創(chuàng)始人董事與公司治理課件

創(chuàng)始人董事與公司治理FengLiStephenM.RossSchoolofBusiness,UniversityofMichigan,UnitedStatesSurajSrinivasanHarvardBusinessSchool,UnitedStatesJournalofFinancialEconomics102(2011)454-469創(chuàng)始人董事與公司治理FengLi1文章結(jié)構(gòu)研究結(jié)論為何研究該話題導(dǎo)言樣本和變量描述數(shù)據(jù)分析穩(wěn)定性檢驗(yàn)和附加分析文章結(jié)構(gòu)研究結(jié)論2研究結(jié)論創(chuàng)始人擔(dān)任公司的董事會(huì)對(duì)董事會(huì)的決策質(zhì)量(boarddecisions)和努力程度(boardeffort)產(chǎn)生正向影響。董事會(huì)的決策質(zhì)量用CEO薪金、CEO更替和公司的并購質(zhì)量來衡量；董事會(huì)的努力程度用非創(chuàng)始人董事在董事會(huì)中的出勤率(nonfounderdirectors’attendanceatboardmeetings)來衡量。實(shí)證結(jié)果如下：CEO薪金——?jiǎng)?chuàng)始人擔(dān)任董事的公司中CEO的薪金績效敏感度(PPS)要高，工資水平要低（levelofpay）。即CEO的收入與其工作業(yè)績匹配度較好。CEO更替——?jiǎng)?chuàng)始人擔(dān)任董事的公司中CEO更替與公司績效的敏感度要高。研究結(jié)論創(chuàng)始人擔(dān)任公司的董事會(huì)對(duì)董事會(huì)的決策質(zhì)量(board3公司并購質(zhì)量——?jiǎng)?chuàng)始人擔(dān)任董事的公司中，并購公告發(fā)布期的股票回報(bào)(thestockreturnsaroundM&Aannouncements)較好。董事會(huì)努力程度——?jiǎng)?chuàng)始人擔(dān)任董事的公司中，董事會(huì)的出勤率較高。額外發(fā)現(xiàn)——?jiǎng)?chuàng)始人董事不等同于持有大量股權(quán)的前任CEO擔(dān)任的董事，兩者對(duì)公司治理產(chǎn)生的效果不同。這種差異可歸因于創(chuàng)始人與公司之間獨(dú)有的情感等非金錢聯(lián)系。公司并購質(zhì)量——?jiǎng)?chuàng)始人擔(dān)任董事的公司中，并購公告發(fā)布期的股票4為何研究該話題以前的研究發(fā)現(xiàn)，家族企業(yè)中的創(chuàng)始人積極參與公司經(jīng)營時(shí)，該企業(yè)的價(jià)值會(huì)更高(AndersonandReeb,2003a,2003b;VillalongaandAmit,2006)。VillalongaandAmit(2006)指出，無論“創(chuàng)始人擔(dān)任公司CEO”，還是“創(chuàng)始人擔(dān)任公司董事長，然后外聘CEO”，創(chuàng)始人帶給公司的價(jià)值差不多。以上研究激發(fā)了作者關(guān)注創(chuàng)始人擔(dān)任“公司董事”時(shí)的公司治理問題。為何研究該話題以前的研究發(fā)現(xiàn)，家族企業(yè)中的創(chuàng)始人積極參與公司5導(dǎo)言社會(huì)現(xiàn)狀——美國大型公司中創(chuàng)始人仍然積極參與公司經(jīng)營的大約占25%。其中，創(chuàng)始人擔(dān)任CEO的占13%，創(chuàng)始人擔(dān)任公司董事的占12%。本文將創(chuàng)始人擔(dān)任CEO的公司成為Founder-CEOfirms,將創(chuàng)始人擔(dān)任董事的公司稱為Founder-Directorfirms。本文聚焦Founder-Director公司在CEO薪金、CEO更替和公司并購等方面治理效果。學(xué)者的前期研究——?jiǎng)?chuàng)始人通過整合關(guān)于公司的專業(yè)知識(shí)、持有的大量且長期股權(quán)以及與公司之間的榮譽(yù)和精神等非金錢聯(lián)系，給公司帶來了價(jià)值(DemsetzandLehn,1985;James,1999)。導(dǎo)言社會(huì)現(xiàn)狀——美國大型公司中創(chuàng)始人仍然積極參與公司經(jīng)營的大6創(chuàng)始人董事關(guān)于公司的專業(yè)知識(shí)可以降低董事會(huì)和經(jīng)理之間的信息不對(duì)稱問題，而這種信息不對(duì)稱問題能夠阻礙董事會(huì)的有效監(jiān)管(Jensen,1993)。家族企業(yè)中創(chuàng)始人積極參與公司經(jīng)營時(shí)，公司會(huì)出現(xiàn)價(jià)值增值現(xiàn)象(AndersonandReeb,2003a,2003b；VillalongaandAmit,2006)。無論“創(chuàng)始人擔(dān)任公司CEO”，還是“創(chuàng)始人擔(dān)任公司董事長，然后外聘CEO”，創(chuàng)始人給公司帶來的價(jià)值差不多(VillalongaandAmit,2006,p.404)?？偨Y(jié)：前人的研究表明：公司與創(chuàng)始人董事之間的金錢與非金錢聯(lián)系使得創(chuàng)始人董事有能力和動(dòng)力更好的監(jiān)督經(jīng)理行為。創(chuàng)始人擔(dān)任董事的公司的代理問題和信息不對(duì)稱問題似乎較低。創(chuàng)始人董事關(guān)于公司的專業(yè)知識(shí)可以降低董事會(huì)和經(jīng)理之間的信息不7本文的貢獻(xiàn)本文對(duì)“公司中創(chuàng)始人的角色”和“董事對(duì)公司業(yè)績的影響”方面的研究進(jìn)行了補(bǔ)充。公司中創(chuàng)始人的角色——?jiǎng)?chuàng)始人在董事會(huì)層面的治理效果要優(yōu)于CEO層面的治理效果——因?yàn)楦叩腜PS、低的超額薪金支付和高的CEO更替-業(yè)績敏感度僅與創(chuàng)始人擔(dān)任董事的公司相關(guān)。而在持有大量股票的前任CEO擔(dān)任董事的公司中，未發(fā)現(xiàn)上述相關(guān)現(xiàn)象。這表明創(chuàng)始人與公司的聯(lián)系不僅僅局限于金錢聯(lián)系，還有獨(dú)特的情感等非金錢聯(lián)系。文章將研究樣本從家族企業(yè)拓展到更一般的企業(yè)——以前的研究以家族企業(yè)作樣本時(shí)發(fā)現(xiàn)，創(chuàng)始人積極參與公司經(jīng)營時(shí)能帶來公司的增值。本文本文的貢獻(xiàn)本文對(duì)“公司中創(chuàng)始人的角色”和“董事對(duì)公司業(yè)績的影8以更一般的企業(yè)為樣本，發(fā)現(xiàn)創(chuàng)始人擔(dān)任公司董事帶來的CEO薪金、CEO更替和并購等優(yōu)勢(shì)，同樣表明創(chuàng)始人與公司價(jià)值之間似乎存在著正向因果關(guān)系(apositivecausaleffect)，并且這種價(jià)值增值似乎不是源自未包含的變量(theomittedfactors)的影響。董事對(duì)公司業(yè)績的影響——?jiǎng)?chuàng)始人董事更有能力也更樂意監(jiān)督經(jīng)理的行為，創(chuàng)始人擔(dān)任董事的公司的治理效果也更好。我們的研究表明，大部分創(chuàng)始人已退出企業(yè)經(jīng)營的公司(約占75%)存在如下問題：給經(jīng)理提供了過度的薪酬(overcompensatemanagers)、經(jīng)理的薪金-業(yè)績敏感度低(lowerincentive-basedpay)，并且在公司業(yè)績差時(shí)不能及時(shí)更換CEO。以更一般的企業(yè)為樣本，發(fā)現(xiàn)創(chuàng)始人擔(dān)任公司董事帶來的CEO薪金9本文的局限雖然本文在加入了大量的“控制變量”，并進(jìn)行“配對(duì)樣本檢驗(yàn)”，但仍然缺乏簡(jiǎn)潔的方式(acleaninstrument)來度量創(chuàng)始人董事與公司績效之間的因果關(guān)系(thecausaleffectoffounder-directorsonfirmpolicy)，并排除不可觀察的公司特征和CEO特征差異的影響?？刂谱兞俊獙?duì)創(chuàng)始人擔(dān)任董事的公司和其他公司在“公司特征(firmcharacteristics)、公司治理特征(governancefeature)和CEO特征(CEOcharacteristics)”等方面的差異進(jìn)行了控制。結(jié)果發(fā)現(xiàn)創(chuàng)始人擔(dān)任董事的公司的CEO激勵(lì)架構(gòu)方面的效果一致(acoherentpictureofthestructureoftheCEOincentivesinafounder-directorcompany)。配對(duì)樣本檢驗(yàn)——在穩(wěn)定性檢驗(yàn)中，作者使用配對(duì)樣本后得到的結(jié)論一致。本文的局限雖然本文在加入了大量的“控制變量”，并進(jìn)行“配對(duì)樣10樣本和變量描述樣本個(gè)數(shù)11686例公司年度樣本(firm-yearsdata)取樣區(qū)間1996-2004年使用的數(shù)據(jù)庫投資者責(zé)任研究中心的董事數(shù)據(jù)庫(theInvestorResponsibilityResearchCenterdirectorsdatabase)和經(jīng)理薪酬數(shù)據(jù)庫(theExecuCompdatabase)。創(chuàng)始人的選擇標(biāo)準(zhǔn)創(chuàng)始人的識(shí)別依據(jù)是公司年報(bào)中的董事簡(jiǎn)歷和《福布斯財(cái)富800強(qiáng)榜單》、2003年11月10日的《商業(yè)周刊》文章和董事會(huì)分析數(shù)據(jù)庫(theBoardAnalystdatabase)。我們將公司創(chuàng)立時(shí)的CEO定義為公司的創(chuàng)始人（Milbourn,2003）。