１【論文】＊

中国上場企業の経営者交替と企業業績−国有・民営の比較分析−
徐涛［キーワード］経営者交替，日常的交替，非日常的交替，事実上の所有権［JEL 分類番号］G３２，G３４，O５
３，P２
６ている（Jensen and Meckling（１９７６））。もう１

１．はじめにつは，究極的手段として，業績の悪い経営者を解職して有能な経営者を雇う，つまり経営者の

これまでのコーポレート・ガバナンスに関す解任と選任である。前者は経営者を誘惑する

る議論は，おおむね「シェアホルダー型ガバナ「アメ」であり，後者は経営者を脅かす「ムチ」

ンス」（shareholder−value perspective）と「スである。本稿は後者の経営者交替を中心に実証

テークホルダー型ガバナンス」（stakeholder−研究を行う。

society perspective）に分けることができる。

ところで，不完備契約理論によれば，企業の前者は株式会社を株主のものと見なし，株主とキー・パーソンである経営者に残余コントロー

経営者の利害が必ずしも一致しないため，経営ル 権（residual control right）と 残 余 請 求 権者に株主の利益を損なわず，効率的経営を行わ（residual claim right）を適切に配分しなけれ

せ る よ う な 法 制 度 の 整 備 に 着 目 す る（Theばならない（Hart（１９９５），張（２０００））。単純

American Law Institute（１９９４））。後者は株式化すれば，残余コントロール権とは企業の意思会社を株主，経営者，従業員と顧客からなる共決定権のことであり，残余請求権とは企業業績同体と考え，「経営者がステークホルダーの厚生を内部化するように誘導ないし強制を図るよ
うな制度のデザイン」こそコーポレート・ガバ
ナンスであると主張する（Tirole（２００１））
。いずれにせよ，企業経営者の利益を企業の利益に一致させて，経営者の行動に対して規制することがコーポレート・ガバナンス共通の課題であろう。
経営者の利益を企業の利益に一致させるために，２つの手段が採られる。１つは，経営者の収入を企業の業績に連動させることである。具
体的には業績連動型の経営者報酬制度の採用や，経営者に自社株を持たせることが現に実施され───────────＊本稿の資料調査にあたって，富士ゼロックス株
式会社小林節太郎記念基金から研究助成金を頂いた。本稿は松野周治教授（立命館大学）のご指導の下で作成したものである。２００
３年１２月に
中国現代史研究会，２００４年１月に愛知大学経営学会が主催する「中国のコーポレート・ガバナ
ンスの課題と展望」ワーク・ショップで報告させて頂き，上原一慶教授（京都大学），川井伸一
教授（愛知大学）をはじめとする多くの方々から貴重なコメントを頂いた。改稿に当たって匿
名のレフェリーからも多くの貴重な意見を頂いた。また，劉徳強助教授（東京学芸大学），坂田圭助教授（立命館大学）からも重要なコメント
を頂き，活用した。ここに記して感謝の意を表したい。なお，文責は全て筆者に帰する。

中国経済研究２

第２巻第２号連動型報酬や自社持株のことである。残余コン

１９９３年１１月に開かれた共産党第１４期３中全会

トロール権と残余請求権は経営者にとって事実の決定によって，国有企業に対する株式会社制

上の所有権（de facto ownership）であるため，度の導入が正式に始まった。この国有企業改革

本稿はこの両方を企業経営者に提示する「アメ」

に対する評価は多岐に分かれているが，「企業とする。

のインサイダーに残余請求権と残余コントロー

欧米では上場企業の経営者交替に関する実証

ル権を与えることで比較的に成功している。し

研究が多く存在している。例えば，経営者（経かし，経営者の選任メカニズムの構築に失敗し営陣）の解任と業績指標（株式収益，売上高伸た」とする主張が有力である（張（１９９７））。つ

び率，総資産利益率（以下 ROA と略）の変化

まり政府・党組織による経営者の選任が恣意性率，赤字決算の有無）の関係についての日米比をもち，有能な人材が選任されないと言うので

較研究（Kaplan（１９９４）），日本企業の実証研究ある。劉（２００２）は中国鉄鋼業企業を対象に国（Kang and Shivdasani（１９９５）））などがある。

有企業と郷村企業の経営者の能力・努力と企業

しかし，中国上場企業の経営者交替と業績の経営効率の関係を実証分析し，国有企業では必関係に関する実証研究は管見の限り （２００１）

ずしも有能な経営者が選任されなかったと結論しか存在しない。

によれば，経営者の解任は付けた。しかし，国有企業でも経営者人事が業

総資産利益率と赤字決算とマイナスの相関関係

績と関連しているとの調査結果もある 。本稿があり，株式収益とは無相関である。また，経は上場国有企業の経営者交替と交替前の業績と営者の解任は会社の業績改善に短期的な効果し交替後の業績改善との間の関係を民営企業と比かもたない。しかし， は中国の上場企業全体

較しながら実証研究し，国有支配企業の経営者についての研究であり，上場国有企業のみを対解任の要因並びに選任の効果の解明を試みる。

象とするものではない。上場国有企業が国有企

本稿は１９９７年末まで上海証券取引所に上場し業に非国有の少数株主を導入した混合所有制のた金融業（２社）と上場停止の企業（２社）を株式会社であり，国有支配企業である。国有支除外した企業３６８社から，１９９８年度から２００２年

配企業とは，筆頭株主または筆頭株主の実質的度までの有価証券報告書に経営者報酬総額が記

支配者が国有企業となっている企業のことであ載されなかった１５７社と経営者の年齢が記載さ１）

２）

る 。国有支配企業と民営企業では所有者の性れていない１社を除いた残りの２１０社から，さ格がかなり違っており，国有支配企業経営者のらに会計監査報告で会計報告内容が承認されな

解任と業績の関係を単独に検証する必要がある。 かった８社，９７年からの過去２年間の経営者交
また，解任の業績改善効果について， では経

替と経営者の在任期間が確認できない３１社，及営者の経営権限と経営者報酬制度の効果，つまび ROA が−１００％以下の企業１社を除外して，り「アメ」の効果をコントロールできていない

最後に残った１
７０社の１９９８年から２００２年のデーという問題もある。

タを用いた。経営者と株主のデータは有価証券報告書（上市公司年度報告），公募目論見書（招───────────１）こ の 分 類 方 法 は 国 家 統 計 局（http://www.
stats.gov.cn/）の「統計上国有経済株式支配状
況についての分類方法」に基づくものである。
中国の上場企業の筆頭株主の支配力は非常に強い。実際に本稿の８５０の観測値の統計によれば，筆頭株主の持株比率は平均で４４．
４％であり，筆頭株主の所有制分類で上場企業を分類することが妥当だと考えられる。

