502**

(0.029)

0.165

(0.860)

1.236**

(0.012)

0.408

(0.458)

0.230

(0.658)

-0.099

(0.650)

-1.542

(0.587)

2.547

(0.665)

YES

623

0.0237

(0.0061)

（7）

-0.0860***

(0.005)

3.950***

(0.007)

623

0.0095

(0.0052)

（8）

3.700**

(0.015)

-0.617***

(0.007)

-5.058**

(0.042)

623

0.0085

(0.0111)

（9）

-0.264

(0.765)

0.223

(0.794)

623

-0.0015

(0.7649)

（10）

0.927**

(0.045)

-0.389

(0.129)

623

0.0049

(0.0446)

注：*、**、***分别表示在10%、5%、1%水平显著。以下同。

结论保持不变。以上结果表明，从总体上看，继任高管的背景特征对股价反应具有显著的影响，高管背景特征是有价值的。

从列3和列4可以看出，在2002~2004区间，高管背景特征的回归系数均不显著，这说明在该时间段内，高管背景特征不具有明显的价值相关性。

但是，从列5和列6可以看出，在2005~2009年这一区间，与全样本一致，高管年龄的回归系数显著为负。已有研究认为（魏立群、王智慧，2002；张建君、李宏伟，2007），年轻的高管精力旺盛，应变能力和创新能力更强，而年老的高管经验丰富，社会关系多，但更规避风险；本文的实证结果表明，对现阶段的中国上市公司来说，年轻高管更能增加公司价值，这意味着高管的应变和创新能力更重要。

学历一次项的回归系数显著为正，二次项的回归系数显著为负。尽管已有文献认为高管学历与认知能力、行为和社会资本具有相关性（Gottesman and Morey，2006），但研究结论并不一致，他们发现高管学历与公司绩效不相关（Gottesman and Morey，2006）或者正相关（Bhagat et al.，2010；何韧等，2010）。与他们不同的是，本文发现学历与股价反

应呈倒U形关系，本科高管的股价反应最好，这说明公司高管的学历太低或太高都不是最好的，学历太低可能意味着认知能力和社会资本方面存在不足，而太高可能应变能力较差，这也与社会上普遍认为博士研究生比较缺乏灵活性的观念一致。

高管来源的回归系数为1.236，在5%水平上显著，这说明外部选聘高管的股价反应好于内部提拔高管，从经济意义上看，外部选聘高管相对内部提拔高管平均能增加1.236%的公司价值。这与Borokhovich、Parrino和Trapani（1996）及Lauterbach、Vu和Weisberg（1999）等的研究结论是一致的，其原因在于，从公司内部提拔高管对管理团队（候选人）来说是一种潜在激励（Dalton and Kesner，1985；Chan，1996；Agrawal，Knoeber and Tsoulouhas，2006），而公司从外部选聘高管将破坏这种激励，因此，只有当外部高管带来的价值增量可预期而且显著大于内部提拔时，任命外部高管才会发生。

同时，为了说明结论的稳健性，列7~列10报告了单个继任背景特征对股价反应的影响，结论与列5与列6一致。另外，从经济意义上的显著性看，在2002~2009年区间，模型的调整R2为0.90%，在2002~2004年区间，模型的调整R2小于0，而对于2005~2009年区间，模型的调整R2达到了2.49%。这说明，从2005年开始，高管背景特征不仅在统计意义上具有更显著的价值相关性，而且在经济意义上的显著性也大大增强。

以上结果表明，高管背景特征具有价值相关性，但是，该结论的成立依赖于资本市场的发展阶段，只有在资本市场相对成熟的阶段，高管背景特征才具有显著的价值相关性。

2.高管背景特征对股价反应的影响：控制离任高管的影响

本文主要基于高管变更这一视角，研究了管理者背景特征的价值相关性。恰如前述，股价反应可能既包含了投资者对新任高管背景特征的反应，也包含了其对离任高管背景特征的反应。因此，为了控制离任高管背景特征的影响，增强研究结论的稳健性，我们控制了离任高管背景特征的影响。