CEO的選擇標(biāo)準(zhǔn)在CEO發(fā)生變更的會(huì)計(jì)年度，只有那些在CEO崗位上任職時(shí)間超過6個(gè)月的才能被確認(rèn)為CEO。樣本和變量描述樣本個(gè)數(shù)11686例公司年度樣本(firm-y11CEO更替<分類標(biāo)準(zhǔn)：Parrino(1997)>強(qiáng)制性更替(Forceddepature)正常更替(Normaldepature)若媒體將CEO離開歸類為如下原因時(shí)，則可定義為強(qiáng)制性更替——“被公司解雇、被公司強(qiáng)迫離開、因?yàn)楣緲I(yè)績差，公司政策或者是由于與董事會(huì)之間外界無法得知的矛盾等離開”。如果CEO離開時(shí)符合如下特征，則歸類為正常更替——CEO年滿60甚至更年長，媒體將CEO的更替歸因于前任CEO的死亡、健康狀況以及前任CEO接受了其他的職務(wù)(包括董事會(huì)主席職位等)，或者CEO的辭職是公司接班計(jì)劃的一部分，之前未知的與公司業(yè)務(wù)無關(guān)的個(gè)人或者商業(yè)原因，或者在離職前6個(gè)月已做離職通告。注：因公司并購或者分拆而發(fā)生的CEO變更不屬于我們研究的對(duì)象。將CEO更替作上述分類的原因是“董事會(huì)很少會(huì)開除CEO”。CEO更替<分類標(biāo)準(zhǔn)：Parrino(1997)>強(qiáng)制性更替12公司并購（M&A）數(shù)據(jù)來源SDCPlatinumdatabase取樣區(qū)間1992年1月——2005年12月取樣對(duì)象私人公司、上市公司和子公司中發(fā)生的并購活動(dòng)(samplefirmsofprivate,public,andsubsidiarytargets)取樣標(biāo)準(zhǔn)<Moeller,Schlingemann,andStulz(2004)>(1)目標(biāo)公司(thetargetfirm)是美國公司。(2)并購交易金額至少是100萬美元。(3)并購的股票比例至少達(dá)到50%。(4)并購交易已經(jīng)完成另注公司的會(huì)計(jì)信息數(shù)據(jù)(thefirm-specificaccountingdata)來自Compustat數(shù)據(jù)庫股票收益數(shù)據(jù)(thestockreturndata)取自證券價(jià)格研究中心(theCenterforResearchinSecurityPrices)公司并購（M&A）數(shù)據(jù)來源SDCPlatinumdata13與創(chuàng)始人有關(guān)的變量(Founder-relatedvariables)FAM_CEO0-1變量。1：現(xiàn)任CEO是創(chuàng)始人的家庭成員，識(shí)別方法：該CEO與創(chuàng)始人有同樣的姓。0：不是FCEO0-1變量。1：現(xiàn)任CEO是創(chuàng)始人。0：不是。FDIR0-1變量。1：創(chuàng)始人擔(dān)任董事而非CEO。0：不是。PAST_CEO0-1變量。1：以前的非創(chuàng)始人型CEO任公司董事。0：不是。因變量(Dependentvariables)Tobin’sQ=(公司股票的市值+公司債務(wù)的市值)/總資產(chǎn)的賬面價(jià)值。同時(shí)也用MTB(market-to-book)表示。TCOMP總薪金，是年初以下薪酬的和：現(xiàn)金薪酬（包括工資、獎(jiǎng)金和其他年度現(xiàn)金福利等）、獲受的股票期權(quán)的布萊克—斯科爾斯價(jià)值、過去一年獲受的限制性股票的市值、其他長期激勵(lì)性薪酬、CEO持有的其他股票或期權(quán)在過去一年內(nèi)的變動(dòng)值。總薪金的單位是：百萬美元。其他期權(quán)組合對(duì)股票價(jià)格的敏感度是按照CoreandGuay(2002a)的方法進(jìn)行計(jì)算的。ACOMP年度薪金。是以下是以下薪酬之和：現(xiàn)金薪酬(包括工資、獎(jiǎng)金、以及其他年度現(xiàn)金福利等)、獲贈(zèng)的股票期權(quán)的布萊克—斯科爾斯價(jià)值、過去一年的限制性股票的市場(chǎng)價(jià)值，以及其他長期激勵(lì)性薪金等。TNV0-1變量。1：特定年份存在強(qiáng)制性CEO更替。0：沒有與創(chuàng)始人有關(guān)的變量(Founder-relatedva14ARET并購交易公告日期前一天至后一天(-1,1)期間的股票回報(bào)率Attendance非創(chuàng)始人董事參加董事會(huì)的平均記錄。每個(gè)董事每年參與董事會(huì)的記錄是0-1變量。1：年度內(nèi)缺席董事會(huì)的比率大于25%。0：其他自變量：公司特征(independentvariables:Firmcharacteristics)BETA公司的貝塔值使用該會(huì)計(jì)年度末起前60個(gè)月的股票回報(bào)數(shù)據(jù)計(jì)算CAPX資本性支出與資產(chǎn)賬面價(jià)值的比率DIVERSIFY0-1變量。1：公司多元化，即有多于2個(gè)(含)分部。0：其他DMKTVAL過去一年所有權(quán)的市值變化FIRM_AGE自公司創(chuàng)立以來的年份LEV資產(chǎn)負(fù)債率。賬面負(fù)債與賬面資產(chǎn)的比值MVE所有權(quán)的市場(chǎng)價(jià)值，單位：百萬美元。RET按照兩位SIC標(biāo)準(zhǔn)衡量的行業(yè)回報(bào)的股票回報(bào)凈值，即公司發(fā)生CEO變更前12個(gè)月內(nèi)的經(jīng)行業(yè)調(diào)整后的股票回報(bào)（Parrino,1997）。RET_VOL過去60個(gè)月的月度股票回報(bào)的標(biāo)準(zhǔn)差RND研發(fā)支出(R&Dexpenditures)與銷售額的比值ROA凈利潤與總資產(chǎn)之比。如果CEO變更發(fā)生在7月至12月，則ROA為當(dāng)年的資產(chǎn)回報(bào)率。如果CEO變更發(fā)生在1月至6月，則ROA為去年的資產(chǎn)回報(bào)率（Parrino，1997）。STD_ROA過去三年的資產(chǎn)收益率的標(biāo)準(zhǔn)差A(yù)RET并購交易公告日期前一天至后一天(-1,1)期間的股票15自變量：董事會(huì)特征和其他治理變量Independentvariables:boardcharacteristicsandgovernancevariablesBD_INDP董事會(huì)中獨(dú)立董事的占比BD_SIZE董事會(huì)成員人數(shù)DELAWARE0-1變量。1：公司在特拉華州注冊(cè)。0：其他DIR_HOLD所有董事會(huì)成員平均持股比率（百分比）G_INDEX遵照Gompers,IshiiandMetrick(2003)的方法計(jì)算的公司治理指標(biāo)HI_PASTCEO_HOLD0-1變量。1：前任經(jīng)理擔(dān)任董事，且其持股比率高于樣本中創(chuàng)始人股東持股比率的中位數(shù)。0：其他。IND_DIR_BLK0-1變量。1：公司獨(dú)立董事持有公司股票(如持股比率大于5%)。0：其他INST_HOLD機(jī)構(gòu)投資者的持股比率OPTINT獲贈(zèng)的股票期權(quán)與CEO的年度總薪金之比(包括現(xiàn)金工資、獎(jiǎng)金、股票期權(quán)等)自變量：CEO特征(IndependentVariables:CEOcharacteristics)CENTRALITYCEO的薪金與薪金最高的前五位經(jīng)理的薪金之和之比CEO_AGECEO的年齡自變量：董事會(huì)特征和其他治理變量Independentva16CEO_OWNCEO的持股比率INSIDE_HIRE0-1變量。1：CEO是來自內(nèi)部員工。0：CEO外聘。遵循Parrino(1997)的方法，新的CEO在公司的任職時(shí)間少于一年（含），則被認(rèn)為是外聘。其他情況下，被認(rèn)為是內(nèi)部提拔。MEDIA_MENTIONS根據(jù)Factiva數(shù)據(jù)庫計(jì)算的，過去一個(gè)會(huì)計(jì)年度中，CEO被媒體曝光的次數(shù)。OUTSIDE_BD根據(jù)IRRC數(shù)據(jù)庫，搜集到的CEO在其他公司擔(dān)任董事的個(gè)數(shù)TENURECEO擔(dān)任在該職位上已任職的年分?jǐn)?shù)在并購檢驗(yàn)中用到的額外變量(AdditionalVariablesusedinthemergerandaccquisitiontests)DIV_MERGER0-1變量。1：根據(jù)兩位SIC行業(yè)標(biāo)準(zhǔn)(thetwo-digitSICindustrycode)被并購公司與并購公司相處的行業(yè)不同。0：其他。DEAL_SIZE并購交易額。單位：百萬美元PCT_ACQ并購交易中，收購對(duì)方公司的股權(quán)比率PCT_CASH并購交易中，現(xiàn)金支付占支付金額的比率REL_SIZE按照上年年末并購公司股權(quán)價(jià)值衡量的并購交易規(guī)模CEO_OWNCEO的持股比率INSIDE_HIRE0-1變17董事出席董事會(huì)檢驗(yàn)中用到的額外變量AdditionalvariablesusedinthedirectorattendancetestsDIR_AGE非創(chuàng)始人董事的平均年齡DIR_COMP所有的非創(chuàng)始人董事的薪金之和的平均數(shù)。對(duì)每個(gè)非創(chuàng)始人董事來說，薪金是“年度現(xiàn)金聘金(thecashannualretainer)、年度股票(annualsharegrants)和股票期權(quán)(annualoptiongrant)價(jià)值”之和。年度股票期權(quán)的價(jià)值利用布萊克—斯科爾斯公式計(jì)算，數(shù)據(jù)取自ExecuCompdatabase。獲贈(zèng)的年度股票的價(jià)值等于股票數(shù)量乘以股票在年末的價(jià)格DIR_MTG_FEE非創(chuàng)始人董事參加董事會(huì)會(huì)議而獲得的參會(huì)費(fèi)的平均數(shù)。DIR_TENURE所有非創(chuàng)始人董事在公司擔(dān)任董事的平均年限OTHERPOS從IRRC數(shù)據(jù)庫搜集到的非創(chuàng)始人董事在其他單位擔(dān)任董事的公司個(gè)數(shù)的平均數(shù)。