高管任职年限对中国民营矿业企业经营效率的影响研究
1.
2.
Research on the Impact of Senior Executives’ Tenure on the Operating Efficiency of Private Mining Enterprises in China
1.
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通讯作者:
收稿日期: 2020-03-24 修回日期: 2020-04-13 网络出版日期: 2020-11-04
基金资助: |
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Received: 2020-03-24 Revised: 2020-04-13 Online: 2020-11-04
作者简介 About authors
郑明贵(1978-),男,安徽颍上人,教授,博士生导师,从事资源经济与管理方面的研究工作
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郑明贵, 吴萍.
ZHENG Minggui, WU Ping.
民营矿业企业是重要的矿业市场主体,其经营状况不仅关系到自身生存,而且关系到国民经济的平稳运行。近年来,随着“一带一路”建设与国际产能合作的深入推进,中国民营矿业企业规模不断扩大,经营成果也愈加显著。中华全国工商业联合会发布的报告显示,2018年中国民营企业500强榜单中,矿业企业有112家,占比为22.4%,这些矿业企业营业收入均超百亿元,其中营业收入千亿元以上的矿业企业有10家。与此同时,中国民营矿业企业的发展还不完善,经营管理粗放、管理理念落后等问题依然存在[1],严重制约着企业经营效率的提高。
本文边际贡献在于:一是以学术界鲜有涉及的重要矿业市场主体中国民营矿业企业为研究对象,基于构建的超效率BCC模型,测算并分析了这些民营矿业企业当前的经营效率状况,为今后的合理运营提供启示或参考;二是与现有研究多以单一视角选取调节变量不同,本文从企业和管理者双重视角切入,在探究高管任职年限对中国民营矿业企业经营效率影响的基础上,进一步考察股权集中度和高管任职经历丰富度的调节效应,拓展了研究思路及方法,丰富了企业经营管理的相关研究。
1 理论分析与研究假设
1.1 高管任职年限与企业经营效率
资源基础观认为,任职年限较长的高管学习时间更长[9],具备更为丰富的经验、更强的战略领导力和资源识别力,为企业经营发展带来更多优势[10]。高阶管理理论认为,高管任职年限越长,高管间类似的感知及决策方式越易形成,沟通合作愈加便利,对企业的认识更为全面,有助于提升其发现和把握机会的能力[11],进而做出科学的经营决策,促进企业经营绩效的提升。王永进[12]指出,总经理任期的延长能使其更好地熟悉企业的经营范围。左晶晶等[13]研究发现,CEO任期越长,越有利于企业国际化经营。也有学者指出,任职年限越长的高管,在战略制定和执行上表现得更加明智,更倾向企业的长远发展及利益获取[14],从而有利于降低企业的经营风险,提高企业的经营效率。
综合以上研究,从理论和现有研究角度分析得出,高管任职年限越长,其经验越丰富,信息获取及人员协调能力越强,越专注于企业长远利益。中国民营矿业属于资源型行业,企业的资源经营具有长期性和风险性特点,除需稳定资金供应作为保障外,科学经营管理规划也显得尤为重要,而任职年限越长的高管给中国民营矿业企业发展带来的资源和经验越丰富,在企业重大经营中能够考虑多方因素,做出相对合理的管控与布局,因而越能促进企业的有效经营。由此,提出假设1。
H1:高管任职年限越长,中国民营矿业企业经营效率越高。
1.2 高管任职经历丰富度、股权集中度的调节作用
高管任职经历丰富度反映出高管曾任职的不同单位数量的多少,对高管的影响体现在能力获取和心理认知2个方面。在能力获取上,有多家企业任职经历的高管一般比长期任职于同一家企业的高管具有更强的环境适应能力[15]。除了面对陌生环境不断探索得以提升的适应能力之外,职业经历丰富的高管还具备更广泛的见识和多样化的技能,并具备将多样化技能进行转换的能力[16]。在心理认知上,多样化任职经历使高管的思维、视野更加开阔,个性更倾向风险和改变,创新意识更强,组织认同感更低,进而使企业经营战略变革的可能性增加[15,17]。对中国民营矿业企业而言,随着其围绕原料端的经营范围不断扩大,加上近年来企业海外经营步伐逐渐加快,具备较强适应能力和开阔性思维的任职经历越丰富的高管在企业经营中发挥的作用也变得愈加重要。而任职年限不同的高管,由于受经验积累和知识储备等影响,在企业经营决策及经营计划制定上存在较大差异。考虑任职经历丰富度在企业经营中的重要性,其构建的高管能力及心理认知,将进一步影响高管特征作用的发挥,进而影响高管任职年限对企业经营效率的作用效果。由此,提出假设2。
