1. 引言
在当前市场竞争日益激烈的背景下，企业同时面临着疫情结束后的经济衰退与形势不稳定，此时，企业高管的稳定性和持续性对于企业战略方针的制定和实现组织长期发展都至关重要。因此，高管离职无疑会给企业带来一系列难以回避的挑战。从短期视角审视，高管离职将直接导致关键资源流失，引发内部员工信心大幅下降。更为棘手的是短期难以寻觅到合适的替代者，这进一步加剧了企业运营的困难。而从长期视角来看，高管更替将不可避免地导致企业战略方向的调整，同时，高层团队的不稳定还会带来市场竞争力下降等问题。尽管如此，在全球范围内高管更替现象仍普遍存在，不仅有诸如阿斯利康、英特尔等大型企业的高管接连出走，就连我国央国企上市公司的一把手也频繁更换。
鉴于高管的稳定性对于企业的极端重要性，以及高管离职现象的频发性，深入研究高管离职的原因对于企业来说显得尤为关键。这有助于企业制定有效的人力资源策略、优化高管激励机制，来提升高管的组织承诺和工作满意度。构建一个更加稳定和高效的高管团队，确保企业在不断变化的市场环境中保持稳健的发展。
以往的研究表明，高管薪酬差距、行业发展环境、企业经营业绩等等都会引发高管离职，但研究结果却存在一定的差异。本研究基于元分析方法整合现有文献得到的研究成果，识别和评估影响高管离职意愿的关键因素，期望能够为理解高管离职的复杂性提供一个更为系统和全面的理论框架，有助于未来研究的深入和拓展，并为企业管理实践提供有价值的参考。
2. 理论分析与研究假设
本文通过对现有相关文献中高管主动离职意愿影响因素的综合分析，构建了一个从个人到组织的高管离职三维理论框架，由高管个人特质因素、企业内部激励因素以及企业战略行为因素组成，如图1所示。本文将基于此理论框架对现有相关文献进行元分析。
Figure 1. Theoretical framework for meta-analysis of executive turnover intention
图1. 高管离职意愿元分析理论框架
2.1. 高管个人特质因素对高管离职意愿的影响
高层梯队理论突出了决策者个体人口统计特征的重要性，指出高管作为企业决策的核心主体，他们年龄、任期等因素会影响其决策行为，进而对组织的运作产生深远影响。
高管的年龄差异是企业高管团队异质性的一种体现，具体指企业内部高管团队成员之间在年龄方面的差异性程度。这样的年龄差异往往会导致团队成员离职意愿的提升。根据吸引–选择–损耗理论，高管更倾向于与拥有相似特质的成员进行交流与合作，年龄差异会引发价值观和工作风格上的分歧，较大的差异性可能妨碍个体融入团队，导致工作满意度的下降[1]，长期以往，这种不匹配可能会导致离职意愿的提高。Wagner等[2]基于财富500强的企业高管团队的研究证实了高管团队中的年龄差异显著增加了高管的离职意愿。Kaczmarek [3]等人的研究也指出，高管团队的异质性可能会影响成员的协作与稳定性，进而增加离职倾向。
而高管任职时间是指高管在某一企业或组织中担任其当前职位的持续时间。Hambrick等[4]提出的CEO任期的生命周期理论表明，随着高管任期的延长，高管会逐渐进入“衰退和离职阶段”。在这一阶段，高管的创造力和精力达到最低点，工作倦怠感显著增强，工作动力大打折扣，创新能力难以适应企业发展的需求，对企业的贡献和个人成就感也逐步减少。这种高管与企业需求的不匹配加剧了其离职意愿。Bertrand等人[5]的研究进一步证明，长期任职的高管可能形成僵化的管理风格，若无法跟上公司发展的步伐，其主动离职的意愿将显著增加。
基于以上分析，本研究提出假设：
H1：高管与团队中其他成员的年龄差异越大，高管的离职意愿就越高。
H2：高管任职时间与高管离职意愿之间存在显著的正相关关系。
2.2. 企业内部激励因素对高管离职意愿的影响
