一、高级管理人员变更原因分析
（一）董事长变更原因分析
1.单因素分析
为了检验企业绩效与董事长变更的相互关系，本书分别根据董事长变更前一年的原始营业利润率（OROE－1）和经行业中位数调整后的营业利润率（ADJ＿OROE－1）将1 420个样本点划分为5个相等的业绩区间，其中区间1的业绩最差，区间5的业绩最好。列示了不同业绩区间内董事长的变更频率的比较结果。从中可以看出：
（1）总体看来，董事长的变更与企业绩效密切相关。当以原始营业利润率（调整后的营业利润率）为划分标准时，区间1内董事长的变更频率为25.6%（24.4%），而在区间5内董事长的变更频率则只有 13.8%（15.3%），两者相差 11.9%（9.12%），并在1%的水平上是显著的。但是，除业绩极端差时董事长的变更频率显著要高外，在区间2～5内的董事长的变更频率并不存在显著性差异，这说明解聘机制仅在业绩极端差的情况下才会发挥作用，结果也形象地说明了上述结果。
（2）分别控股股东的性质来看，当第一大股东为政府、控股公司和国有企业（包括一般国有企业和行政事业单位）时，业绩差异对董事长的变更频率有显著影响，但当第一大股东为私有企业时，尽管董事长变更频率在业绩最差和业绩最好区间内也存在很大差异，但这种差异在统计上并不显著。也形象地说明了上述结果。
（3）分别第一大股东的持股比例来看，当第一大股东持股比例低于50%时，业绩差异对董事长变更频率的影响并不显著，但当第一大股东的持股比例超过50%时，董事长的变更频率与企业绩效则表现出显著的负相关关系，企业业绩越好，董事长变更频率越低，反之亦然。对此进行了形象的描述。
（4）分别股权结构的类型来看，业绩差异对“一股独大”类公司的董事长变更频率的影响要显著小于对“股权制衡”类公司的影响。例如，当原始营业利润率（调整后的营业利润率）从区间5降低至区间1时，“一股独大”类公司董事长的变更频率从12.5%（14.2%）上升至23.2%（22.4%），提高了10.7（8.2）个百分点，但“股权制衡”类公司董事长的变更频率则从19.2%（20.5%）上升至 39.5%（34.1%），提高了 20.3（13.6）个百分点。形象地显示了股权结构类型对董事长变更频率的影响。
（5）从董事会的特征来看，董事会的领导结构（DUAL）对企业绩效与董事长变更的相互关系的影响最为显著。当原始营业利润率（调整后营业利润率）位于区间1内时，同时兼任总经理（DUAL＝1）的董事长的变更频率为8.8%（9.9%），而不兼任总经理（DUAL ＝ 0）的董事长的变更频率则为 31.8%（30.1%）；当原始营业利润率（调整后营业利润率）从区间1上升至区间5时，同时兼任总经理的董事长的变更频率下降至4.4%（7.4%），下降了4.4（2.5）个百分点（下降程度在统计上并不显著），而不兼任总经理的董事长的变更频率则下降至18.8%（19.0%），下降了12.9（11.1）个百分点（下降程度在1%或5%的水平上显著）。另外，根据不同的业绩指标对样本进行分组时，董事会独立性的三个指标（包括 DOSH、DNE和DNS）也都在一定程度上表现出对企业绩效与董事长变更关系的显著影响。例如，当以原始收益率作为业绩区间划分标准时，非受薪董事主导（DNS ＞60%）公司的董事长在业绩最差的区间（区间1）内的变更频率为30.3%，但由受薪董事主导（DNS＜60%）的公司的董事长的变更频率则只有22.1%，特别当企业绩效从区间1上升至区间5时，非受薪董事主导的公司的董事长的变更频率降低到了12.8%，下降了17.5个百分点，下降程度在1%的水平上是显著的，而受薪董事主导的公司的董事长的变更频率则仅下降了7.3个百分点，降低至14.8%，且下降程度在统计上并不显著。但当以调整后的营业利润率作为业绩区间的划分标准时，上述差异并不十分显著。这说明，虽然是否对经营业绩进行行业调整对总体结果没有太大影响，但在具体考察公司治理变量对企业绩效与董事长变更相互关系的影响时，不同的企业绩效衡量基准有可能会得出不同的结论，因此本书在多变量分析中同时采用了调整前和调整后的营业利润率作为企业绩效的衡量指标，以检验研究结论对相关指标的敏感性。
2.多变量分析
为了控制其他变量的影响以及公司治理变量之间的相互作用，该部分采用以下LOGISTIC回归模型对公司治理、企业绩效与董事长变更的关系进行进一步地分析。
其中：CTVR为虚拟变量，当董事长发生变更时取值为1，否则为0；PER为董事长变更前一年的营业利润率（或调整后营业利润率）；VAR＿CORGI（I＝1，2…）为董事长变更前一年的各公司治理变量，包括 CLSHR＿G、CLSHR＿I、CLSHR＿P、MUT、SHR1、DOSH、BSHR、BSIZE、DNE、DNS、DCSH、DUAL等12个变量。其中，CLSHR＿G、CLSHR＿I、CLSHR＿P为三个虚拟变量，当大股东为政府、控股公司以及非国有企业时依次取值为1，否则为0；MUT为虚拟变量，当公司股权结构为“一股独大”时取值为0，“股权制衡”时取值为1；SHR1为第一大股东的持股比例；DOSH为虚拟变量，当董事会中有非大股东的股东代表时取值为1，否则为0；BSHR为董事会成员的平均持股数量的常用对数值；BSIZE为董事会的人数；DNE（DNS）为虚拟变量，当董事会中非经理董事（非受薪董事）的比例大于60%时取值为1，否则为0；DCSH（DUAL）为虚拟变量，当董事长同时担任大股东法人代表（上市公司总经理）时取值为1，否则为0.
