董事会独立性、总经理继任与战略变化幅度——独立董事有效性的实证研究，本文主要内容关键词为：独立性论文,董事会论文,独立董事论文,幅度论文,有效性论文，此文献不代表本站观点，内容供学术参考，文章仅供参考阅读下载。
经济迅速增长与资源相对不足的环境特征，对全球企业的战略动态性提出了新的要求。作为组织应对环境动态性、复杂性以及难以预测性等不确定因素的重要手段，[1]战略变化问题正不断引起国内外学者的广泛关注。总经理直接参与企业的决策活动，在企业应对环境突发事件以推动战略变化方面发挥着重要作用。[2]总经理的特殊地位决定了总经理变更事件在公司发展中具有重要意义。因此，诸多学者围绕总经理变更事件探讨了总经理对战略变化的作用机理。例如，Lant等、Batra等认为，负责企业长期战略实践活动的新任总经理带来了新的能力、知识和经验，所以总经理变更事件容易触发战略变化行为。[3，4]Goodstein等指出，总经理变更事件为企业现有权力的重新分配创造了机会，从而有利于打破组织惯性并促进战略变化的发生。[5]以上总经理变更事件诱发战略变化行为发生的研究为新继任总经理易引发战略变化的假设提供了证据。继任总经理一旦获得了实施战略变化的权力，就容易以他们自己的个人意志为转移，存在盲目扩张和过度投资行为。战略变化行为超出公司及公司所在行业应有的范围就带来战略变化幅度的过度与不当。因此，董事会独立性的有效发挥受到严重挑战。[6]
独立董事制度虽然被国内外学者公认为解决代理问题的重要机制，但其有效性的发挥一直存在争论。学者们普遍从独立董事利用财务控制手段履行监督职能的角度研究董事会独立性与公司绩效的关系，但却得出了很不一致的结论。①国内外研究结果的不一致性也引发了企业实践界对独立董事制度有效性的质疑。以往，财务控制视角验证独立董事有效性的研究，逻辑跳跃幅度过大，忽视了独立董事的战略控制过程。[7]因为董事会具有绩效后果的逻辑前身是董事会有能力影响公司的战略决策，即通过监督职能对公司的战略进行控制。
基于以上分析，本文将重点检验中国上市公司董事会中独立董事的监督作用是否有效，验证独立董事作为“看门狗”(Watch Dog)是否称职。因此，我们将总经理变更事件为新任总经理获得战略变化权力提供机会作为突破口，着重探索新继任总经理对企业战略变化幅度的影响，对继任总经理“新官上任三把火”的命题进行验证。在此基础上，本文从独立董事利用战略控制手段对经理人进行监督的角度出发，对独立董事监督继任总经理、发挥“灭火”职能方面作用的有效性进行检验，从而为独立董事制度的有效发挥与完善提供理论基础与经验证据。
一、理论分析与研究假设
1.战略变化与战略变化幅度
关于战略变化的前期研究主要分为内容学派与过程学派。内容学派局限于对战略变化驱动因素分析，对同样战略变化产生绩效差异方面的解释力度较差。[8，9]过程学派则更多地关注战略变化的执行过程，从过程视角探索战略变化与企业绩效的内在联系。该过程涉及战略(企业使命或产品市场构成)或组织(组织系统、组织结构、组织文化及组织人员)的一系列变化。由于强调了战略变化的过程，Van de Ven等对战略变化的定义逐步得到学术界的认可。[10]他们认为，战略变化是组织与组织外部环境的匹配随时间推移所呈现出的形式、特征或情形等方面的变化。[11]与此同时，越来越多的学者也开始关注战略变化的速度与幅度等过程特征。因为在全球竞争环境不断加速变化形势下，战略变化速度在企业寻求竞争优势地位方面的作用日益显现，而战略变化幅度则与企业的绩效息息相关。