本文首先检验了离任高管背景特征是否具有价值相关性。以离任高管的背景特征为自变量进行回归分析的结果表明，离任高管背景特征并不具有显著的价值相关性（回归结果未报告）。我们认为，其可能的原因有二：一是借鉴Worrell等（1993）等研究的分析思路，如果高管的离任被市场预期到，而离任高管的背景特征已经被投资者所熟知，那么高管变更时就不会传递关于离任高管背景特征方面新的信息，从而不能影响股价反应；二是在高管变更事件中，投资者对继任高管给予了更多的关注。因此，相对于继任高管背景特征对股价反应的影响来说，离任高管背景特征的影响要小得多，从而导致了无法观测到其对股价的显著影响。

鉴于继任高管与离任高管之间可能存在一定的相互关系（Bhagat et al.，2010），我们对继任高管背景特征与离任高管背景特征的相关性进行了分析（见附表1），发现除了离任高管年龄与离任高管学历、任职期限之间具有较强的相关性（相关系数分别为-0.307、0.358）之外，其余背景特征之间的相关性均比较弱（相关系数均在0.225以下）。因此，总体上看，继任高管的背景特征与离任高管背景特征之间的相互关系较弱，相互影响的程度较小，同时考察它们对股价反应的影响是可行的。

高管背景特征具有信息含量吗？中国上市公司研究

《管理世界》(月刊)

2013年第9期

为了在控制离任高管的背景特征的条件下检验继任高管背景特征对股价反应的影响，我们同时以继任高管和离任高管的背景特征为自变量进行了回归分析，结果如表5所示。

从表5的列1与列2可以看出，在考虑了离任高管背景特征的情况下，与表4的结果一致，继任高管年龄的回归系数显著为负，继任高管学历与股价反应呈显著倒U形关系，继任高管来源的回归系数边际显著，但继任高管性别的回归系数并不显著。我们再次发现，离任高管背景特征的回归系数都不显著。

以上结果说明，离任高管的背景特征的价值相关性并不显著，而且，在控制离任高管背景特征的情况下，继任高管背景特征仍然具有显著的价值相关性，继任高管背景特征与股价反应之间的关系是比较稳健的。

类似地，从不同研究区间看，一方面，在2002~ 2004年区间中，离任高管的性别变量的回归系数在10%的水平上显著为负，但模型的调整R2为负，而且不能通过模型的F检验，因此，我们可以认为，尽

管离任高管性别特征在统计意义上边际显著，但并

不具有经济意义上的显著性。除此之外，其余离任

高管背景特征的回归系数均不显著。而对于2005~ 2009年区间，离任高管背景特征的回归系数全都不显著。这说明，离任高管背景特征在不同的资本市

场发展阶段都不具有价值相关性。

另一方面，在控制离任高管背景特征的情况

下，继任高管背景特征对股价反应的影响与表4基

本一致，继任高管背景特征的回归系数只在2005~ 2009年区间显著，这说明，只有在资本市场相对成熟的阶段，高管背景特征才具有信息含量。

3.继任高管与离任高管背景特征的差异对股价反应的影响

在从横向维度研究了高管背景特征对股价反

应的影响的基础上，进一步地，我们从纵向维度，检

验离任高管与继任高管背景特征的差异对股价反

应的影响。回归结果如表6所示。

从总体上看，年龄差异和学历差异一次项的回

归系数为正，性别差异的系数

为负，但都不显著。学历差异

的二次项系数为负，在边际水

平上显著，这说明，学历差异

具有微弱的价值相关性。但

是，无论是否考虑控制变量，

回归模型均不能通过F检验。

因此，总体上看，高管背景特

征差异的价值相关性并不具有

显著。

区分研究区间的结果表

明，在2002~2004年区间，高管

背景特征差异的回归系数均不

具有统计显著性（尽管高管性

别差异变量（ΔGend）的回归在

10%水平上显著为负，但模型

不能通过F检验），这说明，在

此研究区间，高管背景特征的

差异不具有显著的价值相关

性。

但是，在2005~2009年这

一研究区间，高管年龄差异的

表5高管背景特征与股价反应：控制离任高管背景特征的影响

Age_JR Edu_JR Edu_JR2 Gend_JR Outsider Age_LR Edu_LR Gend_LR

Time Non Routine Pay_JR Pay_LR

Size

ΔRoa Intercept

Year Industry Observations Adjusted R2 P-value

（1）

2002~2009

-0.048**

(0.030)

2.112**

(0.044)

-0.384**

(0.016)

0.252

(0.679)