RETIRED董事會(huì)中非創(chuàng)始人董事的退休狀態(tài)的平均數(shù)。董事的退休狀態(tài)是0-1變量。1：該董事在IRRC數(shù)據(jù)庫中的最初狀態(tài)是“退休”。0：其他。STK_HOLD公司中非創(chuàng)始人董事的平均股票持有率。董事出席董事會(huì)檢驗(yàn)中用到的額外變量Additionalva18描述性統(tǒng)計(jì)描述性統(tǒng)計(jì)19由FDIR的均值0.12可知，創(chuàng)始人擔(dān)任董事的公司占比12%由FCEO的均值0.13可知，創(chuàng)始人擔(dān)任CEO的公司占比13%。即創(chuàng)始人積極參與公司經(jīng)營的比例大25%。由PAST_CEO的均值0.18和HI_PASTCEO_HOLD的均值0.04可知，持有較大股權(quán)的前任CEO擔(dān)任董事的公司占比18%。另外，前任CEO擁有關(guān)于公司的專有知識(shí)，且常擁有公司股票，所以持有較大股權(quán)的前任CEO擔(dān)任公司董事時(shí)，他們?cè)诒O(jiān)督現(xiàn)任經(jīng)理時(shí)也更有動(dòng)力和具備更多的專業(yè)知識(shí)。作者用擁有大量股票的前任CEO董事來作為衡量創(chuàng)始人董事的基準(zhǔn)，后文中常將PAST_CEO和HI_PASTCEO_HOLD的系數(shù)之和與FDIR的系數(shù)對(duì)比。由FAM_CEO的均值0.01可知，創(chuàng)始人的家族成員擔(dān)任CEO的情況僅占1%。這應(yīng)該與學(xué)者們發(fā)現(xiàn)的“創(chuàng)始人的家族成員擔(dān)任CEO有損公司價(jià)值”有關(guān)(Pérez-González,2006)。由FDIR的均值0.12可知，創(chuàng)始人擔(dān)任董事的公司占比12%20本文用CEO總薪金(TCOMP)和CEO年度薪金(ACOMP)來衡量CEO的薪金。TCOMP和ACOMP的均值(中位數(shù))分別為1564萬美元(403萬美元)和470萬美元(250)萬美元。其中由于后面要計(jì)算CEO的薪金-公司業(yè)績敏感度(PPS:thesensitivityofpaytoperformance)，且CEO薪金中期權(quán)占了較大比例，所以，我們遵循CoreandGuay(2002a)的方法，在計(jì)算期權(quán)組合的價(jià)值對(duì)股票價(jià)格的敏感度時(shí)(thesensitivityofoptionportfoliovaluestostockprices)，我們使用股東在年初持有的股票和期權(quán)的價(jià)值，以避免兩者價(jià)格在年中波動(dòng)給測(cè)量造成影響。由TNV的均值2.99可知，CEO的強(qiáng)制性變更占比2.99%。即在發(fā)現(xiàn)的1253例CEO變更中，有330強(qiáng)制性變更(=11024*2.99%)，正常變更有923例。由ARET描述性統(tǒng)計(jì)知，并購公告發(fā)布期及前后一天的股票回報(bào)的均值(中位數(shù))為0.24%(0.14%)。本文用CEO總薪金(TCOMP)和CEO年度薪金(ACOMP21MVE——RET_VOL是對(duì)控制變量“公司特征”的描述性統(tǒng)計(jì)。之所以選擇這些指標(biāo)，是因?yàn)橐郧暗难芯堪l(fā)現(xiàn)創(chuàng)始人公司(thefounderfirms)與其他公司有著許多差異(Adams,Almeida,andFerreira,2009;AndersonandReeb,2003,2004;Anderson,Mansi,andReeb,2003;Fahlenbrach,2009;PaliaandRavid,2002;Palia,RavidandWang,2008;VillalongaandAmit,2006,2009;Pérez-González,2006)。MEDIA_MENTIONS——INSIDE_HIRE是對(duì)控制變量“CEO特征”的描述性統(tǒng)計(jì)。其中：MEDIA_MENTIONS(公司CEO在特定年份被媒體報(bào)道的次數(shù)）(Milbourn,2003)和OUTSIDE_BD(CEO還擔(dān)任幾家其他公司的董事）(Srinivasan,2005;FichandShivdasani,2007)度量的是CEO的榮譽(yù)CENTRALITY度量的是CEO的權(quán)利，用CEO薪金占公司薪金最高的五個(gè)人的薪金之和的比率度量(Cremers,BebchukandPeyer,2007)。INSIDE_HIRE測(cè)量的是CEO是外聘還是內(nèi)部提拔(Parrino,1997;Huson,MalatestaandParrino,2004)。MVE——RET_VOL是對(duì)控制變量“公司特征”的描述性統(tǒng)計(jì)22DIR_HOLD——IND_DIR_BLK度量的是控制變量“董事會(huì)特征”。其中：BD_INDP描述的是董事會(huì)中獨(dú)立董事的比率。BD_SIZE描述的是董事會(huì)的人數(shù)。INST_HOLD描述的是機(jī)構(gòu)投資者的持股比率DIR_HOLD描述的是董事會(huì)成員的平均持股比率。IND_DIR_BLK描述的是非執(zhí)行董事中持有公司股票董事的占比。DELAWARE描述的是在特拉華州注冊(cè)成立的公司比率。均值0.56表明56%的公司在特拉華州注冊(cè)成立。(在特拉華州注冊(cè)公司簡(jiǎn)便、快捷，且不用繳納銷售稅等。1992年7月14日，特拉華州立法產(chǎn)生了一種新的商業(yè)本體，融合了有限責(zé)任公司的優(yōu)點(diǎn)和合股公司的跨期所得稅當(dāng)期計(jì)納的優(yōu)點(diǎn)。)G-INDEX是遵循Gompers,Ishii,andMetrick(2003)的方法計(jì)算的額公司治理指數(shù)。DIR_HOLD——IND_DIR_BLK度量的是控制變量“23創(chuàng)始人董事與公司治理課件24上表將公司按創(chuàng)始人的狀態(tài)進(jìn)行了分類：創(chuàng)始人已退出的公司(nonfounderfirms)、創(chuàng)始人擔(dān)任董事的公司(founder-directorfirms)和創(chuàng)始人擔(dān)任CEO的公司(founder-CEOfirms)每類公司都對(duì)相關(guān)變量進(jìn)行了均值統(tǒng)計(jì)和比較。標(biāo)準(zhǔn)誤按照公司層水平進(jìn)行歸集(standarderrorsclusteredatthefirmlevel)。MTB指標(biāo)方面，無論創(chuàng)始人擔(dān)任CEO還是董事，公司的市值都比創(chuàng)始人退出的公司高。且創(chuàng)始人已退出的公司與上述兩類公司的差異明顯。這也說明，創(chuàng)始人積極參與公司經(jīng)營能給公司帶來價(jià)值增值(thefoundervaluepremium)。TCOMP和CEO_OWN指標(biāo)方面，從創(chuàng)始人已退出公司，到創(chuàng)始人擔(dān)任公司董事，再到創(chuàng)始人擔(dān)任公司CEO，TCOMP和CEO_OWN的均值逐漸增大，且相互之間差異顯著。雖然創(chuàng)始人擔(dān)任CEO的公司中CEO的總薪金最大與其持有的大量股票有關(guān)，但是創(chuàng)始人已退出的公司和創(chuàng)始人擔(dān)任董事的公司的CEO的總薪金的差異仍表明公司間存在薪金政策差異。上表將公司按創(chuàng)始人的狀態(tài)進(jìn)行了分類：創(chuàng)始人已退出的公司(no25ACOMP指標(biāo)方面，三類公司大致相等，差異甚微。且均值比較的p值看也不顯著。TNV指標(biāo)方面，創(chuàng)始人擔(dān)任董事的公司中CEO的強(qiáng)制性更替均值顯著大于其他兩類公司的均值。且從p值看，創(chuàng)始人擔(dān)任董事的公司的均值與其他兩類公司的均值差異顯著。但創(chuàng)始人擔(dān)任CEO的公司與創(chuàng)始人已退出的公司在CEO的強(qiáng)制更替方面差異不顯著。這說明創(chuàng)始人擔(dān)任董事在CEO的強(qiáng)制更替方面扮演了獨(dú)特的作用。ARET指標(biāo)方面，創(chuàng)始人擔(dān)任CEO的公司顯著大于創(chuàng)始人已退出的公司和創(chuàng)始人擔(dān)任董事的公司。但p值表明這些差異的顯著性水平不高。對(duì)創(chuàng)始人擔(dān)任董事的公司和創(chuàng)始人已退出的公司進(jìn)行比較發(fā)現(xiàn)：在RND、LEV、Firm_AGE、DIVERSIFY、BETA、STD_ROA、RET_VOL和DIR_HOLD指標(biāo)方面差異顯著在MVE、CAPX、ROA、RET方面差異不顯著。ACOMP指標(biāo)方面，三類公司大致相等，差異甚微。且均值比較的26說明與創(chuàng)始人已退出的公司相比，創(chuàng)始人擔(dān)任董事的公司具有相似的公司市值，但研發(fā)支出較大，負(fù)債率較低，公司成立時(shí)間更短，波動(dòng)性更大，更多元化，CEO的權(quán)力更小，CEO更少在其他公司擔(dān)任董事，CEO的年齡更大，任期也更長，公司董事會(huì)的規(guī)模更小，獨(dú)立董事的占比也更小，股東的權(quán)益保護(hù)力度更大，董事會(huì)的持股比例更高。與創(chuàng)始人擔(dān)任CEO的公司相比，創(chuàng)始人擔(dān)任董事的公司在MVE、LEV、FIRM_AGE、BD_SIZE、BD_INDP、INST_HOLD、G-INDEX、TENURE和CEO_AGE方面差異顯著。說明創(chuàng)始人擔(dān)任董事的公司公司規(guī)模較大，負(fù)債率較低，成立時(shí)間更長，CEO的年齡高大，CEO的任期更短，董事會(huì)的規(guī)模更大，獨(dú)立董事的占比更低，機(jī)構(gòu)投資者的持股更低，股東權(quán)益保護(hù)更差。說明與創(chuàng)始人已退出的公司相比，創(chuàng)始人擔(dān)任董事的公司具有相似的27數(shù)據(jù)分析創(chuàng)始人董事與公司增值創(chuàng)始人擔(dān)任董事的公司中的經(jīng)理薪酬分析