战略变化幅度是企业战略内容在一定范围上的深度、广度或大小的变化，也就是企业资源配置方式在所提供的产品、服务以及目标市场上的变化程度。[12]战略变化幅度反映了管理者根据环境变化对企业战略的调整力度。战略变化作为一种创新性行为，具有信息不完备和收益不确定等特点。对于大幅度的战略变化而言，所需要实现时间较长，因此具有更高风险性。[13]部分学者讨论了战略变化幅度与企业风险、企业绩效的关系。Lnes，Naranjo-Gil等指出，战略变化降低了企业的财务绩效与生存能力。[14，15]Haynes等认为，大幅度的战略变化给公司及公司总经理带来了极大风险，因此战略变化后的财务绩效更加难以预测。[16]而Stensaker等指出，在企业中存在大量战略变化幅度过度所引起的企业绩效降低，以至威胁企业存续与发展的现象。[17]
2.总经理继任对战略变化幅度的影响
总经理继任事件为新继任总经理打破组织惯性，获得推动战略变化的权力创造了条件。组织惯性被战略管理理论学者和组织理论学者用来描述组织维持现状的行为。[18]组织框架的打破意味着组织资源和组织权力的重新配置，现有组织成员为了维护其自身的既得利益，会倾向于保持组织结构的稳定性，会导致组织惯性的形成。当组织现状对企业的发展有利时，组织结构稳定在企业充分利用其长期积累的资源优势，促进企业长远发展方面具有一定优势。但当企业生产活动面临环境变化的威胁或企业生产活动亟需改进时，继续维持组织现状就会产生让股东和管理者不满意的结果。因此，当企业内部与企业外部环境的匹配发生变化时，打破组织惯性、实施战略变化行为是企业发展所必须的措施。而由于组织惯性的存在，企业过去的行为、活动和惯例对现任总经理的行动形成限制，使现任总经理的管理模式陷入僵化，更多遵循企业现有战略。所以未出现总经理继任事件的公司，其总经理为了保住自己的现有职位、既得利益以及利益相关者的利益，会谨慎地固守公司的原有战略，即使执行战略变化行为，也只是对战略变化的小幅度调整。
总经理继任事件则为企业带来了一个具备新技能与新观点的经理人，新继任总经理会对企业的惯例程序进行审视并试图做出修正，随之将打破企业的组织融合状态并重新配置资源以获得推动战略变化的权力。新继任总经理适时地推动企业战略变化符合企业的发展利益。但是，继任总经理对推动战略变化权力的获得同时传递着一种风险信号。因为新继任总经理希望做出比前任总经理更加突出的成绩，所以他们会执行与前任总经理不一样或更加积极的战略决策行为。[19]新继任总经理为了在企业内部快速建立权威，会否认前任总经理所执行的效果不佳的战略决策，以此来强调自己给企业带来的利益与好处。[20]在此基础上，新继任总经理会扫除前任总经理影响下的组织惯性阻力，大刀阔斧地执行自己所认可的战略变化。因此，新继任总经理在推动战略变化的过程中更多地体现个人意志，忽视企业自身及企业所在行业的战略现状，从而引起较大幅度的战略变化。据此我们提出研究假设1：
H1：总经理继任与战略变化幅度存在正相关关系
3.董事会独立性、总经理继任与战略变化幅度
Johnson等在研究中指出，董事会通过履行监督代理、资源依赖和战略角色等三种职能影响公司产出。[21]Brick等也发现董事会的监督活动提高了公司价值。[22]这是因为董事会成员通过监督活动能够有效识别管理者的机会主义行为，并确保组织行为符合公司利益相关者的利益。[23]
我们在前文分析中已经得出以下结论：总经理继任事件为新继任总经理获得推行战略变化的权力提供了条件。新继任总经理为树立权威，往往具有“新官上任三把火”的行为倾向。因此他们在战略变化推行的过程中灵活性程度较高，更可能出现机会主义行为。对于战略变化来说，总经理的机会主义行为意味着战略变化幅度超出企业的现有能力范围，导致战略变化幅度过高或不当会给股东利益与公司的存续与发展带来重大风险隐患。而董事会引入独立董事并提高独立董事的比例增加了董事会相对于经理层的独立性与客观性，也提高了董事会参与公司战略管理的有效性。[24]这有利于董事会更好地发挥监督作用，加强原董事会的履职效果：一方面，独立董事对总经理进行监督体现了其利益需求，因为与内部董事相比，独立董事更能代表股东利益。[25]而内部董事与总经理之间的密切关系则使得内部董事对总经理的监督效力大大降低；[26]另一方面，独立董事具有监督总经理冒险主义行为的能力。因为独立董事具有高认知能力和“理性经济人”特征，他们在任职过程中会考虑公司某些重大事项可能带来的风险。在面对这些影响公司绩效的潜在风险时，他们会在董事会采取坚硬的建设性立场。[27]
