一、前言

优秀的企业家能为企业带来大量的利润与广阔的发展前景，而上市公司的董事长和总经理更是实务界的风云人物，他们的突然离去带给企业的将是股价大幅震荡和人事大量更迭。企业的高管人员更换则为学术界提供了良好的研究素材，高级管理人员的更换成为国内外证券市场和管理学研究中的一项重要内容。追求利润最大化和降低风险成为高管更换的重要原因。近些年来，中国企业界涌现出大量高管人员的更换，引起了广泛的关注，这为研究中国制度背景下的高管更换话题提供了契机。

良好的公司治理机制是上市公司持续、健康发展的基石，赋予委托人权力以雇佣、奖惩、解雇代理人是公司治理健全及有效执行的必要条件。评判代理人能力强弱的标准源于代理人为委托人创造的价值以及造成的风险。会计业绩和市场业绩作为评价代理人能力的标准已得到广泛的共识,对风险的研究主要集中于探讨经营风险对高管变更的影响.法律诉讼可能会给企业造成未来的或有支出和名誉损失，成为企业外部风险的一个重要来源，是代理人风险控制能力的重要体现，但鲜有学者涉足公司的法律诉讼问题。在财务领域，有关法律的研究源于LLSV的法与金融，该类研究主要从国家层面角度研究不同法律环境对于金融及财务状况的影响，对于个体公司是否涉足法律相关诉讼，尚未进行深入探讨。研究法律诉讼对高管变更的影响，体现了委托代理理论实施的效果差异，具有重要的理论和现实意义。

我国国有企业和非国有企业经营目的不同，相应地对高管所采用的激励和惩罚措施不同。盈利是国有企业经营的目的之一，同时国有企业还承担着安排社会充分就业、宏观经济调控、维持社会稳定等职责（王红领，李稻葵，雷鼎鸣，2001），因而国有企业的盈利能力和风险控制中很大部分并非是由高管决定，而是由上级和国家宏观政策的需要决定。国有企业经营所面临的特殊环境，决定了在企业中高管更换的动机可能不同。另一方面，由于国有企业高管的相关政府背景、社会关系较为深厚，使得大股东在更换高管时产生较大阻力。相反，非国有企业股东在任命、奖惩、解雇高管时，相对拥有较大自主权力。分别研究国有企业和非国有企业高管变更影响因素的差异，能够为我国国有企业改革提供指导，为投资者更好地理解上市公司高管更换的动因提供帮助。

基于以上分析，本文研究国有控股、法律诉讼与高管变更之间的关系。研究结果表明，上市公司受到法律诉讼与高管变更概率正相关；上市公司受到法律诉讼与高管变更概率正相关的关系主要发生在非国有公司中，在国有公司中未发现该关系；进一步的研究表明，在非国有公司中，法律诉讼主要与非正常高管变更概率相关。

本文研究的贡献在于：首先，本文首次使用法律诉讼作为上市公司高管风险控制能力的代理变量来研究高管变更。相对于Bushman（2008）使用业绩的波动作为衡量风险来讲，更直接的体现高管对风险的控制能力，进一步加深了人们对于高管能力及其高管变更的理解。其次，按照所有权性质，将公司分为国有和非国有企业，研究不同股权性质对法律诉讼与高管变更概率关系的影响。此贡献在于，并不是所有的高管风险控制能力都与高管变更相关，所有权性质会影响大股东对高管变更的决策行为，深化了人们对高管变更深层次原因的理解。