VAR＿CONTK（K＝1，2…）为控制变量。西方关于经理人员变更的众多研究已经表明，经理人员的任职年限、持股比例、公司规模以及行业竞争程度等都对经理人员的变更具有重要影响（ALLGOOD和FARRELL，2000；DENIS、DENIS和SARIN，1997；DEFOND和PARK，1999；PARRINO，1996等）。为此，本书用 CSH、TENUE、SIZE、REG等4个变量对上述因素进行了控制。其中，CSH为董事长的持股数量的常用对数值；TENUE表示董事长截至变更当年的已任职年限；SIZE为董事长变更前一年末公司总资产的常用对数值；REG为虚拟变量，当公司行业类型为电力、煤气以及水的生产和供应业时取值为1，否则为0.另外，由于许多公司并没有公告董事长或总经理的离职原因，我们无法区分正常退休或非正常离职，因此本书将AGE和TIR也放入回归模型以控制正常退休对回归结果的影响。其中，AGE为董事长变更当年的年龄；TIR为虚拟变量，当董事长变更当年的年龄为59岁、60岁或61岁时取值为1，否则为0.
YEARN（N＝1，2，3）为三个年度哑变量，以控制异方差问题。
列示了当企业绩效以营业利润率和调整后营业利润率为衡量指标时模型4－4的回归结果。从中可以看出：
（1）在控制与经理人员变更相关的其他因素后（第一列），企业绩效与董事长变更概率高度负相关。这说明总体看来，当上市公司表现出糟糕的企业绩效时董事长往往会被解聘，该结果与朱红军（2002）的结论基本一致。另外，公司规模和董事长年龄对董事长的变更也具有重要影响，公司规模越大和董事长年龄越大，董事长越容易变更，特别是60岁左右更是董事长变更的高峰年龄。这意味着我国大部分上市公司就董事长的任期设定了年龄限制。
（2）从控股股东的性质来看，无论是否对董事会的特征进行控制，政府部门控股的公司（CLSHR＿G）的董事长的变更概率都表现出与企业绩效显著（显著性水平为5%）更强的相关性，而其他类型大股东控制的公司在董事长变更概率与企业绩效的关系上并没有表现出显著的差异。另外，回归结果还表明在其他条件等同的情况下，私有企业控股公司（CLSHR＿P）的董事长的变更概率显著小于其他类型大股东控股的上市公司。
（3）从股权集中度来看，第一大股东的持股比例（SHR1）越高，董事长变更概率与企业绩效更相关。另外，在控制大股东持股比例后，“一股独大”类（MUT＝0）公司董事长的变更概率与企业绩效的关系显著弱于“股权制衡”类公司（MUT＝1）。
（4）从董事会的特征来看，董事会的规模（BSIZE）、董事会中是否有非第一大股东的股东代表（DOSH＝1）以及是否由非受薪董事主导（DNS＝1）对董事长变更概率以及董事长变更概率与企业绩效的关系都没有显著性影响。董事会特征对董事长变更的影响主要反映在代表董事会的领导结构和董事会独立性的变量上。其中，由非执行董事主导的公司（DNE＝1）的董事长变更概率与企业绩效的关系显著小于其他公司。另外，在其他条件等同的情况下，同时兼任控股股东法人代表（DCSH＝1）或上市公司总经理（DUAL＝1）的董事长的变更概率显著小于没有兼任法人代表和总经理的董事长。
（二）总经理变更原因分析
运用与模型4－4相似的LOGISTIC回归，本书也对总经理的变更原因进行了多变量分析。从中可以看出：
（1）总体来看，总经理的变更概率与企业绩效并不存在显著的相关性，年龄是导致总经理发生变更的主要原因，显著为正的TIR的回归系数则表明60岁也是总经理退休的高峰年龄段。另外，持股比例的回归系数说明，持股比例越高，总经理的变更概率越小。考虑到相对较低的持股比例，本书认为总经理持股对其变更概率的影响很可能无法用西方所谓的“壕沟防御”理论来解释，而更有可能是对总经理特征的反映。如本书的制度背景分析部分所述，我国上市公司经理人员持有的所有权股份都是内部职工持股制度的产物，这说明持有所有权股份的总经理大部分来自于上市公司改制前的国有企业，从而与控股股东的关系也更密切或在公司内部具有更强的权威，因此也就更不容易变更。
（2）虽然总体上总经理的变更与企业绩效没有很大的相关性，但分别不同公司来看二者之间仍表现出一定的差异。例如，政府部门控股的公司（CLSHR＿G）和董事会中有非第一大股东的股东代表的公司（DOSH＝1）的总经理的变更概率与企业绩效的相关性要显著高于其他公司。这说明，政府部门控股的公司以及董事会中存在其他股东代表的公司在公司业绩不好时更容易解聘总经理。
二、高级管理人员变更后果分析
（一）衡量基准