0.451

(0.140)

-0.001

(0.958)

-0.041

(0.825)

-0.064

(0.934)

0.064

(0.326)

-0.815

(0.741)

1045

0.0062

(0.0591)

（2）

-0.042*

(0.069)

1.890*

(0.073)

-0.343**

(0.032)

0.300

(0.629)

0.506

(0.113)

-0.000

(0.994)

-0.038

(0.843)

-0.252

(0.745)

0.089

(0.207)

0.255

(0.497)

0.344

(0.378)

-0.211

(0.609)

-0.032

(0.851)

-2.293

(0.255)

-0.527

(0.908)

YES

1045

0.0050

(0.1410)

（3）

2002~2004

0.202

(0.489)

0.472

(0.723)

-0.109

(0.591)

0.386

(0.657)

-0.276

(0.454)

-0.008

(0.759)

-0.020

(0.932)

-1.853*

(0.091)

0.006

(0.960)

0.540

(0.848)

422

-0.0040

(0.4538)

（4）

0.243

(0.450)

0.104

(0.941)

-0.052

(0.810)

0.417

(0.642)

-0.247

(0.530)

-0.024

(0.361)

-0.061

(0.794)

-1.945*

(0.085)

0.004

(0.972)

-0.056

(0.892)

0.332

(0.491)

0.111

(0.839)

0.287

(0.271)

-4.630*

(0.082)

-6.132

(0.285)

YES

422

-0.0099

(0.0415)

（5）

2005~2009

-0.100***

(0.002)

3.256**

(0.036)

-0.572**

(0.014)

0.129

(0.887)

1.145**

(0.013)

-0.003

(0.917)

-0.088

(0.744)

1.113

(0.317)

0.065

(0.455)

-0.923

(0.801)

623

0.0213

(0.0059)

（6）

-0.090***

(0.007)

2.871*

(0.059)

-0.503**

(0.029)

0.105

(0.910)

1.306***

(0.008)

-0.000

(0.991)

-0.096

(0.733)

1.179

(0.274)

0.108

(0.238)

0.588

(0.310)

0.504

(0.393)

-0.556

(0.380)

-0.151

(0.508)

-1.135

(0.694)

2.510

(0.701)

YES

623

0.0217

(0.0028)

（7）

-0.088***

(0.005)

0.008

(0.770)

3.636**

(0.045)

623

0.0080

(0.0193)

（8）

3.709**

(0.014)

-0.617***

(0.007)

-0.058

(0.820)

-4.906*

(0.057)

623

0.0069

(0.0272)

（9）

-0.336

(0.698)

1.119

(0.334)

-0.780

(0.590)

623

-0.0015

(0.5620)

（10）

0.930**

(0.044)

0.050

(0.523)

-0.598

(0.153)

623

0.0039

(0.1062)

回归系数显著为正，这说明，继任高管相对离任高

管越年轻，股价反应越好。学历差异的一次项回归

系数不显著异于0，二次项回归系数显著为负，表明

学历差异与股价反应呈显著的倒U形关系，而且，

在继任高管与离任高管学历相同时，股价反应最

好。这说明，投资者认可继任高管相对离任高管的

年轻化，但并不认可继任高管相对离任高管过高或

者过低的学历。另外，与表4相一致，外部选聘继任

高管的股价反应好于内部提拔。

类似地，为了说明结论的稳健性，我们报告了

背景特征差异各变量单独回归的结果，如列7~列9

所示。同时，我们还可以看出，在2005~2009年区

间，高管背景特征的差异不仅具有统计意义上的显

著性，而且在经济意义上的显著性也大大增强。表6的结果再次表明，高管背景特征具有显著的价值相关性，但这一现象只存在于资本市场相对成熟的

阶段。

综合以上对表4~表6结果的分析，我们可以看

出，高管背景特征具有显著的价值相关性，但是，高

管背景特征显著的价值相关性只存在于资本市场

相对成熟的2005~2009年间。而且，从不同角度进

行实证检验得出的结论不仅能够相互印证，而且是

一致的，从而表明本文的研究结论具有较强的稳健性，同时，还表明本文的研究和分析框架也具有较强的合理性。

四、稳健性检验

在本部分，我们从3个方面进行了稳健性检验。

（一）股价反应的其他衡量

对于高管变更股价反应的衡量，已有文献（Hu?son，Parrino and Starks，2001）常用的窗口期还有[-1，0]和[-1，2]等，估计期还有[-160，-31]和[-130，-2]等，因此，我们分别使用新的窗口期和估计期计算了新的股价反应，重新进行了回归分析，结论保持不变。

