一、前言
優秀的企業家能為企業帶來大量的利潤與廣闊的發展前景，而上市公司的董事長和總經理更是實務界的風云人物，他們的突然離去帶給企業的將是股價大幅震蕩和人事大量更迭。企業的高管人員更換則為學術界提供了良好的研究素材，高級管理人員的更換成為國內外證券市場和管理學研究中的一項重要內容。追求利潤最大化和降低風險成為高管更換的重要原因。近些年來，中國企業界涌現出大量高管人員的更換，引起了廣泛的關注，這為研究中國制度背景下的高管更換話題提供了契機。
良好的公司治理機制是上市公司持續、健康發展的基石，賦予委托人權力以雇傭、獎懲、解雇代理人是公司治理健全及有效執行的必要條件。評判代理人能力強弱的標準源于代理人為委托人創造的價值以及造成的風險。會計業績和市場業績作為評價代理人能力的標準已得到廣泛的共識,對風險的研究主要集中于探討經營風險對高管變更的影響.法律訴訟可能會給企業造成未來的或有支出和名譽損失，成為企業外部風險的一個重要來源，是代理人風險控制能力的重要體現，但鮮有學者涉足公司的法律訴訟問題。在財務領域，有關法律的研究源于LLSV的法與金融，該類研究主要從國家層面角度研究不同法律環境對于金融及財務狀況的影響，對于個體公司是否涉足法律相關訴訟，尚未進行深入探討。研究法律訴訟對高管變更的影響，體現了委托代理理論實施的效果差異，具有重要的理論和現實意義。
我國國有企業和非國有企業經營目的不同，相應地對高管所采用的激勵和懲罰措施不同。盈利是國有企業經營的目的之一，同時國有企業還承擔著安排社會充分就業、宏觀經濟調控、維持社會穩定等職責（王紅領，李稻葵，雷鼎鳴，2001），因而國有企業的盈利能力和風險控制中很大部分并非是由高管決定，而是由上級和國家宏觀政策的需要決定。國有企業經營所面臨的特殊環境，決定了在企業中高管更換的動機可能不同。另一方面，由于國有企業高管的相關政府背景、社會關系較為深厚，使得大股東在更換高管時產生較大阻力。相反，非國有企業股東在任命、獎懲、解雇高管時，相對擁有較大自主權力。分別研究國有企業和非國有企業高管變更影響因素的差異，能夠為我國國有企業改革提供指導，為投資者更好地理解上市公司高管更換的動因提供幫助。
基于以上分析，本文研究國有控股、法律訴訟與高管變更之間的關系。研究結果表明，上市公司受到法律訴訟與高管變更概率正相關；上市公司受到法律訴訟與高管變更概率正相關的關系主要發生在非國有公司中，在國有公司中未發現該關系；進一步的研究表明，在非國有公司中，法律訴訟主要與非正常高管變更概率相關。
本文研究的貢獻在于：首先，本文首次使用法律訴訟作為上市公司高管風險控制能力的代理變量來研究高管變更。相對于Bushman（2008）使用業績的波動作為衡量風險來講，更直接的體現高管對風險的控制能力，進一步加深了人們對于高管能力及其高管變更的理解。其次，按照所有權性質，將公司分為國有和非國有企業，研究不同股權性質對法律訴訟與高管變更概率關系的影響。此貢獻在于，并不是所有的高管風險控制能力都與高管變更相關，所有權性質會影響大股東對高管變更的決策行為，深化了人們對高管變更深層次原因的理解。
二、文獻回顧與研究假說
隨著現代市場經濟的產生和發展，企業規模逐漸擴大，經營一個企業對專業知識的要求越來越高，經營者所需要投入的精力也越來越多，具有現代經營理念的所有者，將會選擇聘請外部經理管理企業，將自己從繁瑣的日常經營中脫身出來。這種分工即兩權分離必然也會帶來一定的負面效應，就是道德風險和逆向選擇問題的產生。激勵性的薪酬合同是降低道德風險和逆向選擇的重要手段。由于代理人行為能力的不可觀測性，因而激勵性的薪酬合同設計的關鍵因素是選用合適的指標來代替代理人的能力，而指標與高管能力之間的關聯性則是指標選取的標準。以往的研究表明，基于業績指標反映的經理人的盈利能力，可以作為激勵薪酬制定的基礎，也成為高管更換的重要決定因素。業績指標包括市場指標和會計指標，一些學者發現公司市場業績對高管變更有負面影響.另一些學者認為會計信息是高管變更的重要決定因素；當會計指標擁有更多信息含量時候，基于市場的指標關注度降低。