管理層持股的決定因素以及股權集中度與經營業(yè)績間關系研究

Understandingthedeterminantsofmanagerialownershipandthebetweenownershipandperformance了解管理層持股的決定因素和所有制與績效之間的關系管理層持股的決定因素以及股權集中度與經營業(yè)績間關系研究摘要：管理層持股和經營績效由公司契約環(huán)境中的外生（僅僅部分觀察的到）變化所內在決定。我們拓展了和19851介紹自從和1932方法是在公司中給經理人股權，這樣可以助于通過聯合經理人的利益和股東的利益來解決道德風險問題。因此，和1976和（和Lehn1996年Kole資本集中性，集中程度，廣告集中性，現金流，和投資率）以此設計來控制道德危險范圍。為了對道德風險（算出董事會持股和T之間分段線性的關系，并且發(fā)現T的增長和減少都與管理層持股相關。和Servaes（）檢驗出的數據比M對500和Q和管理層持股之間的倒U型關系。和（1991）分析出142個紐約證券交易所并且發(fā)現了當持股的賭注上升的時候Q便上升；當持股范圍在到5%時，關系是消極的，而當持股在到的時候關系會變得積極M1935年（1999（和1988我們調查了這一異質性使得管理層持股以及公司經營業(yè)績模型的內部變化。借鑒和的研究，我D和L的QQ預示。我們大體上延展一套由和研究的解釋變量，并且我們展示出很多結果對管理層持股，行業(yè)固TTQQ1996契約環(huán)境中持股和業(yè)績兩者都是由相似的變量（可觀察和不可觀察）決定的。因此，我們的解釋和的解釋不234和562.一個用于分析執(zhí)行契約的經驗框架T中，我們認為這種回歸是潛在的由于存在未觀察到的異質性而錯誤指定。具體來說，如果T一些不可觀察的決定5節(jié)，我們回到這一點模型Q。產。因此受管理酌處權。這個公司也有較高的QTT有競爭優(yōu)勢，因為（由于某些歷史原因）它已經能夠定位其產品在這樣方式賦予更多的市場力量。如果這個市場;FTx和u,i和時間titit（m取決于潛在的道德風險和管理風險等因素，我們認為該部分可以用x衡量，但其他未被觀察到的部分被包括在itituu=uititieititit和uiti用Q表示itit在同一個橫截面的公司中，只要誤差項uvw與m和x是不相關的，就可以對企業(yè)價it23iititititmuitiit一般來說，公式(6)的期望將會是零，只有在最優(yōu)的合同并不取決于已被觀察到的公司公司特征這種不太可能Q=γ1it23xa。it１與托賓Q模型相比，公式(1)的管理層持股水平的最優(yōu)選擇模型更容易確定，因為它只需要很弱的假設——已4Q征（即，不受控制的或未觀察到的異質性）那部分所解釋的程度第四，我們探討使用輔助變量恢復公式（5）中參3453.數據我們的樣本公司來自1982-1984這3數據作為利息變量)。然后我們根據隨機抽樣原則選擇600家公司，并且收集所有后續(xù)期間的數據。因此，我們的面板數據在600家公司時在1982年到1984年期間達到平衡，但公司數量在1985年下降到551家，在樣本數據中1992年時下降到330or東委托書的報告日期。這些可觀測到的資料能夠在股東委托書中找到，我們收集管理層持股變量，將這些信息與1表1600數據集，存在幾個明顯的優(yōu)勢。首先，與集中于“財富1000強”的研究相反，我們的樣本包括大量的小公司，并施加的偏見的重要性。在年期間，平均所有權份額從19.4％，對于平衡面板，對于通過平衡標準移除的公司，所有權份額在22.4％和25.3％之間變化。有關管理層持股數據的可用性可以通過變量，如Compustat主要的解釋變量；更多的企業(yè)因為合并而退出，而不是因為經營失敗。當我們在我們的Q回歸中包括逆米爾斯比表21982對398家例。為了說明小型和大型企業(yè)之間的差異，如表2所示，按規(guī)模分類，顯示了1982年每個企業(yè)的平均管理人員數110001044.管理所有權的決定因素:經驗證據.1公司的特征第2和R2L(LN(S))2和K/S2R＆DI/KY/S1986R&D/K和A/K010nnn于nn19846005255022020）正交易量和（1984328(從502家1976（1979其中i和t3中。4.2證明表4ALN(m/(1-(6由表3托賓的Q，即公司價值除以資產的重置價值的比值。