創(chuàng)始人董事與公司治理

1、創(chuàng)始人董事與公司治理創(chuàng)始人董事與公司治理Feng LiStephen M. Ross School of Business , University of Michigan, United StatesSuraj SrinivasanHarvard Business School, United StatesJournal of Financial Economics 102(2011) 454-469文章結(jié)構(gòu)文章結(jié)構(gòu)u研究結(jié)論u為何研究該話題u導(dǎo)言u樣本和變量描述u數(shù)據(jù)分析u穩(wěn)定性檢驗(yàn)和附加分析研究結(jié)論研究結(jié)論 創(chuàng)始人擔(dān)任公司的董事會對董事會的決策質(zhì)量董事會的決策質(zhì)量(board decis

2、ions)和努力程度努力程度(board effort)產(chǎn)生正向影響。 董事會的決策質(zhì)量用CEO薪金、CEO更替和公司的并購質(zhì)量來衡量；董事會的努力程度用非創(chuàng)始人董事在董事會中的出勤率(nonfounder directors attendance at board meetings)來衡量。 實(shí)證結(jié)果如下： CEO薪金薪金創(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（level of pay）。即CEO的收入與其工作業(yè)績匹配度較好。 CEO更替更替創(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。 公司并購質(zhì)量公司并購質(zhì)量創(chuàng)始人擔(dān)任董事的公司中，并購公告發(fā)布

3、期的股票回報(the stock returns around M&A announcements)較好。 董事會努力程度董事會努力程度創(chuàng)始人擔(dān)任董事的公司中，董事會的出勤率較高。 額外發(fā)現(xiàn)額外發(fā)現(xiàn)創(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。為何研究該話題為何研究該話題 以前的研究發(fā)現(xiàn)，家族企業(yè)中的創(chuàng)始人積極參與公司經(jīng)營時，該企業(yè)的價值會更高(Anderson and Reeb,2003a,2003b; Villalonga and Amit,2006)。 Villalonga and Am

4、it(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”時的公司治理問題。導(dǎo)言導(dǎo)言 社會現(xiàn)狀社會現(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-CEO firms,將創(chuàng)始人擔(dān)任董事的公司稱為Founder-Director firms。 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)者的前期研究學(xué)者的前期研

5、究創(chuàng)始人通過整合關(guān)于公司的專業(yè)知識、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，給公司帶來了價值(Demsetz and Lehn,1985; James,1999)。創(chuàng)始人董事關(guān)于公司的專業(yè)知識可以降低董事會和經(jīng)理之間的信息不對稱問題，而這種信息不對稱問題能夠阻礙董事會的有效監(jiān)管(Jensen,1993)。家族企業(yè)中創(chuàng)始人積極參與公司經(jīng)營時，公司會出現(xiàn)價值增值現(xiàn)象(Anderson and Reeb,2003a,2003b；Villalonga and Amit,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值差不

6、多(Villalonga and Amit,2006,p.404)。p總結(jié)：總結(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稱問題似乎較低。本文的貢獻(xiàn)本文的貢獻(xiàn) 本文對“公司中創(chuàng)始人的角色”和“董事對公司業(yè)績的影響”方面的研究進(jìn)行了補(bǔ)充。公司中創(chuàng)始人的角色公司中創(chuàng)始人的角色 創(chuàng)始人在董事會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

7、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)作樣本時發(fā)現(xiàn)，創(chuàng)始人積極參與公司經(jīng)營時能帶來公司的增值。本文以更一般的企業(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，同樣表明創(chuàng)始人與公司價值之間似乎存在著正向因果關(guān)系(a positive causal effect)，并且這種價值增值似乎不是源自未包含的變量(the omitted factors)的影響。董事對公司業(yè)績的影響董事對公司業(yè)績的影響創(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