企业内部激励因素主要包括薪酬差距与股权激励。双因素理论指出企业内部影响员工工作动机和工作满意度的因素分为保健因素与激励因素，薪酬差距则属于保健因素，该因素的不合理性将会导致员工对工作的不满：而股权激励则属于激励因素，该因素极大地影响着员工的工作热情以及对工作的满意度。
根据以往文献，高管薪酬差距通常被进一步细化为两大维度：外部薪酬差距与内部薪酬差距。具体而言，外部薪酬差距是指，在相同的行业范畴内，本企业高管与行业内其他企业高管在薪酬水平上所展现出的差异性。而内部薪酬差异，则是聚焦于同一企业内部，高管之间在薪酬上所呈现的相对差距。Siegel和Hambrick [6]进一步将内部薪酬差距划分为两种类型：同一管理层级中高管之间存在的横向薪酬差异，即水平薪酬差距；不同管理层级间高管薪酬的纵向差异，即垂直薪酬差距。此外，从整体高管团队的视角来看，薪酬差距还包括高管团队薪酬差距，即高管个人薪酬与团队薪酬均值之间的差距。
外部薪酬差距往往是高管判断自身市场竞争力以及职业发展机会的标准。Kale等[7]研究证实了外部薪酬不平等感知与高管主动离职率增加之间的正相关性。薪酬水平在一定程度上反映了个人的工作能力、地位以及尊严[8]。根据社会比较理论，高管在与其他行业高管的薪酬进行比较时，若察觉到自己的薪酬水平较高，则会认为自己的能力被认可，因此获得更高的满足感，从而降低离职行为发生的可能性[9]；如果高管察觉自身薪酬相比于同行业其他企业高管的薪酬水平较低，高管则会这样的负差距产生不满意感，甚至可能会形成自我利益被侵蚀的负面认知[10]，进而显著提高了他们采取离职行动的几率，对组织内部的和谐与稳定性构成威胁[11]。
过去的实证研究对于垂直薪酬差异与高管离职意愿之间的关系提供了相对立的视角。一方面，梅春等[12]发现垂直薪酬差距的扩大与高管离职风险的增加相关联；另一方面，陈胜军等[13]指出垂直薪酬差距可能降低高管的离职概率。本研究倾向于支持较大的垂直薪酬差距会增加高管离职意愿的观点。Byun [14]的研究也证实了这一点，即CEO与其他高管之间的薪酬差距越大，非CEO高管的离职率越高。具体而言，根据社会比较理论，过大的垂直薪酬差异可能会引发高管的公平感缺失，使其感到自己的薪酬未能反映自身贡献，从而削弱他们的工作满意度、组织认同感和忠诚度，增加离职的可能性[15]。
同时，较大的水平薪酬差距也会提升高管的离职意愿。Kale等[7]和Ridge等[16]的研究一致表明，水平薪酬差异的扩大增加了高管离职的可能性。即当高管察觉到与同等级其他高管之间的薪酬差距超出了合理范围时，这种感知上的差异可能会激发他们的不满情绪，降低工作投入与积极性，从而影响企业的绩效。这种薪酬不平等感、剥削感通常发生在收入相对较低的高管中[17]，而这种情绪的积累可能破坏团队的凝聚力，并推动高管寻求新的机会，从而提高了离职率[12]。
高管团队中薪酬的不平等也会促使高管的离职意愿提升。Ensley等[18]的研究发现，高管团队中的薪酬不平等可能导致团队冲突增多和凝聚力下降，对企业的整体绩效造成损害。根据锦标赛理论，一个具有较大薪酬差距的团队薪酬体系虽然可以鼓励高管通过竞争来提升自己的薪酬和地位，但这种高风险的激励策略可能会削弱团队合作精神[19]，导致那些竞争失败的高管选择离开，也可能导致那些认为在当前组织中发展遇到瓶颈的高管寻求外部机会，进而提升了组织的高管离职率[20]。并且根据行为理论，高管团队的收入不均会影响团队成员对于薪酬公平的感知，长期以往，可能会演变为个人主义行为，破坏团队的有效合作和凝聚力，导致成员的工作满意度降低[21]，增加离开团队的可能性[22]。