二、文献回顾与研究假说

随着现代市场经济的产生和发展，企业规模逐渐扩大，经营一个企业对专业知识的要求越来越高，经营者所需要投入的精力也越来越多，具有现代经营理念的所有者，将会选择聘请外部经理管理企业，将自己从繁琐的日常经营中脱身出来。这种分工即两权分离必然也会带来一定的负面效应，就是道德风险和逆向选择问题的产生。激励性的薪酬合同是降低道德风险和逆向选择的重要手段。由于代理人行为能力的不可观测性，因而激励性的薪酬合同设计的关键因素是选用合适的指标来代替代理人的能力，而指标与高管能力之间的关联性则是指标选取的标准。以往的研究表明，基于业绩指标反映的经理人的盈利能力，可以作为激励薪酬制定的基础，也成为高管更换的重要决定因素。业绩指标包括市场指标和会计指标，一些学者发现公司市场业绩对高管变更有负面影响.另一些学者认为会计信息是高管变更的重要决定因素；当会计指标拥有更多信息含量时候，基于市场的指标关注度降低。另外一些学者认为，基于会计和基于市场的指标都能够较好地解释管理层绩效，因而成为薪酬评价体系建立的基础,此时，基于会计的指标（盈余）和基于市场的指标（股票价格或超额回报）同CEO变更均存在显著的负相关性。股权集中度、独立董事、行业同质性和产品市场竞争是影响业绩指标与高管变更的中介变量，已有研究表明，在股权集中度较低的行业，盈余同高管变更的相关性更强，独立董事比例增加了业绩和高管变更敏感度，行业同质性是影响业绩和高管变更敏感度的一个因素,产品市场竞争程度也正向影响基于相对业绩评估的绩效和高管变更的敏感度.有研究表明，业绩的不同组成部分对高管变更的影响不同，因而在研究业绩对高管变更的影响时，需要将业绩划分为不同的组成部分 如回报的不同组成部分对高管变更的解释力度不同研究还发现，行业整体回报会负向影响CEO变更本文来源于 .风险控制能力被视为不可观测的高管能力的另一体现，会计业绩或者市场业绩的历史波动被认为是风险的表现特征.如果公司的业绩波动是源于不可观测的CEO能力，那么董事会会将公司的业绩波动作为高管能力的一种衡量，这是董事会替换CEO的一种原因，否则董事会很难使用波动性作为CEO能力的衡量,使用业绩波动性来代理业绩风险，但是较难区分业绩波动性是否是由于CEO真实能力造成的。

国内关于高管变更的研究较少。赵震宇、杨之曙和白重恩（2007）研究发现，上市公司的业绩跟董事长和总经理的升迁或降职有正向显著关系。国有企业与私营企业在考察总经理的经营能力时所基于的指标存在差异，私营企业将融资贷款数额作为总经理职位变动很重要的一个考核指标。朱红军（2002）研究发现，从对外披露的原因来看，辞职和工作调动是高管变更使用最多的托词。高管人员的年龄、以前年度的经营业绩和大股东的更换是影响高管人员更换的重要原因。

代理理论指出，委托人和代理人之间的冲突是代理理论的首要问题.代理人在完成委托人交付的任务之后，才能获得相应补偿，然而代理人作出对委托人不利的结果则会影响委托人对其的评判，进而作出更换的决策。以往的研究主要集中于公司的业绩对高管变更的影响，但作为企业所有者的股东，在判断高管能力时，不仅仅依赖于高管为企业创造的业绩，还会考虑高管能否带来企业稳定、健康、长期发展.有关风险控制能力对高管变更的影响，以往研究主要关注公司内在的业绩波动性对高管变更的影响，然而丑闻、诉讼、声誉等等负面消息在不同程度上会对企业的正常经营活动产生影响，若该类负面效果长期积累，会对企业造成较为严重的影响。负面消息的来源之一——法律诉讼，主要表现为上市公司遭受银行、政府、企业以及个人引发诉讼，作为被诉讼方的上市公司由于侵害对方权益而有可能遭受法律制裁，致使其在诉讼赔偿中遭受经济和名誉损失。法律诉讼从另一个角度体现了高管的风险控制能力，对高管的更换会起到什么样的作用呢？股东显然难以容忍该类丑闻事件的发生，并将该类事件归罪于企业的高管，一旦对高管能力产生怀疑，该高管被替换的可能性随之增加。由此，法律诉讼作为潜在损毁公司资产或名誉的事件，会导致由此产生的股东对于高管的不信任感，致使高管产生变更。据此，提出假设1。

假设1：公司发生法律诉讼与高管变更的概率正相关。

影响公司行为的一个重要制度因素是政府在公司中的作用.国有企业的经营目标异于非国有企业，非国有企业的股东更多关注的是企业的盈利和健康发展，在对高管的考核任命时主要关注这两个方面。在国有企业中，作为政府意志的一种体现，承担着安排社会充分就业、宏观经济调控、维持社会稳定等职责，因而，公司的盈利和风险控制并非全部由高管的能力决定，因此国有企业对高管的评价与非国有企业不同。当上市公司面临法律诉讼时，国有股东无法将法律诉讼完全归咎于高管的无能；同时，作为国有企业的高管由于其存在较为深厚的政府或社会背景，即使面临企业困境，也有可能利用其政府或社会关系保留其现有职位。据此，提出假设2。

