第一节实证研究设计
制度对于不同属性的上市公司的影响不同，特别是国有上市公司，本章从市场竞争力、制度环境的视角来深入剖析影响高管变更的成因。从市场竞争力、市场化程度、要素市场指数等三个方面分别进行logit回归验证第三章中所提出的理论假设。由于国内外对于高管变更的成因中的公司内部环境的分析较多，所以本章从外部环境视角来分析高管变更的情况，引入产业经济学的相关知识，以期能够更好的解释所研究的问题。
一、变量的选取与定义
1、变量的选取
（1）因变量
①高管变更变量
上市公司对于高管界定的范围很广，主要包括董事长、总经理以及董事会、经理层人员。国内学者对高管的界定不一，甚至有些学者根据自身研究的需要自我设定高管的概念与范畴。国外通常以CEO一职作为研究对象，但是我国大多上市公司却没有设有此职位，上市公司能够与CEO对应的职位只有董事长和总经理，但是董事长和总经理在公司治理中起着不同的作用，到底谁真正拥有公司的实际控制权还处于混沌状态。所以，本文界定高管特指董事长和总经理。设置高管变更亚变量Turnover，当高管（董事长或总经理任一职位）发生变更时Turnover取值为1，否则没有发生变更的取0。
（2）自变量
①公司业绩
对于公司任何利益相关者来说，公司业绩的业绩指标有很多，具体采用什么样的指标进行仔细的剖析究。我国上市公司总体来说拥有会计指标和市场绩效指标。自从20世纪90年代初我国证券市场建立以来，资本市场的发展尚未成熟处于半强势有效市，市场绩效指标不能够有效的反映公司的绩效。所以本文将选用会计指标来衡量公司业绩。而会计指标在衡量公司业绩时的侧重点不同。本文考察的是上市公司高管变更时的业绩，是一个面向企业未来的指标，侧重于企业高管变更对企业的未来整体盈利是否有关联，所以本文选用净资产收益率Roe（扣除摊薄）这个指标。
由于各个行业整体业绩的好坏也会直接影响高管的变更。而且公司的高管会经常将自身公司的经营状况与同行业其他公司进行比较，判断其公司在所在行业的位置和市场竞争力如何。如果是行业的因素导致公司业绩不佳，公司高管甚至股东就很难判断公司经营不善到底应该由谁来负责，在对是否进行高管变更决策时就会谨慎。而为了消除行业因素的影响，本文将各个样本公司的业绩指标Roe减去所处行业的所有上市公司当年的Roe的算术平均值，这样就可以得到一个经过行业调整的公司绩效指标Adjroe。
③市场竞争度
市场竞争度是根据市场的参与者的数量和参与程度来反映市场的竞争程度的概念。通常来说市场竞争度指标可以分为三类，即绝对集中度指标、相对集中度指标、赫佛因德指标。其中绝对集中度指标不能够全面考虑企业总数和市场分布这两个因素的影响，只是集中考虑行业前几家的企业的信息，而且所考虑的企业的数目也认为因素的影响而变动，指标数值的高低具有一定随意性。而相对集中指标的计算繁琐，会出现扭曲事实的现象。赫佛因德指标正好克服了上述两种指标的缺陷。所以，本文选取赫佛因德指标作为衡量市场竞争度的指标。
赫佛因德指标（HHI）主要优点是：赫佛因德指标能够准确的反映企业的市场竞争度，因为它考虑了企业的总数和企业的规模两个因素的影响。当行业可容纳的企业数目一定时，赫佛因德指标越小，一个产业内相同规模的企业就越多，行业内企业之间的竞争就越激烈，企业之间相互影响的程度就越大。因此，在行业内企业数量一定时，赫佛因德指标越小，市场竞争强度就越大；反之，赫佛因德指标越大，市场竞争强度就越小。
④市场化指数