H2:高管任职经历丰富度对高管任职年限与中国民营矿业企业经营效率的关系具有调节作用。
根据委托代理理论,股东与高管间存在委托代理关系,股东自身利益激励会使其对高管的经营管理活动进行监督。不同股权集中度下,股东权力不同,监督机制的作用也不同[18]。当股权较为集中时,企业的主导权往往掌控在大股东手中,使其有能力对高管实施监督,维护自身利益,约束高管的自利行为[19]。但股权集中度过高,则会抑制高管的积极性和努力程度[20],不利于企业的发展。当股权较分散时,股东往往出现“搭便车”行为,缺乏对高管人员的有效监督[21]。在此情况下,高管的活动空间较大,容易做出背离企业利益的决策。而上述关于股权集中度的作用分析,在民营矿业企业中也同样具有适用性,且民营矿业企业具有资源经营的特征,研究股权集中度在民营矿业企业治理方面的作用可能具有更重要的意义。
总之,不同的股权集中度产生不同的监督力度。任职年限不同的高管,在民营矿业企业中的经营表现不同,受股权集中结构下监督作用的进一步影响,造成企业经营效率也存在差异。由此,提出假设3。
H3:股权集中度对高管任职年限与中国民营矿业企业经营效率的关系具有调节作用。
2 研究设计
2.1 样本选择及数据来源
本文基于“一带一路”建设与国际产能合作深入推进背景下考察高管任职年限对中国民营矿业企业经营效率的影响,因此选取2013~2018年中国沪深A股上市民营矿业企业作为研究样本,包括金属矿和能源矿两类企业。样本进一步筛选原则:(1)剔除部分上市时间较短、变量数据披露不详的企业;(2)剔除部分变量缺失值。最后得到52家企业,307个样本。其中,高管数据通过上市企业年报及新浪财经网的高管介绍手工整理得到,其他财务及治理结构数据来自于CCERDATA数据库及同花顺网站。实证部分采用MATLAB2016a和STATA15.1软件。此外,考虑到异常值的影响,采用Winsori-zation方法对经营效率影响分析模型中各连续变量进行上下1%分位的缩尾处理。
2.2 经营效率测算模型
式中:
运用该模型测算效率时,将被评价的企业排除在决策单元集合之外,构造新的生产前沿面,再对企业的经营效率进行衡量[27]。
(2)效率测算的投入产出变量选取。①投入变量。根据生产函数理论,本文基于资本、劳动要素视角选取投入变量。其中,资本投入上,选取营业总成本和固定资产净额。二者分别表示企业经营过程中全面的成本支出和主要有形资产的实际价值,反映了企业的经营实力。劳动投入上,选取职工薪酬(以支付给职工以及为职工支付的现金进行度量)。该指标相比传统的劳动力人数,更能体现企业之间劳动投入的质量和差异[28]。②产出变量。选取营业总收入和净利润作为产出变量。前者体现了企业的总体经营成果,后者体现了企业税后盈利状况,皆为较直观性的产出变量。
2.3 经营效率影响分析模型
(1)变量定义及选择
②因变量。本文因变量为企业经营效率,即超效率BCC模型测算得到的综合效率,记为TE。
③自变量。选择高管任职年限作为自变量,以全体高管人员任某职位时长的平均值进行度量,记为ATEN。在计算各高管任职年限时,考虑到企业经营决策的延续性,将各高管任职年限不足一年的按照一年计算。
④调节变量。根据假设2和假设3的描述,选取调节变量。一是高管任职经历丰富度,用全体高管人员曾任职过的不同单位总数目的平均值进行度量,记为ANC;二是股权集中度,采用年末第一大股东持股比例进行度量,记为TOP1。
⑤控制变量。借鉴李卫宁等[8]和崔小雨等[31]的做法,选取企业规模、企业上市年龄、资产负债率和高管任期异质性作为控制变量。企业规模(SIZE)用企业年末总资产的自然对数表示;企业上市年龄(AGE)用当前研究年份与企业上市年份之差表示;资产负债率(LEV)反映了企业的财务风险状况,用总负债/总资产表示;高管任期异质性(HTEN)反映了高管间认知角度、信息来源等的多元化,用Herfindahl指数测算表示。Herfindahl指数的计算公式为:
(2)模型构建。为探讨高管任职年限与中国民营矿业企业经营效率的关系,构建如下回归模型:
为检验高管任职经历丰富度和股权集中度对高管任职年限与中国民营矿业企业经营效率之间关系的调节作用,分别建立如下模型:
式中:
3 实证结果与分析
3.1 经营效率测算与分析
(1)投入产出变量的描述性统计。投入产出变量的描述性统计见表1。
表1 投入产出变量的统计描述
Table 1
变量名称 | 最大值 | 最小值 | 均值 | 标准差 |
---|---|---|---|---|
营业总成本 | 39 871.650 | 6.844 | 5 435.499 | 6 578.000 |
职工薪酬 | 2 572.367 | 1.523 | 291.123 | 394.410 |
固定资产净额 | 27 272.920 | 7.705 | 3 086.630 | 5 769.935 |
