（二）圖解
列示了1998～2001年董事長或總經理僅發生一次變更且變更年度發生在1998年和1999年的112家公司①在變更前後經配對樣本調整後的OROE的均值（中位數）變化情況。從中可以看出：
（1）僅董事長變更與董事長和總經理同時變更的公司的經營業績在變更前後表現出基本一致的變化趨勢：變更前兩年業績逐步下滑，變更當年下滑至最低點，然後逐步回升，但變更後第一年的業績仍未超過變更前一年的水平，直至變更後第二年才超過變更前一年的水平，並與變更前第二年基本持平。
（2）僅總經理發生變更的公司的業績變化趨勢與上述兩類公司表現出明顯的差異：從變更前一年開始的業績下滑趨勢直至變更後第二年才被止住；並且，該年度業績雖有小幅回升，但仍未超過變更前一年的水平。
① 由於缺乏足夠的時間序列，研究樣本沒有包括2000年和2001年董事長或總經理發生變更的公司，結果則以1998～2000年度3年間董事長或總經理發生變更的公司為研究樣本。
（三）多變量分析
為了控製各變量間的相互影響，本書采用以下模型對影響董事長或總經理變更效果的因素進行多變量分析。
其中：DV為董事長或總經理變更前（前一年）後（後第一年或後第二年）經配對樣本調整的營業利潤率（OROE）的變動值；
VAR＿ CORGI（I ＝ 1，2…）為各公司治理的變量，包括CLSHR＿G、CLSHR＿I、CLSHR＿P、MUT、SHR1、DOSH、BSHR、BSIZE、DNE、DNS等10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、授權投資機構以及私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.
VAR＿ CONTM（M ＝1，2…）為控製變量。西方許多研究表明，變更類型（正常變更還是非正常變更）以及後任經理的來源（內部聘任還是外部聘任）都對變更後的業績具有重要影響（DENIS、DENIS和SARIN，1997；PARRINO，1997；HUSON、PARRINO和STARKS，2001），為此本書在回歸模型中加入了TIR和ISCEO兩個變量以控製上述因素的影響。其中TIR為虛擬變量，當董事長或總經理變更當年的年齡為59歲、60歲或61歲時取值為1，否則為0；ISCEO為虛擬變量，若繼任董事長（或總經理）在繼任前一年已經進入了上市公司則取值為1，否則為0.另外，考慮到公司規模和變更前業績對會計數字特征的影響以及構造配對樣本時的不盡理想，回歸模型中也加入了PRE＿PER和SIZE兩個變量以進一步控製上述因素的影響。其中PRE＿PER和SIZE分別為董事長或總經理變更前一年末經配對樣本調整的營業利潤率和未經調整的公司總資產的常用對數值。最後，考慮到董事長變更和總經理變更的相互影響，本書在對董事長（總經理）變更樣本進行回歸時，加入了MTVR（CTVR）變量以控製總經理（董事長）變更的影響。
YEARN（N＝1，2…）為年度啞變量，以控製異方差問題。
列示了董事長和總經理變更後果的多變量分析結果。從中可以看出：
（1）總體來看，董事長變更後第一年和變更後第二年的經營業績都比變更前一年有所提高，但提高程度在統計上均不顯著，而總經理變更後第二年的經營業績不但沒有提高，而且還有顯著的下降。TIR的回歸係數表明，盡管變更類型對董事長或總經理變更後第一年經營業績的變化沒有顯著影響，但非正常原因導致董事長或總經理變更的公司的經營業績在變更後第二年的提高程度顯著高於正常變更類公司。ISCEO的回歸係數則表明總經理變更後，由內部人員繼任總經理的公司的經營業績的提高程度要小於由外部人員繼任的公司。除TIR和ISCEO外，其他控製變量對董事長或總經理的變更績效都沒有顯著性影響。