假设2：非国有企业法律诉讼与高管变更正相关关系强于国有企业。

有关高管变更的原因存在多种解释，例如：控制权转移、解雇、公司治理等诸多因素。根据变更的本质不同，可以将高管变更划分为正常性变更和非正常性变更。正常性变更体现的是一种自然状态下的高管更换，如正常的退休等，这不能体现股东对高管能力的评判，因而，正常性变更与非正常性变更的影响因素应该不同。法律诉讼是高管风险控制能力的一种体现，会影响股东对高管能力的评判，因而对高管的非正常性变更有较强的影响。据此，提出假设3。

假设3：法律诉讼与高管变更概率之间的正相关关系主要发生在非正常变更中。

三、研究设计

（一）样本选择

本文选择2000—2008年上市公司样本，其中财务数据来源于深圳国泰安（CSMAR）数据库，董事长和总经理变更数据和股权性质数据来自于中国经济研究中心（CCER）的公司治理数据库。在中国关系型主导的社会中，原有股东并不愿意将董事长或总经理离职的真正原因公之于众，以免同高管彻底对立，同样高管也不愿将这种负面原因进行披露，以免影响其在经理人市场上的竞争能力。在此情况下，从上市公司披露的高管更换的原因中，很难得到高管离职的真正原因，需要采用一定标准将整体样本分为正常变更和非正常变更子样本。在本文的研究中，根据CCER的公司治理数据库中披露的原因，将确定无疑的正常性原因加以分离，将其他部分归为非正常性样本，是一种较为合理的处理方式。据此，将“退休”，“任期届满”，“健康原因”，“结束代理”确定为正常变更样本；“工作调动”，“控股权变动”，“辞职”，“解聘”，“个人”，“完善公司法人治理结构”，“涉案”，“其它”作为非正常变更样本。
在样本的选取过程中，对整体样本作了如下处理：剔除金融行业数据；剔除缺失的数据。最终获得8 574个观测值。

为了进一步检验不同所有权性质对法律诉讼与高管变更影响的差异，本文将样本分为国有企业和非国有企业两组；为了进一步研究高管变更的不同原因，本文将样本分为正常性变更和非正常性变更两组。

样本的分布如表1所示。

由表1可见，非国有样本为2 141个，国有样本为6 433个，说明国有企业占有较大比重。变更样本为2 700个，其中非国有企业变更样本为700个，国有企业变更样本为2 000个，比例分别为32.7%和31.1%，相差不大，说明大约有32%的样本发生了高管变更。

非国有企业中，非正常变更样本为484个，正常变更样本为216个，配对样本都为1 441个。因此，获得非国有企业非正常变更研究样本1 925个，非国有企业正常变更研究样本1 657个。非正常变更样本比正常变更样本多的原因是年报中披露的变更原因，除了正常变更之外，其它类型难以判断，因此归为非正常变更。

国有企业中，非正常变更样本为1 335个，正常变更样本为665个，配对样本都为4 433个。因此，获得国有企业非正常变更研究样本5 768个，国有企业正常变更研究样本5 098个。非正常变更样本比正常变更样本多的原因同样是由于年报中披露的变更原因，除了正常变更之外，其它类型难以判断，因此归为非正常变更。

（二）变量定义

本文所用到的变量定义如表2所示。

（三）研究模型

为了检验上述假设1、假设2、假设3，本文使用logistic回归对模型（1）和模型（2）进行回归。

四、实证结果与分析

（一）描述性统计

全部样本的描述性统计如表3所示。由表3可以看出，Turnover的均值为0.315，说明CEO变更的概率约为31.5%；Suit的均值为0.065，说明发生法律诉讼的概率约为6.5%；Charge的均值为0.067，说明法律诉讼涉及金额约占总资产的6.7%；Return的均值为-0.283，说明回报约为-0.283；ROA的均值为0.021，说明总资产收益率约为0.021；Size的均值为21.194，较为合理；LY的均值为5.944，与Bushman（2008）研究一致；Age的均值为47.423，说明CEO的年龄约为47岁。

