一、高級管理人員變更原因分析
（一）董事長變更原因分析
1.單因素分析
為了檢驗企業績效與董事長變更的相互關係，本書分別根據董事長變更前一年的原始營業利潤率（OROE－1）和經行業中位數調整後的營業利潤率（ADJ＿OROE－1）將1 420個樣本點劃分為5個相等的業績區間，其中區間1的業績最差，區間5的業績最好。列示了不同業績區間內董事長的變更頻率的比較結果。從中可以看出：
（1）總體看來，董事長的變更與企業績效密切相關。當以原始營業利潤率（調整後的營業利潤率）為劃分標準時，區間1內董事長的變更頻率為25.6%（24.4%），而在區間5內董事長的變更頻率則隻有 13.8%（15.3%），兩者相差 11.9%（9.12%），並在1%的水平上是顯著的。但是，除業績極端差時董事長的變更頻率顯著要高外，在區間2～5內的董事長的變更頻率並不存在顯著性差異，這說明解聘機製僅在業績極端差的情況下才會發揮作用，結果也形象地說明了上述結果。
（2）分別控股股東的性質來看，當第一大股東為政府、控股公司和國有企業（包括一般國有企業和行政事業單位）時，業績差異對董事長的變更頻率有顯著影響，但當第一大股東為私有企業時，盡管董事長變更頻率在業績最差和業績最好區間內也存在很大差異，但這種差異在統計上並不顯著。也形象地說明了上述結果。
（3）分別第一大股東的持股比例來看，當第一大股東持股比例低於50%時，業績差異對董事長變更頻率的影響並不顯著，但當第一大股東的持股比例超過50%時，董事長的變更頻率與企業績效則表現出顯著的負相關關係，企業業績越好，董事長變更頻率越低，反之亦然。對此進行了形象的描述。
（4）分別股權結構的類型來看，業績差異對“一股獨大”類公司的董事長變更頻率的影響要顯著小於對“股權製衡”類公司的影響。例如，當原始營業利潤率（調整後的營業利潤率）從區間5降低至區間1時，“一股獨大”類公司董事長的變更頻率從12.5%（14.2%）上升至23.2%（22.4%），提高了10.7（8.2）個百分點，但“股權製衡”類公司董事長的變更頻率則從19.2%（20.5%）上升至 39.5%（34.1%），提高了 20.3（13.6）個百分點。形象地顯示了股權結構類型對董事長變更頻率的影響。
（5）從董事會的特征來看，董事會的領導結構（DUAL）對企業績效與董事長變更的相互關係的影響最為顯著。當原始營業利潤率（調整後營業利潤率）位於區間1內時，同時兼任總經理（DUAL＝1）的董事長的變更頻率為8.8%（9.9%），而不兼任總經理（DUAL ＝ 0）的董事長的變更頻率則為 31.8%（30.1%）；當原始營業利潤率（調整後營業利潤率）從區間1上升至區間5時，同時兼任總經理的董事長的變更頻率下降至4.4%（7.4%），下降了4.4（2.5）個百分點（下降程度在統計上並不顯著），而不兼任總經理的董事長的變更頻率則下降至18.8%（19.0%），下降了12.9（11.1）個百分點（下降程度在1%或5%的水平上顯著）。另外，根據不同的業績指標對樣本進行分組時，董事會獨立性的三個指標（包括 DOSH、DNE和DNS）也都在一定程度上表現出對企業績效與董事長變更關係的顯著影響。例如，當以原始收益率作為業績區間劃分標準時，非受薪董事主導（DNS ＞60%）公司的董事長在業績最差的區間（區間1）內的變更頻率為30.3%，但由受薪董事主導（DNS＜60%）的公司的董事長的變更頻率則隻有22.1%，特別當企業績效從區間1上升至區間5時，非受薪董事主導的公司的董事長的變更頻率降低到了12.8%，下降了17.5個百分點，下降程度在1%的水平上是顯著的，而受薪董事主導的公司的董事長的變更頻率則僅下降了7.3個百分點，降低至14.8%，且下降程度在統計上並不顯著。但當以調整後的營業利潤率作為業績區間的劃分標準時，上述差異並不十分顯著。這說明，雖然是否對經營業績進行行業調整對總體結果沒有太大影響，但在具體考察公司治理變量對企業績效與董事長變更相互關係的影響時，不同的企業績效衡量基準有可能會得出不同的結論，因此本書在多變量分析中同時采用了調整前和調整後的營業利潤率作為企業績效的衡量指標，以檢驗研究結論對相關指標的敏感性。
2.多變量分析
為了控製其他變量的影響以及公司治理變量之間的相互作用，該部分采用以下LOGISTIC回歸模型對公司治理、企業績效與董事長變更的關係進行進一步地分析。
其中：CTVR為虛擬變量，當董事長發生變更時取值為1，否則為0；PER為董事長變更前一年的營業利潤率（或調整後營業利潤率）；VAR＿CORGI（I＝1，2…）為董事長變更前一年的各公司治理變量，包括 CLSHR＿G、CLSHR＿I、CLSHR＿P、MUT、SHR1、DOSH、BSHR、BSIZE、DNE、DNS、DCSH、DUAL等12個變量。其中，CLSHR＿G、CLSHR＿I、CLSHR＿P為三個虛擬變量，當大股東為政府、控股公司以及非國有企業時依次取值為1，否則為0；MUT為虛擬變量，當公司股權結構為“一股獨大”時取值為0，“股權製衡”時取值為1；SHR1為第一大股東的持股比例；DOSH為虛擬變量，當董事會中有非大股東的股東代表時取值為1，否則為0；BSHR為董事會成員的平均持股數量的常用對數值；BSIZE為董事會的人數；DNE（DNS）為虛擬變量，當董事會中非經理董事（非受薪董事）的比例大於60%時取值為1，否則為0；DCSH（DUAL）為虛擬變量，當董事長同時擔任大股東法人代表（上市公司總經理）時取值為1，否則為0.