综上所述，董事会监督职能的有效发挥能够对总经理推行战略变化过程中的机会主义冒险行为进行抑制，发挥“灭火”作用。而具有较强独立性的董事会则能够确保该监督职责的履行更加有效。据此我们提出研究假设2：
H2：董事会独立性抑制了总经理继任对战略变化幅度的影响
二、研究设计
1.样本和数据
本文选择2007-2012年我国沪深两市A股类上市公司作为初始研究样本。根据研究需要对研究样本进行了下述处理：(1)剔除ST公司和*ST公司样本；(2)剔除变量数据缺失的样本；(3)剔除2007年12月31日之后成立的公司样本；(4)剔除因公司控制权变动而出现总经理继任事件的样本；(5)剔除明显奇异样本。在上述处理之后，共得到研究样本1329个。为了消除极端值的影响，本文对研究样本中连续变量处于0-1％和99％-100％之间的极端值进行Winsorize处理。本文战略变化幅度度量中的过程数据来源于万得数据库，总经理继任数据来源于国泰安数据库和上市公司年报，独立董事比例数据来源于CCER数据库并通过上市公司年报进行修正，②其它变量数据来源于CCER数据库。
2.模型设定与变量说明
我们用模型(1)来检验总经理继任对战略变化幅度的影响。
模型(1)中被解释变量为战略变化幅度(ssc)。参照Boeker，刘海建等从公司层面采用两个时间段前后多元化战略程度的变化表示战略变化的方法，[28，29]我们用上市公司
时段的多元化程度减去
时段的多元化程度取绝对值来表示该上市公司
时段的战略变化幅度。其中，t取2008年、2009年、2010年。上市公司的多元化程度用熵值计算，熵值计算公式：
其中
表示上市公司第i类经营业务单元(按行业)占公司主营业务收入的比例。
总经理继任(succession)为模型(1)中的解释变量。由于战略变化具有一定的时滞性，在确立总经理继任事件时，我们用
时间段的总经理继任事件来对应上市公司
时间段的战略变化幅度情况。根据国泰安数据库中总经理变更的“变更日期”信息，如果上市公司总经理在1月1日至12月31日之间发生了职位变更，则认定该上市公司出现总经理继任事件，否则认定该上市公司未出现总经理继任事件。其中，t取2008年、2009年、2010年。为了确保继任总经理发挥实际作用，我们排除了总经理继任后任期小于一年的公司样本。公司出现总经理继任事件succession取“1”，未出现总经理继任事件succession取“0”。
在已有文献的基础上，[30，31]本文选择总经理和董事长的两职设置情况(duality)、上市公司实际控制人类型(state)、股权制衡程度(
)、资产收益率(roa)、公司成长性(growth)、财务杠杆(lev)、公司规模(size)以及公司年龄(age)等作为控制变量。其中，总经理和董事长由一人兼任，duality取值为“1”，否则，取值为“0”；当上市公司实际由国有控股时，state取值为“1”，否则，取值为“0”；股权制衡程度()用第二至第十大股东的持股比例之和与第一大股东持股比例的比值来表示；资产收益率(roa)为净利润与平均资产总额之比；公司成长性(growth)为营业收入增长率；财务杠杆(lev)为负债总额与资产总额之比；公司规模(size)用公司总资产取自然对数来表示；公司年龄(age)用样本期间的年份与公司成立年份的差值来表示。模型中还加入了行业虚拟变量(ind)和年度虚拟变量(year)。行业按证监会上市公司行业分类指引分类。其中，制造业按二级代码分类，其余行业按一级代码分类。
我们用模型(2)来检验董事会独立性对总经理继任影响战略变化幅度的调节作用。