股説明書），上場公告書，臨時公告書などから整───────────２）たとえば，中国企業家調査系統の調査では企業経営者の一番重要な選任基準について国有企
業では「業績」（４８．
９％）と「経営能力」
（２
３．
７％）
が上位２位を占めている（中国企業家調査系統（２０００，９７頁））。

徐：中国上場企業の経営者交替と企業業績表１
年
企業の所有制類型
サンプル数
会長の交替
日常的交替
非日常的交替1998

３

サンプル企業の取締役会長交替の分類

1999

2000

2001

2002

1998年〜2002年合計

国有支

民営

国有支

民営

国有支

民営

国有支

民営

国有支

民営

国有支

民営

配企業

企業

配企業

企業

配企業

企業

配企業

企業

配企業

企業

配企業

企業

141

29

142

28

137

33

139

31

137

33

696

154

850

30

7

39

6

31

11

31

5

25

7

156

36

192

全企業

（21.3）（24.1）（27.5）（21.4）（22.6）（33.3）（22.3）（16.1）（18.2）（21.2） （22.4）（23.4）（22.6）
13

2

15

1

7

1

（9.2） （6.9） （10.6） （3.6） （5.1）
17

5

24

5

12

（3）

24

10

2

6

（8.6） （6.5） （4.4）
19

3

1
（3）

19

6

53

7

60

（7.6） （4.5） （7.1）
103

29

132

（12.1）（17.2）（16.9）（17.9）（17.5）（30.3）（13.7） （9.7） （13.9）（18.2） （14.8）（18.8）（15.5）（注）「交替」行の下段の数字はそれぞれの所有制のサンプル数に対する比率（％）である。
（資料）本稿の８５０のサンプルに対する統計である。

理 し た。上 場 企 業 の 財 務 デ ー タ は Sinofin（nonroutine turnover）に区分する。交替がな

Information Services の「CCER 中国上市公司

されたときに，①年齢が６０歳以上ないし再任す

財務数据庫」（中国上場企業財務データベース）

れば任期中に定年になる場合，②総支配人（総を用いた。

経理）に留任・転任する場合 ，③重病や死亡

４）

なお，本稿では経営者交替を，企業の意思決の場合，の何れかを満たした時の経営者交替を定と経営活動に当たって特に大きな権限をもっ日常的交替とみなし，その他の経営者交替を非ている取締役会長（董事長ないし董事局主席，

日常的交替とみなす。本稿の８５０の観測値（１９９８

以後会長と略す）の交替に限定して考察する 。

３）

年から２００２年までの１７０社のデータ）の会長の日また，本稿で言う「国有支配企業」とは国有常的交替を上記の３つの理由で分けてみると，

株式支配企業のことであり，「民営企業」とは非国有支配企業（民営企業）ではそれぞれ３９（６）

国有株式支配企業のことである。

人，１３（１）人と１（０）人の会長の交替がある。
８５０の観測値における会長の交替を国有支配

２．経営者交替と選任の特徴

企業と民営企業に分けて表１にまとめた。国有
支配企業と民営企業は共に非日常的交替が日常

まず，経営者交替を先行研究と同様に日常的的交替より圧倒的に多い。そして，会長交替の交 替（routine turnover）と 非 日 常 的 交 替

比率について国有支配企業と民営企業の間に大───────────

きな差がない。会長の交替率が２０％を超えてお３）従来の純国有企業では，工場長や総支配人が大きな経営権限を持っていた。しかし，株式会社制度の導入につれて取締役会が設置されて，経営権が取締役会長に大きく集中した。現に大株主との関係を見ても上場企業の取締役会長が総支配人より圧倒的に大株主の取締役会長及び総支配人の出身者が多く，党組織との関係から
でも同様なことが言える。さらに，中国の会社法によれば総支配人の任命権が取締役会にある。
実際に本稿のサンプルで推計してみたところ，総支配人の交替が会長の交替に強く相関していることが分かった。そのために，経営者の交替を論じる場合に会長のほうが相応しいと考えられる。

り，米国の CEO の交替率は１２％弱なので ，５）

単純比較では中国のほうが経営者交替の可能性が高い。
時系列的にみると，国有支配企業の会長の日常的交替と非日常的交替は，それぞれ１９９９年と───────────４）解任された会長が総支配人を兼任した場合に，総支配人の役職が解任されなければ総支配人に留任することになる。また，解任された会長が総支配人に任命されば総支配人に転任することになる。
５） （２００
１，７７頁）。

交替の対象

平均値

交替後の年

0.06

交替後の年

0.04

交替後の年

0.13

後任の会長

0

0

0

0

5

50

3,742.4

交替後年末値

2,352.6

3,876.2

74,056.0

交替後の年

65,902.1

52,961.4
51,593.7

35,217.5

4,538.2

4,851.9

0.34

0.39

0.19

0.39

2.67

7.08

6.68

0.23

0.23

5.44

4.87

標準偏差

106,637.8

105,083.5

2,163.9

4,012.1

0

0

0.29

0.29

5.43

43.14

58.43

0.43

0.29

−4.98

−4.43

平均値

日常的交替

49,166.7

34,800.0

1,371.4

2,530.0

0

0

0

0

5

39

62

Ⅱ

0

0

−5.64

−1.93

中央値

民営企業

0.53

0.49

8.56

7.71

企業業績

128,691.8

140,634.5

2,412.4

3,291.3

0

0

0.49

0.49

2.99

9.42

9.68

経営者の特徴Ⅰ

標準偏差58,231.0

41,961.2

6,811.3

8,215.8

0.17

0.10

0.23

0.21

3.80

46.50

48.58

0.14

0.17

−0.25

−1.75

平均値

38,393.8

30,426.3

1,226.9

1,876.1

0

0

0

0

3

46

50

0

0

0.42

−0.96

中央値

国有支配企業

50,192.0

30,737.6

27,415.7

28,577.0

0.38

0.30

0.42

0.41

1.85

8.22

6.68

0.34

0.38

6.30

6.42

標準偏差

42,074.2

41,932.8

2,488.5

4,431.1

0

0.10

0.07

0.24

5.45

44.21

47.90

0.27

0.34

−4.66

−3.98

平均値

非日常的交替37,400.0

35,600.0

904.0

1,559.1

0

0

0

0

5

43

47

0

0

0.25

−0.69

中央値

民営企業

22,457.8

21,388.9

5,613.0

6,366.6

0

0.31

0.26

0.44

3.22

8.29

7.31

0.46

0.48

17.01

9.31

標準偏差

（注）１）ROA は所属業種の平均値からの差を用いた。
２）１９９７年の経営者の自社持株と年報酬のデータが取れないために，「経営者１人あたり平均持株数」と「経営者１人あたり平均年報酬」は，１９９８年以降の統計である。
（資料）表１に同じ。

