Yermack Do Corporations Award Ceo Stock Options Effektiv

Do Konzerne verleihen CEO-Aktienoptionen effektiv ELSEVIER Zeitschrift für Finanzökonomik 39 (1995) 237-269 Do Korporationen verleihen CEO-Aktienoptionen effektiv David Yermack Leonard N. Stern School of Business, New York University, New York, NY 10012, USA (Received May 1994 Endgültige Fassung erhielt März 1995) Abstract Dieses Papier analysiert Aktienoptionen Auszeichnungen an CEOs von 792 US-öffentlichen Körperschaften zwischen 1984 und 1991. Mit einem Black-Löcher-Ansatz, ich testen, ob Aktienoptionen Performance Anreize haben erhebliche Assoziationen mit erläuternden Variablen im Zusammenhang mit Agenturkosten die Ermäßigung. In weiteren Tests wird untersucht, ob die Kompensationsmischung zwischen Aktienoptionen und Barauszahlungen durch die Unternehmensliquidität, den Steuerstatus oder das Ertragsmanagement erklärt werden kann. Die Ergebnisse zeigen, dass wenige Agentur - oder Finanzvertragstheorien Erklärungskraft für Muster von CEO-Aktienoptionen haben. Schlüsselwörter: Vorstandsvergütung Aktienoptionen Agentur Incentives JEL classztion: 533 G32 1. Einleitung Das enorme Wachstum der Top-Führungskräfte in den letzten zehn Jahren resultierte im Wesentlichen aus Aktienoptionen. Feige. 1 zeigt die durchschnittlichen Kompensationsniveaus für CEOs in 792 Großkonzernen, die für diese Studie ausgewählt wurden. Stock Option Awards, bewertet von Black-Scholes (1973) Dieses Papier basiert auf Kapitel 2 meiner Harvard University Ph. D. Dissertation. Ich danke meinen Ausschussmitgliedern, Gary Chamberlain, Kevin J. Murphy und Andrei Shleifer (Vorsitzender), für viele Stunden des Rates. Ich schätze die Arbeit der Forschungsassistenten Jason Barro und Melissa McSherry zutiefst. Für hilfreiche Kommentare danke ich George Baker, Jane Buchan, Benjamin Esty, Stephen Figlewski, Richard Freeman, Michael Jensen (der Redakteur), Stacey Kale, einem anonymen Schiedsrichter und Seminarteilnehmer in Harvard und NYU. Ich schätze besonders die Kommentare und die Förderung von Eli Ofek. Chris Allen, Sarah Woolverton und die Mitarbeiter des Cole Room in der Harvards Baker Library haben die Datenerhebung unterstützt und mehr als 100 Unternehmen reagierten auf Anfragen freundlich. Ich erkenne finanzielle Unterstützung von der Harvard Business School Abteilung der Forschung und der National Bureau of Economic Research. 0304-405X9509.50 0 1995 Elsevier Science S. A. Alle Rechte vorbehalten SSDI 0304405X9500829 4 238 D. Yrrmack JJournal der Finanzökonomie 39 (1995) 23 7 269 I Gehalt und Bonus ist Aktienoptionen n Andere langfristige Prämien und tiinge Leistungen Abb. 1. Vorstandsvergütung durch Musterunternehmen: Jahresdurchschnitt. Durchschnittliche Vergütung für CEOs in einem Gremium von 792 großen US-amerikanischen Unternehmen. Die Charakteristika der Stichprobe sind in Tabelle 2 aufgeführt. Die Bewertung der Aktienoptionen erfolgt nach dem Black-Scholes-Ansatz auf der Grundlage der im Text beschriebenen Annahmen. Langfristige Prämien (überwiegend beschränkte aktien - und ergebnisbezogene Perfor - mance Pläne) werden dem Jahr zugerechnet, in dem Auszahlungen oder Eigentumsbeschränkungen aufgehoben werden. In den Jahren 1990 und 1991 entfielen 20% des CEO-Ertrages auf 20 von CEO-Einnahmen im Jahr 1984, 35 im Jahr 1990 und 30 im Jahr 1991. Die Methodik betrug im Jahr 1990 etwa ein Drittel der CEO-Entschädigungen. Während andere Formen der Anreizvergütung auch in diesem Zeitraum gestiegen sind, zeigt die Grafik, dass Aktienoptionen für die große Mehrheit der CEOs Einnahmen aus kontingenten Instrumenten verantwortlich waren. Dieser explosionsartige Anstieg der Aktienoptionen hat in den populären Medien zu Kritik geführt (vgl. Crystal, 1991) und dazu geführt, dass staatliche Stellen eine größere Offenlegung der Vergütungsdaten vorsehen (siehe Securities and Exchange Commission, 1992) sowie Vorschläge im Finanzwesen Standards Board, 1993). Allerdings haben Finanzwissenschaftler wenige feste Schlussfolgerungen darüber, ob Unternehmen Aktienoptionen in Übereinstimmung mit Theorien der finanziellen Auftraggeber und Agentur Kostenreduzierung zu erreichen. In Tabelle 1 sind zehn vorangegangene Studien zur Assoziation zwischen Aktienoptionen und verschiedenen erläuternden Variablen aufgeführt. Wie die Tabelle zeigt, stimmen diese Studien nicht immer überein. Andere Papiere haben weniger eingeschränkte Fragen im Zusammenhang mit Aktienoptionsoptionen berücksichtigt, z. B. wie Investoren reagieren, wenn Unternehmen die Absicht zur Einführung von Aktienoptionsplänen ankündigen (Brickley et al., 1985, DeFusco et al ) Und ob sich die Aktienoptionstätigkeit nach marktweiten Aktienkursrückgängen erhöht (Saly, 1994). D. YermacklJournal of Financial Economics 39 (1995) 237-269 239 und die Unterschiede in den Zeitabschnitten, der Stichprobenauswahl und Methodik machen ihre Ergebnisse nur schwer vergleichbar. Dieses Papier erweitert die bisherige Literatur durch das Studium Aktienoptionen Auszeichnungen an CEOs von großen US-öffentlichen Körperschaften zwischen 1984 und 1991. Mit einer Stichprobe von fast 6.000 CEO-Jahres-Beobachtungen aus allen Branchen, teste ich neun führenden Theorien, warum Unternehmen vergeben Aktienoptionen auf ihre Top-Manager. Frühere Studien haben sich in der Regel auf eine kleine Anzahl von Theorien und behandelten Aktienoptionen als kleinerer Teil einer breiteren Untersuchung konzentriert. Ich hoffe, eine umfassendere Erklärung der CEO-Aktienoptionen zu erhalten. Während Matsunaga (1995) auch eine breite Auffassung vertritt, lassen sich auf seinen Daten auf Unternehmensebene keine Analysen darüber vornehmen, wie der Optionsprozess von einzelnen Führungskräften, wie Alter, Aktienbesitz und Besitz, betroffen ist. Zusammen mit Ergebnissen für einen umfassenden Satz von erläuternden Variablen aus einem großen Datensatz der jüngsten Zeit, trägt meine Studie zur Literatur eine neue abhängige Variable für die Messung der Performance-Anreize durch Aktienoptionen gewährt. Vorherige Forscher haben mit dem Problem der Suche nach einer geeigneten Variable zu diesem Zweck gekämpft. Eaton und Rosen (1983) und Lewellen et al. (1987) untersuchen den Mix aus Lohnzahlungen zwischen Optionen und anderen Vergütungen, aber sie bewerten die Aktienoptionsgewinne mit einer Ex-post-Messung der Papiergewinne von Führungskräften, nicht mit dem modernen Black-Scholes-Ansatz. Murphy (1985) Matsunaga (1995) und Mehran (1995) verwenden die Black-Scholes-Formel, um die Höhe der Lohnzahlungen aus Aktienoptionen zu messen, berücksichtigen jedoch nicht den Grad der Sensitivität zwischen Veränderungen der Wertzuwächse und Wertänderungen Von jeder Firma. Smith und Watts (1992), Gaver und Gaver (1993) und Kole (1993) beschränken ihre Forschung auf binäre Variablen (0, 1), die angeben, ob Unternehmen Aktienoptionspläne verabschiedet haben Im Rahmen dieser Pläne. Nur Jensen und Murphy (1990) und Bizjak et al. (1993) messen Anreize, indem sie schätzen, inwieweit Aktienoptionsoptionswerte durch Veränderungen des Unternehmenswerts beeinflusst werden, aber jede dieser breit angelegten Papiere widmet dem Thema nur wenig Platz. Zur Abschätzung der Pay-Performance-Anreize aus Aktienoptionen verwende ich eine abhängige Variable auf Basis der Black-Scholes-Formeln partielles Derivat zum Aktienkurs, multipliziert mit dem Bruchteil eines Unternehmens-Eigenkapitals, das jeder CEO-Aktienoptionspreis repräsentiert. Diese Menge sollte der Veränderung des Vermögensverhältnisses im Verhältnis zum Unternehmenswert, der sich aus jeder Vergabe ergibt, annähern. Darüber hinaus versuche ich, die Methodik der früheren Forschung unter Verwendung eines Tobit-ökonometrischen Rahmens zu verbessern und feste Effekte auf die Kontrolle bei ausgelassener variabler Bias zu berücksichtigen. Alle bisherigen Aktienoptionsstudien mit stetigen abhängigen Variablen beruhen auf einfachen Schätzungen der kleinsten Quadrate. Allerdings scheint der Tobit-Ansatz für die abgeschnittene Verteilung der Aktienoptionsvergabe-Daten mit seiner großen Anzahl von nullwertigen Beobachtungen geeigneter zu sein. Bedienelemente für Ta b e 1 Pr e io us st ud ie sofe xe cu tiv es zu ck op tio n a rb e rs c h e rs c h lu s e n 5 8 Te sti e d e rn u nd e rd e rn e n Xp lo re da ss oc ia tio ns be tw ee ne xe cu tiv es zu ck o pt io n aw ar ds und d e ff er en te xp la na zu ry va ria bl es. P. 5 Sa m pl e In du ri os e rn e rn e n e n e n e n e n e n e n e n e n e n e n e n e n e n (1 98 3) 22 fi m m M ur ph y (1 98 5) 72 fi Rm s Le w et le neta l. (1 98 7) 49 fi rm s Je ns en M ur ph y (1 99 0) 72 fi m m s Sm it t W in ts (1 99 2) 16 in D ru cken G erät (1 99 3) 44 3 f ir ms Ka le (19 93) 30 3 f ir ms B iz ja k et al. (1 99 3) 41 8 f ir ms M at su na ga (1 99 5) 12 3 f ir ms M eh ra n (1 99 5) 15 3 F ir ms M a uf ac tu ri ng M a uf ac Tu ri ng an dm in m g anz ugu ng M a ufu tu ri ng ein dm in g A ll A ll ex ce pt fin a ci al und d ut ili binde s M a uf ac tu ri Ng an dm in in g A ll A ll ex ce pt fin a ci al und d il bindung s M ana tu ri ng 19 70 -7 3 19 64 8 1 19 64 -6 9 19 64 - S 1 19 6. 