創(chuàng)始人董事與CEO的薪金績效敏感度

創(chuàng)始人董事與CEO的薪金水平CEO更替的業(yè)績敏感度分析公司并購回報(bào)分析創(chuàng)始人擔(dān)任董事的公司中董事會(huì)出勤率分析數(shù)據(jù)分析創(chuàng)始人董事與公司增值28創(chuàng)始人董事與公司增值

Founder-directorsandvaluepremiumQ：托賓Q(MTB)。衡量公司的價(jià)值增值情況t值按照公司層面進(jìn)行歸集。后面量表類同*，**，***代表雙側(cè)顯著水平(twosidedsignificance)分別為10%、5%和1%。后面量表類同。創(chuàng)始人董事與公司增值

Founder-directorsa29模型的理論基礎(chǔ)——以前的研究認(rèn)為家族企業(yè)中創(chuàng)始人積極參與公司經(jīng)營時(shí)，會(huì)帶來公司價(jià)值的增值(AndersonandReeb,2003a,2003b;VillalongaandAmit,2006)。從而表明創(chuàng)始人擔(dān)任公司董事時(shí)的價(jià)值不容小覷。模型解釋——上述公式檢驗(yàn)了公司j在第t年的價(jià)值與公司創(chuàng)始人之間的關(guān)系。因變量是托賓Q。公式也包含了行業(yè)和年度固定效應(yīng)檢驗(yàn)(theYearandIndustryfixedeffects)。回歸結(jié)果解釋——FDIR系數(shù)為0.30(1%的顯著水平)，表明與創(chuàng)始人已退出的公司相比，創(chuàng)始人擔(dān)任董事的公司中的托賓Q值要高0.30。說明創(chuàng)始人擔(dān)任董事能夠給公司帶來增值效應(yīng)，印證了“VillalongaandAmit(2006)發(fā)現(xiàn)財(cái)富500強(qiáng)中的家族企業(yè)創(chuàng)始人擔(dān)任董事長，外聘CEO時(shí)能給公司帶來增值”的結(jié)論。FCEO的系數(shù)為負(fù)，但不顯著。這與AndersonandReeb(2003a,2003b)和VillalongaandAmit(2006)的結(jié)論不同。模型的理論基礎(chǔ)——以前的研究認(rèn)為家族企業(yè)中創(chuàng)始人積極參與公司30他們發(fā)現(xiàn)創(chuàng)始人擔(dān)任CEO與公司價(jià)值存在正向關(guān)系。作者用自己的數(shù)據(jù)復(fù)制AndersonandReeb(2003a,2003b)的操作，發(fā)現(xiàn)使用的控制變量與他們一樣是，F(xiàn)CEO與公司價(jià)值之間存在正向關(guān)系。但是將本文中的控制變量全部加到他們的公式中去時(shí)，F(xiàn)CEO與公司價(jià)值的關(guān)系則變?yōu)樨?fù)數(shù)。這說明控制變量分流了FCEO和公司市值之間的正向影響。所以，我們應(yīng)該重新考慮創(chuàng)始人擔(dān)任CEO與公司市值之間的額影響關(guān)系。PAST_CEO和HI_PASTCEO_HOLD的系數(shù)都不顯著，并且兩者之和顯著小于FDIR的系數(shù)。這說明創(chuàng)始人擔(dān)任公司董事帶給公司的價(jià)值要大于持有大量股份的前任CEO擔(dān)任董事帶來的價(jià)值。表明創(chuàng)始人的增值效應(yīng)不應(yīng)僅歸因于其專業(yè)知識(shí)和經(jīng)濟(jì)激勵(lì)帶來的監(jiān)督效果，而是專業(yè)知識(shí)、經(jīng)濟(jì)激勵(lì)以及創(chuàng)始人與公司之間的情感聯(lián)系的綜合影響，并且創(chuàng)始人監(jiān)督的內(nèi)在動(dòng)機(jī)似乎更來自該情感聯(lián)系。他們發(fā)現(xiàn)創(chuàng)始人擔(dān)任CEO與公司價(jià)值存在正向關(guān)系。31FAM_CEO的系數(shù)顯著為負(fù)，表明創(chuàng)始人的家族成員擔(dān)任CEO時(shí)給公司價(jià)值帶來負(fù)向影響。這也印證了VillalongaandAmit(2006)和Pérez-González(2006)的“家族成員繼承擔(dān)任CEO有損公司價(jià)值”的觀點(diǎn)。雖然未在文章中展示相應(yīng)結(jié)果，但是當(dāng)作者將“創(chuàng)始人擔(dān)任公司CEO”或“擔(dān)任公司董事”合在一起當(dāng)做“創(chuàng)始人積極參與公司經(jīng)營”時(shí)，仍然發(fā)現(xiàn)創(chuàng)始人與公司價(jià)值之間存在顯著的正向影響。這也印證了Fahlenbrach(2009)和Adams,AlmeidaandFerreira(2009)的結(jié)論，他們也未對(duì)創(chuàng)始人擔(dān)任CEO還是擔(dān)任董事作區(qū)分。接下來通過檢驗(yàn)創(chuàng)始人擔(dān)任公司董事與CEO薪金、CEO更替以及公司的并購決策之間的關(guān)系來尋找造成創(chuàng)始人與公司價(jià)值正向關(guān)系的影響途徑(channel)。FAM_CEO的系數(shù)顯著為負(fù)，表明創(chuàng)始人的家族成員擔(dān)任CEO32創(chuàng)始人董事與CEO的薪金績效敏感度

CEOpay-for-performancesensitivityinfounder-directorfirms創(chuàng)始人董事與CEO的薪金績效敏感度