另外一些學者認為，基于會計和基于市場的指標都能夠較好地解釋管理層績效，因而成為薪酬評價體系建立的基礎,此時，基于會計的指標（盈余）和基于市場的指標（股票價格或超額回報）同CEO變更均存在顯著的負相關性。股權集中度、獨立董事、行業同質性和產品市場競爭是影響業績指標與高管變更的中介變量，已有研究表明，在股權集中度較低的行業，盈余同高管變更的相關性更強，獨立董事比例增加了業績和高管變更敏感度，行業同質性是影響業績和高管變更敏感度的一個因素,產品市場競爭程度也正向影響基于相對業績評估的績效和高管變更的敏感度.有研究表明，業績的不同組成部分對高管變更的影響不同，因而在研究業績對高管變更的影響時，需要將業績劃分為不同的組成部分 如回報的不同組成部分對高管變更的解釋力度不同研究還發現，行業整體回報會負向影響CEO變更本文來源于 .風險控制能力被視為不可觀測的高管能力的另一體現，會計業績或者市場業績的歷史波動被認為是風險的表現特征.如果公司的業績波動是源于不可觀測的CEO能力，那么董事會會將公司的業績波動作為高管能力的一種衡量，這是董事會替換CEO的一種原因，否則董事會很難使用波動性作為CEO能力的衡量,使用業績波動性來代理業績風險，但是較難區分業績波動性是否是由于CEO真實能力造成的。
國內關于高管變更的研究較少。趙震宇、楊之曙和白重恩（2007）研究發現，上市公司的業績跟董事長和總經理的升遷或降職有正向顯著關系。國有企業與私營企業在考察總經理的經營能力時所基于的指標存在差異，私營企業將融資貸款數額作為總經理職位變動很重要的一個考核指標。朱紅軍（2002）研究發現，從對外披露的原因來看，辭職和工作調動是高管變更使用最多的托詞。高管人員的年齡、以前年度的經營業績和大股東的更換是影響高管人員更換的重要原因。
代理理論指出，委托人和代理人之間的沖突是代理理論的首要問題.代理人在完成委托人交付的任務之后，才能獲得相應補償，然而代理人作出對委托人不利的結果則會影響委托人對其的評判，進而作出更換的決策。以往的研究主要集中于公司的業績對高管變更的影響，但作為企業所有者的股東，在判斷高管能力時，不僅僅依賴于高管為企業創造的業績，還會考慮高管能否帶來企業穩定、健康、長期發展.有關風險控制能力對高管變更的影響，以往研究主要關注公司內在的業績波動性對高管變更的影響，然而丑聞、訴訟、聲譽等等負面消息在不同程度上會對企業的正常經營活動產生影響，若該類負面效果長期積累，會對企業造成較為嚴重的影響。負面消息的來源之一——法律訴訟，主要表現為上市公司遭受銀行、政府、企業以及個人引發訴訟，作為被訴訟方的上市公司由于侵害對方權益而有可能遭受法律制裁，致使其在訴訟賠償中遭受經濟和名譽損失。法律訴訟從另一個角度體現了高管的風險控制能力，對高管的更換會起到什么樣的作用呢？股東顯然難以容忍該類丑聞事件的發生，并將該類事件歸罪于企業的高管，一旦對高管能力產生懷疑，該高管被替換的可能性隨之增加。由此，法律訴訟作為潛在損毀公司資產或名譽的事件，會導致由此產生的股東對于高管的不信任感，致使高管產生變更。據此，提出假設1。
假設1：公司發生法律訴訟與高管變更的概率正相關。
影響公司行為的一個重要制度因素是政府在公司中的作用.國有企業的經營目標異于非國有企業，非國有企業的股東更多關注的是企業的盈利和健康發展，在對高管的考核任命時主要關注這兩個方面。在國有企業中，作為政府意志的一種體現，承擔著安排社會充分就業、宏觀經濟調控、維持社會穩定等職責，因而，公司的盈利和風險控制并非全部由高管的能力決定，因此國有企業對高管的評價與非國有企業不同。當上市公司面臨法律訴訟時，國有股東無法將法律訴訟完全歸咎于高管的無能；同時，作為國有企業的高管由于其存在較為深厚的政府或社會背景，即使面臨企業困境，也有可能利用其政府或社會關系保留其現有職位。據此，提出假設2。
假設2：非國有企業法律訴訟與高管變更正相關關系強于國有企業。