（二）样本的重新选取

尽管本文的研究表明高管是否在上市公司领薪并不影响高管变更时的股价反应，但为了验证结论的可靠性，我们剔除了继任高管不在上市公司领薪的样本，以剩余样本重新进行了以上回归分析，结论保持不变。

（三）研究区间的重新划分

已有研究发现（刘维奇等，2010），股权分置改革正式实施后，我国资本市场效率有明显改善，我们以股权分置改革首批试点公司股改时间，即2005年5月9日为分界点，对研究区间重新进行了划分，得到股改前样本433个，股改后样本612

个。实际上，重新划分得到的子样本与以

2005年为界划分的子样本基本一致。我们

以新的研究区间重新进行了以上实证检验，

结论保持不变。

另外，以2006年为界重新划分研究区间，即2002~2005年和2006~2009年，重新进

行以上回归分析，研究结论不变。

限于篇幅，具体的结果没有列示。

五、结语

高管背景特征对公司价值具有重要影响，尽管已有文献就高管背景特征对公司绩

效的影响进行了大量探讨，但是，直接证明

高管背景特征影响公司价值的文献还非常

罕见。本文从高管变更的角度，以2002~

2009年间的中国上市公司高管变更事件为

研究样本，实证检验了高管背景特征与高管

表6继任高管与离任高管背景特征的差异对股价反应的影响

ΔAge

ΔEdu

ΔEdu2

ΔGend Outsider

Time Non Routine

Size

ΔRoa Intercept

Year Industry

Observations Adjusted R2 P-value

（1）

2002~2009

0.023

(0.170)

0.118

(0.459)

-0.132

(0.144)

-0.099

(0.835)

-0.019

(0.920)

1045

0.0007

(0.3449)

（2）

0.020

(0.259)

0.088

(0.585)

-0.136

(0.127)

-0.191

(0.684)

0.418

(0.191)

0.073

(0.297)

0.380

(0.298)

-0.118

(0.490)

-2.748

(0.183)

1.686

(0.655)

YSE

YES

1045

0.0030

(0.1287)

（3）

2002~2004

-0.010

(0.653)

0.129

(0.493)

0.030

(0.797)

-1.084*

(0.078)

-0.195

(0.391)

422

-0.0005

(0.3778)

（4）

-0.022

(0.348)

0.099

(0.621)

0.019

(0.873)

-1.126*

(0.073)

-0.268

(0.476)

-0.002

(0.989)

-0.082

(0.833)

0.238

(0.342)

-4.449*

(0.093)

-6.501

(0.217)

YSE

YES

422

-0.0070

(0.0509)

（5）

2005~2009

0.044*

(0.057)

0.096

(0.691)

-0.250*

(0.053)

0.633

(0.358)

0.140

(0.597)

623

0.0063

(0.0868)

（6）

0.047*

(0.063)

0.037

(0.876)

-0.264**

(0.037)

0.726

(0.256)

1.100**

(0.026)

0.066

(0.455)

0.910

(0.108)

-0.285

(0.207)

-1.901

(0.514)

5.728

(0.257)

YSE

YES

623

0.0183

(0.0048)

（7）

0.039*

(0.073)

-0.171

(0.452)

623

0.0031

(0.0733)

（8）

-0.006

(0.981)

-0.248*

(0.055)

0.277

(0.304)

623

0.0026

(0.0960)

（9）

0.706

(0.302)

-0.032

(0.885)

623

-0.0004

(0.3020)

高管背景特征具有信息含量吗？中国上市公司研究

变更事件宣告效应之间的关系，并探讨了这种关系在资本市场不同发展阶段的差异性，尝试回答了高管背景特征的价值相关性问题。

本文的实证检验结果表明，高管背景特征具有显著信息含量，具体表现在：高管的年龄与高管变更事件的宣告效应负相关，学历与高管变更事件的宣告效应呈倒U形关系，继任高管为外部选聘时的宣告效应显著好于内部提拔；在控制离任高管背景的影响以及对继任和离任高管背景的差异进行的检验中，这一关系仍然稳健地成立。这说明高管背景特征具有显著的价值相关性，从而验证了“高层梯队理论”的预期。但是，高管背景特征显著的价值相关性只存在于资本市场相对成熟的阶段。这表明，成熟的资本市场是高管背景特征具有显著价值相关性的前提条件。

