业绩波动、高管变更与成本粘性

于浩洋，王 满,2，黄 波

1 东北财经大学 会计学院，辽宁 大连 116025 2 中国内部控制研究中心，辽宁 大连 116025 3 江西财经大学 会计学院，南昌 330013

引言

高管是一家公司最核心的人力资源，根据高阶认知理论，公司高管通过营造文化氛围和制订公司战略等行为在公司内部扮演着极其重要的角色。不同的高管给公司带来不同的影响，因此高管变更也被视为公司发生的关键事件之一[1]。近年来，中国上市公司发生高管变更的频率呈现逐年上升的趋势，在此背景下研究高管变更给公司带来的经济后果显得十分必要。

利润是公司对高管进行考核时采用的核心指标，并且高管也格外关注利润的变化。尤其在发生高管变更时，继任者都希望能在自己的任期内获得更多的利润。为了提高利润水平，不仅可以从“开源”的角度扩大销售量，也可以从“节流”的角度提高成本管理水平。认识成本习性是进行更有效的成本管理的基础，与经典的线性成本习性假设不同，ANDERSON et al.[2]最早通过实证研究发现成本与业务量之间呈非线性关系，即成本随业务量上升而上升的幅度大于成本随业务量下降而下降的幅度，并将此现象称为成本粘性。这种现象反映了高管在做出资源调整决策时包含的主观倾向[2]。高管变更导致的高管主观倾向变化也对成本粘性造成影响。

本研究拟对高管变更影响成本粘性的效果进行探索性研究，并在此基础上比较不同业绩波动下的高管变更对成本粘性影响的差异。此外，本研究进一步将高管变更区分为正常原因和非正常原因的高管变更，并对不同原因的高管变更影响成本粘性的程度加以比较。

1 相关研究评述

1.1 高管变更

高管变更是公司中一项既特殊又常见的事项，WARNER et al.[3]和BONNIER et al.[4]发现资本市场对高管变更产生的反应并不一致。中国学者对不同类型的高管变更引起的股价反应进行研究，吴良海等[5]发现中国资本市场对上市公司高管变更做出反应，且国有企业高管变更和自愿的高管变更带来正的超常收益，非常规高管变更引起的超常收益大于常规的高管变更；刘美芬等[6]还发现继任者的政治背景同样引起资本市场的积极反应。在高管变更影响公司财务信息方面，STRONG et al.[7]认为在高管变更当年，上市公司存在向下进行盈余管理的动机，以此为以后期间留出利润增长空间；POURCIAU[8]进一步发现非正常的高管变更对盈余管理有显著影响。在中国资本市场中，也发现了高管变更影响盈余管理的现象[9]。此外，高管变更还加速资产减资行为[10]、降低信息披露质量[11]、促使上市公司进行财务报告重述[12]、降低会计信息可比性[13]。审计师也对高管变更时财务报告中的风险给予应有的关注[14]。高管变更还影响公司的投资行为，韩鹏[15]在高管变更的前、中、后3段期间内比较了流程研发和“大厨式”研发的投资行为，齐鲁光等[16]发现高管变更显著提高公司的投资现金流敏感性。

1.2 成本粘性

在资源调整决策中包含的高管主观倾向是引起成本粘性的根本原因，已有研究从不同角度探讨高管特征对成本粘性的影响。从代理成本角度看，CALLEJA et al.[17]认为英美公司的成本粘性之所以低于法德公司，主要是因为英美公司的公司治理水平较高；CHEN et al.[18]发现管理层建立“商业帝国”的动机显著加剧成本粘性，而公司治理水平的提高对此起抑制作用。中国学者利用自有现金流量[19]或并购次数和规模[20]测量代理成本，同样发现代理成本对成本粘性的加剧作用。从过度自信的角度看，KUANG et al.[21]认为高管的过度自信对成本粘性具有加剧作用。在此基础上，梁上坤[22]进一步发现债务约束可以缓解过度自信对成本粘性的加剧作用。不同的盈余管理动机也对成本粘性造成影响，DIERYNCE et al.[23]发现高管规避亏损或盈余下降的动机影响人工成本粘性；马永强等[24]认为高管的保盈动机减弱成本粘性；XUE et al.[25]则发现当高管没有向上的盈余管理动机时，成本粘性更大。从盈余管理的手段看，公司进行的真实盈余管理[26]和应计盈余管理[27]也都对成本粘性产生影响。