58 5 19 85 19 80 19 74 -8 8 19 79 98 9 19 79 -8 0 M an ag er M an ag er s M ag er s Y -4 M an ag er s In st rien Fi rm s Fi rm s M a g er e S ch e rf ah len M a g eru n g en in K o n z e rn u nd e n d e r K e n d e rn u nd e n. D ie E ntw e n d e n d e n e n e n e n e n e n e n e n e n e n e n e n e n e n e n e n e n e n e n e n e n e n e n e n e n e n n e n Tionen Po si tiv e i nd ic h tu n g e n g e n u n g e n u n g e n u n g e n u n g e n e n, Pe nd en tv ar ia b e e d e u nd d e u nd e rn e rn u nd e n e n e n e n e n e n e n e n e n, N z. B. bei iv e in di c k te th an einem In ve rs e als so ci bei io nw wie fo un d, w o h l 0 in di ka te s te bei einer hy po th es w e rs t Db ut no st at is tic al ly s ig ni fic an und so ci auf io nw wie fo un d. W e rtu n g e n S u n d e u n d e n e n e n e n. A nd t hi ss ta b e b e rs c h e s te n e n e n e n e n e n e n e n e n e n e n e n e n e n e n e n e n e n e n. F oder Ea bis n an d R os en (19 83). I u n d e u nd e i n d e u n u n d e u n u n d e u n u n d e u n u n u n u n u n u n u n u n u n u n u n u n u n u n u n u n u n u n u n u n u n u n u n u n u n u n u n u n u n u n F oder M ur ph y (1 98 5). I e i n d e rb e h a lt i n d e rg e s e n e n e n e nd e nd e n e n e n e n e n e n e n e n e n e n e n e n e n e n e n e n e n e n e n e n e n (v e r e n e n e n e n e n. F oder L ew el le n et a l. (1 98 7) I us e th e M o d el in K o n ze rn in g ex ek tiv e rk ei n e n ne rs hi p als n ex pl an oder y va ria bl e (T ab le 5). (19 83) M ur ph y (1 98 5) W e rk a n d u n g e n u n g e n u n g e n e n (19 83). (19 93) K o l (19 93) B iz ja k et al. (19,98) In den Vereinigten Staaten von Amerika (1) . (1 99 3) M at su na ga (19 95) M eh ra n (1 99 5) 0 N z. B. bei iv e Po si tiv e Po si tiv e 0 0 0 Le ve ra ge Ea bis n R os en (19 83) M ur phy (1 98 5) Le w elle et al. (19 93) K o l (19 93) B iz ja k et al. (19,98) In den Vereinigten Staaten von Amerika (1) . (1 99 3) M at su na ga (19 95) M eh ra n (1 99 5) P o si tiv e 0 0 Po si tiv e Po si tiv e 0 0 R z e ulu ng Fa m il-r un IN DEN STRUKTUREN F E ls C EO S a rd e 0 P o si tiv e F rm s s c h lu s e n 0 P os iti ve G row th op Po rt un isi es Po si tiv e Po si tiv e Po Si tiv e Po si tiv e n z. B. bei iv e Po si tiv e Po si tiv e Fi rm s te sti e an uns Li quität -. N z. B. bei iv e N z. B. bei iv e 0 0 - St o c k ow ne d durch m a n g e n 0 0 0 N z (1985), die es erlauben, dass Regressionsabschnitte für jede Exekutive variieren. Meine Ergebnisse zeigen, dass wenige Theorien in der Agentur oder im Finanzvertrag ansässig sind Erläuternde Befugnisse für Muster von CEO - Aktienoptionen. Bei der Prüfung der neun Hypothesen, die von EntschädigungstheoretikerInnen vorgebracht wurden, finde ich Beweise, die nur drei Sätze unterstützen: Unternehmen in hochgradig rekurrierenden Industrien sind weniger wahrscheinlich, Aktienoptionen als Quelle von Managementanreizen zu nutzen, die Unternehmen ihren CEOs größere Anreize durch Aktien bieten Optionen, wenn das Ergebnis der Bilanzierung große Mengen an Lärm enthält, wodurch Führungskräfte schwer zu überwachen sind und dass Unternehmen, die internen Liquiditätsproblemen ausgesetzt sind, den Mix aus Führungskräften von Bargeld und Prämien in Aktienoptionen verschieben. Allerdings unterliegen diese Ergebnisse Qualifikationen, die unten diskutiert werden. Hypothesen, die von meiner Analyse nicht unterstützt werden, beinhalten Vermutungen, dass Aktienoptionsanreize verringert werden, wenn CEOs große Anteile ihres eigenen Eigenkapitals halten, dass Aktienoptionen als Anreize für CEOs in der Nähe des Ruhestandes genutzt werden, um sie zu motivieren, ein hohes Investitionsniveau zu halten, das Aktienoptionsanreize größer sind In Unternehmen mit wertvollen Wachstumschancen, dass Aktienoptionsanreize bei steigender Hebelwirkung gesenkt werden, was darauf abzielt, dass Unternehmen, die niedrigere Grenzsteuersätze in Anspruch nehmen, einen höheren Anteil an Entschädigungen an Aktienoptionen und Aktienoptionen zahlen Als Ersatz für Barausgleich, wenn Unternehmen hohe implizite Kosten der Berichterstattung geringe Rentabilität. Insgesamt unterstützen die Ergebnisse zwei Interpretationen: dass die meisten Unternehmen keine optimalen Vergütungspraktiken verfolgen oder dass Finanzökonomie-Theorien von optimalen Kompensationsverträgen unvollständig oder falsch sind. Eine weitere Möglichkeit ist, dass die Daten und die Methodik für diese Studie eine unzureichende Leistungsfähigkeit für die Messung von Managementanreizen aufweisen. Der Rest dieses Aufsatzes ist wie folgt organisiert. Abschnitt 2 diskutiert Theorien, warum Unternehmen Aktienoptionen ausgeben und spezifische Hypothesen für Tests entwickeln. Abschnitt 3 beschreibt die Stichprobenauswahl und die in dieser Studie verwendeten Daten. Abschnitt 4 diskutiert die Schätzung Ansatz, einschließlich der Spezifikation der abhängigen Variablen und die Wahl der Tobit Maximum Likelihood Rahmen. Abschnitt 5 enthält die Ergebnisse der Schätzungen. Abschnitt 6 enthält eine Diskussion und Schlussfolgerungen. 2. Theorien und Hypothesen Meine wichtigste Hypothese ist, dass Board of Directors Aktienoptionen nutzen, um die CEOs zu erhöhen, indem sie Leistungsempfindlichkeiten bei hohen Agenturkosten erhöhen. 2Matsunaga (1995) diskutiert, dass sowohl Tobit-Modelle als auch Regressionen mit firmenspezifischen Abschnitten geschätzt wurden, aber er berichtet nicht über Ergebnisse. D. YermackJournal der Finanzwirtschaft 39 (1995) 237-269 243 Sekundäre Hypothesen sind, dass Aktienoptionsgewinne durch die Betrachtung der finanziellen Liquidität, der Steuerermäßigung und der impliziten Finanzierungskosten beeinflusst werden. Die folgenden Unterabschnitte enthalten spezifische Theorien, die sich auf Aktienoptionsgewinne beziehen, und beschreiben Variablen, die verwendet werden, um jede Theorie zu testen. Sechs Hypothesen sind in der Agententheorie verwurzelt und machen Vorhersagen über die Anreiz-Intensität der Entschädigung. Die anderen drei Hypothesen beziehen sich auf die finanziellen Variablen Liquidität, Steuerstatus und Ertragsmanagement. Sie betreffen nicht die Anreizwirkung von Aktienoptionen, sondern die Kompensationsmischung zwischen Optionen und Bargeld und Prämien. 3 Ich definiere daher in Abschnitt 4.1 separate abhängige Variablen, um die beiden Gruppen von Theorien zu testen. 2.1. Ausrichtung der CEO Reichtum und Aktienrückkehr Theoretiker haben lange identifiziert niedrige Niveau der Management-Aktienbesitz als ein Symptom der Corporate Agency Probleme. Die Berle und Means (1932) und Jensen und Meckling (1976) Studien repräsentieren die einflussreichsten Präsentationen dieser Idee und haben viele Theoretiker zu argumentieren, dass CEO Ausgleichsverträge Rechnung der Führungskräfte persönliche Bestände. Daher scheinen CEOs mit den kleinsten Beständen ihrer Unternehmensaktien die besten Kandidaten für die Motivation durch Aktienoptionen zu sein. Diese Vermutung führt zu der Hypothese: (Hl) Anreize, die durch Aktienoptionsgewinne zur Verfügung gestellt werden, sinken, wenn CEOs große Teile ihres Eigenkapitals halten. Diese Hypothese wird durch eine implizite Annahme getrübt, dass CEOs eigenständige Aktienpositionen exogen wählen, ohne Rücksicht auf ihre Entschädigungspolitik. Wenn CEO-Aktienbesitz ein endogenes Ergebnis des Contracting-Prozesses darstellt, kann es schwierig sein, eine umgekehrte Assoziation zwischen Aktienbesitz und Aktienoptions-Auszeichnungen zu erkennen. 2.2. Horizon Problem der CEOs in der Nähe des Ruhestandes Die Horizon Problem Hypothese prognostiziert, dass CEOs in der Nähe Ruhestand auf wertvolle Forschung und Entwicklung (RD) und Investitionsprojekte, 3More genau genommen, beziehen sich die Theorien auf den Mix aus Aktienoptionen und alle anderen Vergütungen (die Ertrags-Management und Steuern Reduktions-Hypothesen) sowie die Mischung zwischen allen aktienbasierten Vergütungen und der laufenden Barabfindung (Liquiditätshypothese). Da Aktienoptionen für die überwiegende Mehrheit der aktienbasierten und verzögerten Vergütungen für die meisten CEOs verantwortlich sind (vgl. Abb. 1), und wegen der Schwierigkeiten bei der Zuordnung von aktuellen Periodenwerten zu vielen kontingenten Lohninstrumenten, beschränke ich meine empirischen Vorhersagen über Kompensationsmix Auf Vermutungen über den Wert der Aktienoptionspreise im Vergleich zu einem Barausgleich. (Vgl. Smith und Watts, 1982 Dechow und Sloan, 1991, Murphy und Zimmerman), weil die auf den Rechnungslegungsdaten beruhenden Anreizpläne die derzeitigen CEOs benachteiligen und ihre Nachfolger nur belohnen werden , 1993). Die Literatur prognostiziert, dass Unternehmen dem Horizontproblem entgegenwirken könnten, indem sie mehr aktienorientierte Vergütungen für ältere CEOs nutzen, die damit Anreize zur Maximierung ihres festen Wertes erhalten würden, solange sie der Ansicht waren, dass die Anleger die erwarteten Renditen neuer Anlagen aktiviert haben. Dies führt zu der Hypothese: (H2) Anreize, die von Aktienoptionen gewährt werden, werden zunehmen, da CEOs Erwartung Ruhestand Termine, wie von CEOs Alter approximiert. 