本研究在一定程度上克服了高管背景特征与公司价值之间潜在的内生性问题，为高管背景特征的价值相关性提供了直接的证据。与已有研究主要关注于在位高管背景特征不同，本文同时考虑了继任高管和离任高管背景特征以及它们的差异，既保证了研究结论的稳健性，又丰富了高管背景特征、公司治理等相关文献。同时，通过研究高管背景特征的价值相关性在资本市场不同发展阶段下的差异性，为资本市场发展对投资者行为和市场效率性的影响提供了新的证据支持。另外，本文的研究结论具有较强的政策含义和实践价值：为我国资本市场改革的必要性和正确性提供了新的经验证据，对企业经理人员的选拔也具有一定的借鉴意义。

（作者单位：黄继承，中国人民大学财政金融学院；盛明泉，安徽财经大学会计学院；责任编辑：尚增健）

参考文献

（1）蔡庆丰、宋友勇：《超常规发展的机构投资者能稳定市场吗》，《经济研究》，2010年第1期。

（2）郭杰、洪洁瑛：《中国证券分析师的盈余预测行为有效性研究》，《经济研究》，2009年第11期。

（3）何韧、王维诚、王军：《管理者背景与企业绩效:基于中国经验的实证研究》，《财贸研究》，2010年第1期。

（4）姜付秀、伊志宏、苏飞、黄磊：《管理者背景特征与企业过度投资行为》，《管理世界》，2009年第1期。

（5）李焰、秦义虎、张肖飞：《企业产权、管理者背景特征与投资效率》，《管理世界》，2011年第1期。

（6）刘维奇、牛晋霞、张信东：《股权分置改革与资本市场

效率》，《会计研究》，2010年第3期。

（7）魏立群、王智慧：《我国上市公司高管特征与企业绩效的实证研究》，《南开管理评论》，2002年第4期。

（8）杨善林、杨模荣、姚禄仕：《股权分置改革与股票市场价值相关性研究》，《会计研究》，2006年第12期。

（9）张建君、李宏伟：《私营企业的企业家背景、多元化战略与企业业绩》，《南开管理评论》，2007年第5期。

（10）赵震宇、杨之曙、白重恩：《影响中国上市公司离管层变更的因寮分析与实证检》，《金融研究》，2007年第8期。

（11）Adams，J.C.and Mansi，S.A.，2009，“CEO Turnover and Bondholder Wealth”，Journal of Banking and Finance，33，pp.522~533.

（12）Agrawal，A.，Knoeber，C.R.and Tsoulouhas，T.，2006，“Are Outsiders Handicapped in CEO Successions?”，Journal of Corporate Finance，12，pp.619~644.

（13）Ang，J.S.and Nagel G.L.，2008，“What Prior Experi?ence Leads to a Successful CEO”，Working Paper.

（14）Bhagat，S.，Bolton，B.and Subramanian，A.，2010，“CEO Education，CEO Turnover and Firm Performance”，Work?ing Paper.

（15）Borokhovich，K.A.，Parrino，R.and Trapani，T.，1996，“Outside Directors and CEO Selection”，Journal of Financial and Quantitative Analysis，31，pp.337~355.

（16）Chan，W.，1996，“External Recruitment versus Internal Promotion”，Journal of Labor Economics，14，pp.555~570.

（17）Cheng，Y.，Liu，M.H.and Qian，J.，2006，“Buy-side Analysts，Sell-side Analysts and Investment Decisions of Money Managers”，Journal of Financial and Quantitative Analysis，41，pp.51~83.

（18）Cools，K.and van Praag，C.M.，2007，“The Value Rel?evance of Top Executive Departures:Evidence from the Nether?lands”，Journal of Corporate Finance，13，pp.721~742.

（19）Coxbill，A.L.，Sanning，L.W.and Shaffer，S.，2009，“Market Reaction to the Announcement of a Male-to-female CEO Turnover”，Working Paper.