8、，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(overcompensate managers)、經(jīng)理的薪金-業(yè)績敏感度低(lower incentive-based pay)，并且在公司業(yè)績差時不能及時更換CEO。本文的局限本文的局限 雖然本文在加入了大量的“控制變量”，并進(jìn)行“配對樣本檢驗(yàn)”，但仍然缺乏簡潔的方式(a clean instrument)來度量創(chuàng)始人董事與公司績效之間的因果關(guān)系(the causal effect of founder-directors on firm policy)，并排除不可觀察的公司特征和CEO特征差異的影響?？刂?/p>

9、變量控制變量對創(chuàng)始人擔(dān)任董事的公司和其他公司在“公司特征(firm characteristics)、公司治理特征(governance feature)和CEO特征(CEO characteristics)”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激勵架構(gòu)方面的效果一致(a coherent picture of the structure of the CEO incentives in a founder-director company)。配對樣本檢驗(yàn)配對樣本檢驗(yàn)在穩(wěn)定性檢驗(yàn)中，作者使用配對樣本后得到的結(jié)論一致。樣本和變量描述樣本和變量描述樣本個數(shù)樣本個數(shù)11686

10、例公司年度樣本(firm-years data)取樣區(qū)間取樣區(qū)間1996-2004年使用的數(shù)據(jù)庫使用的數(shù)據(jù)庫投資者責(zé)任研究中心的董事數(shù)據(jù)庫(the Investor Responsibility Research Center directors database)和經(jīng)理薪酬數(shù)據(jù)庫(the ExecuComp database)。創(chuàng)始人的創(chuàng)始人的選擇標(biāo)準(zhǔn)選擇標(biāo)準(zhǔn)創(chuàng)始人的識別依據(jù)是公司年報中的董事簡歷和福布斯財富800強(qiáng)榜單、2003年11月10日的商業(yè)周刊文章和董事會分析數(shù)據(jù)庫(the Board Analyst database)。我們將公司創(chuàng)立時的CEO定義為公司的創(chuàng)始人（Milbourn

11、,2003）。CEO的的選擇標(biāo)準(zhǔn)選擇標(biāo)準(zhǔn)在CEO發(fā)生變更的會計年度，只有那些在CEO崗位上任職時間超過6個月的才能被確認(rèn)為CEO。CEO更替更替強(qiáng)制性更替強(qiáng)制性更替(Forced depature)正常更替正常更替(Normal depature)若媒體將CEO離開歸類為如下原因時，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之間外界無法得知的矛盾等離開”。如果CEO離開時符合如下特征，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)(包括董事會主席職位等)，或者CEO的辭

12、職是公司接班計劃的一部分，之前未知的與公司業(yè)務(wù)無關(guān)的個人或者商業(yè)原因，或者在離職前6個月已做離職通告。注：因公司并購或者分拆而發(fā)生的注：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象。變更不屬于我們研究的對象。將CEO更替作上述分類的原因是“董事會很少會開除CEO”。公司并購（公司并購（M&A）數(shù)據(jù)來源數(shù)據(jù)來源SDC Platinum database取樣區(qū)間取樣區(qū)間1992年1月2005年12月取樣對象取樣對象私人公司、上市公司和子公司中發(fā)生的并購活動(sample firms of private, public, and subsidiary targets)取樣標(biāo)準(zhǔn)取

13、樣標(biāo)準(zhǔn)(1) 目標(biāo)公司(the target firm)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)完成另注另注公司的會計信息數(shù)據(jù)(the firm-specific accounting data)來自Compustat數(shù)據(jù)庫股票收益數(shù)據(jù)(the stock return data)取自證券價格研究中心(the Center for Research in Security Prices)與創(chuàng)始人有關(guān)的變量與創(chuàng)始人有關(guān)的變量 (Founder-related variables)FAM_CEO0-1變量。1：現(xiàn)任CEO是創(chuàng)始人

14、的家庭成員，識別方法：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。因變量因變量(Dependent variables)Tobins Q=(公司股票的市值+公司債務(wù)的市值)/總資產(chǎn)的賬面價值。同時也用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值、過去一年獲受的限制性股票的市值、其他長期激勵性薪酬、