衡量某些事件（例如股利分配、股票分割、管理层收购以及股票发行等）的非正常经营绩效是金融学领域的重要研究课题。现有的文献在对上述问题进行研究时，大多是选择对照样本的经营业绩作为正常业绩的衡量基准，然后通过比较研究样本的经营业绩指标（例如会计收益）与对照样本的相应指标来分析这些事件引起的非正常经营绩效。其中，对照样本与研究样本的匹配基础有三种：一是行业类型；二是行业类型和公司规模；三是行业类型和事件前业绩。第一种配对基础蕴涵的假定是公司在横截面上的经营绩效很大一部分可以由行业发展趋势来解释；第二种配对基础则意味着经营绩效在横截面上不仅表现出行业上的差异，而且在公司规模上也存在差异；第三种配对基础则是为了控制行业和会计数据的平均反转（MEAN REVERSION）对经营业绩的影响。需要说明的是，后两种配对基础均得到了许多实证研究的支持。例如，FAMA和FRENCH（1995）发现，平均来讲小公司的盈利能力（以净资产收益率表示）要低于大公司；而PENMAN（1991）、FAMA和 FRENCH（1995）以及 FAMA和 FRENCH（1999）则证明，会计盈余数字具有缓慢的平均反转特征。尽管上述三种配对基础都在实践中得到了广泛应用，但哪种方法更有效却一直没有得到理论和实践上的证明，直至BARBER和LYON（1996）上述问题才得以被有效解决。BARBER和LYON（1996）在运用大量数据对上述三种配对基础进行验证后指出，平均来讲根据行业类型和事件前业绩构造的配对样本相对于其他两种方法更为有效。但他们同时证明，在控制行业类型和事件前业绩的基础上进一步控制规模因素，更有利于降低配对样本的选择偏差。
为此，本书通过构造配对样本的方法来衡量经理人员变更对经营业绩的影响程度。并按以下标准的先后顺序为每家研究样本公司（即高级管理人员发生变更的公司）在同行业内至少选取5家1998年之前上市并且董事长和总经理在该年度都没有发生变更的公司构成每家公司的配对样本组（即满足第一个标准的公司超过5家，则选择满足该标准的所有公司，否则选取满足第二个标准的5家公司；如果满足第二个标准的公司不足5家，则按照第三个标准选取5家），然后选择每家研究样本公司配对样本组相应指标的中位数构成研究样本的配对样本：（1）变更前营业利润率（OROE）的差异小于 10%且总资产差异小于100%；（2）变更前营业利润率（OROE）的差异小于10%且总资产的差异最小；（3）变更前营业利润率（OROE）的差异最小。列示了配对样本的配对情况。从中可以看出，每家董事长变更公司和总经理变更公司的配对样本组中平均包括6.2和6.0家公司。另外，董事长变更公司和总经理变更公司的配对样本都能够基本控制变更前经营业绩的影响，但两者对资产规模的控制均不太理想②。因此，本书在进行多变量分析时又对资产规模和企业绩效进行了进一步的控制。
（二）图解
列示了1998～2001年董事长或总经理仅发生一次变更且变更年度发生在1998年和1999年的112家公司①在变更前后经配对样本调整后的OROE的均值（中位数）变化情况。从中可以看出：
（1）仅董事长变更与董事长和总经理同时变更的公司的经营业绩在变更前后表现出基本一致的变化趋势：变更前两年业绩逐步下滑，变更当年下滑至最低点，然后逐步回升，但变更后第一年的业绩仍未超过变更前一年的水平，直至变更后第二年才超过变更前一年的水平，并与变更前第二年基本持平。
（2）仅总经理发生变更的公司的业绩变化趋势与上述两类公司表现出明显的差异：从变更前一年开始的业绩下滑趋势直至变更后第二年才被止住；并且，该年度业绩虽有小幅回升，但仍未超过变更前一年的水平。
① 由于缺乏足够的时间序列，研究样本没有包括2000年和2001年董事长或总经理发生变更的公司，结果则以1998～2000年度3年间董事长或总经理发生变更的公司为研究样本。
（三）多变量分析
为了控制各变量间的相互影响，本书采用以下模型对影响董事长或总经理变更效果的因素进行多变量分析。
其中：DV为董事长或总经理变更前（前一年）后（后第一年或后第二年）经配对样本调整的营业利润率（OROE）的变动值；
VAR＿ CORGI（I ＝ 1，2…）为各公司治理的变量，包括CLSHR＿G、CLSHR＿I、CLSHR＿P、MUT、SHR1、DOSH、BSHR、BSIZE、DNE、DNS等10个变量。其中，CLSHR＿G、CLSHR＿I、CLSHR＿P为三个虚拟变量，当大股东为政府、授权投资机构以及私有企业时依次取值为1，否则为0；MUT为虚拟变量，当公司股权结构为“一股独大”时取值为0，“股权制衡”时取值为1；SHR1为第一大股东的持股比例；DOSH为虚拟变量，当董事会中有非大股东的股东代表时取值为1，否则为0；BSHR为董事会成员的平均持股数量的常用对数值；BSIZE为董事会的人数；DNE（DNS）为虚拟变量，当董事会中非经理董事（非受薪董事）的比例大于60%时取值为1，否则为0.