對于公司價值，我們使用普通股的市場價值加上優(yōu)先股的估計Q市場價值（粗略估計為優(yōu)先股利的十倍）加上總負債的賬面價值，并且，對于資產的重置價值，我們使用總資產的賬面價值。這個定義與市凈率密切相關，可以通過從分子分母中同時減去總負債輕易看出高層管理者的普通股持有總數為普通股未償貸款的一部分mm2m2包括考慮到非線性m1m2m3e等于m，如果0.00<m<0.05；等于0.05，如果m≥0.05等于m-0.05，如果0.05<m<0.25；等于0.00，如果m≤0.05；等于0.02，如果m≥0.25等于m-0.25，如果0.25<m<1.00；等于0.00，如果m≤0.25每個管理者平均持有普通股。這個數字是用普通股的市場價值乘以高層管理人員持有的部分除以高層管理人員的數量計算來的LN(S)Ln(S))銷售的自然對數用來衡量公司規(guī)模(2LN(S)的平方，包括LN(S)的非線性有形資產、長期資產（物業(yè)、廠房和設備）對銷售的比率，用來衡量由于如資產很容易被監(jiān)控并提供良好的抵押品的事實而造成的代理問題的緩和K/S(K/S)2(K/S)2包括K/S的非線性Y/S營業(yè)收入與銷售額的比率，代表市場權力、衡量在經營中可用的總現金流量異質股票價格風險的標準偏差，是從一個使用年度樣本所涵蓋的期間的每日數據的資本資產定價模型（CAPM算出的殘差的標準誤差SIGMA如果估計σ所需的數據是可用的，則虛擬變量等于1，否則等于擇偏差的風險，我們令σ缺失的觀測值等于0，然后包括這個虛擬變量，允許截距項去捕捉σ的平均值作為缺失值研究和開發(fā)支出與物業(yè)，廠房和設備存量的比率，用來衡量研究和開發(fā)資本相對于其他非固定資產的作用如果研發(fā)數據是可用的，則虛擬變量等于1，否則等于（見SIGDUM定義）廣告費用與物業(yè)、廠房和設備存量的比率，用來衡量廣告資本相對于其他非固定資產的作用如果研發(fā)數據可用，則虛擬變量等于1，否則等于。使用細節(jié)見SIGDUM定義資本性支出與物業(yè)、廠房及設備存量之比SIGDUMR&D/KRDUMA/KADUM表4（，LN(m/(1-m))3所有企業(yè)合并的)0.1950.050)0.0270.005)1.1310.250)0.0230.157)5.201.96).0980.098).1430.240)1.0840.197)0.1910.061).2270.217)所有企業(yè)(SIC3效果)-0.182所有企業(yè)企業(yè)效應)0.058財富500強(企業(yè)效應)-1.288(0.697)0.040非500強(企業(yè)效應)0.252變量LN(S)Ln(S))K/S(-(((((0.053)-0.027(0.095)-0.038(0.010)-0.826(0.259)0.301(0.121)-0.067(0.016)-0.448(0.296)0.143-(2(0.005)-0.826(0.045)-1.05-(0.274)-0.011(0.543)0.440-(K/S)2(0.145)-3.84(0.122)-5.13(0.228)-0.707(13.3)(0.141)-4.84-SIGMASIGDUMY/S((1.86)(1.43)(1.38)00.1420.0831.49-0.092(0.090)0.191((((((0.092)-0.0200.219(0.568)0.6830(0.232)-0.239(0.178)0.502(0.678)3.08(0.175)0.546-(R&D)/KRDUMA/K(0.206)-0.056(0.284)0.332(1.21)(0.289)0.242-0.665(0.090)0.953(0.105)0.184(0.322)3.60(0.105)-0.067(0.413)0(0.332)(0.438)(1.19)0.1430.061).4400.156)-0.082(0.067)0.042(0.072)0.1570.033(0.215)0.280(0.191)764-0.037(0.077)0.144ADUM(0((0.152)2630(0.099)2630(0.106)1866#2630Adj.R20.4070.5840.8840.8840.831表4（eLN(e)為解釋變量如下。