15、CEO持有的其他股票或期權(quán)在過去一年內(nèi)的變動值。總薪金的單位是：百萬美元。其他期權(quán)組合對股票價格的敏感度是按照Core and Guay(2002a)的方法進(jìn)行計算的。ACOMP年度薪金。是以下是以下薪酬之和：現(xiàn)金薪酬(包括工資、獎金、以及其他年度現(xiàn)金福利等)、獲贈的股票期權(quán)的布萊克斯科爾斯價值、過去一年的限制性股票的市場價值，以及其他長期激勵性薪金等。TNV0-1變量。1：特定年份存在強(qiáng)制性CEO更替。0：沒有ARET并購交易公告日期前一天至后一天(-1,1)期間的股票回報率Attendance非創(chuàng)始人董事參加董事會的平均記錄。每個董事每年參與董事會的記錄是0-1變量。1：年度內(nèi)缺席董事會的

16、比率大于25%。0：其他自變量：公司特征自變量：公司特征(independent variables: Firm characteristics)BETA公司的貝塔值使用該會計年度末起前60個月的股票回報數(shù)據(jù)計算CAPX資本性支出與資產(chǎn)賬面價值的比率DIVERSIFY0-1變量。1：公司多元化，即有多于2個(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)的市場價值，單位：百萬美元。RET按照兩位SIC標(biāo)準(zhǔn)衡量的行業(yè)回報的股票回報凈值，即公司發(fā)生CEO變更前12個月內(nèi)的經(jīng)行業(yè)調(diào)整后的股票回報（Pa

17、rrino,1997）。RET_VOL過去60個月的月度股票回報的標(biāo)準(zhǔn)差RND研發(fā)支出(R&D expenditures)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)回報率（Parrino，1997）。STD_ROA過去三年的資產(chǎn)收益率的標(biāo)準(zhǔn)差自變量：董事會特征和其他治理變量自變量：董事會特征和其他治理變量Independent variables:board characteristics and governance variablesBD_INDP董事會中獨(dú)立董事的占比B

18、D_SIZE董事會成員人數(shù)DELAWARE0-1變量。1：公司在特拉華州注冊。0：其他DIR_HOLD所有董事會成員平均持股比率（百分比）G_INDEX遵照Gompers, Ishii and Metrick(2003)的方法計算的公司治理指標(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獲贈的股票期權(quán)與CEO的年度總薪金之比(包括現(xiàn)金工資、獎金、股票期權(quán)等)自變量：CEO特

19、征(Independent Variables:CEO characteristics)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CEO_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)庫計算的，過去一個會計年度中，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)任董事的個數(shù)TE

20、NURECEO擔(dān)任在該職位上已任職的年分?jǐn)?shù)在并購檢驗(yàn)中用到的額外變量在并購檢驗(yàn)中用到的額外變量(Additional Variables used in the merger and accquisition tests)DIV_MERGER0-1變量。1：根據(jù)兩位SIC行業(yè)標(biāo)準(zhǔn)(the two-digit SIC industry code)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)價值衡量的并購交易規(guī)模董

21、事出席董事會檢驗(yàn)中用到的額外變量董事出席董事會檢驗(yàn)中用到的額外變量Additional variables used in the director attendance testsDIR_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)。對每個非創(chuàng)始人董事來說，薪金是“年度現(xiàn)金聘金(the cash annual retainer)、年度股票(annual share grants)和股票期權(quán)(annual option grant)價值”之和。年度股票期權(quán)的價值利用布萊克斯科爾斯公式計算，數(shù)據(jù)取自ExecuComp database。獲贈的年度股票的價值等于

22、股票數(shù)量乘以股票在年末的價格DIR_MTG_FEE非創(chuàng)始人董事參加董事會會議而獲得的參會費(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)任董事的公司個數(shù)的平均數(shù)。RETIRED董事會中非創(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。描述性統(tǒng)計描述性統(tǒng)計 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