VAR＿ CONTM（M ＝1，2…）为控制变量。西方许多研究表明，变更类型（正常变更还是非正常变更）以及后任经理的来源（内部聘任还是外部聘任）都对变更后的业绩具有重要影响（DENIS、DENIS和SARIN，1997；PARRINO，1997；HUSON、PARRINO和STARKS，2001），为此本书在回归模型中加入了TIR和ISCEO两个变量以控制上述因素的影响。其中TIR为虚拟变量，当董事长或总经理变更当年的年龄为59岁、60岁或61岁时取值为1，否则为0；ISCEO为虚拟变量，若继任董事长（或总经理）在继任前一年已经进入了上市公司则取值为1，否则为0.另外，考虑到公司规模和变更前业绩对会计数字特征的影响以及构造配对样本时的不尽理想，回归模型中也加入了PRE＿PER和SIZE两个变量以进一步控制上述因素的影响。其中PRE＿PER和SIZE分别为董事长或总经理变更前一年末经配对样本调整的营业利润率和未经调整的公司总资产的常用对数值。最后，考虑到董事长变更和总经理变更的相互影响，本书在对董事长（总经理）变更样本进行回归时，加入了MTVR（CTVR）变量以控制总经理（董事长）变更的影响。
YEARN（N＝1，2…）为年度哑变量，以控制异方差问题。
列示了董事长和总经理变更后果的多变量分析结果。从中可以看出：
（1）总体来看，董事长变更后第一年和变更后第二年的经营业绩都比变更前一年有所提高，但提高程度在统计上均不显著，而总经理变更后第二年的经营业绩不但没有提高，而且还有显著的下降。TIR的回归系数表明，尽管变更类型对董事长或总经理变更后第一年经营业绩的变化没有显著影响，但非正常原因导致董事长或总经理变更的公司的经营业绩在变更后第二年的提高程度显著高于正常变更类公司。ISCEO的回归系数则表明总经理变更后，由内部人员继任总经理的公司的经营业绩的提高程度要小于由外部人员继任的公司。除TIR和ISCEO外，其他控制变量对董事长或总经理的变更绩效都没有显著性影响。
（2）从各公司治理变量的回归系数来看，控股股东的性质、股权结构类型、大股东持股比例、董事会成员的持股数量都对董事长和总经理的变更绩效具有重要影响。其中，控股股东为政府部门（CLSHR＿G）或控股公司（CLSHR＿I）的公司的经营业绩在董事长或总经理变更后第二年的提高程度在10%或5%的水平上显著大于其他公司；在其他条件等同的情况下，第一大股东的持股比例（SHR1）或董事会成员的持股数量（BSHR）越高，董事长或总经理变更后经营业绩的提高程度越大；在控制第一大股东持股比例的情况下，“股权制衡”类公司（MUT＝1）的董事长或总经理变更后的经营业绩提高程度显著大于“一股独大”类公司（MUT＝0）。
三、公司治理与企业绩效的关系分析
本书用以下回归模型分析公司治理机制对企业绩效的影响程度。
其中，
PER为营业利润率（OROE）；
VAR＿CORGI（I＝1，2…）为董事长变更前一年的各公司治理变量，包括 CLSHR＿G、CLSHR＿I、CLSHR＿P、MUT、SHR1、DOSH、BSHR、BSIZE、DNE、DNS、DCSH、DUAL等 12个变量。其中，CLSHR＿G、CLSHR＿I、CLSHR＿P为三个虚拟变量，当大股东为政府、控股公司以及非国有企业时依次取值为1，否则为0；MUT为虚拟变量，当公司股权结构为“一股独大”时取值为0，“股权制衡”时取值为1；SHR1为第一大股东的持股比例；DOSH为虚拟变量，当董事会中有非大股东的股东代表时取值为1，否则为0；BSHR为董事会成员的平均持股数量的常用对数值；BSIZE为董事会的人数；DNE（DNS）为虚拟变量，当董事会中非经理董事（非受薪董事）的比例大于60%时取值为1，否则为0；DCSH（DUAL）为虚拟变量，当董事长同时担任大股东法人代表（上市公司总经理）时取值为1，否则为0；（VAR＿CONTM（M ＝1，2…）为控制变量，包括 SIZE、LEV和INDI（I＝1，2，…，19）等21个变量。其中，SIZE和LEV为期初总资产的账面价值的常用对数值和资产负债率；INDI为19个行业哑变量。
YEARN（N＝1，2…）为三个年度哑变量，以控制异方差问题的影响。
上述模型的回归结果，从中可以看出：总体来看（第1－3列），第一大股东的持股比例（SHR1）或董事会成员的人均持股数量（BSHR）越高，公司经营业绩越好。另外，在控制其他因素的情况下，董事长同时兼任控股股东法人代表的公司（DCSH＝1）的经营业绩也显著好于没有兼任的公司（DCSH＝0）。除上述变量（SHR1、BSHR、DCSH）外，其他公司治理变量对公司经营业绩都没有显著的影响。