（20）Dalton，D.R.and Kesner，I.F.，1985，“Organizational Performance as Antecedent of Inside/outside Chief Executive Suc?cession:An Empirical Assessment”，Academy of Management Journal，28，pp.749~762.

（21）Dedman，E.and Lin，S.W.，2002，“Shareholder Wealth Effects of CEO Departures:Evidence from the UK”，Jour?nal of Corporate Finance，8，pp.81~104.

（22）Denis，D.J.，Denis，D.K.，1995，“Performance Chang?es Following Top Management Dismissals”，The Journal of Fi?nance，50，pp.1029~1057.

（23）Furtado，E.and Karan，V.，1990，“Causes，Consequenc?es and Shareholder Wealth Effects of Management Turnover:A Review of the Empirical Evidence”，Financial Management，19，pp.60~75.

（24）Furtado，E.and Rozeff，M.，1987，“The Wealth Effects of Company Initiated Management Changes”，Journal of Finan?cial Economics，18，pp.147~160.

（25）Gottesman，A.A.and Morey R.M.，2006，“Does a Bet?ter Education Make for Better Managers?An Empirical Examina?tion of CEO Educational Quality and Firm Performance”，Pace University Working Paper.

（26）Hambrick，D.C.and Mason，P.A.，（下转第171页）

（上接第153页）1984，“Upper Echelons:Organization as a

Reflection of its Managers ”，Academy Management Review ，9，pp.193~206.

（27）Hambrick ，D.C.and Fukutomi ，G.D.，1991，“The Seasons of a CEO's Ttenure ”，Academy of Management Re?view ，16，pp.719~742.

（28）Huson ，M.R.，Malatesta ，P.H.，Parrino ，R.，2004，“Managerial Succession and Firm Performance ”，Journal of Financial Economics ，74，pp.237~275.

（29）Huson ，M.，Parrino ，M.and Starks ，L.，2001，“In?ternal Monitoring Mechanisms and Ceo Turnover:A Long-term Perspective ”，The Journal of Finance ，56，pp.2265~2297.

（30）Kang ，J.and Shivdasani ，A.，1996，“Does the Japa?nese Governance System Enhance Shareholder Wealth?Evi?dence from the Stock-price Effects of Top Management Turnover ”，Review of Financial Studies ，9，pp.1061~1095.

（31）Lee ，P.M.and James ，E.H.，2007，“She'-e-os:Gender Effects and Investor Reactions to the Announce?ments of Top Executive Appointments ”，Strategic Manage?ment Journal ，28，pp.227~241.

（32）Lauterbach ，B.，Vu ，J.and Weisberg ，J.，1999，“In?ternal vs.External Succession and their Effect on Firm Per?formance ”，Human Relations ，52，pp.1485~150.

（33）Pourciau ，S.，1993，“Earnings Management and Nonroutine Executive Changes ”，Journal of Accounting and

Economics ，16，pp.317~336.

（34）Simsek ，Z.，2007，“CEO

Tenure and Organizational Perfor?

mance:An Intervening Model ”，Strategic Management Journal ，28，

pp.653~662.

（35）Tihanyi ，L.，Ellstrand A.E.，Daily C.M.and Dalton ，D.R.，2000，“Composition of the Top Management Team and Firm Interna?tional Diversification ”，Journal of Management ，26，pp.1157~1177.

（36）Warner ，J.B.，Watts ，R.L.and Wruck ，K.H.，1988，“Stock Prices and Top Management Changes ”，Journal of Financial Econom?ics ，20，pp.461~492.

（37）Worrell ，D.L.，Davidson III ，W.N.and Glascock ，S.L.，1993，“Stockholder Reactions to Departures and Appointments of Key Executives Attributable to Firings ”，The Academy of Management Journal ，36，pp.387~401.