营业总收入 | 43 646.790 | 10.862 | 5 773.286 | 6 961.491 |
净利润 | 5 150.042 | -2 672.407 | 311.175 | 714.076 |
由表1可知,各样本投入产出变量的最大值与最小值之间差异较大,数据离散程度较好,表明样本具有较好的代表性。
(2)经营效率测算结果分析。根据模型(1),运用MATLAB2016a软件计算,得到2013~2018年中国民营矿业上市企业的经营效率值,将数据进行归类,统计出各效率值范围内的企业分布状况,见表2。
表2 2013~2018年各效率值范围内中国民营矿业上市企业分布状况
Table 2
效率值范围 | 各效率值范围内企业数量/家 | |||||
---|---|---|---|---|---|---|
2013年 | 2014年 | 2015年 | 2016年 | 2017年 | 2018年 | |
TE<0.6 | 16 | 22 | 31 | 26 | 17 | 15 |
0.6≤TE<0.7 | 11 | 8 | 5 | 7 | 6 | 6 |
0.7≤TE<0.8 | 13 | 7 | 8 | 9 | 5 | 8 |
0.8≤TE<0.9 | 8 | 9 | 3 | 5 | 12 | 10 |
0.9≤TE<1.0 | 1 | 5 | 3 | 5 | 8 | 4 |
TE≥1.0 | 3 | 1 | 2 | 0 | 4 | 9 |
由表2可知,2013~2018年,TE<0.6的企业平均每年约21家,占总样本量的40.38%,该范围内企业的经营效率亟待改善;0.6≤TE<1.0的企业平均每年约28家,占总样本量的53.85%;而经营效率DEA有效(即TE≥1.0)的企业平均每年约3家,占总样本量的5.77%。
此外,根据效率测算结果,进一步整理中国民营矿业上市企业各年的整体效率均值,并绘制2013~2018年经营效率趋势图,如图1所示。
图1
图1
2013~2018年中国民营矿业上市企业整体经营效率变动趋势
Fig.1
Change trend of overall operating efficiency of listed private mining enterprises in China from 2013 to 2018
由图1可知,2013~2015年,中国民营矿业上市企业整体经营效率呈缓慢下降趋势;但2015~2018年则呈上升趋势,尤其2017~2018年上升速度加快。整体来看,呈U型分布。
3.2 经营效率影响的实证结果分析
(1)变量的描述性统计。经缩尾处理的变量描述性统计结果列于表3。
表3 变量描述性统计结果
Table 3
变量 | 单位 | 均值 | 标准差 | 最小值 | 最大值 |
---|---|---|---|---|---|
TE | - | 0.682 | 0.277 | 0.187 | 1.874 |
ATEN | 年 | 3.593 | 1.489 | 1.000 | 8.200 |
ANC | 家 | 3.421 | 1.329 | 1.000 | 7.400 |
TOP1 | % | 33.421 | 13.432 | 7.450 | 77.290 |
SIZE | 亿元 | 3.934 | 1.202 | 0.503 | 6.889 |
AGE | 年 | 11.759 | 6.537 | 1.000 | 23.000 |
LEV | % | 44.376 | 20.731 | 5.860 | 90.030 |
HTEN | - | 0.453 | 0.219 | 0.000 | 0.760 |
由表3可知,企业经营效率均值为0.682,最小值为0.187,最大值为1.874,说明中国民营矿业企业整体经营效率不高,且企业间差异明显。高管任职年限均值为3.593年,最短为1年,最长达8.2年,说明高管任职年限差异较大。高管任职经历丰富度方面,平均任职单位数为3.421家,说明中国民营矿业企业高管任职经历总体较丰富。股权集中度方面,平均值为33.421%,说明中国民营矿业企业股权较为集中。
(2)模型检验与估计方法选择。首先,进行多重共线性的方差膨胀因子(Variance Inflation Factor,VIF)检验。所得VIF值最大为1.32,远小于临界值10,由此认为所构建模型并不存在多重共线性问题。其次,进行Wooldridge检验及Wald检验。结果表明模型均存在组内自相关和组间异方差问题。为解决此问题,增强模型的估计效果,最终采用可行的广义最小二乘法(FGLS)进行回归分析。
(3)模型估计结果。为检验本文3个研究假设,运用STATA15.1软件分别对2.3小节中的模型(2)、模型(3)和模型(4)进行回归计算,所得结果见表4。
表4 FGLS回归分析结果
Table 4
变量 | 估计系数 | ||
---|---|---|---|