57,765.6

交替前の年

経営者一人あたり平均年報酬（元）２）

5,088.3

交替前年末値

経営者一人あたり平均自社持株数（株）２）

0.19

前任の会長

経営者と党幹部の兼任

0.19

交替前の年

会長と総支配人の兼任

前任会長の在
任期間

5.58

49.64

後任の会長の
年齢

61

0

0

−0.49

0.10

中央値

国有支配企業取締役会長交替の特徴

中国経済研究在任期間（年）

58.49

前任の会長の
年齢

年齢

0.06

交替前の年

赤字決算

0.54

−0.45

交替前の年

業種調整済み ROA（％）１）

企業の所有制類型

表２

４
第２巻第２号

徐：中国上場企業の経営者交替と企業業績

５２０００年にピークを迎えた。２０００年が国有企業三形で会長に集中している。そして，日常的交替

年改革の最後の年であって，経営者交替が盛ん

によって国有支配企業の会長と党組織役職の兼に行われたことからもこの時期において改革が任が幾分低下したが，民営企業の前任と後任の急ピッチで実施されていたことが伺える。

会長は共に党組織責任者ではない。

会長交替の特徴を表２にまとめた。なお，業

日常的交替の後に国有支配企業で経営者報酬

績指標には各々の企業の ROA から所属業種のが上昇している。しかし，交替前後に経営者の平均 ROA を引いたもの，つまり業種調整済み

自社持ち株数に有意な変化はなかった。このこ

ROA と赤字決算ダミー（赤字決算であれば１，とは特に企業経営者の持ち株制度の整備不足をそうでなければ０）を用いる。

物語っている。国有支配企業と民営企業の比較

次に表２に基づいて中国企業の経営者交替の特徴を分析しよう。

では，会長交替の前において民営企業の経営者
報酬のほうが国有企業よりかなり高いが，交替第１に，企業業績をみよう。非日常的交替の後に統計的に有意な差がない。また，交替前後場合，業種調整済み ROA は平均水準より低い。

において共に民営企業と国有支配企業の経営者

し か し，日 常 的 交 替 の 場 合 に 業 種 調 整 済 みの自社持株に有意な違いはなかった。

ROA が平均水準を下回ることは統計的に有意第３に，非日常的交替の場合の経営者の特徴ではない。このことは日常的交替より非日常的をみよう。交替した会長は日常的交替の場合よ交替の方が業績と相関する可能性を示している。 り１０歳ぐらい若い。また，交替によって年齢も経営者交替前後の企業業績の変化については，

幾分低下した。しかし，国有企業と民営企業のほとんど統計的有意な変化がみられない。例外

間の経営者の年齢にはそれほど大きな差がない。

として唯一交替によって業績が上昇したのは，また，解任された会長の在任期間は民営企業の国有支配企業の非日常的交替における ROA の方が長いが，多くの民営企業の会長が実際に上場合である。交替の年に直ちに業績の変化が現

場企業の株主ないし最終的な資本所有者の一員れず，その後に業績が向上する可能性もある。

であることからすればごく自然なことであろう。

経営者交替後の数年間の業績の変化を明らかに

国有支配企業と民営企業では交替した会長の会することが必要である。

長・総支配人兼任はほとんど同じであったが，第２に，日常的交替の場合の経営者の特徴を後任の会長の場合に民営企業では兼任が大幅にみよう。日常的交替で退任した会長の年齢は高減少した一方，国有企業ではほとんど変化がみく，会長の過半数が６０歳を超えた後に経営者交られない。既述の日常的交替の場合の会長・総替が実施されている。中央値で判断すれば日常支配人兼任の状況を併せて見れば，民営企業で的交替によって会長が１
０歳以上若くなり，経営は世代交替で経営権限の集中が維持された一方，者の世代交替が行われた。また，経営者の在任

国有支配企業では非日常的交替の中で経営権限

期間は大体５年ぐらいであるが，国有支配企業の集中が重視されたと言えよう。さらに，経営と民営企業の間に大きな違いが見られない。さ者交替後に国有支配企業の経営者報酬は大幅にらに，日常的交替で交替した会長の場合，総支増加した。民営企業の経営者報酬の上昇は統計

配人兼任のケースは民営企業のほうが国有支配的に有意ではない。そして，経営者交替が行わ

企業より多いが，後任の会長と総支配人の兼任れた国有支配企業と民営企業の間には経営者報

状況をみると，国有支配企業で会長・総支配人

酬の相違は見られない。それに経営者の持ち株

兼任がさらに大きく減少したのに対して，民営数に統計的に有意な変化が見られなく，国有支

企業ではほとんど変化が見られない。つまり，配企業と民営企業の間にも有意な違いは見られ

民営企業は国有支配企業より経営権限が明確なない。しかし，会長と党の役職の兼任について，

中国経済研究６

第２巻第２号

国有支配企業では兼任の割合が上昇したのに対有支配企業は，民営企業より企業業績に対するして，民営企業ではその割合は低下した。

経営者交替の感応度が低い。

３．経営者交替と業績の関係：業績が低迷している企業では経営者が交替するか？

績のほかに経営者の年齢，経営者の在任期間，

経営者交替に影響を与える要因として企業業大株主の持株比率，経営者と党組織責任者の兼任及び企業の規模が挙げられる。経営者が定年
経営者交替と業績の関係を分析する場合，業になれば日常的交替で交替する可能性が高まる。

種調整済み ROA と赤字決算の２つの業績指標

その一方，定年に近づけば近づくほど経営者がを用いることができる。業種調整済み ROA は

非日常的交替で解任されることに強く抵抗する

連続変数であり，企業業績の低下に応じて経営であろう。その結果，年齢が上昇するにつれて者が交替される確率の変化を計測するに際して非日常的交替の確率は低下する可能性がある。

の重要な業績指標である。他方で，ROA の低経営者の在任期間が長ければ，企業経営が経営下にともなって企業業績が赤字決算に陥れば企者のワンマン経営に支配される可能性が高まり，

業業績の悪化が株主にとってより明白になり，その経営者を交替することが困難になりかねな

経営者の経営責任が問われる可能性が高くなる。 い。また，経営者交替と大株主の力及び党組織
そのために，赤字決算ダミー変数は企業業績のの力の関係を検証することも必要である。民営

悪化と経営者交替の関係を調べる上で重要な変企業で経営者が大株主の一員であるの場合が多数である。

い。このことが民営企業の経営者交替を阻止す

経営者交替は日常的交替と非日常的交替に分る可能性がある。また，国有企業では党組織のけることができる。前節で見たように非日常的

政治的中核の役割が強調されて党が積極的に企交替の方が日常的交替より企業業績と関連して業経営に参加している。経営者が党組織責任者いる可能性が高い。そのため日常的交替と非日であれば，「党管人事」（党組織が人事を決定す