可以看出，一方面，高管变更显著影响公司的财务行为和资源配置行为，而资本市场也对此给予反应；另一方面，不同的高管特征也是影响成本粘性的关键因素。因此，本研究拟对高管变更如何影响成本粘性进行一定的探索。

2 理论分析和假设提出

2.1 高管变更对成本粘性的影响

BANKER et al.[28]将成本粘性的成因归纳为调整成本、管理者对未来的乐观预期和管理者机会主义动机。高管变更通过这3种成因对成本粘性产生影响。

从调整成本看，公司因业务量下降而调整资源时，不仅涉及到削减资源时发生的成本，更主要的是在以后想恢复资源时需要花费的谈判、交易和培训等成本。公司与一些资源提供者的联系主要依靠高管的私人关系，继任者为了维持公司的稳定，应该努力维护与资源供应者之间的联系，而不是将其切断。否则，公司在未来就需要花费更大的成本重塑这种联系。此外，如果继任者在上任伊始就大幅度的削减资源，会形成一种负面信号，削弱内部的凝聚力，这也是管理者必须要考虑的调整成本。由此可以看出，高管变更期间较高地调整成本加剧成本粘性。

从管理者对未来的乐观预期看，当公司发生高管变更时，继任者往往都希望在自己的任期内取得一定的成就，使公司的业绩在现有基础上更上一层楼，这种希望导致继任者对未来的业务量产生乐观的预期，乐观预期使继任者依据业务量的小幅上升而大幅度地吸收资源。相反地，也使继任者认为业务量的下降仅仅是偶然现象，更不情愿因此削减资源。这种由于对未来需求的乐观预期而导致的对资源调整的不对称性也加剧成本粘性。

从管理者机会主义动机看，对管理者进行考核的主要标准是公司的业绩表现，因此管理者有强烈的动机对盈利水平进行操控，继任者也在上任伊始出于对自身利益的考虑操控利润。盈余是由收入扣除成本得到的，对成本项目的调整同样可以影响公司盈余。已有研究发现对成本项目的调整可以对分析师预测[29]、盈余模型构建[30]、会计稳健性[31]以及盈余持续性和盈余反应系数[32]等产生显著影响。在高管变更期间，继任者对盈余水平有特殊的要求。林永坚等[9]的研究发现高管变更后，继任者出于稳固自身的职位或者是推卸责任的目的，有向下进行盈余管理的动机。向下的盈余管理既可以将高管变更当期的业绩低迷表现归罪于前任，也可以为后期的业绩上涨留下一定的空间。如此的自利动机延误继任者因为业务量下降而削减资源的行为，故而加剧了成本粘性。综合上述分析，本研究提出假设。

H1高管变更加剧成本粘性。

2.2 不同业绩波动下的高管变更对成本粘性的影响

业绩波动是对公司经营环境的一种描述，代表公司经营活动的不确定性[33]。不确定性较高时，公司将更为稳健地处理高管变更[34]，说明不确定性进一步扩大高管变更对公司造成的影响。BANKER et al.[35]的研究发现，需求波动程度的增大同样加剧成本粘性。

本研究在不同的业绩波动下对高管变更影响成本粘性的效果加以比较分析，认为公司较为剧烈的业绩波动代表其经营环境中充斥着更多的风险因素。为了对各类风险加以平衡，公司需要维持已经建立起来的各种资源供应关系，采用更为稳妥的方式渡过高管变更期。因此，当公司处于业绩剧烈波动的环境下，继任者面临业务量下降的情况更可能避免采用激进的资源削减行为，维持原有的资源规模则更大程度地加剧成本粘性。