23、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，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，他們在監(jiān)督現(xiàn)任經(jīng)理時也更有動力和具備更多的專業(yè)知識。 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

24、CEO有損公司價值”有關(guān)(Prez-Gonzlez,2006 )。 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。 其中由于后面要計算CEO的薪金-公司業(yè)績敏感度(PPS: the sensitivity of pay to performance)，且CEO薪金中期權(quán)占了較大比例，所以，我們遵循Core and Guay(2002a)的方法，在計算期權(quán)組合的價值對股票價格的敏感度時(the sensitivity of option portfoli

25、o values to stock prices)，我們使用股東在年初持有的股票和期權(quán)的價值，以避免兩者價格在年中波動給測量造成影響。 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)計知，并購公告發(fā)布期及前后一天的股票回報的均值(中位數(shù))為0.24%(0.14%)。 MVERET_VOL是對控制變量“公司特征”的描述性統(tǒng)計。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(the founder firms)與其他公司有著許多差異(Adams, Almei

26、da, and Ferreira,2009; Anderson and Reeb,2003,2004; Anderson ,Mansi, and Reeb,2003; Fahlenbrach,2009; Palia and Ravid,2002; Palia, Ravid and Wang,2008; Villalonga and Amit,2006,2009; Prez-Gonzlez,2006)。 MEDIA_MENTIONSINSIDE_HIRE是對控制變量“CEO特征”的描述性統(tǒng)計。其中： MEDIA_MENTIONS(公司CEO在特定年份被媒體報道的次數(shù)）(Milbourn,2003

27、)和OUTSIDE_BD(CEO還擔(dān)任幾家其他公司的董事）(Srinivasan,2005; Fich and Shivdasani,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人的薪金之和的比率度量(Cremers, Bebchuk and Peyer,2007)。 INSIDE_HIRE測量的是CEO是外聘還是內(nèi)部提拔(Parrino,1997; Huson ,Malatesta and Parrino,2004)。 DIR_HOLDIND_DIR_BLK度量的是控制變量“董事會特征”。其中： BD_INDP描述的是董事會中獨(dú)立

28、董事的比率。 BD_SIZE描述的是董事會的人數(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成立的公司比率。均值0.56表明56%的公司在特拉華州注冊成立。(在特拉華州注冊公司簡便、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)期計納的優(yōu)點(diǎn)。) G-INDEX是遵循Gompers, Ishii, and Metrick(2003)的方法計算的額公

29、司治理指數(shù)。 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(nonfounder firms)、創(chuàng)始人擔(dān)任董事的公司(founder-director firms)和創(chuàng)始人擔(dān)任CEO的公司(founder-CEO firms) 每類公司都對相關(guān)變量進(jìn)行了均值統(tǒng)計和比較。 標(biāo)準(zhǔn)誤按照公司層水平進(jìn)行歸集(standard errors clustered at the firm level)。 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)營能給公司帶來價值增值(the foun

30、der value premium)。 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。 ACOMP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

31、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。 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

32、大，負(fù)債率較低，公司成立時間更短，波動性更大，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，成立時間更長，CEO的年齡高大，CEO的任期更短，董事會的規(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。

33、數(shù)據(jù)分析數(shù)據(jù)分析u創(chuàng)始人董事與公司增值u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uCEO更替的業(yè)績敏感度分析u公司并購回報分析u創(chuàng)始人擔(dān)任董事的公司中董事會出勤率分析創(chuàng)始人董事與公司增值創(chuàng)始人董事與公司增值Founder-directors and value premiumQ：托賓Q(MTB)。衡量公司的價值增值情況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(two sided significance)分別為10%、5%和1%。后面量表類同。 模型的理論基礎(chǔ)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

34、與公司經(jīng)營時，會帶來公司價值的增值(Anderson and Reeb,2003a,2003b; Villalonga and Amit,2006)。從而表明創(chuàng)始人擔(dān)任公司董事時的價值不容小覷。 模型解釋模型解釋上述公式檢驗(yàn)了公司j在第t年的價值與公司創(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)(the Year and Industry fixed effects)。 回歸結(jié)果解釋回歸結(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“Vill