股权激励是指企业为了激励和留住高管，通过有条件地给予企业高管部分股东权益，使其与企业结成利益共同体，实现企业的长期目标的一种长期激励机制。股权激励的实施可以有效降低高管的离职意愿。作为一种增强高管报酬与公司价值相关性的手段，股权激励协调了高管与股东之间的利益冲突，从而减少高管的机会主义行为，并激励高管努力工作，为公司的成功做出更大的贡献。Balsman和Miharjo [23]研究了股权薪酬的高管留住效应，发现股权薪酬相比于现金薪酬，更能够留住高管。宗文龙等[24]基于我国上市公司的数据得出在控制了企业绩效等相关因素后，股权激励的实施确实降低了高管的离职率。根据委托代理理论，由于企业高管与股东之间存在信息不对称和利益冲突，因此合理的股权激励机制能够使高管的利益与企业绩效挂钩，从而提高高管的工作积极性，使企业获得更好的经营业绩，降低高管的离职率。
综合上述分析，本文提出以下假设：
H3：企业高管薪酬相对于行业高管薪酬越高，高管离职的意愿就越低。
H4：企业内垂直薪酬差距越大，高管离职的意愿就越高。
H5：企业内水平薪酬差距越大，高管的离职的意愿就越高。
H6：企业内部高管团队薪酬差距越大，高管离职的意愿也就越高。
H7：股权激励程度对高管离职的意愿具有显著的负向影响。
2.3. 企业战略行为因素对高管离职意愿的影响
心理契约理论强调员工与企业双方对相互责任和期望的感知。即高管与企业之间存在一种心理契约，当企业的战略行为(包括企业整体绩效与企业社会责任的履行)违背了高管的心理预期时，他们可能会感到失望和不满情绪，进而增加离职意愿。
企业绩效是指企业在一定时期内实现的经营成果和运营效率，它是衡量企业整体表现的关键指标。企业绩效的持续低迷往往会增加高管的离职倾向，反之，企业绩效的不断提升则有助于降低高管的离职意愿。根据绩效反馈理论，高管对企业未来发展的预期在很大程度上决定了其心态和行为模式。Van Scotter [25]研究指出负面的绩效反馈可能会加剧高管的工作压力，削弱其积极性，同时降低组织的凝聚力，最终引发高管的离职行为。在企业历史业绩优秀的背景下，高管们往往能获得股东的认可和基于绩效的奖励，这将显著降低其离职意愿。相反，当企业历史业绩不佳时，高管可能面临质疑，股东可能对其管理能力失去信心，导致双方关系紧张。在这种情况下，如果高管对公司未来业绩的预期较为悲观，他们可能会考虑主动离职[26]。
企业社会责任是指企业在追求经济利益的同时，主动为其运营行为对社会及环境所产生的影响承担责任的一种管理实践。社会认同理论认为企业社会责任的履行会增强高管对企业的认同感，进而降低其离职意愿。Barnett和Salomon [27]等人揭示，如果员工对公司在社会责任方面的积极表现持有良好感知，这将增强其对企业的忠诚度，为企业在人才保留上带来优势。Brammer等[28]人的研究表明，企业的社会责任实践能够增强高管的组织承诺，进而降低离职意愿。此外，Orij等[29]学者也通过证明了，企业社会责任履行与高管更替之间呈负相关的关系。因此，当企业积极履行社会责任时，高管可能会将自己视为具备社会责任的企业经营人，这不仅是个人成就感的来源，也激发了他们的工作动力，从而为企业创造更好的绩效，并增强他们对企业的忠诚度，降低其离职意愿。
综合上述分析，本文提出以下假设：
H8：公司整体绩效与高管的离职意愿呈负相关关系。
H9：企业履行社会责任的积极性与高管的离职意愿呈负相关关系。
3. 研究方法
3.1. 文献检索与筛选
本研究广泛搜集了中英文数据库中关于高管离职意愿的影响因素的实证研究文献。其中，中文数据库包括知网、万方、维普数据库等。在对中文文献进行检索时，我们使用“高管”、“CEO”、“高层管理者”、“高层管理人员”与“离职”、“离职行为”、“离职意向”、“离职意愿”、“离职倾向”、“主动离职”进行组合作为检索词。外文数据库包括Web of Science、Wiley、Elsevier、Google Scholar、Proquest、Science Direct等。对英文文献检索时，以“Top Management”、“Senior Executives”、“Management”、“CEO”与“Turnover”、“Turnover Intention”、“Turnover Behaviour”、“Resignation”进行组合作为检索词。经过初步检索获得2276篇英文文献以及1378篇中文文献，中英文文献总计3645篇。