董事会保持独立性最简单的方法是让独立董事在董事会中拥有多数席位。[32]因此在模型(2)中，我们用独立董事比例(id)来表示董事会独立性，即上市公司独立董事人数与董事会总人数的比值。id×succession表示独立董事比例与总经理继任的交叉项。其它变量的涵义与模型(1)中一致。根据研究假设2，我们预期id×succession的符号显著为负。
3.描述性统计
总经理继任的样本分布如表1所示。2007-2009年的样本期间内，共有199个样本出现总经理继任事件，占全部样本1329的15.0％，其中按上市公司实际控制人类型进行分类，国有企业有107个样本出现总经理继任事件，占全部样本总数的8.1％；非国有企业有92个样本出现总经理继任事件，所占全部样本的比例略低，为6.9％。在三年之中，2007年出现总经理继任事件的样本数量最多，有86个，占全部样本总数的6.5％。其中按上市公司最终控制人类型进行分类，国有企业有45个样本出现总经理继任事件，占全部样本总数的3.4％；非国有企业有41个样本出现总经理继任事件，占全部样本总数的3.1％。
表2对研究样本进行了描述性统计分析。在全样本中有15.0％的公司出现了总经理继任事件；上市公司的战略变化幅度(ssc)均值为0.121；独立董事比例(id)的均值为0.367，超过了1/3；③总经理和董事长的两职设置情况(duality)均值为0.053；上市公司实际控制人类型(state)均值为0.560；股权制衡程度()的均值为0.738；资产收益率(roa)的均值为0.057；公司成长性(growth)的均值为0.256，标准差为1.364，表明上市公司的公司成长性方面差异较大；财务杠杆(lev)的均值为0.492；公司规模(size)的均值为21.554；公司年龄(age)的均值为11.755。在出现总经理继任的样本中，上市公司的战略变化幅度(ssc)均值为0.173，明显高于全部样本中的战略变化幅度均值，表明总经理继任对战略变化幅度存在影响作用。独立董事比例(id)、总经理和董事长两职设置情况(duality)、上市公司实际控制人类型(state)、股权制衡程度()的平均值分别为0.377、0.055、0.538、0.708；资产收益率(roa)、公司成长性(growth)、财务杠杆(lev)、公司规模(size)以及公司年龄(age)的平均值分别为0.047、0.240、0.532、21.502、12.302。
表3为研究变量的Person相关系数矩阵。由表中数据可知，战略变化幅度(ssc)与总经理继任(succession)呈显著正相关关系，表明与未出现总经理继任事件的上市公司相比，出现总经理继任事件的公司战略变化幅度更大。战略变化幅度(ssc)与公司成长性(growth)、财务杠杆(lev)、公司年龄(age)呈显著正相关关系，与资产收益率(roa)、公司规模(size)显著负相关。另外，各个解释变量和主要变量的两两相关系数最大取值的绝对值为0.359，表明变量之间不存在严重的多重共线性问题。
三、实证检验与结果分析
1.普通OLS回归结果
为了检验研究假设1与研究假设2，我们分别对第三部分的两个模型进行OLS回归。我们采用White稳健标准差进行估计，回归结果如表4所示。由表中数据可知，在模型(1)中，总经理继任(succession)与战略变化幅度(ssc)在1％的置信水平上呈显著正相关关系，表明当上市公司出现总经理变更事件时，新任总经理履职，公司战略变化幅度会明显增加。从而验证了本文的研究假设1，即新继任总经理具有“新官上任三把火”的冒险主义行为倾向。在控制变量方面，资产收益率(roa)越低，上市公司战略变化幅度越大，这与Zhang，Weng等学者的研究结论相一致。[30，4]公司规模(size)与战略变化幅度(ssc)显著负相关，这与Zhang在研究中所得出的结论相一致。[30]公司年龄(Age)与战略变化幅度(ssc)显著正相关，这与Boeker在研究中所进行的理论分析相一致。[2]公司成长性(growth)与战略变化幅度(ssc)显著正相关，这可能是因为当成长性越好时，上市公司越具有能力与资源实施战略变化，相应地，战略变化幅度也会增加。而总经理和董事长两职设置情况(duality)、上市公司实际控制人类型(state)、股权制衡程度()以及财务杠杆(lev)等变量都未与战略变化幅度(ssc)表现出明显的显著性。