风险也代表着更多的可能性，与业绩平稳的情况相比，在业绩波动较为剧烈的环境下，继任者更可能期待在未来达到更高的业绩水平，这种对业绩水平更高的期待会更加延误继任者针对当期的业务量下降做出资源削减的行为。因此，在业绩波动剧烈下的这种预期同样更大程度地加剧成本粘性。

此外，业绩波动为继任者提供了降低本期利润的额外借口。当业绩波动较为剧烈时，继任者除了可以将当期业绩的下降(甚至是大幅度下降)归因于前任外，还可以将其说成是客观环境的结果。因此，更为剧烈的业绩波动为继任者提供了额外的持有更多资源的自利性动机，这也同样引发更大程度地成本粘性。综合上述分析，本研究提出假设。

H2当业绩波动较大时，高管变更对成本粘性的加剧作用更大。

3 实证设计

3.1 样本选择和数据来源

本研究以2010年至2016年中国沪深两市的上市公司为样本，由于业绩波动等变量的计算要用到滞后期数据，所以本研究的数据采集期间为2007年至2016年。本研究对初始样本进行如下整理：①剔除数据采集期内ST和*ST的样本；②剔除金融行业的样本；③剔除数据缺失的样本；④剔除具有异常值的样本；⑤对所有连续变量在1%和99%的水平上进行winsorize处理。经过上述整理，本研究共得到10 209个公司-年样本，其中包括发生高管变更的样本，也包括未发生高管变更的样本，以对高管变更如何影响成本粘性加以比较分析。

本研究使用的财务数据和高管变更数据均来自于国泰安(CSMAR)系列研究数据库，对于高管变更原因缺失的样本通过手工查找上市公司董事会公告进行补充，宏观经济增长数据来自于国家统计局网站。本研究利用Excel 2007和Stata 12.0等软件进行数据整理和分析。

3.2 变量定义和模型设计

3.2.1 变量定义

ΔLnCosi,t为营业成本变动，借鉴ANDERSON et al.[2]对成本粘性的研究，以营业成本前后两期比值的对数表示；ΔLnRevi,t为营业收入变动，以营业收入前后两期比值的对数表示。此外，通过设置虚拟变量Di,t区分营业收入的变动方向。

本研究将高管界定为公司的董事长和总经理，并设置虚拟变量TOi,t表示高管是否发生变更。在多元回归分析中，董事长或总经理其中一人的职务变化就视为高管变更。在稳健性检验中，将董事长和总经理职务同时发生变化视为高管变更。借鉴ADAMS et al.[36]、李琳等[37]和张瑞君等[38]的方法，本研究同时从会计业绩(ROE)和市场业绩(Tob)两个角度出发，利用前3年业绩的标准差测量业绩波动，利用前3年的业绩数据可以缓解业绩波动的内生性问题。在稳健性检验中采用类似的方法从行业层面测量业绩波动，行业业绩由属于该行业的公司的业绩均值测量。

本研究选择的控制变量包括反映调整成本的资本密集度和劳动力密集度，反映管理层对未来预期的营业收入连续下降和宏观经济增长，反映公司治理因素和管理者代理成本的股权集中情况、独立董事比例和自由现金流量，反映样本总体特征的企业规模和资产负债率。本研究依据BANKER et al.[28]所做的比较分析，认为上述控制变量更主要地是影响成本粘性，故仅以交互项的形式出现于模型中。此外本研究还对年度和行业因素加以控制。表1给出变量的具体含义。

3.2.2 模型设计

借鉴ANDERSON et al.[2]的模型，本研究建立模型对提出的假设进行检验，即

ΔLnCosi,t=α0+α1ΔLnRevi,t+α2Di,t·ΔLnRevi,t+

α3TOi,t·Di,t·ΔLnRevi,t+βjCon·Di,t·

ΔLnRevi,t+Yea+Indu+εi,t

(1)

其中，i为公司，t为年份；α0为常数项，α1～α3为回归系数；βj为控制变量的回归系数，j=1,2,…,9；εi,t为残差项。α1反映在营业收入上升时营业成本变动与营业收入变动的关系；α2反映成本粘性，若α2<0，表明存在成本粘性；α3反映高管变更对成本粘性的影响；βj反映控制变量对成本粘性的影响。

