【正文】 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)是衡量并購效率(the MA 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 founderdirector firms216。 模型的理論基礎(chǔ) ——① 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？ ”② Cai, Garner and Walkling(2023)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 board diligence and monitoring effort)。③ 《 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④ Adams and Ferreira(2023)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 1996—2023 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。⑤ 另外， Adams and Ferreira(2023)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 ——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。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)216。 數(shù)據(jù)分析結(jié)果解釋 ——① 作者在文中展示的是使用公司年度數(shù)據(jù) (the firmyear data)進(jìn)行公司年度水平分析 (conduct the analysis at the firmyear level)的結(jié)果。② 作者也進(jìn)行過董事個體水平 (the individual director level)的分析，但未在文中展示相應(yīng)的結(jié)果。③ 分析的因變量 —— 非創(chuàng)始人董事的考勤情況 (the average attendance problem of all the nonfounder directors)。因為作者認(rèn)為創(chuàng)始人董事的的考勤情況較好 (the founders could be more mitted to attending board meetings)，并且作者想排除因變量中創(chuàng)始人董事出席董事會的效應(yīng)。④ 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會議的情況。 1代表非創(chuàng)始人董事出席董事會的次數(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)。⑤ 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)任董事的公司中非創(chuàng)始人董事出席董事會的情況較好，董事會的努力程度較高。⑥ FCEO的系數(shù)為正，但不顯著。表明創(chuàng)始人擔(dān)任 CEO對董事會的考勤情況影響不顯著，或者對董事會的努力程度影響不顯著。⑦ 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。⑧ 我們可以從兩個方面來理解創(chuàng)始人擔(dān)任公司董事與董事會努力程度之間的正向關(guān)系：a. 創(chuàng)始人擔(dān)任董事使得董事會更高效，董事會的出勤情況更好。b. 創(chuàng)始人擔(dān)任董事時能挑選更勤奮的非創(chuàng)始人董事到董事會任職。穩(wěn)定性檢驗和附加分析Sensitivity tests and additional analysisu非線性關(guān)系檢驗 (Nonlinear relations)u行業(yè)與年度固定效應(yīng)的交互作用 (Industry and year fixed effects interactions)uCEO更替中的行業(yè)效應(yīng) (Industry effects in CEO turnover)u創(chuàng)始人董事持有的股權(quán)比例和股權(quán)市值 (percentage and dollar amount of the equity stake of founderdirector)非線性關(guān)系Nonlinear relations216。 目的 —— 檢驗變量的表現(xiàn)格式改變是否會產(chǎn)生差異性結(jié)論① 在原始分析中我們用市場價值的 log形式表示公司規(guī)模，因為 log形式可以解決公司規(guī)模分布中的偏頗性影響 (the inherent skewness in the distribution of firm size)。② 當(dāng)我們用資產(chǎn)的原值 (the untransformed market value)來進(jìn)行分析時產(chǎn)生的結(jié)果一致。③ 我們也對其他變量的格式做了修改，回歸結(jié)果一致。如我們在回歸中使用了公司規(guī)模和公司年齡的平方值等。216。 目的 —— 使用配對樣本檢驗 (the matched sample tests)來驗證結(jié)論的穩(wěn)定性 .① 我們對文章中的所有回歸都進(jìn)行了配對樣本檢驗。② 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。③ 對于每一個存在創(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)模和成立時間方面相當(dāng)?shù)呐鋵荆桥鋵局械膭?chuàng)始人不擔(dān)任公司的董事或者 CEO。④ 找到了 1708對樣本。并對這些配對樣本在 PPS、薪金水平、 CEO更替和董事會考勤情況進(jìn)行分析。⑤ 雖然結(jié)果未在文中展示 ,FDIR和 FDIR與相關(guān)變量的交乘項的結(jié)果與文中展示的一致。⑥ 盡管符號方向及所展示的現(xiàn)實意義與前文一致，但是配對樣本中 FDIR在并購公告期回報的系數(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。行業(yè)與年度固定效應(yīng)的交互作用Industry and year fixed effects interactions216。 目的 —— 檢驗行業(yè) 年度的獨(dú)特的交互作用 (the industryyear specific differences)① 前文中對行業(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。② 作者在所有的公式中都加入了行業(yè)年度的交乘項。③ 雖然學(xué)術(shù)界對行業(yè)年度的交乘項應(yīng)用不多，但是，作者認(rèn)為該交乘項通過檢驗特定年份某一行業(yè)內(nèi)部的變化 (the variations within an industry in a given year)給相關(guān)假設(shè)提供了極強(qiáng)的證據(jù)支持。④ 作者使用了 OLS回歸，而非中位數(shù)回歸法進(jìn)行分析。因為中位數(shù)回歸法不能在交互項上進(jìn)行匯聚 (do not converge in the presence of the large set of interaction terms)。⑤ 加入交互項后，結(jié)論仍保持一致。CEO更替中的行業(yè)效應(yīng)Industry effects in CEO turnover216。 目的 —— 排除 CEO更替決策中的行業(yè)影響① 文中主要用行業(yè)調(diào)整后的股票回報 (the industryadjusted stock returns)來衡量公司表現(xiàn)。② Jenter and Kanaan(2023)認(rèn)為，我們不能完全排除 CEO更替決策中的行業(yè)影響。③ 作者在 CEO更替分析中加入了 “FDIR與行業(yè)表現(xiàn)的交乘項 ”。④ 結(jié)果顯示 “FDIR*RET”的結(jié)論仍得到支持。⑤ 但是， “FDIR與行業(yè)表現(xiàn)的交乘項 ”則統(tǒng)計不顯著。u行業(yè)表現(xiàn) (industry level returns/ industry performance)。創(chuàng)始人董事持有的股權(quán)比例和股權(quán)市值Percentage and dollar amount of the equity stake of founderdirector216。 目的 —— 檢驗創(chuàng)始人董事在公司治理中的作用是否歸因于其經(jīng)濟(jì)動力或較大的控制權(quán)力。① 創(chuàng)始人董事?lián)碛械妮^大股權(quán)能夠為他們監(jiān)控管理層提供經(jīng)濟(jì)動力 (the economic incentives)，也為他們執(zhí)行有效監(jiān)控提供了控制權(quán)力 (the control rights)。② 董事監(jiān)控的動力源自其持有的股權(quán)的市值 (a director’s incentive to monitor should be determined by the dollar value of her equity holdings)。③ 董事監(jiān)控的控制權(quán)力則源自他們的持股比例 (her control rights should be determined by her percentage stake in the firm)。④ 作者計算了創(chuàng)始人董事的持股比例 (FPCT)，并利用上一財年末的股票價格計算了創(chuàng)始人董事的股權(quán)市值(FDOLLAR)。⑤ 作者在對 CEO薪金和 CEO更替的回歸中加入了兩個控制變量： Log(FPCT)和 Log(FDOLLAR)。⑥ 發(fā)現(xiàn)控制了 FDOLLAR和 FPCT后， FDIR仍然與高的 PPS、低的 CEO薪金水平和業(yè)績不好時頻繁的 CEO更替相關(guān)。并且 FDOLLAR和 FPCT的數(shù)據(jù)都統(tǒng)計顯著，但與 FDIR的影響相比作用非常小。⑦ 我們可知創(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)激勵和較強(qiáng)的控制權(quán)，還存在其他超越這兩者的影響因素。演講完畢，謝謝觀