由表中数据还可以看到，在模型(2)中，独立董事比例与总经理继任的交叉项(id×succession)与战略变化幅度(ssc)在5％的置信水平上显著负相关，总经理继任(succession)与战略变化幅度(ssc)在1％的置信水平上显著正相关，表明董事会独立性抑制了总经理继任对战略变化幅度的作用。这进一步验证了本文的研究假设2，即独立董事发挥了“灭火”作用，有效抑制了新继任总经理体现在战略变化幅度上的冒险行为。
2.Heckman二阶段检验结果
总经理继任可能是由企业的自身特征或企业的外部环境因素所决定的，所以总经理继任与战略变化幅度之间可能存在内生性(或自选择)问题。为了避免该问题带来的结论偏差，我们将在本部分采用Heckman(1979)两阶段模型来对样本重新进行检验。在第一阶段估计中，我们以总经理继任(succession)作为被解释变量，以影响总经理继任的相关因素作为解释变量，进行Probit回归，构造逆米尔斯比率(Inverse Mills Ration)，作为第二阶段回归的控制变量。
其中，Heckman第一阶段回归的模型为：
在已有研究基础上，本文选择董事会会议次数(nbm)、董事会规模(sb)、前任总经理离职时年龄(agm)、总经理和董事长的两职设置情况(duality)、上市公司实际控制人类型(state)、股权制衡程度()、资产收益率(roa)、公司成长性(growth)、财务杠杆(lev)、公司规模(size)、公司年龄(age)、ind(行业)以及年度(year)等作为影响总经理继任的研究变量。其中，董事会会议次数(nbm)用样本期间年度内的董事会会议次数来表示；董事会规模(sb)用董事会成员的总人数来表示；前任总经理离职时年龄(agm)用样本期间内继任总经理的前任总经理离职时年龄来表示。其它变量的涵义与模型(1)、模型(2)中相一致。
Heckman第一阶段回归结果如表5所示。由表中数据可知，董事会会议次数(nbm)与总经理继任(succession)在1％的置信水平上显著正相关，前任总经理离职时年龄(agm)与总经理继任(succession)在10％的置信水平上呈显著正相关关系。上市公司董事会规模(sb)越小、资产收益率(roa)越低，越容易发生总经理继任。另外，公司年龄(age)与总经理继任(succession)呈显著正相关关系。其它变量则没有与总经理继任(succession)表现出明显的显著性。
在Heckman第一阶段回归结果基础上，我们控制逆米尔斯比率(imr)之后分别得到了模型(1)、模型(2)所对应的Heckman第二阶段回归结果，如表6所示。在模型(1)中，总经理继任(succession)与战略变化幅度(ssc)在5％的置信水平上显著正相关。逆米尔斯比率(imr)与战略变化幅度(ssc)在10％的置信水平上显著负相关，表明在控制样本的内生性(或自选择)之后，总经理继任仍然促进了战略变化幅度，从而验证了本文的研究假设1。在模型(2)中，独立董事比例与总经理继任的交叉项(id×succession)与战略变化幅度(ssc)在1％的置信水平上显著负相关，总经理继任(succession)与战略变化幅度(ssc)在5％的置信水平上显著正相关，逆米尔斯比率(imr)与战略变化幅度(ssc)在10％的置信水平上显著负相关，表明在控制样本的内生性(或自选择)之后，本文的研究假设2仍然得到了验证，即董事会独立性抑制了总经理继任对战略变化幅度的影响作用。
3.稳健性检验结果
为保证研究结果稳健性，我们还进行了如下检验：