西方许多研究发现在经理人员发生变更的当年，继任经理往往会对公司资产进行“大冲澡”（TAKE A BATH）以取得良好的未来业绩（STRONG和 MEYER，1987；ELLIOTT和 SHAW，1988；MOORE，1973；POURCIAU，1993；WEISBACH，1995）。为了控制上述因素的影响，本书分别剔除了当年度或整个研究期间（1998～2001年）董事长或总经理发生变更的公司，并对模型4－6重新进行了回归分析。从中可以看出，在控制上述因素后 SHR1、BSHR和 DCSH的影响仍然非常显著，不同的是MUT的回归系数变的显著起来，即“股权制衡类”公司（MUT＝1）的经营业绩显著好于“一股独大”类公司（MUT＝0）。并且，上述结果在控制非标准审计意见的影响后依然成立。
四、一些讨论
（一）经理人员的更换是有效的吗
如前所述，有效的公司治理机制不但能够在公司业绩低劣时及时解聘不称职的经理人员，并且能够选聘称职的经理人员予以替代。本书的研究结果表明，我国上市公司董事长（而不是总经理）的变更概率随公司经营业绩的下降而提高，但上市公司的经营业绩却没有在更换经理后得到显著的改善。一般来讲，对上述现象至少有以下两种解释：一种解释是低劣的公司业绩并非董事长的责任所致，因而即使更换了董事长，但由于导致业绩低劣的原因并没有消失，从而经营业绩也就不可能在更换董事长后得到显著的改善；另一种解释就是，董事长确实是导致公司业绩低劣的主要原因，但公司在解聘不称职的董事长后却未能选聘称职的继任者。
关于公司高级管理人员的素质（包括能力和态度）是否对企业绩效具有重要影响，理论界一直有两种观点。“领导观”（LEADERSHIP SCHOOL）认为，高级管理人员可以通过对公司战略、文化、组织结构等的调整适应经营环境的变化，从而可以对公司业绩产生重要影响（CHILD，1972；DRUCKER，1954；LAWRENCE和LORSCH，1967；WOODWARD，1965；THOMPSON，1967；WIERSEMA，1992；ROTEMBERG和 SALONER，1998等），而“制约观”（CON-STRAINS SCHOOL）则认为，企业面临的众多来自内部和外部的约束力量捆住了高级管理人员的“手脚”，从而高级管理人员很难对企业绩效产生重要影响（HANNAN和FREEMAN，1989；BURKHARDT，1991；MARCH和 SIMON，1958；CYERT和 MARCH，1963；SIMON，1976；POWELL和 DIMAGGION，1991；PFEFFER，1977）。例如，HAN-NAN和FREEMAN（1989）指出，由于公司可供利用资源的固有的惯性（INERTIA）特征，高级管理人员并不能根据变化了的经营环境对公司战略或组织结构及时做出调整，这些惯性力量包括公司内部政策、现存的控制体系、已有的固定资产投资和组织理念等内部因素以及竞争压力和行业的进入或退出壁垒等外部因素。不但理论上没有取得一致意见，即使是有限的实证文献也没有给出上述问题的一致回答。例如，WEINER（1978）和THOMAS（1988）提供了支持“制约观”的证据，WEINER和 MAHONEY（1981）提供了支持“领导观”的证据，而LIEBERSON和OCONNORS（1972）的发现甚至同时可以用上述两种观点予以解释。关于上述问题的最新研究成果由WASSERMAN、NOHRIA和ANAND（2002）提供，他们认为简单地论证“高级管理人员是否起作用”是不全面的，正确的研究思路应该是“高级管理人员什么时候起作用”；在对来自42个行业的531家公司1979～1997年共19年的数据进行分析后，该文发现高级管理人员对企业绩效的影响程度表现出显著的行业差异，当公司发展机会稀少或高级管理人员拥有可以懈怠的资源（SLACK RESOURCES）时，经营业绩受高级管理人员的影响最为显著。