2.3. Natur von Unternehmenswerten In Unternehmen mit großen Wachstumschancen, wie sie von Myers (1977) und Smith und Watts (1992) definiert wurden, sind die erwarteten Gewinne aus künftigen Investitionen ein wesentlicher Teil des Unternehmenswertes. Zahlreiche Studien von Investitionsentscheidungen (z. B. Holmstriim und Ricart i Costa, 1986 Smith und Watts, 1992 Bizjak, Brickley und Coles, 1993) gehen davon aus, dass Manager private Informationen über den Wert der Wachstumschancen halten. Eine weitere Hypothese besteht darin, dass die Verwaltungsräte aufgrund der zunehmenden Informationsasymmetrie größere Schwierigkeiten haben, die Manager bei der Auswahl der Investitionen zu bewerten. Daher sollten Unternehmen mit großen Wachstumschancen den Managern mehr Anreize aus aktienbasierten Vergütungen bieten, wobei diese marktbasierten Vergütungsmechanismen anstelle von Gehalts - und Prämienrevisionen auf der Grundlage einer direkten Überwachung eingesetzt werden. Um diese Theorie empirisch zu testen, benötige ich eine Variable, die als Proxy für die Anwesenheit von Wachstumschancen dient. Nach Smith und Watts (1992), Bizjak, Brickley und Coles (1993), Gaver und Gaver (1993) und Kole (1993) verwende ich eine Annäherung des Verhältnisses von Markt-zu-Buchwerten von Firmenvermögen Zweck. Ich definiere eine Variable, die ungefähr gleich Tobins Q ist, indem wir den Buchwert der Vermögenswerte und die Differenz zwischen den Markt - und Buchwerten der Stammaktien zusammenfassen und die Summe durch den Buchwert der Vermögenswerte dividieren: Q 2: Gesamtvermögen (Buchwert) Bilanzsumme (Buchwert) (1) Ich verwende diese Variable, um die Hypothese zu testen: (H3) Anreize, die durch Aktienoptionen gewährt werden, werden in Unternehmen mit wertvollen Wachstumschancen, wie von Tobins angenähert, größer sein QD YermackJournal der Finanzwirtschaft 39 (1995) 237-269 245 2.4. Noisiness of Accounting Daten Wenn Board of Directors Schwierigkeiten haben, klare Signale der Qualität der Manager Entscheidungen zu erhalten, können sie nicht zuverlässige Entscheidungen über die Revision der Manager Bargeld Gehälter und Boni. In diesen Betrieben bietet die aktienorientierte Vergütung eine Alternative zu Gehaltsrevisionen, die auf direktem Monitoring beruhen. Lambert und Larcker (1987) analysieren dieses Problem, indem sie davon ausgehen, dass Board of Directors Informationen über CEO Leistung erhalten, sowohl aus Aktienrenditen als auch Bilanzgewinn. Sie argumentieren, dass die CEO-Kompensation stärker an die Performance-Variable mit dem größeren Signal-Rausch-Verhältnis gebunden werden sollte. Nach ihrem Modell definiere ich eine Variable, die der relativen Lärmbelästigung der Buchhaltungsrenditen im Vergleich zu Aktienrenditen entspricht. Ich berechne jährliche Veränderungen der Eigenkapitalrendite (zusammenhängend) für jedes Unternehmen und nehme die Zeitreihenvarianz dieser Variablen während der Stichprobenperiode 1984-91 in Anspruch. Ich teile diese Statistik mit der Varianz der Renditen der Aktionäre im gleichen Zeitraum. Ich erwarte, dass eine hohe Lärmbelastung der Buchhaltungsrenditen im Verhältnis zu Aktienrenditen dazu führen wird, dass sich die Unternehmen stärker auf aktienbasierte Anreize verlassen, was zu der Hypothese führt: (H4) Anreize, die durch Aktienoptionen gewährt werden, werden höher sein, wenn die Buchhaltungsrenditen eine große Menge enthalten Des relativen Rauschens, gemessen als die Zeitreihenvarianz der Veränderung der Eigenkapitalrendite dividiert durch die Zeitreihenvarianz der Aktionärsrenditen. 2.5. Agenturkos - ten der Schulden John und John (1993) analysieren das Zusammenspiel von Unternehmen zur Wahl der Kompensationspolitik und der Kapitalstruktur. Wenn Führungskräfte starke Anreize haben, den Wert des Eigenkapitals zu maximieren, argumentieren die Autoren, werden die Schuldner höhere Risikoprämien für die Bereitstellung von Kapital verlangen, aus Angst, dass Manager übermäßig riskante Investitionsvorhaben verfolgen werden, die Vermögen von Schuldnern an Anteilseigner übertragen. John und John präsentieren ein Modell, in dem Kapitalinhaber finden es optimal, um die Lohn-Leistungs-Sensitivität der Führungskräfte als Hebel erhöht, um diese erwarteten An Kosten von Schulden zu reduzieren. Sie prognostizieren, dass Querschnittsdaten eine umgekehrte Assoziation zwischen Hebelwirkung und der Intensität der Anreize von Führungskräften zeigen. Daher schließe ich in mein Modell die Buchwertquote der Gesamtschulden der Gesellschaften über die Bilanzsumme ein und nutze die Variable, um die Hypothese zu testen: (HS) Incentives, die von Aktienoptionen gewährt werden, verringern sich, wenn die finanziellen Hebelwirkungen zunehmen Erwartete Agenturkosten der Schulden. 246 D. YermackfJournul von Financial Economic. y 39 (1995) 237 260 2.6. Anreize in regulierten Industrien Zahlreiche Theoretiker (zB Demsetz und Lehn, 1985, Smith und Watts, 1992) gehen davon aus, dass Führungskräfte in hochregulierten Industrien niedrigere Anreize aus Entschädigungen oder Eigenkapital - eigenschaften erhalten werden, da die reduzierte Manage - ment-Diskretion in diesen Industriezweigen abnimmt Folgen guter oder schlechter Entscheidungen. Smith und Watts identifizieren die Versorgungs-, Banken - und Versicherungswirtschaft als stark reguliert. Ich erwarte daher, dass, wenn Industrie-Dummy-Variablen in Regressionsmodellen eingeschlossen sind, ihre Koeffizienten auf reduzierte Anreize aus Aktienoptionen hindeuten: (H6) CEOs in stark regulierten Industrien werden niedrigere Anreize aus Aktienoptionen erhalten. 2.7. Liquiditätsengpässe Abgesehen von ihrer Rolle bei der Bereitstellung von Anreizen bieten Aktienoptionen Unternehmen eine Methode zur Einsparung von Bargeld. Da Aktienoptionen eine bargeldlose Vergütung darstellen (Führungskräfte zahlen in der Regel bar bei der Ausübung von Optionen in ihre Gesellschaften), sollten wir feststellen, dass, wenn Unternehmen mit einem Mangel an Bargeld konfrontiert sind, Nach Fazzari, Hubbard und Petersen (1988) versuche ich, Unternehmen, die Liquiditätsengpässen ausgesetzt sind, zu identifizieren, indem sie eine Dummy-Variable eins einsetzt, wenn ein Unternehmen im letzten Quartal eine Dividendenausschüttung an seine Aktionäre zahlt. Für Unternehmen, die keine Quartalsabläufe befolgen, entspricht diese Variable einer, wenn im Laufe des Jahres keine Dividenden ausgeschüttet werden. Ich teste die Hypothese: (H7) Unternehmen, die null Dividenden zahlen, sollten einen größeren Teil der Vorstandsvergütung in Form von Aktienoptionen liefern. Tests dieser Hypothese sind jedoch mit Vorsicht zu interpretieren, da CEOs, die Aktienoptionen halten, motiviert werden könnten, die Dividendenzahlungen zu senken, um den Optionswert zu erhöhen. 2.8. Steuerermäßigung Aktienoptionen bieten den Führungskräften steuerliche Vorteile, da sie in der Regel bis zum Ausübungsjahr oder später nicht zu steuerbaren Erträgen führen und diese Erträge oftmals mit Kapitalertragssteuern besteuert werden. Für Aktiengesellschaften können Aktienoptionen jedoch steuerlich teurer sein als andere Vergütungen, die das steuerpflichtige Einkommen sofort reduzieren (vgl. Scholes und Wolfson, 1992). Die Möglichkeiten zur Verwendung von Aktienoptionen zur Erzielung von Nettosteuersenkungen zwischen einem Unternehmen und seinen Managern haben einen Großteil der frühen Explorationsforschung für Führungskräfte (zB Holland und Lewellen, 1962) motiviert ). Fast alle dieser Analysen analysieren ökonomische Änderungen in der Nutzung von Aktienoptionen als Reaktion auf Änderungen des Bundesgesetzbuchs. Um auf Querschnittsunterschiede zu testen, benötige ich für die Grenzsteuersätze, die von verschiedenen Unternehmen betroffen sind, eine variable Variable. Ich folge Clinch (1991) und anderen, indem ich eine Dummy-Variable einsetzt, die gleich 1 ist, wenn Unternehmen nichteinstellbare steuerliche Verlustvorträge haben. Da Unternehmen in diesen Situationen in der Regel niedrigere Grenzsteuersätze haben, vermute ich, dass die relative Attraktivität der Aktienoptionen im Vergleich zu anderen Formen der Vergütung zunehmen wird. Ich benutze diese Variable, um die Hypothese zu testen: (H8) Firmen mit steuerlichen Verlustvorträgen sollten eine größere Abgrenzung der CEO-Vergütung in Form von Aktienoptionen vorsehen. 