(1)控制行业影响的战略变化幅度替代变量。企业所处的行业不同会影响企业战略变化幅度执行，因为各个行业所处的战略转型时期在时间阶段上存在差异，进而影响到行业内不同企业的战略变化幅度。我们采用经行业调整的战略变化幅度替代变量来控制因行业差异而产生的企业间战略变化幅度差异的影响。在计算经行业调整的战略变化幅度替代变量时，行业按证监会上市公司行业分类指引分类。制造业按二级代码分类，其余行业按一级代码分类。由稳健性检验结果可知，在模型(1)中，总经理继任(succession)与经行业调整的战略变化幅度(ssc_adjust)在1％的置信水平上仍呈显著正相关关系，其估计值为0.0553(对应t值为3.63)，表明在控制行业的影响因素后本文研究假设1的结论仍然具有稳健性。在模型(2)中，独立董事比例与总经理继任的交叉项(id×succession)与经行业调整战略变化幅度(ssc_adjust)在5％的置信水平上仍呈显著负相关关系，估计值为-0.776(对应t值为-2.68)，总经理继任(succession)与经行业调整战略变化幅度(ssc_adjust)在1％的置信水平上仍然显著正相关，估计值为0.0637(对应t值为4.01)，表明在控制行业的影响因素后本文研究假设2的结论仍然具有稳健性。
(2)借鉴Quigley等用企业一定时期内资源配置比率方式的变化来表示战略变化的做法。[33]我们用总经理继任前后年份销售费用率(销售费用/主营业务收入)和管理费用率(管理费用/主营业务收入)等两个企业资源配置指标④的变化绝对值之和来度量战略变化幅度，然后重新进行了回归分析。在计算方法上先分别对销售费用率和管理费用率的变化值进行标准化，然后取两者的平均值。结果如表7所示，模型(1)中，总经理继任(succession)与战略变化幅度(ssc')在10％的置信水平上呈显著正相关关系，其估计值为0.0920(对应t值为2.30)，表明该代理变量下本文研究假设1的结论仍然具有稳健性。在模型(2)中，独立董事比例与总经理继任的交叉项(id×succession)与战略变化幅度(ssc')在10％的置信水平上仍呈显著负相关关系，估计值为-1.454(对应t值为-1.98)，总经理继任(succession)与战略变化幅度(ssc')在10％的置信水平上仍然显著正相关，估计值为0.113(对应t值为2.51)，表明本文研究假设2的结论也仍然具有稳健性。
(3)剔除独立董事比例低于1/3的研究样本。如前文所述，中国证监会曾明确规定上市公司董事会中独立董事比例不得低于1/3。因此，上市公司治理实践中出现董事会中独立董事比例低于1/3的情形，既不合规也严重影响了独立董事有效性的充分发挥。为了控制该影响因素，我们剔除了研究样本中独立董事比例低于1/3的样本52个，得到1277个样本重新对本文的研究假设2进行验证。由稳健性检验结果可知，独立董事比例与总经理继任的交叉项(id×succession)与战略变化幅度(ssc)在10％的置信水平上仍呈显著负相关关系，估计值为-0.5202(对应t值为-1.90)；总经理继任(succession)与战略变化幅度(ssc)在5％的置信水平上仍然显著正相关，估计值为0.0519(对应t值为3.71)，这表明在剔除独立董事比例低于1/3的样本后本文的研究假设2仍具有稳健性。
四、独立董事有效性的进一步检验
战略变化幅度超出企业承受范围时，这种战略波动将给公司绩效带来负面影响，[34]Naranjo-Gil等的实证结果也证明了战略变化与公司绩效负相关的关系。[15]前文的结果已经表明，新继任总经理“新官上任三把火”的行为倾向推动了公司战略变化幅度的增加，而董事会独立性有效抑制了新任总经理对战略变化幅度的此种推动。那么，新任总经理的行为是否对公司绩效带来了负面影响?是否鉴于新任总经理对公司绩效的负面影响，独立董事才对总经理继任影响战略变化幅度产生了抑制作用，从而体现独立董事监督作用的有效性?