35、alonga and Amit(2006)發(fā)現(xiàn)財富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Anderson and Reeb(2003a,2003b)和Villalonga and Amit(2006)的結(jié)論不同。 他們發(fā)現(xiàn)創(chuàng)始人擔(dān)任CEO與公司價值存在正向關(guān)系。p 作者用自己的數(shù)據(jù)復(fù)制Anderson and Reeb(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，F(xiàn)CEO與公司價值的關(guān)系則變?yōu)樨?fù)數(shù)。這說明控制變量分流

36、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值要大于持有大量股份的前任CEO擔(dān)任董事帶來的價值。表明創(chuàng)始人的增值效應(yīng)不應(yīng)僅歸因于其專業(yè)知識和經(jīng)濟(jì)激勵帶來的監(jiān)督效果，而是專業(yè)知識、經(jīng)濟(jì)激勵以及創(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)在動機(jī)似乎更來自該情感聯(lián)系。 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CEO時給公司價值帶來負(fù)向影響。這也印證了Villalonga and A

37、mit(2006)和Prez-Gonzlez(2006)的“家族成員繼承擔(dān)任CEO有損公司價值”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，仍然發(fā)現(xiàn)創(chuàng)始人與公司價值之間存在顯著的正向影響。這也印證了Fahlenbrach(2009)和Adams, Almeida and Ferreira(2009)的結(jié)論，他們也未對創(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)任公司董事與接下來通過檢驗(yàn)創(chuàng)始人擔(dān)任公司董事與CEO薪金、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)始人更替以及公司的

38、并購決策之間的關(guān)系來尋找造成創(chuàng)始人與公司價值正向關(guān)系的影響途徑與公司價值正向關(guān)系的影響途徑(channel)。創(chuàng)始人董事與創(chuàng)始人董事與CEO的薪金績效敏感度的薪金績效敏感度CEO pay-for-performance sensitivity in founder-director firms 模型的理論基礎(chǔ)模型的理論基礎(chǔ)p 學(xué)者們對創(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)系負(fù)向關(guān)系高額的薪金激勵(high-powered incentives)促使經(jīng)理采取不可觀測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)，他們在評價經(jīng)理行為時不僅僅依靠企業(yè)的業(yè)績。所以，

39、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)系正向關(guān)系高額的薪金激勵(high-powered compensation contracts)仍能激發(fā)粉飾業(yè)績的行為(the incentive to falsify performance)，在這種粉飾行為難以被發(fā)現(xiàn)的情況下會更強(qiáng)(Shleifer and Vishny,1997; Bergstresser and Philippon,2006)。并且董事會在有能力阻止或者檢測經(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(the equity-based compensation)。從而，在此情況下，

40、如果創(chuàng)始人董事能夠提供更好的監(jiān)控，CEO的薪金業(yè)績敏感度會更高。 模型解釋模型解釋 2代表了經(jīng)理的薪金業(yè)績敏感度，即公司市值變動一單位時CEO的總薪酬(the CEOs firm-related wealth)變動2個單位(Jensen, and Murphy,1990; Hall and Leibman,1998)。 以前的學(xué)者發(fā)現(xiàn)CEO年齡(Gibbons and Murphy,1992)、公司規(guī)模(Baker and Hall,2000; Core and Guay,2001)、股東收益波動(Aggarwal and Samwick,1999b)會影響PPS，所以作者將其列為控制變量加以

41、控制。 模型回歸技術(shù)模型回歸技術(shù) 中位數(shù)回歸法(the median regression technique)。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估計值受限于外界環(huán)境(Hall and Leibman,1998; Aggarwal and Samwick,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。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Hall and Leibman(1998)的穩(wěn)定回歸步驟(the robust regression

42、 procedure)重新估計了變量系數(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。 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，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_C