对于H1，若总体样本的回归结果中α3<0，表明高管变更加剧了成本粘性。对于H2，依据业绩波动的当年行业均值将总体样本进行分组后，若α3在高

表1 变量定义Table 1 Definition of Variables

业绩波动组中的回归结果更小，表明在业绩波动程度更高的情况下，高管变更加剧成本粘性的程度更大。

4 实证结果和分析

4.1 描述性统计分析

表2描述性统计结果
Table 2Results for Descriptive Statistics

变量平均值标准差最小值中位数最大值ΔLnCosi,t0.2430.812-1.5940.1123.779ΔLnRevi,t0.2921.065-1.9140.1154.879Di,t0.3010.465001TOi,t0.2150.413001F_inti,t-1.1641.543-6.214-1.0442.496E_inti,t-4.5351.618-9.417-4.4970.094D_coui,t0.1170.326001GDPi,t7.8121.2286.7907.33010.690Top1i,t0.3431.5260.8490.3330.740Indei,t0.3710.0600.3120.3330.570FCFi,t0.0130.075-0.1990.0100.210Scai,t22.2451.28319.78322.08325.926Levi,t0.4530.2060.0510.4520.876

注：样本量为10 209。

表3 高管变更频率统计结果Table 3 Results for Frequency of Executive Turnover

4.2 相关性分析

表4给出主要变量间相关性统计结果。ΔLnCosi,t与ΔLnRevi,t的相关系数为0.856，同样体现了二者间的配比关系。F_inti,t和E_inti,t与ΔLnRevi,t显著负相关，说明资本密集型和劳动密集型的生产方式不利于营业收入的提高。GDPi,t与ΔLnRevi,t显著正相关，说明宏观经济的高速增长有利于微观企业扩大收入。FCFi,t

与ΔLnRevi,t显著正相关，说明营业收入的增加也为企业带来更大的自由现金流量。Scai,t和Levi,t与ΔLnRevi,t显著正相关，说明更大的企业规模和更高的债务融资水平均促进营业收入的增长。在控制变量中，最大的相关系数出现于F_inti,t与E_inti,t之间，为0.294，说明控制变量间的独立性较好。

4.3 多元回归分析

4.3.1 高管变更对成本粘性的影响

利用模型(1)式对总体样本进行多元回归以检验H1，结果见表5，第2列为系数的预期符号，第3列给出具体回归结果。在表5的第3列，Di,t·ΔLnRevi,t的系数为-0.151，且在1%水平上显著，证明中国上市公司中存在成本粘性的现象。TOi,t·Di,t·ΔLnRevi,t的系数为-0.130，且在1%水平上显著，说明公司发生的高管变更加剧了成本粘性。H1得到验证。

在控制变量的回归结果中，F_inti,t·Di,t·ΔLnRevi,t和E_inti,t·Di,t·ΔLnRevi,t的系数均显著为负，反映了更大的调整成本对成本粘性的加剧作用。D_coui,t·Di,t·ΔLnRevi,t的系数为正，反映了营业收入的连续下降削弱了管理层对未来的乐观预期，并缓解了成本粘性。GDPi,t·Di,t·ΔLnRevi,t的系数显著为负，说明当宏观经济增速较快时，管理层更容易对未来产生乐观预期，并加剧成本粘性。FCFi,t·Di,t·ΔLnRevi,t的系数显著为负，说明公司的自由现金流加剧成本粘性。大股东对公司既可能发挥治理效应，也可能体现出挖空效应。Top1i,t·Di,t·ΔLnRevi,t的系数显著为正，说明大股东持股比例的上升有助于缓解成本粘性，表现出治理效应。Indei,t·Di,t·ΔLnRevi,t的系数为正，说明提高独立董事的比例也可以在一定程度上缓解成本粘性。Scai,t·Di,t·ΔLnRevi,t的系数显著为正，说明规模较大的公司成本粘性更小。Levi,t·Di,t·ΔLnRevi,t的系数显著为负，说明财务杠杆同样加剧成本粘性。上述结果均与理论预期一致，可以看出本研究使用的模型和样本较为合理。