本文通过以下标准对初步检索到的文献进行筛选：1) 文献必须是实证研究，不包含文献综述、理论、访谈类等定性分析研究；2) 删除没有报告样本量与相关系数或是能够转换成相关系数的β值、t值、F值、X2等的文献；3) 文献必须关注高管离职意愿的影响因素；4) 文献必须是不包含相同样本的独立研究；5) 每个独立样本对应一个效应值，对于包含多个独立样本的同一篇文献，对各独立样本分别编码。
经过严格的筛选，最终获得了满足以上元分析标准的58篇相关文献，包括英文期刊文献29篇，中文核心期刊文献29篇。58篇文献合计产生了97个效应值、共计103,0916个样本。
3.2. 统计分析
本研究遵循Hedges和Vevea [30]所提出的元分析一般步骤并借助CMA V3 (Comprehensive Meta Analysis V3)软件对数据进行分析和检验。在元分析中采用Pearson相关系数作为效应值，当文献未报告相关系数时，则采集文献中的β值、t值、p值等通过计算得到相关系数。这些相关系数随后根据Fischer Z转换公式进行了基于样本大小的加权计算。
4. 整体元分析结果
4.1. 样本编码结果
通过样本编码最终得到发表时间在2006到2024年之间的58篇期刊论文，58项研究共报告了97个自变量与高管离职率的相关系数。研究的被试对象包括中国上市公司的高管、私企的高管、外国企业高管等。本文进一步地筛选了在选定文献中出现次数不少于三次的自变量，并围绕这些变量及其对应的文献，开展元分析工作。其中，研究频次大于等于3次的有9个。企业绩效的应用频次为14，水平薪酬差距的研究频次为7，垂直薪酬差距、外部薪酬差距和股权激励的研究频次为6，对高管离职意愿的解释力较强。
4.2. 发表偏倚检验结果
发表偏倚(publication bias)指的是在学术出版领域，那些显示出统计学显著性的研究结果往往更受青睐，因而更有可能被发表。本研究使用Classic Fail-safe N效应值和Egger检验法来检验相关文献是否具有发表偏倚，检验结果如表1所示。
Table 1. Results of publication bias test
表1. 出版偏倚检验结果
自变量 |
k |
Egger检验 |
Classic Fail-safe N |
Intercept |
95% CI |
t |
p |
企业绩效 |
14 |
−2.627 |
[−12.581, 7.328] |
0.575 |
0.576 |
3331 |
水平薪酬差距 |
7 |
−10.288 |
[−31.680, 11.104] |
1.236 |
0.271 |
3759 |
垂直薪酬差距 |
6 |
−4.126 |
[−19.574, 11.321] |
0.742 |
0.499 |
2452 |
外部薪酬差距 |
6 |
−7.185 |
[−22.869, 8.499] |
1.272 |
0.272 |
62 |
股权激励 |
6 |
1.559 |
[−13.964, 17.082] |
0.279 |
0.794 |
435 |
高管团队薪酬差距 |
4 |
−9.455 |
[−57.751, 38.841] |
0.842 |
0.488 |
1413 |
高管任职时间 |
4 |
2.528 |
[−12.272, 17.329] |
0.735 |
0.539 |
198 |
高管年龄差异 |
4 |
−6.022 |
[−48.647, 36.602] |
0.608 |
0.605 |
411 |
企业社会责任 |
3 |
0.481 |
[−32.928, 33.890] |
0.183 |
0.848 |
71 |