近年来，围绕着国有企业的效率低下问题，我国理论界形成了“产权论”和“外部环境论”两种观点（张军，1996）。产权论者基于新制度经济学的现代产权理论，认为产权对企业效率是重要的。私有企业的产权人享有剩余利润占有权，这会给产权所有者以强激励去改善企业效率；国有企业效率不高的原因，就在于产权不清晰且缺乏足够的激励。针对我国国有企业的具体情况，产权论者提出了将国有资产变成债权而不是股权，让真正承担风险的股东去选择、激励和约束企业家的改革政策建议（张维迎，1999）。外部环境论者认为产权不是效率的必要和充分条件，而是强调目前国有企业的首要问题是不公平竞争条件下的预算软约束；我国国有企业之所以效率低，关键在于缺乏一个充分竞争的产品市场、企业家市场和资本市场，从而不能产生充分信息去监督、约束和激励职业企业家（林毅夫、蔡坊和李周，1997）。除上述两种观点外，用超产权理论来解释国有企业的效率问题也在近年来受到了理论界的重视。超产权论通过建立产权、竞争、治理机制与企业绩效的相互关系的理论模式说明，决定企业绩效的关键是企业治理机制，竞争是企业治理机制向效益方面改善的根本保证条件，产权变化并非是企业治理机制改善、效益提高的必要条件，因此国有企业效率低下的根本原因在于缺乏有效的企业治理机制（刘勺佳和李骥，1998）。虽然产权论、外部环境论或超产权论对决定企业经营者的能力和积极性的因素的认识不同，但无论是将产权或所有制作为改进企业效率的解释变量，还是将竞争视为企业效率改进的根本原因，都把企业经营者追求效益的积极性和能力作为“中间变量”以传递产权或竞争对企业效率的作用效果，因此，上述三种观点实际上都认为企业经营者的能力和积极性是我国国有企业效率问题的直接决定因素（黄群慧，2000）。另外，1993年开始实施的《公司法》规定股份有限公司的董事长是公司的法人代表，并明确指出董事会在闭会期间可以授权董事长行使董事会的部分职权，而一项关于“我国上市公司内部管理体制和决策机制状况”的调查报告也表明，大部分的上市公司实行董事会领导下的总经理负责制（占76%）或董事会集中决策、集中管理，党委负责的决策体制（占12%），并且公司董事会的召开基本上是由董事或高级管理人员向董事长提出的（高明华，2001）。这表明，大部分上市公司的董事长都是公司内部最有影响的领导成员，从而必然会对上市公司的经营业绩产生重要影响。
在董事长影响经营业绩的前提下，低劣业绩导致董事长发生变更是公司治理有效的重要体现，但为什么更换董事长后企业绩效仍未得到显著改善呢？本书认为这可以从公有产权的政府干预特征分析。张维迎（1999）认为，在政府官员掌握企业经营者任命权的情况下是无法保证最有能力的企业家占据经营者职位的。由于逆向选择问题，选择好经理是一件很难的事情。它要求选择者有充分的激励去搜寻与经理候选人能力有关的信息并任命真正有能力的经理，但由于中国缺乏有效的经理人才市场，经营者无法通过企业家的信号显示功能去发掘有能力的企业家。更为严重的是，政府官员虽然有权力选择经理却不必为选择后果承担责任。这意味着不仅那些想做企业家的人存在逆向选择问题，而且官员自身也存在这一问题，因此他们不但没有充分的激励去发现好经理，即使他们知道哪些人有能力也没有足够的动力去任命这些有能力的人。据调查，官员对经理的选择主要基于个人关系而非能力，任命与自己关系不错的企业经理是政府官员寻租的有效方式。尽管实行公司化改造的国有企业经理形式上是由董事会任命的，但所有的任命决策权仍然掌握在行业主管部门和政府的人事部门手里，并且基本上所有的董事会成员也都是来自政府部门或其他国有企业。这表明，由于掌握企业经理选择权的政府官员并不直接承担选择的经济后果以及缺乏完善的经理人才市场，政府官员既没有动机也没有能力选择称职的企业家担任经理职务。但是，即使与政府官员关系比较好的企业经理，如果将企业搞得“一塌糊涂”也会被撤换，这是因为政府官员是否接受企业经理的贿赂也会受到自身效用函数的影响。其中，不称职的经理人员通过贿赂获得企业经营者职位从而导致企业绩效的下降就是政府官员接受贿赂的一种成本，因为不好的企业绩效有可能会对政府官员的业绩形成不好的影响，特别当企业绩效低劣到可能影响官员的提升或嘉奖时，政府官员很可能就会拒绝贿赂，从而不称职的经理得到更换。尤其是“万众瞩目”的上市公司的经营业绩，可能对政府官员效用函数的影响更大。这很可能就是本书所观察到的低劣的企业绩效导致董事长变更的主要原因。
（二）控股股东的性质是否影响公司治理的效率
本书的分析表明，私有企业以及政府授权投资的机构（或企业集团）控股的上市公司无论在更换经理人员还是经营业绩方面都与国有企业控股的上市公司没有显著差异。这说明，上述三类公司在公司治理的效率上并没有根本的差异。这种现象比较容易解释，因为大部分国家授权投资的机构实际上仍然带有明显的国有企业特色，特别是国家授权投资的企业集团更是与其他大型的国有控股或国有独资公司有着非常类似的治理模式，而所谓的私有企业也大多是集体所有制企业或乡镇企业，从而也带有明显的国有企业色彩，许多学者将其称为“准国有企业”。但令人费解的是，研究结果表明政府部门控股的上市公司的董事长在经营业绩下滑时更容易被解聘。一般认为，由于政府部门控股的上市公司受到的政府干预程度最高，从而公司治理的效率也应最低。上述现象如何解释呢？本书认为，对上述现象可能有以下四种解释：