CEOpay-for-33模型的理論基礎(chǔ)——學(xué)者們對(duì)創(chuàng)始人董事與CEO的薪金績效敏感度之間的關(guān)系不明確。負(fù)向關(guān)系——高額的薪金激勵(lì)(high-poweredincentives)促使經(jīng)理采取不可觀測(cè)的方式來最大化企業(yè)利潤。但是，創(chuàng)始人董事比普通董事更了解企業(yè)，他們?cè)谠u(píng)價(jià)經(jīng)理行為時(shí)不僅僅依靠企業(yè)的業(yè)績。所以，在創(chuàng)始人擔(dān)任董事的企業(yè)中經(jīng)理的薪金績效敏感度要低。正向關(guān)系——高額的薪金激勵(lì)(high-poweredcompensationcontracts)仍能激發(fā)粉飾業(yè)績的行為(theincentivetofalsifyperformance)，在這種粉飾行為難以被發(fā)現(xiàn)的情況下會(huì)更強(qiáng)(ShleiferandVishny,1997;BergstresserandPhilippon,2006)。并且董事會(huì)在有能力阻止或者檢測(cè)經(jīng)理粉飾操作(manipulation)的情況下也更樂意給經(jīng)理提供股權(quán)激勵(lì)(theequity-basedcompensation)。從而，在此情況下，如果創(chuàng)始人董事能夠提供更好的監(jiān)控，CEO的薪金業(yè)績敏感度會(huì)更高。模型的理論基礎(chǔ)——34模型解釋——β2代表了經(jīng)理的薪金業(yè)績敏感度，即公司市值變動(dòng)一單位時(shí)CEO的總薪酬(theCEO’sfirm-relatedwealth)變動(dòng)β2個(gè)單位(Jensen,andMurphy,1990;HallandLeibman,1998)。

以前的學(xué)者發(fā)現(xiàn)CEO年齡(GibbonsandMurphy,1992)、公司規(guī)模(BakerandHall,2000;CoreandGuay,2001)、股東收益波動(dòng)(AggarwalandSamwick,1999b)會(huì)影響PPS，所以作者將其列為控制變量加以控制。模型回歸技術(shù)——中位數(shù)回歸法(themedianregressiontechnique)。因?yàn)閷W(xué)者們指出一些CEO由于持有大量公司股票(如微軟的比爾·蓋茨)，他們的總薪金易受外界環(huán)境影響,使得他們的PPS估計(jì)值受限于外界環(huán)境(HallandLeibman,1998;AggarwalandSamwick,1999a,1999b)，而中位數(shù)不太受極值影響，比均值更能體現(xiàn)集中趨勢(shì)。所以選擇中位數(shù)回歸法。作者在1%和99%的水平上控制了極值后，也用OLS回歸方法，遵循HallandLeibman(1998)的穩(wěn)定回歸步驟(therobustregressionprocedure)重新估計(jì)了變量系數(shù)，得到的結(jié)果一致。但這部分結(jié)果未在文章中展示。模型回歸結(jié)果解釋——為了便于解釋所有系數(shù)都擴(kuò)大了1000倍。模型解釋——35由DMKTVAL系數(shù)可知，公司市值增長(下降)1000美元，CEO的總薪金就增長(下降)20.73美元。FDIR*DMKTVAL顯著正相關(guān)，說明創(chuàng)始人擔(dān)任公司董事時(shí)CEO的薪金績效敏感度高。即創(chuàng)始人擔(dān)任董事的公司市值增加1000美元，CEO的薪金就增長2.24美元。為了進(jìn)行比較，作者發(fā)現(xiàn)樣本中創(chuàng)始人已退出的公司市值增加1000美元時(shí)，其CEO的總薪金增加5.20美元。說明兩者還是存在顯著差異的。FCEO*DMKTVAL和FAM_CEO*DMKTVAL的系數(shù)分別為3.44和5.44，且統(tǒng)計(jì)顯著。這種顯著的正向影響可能歸功于其所持有的大量股份。上表的結(jié)果是包含了控制變量CEO的持股比例(CEO_OWN)后的結(jié)果。CEO_OWN和PPS存在內(nèi)在的相關(guān)性(bemechanicallycorrelated)。當(dāng)將CEO_OWN剔除后重新回歸時(shí)結(jié)論依然保持一致。PAST_CEO*DMKTVAL和HI_PASTCEO_HOLD*DMKTVAL統(tǒng)計(jì)顯著，是衡量由DMKTVAL系數(shù)可知，公司市值增長(下降)1000美元，36FDIR作用的標(biāo)準(zhǔn)。兩者的系數(shù)之和顯著小FDIR*DMKTVAL，說明創(chuàng)始人擔(dān)任董事和持有大量股權(quán)的前任CEO擔(dān)任董事對(duì)薪金績效敏感度的影響是不一樣的。DIR_HOLD*DMKTVAL和IND_DIR_BLK*DMKTVAL的系數(shù)統(tǒng)計(jì)顯著，表明獨(dú)立董事持有公司股票情況和董事會(huì)成員的平均持股情況也會(huì)對(duì)PPS造成影響，結(jié)合FDIR的影響來看，-0.99，0.01和2.24，逐步變大說明影響是逐步上升的(Theimpactofthefounder-directorisincrementaltotheimpactofequityholdingbytheboardofdirectorsandthepresenceofablockholderontheboard)。RET_VOL*DMKTVAL的系數(shù)顯著為正，表明股票回報(bào)波動(dòng)強(qiáng)的公司中薪金績效敏感度大。這與AggarwalandSamwick(1999b)，Jin(2002),GarveyandMilbourn(2003)的結(jié)論相反，他們發(fā)現(xiàn)PPS和股票回報(bào)波動(dòng)性之間存在負(fù)相關(guān)系。但是Prendergast(2002)調(diào)查后指出，向經(jīng)理提供激勵(lì)以使用其較強(qiáng)的局部信息的主要目標(biāo)，會(huì)導(dǎo)致激勵(lì)強(qiáng)度隨著風(fēng)險(xiǎn)的提高而增加(aprincipal’sobjectiveofprovidingincentivestotheFDIR作用的標(biāo)準(zhǔn)。兩者的系數(shù)之和顯著小FDIR*DMKTV37agenttousesuperiorlocalinformationleadstothepredictionthatincentivestrengthcanincreasewithrisk)。從而支持了我們的結(jié)論。CoreandGuay(1999,2002b)和OyerandSchaefer(2005)的結(jié)論與本文以及Prendergast(2002)的結(jié)論也是一致。agenttousesuperiorlocalin38創(chuàng)始人董事與CEO的薪金水平

levelofCEOpayinfounder-directorfirms因變量——CEO年度薪金的自然對(duì)數(shù)，即“在一個(gè)會(huì)計(jì)年度中的總現(xiàn)金薪酬、給予CEO的股票和期權(quán)的公允市場(chǎng)價(jià)值(thefairvalue)之和”的自然對(duì)數(shù)。數(shù)據(jù)來源——ExecuCompDatabase中的變量TDC1?？刂谱兞窟x擇的理論依據(jù)——Core,HolthausenandLarcker(1999)。(theeconomicdeterminantsofpay)FDIR的負(fù)的系數(shù)——代表CEO薪金中低的超額支付(thelowerexcessCEOcompensation)創(chuàng)始人董事與CEO的薪金水平

levelofCEOpa39FDIR的系數(shù)為負(fù)，且在1%的水平上顯著。表明與創(chuàng)始人已退出的公司相比，創(chuàng)始人擔(dān)任董事的公司中的CEO得到的年度薪金(theannulacompensation)要低。由前面變量的描述性統(tǒng)計(jì)得，樣本中CEO的平均年度薪金為470萬美元。結(jié)合上表中FDIR的系數(shù)-0.07可知，從創(chuàng)始人已退出的公司轉(zhuǎn)任到創(chuàng)始人擔(dān)任董事的公司時(shí)，CEO的年度薪金要下降32.9萬美元(=470*(-0.07))。PAST_CEO和HI_PASTCEO_HOLD的系數(shù)為負(fù)，且統(tǒng)計(jì)顯著。兩者系數(shù)之和大于FDIR的系數(shù)。這表明持有大量股權(quán)的前任CEO擔(dān)任董事時(shí)在薪金方面的下降幅度更大(thedownwardpressureoncompensationisevenstrongerinfirmsthathaveapastCEOwithhighequitystakeontheboard)?？偨Y(jié)：CEOPPS和CEO的薪金水平(thelevelofCEOpay)與創(chuàng)始人董事存在顯著關(guān)系。在創(chuàng)始人擔(dān)任董事的公司中任職的CEO，其薪金業(yè)績敏感性更大，獲得的超額薪金更少。FDIR的系數(shù)為負(fù)，且在1%的水平上顯著。表明與創(chuàng)始人已退出40CEO更替的業(yè)績敏感度分析