2.9. Berichterstattungskosten Bei der Berichterstattung über niedrige Bilanzgewinn - beträge stehen Unternehmen implizite Kosten im Zusammenhang mit der Unzufriedenheit der Aktionäre gegenüber der Verletzung von Schuldenkonsumenten. Da die meisten Arten von Aktienoptionen nicht zu einem Aufwand gegen das Einkommen führen, können Unternehmen mit großen finanziellen Berichterstattungskosten Aktienoptionen als Instrument des Ertragsmanagements nutzen, indem sie den Mix aus CEO-Vergütungen auf Optionen und weg von solchen abzugsfähigen Posten wie Bargeld verlagern Gehälter und Prämien. Matsunaga, Shevlin und Shores (1992) identifizieren die Zinsdeckung als einen gemeinsamen Proxy, der verwendet wird, um die Präsenz großer finanzieller Berichtskosten vorzuschlagen, da Unternehmen mit geringer Zinsdeckung eine niedrige Rentabilität und ein hohes Risiko der Verletzung von Schuldenkonditionen aufweisen können. Ich nehme diese Variable an und teste die Hypothese: (H9) Unternehmen mit niedriger Zinsdeckung sollten einen größeren Teil der CEO-Vergütung in Form von Aktienoptionen bieten. 3. Datenbeschreibung Die nachfolgenden Schätzungen basieren auf einem Datensatz, der die Kompensation von CEOs in 792 US-Konzernen zwischen 1984 und 1991 nachverfolgt. Das Panel repräsentiert die wichtigsten öffentlichen Unternehmen in den USA während der Stichprobenperiode Unternehmen musste mindestens vier Mal zwischen 1984 und 1991 in Forbes Zeitschriften Ranking der 500 größten US-Konzerne in einer der Kategorien der Verkäufe, Vermögenswerte, Nettoeinkommen oder Marktkapitalisierung erscheinen, und seine Stammaktien hatten, um öffentlich auf einem US-Handel In der Periode mindestens vier aufeinanderfolgende Geschäftsjahre. Während dieser Screening-Prozess dazu tendiert, große Firmen zu bevorzugen und einige Ex-post-Überlebens-Bias zu verhängen, sind die Beschränkungen weniger P 7 3 w. Ta bl e 2 2 PC ha ra ct er ist tic s von s am pl ec om pa ni es 3 a D es cr ip tiv es ta tis s für rc om pa ni es qu al ify in gf oder th es am pl D. h. B e i n c lu de d, T o rb e rn u nd u n g e n u nd u nd u n g e n u nd u n g e n u n g e n u n g e n u n g e n e n 50 0 l ar ge st U. 2 pu bl ic co rp oder bei io ns in einem ny o f t er kan te rie s e rn. Ein ss et s, ne ti nc om e, oder m ar ke tc ap ita liz at io natl ea st ur ur ti m es e nd e n n 1 98 4 a nd 1 99 1. 2 3. In du st m m Em rs hi p In d st ri h SI C c e r F e rf ü r S pe rc en t In du rie SI C c e r F e rm e P r rc en t B 3 M in in g lo -1 4 9 1 3 A ir t ra ns po rt at io n 45 10 1 5 G ro un d an d w an w e rd e r sp or t 40 44, 4 41 14 2 2 V erbindungen 15-1 9 I 1 C Om m unic at io ns 48 24 3 2. Fo od a nd zu ba cc o 1, 2c L2 1 36 5 A u fn a h m e n u nd K o m m un iso n 48 6 2 Pa pe r 26 26 3 2 Pr in z e n d u n g e n d e n 27 13 2 U til it es 49 89 11 K o n isch e n 28 41 6 r F e lle in g 29 22 3 W o l sa Le tr ad e S3 51 21 3 R ubb ra nd p la st ics 30 9 1 R et a ll ra de 52 -5 9 50 6 St auf e, K a n d u nd g la s s 32 5 1 Pr im ar Ym et al s 33 12 2 W o ss le ld e s n d e s n e n n e n n e n n e n n e n n e n n e n e n e n e n e n e n e n e n e n e n e n e n e n e n e n e n e n e n e n e n e n e n e n " Ito ry in st itu tio ns 60 11 1 22 El ek e rk e rb e ite n 36 18 2 In su ra nc e 63 35 4 K o n ze rn u n g e n u n g e n e n 37 28 4 O th Er f in einem ci al 61 .- 62 .6 46 9 39 5 In st ru m en ts 38 17 2 Zu ys 39 2 0. 3 B ein ki ng a nd f in einem ce 60 -6 9 25 1 32 O Ertragung 22 -2 5, 31 11 1 Se rv ic es 7 89 27 3 M a ßu ng 29 0 37 P ZU TA L 19 2 10 0 2 ii E rw e rtun g V e rw e rtun g en von K om pa ni esen von y ea r 2 Va rien bl es 19 84 19 85 19 86 19 87 19 88 19 89 19 90 19 91 g B Sa m pl e si ze 72 6 74 6 75 7 77 8 77 0 74 7 72 1 70 4 q N et al 4 4 4 4 4 4 4 6 4 9 5 .1 5 .2 5 .1 3 Zu ta l als se Ts (s ta rt von ye ar) 7 .0 bn 7 .5 8 .3 8 .8 9 .0 1 0. 0 1 0. 4 1 0. 6 M arke t ca pi ta liz at io n (c Om m auf s zu ck. S ta rt von 2,2 bn 2 .1 2 .6 3 .0 3 .0 2 .9 3 .7 3 .3 g N et i nc om e 2 28 mm 2 08 2 11 2 20 2 78 2 50 2 17 1 61 h St ok kh ol de rs re tu rn (k o n d u n d u n g u n g u n g u n g u n g u n g u n g) 26 3 (w ei gh te d durch m ar ke t ca p i ta liz at io n) 5 26 17 3 10 23 - 7 22 6 So ur ce. C R SP (s to ck r et ur ns a nd m ar ke t ca pi ta liz at io n) und n a htlich (bei den r va ria bl). A ll A u fn a h m e A u fn a h m e D a c h lu n g u n g u n g u n g u n g u n g u n u n u n g 2 s 2 250 D. YrrmacklJournal qfFinancial Economics 39 (1945) 237 -269 als bei vergleichbaren Studien, die Paneldaten verwenden, noch erhebliche Unterschiede in den Merkmalen der 792 Quali - fizierungsunternehmen zulassen. Ich sammle Daten für jedes volle Geschäftsjahr, für das eine Aktiengesellschaft zwischen 1984 und 1991 gehandelt wurde, auch wenn es nicht für die Forbes-Ranking jedes Jahr qualifiziert. Das resultierende Panel hat 5.955 Beobachtungen mit jährlichen Stichprobengrößen zwischen 704 und 778. Das Jahr, in dem der letzte Monat des Geschäftsjahres liegt, bestimmt seine Platzierung in der Stichprobe. So erscheint ein Wirtschaftsjahr von Juni 1984 bis Mai 1985 als Beobachtung für 1985. In 26 Fällen, in denen 24 Unternehmen beteiligt waren, änderten Unternehmen ihre Geschäftsjahre, was zu Beobachtungen für Übergangszeiten führte, die nicht 12 Monate lang sind. In diesen Fällen werden Strömungsgrößen wie Verkäufe auf einen Zeitraum von 12 Monaten normalisiert. Die folgenden Ergebnisse sind unempfindlich gegenüber der Streichung dieser kleinen Gruppe von Beobachtungen. Bei der Berechnung von Aktienrenditen wird die Differenz ignoriert, wenn ein Geschäftsjahr nahe am, aber nicht genau am letzten Tag eines Monats endet. Jede Beobachtung enthält Informationen über CEO Entschädigung, Eigenkapitalbesitz, Alter und Besitz, sowie Unternehmen Aktienmarkt Performance und Jahresabschlussdaten. Börsendaten wurden vom Zentrum für Forschung in Sicherheitspreisen (CRSP) erhalten. Compustat provided financial statement data for most observations, and data were hand-collected for a small number of companies. Corporations proxy statements and 10-K forms provided data for compensation and stock ownership necessary information from these docu - ments was obtained for all but 28 of the 5,955 observations. Some firms engaged in vague or incomplete reporting of CEO compensation and stock ownership data and refused to clarify information when contacted by the author. A com - mon problem concerned reporting of stock option awards in three - or five-year totals which could not be disaggregated. Further, many companies reported stock option awards for periods slightly longer than one year (usually from the start of the prior year through the date of the proxy statement, two to three months past the end of the year). Unless evidence indicated otherwise, I assumed that all data reported in this manner related to the fiscal year embraced by the reporting period. As a result of these problems and occasional unreported items in financial statements, missing values occurred for approximately 4 of obser - vations used in the analysis. Table 2 presents the characteristics of all observa - tions, including mean levels of sales, assets, net income, market capitalization, and stock performance for each sample year, and also industry membership. 4. Estimation framework The following sections develop a framework for regression models of stock option awards. Section 4.1 discusses specification of the dependent variables, and Section 4.2 lists the explanatory variables. Section 4.3 motivates a Tobit D. YermackJournal of Financial Economics 39 (1995) 237-269 251 estimation approach. Section 4.4 describes a method for controlling for omitted - variable bias by using firm effects. 4. I. Specijcation of dependent variables Dependent variables in the models below are based on the Black-Scholes formula for valuing European call options, as modified by Merton (1973) to account for dividend payments: Award value N Pee(Z) - EemrT(Z - ofi), (2) where z In (PE) T (r - d 022) CiJT 1 (3) cumulative probability function for normal distribution, N number of shares covered by award, E exercise price, P price of underlying stock, T time to expiration, Y risk-free interest rate, d expected dividend rate over life of option, G expected stock return volatility over life of option. The Black-holes approach has limitations for executive stock options, since institutional restrictions limit executives ability to hedge or arbitrage their options values in the seondary market. For example, executive stock options are ordinarily inalienable, and executives cannot take short positions in their own firms stock. However, the Black-Scholes equation seems far more descrip - tive of options value than the approaches of some prior studies that examine the ex post paper gains earned by executives. Moreover, the Black-Scholes ap - proach has received implicit endorsements for executive stock options from the disclosure requirements promulgated by SEC (1992) and proposed by FASB (1993). To test agency-based theories of when firms use stock options to increase CEOs incentives, I follow the analytical framework of Jensen and Murphy (1990), estimating the pay-performance sensitivity generated by new awards of stock options. Jensen and Murphy define pay-performance sensitivity as the change in CEO wealth per dollar change in the wealth of stockholders. For a stock option award, an estimate of