Classic Fail-safe N表示的是需要多少个阴性的研究结果才能使当前的Meta分析结果变得不再显著，从而表明发表偏倚的存在。失安全系数越大，表明发表偏倚越小，Meta分析的结果越稳定。当Classic Fail-safe N大于5k + 10时，表明不存在发表偏倚。由表1可知，所有影响因素的失安全系数都大于推荐值。并且根据Egger检验，所有考虑的影响因素对应的p值均大于0.05，这表明在本研究的元分析过程中，并未观察到发表偏倚。因此，可以合理推断本研究具有较小的发表偏倚风险，元分析结果具备有效性。
4.3. 异质性检验结果
异质性检验是用于检验不同研究结论的效应值是否异质，评价不同研究效应值差异的程度的一种检验方法。本研究采用Q统计量及I2统计量来评估异质性水平。异质性检验结果见表2。
Table 2. Heterogeneity test results
表2. 异质性检验结果
自变量 |
k |
N |
Q |
df(Q) |
P-value |
I2 |
Tau1 |
Tau2 |
企业绩效 |
14 |
188,934 |
1693.327 |
13 |
0.000 |
99.232 |
0.121 |
0.015 |
水平薪酬差距 |
7 |
140,761 |
1084.717 |
6 |
0.000 |
99.447 |
0.115 |
0.013 |
垂直薪酬差距 |
6 |
152,939 |
304.113 |
5 |
0.000 |
98.356 |
0.062 |
0.004 |
外部薪酬差距 |
6 |
44,182 |
73.017 |
5 |
0.000 |
93.152 |
0.044 |
0.002 |
股权激励 |
6 |
34,967 |
249.956 |
5 |
0.000 |
98.000 |
0.102 |
0.010 |
高管团队薪酬差距 |
4 |
38,212 |
36.461 |
3 |
0.000 |
91.772 |
0.035 |
0.001 |
高管任职时间 |
4 |
12,585 |
37.866 |
3 |
0.000 |
92.077 |
0.074 |
0.005 |
高管年龄差异 |
4 |
16,586 |
131.657 |
3 |
0.000 |
97.721 |
0.072 |
0.005 |
企业社会责任 |
3 |
16,586 |
5.815 |
2 |
0.055 |
65.606 |
0.024 |
0.001 |
表2结果显示，除了企业社会责任，其余8个被考察的影响因素均在Q检验中达到了显著性水平(P < 0.01)，同时这些因素的I2值均超过75%。因此，这些变量的效应值具有显著的高异质性。而企业社会责任的Q值在0.1水平上是统计显著的，且50% < I2 < 75%。则企业社会责任的效应值具有显著的中异质性。这表明除了样本本身具有的随机误差，9个纳入分析的变量的效应值所呈现的异质性也来自不同研究之间的特征。因此选择使用随机效应模型来估计元分析结果。并且，将进行亚组分析进一步挖掘这些研究变量之间异质性的来源。
4.4. 整体效应检验结果
为了保障后续调节效应分析的分组研究具有足够的文献支持，确保亚组元分析的可行性，本文筛选了出现频次至少为3次的9个影响因素，并在此基础上采用随机效应模型进行估计，整体效应检验结果见表3。