为了对上述问题进一步验证，我们选择发生总经理继任事件的样本，并设定模型(4)和模型(5)来进行回归分析。
净资产收益率(roe)是企业的利润总额与平均股东权益的比值，对公司绩效具有很好的代表性。[34，35]我们在两个模型中用公司滞后一期的roe来衡量公司绩效；模型(5)用公司是否主动设立独立董事来表示独立董事是否有效，如果独立董事比例超过1/3，则id取值为1，否则取值为0。其它变量的涵义与模型(1)、模型(2)中相一致。检验结果如表8所示。
模型(4)对应的检验结果显示，在发生总经理继任事件的样本公司中，战略变化幅度(ssc)与公司绩效(roe)在1％的置信水平上显著负相关，表明新任总经理带来的战略变化幅度增加对公司绩效产生了负面影响。模型(5)对应的结果显示，战略变化幅度(ssc)与公司绩效(roe)在1％的置信水平上显著负相关，而战略变化幅度与独立董事有效性的交叉项(ssc×id)与公司绩效(roe)在10％的置信水平上呈显著正相关关系，表明独立董事作用的有效发挥，抑制了新任总经理“新官上任三把火”行为对公司绩效的负面影响。
五、结论与启示
1.研究结论
本文以2007-2012年中国上市公司数据作为研究样本，检验了总经理继任事件对战略变化幅度的影响以及董事会独立性对总经理继任事件与战略变化幅度两者关系的调节作用。研究结果表明：①公司出现总经理继任事件为新继任总经理获得执行战略变化的权力提供了条件，新任总经理“新官上任三把火”的行为倾向会促使公司战略变化幅度的增加；②董事会独立性负向调节了总经理继任与战略变化幅度的关系，董事会独立性能够有效抑制新任总经理冒进带来的公司绩效降低行为，从而表明战略控制视角下独立董事的监督作用能够有效发挥。
本文的理论贡献在于：①丰富了总经理变更与战略变化关系的研究。以往总经理变更与战略变化关系的研究，大多是将总经理变更事件作为一种自然现象，从总经理变更有利于打破组织惯性进而推动战略变化执行的视角进行探讨。本文的研究跳出了这个研究范式，以总经理变更事件为新继任总经理获得执行战略变化的权力为基础，进一步研究继任总经理战略变化执行过程中的机会主义行为。本文的研究为继任总经理战略变化幅度执行中的“新官上任三把火”行为倾向做了诠释；②扩展了独立董事监督作用有效性的研究。目前国内外学者对独立董事作用发挥是否具有有效性的探讨仍然存在争论。以往大多数研究是从独立董事运用财务控制手段履行监督职能的视角，通过研究独立董事与公司财务绩效的关系来探讨独立董事的有效性。本文则为以往研究搭建了一座桥梁，在“独立董事监督作用发挥具有绩效后果的逻辑前身是独立董事有能力影响公司的战略决策，即通过监督职能对公司的战略进行控制”的论断基础上，从独立董事运用战略控制手段履行监督职能的视角，通过分析独立董事监督新任总经理战略变化执行过程中因冒进而损害公司绩效的行为，来探讨独立董事监督作用的有效性。因此，本文的研究扩宽了独立董事监督作用有效性的研究。
2.研究启示
(1)虽然总经理变更能够诱发企业的战略变化行为，但总经理继任事件传递着企业战略变化执行的一种风险信号。总经理变更事件在打破组织惯性的同时，也带来了企业管理权力的转移。新任总经理接过了前任总经理手中的管理权力，意味着他可以根据自己的意志使用手中的权力来重新配置企业资源，包括通过投资、并购等行为来掌舵企业的战略变化幅度。此时总经理的非理智倾向会给企业经营、存续与发展带来巨大的风险。因此，新任总经理的继任环节要求公司治理内部机制与外部机制的科学与完善：一方面，企业要发挥董事会内部治理机制的作用，通过对总经理继任人选知识背景、工作经验、领导风格等方面的全方位考察科学选聘继任总经理；另一方面，政府要发挥经理人市场这一外部治理机制的作用，通过完善经理人市场，保证经理人个人信息的公正透明，积极培养高素质的经理人队伍。