pay-performance sensitivity is available from the product of two terms: the Black-Scholes formulas partial derivative 252 D. YermacklJournal qf Financial Economics 39 (19951 237-269 with respect to stock price times the fraction of equity represented by the award: Pay-performanced shares represented by option award sensitivity shares outstanding at start qf year (4) where d a(Black-Scholes value) - drQ In (PE) T (r - d 02) 8P e ofi (5) 1 This quantity provides an estimme of the change in value of a CEOs stock option award for every dollar change in the value of a firms common equity. The partial derivative A is the well-known hedge ratio used in Black-Scholes applications. In addition to hypotheses based on incentive theories, I also test financial contracting hypotheses related to the mix of compensation between stock options and cash salaries and bonuses. For this purpose, I use the ratio of the Black-Scholes value of stock option awards divided by the cash value of salaries and bonuses. My estimates of the Black-Scholes parameters use the following assumptions: P price of the underlying stock at time of award. Before 1993, firms rarely reported the date of stock option awards, making it impossible to observe P. Therefore, I assume P equals E, the exercise price of the options, because firms almost universally set exercise price equal to current stock price (see, e. g. Murphy, 1985 Smith and Zimmerman, 1976). d ln(1 dividend rate), with dividend rate ordinarily defined as the last dividend paid during the fiscal year, multiplied by four, divided by the year-end stock price. When companies do not pay dividends quarterly, this variable is based on the sum of the entire years dividends. r ln(1 interest rate), where interest rate is defined as the yield on ten-year U. S. Treasury bonds during the last month of the fiscal year. T life of options (in years), set equal to the longest peririd for which options may be granted according to a firms most recently approved plan. If the maximum duration is not reported, I set the options life equal to ten years, the duration for an overwhelming majority of awards and the limit imposed by the IRS for options to receive favorable tax treatment (see Matsunaga, 1995). (r annualized volatility, estimated as the square root of the sample variance of daily logarithmic stock returns during the last 120 trading days of the fiscal year, multiplied by 254, the number of trading days in a typical year. I checked the importance of the choice of a 120-day estimation period by reestimating volatility using ten years (or 2,540 days) of trading data very little change occurred in regression estimates reported below. D. YermackJournal of Financial Economics 39 (1995) 237-269 253 I limit the valuation to new stock options, ignoring adjustments to existing options such as repricing and reload options4 I include schemes providing for stock appreciation rights. I do not include plans that impose serious restrictions before stock options become exercisable, such as requiring the company to meet performance goals. My measure of incentives from stock option awards is imperfect, because it focuses on the incentives provided by new awards without considering those incentives provided by options granted in prior years. Unfortunately, it is not possible to construct reliable estimates of the incentives from CEOs stocks of accumulated option awards instead of the flows of new awards, because until very recently, companies were required to disclose only the most limited data about options held and exercised by executives. Disclosure reforms promulgated by the SEC in late 1992 should allow investigators to begin assembling data about executives portfolios of options awarded after that date, eventually permitting more complete research into incentives from stock options and other complex pay instruments. Until that time, we must rely on inexact estimates of the incentives provided by prior stock option awards. The concluding section of this paper suggests one such estimate and shows that regression results based on it are qualitatively similar to those from the flow model of incentives analyzed in detail below. 4.2. Functional form of explanatory variables Table 3 lists the dependent and explanatory variables used in regression models and provides descriptive statistics. The principal explanatory variables are described in Section 2, while the dependent variables are defined in Section 4.1. The definitions of most variables are straightforward. In calculating the percentage of equity owned by the CEO, I exclude shares held contingently, such as previously awarded options, as well as those shares owned beneficially from which the CEO derives no economic benefit, such as those owned by a charitable foundation for which the CEO serves as a trustee. I calculate interest coverage as the ratio of income available for interest payments (Com - pustat item AFI) divided by interest expense (Compustat item XINT). If interest 4When a company has two or more CEOs during a year, I report data for the longest-serving CEO, although any stock option awards received by him may have occurred before his promotion into the CEO job. Deleting from the sample CEOs who do not serve full 12-month years (approximately 9 of the sample) results in very little change in regression estimates. Repricing of existing stock options appeared to be an insignificant problem within the data set. Only about 1.5 of the firms reported changing the terms of previously awarded options in a given year. This low incidence of repricing matches the results from a survey of approximately 1,000 companies in SEC (1993). When firms did reprice or otherwise adjust the terms of older stock options, they rarely described the events in clear detail. Ta bl e 3 D es cr ip tiv e s ta tis tic s fo r k ey v ar ia bl es D ep en de nt an d e xp la na to ry va ria bl es us ed to e st im at e T ob it m od el s o f C EO s to ck op tio n a w ar ds. T he s am pl e c on si st s o f 5 ,9 55 ob se rv at io ns fr om a pa ne l o f 7 92 co m pa ni es in a ll in du st ri es du ri ng th e 19 84 91 p er io d. A ll do lla r a m ou nt s a re e xp re ss ed in c on st an t 1 99 1 u ni ts. M is si ng St d. D ep en de nt va ria bl es Th eo ri es te st ed Fu nc tio na l fo rm va lu es M ea n M ed ia n de v. Pa y - pe rf or m an ce se ns iti vi ty A ge nc y - ba se d B la ck - S ch ol es pa rt ia l d er iv at iv e x 55 0 .5 9 0 .0 7 2 .4 4 of s to ck op tio n aw ar ds fr ac ti on of e qu ity re pr es en te d b y aw ar d pe r S lO C Kl ch an ge in s to ck ho ld er w ea lth R at io o f s to ck op tio n pa y to Fi na nc ia l c on tr ac tin g B la ck - ho le s va lu e o f o pt io n aw ar d 77 0. 42 1 0. 09 7 1. 36 2 ca sh sa la ry an d bo nu s ca sh sa la ry an d bo nu s c om pe ns at io n . In de pe nd en t va ria bl es Th eo ri es te st ed Fu nc tio na l fo rm C EO a ge C EO s to ck ow ne rs hi p H or iz on p ro bl em A lig nm en t o f i nc en tiv es Ye ar s Fr ac tio n of e qu ity h el d by C EO t hr ou gh di re ct st oc k o w ne rs hi p, ex cl ud es sh ar es he ld co nt in ge nt ly an d th os e f ro m w hi ch C EO d er iv es no e co no m ic be ne fit (e. g. c ha rit ab le tr us te es hi ps ) To bi n s Q G ro w th o pp or tu ni tie s R el at iv e no is e in ac co un tin g e ar ni ng s Le ve ra ge In te re st co ve ra ge Z er o di vi de nd du m m y v ar ia bl e Ta x lo ss ca rr y - fo rw ar d du m m y v ar ia bl e M on ito ri ng d iff ic ul ty Ag en cy co st s o f d eb t Fi na nc ia l r ep or tin g c os ts Li qu id ity V ar ia nc e o f a nn ua l c ha ng es in R O E va ria nc e o f a nn ua l s to ck re tu rn s B oo k va lu e of d eb t bo ok va lu e o f a ss et s O pe ra tin g i nc om e in te re st ex pe ns e 1 if fi rm n ot p ay in g di vi de nd s a t e nd o f y ea r Ta x m in im iz at io n 1 if fi rm h as n et o pe ra tin g l os s c ar ry - f or w ar d M is si ng St d. va lu es M ea n M ed ia n de v. (B oo k va lu e o f d eb t a nd p re fe rr ed st oc k m ar ke t v al ue o f c om m on st oc k) bo ok v al ue o f a ss et s 0 57 .4 38 58 6. 85 7 14 3 2. 41 0. 14 7. 53 0 1. 36 5 1. 10 1 0. 70 7 0 0 22 0 4 0. 32 3 0. 66 8 4. 64 8 0. 14 5 0. 09 4 0. 07 2 0. 88 4 0. 63 8 0. 21 2 3. 06 3 16 .2 10 0 0. 35 2 0 0. 29 I D. YermackJournal of Financial Economics 39 (1995) 237-269 255 expense is missing on the Compustat tape but long-term debt equals zero, I set interest expense equal to zero. For values of interest coverage above 50 or below - 50, including cases where the denominator equals zero, I follow Matsunaga et al. (1992) by truncating the ratio to lie between these two values. I include several additional variables in regressions to control for expected associations between stock option awards and other parameters. Many investi - gators have documented the influence of firm size on compensation policy I use the natural log of total assets to measure company size. I include firms current-year stock returns in regressions to capture any association between CEOs current performance and the value of contingent pay they receive. I use year dummy variables to control for any time-specific trends that may have influenced option awards. Finally, I include dummy variables for CEOs serving in their first and last years, since companies may consider life cycle effects when making CEO stock option awards. 