表4 相关性统计结果Table 4 Results for Correlation Statistics

注：***为在1%水平上显著，**为在5%水平上显著，*为在10%水平上显著，下同。

表5 高管变更与成本粘性的多元回归结果Table 5 Multiple Regression Results for Executive Turnover and Cost Stickiness

注：括号内数据为t值，下同。

4.3.2 不同业绩波动下高管变更对成本粘性影响的比较

以业绩波动的当年行业均值为标准，将10 209个总体样本按照会计业绩波动程度划分为高会计业绩波动组和低会计业绩波动组，高会计业绩波动组的样本数为3 332，低会计业绩波动组的样本数为6 877；同理，按照市场业绩波动程度划分为高市场业绩波动组和低市场业绩波动组，高市场业绩波动组的样本数为3 487，低市场业绩波动组的样本数为6 722。利用(1)式分别对各组样本进行多元回归，并比较TOi,t·Di,t·ΔLnRevi,t的组间系数差异，以检验H2。表6给出高会计业绩波动组和低会计业绩波动组以及高市场业绩波动组和低市场业绩波动组的回归结果。

表6 业绩波动、高管变更与成本粘性的多元回归结果Table 6 Multiple Regression Results for Performance Fluctuation, Executive Turnover and Cost Stickiness

由表6可知，第2列TOi,t·Di,t·ΔLnRevi,t的系数为-0.336，在1%水平上显著，而第3列该系数为-0.024，却不显著，组间系数比较表明二者之间存在显著的差异，说明在更大的会计业绩波动环境下，高管变更会更大程度地加剧成本粘性。高市场业绩波动组和低市场业绩波动组TOi,t·Di,t·ΔLnRevi,t的系数分别为-0.242和-0.090，均在1%水平上显著，但组间系数比较结果表明高市场业绩波动组的系数显著小于低市场业绩波动组的系数，说明在更大的市场业绩波动环境下，高管变更加剧成本粘性的作用同样更大。因此，H2得到验证。

5 进一步研究和稳健性检验

5.1 进一步研究

在进一步检验中，本研究将发生高管变更的样本划分为正常高管变更组和非正常高管变更组，比较不同原因的高管变更对成本粘性影响的差异。借鉴DEFOND et al.[39]和饶品贵等[34]的做法，根据董事会公告中披露的高管变更原因，将退休、换届、健康原因、完善治理结构和结束代理归类为正常原因变更，将工作变动、辞职、解聘、涉案调查和个人原因等归类为非正常原因变更。当一年内董事长和总经理变更原因不同时，以董事长的变更原因为准；当董事长或总经理一年内多次变更时，以第一次变更的原因为准。在2 089个发生高管变更的样本中，剔除缺少变更原因的48个样本后，得到629个正常原因高管变更样本和1 412个非正常原因高管变更样本。与已有研究类似，在正常原因中，换届占比最高；在非正常原因中，工作变动和辞职的占比较高。

DENIS et al.[40]认为非自愿性的离职传递出管理者经营能力较差的信号，市场对其反应也更为消极。当高管因辞职、解聘和涉案调查等原因离职，往往是因为公司业绩不佳，或者是其犯了严重的错误甚至是犯罪，而公司发生违规事件也促使高管离职[41]。这些高管离职后大多不会再留在公司内部，此时继任者有更强烈的动机将业绩不理想的原因归咎到前任身上，并为自己的任期留出更大的利润空间。而与非正常原因的高管变更不同，公司可以对因退休和换届等正常原因而发生的高管变更做出提前准备。这种准备既可能是在内部选择继任者并进行工作交接，也可能是在经理人市场中进行充分的人才选拨，选出更为适合公司发展目标的职业经理人。另外，因完善治理结构而发生高管变更，常常表现为由同一人兼任董事长和总经理的治理结构通过变更总经理而改进为两职分离的治理结构。这种情况下继任者更多地选择萧规曹随的政策，公司的表现也会趋于稳健。公司发生两职分离不完全是出于对代理问题的考虑，也有可能是战略继任[42]。李建标等[43]发现在董事长和总经理兼任的情况下而自愿发生的两职分离对公司业绩没有显著影响。综合上述分析，本研究认为公司因非正常原因发生的高管变更在更大程度上加剧成本粘性。