常的交替に分けて経営者交替と企業業績の関係

る）の中国ではこの種の経営者の解任は容易でを分析することが必要である。日常的交替と非はない。

日常的交替の特徴から次の仮説が導かれる。つ

経営者交替以前の会計年度における企業業績

まり，日常的交替は企業業績と無関係である。

の経営者交替に対する影響を probit 回帰分析

その一方で，企業業績が低下すれば経営者の非で推定した。

日常的交替の確率は上昇する。
また，民営企業と異なり，国有支配企業では会長の交替確率に下記の式（１）の回帰式を用いる。

大株主が国有企業や国家行政機関であるため，経営者を交替する基準には企業業績のほかに経…（１）式営者の政治姿勢，従業員との関係，上級行政機
６）

関との人的関係が重要である 。したがって，

なお，下付きｉはｉ番目のサンプルを示す。

次の仮説を提起することができる。つまり，国被説明変数 Ti：会長交替の有無。会長交替───────────６）例えば，中国企業家調査系統の調査では企業経営者が交替する原因として「従業員の不満」，「業績の未達成」，「上級機関のトップの不満」などが上げられて，国有企業ではそれぞれ５
５．
６
％，２
８．
７％と２
５．
４％（複数回答）を占めている（中国企業家調査系統（２
００
０，１０
１頁））
。

があれば１，なければ０とする。
説明変数 xij：
PRF：企業業績。二つの業績指標を考える：①業種調整済み ROA：前年度の業種調整済
み総資産利益率。企業自身の ROA と所属業種の平均 ROA の差を使う。

徐：中国上場企業の経営者交替と企業業績表３

取締役会長交替の発生確率への企業業績などの諸要素の影響

経営者交替の類型
業績指標
企業の所有制類型
説明変数
定数項

前年の業績

前々年の業績

過去２年間の会長交替回数

会長の年齢

会長の在任期間

７

日常的交替
業種調整済み ROA

支配

業種調整済み ROA

赤字決算

（％）
国有

非日常的交替

国有

民営

支配

赤字決算

（％）
民営

国有

民営

支配

国有
支配

民営

‑17.740＊＊＊‑5.11‑17.690＊＊＊‑4.3376.089＊＊＊

7.924＊

5.891＊＊＊

6.654（3.237）（8.929）（3.254）（8.404）（2.176）（4.266）（2.200）（4.344）0.019‑0.015

0.095

0.812

‑0.044＊＊＊‑0.023＊0.645＊＊＊

1.286＊＊＊（0.022）（0.022）（0.371）（0.623）（0.013）（0.013）（0.205）（0.383）‑0.0170.001‑0.427‑0.073

0.021

0.016

‑0.133‑0.133（0.02）（0.024）（0.54）（0.7）（0.013）（0.017）（0.274）（0.427）‑0.319‑0.624‑0.261‑0.7220.196‑0.4820.118‑0.525（0.249）（0.705）（0.239）（0.717）（0.162）（0.353）（0.157）（0.361）4.319＊＊＊

3.302＊＊

4.343＊＊＊

3.085＊＊‑1.584＊＊＊0.158‑1.539＊＊＊‑0.24（0.741）（1.409）（0.744）（1.421）（0.481）（0.82）（0.484）（0.867）0.054‑0.3870.079‑0.399

0.04

0.054

‑0.0180.169（0.217）（0.528）（0.212）（0.537）（0.182）（0.314）（0.181）（0.33）‑0.002‑0.018‑0.002‑0.022‑0.002‑0.019＊‑0.002‑0.021＊（0.005）（0.017）（0.005）（0.017）（0.004）（0.011）（0.004）（0.011）

0.092‑5.6820.091‑5.854‑0.463＊＊0.31‑0.459＊＊0.259（0.201）（730875）（0.202）（1198307）（0.183）（0.445）（0.182）（0.451）‑0.035‑0.393‑0.046‑0.383‑0.042‑0.424＊＊‑0.037‑0.298（0.092）（0.422）（0.093）（0.389）（0.07）（0.201）（0.071）（0.197）Log likelihood‑151.3‑21‑151.4‑20.5‑263.6‑66.5‑264.2

‑62.2

サンプル数

593

125

593

125

643

147

643

147

筆頭株主の持株比率（％）

党組織役職の兼任

総資産（注）１）被説明変数を取締役会長の交替確率とした probit モデル。
２）＊＊＊，＊＊，＊はそれぞれ１％，５％，１０％の有意水準を示す。下段の数字は標準誤差である。
（資料）表１に同じ。

②赤字決算ダミー：前年度は赤字決算であれば１，赤字決算でなければ０とする。一般

もし業績の低下によって会長が交替する可能

的に企業業績の悪化を示す指標としては，性が増加するのであれば，業績指標が ROA の赤字決算は ROA の低下よりも明確である。

場合にその係数がマイナスになり，業績指標が企業業績の明らかな悪化で経営者の経営責

赤字決算の場合にその係数がプラスになるはず任が問われて解任されるかどうかを検証すである。

る必要がある。

もし累積密度関数 F（・）が標準正規分布とCHG：過去２年間における会長の交替の回数。 すれば probit モデルが採用され，ロジスチック
AGE：経営者の年齢。

分布とすれば logit モデルが採用される。実際

TENU：経営者の在任期間（自然対数値）。

に probit モデルと logit モデルで推定した結果，

TOPSH：筆頭株主の持株比率（＝筆頭株主

結論に大きな違いがない。ここでは probit モ

持株数÷総発行済み株式×１
００）。
PARTY：企 業 内 の 党 組 織 の 役 職 の 兼 任 ダミー。兼任があれば１，なければ０。
AST：総資産額（自然対数値）。

デルの結果を示す。
回帰分析の結果を表３にまとめた。表３から会長の交替について下記の特徴が読み取れる。
まず，日常的交替の場合，会長が交替する確

８中国経済研究第２巻第２号率は企業業績（ROA 及び赤字決算）と無関係

しかし，民営企業の場合には，上記のようなである。前年度および前々年度の企業業績の係

国有企業の特徴が見られない。民営企業の筆頭数はすべて統計的に有意ではない。したがって， 株主持株比率の係数がマイナスであり，統計的
経営者の日常的交替は企業業績の悪化によるもに有意である。大株主の持株が多ければ会長がのではない。ところが，日常的交替の場合にお交替されにくい。また，総資産の係数がマイナ