4.3. Tobit estimation framework I rely on a Tobit model to analyze CEO stock option awards, because my main dependent variable has a mass point of observations at zero for the approximately 45 of company-years when firms award no CEO stock options. The Tobit specification assumes that an unobserved latent variable index determines the level of the dependent variable: Yir XirP Pir if Xi 0, 0 otherwise. (6) In the model below, yi, equals the incentives provided from stock options awarded to the CEO of firm i in year z, according to the definition of pay-performance sensitivity in Eqs. (4) and (5). The latent variable index, xirp, models the decision process of boards of directors in making stock option awards the regressions below estimate the 3 coefficients of this index. The Tobit functional form implies that observed values of stock option awards are censored at zero whenever the latent variable index plus the distur - bance term pir is negative. Censored values would indicate cases where boards of directors believed CEOs inventories of prior stock option awards provided sufficient or excessive incentives. This could occur if existing options moved so far into the money that CEOs became risk-averse to protect paper gains. The model of Haugen and Senbet (1981) accommodates such a case, requiring continuous up-and-down adjustment of option terms to maintain optimal incentives. Marcus (1982) presents a model with similar implications, noting that managers holding stock options might invest in projects which are too risky, instead of not risky enough, for stockholders preferences. See also Lambert, 256 D. YermacklJournal of Financial Economics 39 (1995) 237-269 Larcker, and Verrecchia (1991), who simulate changes in incentives from stock options as they move into and out of the money. 4.4. Con trolling for firm effects Many econometric studies risk encountering bias because of the possibility that omitted explanatory variables have significant influence upon the depen - dent variable. In studies of executive compensation, characteristics such as management skill and corporate governance effectiveness represent the types of variables which would be included in regressions if they could be observed and measured. Econometricians often control for omitted variables in a panel data setting by assuming they are correlated with other variables already in the model (see Chamberlain, 1984). Because this data set contains information for a panel of firms across eight years, I introduce firm effects to proxy for company - or CEO-specific characteristics that might influence the stock option award process. I estimate a correlated random effects panel Tobit model following Mundlak (1978). This approach amounts to a restricted version of nonlinear multivariate regression models implemented by Jakubson (1988) (Tobit) and Chamberlain (1984) (probit). Mundlak conjectures that within a panel of firms (indexed by i) across time (indexed by r), an association exists between the dependent variable, yit, and the matrix of regressors, Xir, Yir XirP ci Pir. (7) I model the firm-specific ci term as a correlated random effect, assuming that it can be represented as a linear combination of the average of the x, explanatory variables for each firm: Ci Xi8 Vi. (f4 The results reported below are outcomes of pooled Tobit maximum likeli - hood estimations, with correlated random effects included to control for firm - specific characteristics. Because of the high danger of serial correlation in the panel data setting, I calculate robust standard errors and T-statistics. 5. Results The following sections discuss estimates for both the pay-performance sensi - tivity of CEO stock option awards and the mix of CEO compensation between stock options and cash salaries and bonuses. Table 4 presents Tobit estimates for the model of the pay-performance sensitivity of stock option awards, with and without industry dummy variables included in the model. The results provide very little support for hypotheses that D. YermackJournal of Financial Economics 39 (1995) 237-269 251 Table 4 Tobit coefficient estimates: Incentives from CEO stock option awards Maximum likelihood estimates for a Tobit model of incentives provided by annual CEO stock option awards. T-statistics robust to serial correlation appear below each coefficient estimate. The first column presents estimates with two-digit SIC dummy variables included in the model the second column presents estimates with the industry dummy variables omitted. The sample consists of annual observations for 792 large U. S. corporations during the 198491 period. Definitions of the dependent and explanatory variables appear in Table 3. In addition to the explanatory variables listed in the table, the model includes variables to control for firm size and current-period stock return, dummy variables for CEOs serving in their first and last years, and dummy variables for years. Table 5 presents estimates for industry dummy variable coefficients, and Table 8 presents estimates for the additional control variables. The model also controls for omitted firm effects by using a random effects framework described in the text. Dependent variable: d shares in option award shares outstanding 1,000 d partial derivative of Black-Scholes option value with respect to stock price Variable Agency hypothesis Estimate Estimate CEO stock ownership CEO age Tobins Q Relative noise in ROE Financial leverage Zero-dividend dummy variable Tax loss carry-forward dummy variable Interest coverage Industry dummy variables Sample size Alignment of incentives (expect - ) Horizon problem (expect ) Growth opportunities (expect ) Monitoring difficulty (expect ) Agency costs of debt (expect - ) - 2.349 (0.89) 0.004 (0.24) - 0.329 (2.26) 0.232 (1.28) 1.331 (1.32) 1.234 (3.00) - 0.110 (0.41) 0.012 (1.72) Yes 5,743 Asterisks indicate significance at 5 () and 1 () levels. - 2.171 (0.82) 0.004 (0.23) - 0.286 (2.02) 0.299 (1.74) 1.360 (1.34) 1.218 (2.95) - 0.103 (0.37) 0.012 (1.76) No 5,143 companies award stock options in patterns designed to reduce expected agency costs. Of the five agency-related variables in Table 4, only one has a statistically significant coefficient estimate, and that estimate takes the opposite sign from the prediction of its associated hypothesis. Industry dummy variable estimates in Table 5 give some support to the conjecture that stock options are used less 258 D. YermackJournal c Financial Economics 39 (1995) 237 269 Table 5 Tobit coefficient estimates: Incentives from CEO stock option awards Maximum likelihood estimates for a Tobit model of incentives provided by annual CEO stock option awards. The sample consists of annual observations for 792 large U. S. corporations during the 1984-91 period. Standard errors robust to serial correlation appear with each coefficient estimate. Estimates below are for two-digit SIC dummy variables in the model described in Table 4. and the listing of industries is rank-ordered according to the magnitude of each estimate. The omitted dummy variable represented by the intercept is a group of manufacturing industries (SIC codes 22-25 and 31) not individually indentified in the model by the presence of a nonzero CEO stock option award each year. T-statistics are not displayed, since they would test the significance of each variable in relation to the omitted industry. Dependent variable: d shares in option award shares outstanding 1,000 LI partial derivative of BlackkScholes option value with respect to stock price Variables SIC code Estimate Std. error Intercept Industry dummy variables Utilities Construction Petroleum refining Fabricated metals Electrical equipment Insurance carriers Stone, clay and glass Other financial Wholesale trade Communications Transport equipment Rubber and plastics Industrial machinery Retail trade Depository institutions Airline transportation Rail, ground, and water transport Mining and extraction Primary metals Printing and publishing Paper Services Food Instruments Chemicals Toys Sample size - 0.174 0.961 49 15-19 29 34 36 63 32 61-62,64-69 5cL51 48 37 30 35 52-59 60 45 444,4647 l14 33 27 26 70-89 1,20-21 38 28 39 5,743 - 2.102 0.582 - 0.708 0.684 0.065 0.586 0.162 0.617 0.194 0.590 0.270 0.593 0.291 0.687 0.296 0.651 0.330 0.615 0.359 0.589 0.483 0.595 0.488 0.754 0.540 0.580 0.540 0.631 0.607 0.615 0.739 0.791 0.764 0.610 0.774 0.625 0.889 0.610 1.039 0.649 1.141 0.594 1.159 0.631 1.284 0.605 1.388 0.618 1.443 0.598 2.458 0.820 D. YermacklJournal of Financial Economics 39 (1995) 237-269 259 Table 6 Tobit