模型(2) | 模型(3) | 模型(4) | |
SIZE | 0.0140* (1.90) | 0.0108 (1.34) | 0.0109 (1.53) |
AGE | 0.0099*** (6.21) | 0.0089*** (5.50) | 0.0107*** (6.34) |
LEV | -0.0004 (-1.23) | -0.0003 (-1.00) | -0.0006* (-1.88) |
HTEN | -0.0042 (-0.16) | 0.0236 (1.00) | -0.0029 (-0.12) |
ATEN | -0.0177*** (-4.78) | -0.0225*** (-6.10) | -0.0180*** (-4.88) |
ANC | -0.0111** (-2.15) | ||
ANC×ATEN | 0.0084*** (3.24) | ||
TOP1 | 0.0010 (1.37) | ||
TOP1×ATEN | -0.0005** (-2.05) | ||
cons | 0.5971*** (17.80) | 0.6592*** (17.31) | 0.5764*** (13.48) |
Wald chi2 | 78.84*** | 103.04*** | 86.23*** |
模型(3)与模型(4)是在回归模型(2)的基础上分别加入调节变量(高管任职经历丰富度、股权集中度)以及调节变量与自变量交互项的计量回归结果(为消除交互项与自变量、调节变量间存在的共线性影响,本文对交互项实行了去中心化处理),用于检验假设2和假设3。其中,模型(3)结果显示,高管任职经历丰富度与高管任职年限的交互项系数在1%水平上显著为正,表明高管任职经历丰富度对高管任职年限与中国民营矿业企业经营效率的关系具有显著调节作用。由此,假设2得到验证。模型(4)结果显示,股权集中度与高管任职年限的交互项系数在5%水平上显著为负,表明股权集中度对高管任职年限与中国民营矿业企业经营效率的关系同样具有显著的调节作用。由此,假设3得到验证。
3.3 稳健性检验
表5 改变高管任职年限测算方法的稳健性检验结果
Table 5
变量 | 估计系数 | ||
---|---|---|---|
模型(2) | 模型(3) | 模型(4) | |
SIZE | 0.0111 (1.39) | 0.0108 (1.23) | 0.0095 (1.24) |
AGE | 0.0108*** (6.65) | 0.0087*** (5.07) | 0.0118*** (6.64) |
LEV | -0.0002 (-0.58) | -0.0004 (-1.20) | -0.0004 (-1.36) |
HTEN | -0.0095 (-0.36) | 0.0057 (0.23) | -0.0141 (-0.57) |
ATEN | -0.0217*** (-4.00) | -0.0232*** (-4.51) | -0.0234*** (-4.37) |
ANC | -0.0127** (-2.18) | ||
ANC×ATEN | 0.0061** (2.09) | ||
TOP1 | 0.0007 (1.04) | ||
TOP1×ATEN | -0.0005** (-2.24) | ||
cons | 0.5851*** (18.01) | 0.6669*** (15.45) | 0.5719*** (13.11) |
Wald chi2 | 114.07*** | 76.26*** | 133.48*** |
由表5可知,经检验后,模型(2)、模型(3)和模型(4)中各变量尤其是自变量、交互项系数符号与前文一致、显著性水平也基本保持不变,说明回归结果可靠、稳健性较好。
3.4 进一步研究
表6 高管任职经历丰富度、股权集中度的调节作用分组检验结果
Table 6
变量 | 高管任职经历丰富度 | 股权集中度 | ||
---|---|---|---|---|
低 | 高 | 低 | 高 | |
SIZE | -0.0007 (-0.12) | 0.00226 (1.36) | -0.0307*** (-3.27) | 0.0371*** (3.33) |
AGE | 0.0197*** (28.84) | -0.0024 (-1.03) | 0.0069*** (2.86) | 0.0088*** (3.12) |
LEV | 0.0006 (1.62) | -0.0008* (-1.93) | 0.0002 (0.61) | -0.0017*** (-3.54) |
HTEN | -0.0934*** (-3.52) | 0.0980** (2.56) | 0.1727*** (4.91) | -0.0815*** (-3.49) |