43、EO*DMKTVAL的系數(shù)分別為3.44和5.44，且統(tǒng)計顯著。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(be mechanically correlated)。當(dāng)將CEO_OWN剔除后重新回歸時結(jié)論依然保持一致。 PAST_CEO*DMKTVAL和HI_PASTCEO_HOLD*DMKTVAL統(tǒng)計顯著，是衡量FDIR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)任董事對薪金績效敏感度的影響是不一樣的。 DIR_HOLD*

44、DMKTVAL和IND_DIR_BLK*DMKTVAL的系數(shù)統(tǒng)計顯著，表明獨(dú)立董事持有公司股票情況和董事會成員的平均持股情況也會對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(The impact of the founder-director is incremental to the impact of equity holding by the board of directors and the presence of a block holder on the board)。 RET_VOL*DMKTVAL的系數(shù)顯著為正，表明股

45、票回報波動強(qiáng)的公司中薪金績效敏感度大。這與Aggarwal and Samwick(1999b)，Jin(2002),Garvey and Milbourn(2003)的結(jié)論相反，他們發(fā)現(xiàn)PPS和股票回報波動性之間存在負(fù)相關(guān)系。但是Prendergast(2002)調(diào)查后指出，向經(jīng)理提供激勵以使用其較強(qiáng)的局部信息的主要目標(biāo)，會導(dǎo)致激勵強(qiáng)度隨著風(fēng)險的提高而增加(a principals objective of providing incentives to the agent to use superior local information leads to the prediction t

46、hat incentive strength can increase with risk)。從而支持了我們的結(jié)論。Core and Guay(1999,2002b)和Oyer and Schaefer(2005)的結(jié)論與本文以及Prendergast(2002)的結(jié)論也是一致。創(chuàng)始人董事與創(chuàng)始人董事與CEO的薪金水平的薪金水平level of CEO pay in founder-director firms因變量因變量CEO年度薪金的自然對數(shù)，即“在一個會計年度中的總現(xiàn)金薪酬、給予CEO的股票和期權(quán)的公允市場價值(the fair value)之和”的自然對數(shù)。數(shù)據(jù)來源數(shù)據(jù)來源ExecuC

47、omp Database中的變量TDC1。控制變量選擇的理論依據(jù)控制變量選擇的理論依據(jù)Core, Holthausen and Larcker(1999)。(the economic determinants of pay )FDIR的負(fù)的系數(shù)的負(fù)的系數(shù)代表CEO薪金中低的超額支付(the lower excess CEO compensation) 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(the annula compensation)要低。 由前面變量的描述性統(tǒng)計得，樣本中CEO的平均年度薪金為470萬美元。結(jié)合

48、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，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)任董事時在薪金方面的下降幅度更大(the downward pressure on compensation is even stronger in firms that have a past CEO with high equity stake on the board)。 總結(jié)：CEO PPS和 CEO的

49、薪金水平(the level of CEO pay)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。CEO更替的業(yè)績敏感度分析更替的業(yè)績敏感度分析CEO turnover-performance sensitivity 模型的理論基礎(chǔ)模型的理論基礎(chǔ) 我們預(yù)期(except)董事會中有創(chuàng)始人時CEO因公司業(yè)績較差而被及時更替的概率較大，因?yàn)閯?chuàng)始人董事更有能力也更樂意去監(jiān)督高級管理層。 ROA和RET的計算遵循Parrino(1997)的做法。 以前的研究發(fā)現(xiàn)董事會中外部董事占比較越大(the more outsiders on the b

50、oard)時CEO的更替-業(yè)績敏感度(the turnover-performance sensitivity)越高(Weisbach,1988)，董事會中的董事越忙CEO的更替-業(yè)績敏感度越低(Fich and Shivadasani,2006)，董事會規(guī)模越大CEO的更替-業(yè)績敏感度越低(Faleye,2003)。所以，我們對這些董事會特征做了控制。 邊際效應(yīng)和Z值是按照Norton, Wang, and Ai(2004)的方法進(jìn)行邏輯回歸(the logit regression)后得到的。 模型的分析技術(shù)模型的分析技術(shù)邏輯回歸(the logit regression)。 回歸結(jié)果解釋