coefficient estimates: Mix of stock option and cash compensation for CEOs Maximum likelihood estimates for a Tobit model of the mix of CEO compensation provided by stock option awards and cash salary and bonuses. T-statistics robust to serial correlation appear below each coefficient estimate. The first column presents estimates with the industry dummy variables omitted. The sample consists of annual observations for 792 large U. S. corporations during the 198491 period. Definitions of the dependent and explanatory variables appear in Table 3. In addition to the explanatory variables listed in the table, the model includes variables to control for firm size and current-period stock return, dummy variables for CEOs serving in their first and last years, and dummy variables for years. Table 8 presents estimates for the additional control variables. The model also controls for omitted firm effects by using a random effects framework described in the text. Dependent variable: Black-holes value of option award salary bonus Variable CEO stock ownership CEO age Tobins Q Relative noise in ROE Financial leverage Zero-dividend dummy variable Tax loss carry-forward dummy variable Interest coverage Industry dummy variables Sample size Financial contracting hypothesis Estimate Estimate - 1.288 (0.80) - 0.008 (1.02) 0.083 (0.72) 0.225 (1.61) - 0.761 (1.44) Liquidity constraints - 0.410 (expect ) (2.48) Tax minimization 0.206 (expect ) (0.65) Financial reporting costs - 0.004 (expect - ) (0.68) Yes 5,721 - 1.468 (0.85) - 0.008 (1.09) 0.095 (0.83) 0.341 (2.53) - 0.701 (1.33) 0.397 (2.34) 0.208 (0.64) - 0.004 (0.69) No 5,72 I Asterisks indicate significance at 5 () and 1 () levels. intensively in certain regulated industries, as the utility dummys coefficient has by far the lowest estimate. Table 6 presents Tobit estimates for the model of the ratio of stock option compensation over cash salary and bonus pay, again with and without industry dummy variables. Only one of Table 6s three variables associated with financial contracting hypotheses has statistical significance: The zero dividend dummy 260 D. YermackJournal of Financial Economics 39 (1995) 237 -269 variable intended to proxy for shortages of liquidity is positive as expected, suggesting that when liquidity is scarce, firms shift the mix of compensation toward stock options. Some investigators (e. g. Eaton and Rosen, 1983 Lewellen et al. 1987) prefer to study the mix of pay between cash and stock when testing agency-based theories of compensation. However, the results shown in Table 6 for a model of this type are also devoid of statistical significance. 5.1. Alignment of CEO wealth and stockholder returns I find that companies do not provide incentives from stock option awards in any significant association with the fraction of equity owned by CEOs: Table 4s coefficients on CEO stock ownership are negative, as expected, but have T-statistics less than one. This conclusion agrees with results in Lewellen et al. (1987), Kole (1993), and Matsunaga (1995), but it does not support the inverse association found by Mehran (1995). However, it is possible that CEOs receiving stock options systematically alter their direct stock ownership in response to company compensation decisions, thereby negating my underlying assumption that the stock ownership variable is exogenous. To analyze this problem, I study those CEOs who receive nonzero stock option awards and examine changes in their direct stock ownership in the year before receiving awards, the award year, and the following year. Results appear in Table 7. The data indicate no significant interyear changes in stock ownership transactions. The same result holds for the subsample of CEOs who receive zero stock options in the years before and after the nonzero award year. 5.2. Horizon problem of CEOs nearing retirement I find no evidence that corporations increase incentives by offering stock option awards as CEOs approach retirement, since Table 4s coefficients on the variable for CEO age are virtually zero. This result agrees with Eaton and Rosen (1983), who find no significant association, but runs counter to Lewellen et al. (1987), who find a positive and significant association. It is possible that corporations gradually award CEOs stock options so that accumulating inventories of previously awarded options will provide increasing incentives as retirement approaches. However, further analysis (not displayed) indicates no significant differences in the ownership of vested options or stock for CEOs between the ages of 58 and 65. 5.3. Nature of jirms assets I estimate a negative association between incentives provided by stock option awards and the presence of growth opportunities, as approximated by the value D. YermackfJoumal of Financial Economics 39 (1995) 237-269 261 Table 1 Changes in CEO stock ownership around year of option awards Mean changes in CEOs stock ownership measured as a percentage of their firms common equity. Figures include direct stock ownership only. The sample includes CEOs from a panel of 792 large U. S. corporations between 1984 and 1991. Changes are calculated from data in proxy statements (or similar documents) filed annually, shortly after the start of each companys fiscal year. Note that changes in stock ownership could occur because of vesting of shares previously owned contingently by CEOs, or because of the dilution or inflation of a CEOs ownership stake as a result of corporate transactions. The first line below presents data for all CEOs receiving stock option awards for whom sufficiently long time-series data exists to calculate stock ownership changes in both the year before and year after the award year. Since this requires two trailing years and one following year of stock ownership data, the analysis is restricted to CEOs receiving stock option awards between 1986 and 1990 who were in office for at least two years prior to and one year following the award. The second line presents data for the subset of this group who received no stock option awards in either the year before or year after the award year. In all cases the median change in stock ownership is zero. Previous year Award year Following year All CEOs receiving stock option awards, 19861990 Number in sample Mean ownership change T-statistic for significance vs. prior years change 1,486 1,486 1,486 - 0.053 - 0.011 - 0.014 0.60 0.08 All CEOs receiving stock option awards, I986-I990, and receiving zero award in previous year and following year Number in sample 122 122 122 Mean ownership change - 0.003 0.119 0.009 T-statistic for significance vs. prior years change 0.15 0.43 of Tobins Q. This result, which runs counter to the prediction that companies with growth opportunities will use more stock-based incentives, accords with the surprising findings of Bizjak et al. (1993) but contradicts a line of other studies that estimate a positive association (see Table 1). It appears difficult to reconcile these results, although the specification of the dependent variable seems to be important: Of the studies listed, only my model and that used by Bizjak et al. rely on estimates of the sensitivity of CEO wealth to changes in firm value. Smith and Watts (1992), Gaver and Gaver (1993), and Kole (1993) all use binary (0,l) variables to indicate the presence of stock option plans. Lewellen et al. (1987) use the value of executives ex post paper gains on option awards, Matsunaga (1995) uses the value of stock option awards, and Mehran (1995) uses the mix of pay between equity-based plans (predominantly stock options) and other sources. Collectively, these studies results suggest that firms with growth opportunities provide higher levels of CEO compensation, 262 D. YermackJJournal of Financial Economics 39 (1995) 237 -269 perhaps to attract managers with more talent, but that the value of compensa - tion for these managers is relatively insensitive to subsequent performance. My use of a market-to-book value ratio as a proxy for growth opportunities is similar to the approach of most prior studies. To check whether some other variable might indicate a positive association between growth opportunities and stock option incentives, I reestimate the model in Table 4 using the ratio of RD spending to total assets as a proxy for the presence of growth opportuni - ties. RD information is available from Compustat for approximately one-third of sample observations. The estimate for this variable is virtually zero. I con - clude that no evidence supports the hypothesis that firms with valuable growth opportunities use stock options to provide more incentives to CEOs. 5.4. Noisiness of accounting data Limited evidence suggests that firms provide greater incentives from stock options when accounting earnings contain a large amount of noise relative to stock returns. To test this theory, I rely on the ratio of the time-series variance of changes in return on equity (ROE) over the time-series variance of stock returns, a variable based on the model of Lambert and Larcker (1987). In the model that includes industry dummy variables, I estimate a positive coefficient As expected but with significance at only the 20 level. When industry dummy variables are excluded, this estimate rises slightly and becomes significant at the 9 level. The findings change little after reestimating the model using only the variance of changes in ROE, instead of the ratio of this variance over the variance of stock returns. My weak results do not support those of Eaton and Rosen (1983) and Lewellen et al. (1987), both of which estimate significantly positive coefficients when they measure monitoring difficulty with the time-series variance of stock returns. However, their results may be linked to the use of ex post paper gains on stock option awards as the dependent variable, since companies with the greatest variances of stock returns should also experience the greatest ex post increases in equity value, regardless of monitoring considerations. 