ATEN | -0.0233*** (-6.55) | -0.0089* (-1.71) | -0.0275*** (-6.04) | -0.0091* (-1.77) |
cons | 0.5690*** (38.21) | 0.6641*** (10.89) | 0.7158*** (11.96) | 0.5870*** (11.89) |
Wald chi2 | 1112.38*** | 20.55*** | 98.89*** | 146.81*** |
表6结果显示,在不同变量(高管任职经历丰富度、股权集中度)水平下,高管任职年限对中国民营矿业企业经营效率的影响存在显著差异。与表4中假设1的检验结果进行对比,表6中,随着高管任职经历丰富度的增加,高管任职年限的系数由正常水平的-0.0177增加为-0.0089,显著性水平由1%降为10%;当高管任职经历丰富度较低时,高管任职年限的系数由正常水平的-0.0177降为-0.0233,且仍在1%水平上显著。这表明高管任职经历丰富度显著削弱了高管任职年限与中国民营矿业企业经营效率的负相关关系。同样,表6中,股权集中度不同,高管任职年限对中国民营矿业企业经营效率的影响程度不同。股权越集中的企业,高管任职年限对企业经营效率的负向影响越弱。究其原因:一方面,任职经历越丰富的高管,越能够在民营矿业企业面临不同经营环境时,以其更具创新性的思维和较强适应能力进行经营决策部署,弥补了其任职年限越长越不愿意创新变革而给企业经营带来的不利影响;另一方面,民营矿业企业股权越集中,大股东对高管行为的监督意愿越充分,对较长任职年限高管机会主义行为的约束越好,对企业经营效率造成的不利影响相对减小。
4 结论与建议
以中国民营矿业企业为研究对象,选取52家民营矿业上市企业,运用超效率BCC模型测算得到2013~2018年中国民营矿业企业的经营效率,基于此测算结果,构建高管任职年限与中国民营矿业企业经营效率的理论模型与实证检验,并考察了高管任职经历丰富度和股权集中度对高管任职年限与中国民营矿业企业经营效率关系的调节作用。研究结果表明:(1)研究期内中国民营矿业企业经营效率普遍不高,总体经营效率均值为0.682;(2)高管任职年限对中国民营矿业企业经营效率具有显著负向影响;(3)高管任职经历丰富度和股权集中度显著削弱了高管任职年限与中国民营矿业企业经营效率的负相关关系。
基于上述研究结论,针对中国民营矿业企业提出如下建议:
(1)合理考量民营矿业企业高管任职经历丰富度及其任职年限长短,在平衡高管任职经历丰富度的基础上,建立健全高管任职年限制度,规范企业高管任期,减弱高管任职年限过长对企业经营效率的负向影响。
(2)选聘具有丰富任职经历的人员担任民营矿业企业的高管职位,利用其更广泛的见识、更强的适应能力,助推企业创新经营模式、提升风险应对能力,弥补较长任职年限带来的短视性,进而促进企业经营效率的提高。
(3)优化民营矿业企业的股权结构,保持股权的适度集中,有利于股东对高管经营活动进行有效监督,约束高管机会主义行为。
(4)注重提高内部运营管理水平,合理配置资源,适当减少不必要的投入,进而改善企业的经营效率。
http://www.goldsci.ac.cn/article/2020/1005-2518/1005-2518-2020-28-5-761.shtml
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高管团队异质性与组织绩效的关系研究:一项Meta分析的检验
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Study on the relationship between heterogeneity of senior management team and organizational performance:A meta-analysis
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技术进步、效率与矿产资源耗竭
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Technological progress,efficiency and mineral resource depletion
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Learning across the life cycle:Experimentation and performance among the Hollywood studio heads
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领导团队特征与公司经营绩效的统计检验
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