いて，会長の年齢の係数はすべてプラスであり， スであり，しかも業績指標が ROA の場合に統統計的に有意である。つまり，会長の年齢が高計的に有意である。そのマイナスの符号から大ければ高いほど交替する可能性が高い。定年にきい企業ほど会長が交替されにくいといえる。

近づくにつれて会長がやむを得ずポストを譲ら

このように国有企業と民営企業の間に経営者

なくてはならないのである。したがって，日常交替に共通点もあれば，相違点もある。日常的的交替は経営者に対する「ムチ」よりも世代交交替の場合に両者は共に経営者の世代交替を実替の性格が強い。

現した。また，非日常的交替の場合に両者は共

その一方，非日常的交替の場合には，国有企に企業業績に関連している。企業の業績が低下

業と民営企業の前年度の企業業績の係数はすべすれば，経営者が交替する可能性が上昇する。

て統計的に有意である。ROA の係数の符号がその一方，非日常的交替における両者の相違点

マイナスで，赤字決算の符号はプラスである。

も明らかである。国有企業の場合，定年に近づ

ROA が低下すれば，または赤字決算になれば，くほど会長が解任されることを強く抵抗し，党

経営者交替の確率が上昇することを示している。 の役職の兼任といった政治の力で会長のポスト
つまり，企業業績が悪ければ，経営者が交替さを維持することができる。しかし，民営企業のれる可能性が高くなる。したがって，日常的交場合には，解任への抵抗はむしろ大株主の力，替と非日常的交替の性格は明らかに異なってい企業の規模に頼っている。その根底にあるのはる。

多くの民営企業の経営者が大株主の一員であり，また非日常的交替の場合，国有支配企業と民国有企業のような大株主と経営者の間の代理関

営企業の間に異なる特徴があることが表３から係とは本質的に異なるということであろう。

読み取れる。国有支配企業の場合には，会長の国有企業，民営企業ともに非日常的交替は企

年齢の係数は１％の水準で統計的に有意であり， 業業績と関係するとはいえ，関係の度合いを確
そのマイナスの符号から会長の年齢が高ければ認し比較することが必要である。前年度の企業

高いほど交替しにくいといえる。もっとも非日

業績以外の各説明変数を平均値で固定して，前常的交替の場合に会長は４０歳代後半で交替する

年度の企業業績の平均値の回りで企業業績のもことが多くて，日常的交替との間に１０歳前後のたらす限界的効果を国有支配企業と民営企業に差がある。つまり，非日常的交替は会長本人に分けて計測してみた。ROA の経営者交替へのとって不名誉なことであり，当然ながら会長に影響を計測した結果，１ポイントの ROA 低下

よる抵抗が強まるであろう。しかも定年に近づは国有企業の場合には交替確率を１ポイント上

くほど抵抗の度合いが増すであろう。このこと昇させ，民営企業の場合にそれを０．
６ポイント

は定年まで経営トップの座を占め続ける会長の上昇させる。ROA の低下に対する感応度は共意欲を示している。それに，国有企業の会長にに小さい 。また，平均値の回りで赤字決算のよる党の役職兼任の係数がマイナスでかつ５％経営者交替への影響を計測した結果，黒字決算

水準で統計的に有意あり，国有企業では会長がと比較して赤字決算の場合に，国有企業では経党の役職を兼任していると交替されにくいとい

営者交替の確率は１８．
８ポイント上昇するのに対える。

して，民営企業のそれは４３．
３ポイント上昇する。

７）

徐：中国上場企業の経営者交替と企業業績

９

民営企業のほうが赤字決算に対する感応度が国仮説モデルを式（２）で表した。

有企業よりかなり大きい。したがって，企業業

PRFit = ai + ck

績の低下に応じて経営者が敏感に交替しているかどうかに際して，所有制の格差は明らかに大

"

j =

きい。



YEARk  + b AST + b CHGT +k ='''b j NRit  j  + bl Rit l  + b MSH + b MSAL +
"

+!

l =

+&

!

"

b#TOPSH + b$ DUALITY

４．経営者交替と業績の関係：
経営者交替は業績を好転させたのか？

…式（２）

被説明変数：
PRF：企業業績（ROA）。固定効果モデルを用いるため，業種調整を行わない。

ところで経営者の解任と新しい経営者の選任

説明変数：

によって企業業績は向上できたであろうか。

AST：総資産額（自然対数値）。

「アメ」，つまり経営者の事実上の所有権の業

CHGT：筆頭株主変更ダミー。筆頭株主に

績への効果を織り込んで会長交替の企業業績へ変更があれば１，なければ０とする。

の影響を国有支配企業と民営企業に分けて「ムチ」の指標

Fixed Effect Model で推定した。期間中に所有

NR（０）：経営者非日常的交替があった会制に変化があった企業を除き，国有支配企業と計年度であれば１，でなければ０とす

民営企業がそれぞれ１２
８社と２０社が残っている。

る。

「アメ」を代理する変数について，経営者のNR（１）：経営者非日常的交替の次の会計

残余請求権を代理する変数として経営者の平均年度であれば１，でなければ０とする。

自社株持株比率と経営者平均年報酬用いるが，NR（２）：経営者非日常的交替から２年目

経営者の残余コントロール権を代理する変数との会計年度であれば１，でなければ０

して会長と総支配人の兼任及び筆頭株主持株比とする。

率を用いる。中国の上場国有支配企業で筆頭株NR（３）：経営者非日常的交替から３年以

主の株式支配力が非常に強い。多くの経営者は親会社の会長や総支配人出身者であり，大株主
８）の株式支配力に基づく「経営者支配」

が広く存在している。そのために国有支配企業の経営者の経営権限を筆頭株主持株比率で表すのは妥当であろう。また，民営企業の場合に，多くの経営者が親会社の株主であるため，筆頭株主持株比率が上場企業の経営者の経営権限を代理す
９）

る変数に適切だと考えられる 。
───────────７）なお，国有支配企業と民営企業の前年度の業種調整済み ROA はそれぞれ−０．
２
５％と−０．
３８％である。実際に国有支配企業と民営企業で共に前年度の業種調整済み ROA を０の回りでのマージナル効果を計測してもほぼ同様な結果が
得られた。
２ペー
８）
「経営者支配」について川井（２
０
０
３，４−２
ジ）を参考されたい。