CEOturnover-performancesensitivityCEO更替的業(yè)績敏感度分析

CEOturnover-per41模型的理論基礎(chǔ)——我們預(yù)期(except)董事會(huì)中有創(chuàng)始人時(shí)CEO因公司業(yè)績較差而被及時(shí)更替的概率較大，因?yàn)閯?chuàng)始人董事更有能力也更樂意去監(jiān)督高級(jí)管理層。ROA和RET的計(jì)算遵循Parrino(1997)的做法。以前的研究發(fā)現(xiàn)董事會(huì)中外部董事占比較越大(themoreoutsidersontheboard)時(shí)CEO的更替-業(yè)績敏感度(theturnover-performancesensitivity)越高(Weisbach,1988)，董事會(huì)中的董事越忙CEO的更替-業(yè)績敏感度越低(FichandShivadasani,2006)，董事會(huì)規(guī)模越大CEO的更替-業(yè)績敏感度越低(Faleye,2003)。所以，我們對(duì)這些董事會(huì)特征做了控制。邊際效應(yīng)和Z值是按照Norton,Wang,andAi(2004)的方法進(jìn)行邏輯回歸(thelogitregression)后得到的。模型的分析技術(shù)——邏輯回歸(thelogitregression)。模型的理論基礎(chǔ)——42回歸結(jié)果解釋——作者同樣計(jì)算了ROA和相關(guān)變量的交乘項(xiàng)，出于篇幅限制等作者未展示相關(guān)結(jié)果。FDIR*RET的系數(shù)為負(fù)，且在1%的水平上顯著。說明創(chuàng)始人擔(dān)任公司董事時(shí)，那些業(yè)績表現(xiàn)差的CEO更容易被替換掉。FDIR*ROA(相應(yīng)結(jié)果未展示)系數(shù)則不顯著。FCEO*RET的系數(shù)為負(fù)，但不顯著。為了展示創(chuàng)始人董事的治理效應(yīng)(theFDIReffect)，我們進(jìn)行如下計(jì)算：RET的95分位的值為0.80，5分位的值是-0.65。當(dāng)RET從95分位變化到第5分位時(shí)RET的變化為：1.45（=0.80-(-0.65)）。又FDIR*RET的系數(shù)為-5.75%，所以當(dāng)RET從0.80下降到-0.65時(shí)，CEO強(qiáng)制性更替的概率會(huì)上升8.3%（=1.45*5.75%）回歸結(jié)果解釋——438.3%的變動(dòng)非常大。因?yàn)闃颖局蠧EO的強(qiáng)制性更替的平均概率是3.1%(表中TNV的均值是2.99%)。PAST_CEO*RET和HI_PAST_CEO_HOLD*RET的系數(shù)之和為-0.001-0.000=-0.001，大于FDIR*RET的系數(shù)-0.057。說明與持有大量股權(quán)的前任非創(chuàng)始人CEO在董事會(huì)中任職相比，創(chuàng)始人擔(dān)任公司董事時(shí)更容易更換業(yè)績差的CEO。8.3%的變動(dòng)非常大。因?yàn)闃颖局蠧EO的強(qiáng)制性更替的平均概率44公司并購回報(bào)分析

Mergerandacquisitionreturns公司并購回報(bào)分析

Mergerandacquisitio45模型的理論基礎(chǔ)——董事會(huì)對(duì)CEO的并購提案和戰(zhàn)略決策進(jìn)行評(píng)價(jià)(Jensen,1993)。GrinsteinandTolkowsky(2004)發(fā)現(xiàn)許多董事會(huì)有專門的委員會(huì)(theexplicitcommittees)來評(píng)審并購交易。從而，我們認(rèn)為“如果創(chuàng)始人擔(dān)任公司董事，則可以更好的監(jiān)督并購過程，從而并購決策會(huì)更有效，并購公告的回報(bào)也更高”。結(jié)合Asquith,BrunnerandMullins(1983)、Fuller,NetterandStegemoller(2002)，以及Betton,EckboandThorbum(2008)的研究成果，我們對(duì)以下能夠影響公告回報(bào)的因素進(jìn)行了控制：PCT_CASH(并購交易中現(xiàn)金的占比)、PCT_ACQ(收購目標(biāo)公司多少股份)、DEAL_SIZE(并購交易規(guī)模)、REL_SIZE(此次收購額占收購者資產(chǎn)的比重)、DIV_MERGER(此次收購的目的是否為了多元化)。某些并購交易的特征(如多元化并購)有損公司價(jià)值，而有助于構(gòu)建經(jīng)理帝國(Betton,Eckbo,andThorbum,2008)。模型的理論基礎(chǔ)——46所以，我們要檢驗(yàn)創(chuàng)始人董事與如下并購特征的關(guān)系：并購交易的頻次、多元化并購、交易規(guī)模、并購溢價(jià)，以及并購中的現(xiàn)金占比。使用公告期收益(theannouncementreturn)來衡量并購效率暗含一個(gè)假設(shè)——“創(chuàng)始人擔(dān)任董事的公司和其他公司對(duì)即將到來的并購在信息保密方面不存在系統(tǒng)性差異”(nosystematicdifferencebetweenfounder-directorandotherfirmsintheextentofpre-announcementleakageofinformationaboutimpendingacquisitions)。樣本數(shù)量描述——35041996—2004年間共完成3504例并購交易0.3=3504/(11686*9)。11686：總樣本個(gè)數(shù)。9:1996-2004年共9年。即樣本期間平均每年完成0.3起并購交易。17343504例完成的并購交易中滿足所有控制變量數(shù)據(jù)要求的僅有1734例。所以，我們要檢驗(yàn)創(chuàng)始人董事與如下并購特征的關(guān)系：并購交易的頻47量表結(jié)果解釋——FDIR和FCEO的系數(shù)分別為1.29和1.99，且分別在5%和1%的水平上統(tǒng)計(jì)顯著。表明與創(chuàng)始人已退出的公司相比，創(chuàng)始人擔(dān)任董事的公司公告窗口期收購者的收益(theacquirerreturnsduringtheannouncementwindow)高出1.29%，創(chuàng)始人擔(dān)任CEO的公司高出1.99%。表明總體來說創(chuàng)始人擔(dān)任董事的公司的并購回報(bào)要高于創(chuàng)始人已退出的公司。PAST_CEO和HI_PAST_CEO_HOLD的系數(shù)都不顯著，且兩者之和小于FDIR的系數(shù)。雖然結(jié)果未在文中展示，但是再將并購交易的特征(如并購交易的頻次、多元化并購、交易規(guī)模、并購溢價(jià)，及并購中的現(xiàn)金占比)作為因變量，仍然包括所有的控制變量時(shí)，作者未發(fā)現(xiàn)FDIR與因變量之間存在顯著的關(guān)系。這表明，雖然創(chuàng)始人擔(dān)任董事的公司并購質(zhì)量較高，但是與其他公司相比，創(chuàng)始人擔(dān)任董事的公司在并購交易的特征方面不存在顯著的差異。量表結(jié)果解釋——48雖然未在文中展示，作者對(duì)創(chuàng)始人公司和其他公司關(guān)于公司并購的信息保密程度進(jìn)行了分析。發(fā)現(xiàn)目標(biāo)公司在并購公告日之前60天和前30天的股票回報(bào)不存在系統(tǒng)性差異(nosystematicdifference)。這說明在并購公告前創(chuàng)始人擔(dān)任董事的公司不存在信息泄密情況。因此，作者認(rèn)為公告期回報(bào)(theannouncementreturn)是衡量并購效率(theM&Aefficiency)的有效指標(biāo)。雖然未在文中展示，作者對(duì)創(chuàng)始人公司和其他公司關(guān)于公司并購的信49創(chuàng)始人擔(dān)任董事的公司中董事會(huì)出勤率分析