上市公司所处地区的制度环境变迁是一项集合指标，很难对其进行量化，这也是为什么在研究高管变更的有关制度方面文献无法找到的原因。针对此问题国内学者对于分析和计算市场化指数进行了深入的研究。其中取得的最显著成果的是樊纲在2006年的研究成果。樊纲的研究成果即“中国市场化指数年度报告”，从多个视角揭示不同地区制度环境的所存在的差异，这为开展制度环境分析提供了重要的参考依据。所以本文以樊纲出版的《中国市场化指数——各地区市场化相对进程度报告》中所揭示的各省（自治区、直辖市）市场化程度指数作为各地区制度环境的替代变量。由于该指标是一个相对数值，其取值范围在O10之间，市场化程度越高的地区，相对指数就越大。如果市场化指数为5，说明该地区市场化程度处于全国中等水平。
⑤要素市场发育指数
本文以樊纲所编著的《中国市场化指数——各地区市场化相对进程报告》所披露的要素市场发育指数作为制度环境变迁的第二替代变量。该指标也是一个相对数值，其取值范围在0-10之间，要素市场发育指数越低，代表企业与政府的关系越紧密，政府对企业的干预程度越大。如果要素市场发育指数为5，说明该地区政府与企业的关系紧密程度处于全国中等水平。
⑥减少商品市场的地方保护指数
为了扶持当地企业的发展，我国各地区存在不同程度的贸易保护政策对外来的企业的产品的销售设置障碍。这在一定程度上违背了资源优化配置的原则。所以本文选取《中国市场化指数——各地区市场化相对进程报告》所披露的减少商品市场的地方保护指数作为制度环境变迁的第三替代变量。该指标也是一个相对数值，其取值范围在0-10之间，减少商品市场的地方保护指数越小说明当地政府对于商品市场的保护力度越大。
⑦减少政府对企业的干预指数
运作高效的当地政府有助于当地市场的良性运转。我国不同地区的当地政府的运作效率不同，对于企业的干预情况也不同，这就导致企业的公司治理结构存在差异。所以本文选取《中国市场化指数——各地区市场化相对进程报告》所披露的减少政府对企业的干预指数作为制度环境变迁的第四替代变量。该指标也是一个相对数值，其取值范围在0-10之间，减少政府对企业的干预指数越小说明政府对于企业的干预力度越大。
（3）控制变量
①公司的规模
在以往研究当中，公司的规模与高管的变更之间存在一定的关系，为了控制这种影响，本文采用将上市公司的总资产来表示公司的规模，由于其数值太大对其取自然对数。
②离任高管的年龄
高管的年龄，特别是在51岁到65岁之间的高管变更的可行性大大增加，这在前文对高管年龄做描述性统计分析时就发现了此问题，因此对该指标对高管变更的影响进行控制。
③高管是否领取薪水
高管即董事长或总经理是否从上市公司领取薪水，可能会影响到管理者与股东的利益出现不一致的情况，因此本文将高管是否领取薪水作为控制变量。
④股权制衡度
股权制衡度对于完善公司治理非常重要，要是没有其他股东来监督第一大股东的行为，那么众多的公司利益相关的利益就会受到损失。特别是前文所提到的当第一大股东变更时高管随之变更的概率很高。所以本文将股权制衡度作为控制变量。
⑤前十大股东是否存在关联
在我国上市公司当中，前十大股东的持股可以完全控制任何一家公司。但是如果前十大股东进行底层合谋，那么其他众多中小股东和公司相关利益者的利益可能会被侵害。那么，就是去了其他大股东制衡第一大股东的作用，进而也可能会影响到高管的变更。所以本文将前十大股东是否存在关联作为控制变量。
⑥资产负债率
在以往研究当中发现公司的资产负债率与高管的变更之间存在一定的关系，为了控制这种影响，本文采用将上市公司的资产负债率作为控制变量。
⑦独立董事比例
自从2001年8月16日中国证监会发布《关于在上市公司建立独立董事制度的指导意见》以来，上市公司必须在2003年6月30日前使董事会成员中应当至少包括三分之一的独立董事。独立董事职位的出现维护了广大股东的利益，可是现实当中是否真的起到了作用值得我们关注。而且在此指导意见中还规定“上市公司董事会、监事会、单独或者合并持有上市公司己发行股份1%以上的股东可以提出独立董事候选人，并经股东大会选举决定。”这就使得独立董事的独立性受到了质疑，所以本文将独立董事的比例作为控制变量。