VAR＿CONTK（K＝1，2…）為控製變量。西方關於經理人員變更的眾多研究已經表明，經理人員的任職年限、持股比例、公司規模以及行業競爭程度等都對經理人員的變更具有重要影響（ALLGOOD和FARRELL，2000；DENIS、DENIS和SARIN，1997；DEFOND和PARK，1999；PARRINO，1996等）。為此，本書用 CSH、TENUE、SIZE、REG等4個變量對上述因素進行了控製。其中，CSH為董事長的持股數量的常用對數值；TENUE表示董事長截至變更當年的已任職年限；SIZE為董事長變更前一年末公司總資產的常用對數值；REG為虛擬變量，當公司行業類型為電力、煤氣以及水的生產和供應業時取值為1，否則為0.另外，由於許多公司並沒有公告董事長或總經理的離職原因，我們無法區分正常退休或非正常離職，因此本書將AGE和TIR也放入回歸模型以控製正常退休對回歸結果的影響。其中，AGE為董事長變更當年的年齡；TIR為虛擬變量，當董事長變更當年的年齡為59歲、60歲或61歲時取值為1，否則為0.
YEARN（N＝1，2，3）為三個年度啞變量，以控製異方差問題。
列示了當企業績效以營業利潤率和調整後營業利潤率為衡量指標時模型4－4的回歸結果。從中可以看出：
（1）在控製與經理人員變更相關的其他因素後（第一列），企業績效與董事長變更概率高度負相關。這說明總體看來，當上市公司表現出糟糕的企業績效時董事長往往會被解聘，該結果與朱紅軍（2002）的結論基本一致。另外，公司規模和董事長年齡對董事長的變更也具有重要影響，公司規模越大和董事長年齡越大，董事長越容易變更，特別是60歲左右更是董事長變更的高峰年齡。這意味著我國大部分上市公司就董事長的任期設定了年齡限製。
（2）從控股股東的性質來看，無論是否對董事會的特征進行控製，政府部門控股的公司（CLSHR＿G）的董事長的變更概率都表現出與企業績效顯著（顯著性水平為5%）更強的相關性，而其他類型大股東控製的公司在董事長變更概率與企業績效的關係上並沒有表現出顯著的差異。另外，回歸結果還表明在其他條件等同的情況下，私有企業控股公司（CLSHR＿P）的董事長的變更概率顯著小於其他類型大股東控股的上市公司。
（3）從股權集中度來看，第一大股東的持股比例（SHR1）越高，董事長變更概率與企業績效更相關。另外，在控製大股東持股比例後，“一股獨大”類（MUT＝0）公司董事長的變更概率與企業績效的關係顯著弱於“股權製衡”類公司（MUT＝1）。
（4）從董事會的特征來看，董事會的規模（BSIZE）、董事會中是否有非第一大股東的股東代表（DOSH＝1）以及是否由非受薪董事主導（DNS＝1）對董事長變更概率以及董事長變更概率與企業績效的關係都沒有顯著性影響。董事會特征對董事長變更的影響主要反映在代表董事會的領導結構和董事會獨立性的變量上。其中，由非執行董事主導的公司（DNE＝1）的董事長變更概率與企業績效的關係顯著小於其他公司。另外，在其他條件等同的情況下，同時兼任控股股東法人代表（DCSH＝1）或上市公司總經理（DUAL＝1）的董事長的變更概率顯著小於沒有兼任法人代表和總經理的董事長。
（二）總經理變更原因分析
運用與模型4－4相似的LOGISTIC回歸，本書也對總經理的變更原因進行了多變量分析。從中可以看出：
（1）總體來看，總經理的變更概率與企業績效並不存在顯著的相關性，年齡是導致總經理發生變更的主要原因，顯著為正的TIR的回歸係數則表明60歲也是總經理退休的高峰年齡段。另外，持股比例的回歸係數說明，持股比例越高，總經理的變更概率越小。考慮到相對較低的持股比例，本書認為總經理持股對其變更概率的影響很可能無法用西方所謂的“壕溝防禦”理論來解釋，而更有可能是對總經理特征的反映。如本書的製度背景分析部分所述，我國上市公司經理人員持有的所有權股份都是內部職工持股製度的產物，這說明持有所有權股份的總經理大部分來自於上市公司改製前的國有企業，從而與控股股東的關係也更密切或在公司內部具有更強的權威，因此也就更不容易變更。