（2）從各公司治理變量的回歸係數來看，控股股東的性質、股權結構類型、大股東持股比例、董事會成員的持股數量都對董事長和總經理的變更績效具有重要影響。其中，控股股東為政府部門（CLSHR＿G）或控股公司（CLSHR＿I）的公司的經營業績在董事長或總經理變更後第二年的提高程度在10%或5%的水平上顯著大於其他公司；在其他條件等同的情況下，第一大股東的持股比例（SHR1）或董事會成員的持股數量（BSHR）越高，董事長或總經理變更後經營業績的提高程度越大；在控製第一大股東持股比例的情況下，“股權製衡”類公司（MUT＝1）的董事長或總經理變更後的經營業績提高程度顯著大於“一股獨大”類公司（MUT＝0）。
三、公司治理與企業績效的關係分析
本書用以下回歸模型分析公司治理機製對企業績效的影響程度。
其中，
PER為營業利潤率（OROE）；
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＿CONTM（M ＝1，2…）為控製變量，包括 SIZE、LEV和INDI（I＝1，2，…，19）等21個變量。其中，SIZE和LEV為期初總資產的賬麵價值的常用對數值和資產負債率；INDI為19個行業啞變量。
YEARN（N＝1，2…）為三個年度啞變量，以控製異方差問題的影響。
上述模型的回歸結果，從中可以看出：總體來看（第1－3列），第一大股東的持股比例（SHR1）或董事會成員的人均持股數量（BSHR）越高，公司經營業績越好。另外，在控製其他因素的情況下，董事長同時兼任控股股東法人代表的公司（DCSH＝1）的經營業績也顯著好於沒有兼任的公司（DCSH＝0）。除上述變量（SHR1、BSHR、DCSH）外，其他公司治理變量對公司經營業績都沒有顯著的影響。
西方許多研究發現在經理人員發生變更的當年，繼任經理往往會對公司資產進行“大衝澡”（TAKE A BATH）以取得良好的未來業績（STRONG和 MEYER，1987；ELLIOTT和 SHAW，1988；MOORE，1973；POURCIAU，1993；WEISBACH，1995）。為了控製上述因素的影響，本書分別剔除了當年度或整個研究期間（1998～2001年）董事長或總經理發生變更的公司，並對模型4－6重新進行了回歸分析。從中可以看出，在控製上述因素後 SHR1、BSHR和 DCSH的影響仍然非常顯著，不同的是MUT的回歸係數變的顯著起來，即“股權製衡類”公司（MUT＝1）的經營業績顯著好於“一股獨大”類公司（MUT＝0）。並且，上述結果在控製非標準審計意見的影響後依然成立。
四、一些討論
（一）經理人員的更換是有效的嗎
如前所述，有效的公司治理機製不但能夠在公司業績低劣時及時解聘不稱職的經理人員，並且能夠選聘稱職的經理人員予以替代。本書的研究結果表明，我國上市公司董事長（而不是總經理）的變更概率隨公司經營業績的下降而提高，但上市公司的經營業績卻沒有在更換經理後得到顯著的改善。一般來講，對上述現象至少有以下兩種解釋：一種解釋是低劣的公司業績並非董事長的責任所致，因而即使更換了董事長，但由於導致業績低劣的原因並沒有消失，從而經營業績也就不可能在更換董事長後得到顯著的改善；另一種解釋就是，董事長確實是導致公司業績低劣的主要原因，但公司在解聘不稱職的董事長後卻未能選聘稱職的繼任者。
關於公司高級管理人員的素質（包括能力和態度）是否對企業績效具有重要影響，理論界一直有兩種觀點。