第一种解释假定无论是国有企业控股的上市公司还是政府部门控股的上市公司，对董事长的评价或更换决策都是由政府相关部门作出，并且假定上市公司的经营业绩确实是对董事长在上市公司努力程度（包括经营能力和主观态度）的反映，即认为上市公司与控股股东之间并不存在不公允的关联交易。在这些假定下，对上述结果的具体解释如下：国有企业控股的上市公司的董事长大多在控股股东单位担任一定的行政职务（特别是有的公司董事长同时担任控股股东的董事长或总经理），因此上级部门在评价国有企业控股的上市公司的董事长的工作业绩时，除了考察上市公司的经营业绩外，还有可能考虑董事长在控股股东单位的表现，即上市公司的经营业绩并不是衡量董事长工作业绩或经营能力的惟一标准。政府部门控股的上市公司则大多是整体改制或新设成立，上市公司董事长一般不在其他单位任职，其经营能力或工作业绩只能通过上市公司的经营业绩得到体现，因此当上市公司的业绩出现下滑时，政府部门控股的上市公司的董事长更容易被更换，而国有企业控股的上市公司的董事长则有可能会由于在控股股东单位的良好表现免受惩罚。
第二种解释仍假定对上市公司董事长工作业绩的评价或更换决策主要由政府相关部门做出，但同时假定上市公司经营业绩受其与控股股东关联交易的影响，即上市公司的经营业绩并不是董事长在上市公司努力程度的真实反映。在这些假定下，对上述结果的具体解释如下：作为控股股东的政府部门或国有企业都会根据上市公司的经营业绩对上市公司董事长的工作业绩进行评价，但是由于国有企业担任控股股东的上市公司往往与控股股东有着众多的关联交易，从而上市公司低劣的经营业绩很可能不是由于董事长的“无能”，而是由于上述众多的非公允关联交易所致（例如控股股东占用了上市公司的大量资金，从而导致上市公司的周转资金受到限制等），但政府部门作为控股股东的上市公司则很少受到上述非公允关联交易的影响，因此低劣的经营业绩更可能是董事长“无能”的表现，从而当公司业绩低劣时，政府部门控股的上市公司的董事长更容易被更换。
第三种解释则是假定对上市公司董事长的工作业绩的评价或更换决策主要由控股股东做出，即更换政府部门控股的上市公司的董事长的决策由政府部门做出，而更换国有企业控股的上市公司的董事长的决策由国有企业做出，并且假定上市公司经营业绩受其与控股股东关联交易的影响。在这些假定下，即使政府部门和国有企业都能够正确评价董事长的工作业绩，但是由于政府部门控股的上市公司不太受非公允关联交易的影响，其经营绩效能够更准确地反映董事长的工作业绩，而国有企业控股的上市公司由于受非公允关联交易的影响，其经营业绩并不能准确地对董事长的工作业绩进行反映，所以政府部门控股的上市公司在业绩低劣时董事长更容易被控股股东更换；考虑到国有企业控股的上市公司由于受内部人控制的影响不太轻易更换董事长的事实，国有企业控股的上市公司低劣的经营业绩如果是由于非公允的关联交易造成的，则控股股东就更不会更换董事长了。
第四种解释仍假定对上市公司董事长的工作业绩的评价或更换决策主要由控股股东做出，但假定上市公司的经营业绩不受其与控股股东关联交易的影响。在这些假定下，出现上述现象的惟一可能就是国有企业改革导致的内部人控制可能会弱化作为国有企业的控股股东对经理人员的监督。这是因为，国有企业控股的上市公司离政府部门较远，其董事长更容易在控股股东内部形成内部人利益集团，从而即使上市公司的经营业绩由于受董事长“无能”的影响而表现低劣，但受集团利益的影响，控股股东也不会轻易作出更换决策。而政府部门控股的上市公司的董事长即使能够跟政府官员形成利益集团，但在公司业绩出现下滑可能影响当地政府形象时，政府官员出于政治压力的影响，更容易打破集团利益关系对董事长做出更换。
需要说明的是，从许多个案来看，上市公司与控股股东的关联交易很可能会对上市公司的经营业绩产生影响。因此，第二种解释和第三种解释成立的可能性最大。但无论是哪种解释，相对于由国有企业控股，由政府部门作为控股股东无疑更有利于维护上市公司其他中小股东的利益。
（三）股权集中度的不同是否影响公司治理的效率