附表1高管背景特征的相关系数

附表2高管背景特征差异的相关系数Edu_JR Gend_JR Outsider Age_LR Edu_LR Gend_LR Time Age_JR -0.213***

0.072**0.0340.225***-0.035-0.0080.108***Edu_JR 0.063**0.0360.0020.143***-0.048-0.007Gend_JR -0.0260.0510.010.0470.027Outsider -0.0240.037-0.04-0.057*Age_LR -0.307***0.082***0.358***Edu_LR -0.001-0.051*Gend_LR

0.023注：*、**、***分别表示在10%、5%、1%水平显著。以下同。

ΔEdu ΔGend Outsider ΔAge -0.306***

0.061**-0.045ΔEdu 0.053*

0.002ΔGend -0.008

附录：

（135）刘永强、赵曙明：《工作—家庭冲突的影响因素及其组织行为后果的实证研究》，《南京社会科学》，2006年第5期。

（136）刘永强、赵曙明：《影响工作—家庭冲突的因素及其平衡策略》，《中国人力资源开发》，2006年第9期。

（137）刘玉新、张建卫、王稀娟：《管理者工作家庭冲突研究：自我决定理论的视角》，《华东经济管理》，2009年第3期。

（138）刘玉新、张建卫：《家庭友好实践、人格特质对工作家庭冲突的影响》，《中国工业经济》，2010年第5期。

（139）陆佳芳、时勘、John https://www.wendangku.net/doc/d44028188.html,wler ：《工作家庭冲突的初步研究》，《应用心理学》，2002年第2期。

（140）罗耀平、范会勇、张进辅：《工作—家庭冲突的前因、后果及干预策略》，《心理科学进展》，2007年第6期。

（141）马丽、徐枞巍：《基于个人—环境匹配理论的边界管理与工作家庭界面研究》，《南开管理评论》，2011年第5期。

（142）孙健敏、焦海涛、赵简：《组织支持感对工作投入与工作家庭冲突关系的调节作用》，《应用心理学》，2011年第1期。

（143）佟丽君、周春淼：《企业员工工作—家庭冲突对工作和生活满意度的影响——大五人格的调节作用检验》，《心理科学》，2009年第3期。

（144）王华锋、贾生华、李生校：《性别与工作—家庭冲突的中介效应研究》，《心理科学》，2009年第5期。

（145）王西、廖建桥：《工作家庭冲突的组织支持策略研究综述》，《人类工效学》，2006年第3期。

（146）王永丽、何熟珍：《工作家庭冲突研究综述：跨文化视角》，《管理评论》，2008年第5期。

（147）王永丽、叶敏：《工作家庭平衡的结构验证及其因果分析》，《管理评论》，2011年第11期。

（148）谢义忠、曾垂凯、时勘：《工作家庭冲突对电讯人员工作倦怠和心理健康的影响》，《心理科学》，2007年第4期。

（149）谢义忠、时勘：《工作属性、社会支持对电信员工工作家庭

冲突的影响》，《中国心理卫生杂志》，2007年第11期。

（150）韵江、鞠蕾：《转型背景下中国企业战略研究：特征、方法及主题分析——基于英文文献的探讨》，《南开管理评论》，2010年第5期。

（151）韵江：《战略过程的研究进路与论争：一个回溯与检视》，《管理世界》，2011年第11期。

（152）张建卫、刘玉新：《工作家庭冲突与退缩行为：家庭友好实践与工作意义的调节作用》，《预测》，2011年第1期。

（153）张莉、林与川、于超跃、刘凤江：《支持资源作用下的工作—家庭促进：情感倾向的调节作用》，《管理学报》，2012年第3期。

（154）张莉、张林、Karen Korabik ：《职业女性的工作家庭冲突——工作自主性和上司支持的调节效应》，《工业工程与管理》，2010年第5期。

（155）张伶、胡藤华：《工作—家庭冲突结果变量的实证研究——以高校教师为例》，《华南师范大学学报（社会科学版）》，2007年第5期。

（156）张伶、聂婷：《团队凝聚力、工作—家庭促进与员工在职行为关系研究》，《管理学报》，2013年第1期。

（157）张伶、聂婷：《员工积极组织行为影响因素的实证研究：工作—家庭冲突的中介作用》，《管理评论》，2011年第12期。

（158）张伶、张大伟：《工作—家庭冲突研究：国际进展与展望》，《南开管理评论》，2006年第9期。

（159）张勉、魏钧、杨百寅：《工作和家庭冲突的前因和后果变量：中国情景因素形成的差异》，《管理工程学报》，2009年第4期。

（160）张再生：《工作—家庭关系理论与工作家庭平衡计划》，《南开管理评论》，2002年第4期。

（161）周春淼、郝兴昌：《企业员工工作—家庭冲突与生活满意度的关系：大五人格的中介效应检验》，《心理科学》，2009年第5期。