国有和非国有子样本的描述性统计如表4所示。由表4可知，非国有企业董事长或总经理变更均值为0.327，国有企业董事长或总经理变更均值为0.311，T值为1.39，Z值为1.39，说明两者不存在显著差异。非国有企业Suit均值为0.099，国有企业Suit均值为0.053，T值为7.50，Z值为7.48，说明两者存在显著差异，非国有企业发生法律诉讼较多。非国有企业Charge均值为0.103，国有企业Charge均值为0.055，T值为7.59，Z值为7.48，说明两者存在显著差异，非国有企业发生法律诉讼金额较多。非国有企业Return均值为-0.297，国有企业Return均值为-0.278，T值为-1.48，Z值为-2.02，说明两者差异不确定。非国有企业ROA均值为0.011，国有企业ROA均值为0.025，T值为-7.75，Z值为-1.72，说明两者存在显著差异，国有企业资产收益率较高。非国有企业Size均值为20.874，国有企业Size均值为21.300，T值为-18.15，Z值为-13.65，说明两者存在显著差异，国有企业规模较大。非国有企业LY均值为6.310，国有企业LY均值为5.822，T值为5.66，Z值为5.32，说明两者存在显著差异，在本文的样本中非国有企业上市时间相对较长。非国有企业Age均值为45.186，国有企业Age均值为48.168，T值为-21.46，Z值为-18.25，说明两者存在显著差异，国有企业董事长或总经理年龄较高。

（二）回归结果

1.诉讼和CEO变更

表6列示了模型（1）和模型（2）的回归结果，其中，被解释变量为是否发生高管更换（TURNOVER）。由表6可见，在总体样本回归中，变量Suit的系数为0.362，Wald值为9.842，显著正相关，该结果验证了假设1。在非国有企业样本中，Suit的系数为0.797，Wald值为17.398，显著正相关；在国有企业样本中，Suit的系数为0.086，Wald值为0.309，无显著相关关系，该结果验证了假设2。

本文同时使用诉讼金额比率Charge，进一步检验诉讼与高管变更之间的关系。由表6可见，在总体样本中，Charge的系数为0.362，Wald值为10.860，显著正相关。该结果验证了假设1。在非国有企业样本中，Charge的系数为0.742，Wald值为16.634，显著正相关；在国有企业样本中，Charge的系数为0.118，Wald值为0.659，无显著相关关系，该结果进一步验证了假设2。

2.非国有企业诉讼和CEO变更

由表7可见，在非国有企业的非正常性样本中，Suit的系数为0.856，Wald值为17.361，显著正相关；在非国有企业正常性样本中，Suit的系数为0.595，Wald值为3.223，显著正相关；非正常性样本的显著性强于正常样本，该结果验证了假设3。

本文进一步使用诉讼金额比率Charge研究正常变更与非正常变更对非国有企业高管变更的影响。由表7可见，在非国有企业的非正常样本中，Charge的系数为0.789，Wald值为16.247，显著正相关；在非国有企业正常样本中，Charge的系数为0.561，Wald值为3.213，显著正相关，非正常性样本的显著性强于正常性样本，该结果验证了假设3。
五、研究结论与启示

国有非国有企业经营目的的差异导致对高管能力评判的标准不同。法律诉讼体现了高管风险控制能力的一个方面，是股东评判高管能力的一个重要方面，而高管变更体现了股东对自身利益的保护，近些年来在中国得到学术界和理论界的广泛关注。本文研究了国有控股、法律诉讼及其交互效应对高管变更的影响，研究结果表明，上市公司受到法律诉讼与CEO变更正相关；上市公司受到法律诉讼与CEO变更正相关的关系主要发生在非国有企业中；非国有企业的非正常性CEO变更的概率大于正常性CEO变更。本文的研究结论为投资者正确理解不同类别上市公司高管变更提供指南，同时，高管在进行风险控制时需要加强对公司未来面临的诉讼风险进行管理。

【参考文献】

［1］ 王红领，李稻葵，雷鼎鸣.政府为什么会放弃国有企业的产权［J］.经济研究，2001（8）.

［2］ 赵震宇，杨之曙，白重恩.影响中国上市公司高管层变更的因素分析与实证检验［J］.金融研究，2007（8）.

［3］ 朱红军.我国上市公司高管人员更换的现状分析［J］.管理世界，2002（5）.