3所有企業(yè)合并的).3340.056)0.0080.005).0440.255)0.7830.154)18.52.14).0890.101).580.326)0.1740.201).2120.065)0.1390.225).3140.067).4290.174)所有企業(yè)(SIC3效應)0.387所有企業(yè)企業(yè)效應)0.066財富500強(企業(yè)效應)-0.328(0.742)0.032非500強(企業(yè)效應)0.053變量LN(S)Ln(S))K/S(0(((((0.067)-0.012(0.006)1.629(0.112)0.030(0.145)0.041-(2(0.011)0.830(0.049)0.510(0.018)0.8881(0.302)-0.892(0.160)-18.3(0.300)-0.188(0.137)-14.5(0.600)-0.095(0.256)-24.6(0.355)-0.253(0.161)-12.6-(K/S)2-SIGMASIGDUMY/S((2.12)(1.68)(15.3)1.63(1.67)00.9150.5980.412((((((((0.100)1.14(0.115)1.80(0.526)4.63(0.107)1.561(0.335)0.154(0.242)0.380(0.830)3.79(0.235)0.282-(R&D)/KRDUMA/K(0.223)0.00(0.348)0.430(1.48)0.597(0.353)0.3790(0.100)0.834(0.116)0.235(0.315)3.34(0.125)0.121-(0.418)-0.080(0.076)1.06(0.658)0.030(1.08)0.276(0.662)0.0120ADUM(0.082)0.575(0.261)1.04(0.090)0.5251(0.173)2628(0.117)2628(0.251)763(0.128)1865#2628Adj.R20.3000.4460.8180.8380.770)R2在表4A的第二列和第三列中報道的規(guī)格分別控制在行業(yè)和企業(yè)層面的不可觀察的異質性。第二列包括固定的三位數和（1985D＆D/K4A根據該公司是否在給定年份的財富500500們在表4B中給出了來自表4A中給出的相同模型的結果，但是因變量是對數4A4B4A和B有權數據包括在60天內可行權的選項，但省略最近尚未授予的獎勵。因為我們缺乏給予所有高層管理者的所有股1992-1996年期間的數據中，使用“股票”定義的經理的薪酬績效敏感度與使用股票加選擇定義的薪0.95.55.1管理所有權異質性的證據分，我們已經表明，管理所有權可以通過公司合同環(huán)境的可觀察特征來解釋，例如股票價格波動和資產組成，如察到,具體來說，包括企業(yè)級固定虛擬變量將調整后的從0.584提高到。這些結果令人懷疑這樣的假設，Q用的QQ（3Q，可觀察的企業(yè)特征；x，不可觀察的企業(yè)特征。我們在Q回歸中使用兩個規(guī)格的管理所有權。第一種包括m和（和Servaes1990mx我們對管理所有權和企業(yè)特征對Q的影響的實證分析總結在表5A和B中。表5A報告了管理所有權由m和5Bm1和12）回歸x3xx5A中管理所有權的二次規(guī)格，我們注意到，管理所有權變量僅在沒有其他變量的合并模型中和僅的底部報告了m和的聯合顯著性的x）或不可觀察的企業(yè)特征（在uQ的影響沒有影響。雖然沒有在表5A中報告，但這些結果對500500轉向表5B1988m對Q遞減的速率增加，然后下降。與管理所有權的二次規(guī)范相反，規(guī)范對包含可觀察到的承包決定因素和行業(yè)虛擬變量是強大的。一旦我們控制x變量和uQ沒有統(tǒng)500500表5A和B中報告的結果證實了第2節(jié)中描述的收縮實例的直覺。首先，包括觀察特征（x）時所獲得的結果Q和mQ和Q使用1978I'Greene1997，第534頁；Newey，其中zxuitiuzH0（mu=m是衡量管理所有權效iititiit×1使用一致的內估計，我們可以構造一致的估計殘差w=u+e。我們的檢驗統(tǒng)計量是itiit其中T是企業(yè)ii（參見Greene1997）。是rp5A和Bp低。這大概反映了斜率估計的較高效率通常暗示的較高測試功率。拒絕管理所有權的異質性的零假設對于表5B中和1986低我們的檢驗對所有權變量的聯合顯著性的影響，并且由于殘差估計的不一致性，使我們的檢驗統(tǒng)計量的分4A和B表5A和B和確5.2對契約關系的一種更為結構性的解釋和和,(Q4A和BQQ值QQQQ值的QQ結果