有關高管變更的原因存在多種解釋，例如：控制權轉移、解雇、公司治理等諸多因素。根據變更的本質不同，可以將高管變更劃分為正常性變更和非正常性變更。正常性變更體現的是一種自然狀態下的高管更換，如正常的退休等，這不能體現股東對高管能力的評判，因而，正常性變更與非正常性變更的影響因素應該不同。法律訴訟是高管風險控制能力的一種體現，會影響股東對高管能力的評判，因而對高管的非正常性變更有較強的影響。據此，提出假設3。
假設3：法律訴訟與高管變更概率之間的正相關關系主要發生在非正常變更中。
三、研究設計
（一）樣本選擇
本文選擇2000—2008年上市公司樣本，其中財務數據來源于深圳國泰安（CSMAR）數據庫，董事長和總經理變更數據和股權性質數據來自于中國經濟研究中心（CCER）的公司治理數據庫。在中國關系型主導的社會中，原有股東并不愿意將董事長或總經理離職的真正原因公之于眾，以免同高管徹底對立，同樣高管也不愿將這種負面原因進行披露，以免影響其在經理人市場上的競爭能力。在此情況下，從上市公司披露的高管更換的原因中，很難得到高管離職的真正原因，需要采用一定標準將整體樣本分為正常變更和非正常變更子樣本。在本文的研究中，根據CCER的公司治理數據庫中披露的原因，將確定無疑的正常性原因加以分離，將其他部分歸為非正常性樣本，是一種較為合理的處理方式。據此，將“退休”，“任期屆滿”，“健康原因”，“結束代理”確定為正常變更樣本；“工作調動”，“控股權變動”，“辭職”，“解聘”，“個人”，“完善公司法人治理結構”，“涉案”，“其它”作為非正常變更樣本。
在樣本的選取過程中，對整體樣本作了如下處理：剔除金融行業數據；剔除缺失的數據。最終獲得8 574個觀測值。
為了進一步檢驗不同所有權性質對法律訴訟與高管變更影響的差異，本文將樣本分為國有企業和非國有企業兩組；為了進一步研究高管變更的不同原因，本文將樣本分為正常性變更和非正常性變更兩組。
樣本的分布如表1所示。
由表1可見，非國有樣本為2 141個，國有樣本為6 433個，說明國有企業占有較大比重。變更樣本為2 700個，其中非國有企業變更樣本為700個，國有企業變更樣本為2 000個，比例分別為32.7%和31.1%，相差不大，說明大約有32%的樣本發生了高管變更。
非國有企業中，非正常變更樣本為484個，正常變更樣本為216個，配對樣本都為1 441個。因此，獲得非國有企業非正常變更研究樣本1 925個，非國有企業正常變更研究樣本1 657個。非正常變更樣本比正常變更樣本多的原因是年報中披露的變更原因，除了正常變更之外，其它類型難以判斷，因此歸為非正常變更。
國有企業中，非正常變更樣本為1 335個，正常變更樣本為665個，配對樣本都為4 433個。因此，獲得國有企業非正常變更研究樣本5 768個，國有企業正常變更研究樣本5 098個。非正常變更樣本比正常變更樣本多的原因同樣是由于年報中披露的變更原因，除了正常變更之外，其它類型難以判斷，因此歸為非正常變更。
（二）變量定義
本文所用到的變量定義如表2所示。
（三）研究模型
為了檢驗上述假設1、假設2、假設3，本文使用logistic回歸對模型（1）和模型（2）進行回歸。
四、實證結果與分析
（一）描述性統計
全部樣本的描述性統計如表3所示。由表3可以看出，Turnover的均值為0.315，說明CEO變更的概率約為31.5%；Suit的均值為0.065，說明發生法律訴訟的概率約為6.5%；Charge的均值為0.067，說明法律訴訟涉及金額約占總資產的6.7%；Return的均值為-0.283，說明回報約為-0.283；ROA的均值為0.021，說明總資產收益率約為0.021；Size的均值為21.194，較為合理；LY的均值為5.944，與Bushman（2008）研究一致；Age的均值為47.423，說明CEO的年齡約為47歲。