Boardattendanceinfounder-directorfirms創(chuàng)始人擔(dān)任董事的公司中董事會(huì)出勤率分析

Boardatte50模型的理論基礎(chǔ)——CEO薪金、CEO更替和公司并購質(zhì)量是董事會(huì)決策的結(jié)果，作者想通過驗(yàn)證董事會(huì)的努力程度來尋找取得上述成果的原因。即“創(chuàng)始人擔(dān)任公司董事是否能夠?qū)е露聲?huì)更勤奮及更努力？”Cai,GarnerandWalkling(2009)用董事會(huì)的考勤情況(theattendancerecordatboardmeeting)來衡量董事會(huì)的勤奮和努力程度(theboarddiligenceandmonitoringeffort)?！?934年證券法案》要求公司在年報(bào)中披露上一財(cái)年出席董事會(huì)會(huì)議和各委員會(huì)會(huì)議次數(shù)低于75%的董事的名單AdamsandFerreira(2008)是作者所知的唯一一個(gè)使用大樣本數(shù)據(jù)(thelargesamplestudy)探尋影響董事出席董事會(huì)會(huì)議因素的研究。他們使用1996—2003年的數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)會(huì)議津貼(theboardmeetingfee)較高時(shí)，董事的缺席情況(theattendanceproblemsatboardmeeting)較低。另外，AdamsandFerreira(2008)發(fā)現(xiàn)影響董事出席董事會(huì)模型的理論基礎(chǔ)——51的因素除了會(huì)議津貼(DIR_MTG_FEE)，還包括：公司董事已為董事會(huì)服務(wù)的平均期限(DIR_TENURE)、公司董事?lián)纹渌径碌钠骄鶖?shù)(OTHERPOS)、扣除會(huì)議津貼以外非創(chuàng)始人董事從公司取得的平均薪金(DIR_COMP)、非創(chuàng)始人董事的平均退休狀態(tài)(RETIRED:1代表非創(chuàng)始人董事已從經(jīng)理崗位上退休。0代表其他)。數(shù)據(jù)來源及描述——IRRC獲取董事出席董事會(huì)的數(shù)據(jù)ExecuComp獲取董事的會(huì)議津貼及薪金數(shù)據(jù)*作者對(duì)上述兩個(gè)數(shù)據(jù)庫中取得的數(shù)據(jù)進(jìn)行了合并整合。IRRC查詢非創(chuàng)始人董事的退休狀態(tài)3820得到3820例符合所有控制變量標(biāo)準(zhǔn)的數(shù)據(jù)的因素除了會(huì)議津貼(DIR_MTG_FEE)，還包括：公司董52數(shù)據(jù)分析結(jié)果解釋——作者在文中展示的是使用公司年度數(shù)據(jù)(thefirm-yeardata)進(jìn)行公司年度水平分析(conducttheanalysisatthefirm-yearlevel)的結(jié)果。作者也進(jìn)行過董事個(gè)體水平(theindividualdirectorlevel)的分析，但未在文中展示相應(yīng)的結(jié)果。分析的因變量——非創(chuàng)始人董事的考勤情況(theaverageattendanceproblemofallthenonfounderdirectors)。因?yàn)樽髡哒J(rèn)為創(chuàng)始人董事的的考勤情況較好(thefounderscouldbemorecommittedtoattendingboardmeetings)，并且作者想排除因變量中創(chuàng)始人董事出席董事會(huì)的效應(yīng)。數(shù)據(jù)的因變量ATTENDENCE衡量的是非創(chuàng)始人董事缺席董事會(huì)會(huì)議的情況。1代表非創(chuàng)始人董事出席董事會(huì)的次數(shù)低于75%，0代表其他。所以，ATTENDENCE代表的結(jié)果是負(fù)向指標(biāo)。數(shù)據(jù)分析結(jié)果解釋——53FDIR的系數(shù)為負(fù)，且在1%的水平上顯著。表明創(chuàng)始人擔(dān)任董事的公司中非創(chuàng)始人董事出席董事會(huì)的情況較好，董事會(huì)的努力程度較高。FCEO的系數(shù)為正，但不顯著。表明創(chuàng)始人擔(dān)任CEO對(duì)董事會(huì)的考勤情況影響不顯著，或者對(duì)董事會(huì)的努力程度影響不顯著。PAST_CEO和HI_PAST_CEO_HOLD的系數(shù)不顯著，且兩者之和的負(fù)向影響小于FDIR。說明與持有大量股份的前任CEO擔(dān)任公司董事相比，創(chuàng)始人擔(dān)任公司董事能給企業(yè)帶來更努力的董事會(huì)。我們可以從兩個(gè)方面來理解創(chuàng)始人擔(dān)任公司董事與董事會(huì)努力程度之間的正向關(guān)系：創(chuàng)始人擔(dān)任董事使得董事會(huì)更高效，董事會(huì)的出勤情況更好。創(chuàng)始人擔(dān)任董事時(shí)能挑選更勤奮的非創(chuàng)始人董事到董事會(huì)任職。FDIR的系數(shù)為負(fù)，且在1%的水平上顯著。表明創(chuàng)始人擔(dān)任董事54穩(wěn)定性檢驗(yàn)和附加分析

Sensitivitytestsandadditionalanalysis非線性關(guān)系檢驗(yàn)(Nonlinearrelations)行業(yè)與年度固定效應(yīng)的交互作用(Industryandyearfixedeffectsinteractions)CEO更替中的行業(yè)效應(yīng)(IndustryeffectsinCEOturnover)創(chuàng)始人董事持有的股權(quán)比例和股權(quán)市值(percentageanddollaramountoftheequitystakeoffounder-director)穩(wěn)定性檢驗(yàn)和附加分析

Sensitivitytestsa55非線性關(guān)系

Nonlinearrelations目的——檢驗(yàn)變量的表現(xiàn)格式改變是否會(huì)產(chǎn)生差異性結(jié)論在原始分析中我們用市場(chǎng)價(jià)值的log形式表示公司規(guī)模，因?yàn)閘og形式可以解決公司規(guī)模分布中的偏頗性影響(theinherentskewnessinthedistributionoffirmsize)。當(dāng)我們用資產(chǎn)的原值(theuntransformedmarketvalue)來進(jìn)行分析時(shí)產(chǎn)生的結(jié)果一致。我們也對(duì)其他變量的格式做了修改，回歸結(jié)果一致。如我們?cè)诨貧w中使用了公司規(guī)模和公司年齡的平方值等。目的——使用配對(duì)樣本檢驗(yàn)(thematchedsampletests)來驗(yàn)證結(jié)論的穩(wěn)定性.我們對(duì)文章中的所有回歸都進(jìn)行了配對(duì)樣本檢驗(yàn)。公司年齡和公司規(guī)模是影響創(chuàng)始人擔(dān)任董事情況的兩個(gè)關(guān)鍵變量。如成立不久的公司以及規(guī)模較小的公司中，創(chuàng)始人一般都積極參與公司經(jīng)營。非線性關(guān)系

Nonlinearrelations目的——檢56對(duì)于每一個(gè)存在創(chuàng)始人擔(dān)任公司董事的公司，我們都為之找到在公司規(guī)模和成立時(shí)間方面相當(dāng)?shù)呐鋵?duì)公司，但是配對(duì)公司中的創(chuàng)始人不擔(dān)任公司的董事或者CEO。找到了1708對(duì)樣本。并對(duì)這些配對(duì)樣本在PPS、薪金水平、CEO更替和董事會(huì)考勤情況進(jìn)行分析。雖然結(jié)果未在文中展示,FDIR和FDIR與相關(guān)變量的交乘項(xiàng)的結(jié)果與文中展示的一致。盡管符號(hào)方向及所展示的現(xiàn)實(shí)意義與前文一致，但是配對(duì)樣本中FDIR在并購公告期回報(bào)的系數(shù)僅單側(cè)顯著(前文都是雙側(cè)顯著)。并且由于只有522例樣本，所以結(jié)論略顯微弱。對(duì)于每一個(gè)存在創(chuàng)始人擔(dān)任公司董事的公司，我們都為之找到在公司57行業(yè)與年度固定效應(yīng)的交互作用

Industryandyearfixedeffectsinteractions目的——檢驗(yàn)行業(yè)-年度的獨(dú)特的交互作用(theindustry-yearspecificdifferences)前文中對(duì)行業(yè)和年度效應(yīng)分開控制，導(dǎo)致我們沒有考慮到行業(yè)-年度特有的差異。作者在所有的公式中都加入了行業(yè)年度的交乘項(xiàng)。雖然學(xué)術(shù)界對(duì)行業(yè)年度的交乘項(xiàng)應(yīng)用不多，但是，作者認(rèn)為該交乘項(xiàng)通過檢驗(yàn)特定年份某一行業(yè)內(nèi)部的變化(thevariationswithinanindustryinagivenyear)給相關(guān)假設(shè)提供了極強(qiáng)的證據(jù)支持。作者使用了OLS回歸，而非中位數(shù)回歸法進(jìn)行分析。因?yàn)橹形粩?shù)回歸法不能在交互項(xiàng)上進(jìn)行匯聚(donotconvergeinthepresenceofthelargesetofinteractionterms)。加入交互項(xiàng)后，結(jié)論仍保持一致。行業(yè)與年度固定效應(yīng)的交互作用

Industryandye58CEO更替中的行業(yè)效應(yīng)

IndustryeffectsinCEOturnover目的——排除CEO更替決策中的行業(yè)影響文中主要用行業(yè)調(diào)整后的股票回報(bào)(theindustry-adjustedstockreturns)來衡量公司表現(xiàn)。JenterandKanaan(2008)認(rèn)為，我們不能完全排除CEO更替決策中的行業(yè)影響。作者在CEO更替分析中加入了“FDIR與行業(yè)表現(xiàn)的交乘項(xiàng)”。結(jié)果顯示“FDIR*RET”的結(jié)論仍得到支持。但是，“FDIR與行業(yè)表現(xiàn)的交乘項(xiàng)”則統(tǒng)計(jì)不顯著。行業(yè)表現(xiàn)(industrylevelreturns/industryperformance)。CEO更替中的行業(yè)效應(yīng)

Industryeffectsi59創(chuàng)始人董事持有的股權(quán)比例和股權(quán)市值

Percentageanddollaramountoftheequitystakeoffounder-director目的——檢驗(yàn)創(chuàng)始人董事在公司治理中的作用是否歸因于其經(jīng)濟(jì)動(dòng)力或較大的控制權(quán)力。創(chuàng)始人董事?lián)碛械妮^大股權(quán)能夠?yàn)樗麄儽O(jiān)控管理層提供經(jīng)濟(jì)動(dòng)力(theeconomicincentives)，也為他們執(zhí)行有效監(jiān)控提供了控制權(quán)力(thecontrolrights)。董事監(jiān)控的動(dòng)力源自其持有的股權(quán)的市值(adirector’sincentivetomonitorshouldbedeterminedbythedollarvalueofherequityholdings)。董事監(jiān)控的控制權(quán)力則源自他們的持股比例(hercontrolrightsshouldbedeterminedbyherpercentagestakeinthefirm)。作者計(jì)算了創(chuàng)始人董事的持股比例(FPCT)，并利用上一財(cái)年末的股票價(jià)格計(jì)算了創(chuàng)始人董事的股權(quán)市值(FDOLLAR)。創(chuàng)始人董事持有的股權(quán)比例和股權(quán)市值