⑧第一大股东持股比例
由于我国的上市公司大都是国有企业改制而来，所以第一大股东的持股比例较高，而且前文也提到，当第一大股东股权发生变更时，会影响到高管变更的概率。所以本文将第一大股东持股比例作为控制变量。
⑨年度和行业虚拟变量
不同年度和不同行业对与高管变更的影响也不能忽视，为此本文引入时间呀变量和行业控制哑变量来控制这两种影响。以2004年度的样本为例，当样本为2004年时，Year2004=1，否则Year2004=0，考察到其他年度和行业的样本时同理。
2、变量的定义
根据上边所筛选出来的变量，我们将这些变量分为因变量、自变量、控制变量三大类。
二、变量描述性统计分析
1、全部样本的变更描述性统计分析
本文在进行logit回归之前，先对样本进行描述性统计分析。
从描述性统计分析的结果可以看出上市公司的股权制衡度CN的均值与中位数相差太大，具有向左的偏态。因此，本文为了消除异常值的影响，从而保证下文实证结果的可靠性，对于股权制衡度CN这个变量进行winsorize处理，即对于分布在5%分位数以下或者95%分位数以上的观测值以5%分位数或者95%分位数替代。此种做法比传统的将最大值和最小值的5%的样本点进行截尾处理的优点在于能够在于保持样本容量的基础上消除极端值的影响。
2、主要变量的相关性检验
本文运用SPSS17.0统计软件对于将要涉及到主要变量的Pearson相关系数矩阵列示出来，以便能够发现logit回归模型中各变量是否存在严重的多重共线性问题，从而影响回归的结果。
从中可以看出，各变量之间的相关系数都比较低，只是公司规模变量Size和市场竞争度HHI变量之间的相关系数达到0.691，商品市场的地方保护指数Inter和要素市场发育指数Factor之间相关系数达到0.623，由于商品市场的地方保护指数和市场要素发育指数只是从不同方面衡量制度环境变迁的变量，不会出现在一个方程里，所以对于下文要开展的实证分析没有影响。总而言之，各变量之间的相关系数没有超过0.8，多重共线性存在的可能性比较小。
本文为了稳妥起见，又采用方差扩大因子对各变量之间的关系进行检验，检查各变量之间是否存在多重共线性。
经过检验各变量之间的方差扩大因子均没有大于10，这说明各变量不存在严重的多重共线性。
三、实证模型的构建与logit回归分析
为了检验第四章的理论假设，本文以高管变更为因变量，分别以市场竞争度、市场化指数、要素市场指数、减少商品市场的地方保护指数、减少政府对企业的干预指数为自变量，引入公司规模、股权制衡度等相关控制变量，分别构建五个计量模型来进行logit回归，以期望能够发现影响高管变更的新因素。本文将对2004年——2008年间的3890家样本公司的面板数据进行回归，运用的是stata软件对于进行logit回归时分析。
1、高管变更与市场竞争度的关系分析
为了验证假设1，本文建立模型分析高管变更与市场竞争度之间的关系。
根据建立的模型，本文首先针对全样本的高管变更即董事长和总经理变更的情况下市场竞争度与高管变更的关系展开研究，运用stata软件对于面板数据进行logit回归。对于面板数据进行回归分析时，先要进行hausman检验以判断此模型是采用固定效用模型，还是随机效应模型。运用stata软件进行hausman检验得出的卡方值为0.0003且大于零，则接受原假设，本模型采用随机效应模型进行分析。
从5中我们可以看到模型5.1的市场竞争度指标HHI与高管变更的系数为负，其统计结果在0.01显著水平下显著，这说明市场竞争度与高管变更之间的关系是显著负相关，即市场竞争能力越强的企业，高管变更的可能性就越小，反之市场竞争能力越弱的企业，其高管变更的可能性越大。这样就支持了假设1。