國有和非國有子樣本的描述性統計如表4所示。由表4可知，非國有企業董事長或總經理變更均值為0.327，國有企業董事長或總經理變更均值為0.311，T值為1.39，Z值為1.39，說明兩者不存在顯著差異。非國有企業Suit均值為0.099，國有企業Suit均值為0.053，T值為7.50，Z值為7.48，說明兩者存在顯著差異，非國有企業發生法律訴訟較多。非國有企業Charge均值為0.103，國有企業Charge均值為0.055，T值為7.59，Z值為7.48，說明兩者存在顯著差異，非國有企業發生法律訴訟金額較多。非國有企業Return均值為-0.297，國有企業Return均值為-0.278，T值為-1.48，Z值為-2.02，說明兩者差異不確定。非國有企業ROA均值為0.011，國有企業ROA均值為0.025，T值為-7.75，Z值為-1.72，說明兩者存在顯著差異，國有企業資產收益率較高。非國有企業Size均值為20.874，國有企業Size均值為21.300，T值為-18.15，Z值為-13.65，說明兩者存在顯著差異，國有企業規模較大。非國有企業LY均值為6.310，國有企業LY均值為5.822，T值為5.66，Z值為5.32，說明兩者存在顯著差異，在本文的樣本中非國有企業上市時間相對較長。非國有企業Age均值為45.186，國有企業Age均值為48.168，T值為-21.46，Z值為-18.25，說明兩者存在顯著差異，國有企業董事長或總經理年齡較高。
（二）回歸結果
1.訴訟和CEO變更
表6列示了模型（1）和模型（2）的回歸結果，其中，被解釋變量為是否發生高管更換（TURNOVER）。由表6可見，在總體樣本回歸中，變量Suit的系數為0.362，Wald值為9.842，顯著正相關，該結果驗證了假設1。在非國有企業樣本中，Suit的系數為0.797，Wald值為17.398，顯著正相關；在國有企業樣本中，Suit的系數為0.086，Wald值為0.309，無顯著相關關系，該結果驗證了假設2。
本文同時使用訴訟金額比率Charge，進一步檢驗訴訟與高管變更之間的關系。由表6可見，在總體樣本中，Charge的系數為0.362，Wald值為10.860，顯著正相關。該結果驗證了假設1。在非國有企業樣本中，Charge的系數為0.742，Wald值為16.634，顯著正相關；在國有企業樣本中，Charge的系數為0.118，Wald值為0.659，無顯著相關關系，該結果進一步驗證了假設2。
2.非國有企業訴訟和CEO變更
由表7可見，在非國有企業的非正常性樣本中，Suit的系數為0.856，Wald值為17.361，顯著正相關；在非國有企業正常性樣本中，Suit的系數為0.595，Wald值為3.223，顯著正相關；非正常性樣本的顯著性強于正常樣本，該結果驗證了假設3。
本文進一步使用訴訟金額比率Charge研究正常變更與非正常變更對非國有企業高管變更的影響。由表7可見，在非國有企業的非正常樣本中，Charge的系數為0.789，Wald值為16.247，顯著正相關；在非國有企業正常樣本中，Charge的系數為0.561，Wald值為3.213，顯著正相關，非正常性樣本的顯著性強于正常性樣本，該結果驗證了假設3。
五、研究結論與啟示
國有非國有企業經營目的的差異導致對高管能力評判的標準不同。法律訴訟體現了高管風險控制能力的一個方面，是股東評判高管能力的一個重要方面，而高管變更體現了股東對自身利益的保護，近些年來在中國得到學術界和理論界的廣泛關注。本文研究了國有控股、法律訴訟及其交互效應對高管變更的影響，研究結果表明，上市公司受到法律訴訟與CEO變更正相關；上市公司受到法律訴訟與CEO變更正相關的關系主要發生在非國有企業中；非國有企業的非正常性CEO變更的概率大于正常性CEO變更。本文的研究結論為投資者正確理解不同類別上市公司高管變更提供指南，同時，高管在進行風險控制時需要加強對公司未來面臨的訴訟風險進行管理。
【參考文獻】
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［2］ 趙震宇，楊之曙，白重恩.影響中國上市公司高管層變更的因素分析與實證檢驗［J］.金融研究，2007（8）.
［3］ 朱紅軍.我國上市公司高管人員更換的現狀分析［J］.管理世界，2002（5）.