51、回歸結(jié)果解釋 作者同樣計算了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，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)(the FDIR effect)，我們進(jìn)行如下計算：a.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

52、.65時，CEO強(qiáng)制性更替的概率會上升8.3%（=1.45*5.75%）b. 8.3%的變動非常大。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在董事會中任職相比，創(chuàng)始人擔(dān)任公司董事時更容易更換業(yè)績差的CEO。公司并購回報分析公司并購回報分析Merger and acquisition returns 模型的理論基礎(chǔ)模型的理論基礎(chǔ) 董事會對CEO的并購提案和戰(zhàn)略

53、決策進(jìn)行評價(Jensen,1993)。 Grinstein and Tolkowsky(2004)發(fā)現(xiàn)許多董事會有專門的委員會(the explicit committees)來評審并購交易。 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，從而并購決策會更有效，并購公告的回報也更高”。 結(jié)合Asquith, Brunner and Mullins(1983)、Fuller,Netter and Stegemoller(2002)，以及Betton, Eckbo and Thorbum(2008)的研究成果，我們對以下能夠影響公告回報的因素進(jìn)行了控制：PCT_CASH(并購

54、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)有損公司價值，而有助于構(gòu)建經(jīng)理帝國(Betton, Eckbo,and Thorbum,2008)。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，以及并購中的現(xiàn)金占比。 使用公告期收益(the announcement return)來衡量并購效率暗含一個假設(shè)“創(chuàng)始人擔(dān)任董事的公司和其他公司對即將到來的并購在信息

55、保密方面不存在系統(tǒng)性差異”(no systematic difference between founder-director and other firms in the extent of pre-announcement leakage of information about impending acquisitions)。 樣本數(shù)量描述樣本數(shù)量描述350419962004年間共完成3504例并購交易0.3=3504/(11686*9)。11686：總樣本個數(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)

56、要求的僅有1734例。 量表結(jié)果解釋量表結(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(the acquirer returns during the announcement window)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、

57、多元化并購、交易規(guī)模、并購溢價，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，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。 雖然未在文中展示，作者對創(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天的股票回報不存在系統(tǒng)性差異(no systematic difference)。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(the announcement return)

58、是衡量并購效率(the M&A efficiency)的有效指標(biāo)。創(chuàng)始人擔(dān)任董事的公司中董事會出勤率分析Board attendance in founder-director firms 模型的理論基礎(chǔ)模型的理論基礎(chǔ) CEO薪金、CEO更替和公司并購質(zhì)量是董事會決策的結(jié)果，作者想通過驗(yàn)證董事會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趭^及更努力？” Cai, Garner and Walkling(2009)用董事會的考勤情況(the attendance record at board meeting)來衡量董事會的勤奮和努力程度(the bo

59、ard diligence and monitoring effort)。 1934年證券法案要求公司在年報中披露上一財年出席董事會會議和各委員會會議次數(shù)低于75%的董事的名單 Adams and Ferreira(2008)是作者所知的唯一一個使用大樣本數(shù)據(jù)(the large sample study)探尋影響董事出席董事會會議因素的研究。他們使用19962003年的數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)會議津貼(the board meeting fee)較高時，董事的缺席情況(the attendance problems at board meeting)較低。 另外，Adams and Ferreira(200

60、8)發(fā)現(xiàn)影響董事出席董事會的因素除了會議津貼(DIR_MTG_FEE)，還包括：公司董事已為董事會服務(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)來源及描述數(shù)據(jù)來源及描述IRRC獲取董事出席董事會的數(shù)據(jù)ExecuComp獲取董事的會議津貼及薪金數(shù)據(jù)* 作者對上述兩個數(shù)據(jù)庫中取得的數(shù)據(jù)進(jìn)行了合并整合。作者對上述兩個數(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