───────────９）残余請求権と残余コントロール権の代理変数の詳細について徐（２００３，４９−５０ページ）を参考されたい。国有支配企業の場合に経営者残余コ
ントロール権の代理変数に筆頭株主持株比率を用いたが，その前提条件は親会社の株式議決権が上場子会社の経営者によって支配されていることである。中国の上場企業の経営陣と親会社の経営陣は多くの場合に重複しており，特に経営トップである取締役会長が親会社の経営トップを兼任しているケースが非常に多い。さらに，
親会社が国有資産管理局などの国有資産管理機
構から権限を与えられて上場企業の国家株・国有株を管理しているケース（いわば授権経営）が多く，事実上経営者が親会社と上場子会社を共に支配していると思われる。したがって，現段階では筆頭株主持株比率を経営者の残余コン
トロール権の代理変数として用いることが妥当と考えられる。もちろん今後も続いてこの代理
変数を使用できるか否かについて，これからの政府と国有企業の関係を見極める必要がある。

中国経済研究１０

上の会計年度であれば１，でなければ
０とする。
NR（４）
：経営者非日常的交替の前年度及び上記の NR（０）から NR（３）までの
年度以外の会計年度であれば１，でなければ０とする。
ベンチマークが経営者非日常的交替の前年度であるため，NR（０）から NR（３）が経営者非日常的交替後の各会計年度のダミー変数であり，その係数が非日第２巻第２号とする。
年次ダミー：YEAR（k）
YEAR（１９９９）：１９９９年であれば１，でなければ０とする。
YEAR（２０００）：２０００年であれば１，でなければ０とする。
YEAR（２００１）：２００１年であれば１，でなければ０とする。
YEAR（２００２）：２００２年であれば１，でなければ０とする。

常的交替前の業績との差を表す。

上記の NR と R の定義からその係数は交替

R（０）：経営者日常的交替があった会計

前年度との企業業績の差であることが明らかで年度であれば１，でなければ０とする。 ある。とりわけ NR （j）と R（j）
（j＝０，１，２，
R（１）：経営者日常的交替の次の会計年

３）の係数は経営者交替後と交替前の企業業績度であれば１，でなければ０とする。

の変化を示しており，経営者交替の効果である。

R（２）：経営者日常的交替から２年目のなお，民営企業経営者の非日常的交替はデータ

会計年度であれば１，でなければ０との制限のため，説明変数から NR（３）を外した。

する。

もし会長交替がその後の企業業績を向上させた

R（３）：経営者日常的交替から３年以上のであれば，交替後の各年次のダミーの係数がの会計年度であれば１，でなければ０

プラスになる。また，もし経営者の残余請求権とする。

を表す経営者の年報酬と自社株持ち株比率が企R（４）：経営者日常的交替の前年度及び業業績を押し上げる効果があれば，その係数が上記のＲ（０）からＲ（３）までの年度

プラスになるであろう。経営者の残余コント

以外の会計年度であれば１，でなけれロール権の代理変数の中で，会長と総支配人のば０とする。

兼任と筆頭株主の株式支配力を通じて経営者がベンチマークが経営者日常的交替の前経営権限を固めて企業業績を上昇できるのであ年度であるため，Ｒ（０）からＲ（３）れば，その係数はプラスなるであろう。

が経営者日常的交替後の各会計年度のダミー変数であり，その係数が日常的
交替前の業績との差を表す。
「アメ」の指標

回帰分析の結果を国有支配企業と民営企業に分けて表４にまとめた。
まず，「ムチ」だけのモデルで経営者交替が交替後の企業業績に与える影響を推定した。そのMSH：経営者平均自社株持株比率（経結果，国有支配企業と民営企業に明確な違いが営者１人当たり平均自社株持株数÷総現れている。民営企業の場合，非日常的交替後

発行済み株式数×１
００）。

の各年度ダミー変数の係数が全て予想通りでプ

MSAL：経営者平均年報酬。経営者１人ラスである。しかも交替が行われた年に企業業

当たり平均年報酬（自然対数値）。

績の好転が統計的に有意ではないものの，そのTOPSH：筆頭株主の持ち株比率（筆頭株後の２年間にわたる業績の好転は統計的に有意

主持株数÷総発行済み株式数×１００）。

である。経営者が交替された会計年度に前任の

DUALITY：会 長 と 総 支 配 人 の 兼 任 ダ

経営者と後任の経営者の両方によって経営活動

ミー。兼任であれば１，でなければ０が行われるために，経営者交替の効果が曖昧に徐：中国上場企業の経営者交替と企業業績表４
説明変数
筆頭株主変更ダミー
総資産

会長交替の ROA への影響
国有支配企業
0.67

なることが理解できる。経営者が交替してから本稿でデータが取れる最大の期間まで後任の経

民営企業
＊＊

1.27

＊

‑4.75

‑3.72

（0.516） （0.556） （2.589） （2.825）‑2.92＊＊＊‑2.53＊＊＊

‑1.18

‑3.31

（0.411） （0.428） （3.106） （3.362）
0.97＊＊

NR（２）
NR（３）
NR（４）
R（０）
R（１）
R（２）
R（３）
R（４）

0.67

3.11

3.88

（0.453） （0.463） （2.459） （2.478）
＊＊

NR（１）

営者が企業の業績を大幅に向上させ，新しい経営者による経営成果は非常に大きい。さらに，
日常的交替後の各年次ダミー変数の係数は年次を追ってマイナスからプラスに転じることが見

「ムチ」
NR（０）

１１

1.16

＊＊

1.12

＊＊

7.57

＊＊＊

8.02

（0.487） （0.494） （2.877） （2.863）
‑0.41

‑0.96

14.81＊＊＊

14.85＊＊＊（0.666） （0.663） （4.681） （4.312）
0.05

1.00＊＊

1.55

2.14（0.412） （0.412） （1.813） （1.927）
‑0.51

‑0.3

（0.447）（0.49）

0.76

0.75

‑2.87

‑5.33

（4.205） （4.477）‑5.01‑9.18＊（0.547） （0.589） （4.572） （5.213）
0.05

‑0.41

3.66

0.98

（0.708） （0.774） （6.158） （7.919）
‑0.92

‑0.47

9

5.68

（1.074） （1.329） （6.312） （8.288）
‑0.37

0.28

的交替の業績効果は乏しい。
その一方国有支配企業では，非日常的交替の場合，交替後の各年度ダミー変数の係数はプラスとマイナスが共に存在する。民営企業より早‑0.48（1.075） （1.061）
1.28＊＊＊

られるが，その統計的有意性は共に低く，日常

5.75

4.81

（0.405） （0.447） （4.047） （3.992）「アメ」

くも経営者が交替した年に小幅な業績の上昇が見られ，その次の年においても好転した業績がほぼ維持されるが，交替後の２年目に NR（２）の係数から業績が交替前よりさらに悪化するよ
うに見える。NR（２）と NR（３）が統計的に有意ではないことから中長期的に国有支配企業の業績は経営者交替前の水準に戻ることが読み取れる。したがって，民営企業で非日常的交替が比較的に中長期的に大きく業績を押し上げる効果があるのに対して，国有支配企業で非日常的経営者平均自社