(2)新任总经理获得战略变化的执行权力，对董事会监督作用的效力形成挑战。公司治理的核心在于“相互制衡，科学决策”。[36]董事会与总经理之间的权力博弈也是此消彼长。总经理在执行战略变化行为时对战略变化幅度的掌控具有冒险主义倾向，造成的损害公司经营绩效的行为将对独立董事的高度谨慎性及其声誉造成威胁，所以独立董事会通过董事会上的建设性立场来抑制总经理的冒险主义行为倾向。因此，在新任总经理的战略执行环节加强董事会监督作用的有效性就显得尤为重要。我们发现，中国上市公司的独立董事比例在逐年增加，研究样本区间内的大多数样本公司董事会中独立董事比例已超过1/3。但仍然存在部分上市公司董事会中独立董事比例严重低于1/3的现象。如梁琪等超所述，在一人一票、少数服从多数的决策规则中，如果人数处于劣势，则独立董事并不能对董事会的决策产生重要影响。[37]因此，独立董事监督作用的有效发挥还需要上市公司严格遵守中国证监会的制度规定，根据公司的特征提高独立董事比例。另外，独立董事监督作用的有效发挥还需要上市公司严格独立董事人选的选拔任用程序，完善独立董事的激励约束机制，不仅在数量上确保独立董事发挥有效性，而且在质量上保证独立董事真正发挥作用。
注释：
①例如，Rosenstein和Wyatt、王跃堂等认为董事会独立性与公司绩效呈正相关关系；Bhagat和Black发现董事会独立性与公司绩效存在负相关关系；李汉军，张俊喜认为董事会独立性与公司绩效呈“U”型动态曲线关系；Hermalin和Weisbach，Bhagat和Black则发现董事会独立性对公司绩效没有促进作用。
②CCER数据库中字段名“董事会规模”表示“董事会理事成员的人数”，但我们核对上市公司年报发现，CCER数据库中“董事会规模”实际为董事会总人数减去独立董事总人数的数值，因此，我们对董事会规模进行了相应调整。另外，我们核对上市公司年报验证该数据库中董事会规模或独立董事人数为0的信息是否准确，并进行了相应调整。例如，CCER数据库披露2007年股票代码为“00046”的上市公司董事会规模、独立董事人数均为0，我们通过上市公司年报查找发现，该公司实际董事会规模为九人，独立董事有三人。
③2001年8月，中国证监会发布文件《关于在上市公司建立独立董事制度的指导意见》，在意见中作出明确规定如下：在2002年6月30日之前上市公司董事会成员中必须至少包括两名独立董事；在2003年6月30日前，上市公司董事会中独立董事的比例不得低于1/3。
④Quigley和Hambrick在度量战略变化时选取了三个资源配置指标：广告强度(广告费用比)，研发强度(研发费用比)以及销售、一般、管理强度(销售、一般、管理费用比)。而我国2010年企业会计准则规定，“广告费用计入销售费用；对于企业内部的研究开发项目(包括企业取得的已作为无形资产确认的正在进行中的研究开发项目)，研究阶段的支出，应当于发生当期归集后计入损益(管理费用)；开发阶段的支出在符合特定条件时则可以确认为无形资产，即资本化。”因此，我们在度量战略变化幅度时，选取了销售费用率和管理费用率等两个企业资源配置指标。
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