【文章內(nèi)容簡介】 )的方法計(jì)算的額公司治理指數(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 (founderdirector firms)和創(chuàng)始人擔(dān)任 CEO的公司 (founderCEO firms)? 每類公司都對相關(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 (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(jià)值增值 (the founder 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)：① 在 RND、 LEV、 Firm_AGE、 DIVERSIFY、 BETA、STD_ROA、 RET_VOL和 DIR_HOLD指標(biāo)方面差異顯著② 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、 GINDEX、 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。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216。 創(chuàng)始人董事與 CEO的薪金績效敏感度216。 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(bào)分析u創(chuàng)始人擔(dān)任董事的公司中董事會(huì)出勤率分析創(chuàng)始人董事與公司增值Founderdirectors and value premiumQ：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 (two sided significance)分別為 10%、 5%和 1%。后面量表類同。216。 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 (Anderson and Reeb,2023a,2023b。 Villalonga and Amit,2023)。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。216。 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) (the Year and Industry fixed effects)。216。 回歸結(jié)果解釋 ——① FDIR系數(shù)為 (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 。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“Villalonga and Amit(2023)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。② FCEO的系數(shù)為負(fù)，但不顯著。這與 Anderson and Reeb(2023a,2023b)和 Villalonga and Amit(2023)的結(jié)論不同。? 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 Anderson and Reeb(2023a, 2023b)的操作，發(fā)現(xiàn)使用的控制變量與他們一樣是， FCEO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)， FCEO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。③ 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。④ 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(shí)給公司價(jià)值帶來負(fù)向影響。這也印證了 Villalonga and Amit(2023)和 P233。rezGonz225。lez(2023)的 “家族成員繼承擔(dān)任 CEO有損公司價(jià)值 ”的觀點(diǎn)。⑤ 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(2023)和 Adams, Almeida and Ferreira(2023)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。216。 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)。創(chuàng)始人董事與 CEO的薪金績效敏感度CEO payforperformance sensitivity in founderdirector firms216。 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。① 負(fù)向關(guān)系 —— 高額的薪金激勵(lì) (highpowered 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(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。② 正向關(guān)系 —— 高額的薪金激勵(lì) (highpowered pensation 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(huì)更強(qiáng) (Shleifer and Vishny,1997。 Bergstresser and Philippon,2023)。并且董事會(huì)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(lì) (the equitybased pensation)。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。216。 模型解釋 ——① 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 (the CEO’s firmrelated wealth)變動(dòng) β2個(gè)單位 (Jensen, and Murphy,1990。 Hall and Leibman,1998)。② 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,2023。 Core and Guay,2023)、股東收益波動(dòng) (Aggarwal and Samwick,1999b)會(huì)影響PPS，所以作者將其列為控制變量加以控制。216。 模型回歸技術(shù) ——① 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(jì)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。② 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 procedure)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。216。 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。① 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 )。② 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 。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 。說明兩者還是存在顯著差異的。③ FCEO*DMKTVAL和 FAM_CEO*DMKTVAL的系數(shù)分