‑4.51

20.86

持株比率（％）（34.113）（397.237）

交替の業績好転の効果は短期的で小さい。日常

0.62＊＊＊‑0.9

的交替について国有支配企業が民営企業と同様（0.068）（0.901）

筆頭株主持株比

0.10＊＊＊

0.3

率（％）（0.018）（0.201）

ラスとマイナスが共に存在するが，幅が１ポイ

0.12

‑1.17

（0.308）（1.881）

ント以内で小さく，しかも統計的に有意ではな

経営者報酬

会長と総支配人の兼任
1999年ダミー
2000年ダミー
2001年ダミー
2002年ダミー
調整済みウェー
ト付き R２
サンプル数‑0.39＊‑0.87＊＊＊

0.9

1.7（0.217） （0.239） （1.438） （1.663）‑0.83＊＊＊‑1.29＊＊＊

1.57

2.52

（0.253） （0.279） （1.545） （1.973）‑1.74＊＊＊‑2.18＊＊＊（0.287）（0.32）（2.088） （2.888）‑2.05＊＊＊‑2.59＊＊＊‑6.35＊＊＊

‑1.07

1.22
‑3.65

（0.311） （0.347） （2.291） （3.428）
0.91

0.89

0.64

0.62

640

640

100

100

（注）１）Fixed Effect Model による６４０の国有支配企業のサンプルと１００の民営企業のサンプルに対する回帰分析である。
２）＊＊＊，＊＊，＊はそれぞれ１％，５％，１０％の有意水準を示す。
３）民営企業経営者の非日常的交替はデータの制限のため，説明変数から NR（３）を外した。下段の数
字は標準誤差である。

に各年次と交替前の業績の格差を示す係数はプい。国有支配企業と民営企業共に経営者の日常的交替はその後の業績に影響を及ぼさないことが分かった。
次に「アメ」をモデルに織り込んで経営者交替の効果を再度計測したが，「ムチ」だけのモデルとほぼ同様な結果が得られた。国有支配企業の場合「ムチ」だけのモデルと同様に日常的交
替は業績に有意な影響を与えない。その一方，「ムチ」だけのモデルで統計的に有意であった
非日常的交替が行われた年における業績の小幅な上昇は，「アメ」と「ムチ」の両方を検証するモデルでは統計的有意性を持たなくなった。
業績の好転が交替後の１年目のみに有意であるが，その幅はかなり小さい。その後統計的に有１２

中国経済研究第２巻第２号意ではないものの，Ｒ（２）とＲ（３）の係数がマ

また，日常的交替が業績の悪化に起因しない

イナスに転じて，業績は交替前の水準に低下す

経営者交替で，経営者の世代交代を伴う。このる。

日常的交替後の企業業績の変化を計測した。そ民営企業の場合，「ムチ」だけのモデルと同様の結果，国有支配企業では経営者の日常的交替に非日常的交替は，交替後の２年間連続して以とその後の企業業績に有意な関係は見つからず，

前より企業業績を大幅に上昇させた。しかし，世代交代が順調に進んでいることを意味してい「ムチ」だけのモデルと異なり，日常的交替後る。その一方，民営企業では日常的交替で企業の１年目に業績の低下は統計的に有意となった。 業績は一時的に低下する傾向を見せた。その後その後の会計年度の係数はプラスに転じるが，直ぐに回復し，中長期的に見れば民営企業におその係数は統計的に有意ではないものの，業績

いても世代交代は順調に進んでいる。非日常的が回復していることが伺える。民営企業におけ交替と同様に民営企業で経営者の交替で企業業る経営者の世代交替には一時的な困難はあるも績の変動は国有支配企業より比較的大きい。国のの，全体的には順調に行われた。

有支配企業よりも民営企業で経営者の個人の経総じて，経営者交替の効果について下記のこ営能力が企業経営にとって重要なファクターでとが言えよう。まず，企業経営に失敗した経営あろう。国有支配企業は究極的に国家によって者は非日常的方式で交替するが，新しい経営者

所有されて，親会社と上級管理機関から経営にの下での企業経営の成果は国有支配企業と民営介入されることが多いため，経営者の経営権限

企業の間に大きな違いがある。国有支配企業のが民営企業より弱い。そのため国有支配企業の場合には業績改善の幅が小さく，業績の向上が経営者交替後の業績の変化も小幅にとどまるで短期的なものにとどまり，交替２年後から企業あろう。それにしても民営企業でも一度低下し業績は交替前の水準に戻った。しかし，民営企

た業績はその後直ちに回復し，全体的に言えば業の場合では，経営者が非日常的交替の後に国世帯交代は順調に進んでいる。

有支配企業より比較的長期間企業業績の改善が最後に，「アメ」の効果を検証してみよう。民維持され，しかも業績改善幅はかなり大きい。

営企業で経営者の平均自社株持株比率と平均年したがって，国有支配企業で業績不振によって報酬の係数は共に統計的に有意ではない。民営

経営者が非日常的交替で交替する可能性は上昇

企業の経営者の多くは親会社の株主であり，上するが，その後の企業業績の推移からみれば有

場企業の持株と年報酬のほかに親会社の持株や能な経営者が選任されているとは言えない。そ

年報酬などからも利益が得られる。そのためにれと対照的に民営企業では後任の経営者の経営

上場企業の経営者平均持株比率と平均年報酬は

成果はかなり大きく，有能な経営者が選ばれて経営者報酬を示す有効な変数でない可能性があいると言えよう。劉（２００２）は，経営者の特質る。その一方，国有支配企業の経営者平均年報と企業の経営効率の関係を分析し，国有企業と酬の係数は有意にプラスである。国有支配企業

郷村企業を比較しながら，国有企業では必ずしの経営者報酬制度改革の成果が示されている。

も有能な経営者が選ばれないことを実証したう

経営者の経営権限を表す会長と総支配人の兼任えで，その原因を既存の国有企業管理体制と財ダミーの係数は予想の通りでプラスであるもの

産権構造に求めた。本稿では経営者交替と企業の，統計的に有意ではない。また，国有支配企

業績の関係について国有企業と民営企業を比較

業と民営企業で筆頭株主持株比率の係数が共にしながら分析したが，同様な結果が得られた。

プラスである。民営企業ではその係数は統計的国有企業で有能な経営者が選任されるためにはに有意ではないが，国有支配企業では１％の水所有制改革が欠かせないことが示唆されている。 準で統計的に有意である。国有支配企業におけ徐：中国上場企業の経営者交替と企業業績