Percentagea60作者在對(duì)CEO薪金和CEO更替的回歸中加入了兩個(gè)控制變量：Log(FPCT)和Log(FDOLLAR)。發(fā)現(xiàn)控制了FDOLLAR和FPCT后，F(xiàn)DIR仍然與高的PPS、低的CEO薪金水平和業(yè)績不好時(shí)頻繁的CEO更替相關(guān)。并且FDOLLAR和FPCT的數(shù)據(jù)都統(tǒng)計(jì)顯著，但與FDIR的影響相比作用非常小。我們可知?jiǎng)?chuàng)始人董事在公司治理中發(fā)揮的總用并不僅僅歸因于股權(quán)激勵(lì)和較強(qiáng)的控制權(quán)，還存在其他超越這兩者的影響因素。作者在對(duì)CEO薪金和CEO更替的回歸中加入了兩個(gè)控制變量：L61演講完畢，謝謝觀看！演講完畢，謝謝觀看！62創(chuàng)始人董事與公司治理FengLiStephenM.RossSchoolofBusiness,UniversityofMichigan,UnitedStatesSurajSrinivasanHarvardBusinessSchool,UnitedStatesJournalofFinancialEconomics102(2011)454-469創(chuàng)始人董事與公司治理FengLi63文章結(jié)構(gòu)研究結(jié)論為何研究該話題導(dǎo)言樣本和變量描述數(shù)據(jù)分析穩(wěn)定性檢驗(yàn)和附加分析文章結(jié)構(gòu)研究結(jié)論64研究結(jié)論創(chuàng)始人擔(dān)任公司的董事會(huì)對(duì)董事會(huì)的決策質(zhì)量(boarddecisions)和努力程度(boardeffort)產(chǎn)生正向影響。董事會(huì)的決策質(zhì)量用CEO薪金、CEO更替和公司的并購質(zhì)量來衡量；董事會(huì)的努力程度用非創(chuàng)始人董事在董事會(huì)中的出勤率(nonfounderdirectors’attendanceatboardmeetings)來衡量。實(shí)證結(jié)果如下：CEO薪金——?jiǎng)?chuàng)始人擔(dān)任董事的公司中CEO的薪金績效敏感度(PPS)要高，工資水平要低（levelofpay）。即CEO的收入與其工作業(yè)績匹配度較好。CEO更替——?jiǎng)?chuàng)始人擔(dān)任董事的公司中CEO更替與公司績效的敏感度要高。研究結(jié)論創(chuàng)始人擔(dān)任公司的董事會(huì)對(duì)董事會(huì)的決策質(zhì)量(board65公司并購質(zhì)量——?jiǎng)?chuàng)始人擔(dān)任董事的公司中，并購公告發(fā)布期的股票回報(bào)(thestockreturnsaroundM&Aannouncements)較好。董事會(huì)努力程度——?jiǎng)?chuàng)始人擔(dān)任董事的公司中，董事會(huì)的出勤率較高。額外發(fā)現(xiàn)——?jiǎng)?chuàng)始人董事不等同于持有大量股權(quán)的前任CEO擔(dān)任的董事，兩者對(duì)公司治理產(chǎn)生的效果不同。這種差異可歸因于創(chuàng)始人與公司之間獨(dú)有的情感等非金錢聯(lián)系。公司并購質(zhì)量——?jiǎng)?chuàng)始人擔(dān)任董事的公司中，并購公告發(fā)布期的股票66為何研究該話題以前的研究發(fā)現(xiàn)，家族企業(yè)中的創(chuàng)始人積極參與公司經(jīng)營時(shí)，該企業(yè)的價(jià)值會(huì)更高(AndersonandReeb,2003a,2003b;VillalongaandAmit,2006)。VillalongaandAmit(2006)指出，無論“創(chuàng)始人擔(dān)任公司CEO”，還是“創(chuàng)始人擔(dān)任公司董事長，然后外聘CEO”，創(chuàng)始人帶給公司的價(jià)值差不多。以上研究激發(fā)了作者關(guān)注創(chuàng)始人擔(dān)任“公司董事”時(shí)的公司治理問題。為何研究該話題以前的研究發(fā)現(xiàn)，家族企業(yè)中的創(chuàng)始人積極參與公司67導(dǎo)言社會(huì)現(xiàn)狀——美國大型公司中創(chuàng)始人仍然積極參與公司經(jīng)營的大約占25%。其中，創(chuàng)始人擔(dān)任CEO的占13%，創(chuàng)始人擔(dān)任公司董事的占12%。本文將創(chuàng)始人擔(dān)任CEO的公司成為Founder-CEOfirms,將創(chuàng)始人擔(dān)任董事的公司稱為Founder-Directorfirms。本文聚焦Founder-Director公司在CEO薪金、CEO更替和公司并購等方面治理效果。學(xué)者的前期研究——?jiǎng)?chuàng)始人通過整合關(guān)于公司的專業(yè)知識(shí)、持有的大量且長期股權(quán)以及與公司之間的榮譽(yù)和精神等非金錢聯(lián)系，給公司帶來了價(jià)值(DemsetzandLehn,1985;James,1999)。導(dǎo)言社會(huì)現(xiàn)狀——美國大型公司中創(chuàng)始人仍然積極參與公司經(jīng)營的大68創(chuàng)始人董事關(guān)于公司的專業(yè)知識(shí)可以降低董事會(huì)和經(jīng)理之間的信息不對(duì)稱問題，而這種信息不對(duì)稱問題能夠阻礙董事會(huì)的有效監(jiān)管(Jensen,1993)。家族企業(yè)中創(chuàng)始人積極參與公司經(jīng)營時(shí)，公司會(huì)出現(xiàn)價(jià)值增值現(xiàn)象(AndersonandReeb,2003a,2003b；VillalongaandAmit,2006)。無論“創(chuàng)始人擔(dān)任公司CEO”，還是“創(chuàng)始人擔(dān)任公司董事長，然后外聘CEO”，創(chuàng)始人給公司帶來的價(jià)值差不多(VillalongaandAmit,2006,p.404)?？偨Y(jié)：前人的研究表明：公司與創(chuàng)始人董事之間的金錢與非金錢聯(lián)系使得創(chuàng)始人董事有能力和動(dòng)力更好的監(jiān)督經(jīng)理行為。創(chuàng)始人擔(dān)任董事的公司的代理問題和信息不對(duì)稱問題似乎較低。創(chuàng)始人董事關(guān)于公司的專業(yè)知識(shí)可以降低董事會(huì)和經(jīng)理之間的信息不69本文的貢獻(xiàn)本文對(duì)“公司中創(chuàng)始人的角色”和“董事對(duì)公司業(yè)績的影響”方面的研究進(jìn)行了補(bǔ)充。公司中創(chuàng)始人的角色——?jiǎng)?chuàng)始人在董事會(huì)層面的治理效果要優(yōu)于CEO層面的治理效果——因?yàn)楦叩腜PS、低的超額薪金支付和高的CEO更替-業(yè)績敏感度僅與創(chuàng)始人擔(dān)任董事的公司相關(guān)。而在持有大量股票的前任CEO擔(dān)任董事的公司中，未發(fā)現(xiàn)上述相關(guān)現(xiàn)象。這表明創(chuàng)始人與公司的聯(lián)系不僅僅局限于金錢聯(lián)系，還有獨(dú)特的情感等非金錢聯(lián)系。文章將研究樣本從家族企業(yè)拓展到更一般的企業(yè)——以前的研究以家族企業(yè)作樣本時(shí)發(fā)現(xiàn)，創(chuàng)始人積極參與公司經(jīng)營時(shí)能帶來公司的增值。本文本文的貢獻(xiàn)本文對(duì)“公司中創(chuàng)始人的角色”和“董事對(duì)公司業(yè)績的影70以更一般的企業(yè)為樣本，發(fā)現(xiàn)創(chuàng)始人擔(dān)任公司董事帶來的CEO薪金、CEO更替和并購等優(yōu)勢(shì)，同樣表明創(chuàng)始人與公司價(jià)值之間似乎存在著正向因果關(guān)系(apositivecausaleffect)，并且這種價(jià)值增值似乎不是源自未包含的變量(theomittedfactors)的影響。董事對(duì)公司業(yè)績的影響——?jiǎng)?chuàng)始人董事更有能力也更樂意監(jiān)督經(jīng)理的行為，創(chuàng)始人擔(dān)任董事的公司的治理效果也更好。我們的研究表明，大部分創(chuàng)始人已退出企業(yè)經(jīng)營的公司(約占75%)存在如下問題：給經(jīng)理提供了過度的薪酬(overcompensatemanagers)、經(jīng)理的薪金-業(yè)績敏感度低(lowerincentive-basedpay)，并且在公司業(yè)績差時(shí)不能及時(shí)更換CEO。以更一般的企業(yè)為樣本，發(fā)現(xiàn)創(chuàng)始人擔(dān)任公司董事帶來的CEO薪金71本文的局限雖然本文在加入了大量的“控制變量”，并進(jìn)行“配對(duì)樣本檢驗(yàn)”，但仍然缺乏簡(jiǎn)潔的方式(acleaninstrument)來度量創(chuàng)始人董事與公司績效之間的因果關(guān)系(thecausaleffectoffounder-directorsonfirm