为了对上述问题进行检验，本研究建立模型，即

ΔLnCosi,t=γ0+γ1ΔLnRevi,t+γ2Di,t·ΔLnRevi,t+

δjCon·Di,t·ΔLnRevi,t+Yea+Indu+i,t

(2)

其中，γ0为常数项，γ1～γ3为回归系数，δj为控制变量的回归系数，i,t为残差项。γ1反映了在营业收入上升时，营业成本变动与营业收入变动之间的关系；γ2反映了成本粘性，若γ2<0则表明存在成本粘性；δj(j=1,2,…,9)反映了控制变量对成本粘性的影响。

利用(2)式分别对正常高管变更组和非正常高管变更组进行多元回归，通过比较两组中γ2的大小判断不同原因的高管变更对成本粘性影响的差异，具体的回归结果见表7。

表7 不同原因的高管变更对成本 粘性影响的多元回归结果Table 7 Multiple Regression Results for Executive Turnover with Different Reasons and Cost Stickiness

表7中正常原因高管变更组Di,t·ΔLnRevi,t的系数为-0.129，非正常原因高管变更组Di,t·ΔLnRevi,t的系数为-0.235，均在1%水平上显著，组间系数比较结果表明二者间存在显著差异，说明相对于正常原因的高管变更，非正常原因的高管变更在更大程度上加剧成本粘性。因此，当公司因辞职、解聘和涉案调查等非正常原因而变更高管时，利益相关者应该对其成本管理行为给予更大的关注，并基于此对继任者的行为做出更准确的评价。

5.2 稳健性检验

5.2.1 基于倾向得分匹配法(PSM)的稳健性检验

为了缓解高管变更与公司成本管理行为之间的内生性问题，在稳健性检验中本研究使用倾向得分匹配法(PSM)将发生高管变更的样本与当年同行业中未发生高管变更的样本进行一对一配对。借鉴刘鑫等[44]的做法，选择企业规模、资产负债率、成长性和业绩水平作为配对变量，对2 089个发生高管变更的样本进行配对后，共得到4 178个配对后的总体样本。配对后进行分组，高会计业绩波动组有1 487个样本，低会计业绩波动组有2 691个样本，高市场业绩波动组有1 331个样本，低市场业绩波动组有2 847个样本的结果。利用(1)式对H1和H2进行稳健性检验，表8给出配对后总样本以及按照会计业绩波动高低和市场业绩高低分组后的回归结果。

表8 基于倾向得分匹配法(PSM)的稳健性检验Table 8 Robust Test Results Based on Propensity Score Match(PSM)

表8中总样本的TOi,t·Di,t·ΔLnRevi,t的系数为-0.136，在1%水平上显著。高会计业绩波动组和高市场业绩波动组TOi,t·Di,t·ΔLnRevi,t系数小于第4列和第6列的系数，且组间系数存在显著差异。这些结果说明利用倾向得分匹配法(PSM)仍然证明H1和H2成立。

5.2.2 变换高管变更测量指标的稳健性检验

为了更明显地划分出高管是否发生变更，此处的稳健性检验剔除仅董事长和总经理其中之一发生变更的1 711个样本后，在剩余的8 498个样本中对董事长和总经理同时变更的取值为1，否则取值为0。在此样本下，高会计业绩波动组有2 727个样本，低会计业绩波动组有5 771个样本；高市场业绩波动组有2 908个样本，低市场业绩波动组有5 590个样本。再次利用(1)式对H1和H2进行检验，表9给出剔除仅董事长和总经理其中之一发生变更的样本后剩余的总样本以及按照会计业绩波动高低和市场业绩波动高低分组后的回归结果。

表9 变换高管变更测量指标的稳健性检验Table 9 Robust Test Results for Changing the Measurement of Executive Turnover