１３る経営者への経営権限の委譲によって企業業績

常的交替の発生確率を決定する式を推定した結が上昇したことが示された。

果，日常的交替と違って，非日常的交替は企業

このように，張（１９９７）の国有企業改革に関業績が悪い時に起きやすいことが分かった。しする評価は我々の実証結果から強く支持されてかし，国有支配企業と民営企業とでは企業業績いる。張は，国有企業改革は「アメ」の改革でが極端に悪化して赤字決算に陥った時の経営者

成功を収めたものの，「ムチ」の改革では失敗し交替発生の可能性は違う。国有企業では赤字決たと論じている。実際に，既に分析したように算の発生に応じて経営者の交替が行われている

国有支配企業は経営者報酬制度改革に成功し，が，交替発生に対する業績低下の影響力が低い。

大株主の株式支配力を利用して経営者支配が行

その一方，民営企業では赤字決算に敏感に対応

われて，経営者が残余請求権と残余コントロー

して経営者の交替が実施されている。このこと

ル権の両面から上場企業から事実上の所有権，は国有支配企業において経営者の解任メカニズ

いわば「アメ」を獲得した。この事実上の民営ムを構築する緊急の必要性を強く主張している。

化（de facto privatization）が国有支配企業の業

第３に，経営者交替の効果について，国有支績向上に貢献した。その一方，国有支配企業で配企業と民営企業が明確に異なっている。民営も業績に応じて経営者を解任しているが，民営企業の場合に経営者の非日常的交替は比較的に企業に比べて経営者の解任と業績の関係が比較

長い期間に企業業績を大幅に好転させる効果が的に弱い。経営者交替後の企業業績の変化を見ある。しかし国有支配企業の場合にその効果はても国有支配企業のほうが業績の改善が小幅で小幅で短期的であり，中長期的に企業業績は経一時的なものに止まっている。国有支配企業は

営者交替前の業績水準に落ち込む。まだ，日常経営者の解任と選任について大きな問題を抱え的交替が企業業績の低迷に起因しないと同様に，ている。

日常的交替後の企業業績にも大きな変化がほとんど見られない。国有支配企業より民営企業は

５．おわりに経営者交替後に比較的に業績の変化が大きい。
それは民営企業の経営者がより自由に経営権限

国有支配企業と民営企業の比較を念頭に置きながら経営者交替と企業業績の関係を実証分析し，下記のような結論を得た。

を行使し，経営能力を発揮できることを示唆している。
このような国有支配企業の経営者解任と選任

第１に，会長の日常的交替は，その定義からの問題は国家所有によって引き起こされたと思導かれるように，定年退任のケースが多い。まわれる。国有企業に対する国家所有と親会社・

た，経営者の日常的交替で経営者が若くなり，

上級管理機構の管理といった体制の下で，人事世代交替が進んでいる。日常的交替のこのよう権をもつ親会社・上級管理機構が企業業績を向な性格によって，それと企業業績との間には関上させるインセンティブは民営企業のそれより係が見られない。国有支配企業と民営企業ともも弱い。そのために，経営者の解任と企業業績に同様の特徴が現れている。

の関係が弱く，選任される経営者も必ずしも有第２に，日常的交替の場合では企業業績が平能な人材ではないのである。

均水準を統計的に有意に下回ることが見られな

第４に，経営者の残余請求権と残余コント

いのに対して，非日常的交替の場合では企業業

ロール権，いわゆる「アメ」の業績への影響を

績が平均水準より劣っている。このことから会確認した。とりわけ国有支配企業の場合に経営長の非日常的交替は低迷する企業業績と相関す

者年報酬と筆頭株主持株比率の上昇が企業業績ると推測される。実際に probit モデルで非日の向上に貢献していることが分かった。事実上１４

中国経済研究の民営化が大きな成果を納めたといえる。
国有企業改革の中で，「アメ」についての改革は成功し始めている。しかし，この種の事実上の民営化には限界があり，これから経営者報酬制度の更なる改革及び経営者の事実上の所有権から法的所有権（de jure ownership）への転換が必要である。その一方，「ムチ」についての改革はまだ大きく遅れており，国有企業改革の成功には経営者の解任と選任メカニズムの構築が欠かせない。言い換えれば，如何に無能な経営者を解任して有能な経営者を選任することが重要な課題である。経営者交替に関する本稿の結論からすれば国有企業の経営者の解任と選任に制度的な問題が内在していると言える。それを解決するために所有制改革―民営化が必要であろう。
引用文献［日本語文献］
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川井伸一（２００３）『中国上場企業―内部者支配のガバナンス』創土社。
劉徳強（２
０
０
２）
「国有企業における経営者の能力・努力と経営効率：中国鉄鋼企業に関する実証研究」『アジア経済』第４３巻第３号，３月。
［中国語文献］
玉池（２００１）
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第２巻第２号

第１０期，１０月。
張維迎（１９９７）「従公司治理看中国国有企業改革的成就，問題与出路」『社会科学戦線』第２期，３月。
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国的経験』北京，中国人民大学出版社）。
中国企業家調査系統（２０００）「中国企業経営者隊伍
制度化建設的現状与発展：２０００年中国企業経
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Kang, J. K., and A. Shivdasani (1995) Firm
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Financial Economics, Vol. 38 No. 1, May.
Kaplan, S. N. (1994) Top Executive Rewards andFirm Performance: A Comparison of Japanand the United States, Journal of Political
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Tirole, J. (2001) Corporate Governance,
Econometrica, Vol. 69 No. 1, Jan.

（じょ とう・立命館大学大学院
経済学研究科院生）

徐：中国上場企業の経営者交替と企業業績：国有・民営の比較分析

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Top Executive Turnover in China s Listed Companies：theComparison of State-controlled and Private Companies
Tao XU［Graduate School of Economics, Ritsumeikan University］
Key Words: Management turnover, Routine turnover, Nonroutine turnover, De facto
ownership
JEL Classification Numbers: G32, G34, O53, P26
This paper studies relations between top executive turnover and performance, in comparisonof state-controlled companies and private companies in China. Although the likelihood of top
executive turnover in both types of companies is significantly related to the performance of thecompany, top executive turnover in private companies reacts more sensitively to negative earnings
than state-controlled companies.
Moreover, the difference of the improvement in return on assets subsequent to turnover
between two types of companies is also found obviously. In private companies substantial
improvement in performance occurs after nonroutine turnover in both short and long terms, while
there is only small performance improvement in short terms in state-controlled companies. I findthat the performance of state-controlled companies deteriorat so rapidly from the second year
subsequent to nonroutine turnover that it become similar to pre-turnover performance.
On the other hand, the performance of companies is positively related to the de facto
ownership in possession of executives.
I conclude that state-controlled companies failed in the dismissal and assignment of top
executive, while they succeeded by means of de facto privatization. Anyway, de jure privatization
is indispensable to the success of the reform of state-controlled companies from now on.