（2）雖然總體上總經理的變更與企業績效沒有很大的相關性，但分別不同公司來看二者之間仍表現出一定的差異。例如，政府部門控股的公司（CLSHR＿G）和董事會中有非第一大股東的股東代表的公司（DOSH＝1）的總經理的變更概率與企業績效的相關性要顯著高於其他公司。這說明，政府部門控股的公司以及董事會中存在其他股東代表的公司在公司業績不好時更容易解聘總經理。
二、高級管理人員變更後果分析
（一）衡量基準
衡量某些事件（例如股利分配、股票分割、管理層收購以及股票發行等）的非正常經營績效是金融學領域的重要研究課題。現有的文獻在對上述問題進行研究時，大多是選擇對照樣本的經營業績作為正常業績的衡量基準，然後通過比較研究樣本的經營業績指標（例如會計收益）與對照樣本的相應指標來分析這些事件引起的非正常經營績效。其中，對照樣本與研究樣本的匹配基礎有三種：一是行業類型；二是行業類型和公司規模；三是行業類型和事件前業績。第一種配對基礎蘊涵的假定是公司在橫截麵上的經營績效很大一部分可以由行業發展趨勢來解釋；第二種配對基礎則意味著經營績效在橫截麵上不僅表現出行業上的差異，而且在公司規模上也存在差異；第三種配對基礎則是為了控製行業和會計數據的平均反轉（MEAN REVERSION）對經營業績的影響。需要說明的是，後兩種配對基礎均得到了許多實證研究的支持。例如，FAMA和FRENCH（1995）發現，平均來講小公司的盈利能力（以淨資產收益率表示）要低於大公司；而PENMAN（1991）、FAMA和 FRENCH（1995）以及 FAMA和 FRENCH（1999）則證明，會計盈餘數字具有緩慢的平均反轉特征。盡管上述三種配對基礎都在實踐中得到了廣泛應用，但哪種方法更有效卻一直沒有得到理論和實踐上的證明，直至BARBER和LYON（1996）上述問題才得以被有效解決。BARBER和LYON（1996）在運用大量數據對上述三種配對基礎進行驗證後指出，平均來講根據行業類型和事件前業績構造的配對樣本相對於其他兩種方法更為有效。但他們同時證明，在控製行業類型和事件前業績的基礎上進一步控製規模因素，更有利於降低配對樣本的選擇偏差。
為此，本書通過構造配對樣本的方法來衡量經理人員變更對經營業績的影響程度。並按以下標準的先後順序為每家研究樣本公司（即高級管理人員發生變更的公司）在同行業內至少選取5家1998年之前上市並且董事長和總經理在該年度都沒有發生變更的公司構成每家公司的配對樣本組（即滿足第一個標準的公司超過5家，則選擇滿足該標準的所有公司，否則選取滿足第二個標準的5家公司；如果滿足第二個標準的公司不足5家，則按照第三個標準選取5家），然後選擇每家研究樣本公司配對樣本組相應指標的中位數構成研究樣本的配對樣本：（1）變更前營業利潤率（OROE）的差異小於 10%且總資產差異小於100%；（2）變更前營業利潤率（OROE）的差異小於10%且總資產的差異最小；（3）變更前營業利潤率（OROE）的差異最小。列示了配對樣本的配對情況。從中可以看出，每家董事長變更公司和總經理變更公司的配對樣本組中平均包括6.2和6.0家公司。另外，董事長變更公司和總經理變更公司的配對樣本都能夠基本控製變更前經營業績的影響，但兩者對資產規模的控製均不太理想②。因此，本書在進行多變量分析時又對資產規模和企業績效進行了進一步的控製。