根据表3结果显示，水平薪酬差距、垂直薪酬差距、高管团队薪酬差距、高管任职时间、高管年龄差异与高管离职意愿之间的正相关关系在0.01水平上是统计显著的。而企业社会责任与高管离职意愿之间的负相关关系在0.01水平上是统计显著的。此外，企业绩效、外部薪酬差距、股权激励与高管离职意愿之间的负相关关系在0.05水平上是统计显著的。本文采用J. Cohen提出的标准来判断影响因素与因变量之间的相关程度，当r值大于等于0.10时则认为具有低相关性、r值大于等于0.25时则为一般相关、r值大于等于0.50时则认为具有高度相关性[31]。因此水平薪酬差距、垂直薪酬差距、高管团队薪酬差距、高管任职时间、高管年龄差异与高管离职意愿是低度的正相关，而股权激励与高管离职意愿呈低度的负相关，企业绩效、外部薪酬差距、企业社会责任与高管离职意愿是低度以下的负相关。随后，对所得效应量进行敏感性分析，移除任意一个研究后，效应量r值的波动较小，表明结果有较高稳定性。综上所述，研究假设H1、H2、H3、H4、H5、H6、H7、H8、H9得到了支持。
Table 3. Overall effect test
表3. 整体效应检验
自变量 |
k |
N |
Point
estimate |
95% CL |
z-value |
p-value |
95% LL |
95% UL |
企业绩效 |
14 |
188,934 |
−0.083 |
−0.147 |
−0.018 |
−2.513 |
0.012 |
水平薪酬差距 |
7 |
140,761 |
0.136 |
0.049 |
0.221 |
3.063 |
0.002 |
垂直薪酬差距 |
6 |
152,939 |
0.113 |
0.060 |
0.165 |
4.194 |
0.000 |
外部薪酬差距 |
6 |
44,182 |
−0.038 |
−0.075 |
−0.001 |
−2.010 |
0.044 |
股权激励 |
6 |
34,967 |
−0.101 |
−0.186 |
−0.015 |
−2.290 |
0.022 |
高管团队薪酬差距 |
4 |
38,212 |
0.187 |
0.152 |
0.221 |
10.373 |
0.000 |
高管任职时间 |
4 |
12,585 |
0.176 |
0.094 |
0.255 |
4.175 |
0.000 |
高管年龄差异 |
4 |
40,242 |
0.101 |
0.029 |
0.171 |
2.759 |
0.006 |
企业社会责任 |
3 |
16,586 |
−0.085 |
−0.120 |
−0.049 |
−4.677 |
0.000 |
4.5. 进一步讨论
为了进一步探究变量异质性的来源，本文通过亚组分析进一步将企业绩效的样本分为国内样本与国外样本，以研究文化差异下企业绩效与高管离职意愿之间的关系。具体检验结果见表4。
Table 4. Subgroup analysis
表4. 亚组分析
离职类型 |
K |
N |
Point
estimate |
95%的置信区间 |
z-value |
p-value |
QB |
p-value |
95% LL |
95% UL |
国外样本 |
11 |
269,672 |
−0.056 |
−0.084 |
−0.028 |
−3.939 |
0.000 |
5.489 |
0.019 |
国内样本 |
3 |
52,800 |
−0.180 |
−0.276 |
−0.080 |
−3.522 |
0.000 |
总计 |
14 |
322,472 |
−0.065 |
−0.092 |
−0.038 |
−4.736 |
0.000 |
根据表4所显示的结果，关于企业绩效与高管离职意愿之间关系的研究大部分都是基于国外的数据样本。跨不同文化类型的分析显示，企业绩效的Q组间统计值在0.05的显著性水平上具有统计学意义，这揭示了样本异质性的一个来源是文化类型的多样性。无论是国内样本还是国外样本，企业绩效与高管离职意愿始终呈负相关关系的点估计值在0.01水平上显著。且根据相关系数强度可以得到，与国外样本相比，在国内企业中企业绩效对高管离职意愿的负向作用更加明显。
5. 研究结论与研究局限
5.1. 研究结论