“領導觀”（LEADERSHIP SCHOOL）認為，高級管理人員可以通過對公司戰略、文化、組織結構等的調整適應經營環境的變化，從而可以對公司業績產生重要影響（CHILD，1972；DRUCKER，1954；LAWRENCE和LORSCH，1967；WOODWARD，1965；THOMPSON，1967；WIERSEMA，1992；ROTEMBERG和 SALONER，1998等），而“製約觀”（CON-STRAINS SCHOOL）則認為，企業麵臨的眾多來自內部和外部的約束力量捆住了高級管理人員的“手腳”，從而高級管理人員很難對企業績效產生重要影響（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，由於公司可供利用資源的固有的慣性（INERTIA）特征，高級管理人員並不能根據變化了的經營環境對公司戰略或組織結構及時做出調整，這些慣性力量包括公司內部政策、現存的控製體係、已有的固定資產投資和組織理念等內部因素以及競爭壓力和行業的進入或退出壁壘等外部因素。不但理論上沒有取得一致意見，即使是有限的實證文獻也沒有給出上述問題的一致回答。例如，WEINER（1978）和THOMAS（1988）提供了支持“製約觀”的證據，WEINER和 MAHONEY（1981）提供了支持“領導觀”的證據，而LIEBERSON和OCONNORS（1972）的發現甚至同時可以用上述兩種觀點予以解釋。關於上述問題的最新研究成果由WASSERMAN、NOHRIA和ANAND（2002）提供，他們認為簡單地論證“高級管理人員是否起作用”是不全麵的，正確的研究思路應該是“高級管理人員什麼時候起作用”；在對來自42個行業的531家公司1979～1997年共19年的數據進行分析後，該文發現高級管理人員對企業績效的影響程度表現出顯著的行業差異，當公司發展機會稀少或高級管理人員擁有可以懈怠的資源（SLACK RESOURCES）時，經營業績受高級管理人員的影響最為顯著。
近年來，圍繞著國有企業的效率低下問題，我國理論界形成了“產權論”和“外部環境論”兩種觀點（張軍，1996）。產權論者基於新製度經濟學的現代產權理論，認為產權對企業效率是重要的。私有企業的產權人享有剩餘利潤占有權，這會給產權所有者以強激勵去改善企業效率；國有企業效率不高的原因，就在於產權不清晰且缺乏足夠的激勵。針對我國國有企業的具體情況，產權論者提出了將國有資產變成債權而不是股權，讓真正承擔風險的股東去選擇、激勵和約束企業家的改革政策建議（張維迎，1999）。外部環境論者認為產權不是效率的必要和充分條件，而是強調目前國有企業的首要問題是不公平競爭條件下的預算軟約束；我國國有企業之所以效率低，關鍵在於缺乏一個充分競爭的產品市場、企業家市場和資本市場，從而不能產生充分信息去監督、約束和激勵職業企業家（林毅夫、蔡坊和李周，1997）。除上述兩種觀點外，用超產權理論來解釋國有企業的效率問題也在近年來受到了理論界的重視。超產權論通過建立產權、競爭、治理機製與企業績效的相互關係的理論模式說明，決定企業績效的關鍵是企業治理機製，競爭是企業治理機製向效益方麵改善的根本保證條件，產權變化並非是企業治理機製改善、效益提高的必要條件，因此國有企業效率低下的根本原因在於缺乏有效的企業治理機製（劉勺佳和李驥，1998）。雖然產權論、外部環境論或超產權論對決定企業經營者的能力和積極性的因素的認識不同，但無論是將產權或所有製作為改進企業效率的解釋變量，還是將競爭視為企業效率改進的根本原因，都把企業經營者追求效益的積極性和能力作為“中間變量”以傳遞產權或競爭對企業效率的作用效果，因此，上述三種觀點實際上都認為企業經營者的能力和積極性是我國國有企業效率問題的直接決定因素（黃群慧，2000）。另外，1993年開始實施的《公司法》規定股份有限公司的董事長是公司的法人代表，並明確指出董事會在閉會期間可以授權董事長行使董事會的部分職權，而一項關於“我國上市公司內部管理體製和決策機製狀況”的調查報告也表明，大部分的上市公司實行董事會領導下的總經理負責製（占76%）或董事會集中決策、集中管理，黨委負責的決策體製（占12%），並且公司董事會的召開基本上是由董事或高級管理人員向董事長提出的（高明華，2001）。這表明，大部分上市公司的董事長都是公司內部最有影響的領導成員，從而必然會對上市公司的經營業績產生重要影響。