本书的研究结果表明，无论是从更换高级管理人员还是企业经营业绩上看，“股权制衡”类上市公司的治理效率都优于“一股独大”类公司；但是，在控制股权结构类型的情况下，第一大股东的持股比例越高，公司的经营业绩越好，并且第一大股东持股比例越高的公司，董事长更换对企业绩效越敏感，董事长更换后的业绩改善程度也越高。这说明，股权结构的不同确实影响到公司治理的效率，该结果与西方现有文献的研究结论相一致，即控股股东的现金收益权比例或第二大股东的控制权比例越高，公司的代理成本越低，从而治理机制越有效。
关于股权集中度上述结论说明，在我国现有的治理环境下，几大股东分享公司控制权的股权结构最有利于建立有效的公司治理机制，但在第二大股东持有的所有权股份不足以对大股东的行为产生实质性影响时，第一大股东的持股比例越高，越有利于保护上市公司其他股东的利益。
（四）董事会特征影响公司治理效率吗
在西方，董事会被赋予决策制定并监督经理执行决策的重要功能，相关文献已经证明董事会的构成、规模以及领导结构等都会对董事会的功能产生重要影响。本书对我国上市公司董事会的研究结果表明，除董事会的领导结构外，董事会的规模以及构成等与西方国家有着根本的差异。在我国，董事会的规模对其功能基本没有显著的影响，而董事会的构成则与西方研究结论完全相反。根据对董事长更换原因的回归结果，董事会中非经理董事的比例越高董事长更换与企业绩效的关系越弱，从而意味着非经理董事的增加弱化了董事会对董事长的监督。对上述现象如何解释？
本书认为，关于我国董事会规模的研究结论与上市公司董事会的构成机理相关。如前的数据统计表明，我国上市公司的董事会往往被股东用作实现其控制权的一种手段，董事会的成员大多来自各股东单位，并代表所派遣股东单位的利益。董事会中很少有非股东单位的成员，更不用说独立的外部董事。因此，我国上市公司董事会的规模是各股东单位在相关法规的规定下争夺控制权的结果。无论规模大小，董事会成员之间的沟通和协调完全以其所代表的股权比例为基础。实际上，真正影响董事会成员信息沟通或协商成本的不是董事会的规模，而是董事会中权力派别的多寡。因此，董事会规模的无作用也就不难理解了。至于我国上市公司中的非经理董事更是与西方公司中的非执行董事或外部董事有着根本的不同，这些非经理董事虽然不在公司担任具体的行政职务，但许多董事实际上直接参与公司的经营管理（即所谓的“执行董事”），与经理董事并没有根本的差异；即使不具体参与上市公司经营管理的非经理董事也大都来自股东单位（特别是控股股东单位），在董事长同样来自股东单位并在股东单位担任高于非经理董事的行政职务的情况下，非经理董事是很难完全独立于董事长的，从而也不可能对董事长实施有效的监督。至于为什么非经理董事的比例越高，董事长的变更与企业绩效关系反而越弱，或许可以用张维迎（2000）的“国企内耗”假说进行解释。张维迎（2000）认为，在政府掌握企业经营者任命控制权的情况下，政府官员选拔企业经营者的标准不会完全根据经营者的经营能力，因此，国有企业的经营者为了取得政府官员的“欢心”，不是将大量的时间和精力用于改进管理和提高效率，而是“千方百计”争权夺利。权力斗争的方式多种多样，从秘密收集竞争对手的黑材料，写匿名信告状，公开散播流言蜚语进行人身攻击，拉拢贿赂上级主管，到给对方的工作设置障碍，甚至用暴力残害竞争对手，可以说无奇不有。并且，由于国有企业经营者控制权收益的不可补偿性，国有企业内部的权力斗争要比私有企业严重得多。当上市公司内部的非经理董事比例越高时，往往意味着权力大小比较接近的公司高级管理人员的人数也就更多（非经理董事大多在控股公司担任较高的行政职务），公司内部的权力斗争就更为激烈。因此，本书猜测这类公司董事长更换与企业绩效的弱相关性很可能是内部权力斗争的结果。
与西方的发现相一致，当董事长同时担任总经理或控股股东法人代表的情况下越不容易变更。但本书同时发现，董事长同时担任控股股东法人代表的上市公司的经营业绩却显著好于其他公司，似乎与“壕沟防御”的理论解释并不一致。本书认为，这与我国上市公司特殊的改制模式相联系。拿出一个分厂甚至一个车间上市的改制模式，决定了上市公司的经营业务不可避免地与控股股东有着千丝万缕的联系，这也是上市公司之所以与母公司进行登峰造极的关联交易的一个重要原因。在控股股东的法人代表同时兼任上市公司董事长的情况下，上市公司与母公司之间的关联交易也就更容易进行，并且当控股股东的法人代表同时兼任上市公司的法人代表时往往意味着上市公司在母公司集团内部占有举足轻重的战略地位，董事长的工作表现也更多地依赖上市公司的经营业绩，母公司集团的利益也就更倾向于上市公司。因此，虽然没有被“解聘”的危险，同时兼任控股股东法人代表的董事长可能有更大的动力和更强的能力将上市公司经营好。