首先，传统的离职模型多聚焦于普通员工，而高管由于其特殊的角色和地位，其离职动因往往更为复杂。研究高管离职可以推动离职理论向更高层次、更复杂情境拓展。因此，本文对探讨了各影响因素与高管离职意愿之间的关系效应的现有文献进行了整合和评估。根据筛选的文献归纳出9个影响高管离职意愿的因素，构建了一个从个人到组织的高管离职三维理论框架，由高管个人特质因素、企业内部激励因素以及企业战略行为因素组成。该理论框架为理论发展提供了新的视角，也为后续的高管离职研究提供了新的范式和系统的研究指南。
其次，本研究采用元分析的方法，对不同研究的研究结果进行比较分析，提高了研究结论的解释力，并为管理实践提供了更为精确的指导。根据原分析的结果总结了以下的结论：
1) 对于高管个人特质因素，包括高管年龄差异、高管任职时间，与高管离职意愿之间皆呈显著的正相关关系。因此，对于年龄较大或者任职年限较长的高管，这类高管往往运营经验更加丰富且应对风险的能力也更为出色，企业应当合理制定相应的经验人才挽留措施，包括给予尊重与认可、完善福利体系、制定灵活的退休政策等，降低此类高管的离职率，维持高管任职的稳定性。
2) 对于企业内部激励因素，包括高管团队薪酬差距、水平薪酬差距、垂直薪酬差距、外部薪酬差距以及股权激励。其中，高管团队薪酬差距、水平薪酬差距、垂直薪酬差距与高管离职意愿之间呈显著的正相关关系，而外部薪酬差距、股权激励与高管离职意愿之间呈显著的负相关关系。因此，企业内部激励因素作为影响高管离职意愿的关键影响因素值得股东在规划高管薪酬时审慎决策。优化薪酬体系、提供有竞争力的薪酬并控制薪酬差距处于合理的范围内、给予高管一定的股权作为奖励，这不仅能够消除高管的不满，同时能够体现他们的价值、增强他们的归属感，从而降低离职率。
3) 对于企业战略性为因素，包括企业绩效、企业社会责任，与高管离职意愿之间皆呈显著的负相关关系。因此，当企业处于低绩效时期时，股东应该考察多方面因素来判断绩效不佳是否是由高管能力不足导致的，并谨慎采取解雇措施。若非高管个人因素造成，而是产生于行业大环境等外部因素，则应当考虑如何给予高管支持、缓解高管改善业绩的压力，从而降低高管的离职率。企业社会责任的履行也能够提升高管对于企业的忠诚度，提升高管的工作积极性且降低高管的离职意愿。
最后，本文通过亚组分析进一步探究变量异质性的来源，将企业绩效的样本分为国内样本与国外样本，以研究文化差异下企业绩效与高管离职意愿之间的关系。分析结果显示，在国内市场，企业绩效对高管离职意愿的负向影响更为显著。这很可能是因为，在中国集体主义和紧密文化的背景下，企业更加注重集体利益，并且许多企业中高管的薪酬、晋升往往与企业绩效紧密挂钩。因此，高管可能更加关注企业的绩效表现，并将其视为个人职业成功的重要标志。所以当企业绩效不佳时，高管可能会感到失望和沮丧，进而产生离职意愿。此外，集体主义赋予高管的职业道德与责任感也会促使他们选择在绩效低下时站出来承担责任。因此国内企业在面临绩效挑战时，股东及管理层应敏锐捕捉高管的情绪变化，适时采取安抚措施，以缓解其离职倾向，从而稳定企业运营态势。这同时对跨文化组织、跨国企业的人力资源管理具有重要的借鉴意义。
5.2. 研究局限与展望
本研究也存在一定不足，有待进一步完善：
第一，元分析的可靠性和稳定性要求我们进行全面的文献搜集。但由于语言的限制、可利用的工具以及研究能力的影响，本研究主要集中于中文和英文文献的分析，这可能会引致了选择性偏差。因此，未来的研究应增加其他语言文献的纳入，扩大文献搜集的范围，以提高元分析结果的准确性和可信度。
第二，对于自变量的选取，鉴于高管经验与高管离职意愿(k = 2)、高管团队学历差异与高管离职意愿(k = 2)的相关研究较少，且难以提供足够的调节变量信息，因此本研究未将这两个因素纳入元分析。此外，本研究主要聚焦于各类因素与高管离职意愿之间的关系效应。鉴于高管离职给企业带来巨大的冲击的普遍存在性，未来可以从高管离职的后果变量入手来展开元分析。
NOTES
*第一作者。
#通讯作者。