由表9可知，总样本TOi,t·Di,t·ΔLnRevi,t的系数为-0.309，在1%水平上显著，再次证明高管变更对成本粘性有加剧作用，H1再次得到验证。分别在高会计业绩波动组与低会计业绩波动组之间以及高市场业绩波动组与低市场业绩波动组之间比较TOi,t·Di,t·ΔLnRevi,t的系数，同样证明在业绩波动较高时，高管变更对成本粘性的加剧作用更大，H2再次得到验证。

5.2.3 变换业绩波动分组标准的稳健性检验

根据行业的业绩波动程度对样本进行分组，当某一行业的业绩波动程度高于当年总体样本的业绩波动平均程度时，将该行业样本归类为高业绩波动组，否则归类为低业绩波动组。据此将10 209个总体样本进行分组，得到高会计业绩波动组4 581个样本和低会计业绩波动组5 628个样本；同理，得到高市场业绩波动组4 256个样本和低市场业绩波动组5 953个样本。利用(1)式对各组样本进行回归以检验H2，表10给出按照行业的业绩波动程度分组的会计业绩波动高低组和市场业绩波动高低组的回归结果。表10中高会计业绩波动组和高市场业绩波动组的TOi,t·Di,t·ΔLnRevi,t系数显著小于低会计业绩波动组和低市场业绩波动组的系数。由此为H2提供了支持证据。

6 结论

依据高阶认知理论和成本粘性理论，本研究以2010年至2016年中国沪深两市的上市公司为样本，实证检验高管变更对成本粘性的作用效果，并比较这一效果在不同业绩波动下和不同高管变更原因下的差异。研究结果表明，高管变更这一日趋频繁发生的事件对公司的成本管理行为产生显著影响，因为高管变更改变了公司的资源调整能力、管理者的预期及其机会主义动机而加剧成本粘性。将业绩波动视为公司所处环境不确定性的代表，本研究还证明随着业绩波动程度的提高，高管变更对成本粘性的加剧作用也在加大。进一步比较不同原因下的高管变更对成本粘性影响效果的差异时发现，相对于正常的高管变更，工作变动、辞职、解聘、涉案调查和个人原因等非正常的高管变更给公司成本管理行为带来的冲击更大，即非正常的高管变更在更大程度上加剧成本粘性。

本研究具有两方面的政策启示：①高管作为公司最重要的人力资源，对上自公司文化和理念、下至员工行为等诸多方面都产生显著的影响，高管变更也是公司一项关键的人力资源决策。本研究结果表明，不同的业绩状况下的高管变更以及不同原因的高管变更产生具有显著差异的经济后果。因此，公司应该针对高管的继任和变更做出完善的人力资源计划，既要做到未雨绸缪，为公司健康可持续地发展不断培养和选拔人才，同时也要提高随机应变的能力，当发生高管突然离职现象时，能够迅速寻找到合格的人才接任，并保证公司的平稳过渡。

表10 变换分组标准的稳健性检验Table 10 Robust Test Results for Changing the Standard of Grouping

②无论是公司为了做出高管任免决策，还是资本市场中的投资者为了评估高管变更对公司业绩的影响，其对公司业绩的关注点更多地直接聚焦在净利润和股票价格上面。但本研究表明高管变更对于公司的成本管理行为也有着重要的影响，作为收入的扣减项，成本的变动最终影响公司的业绩表现和价值波动。因此，公司或投资者在评估高管变更的经济后果时，应当关注成本性态的变化。通过对成本性态的分析，可以帮助决策者更好地了解高管对未来的预期以及公司的发展潜力。

本研究也具有一定的局限性，如仅考虑高管变更对当期成本粘性的影响，没有关注后续期间的成本粘性表现。未来研究可以将高管变更对成本粘性影响的考察期间扩展至变更后1年，甚至可以对高管任期内的成本粘性表现做一个时间序列上的比较。此外，本研究仅在变更原因这一个维度上对高管变更进行深入分析，未来研究可以在前任去向和继任者来源等更多维度上对其进行更为详细的探索。