5.5. Agency costs of debt I find no significant association between financial leverage and incentives from stock option awards, despite the prediction of a negative relation in John and John (1993), and counter to positive finding of Lewellen et al. (1987). I check the importance of book values in my debtassets ratio by reestimating the model using the market value of common equity in the denominator. The estimate remains insignificant. Dropping the models interest coverage variable because of the danger of multicollinearity leads to almost no change in the leverage variables estimates or their significance. D. YennacklJournal of Financial Economics 39 (1995) 237-269 263 5.6. Incentives in regulated industries Alone among the variables associated with agency-related hypotheses, certain industry dummy variables have estimated coefficients in line with theory. Smith and Watts (1992) and earlier writers conjecture that mangers in utility and financial industries receive lower compensation incentives. Table 5s dummy variable for utility companies (SIC 49) has a negative estimate that lies almost three standard errors from the next-lowest industry. Estimates for insurance carriers (SIC 63) and other financial companies (SIC 61-62 and 64-69) also rank among those indicating lower stock option incentives. However, the estimate for banks and other depository institutions (SIC 60) lies near the midpoint of all industries. 5.7. Liquidity constraints The significantly negative estimate in Table 6 for the dummy variable indicat - ing nonpayment of dividends provides evevence that companies facing internal liquidity constraints shift CEO compensation from cash salaries and bonuses toward stock options. Given the average value of the dependent variable of 0.421 (see Table 3), the coefficient estimates of approximately 0.4 imply that the ratio of stock options to cash compensation almost doubles in firms paying zero dividends. Managers ability to eliminate dividend payments and thus increase the value of their stock options clouds the interpretation of this result. Lambert, Lanen, and Larcker (1989) and DeFusco, Zorn, and Johnson (1991) have produced studies reaching opposite conclusions on whether managers systematically behave in this way. However, managers reductions of dividends in response to option awards does not appear to explain the entire magnitude of the shift in compensation from cash toward stock options in zero-dividend firms. Simula - tions of changes in the value of typical CEO stock options (not displayed) imply increases of about 60 when dividend rates are reduced from 3 (a typical recent average) to zero. However, a 60 rise in option values does not account for the regression estimate of close to a 100 rise in the ratio of option to cash compensation when firms pay zero dividends. 5.8. Tax reduction Evidence from the model does not support corporate tax reduction as an explanation for the mix of CEO pay between stock options and cash salaries and bonuses. Firms with tax loss carry-forwards are expected to award more options, since they are likely to obtain the lowest marginal tax deductions from cash compensation. The dummy variable for the presence of a tax loss carry - forward has positive coefficient estimates, as expected, but with low T-statistics. 264 D. YermacklJournal of Financial Economics 39 (1995) 237 269 Matsunaga (1995) notes that the tax advantages of executive stock options are lower when the options are awarded in the form of stock appreciation rights (SARs), which pay executives the difference between the exercise price and stock price at the time of exercise. I reestimate the model taking into account only awards under stock option plans that do not permit SARs. In this specification, the coefficient for the tax loss carry-forward variable moves even closer to zero and remains insignificant. 5.9. Earnings management I find no evidence that earnings management plays a role in corporations use of CEO stock options. The interest coverage variable used as a proxy for the costs of reporting low accounting earnings has negative coefficient estimates, but with T-statistics below 0.7. The estimates change very little when the financial leverage variable is dropped from the model as a check for multicollinearity. Matsunaga (1995) finds some evidence that earnings management influences stock option awards. He assumes that the return on assets (ROA) follows a random walk with drift. Estimates for some (but not all) of his models indicate that firms are more likely to award a larger value of stock options per employee when ROA falls below its target level. I attempt to reproduce these results by assuming that ROA follows a random walk (but without drift, due to data limitations). When I reestimate the model, I include the one-year change in ROA as a regressor and decompose this variable into two pieces based on whether it is greater or less than zero. Neither variables estimates come close to having significance. 5.10. Other variables I include in both Tobit models variables expected to influence the compensa - tion process based on the findings of prior research: firm size, current firm performance, and dummy variables for CEOs serving in their first and last years. Table 8 presents coefficient estimates for these variables in both models. CEO life cycle considerations appear to be important in determining patterns of stock option awards. New CEOs receive especially large awards. This result supports a conjecture that lower-level executives receive less incentive compen - sation, since their decisions have less impact on firm value. Upon promotion to CEO, these executives receive incentives from a relatively low inventory of previously granted stock options (for CEOs recruited from outside, this inven - tory would be zero), and boards of directors might therefore make large option awards in CEOs first years. Exiting CEOs receive abnormally low levels of stock option awards. This suggests that boards pay relatively little long-term compensation to executives scheduled to leave their firms. Such a practice, however, would be at odds with D. YermacklJournal of Financial Economics 39 (I 995) 23 7--269 265 Table 8 Tobit coefficient estimates: Other variables Maximum likelihood estimates for Tobit models of annual CEO stock option awards. First-column estimates correspond to the model of incentives from stock option awards, for which other estimates appear in Tables 4 and 5. Second-column estimates correspond to the model of the mix of CEO compensation between stock options and cash salaries and bonuses, for which other estimates appear in Table 6. T-statistics robust to serial correlation appear below each coefficient estimate. The sample consists of annual observations for 792 large U. S. corporations during the 198491 period. Definitions of the dependent and explanatory variables appear in Table 3. In addition to the explanatory variables listed in the table, the model includes variables for CEO stock ownership, CEO age, Tobins Q, the relative noisiness of accounting earning, leverage, interest coverage, and dummy variables for the nonpayment of dividents, tax loss carry-forwards, CEOs serving in their first and last years, two-digit SIC industries, and years. The model also controls for omitted firm effects by using a random effects framework described in the text. Dependent d shares in option award Black-Scholes value of option award variables: shares outstanding 1,000, salary bonus d partial derivative of Black-Scholes option value with respect to stock price Variable Estimate Log(total assets) 0.269 (0.96) Current-year stock - 0.045 return (0.14) New CEO dummy 0.738 variable (3.02) Departing CEO dummy - 0.879 variable (3.69) Sample size 5,743 ---. Asterisks indicate significance at 5 () and 1 () levels. Estimate 0.448 (1.88) 0.222 (1.97) 0.347 (2.88) - 0.601 (4.11) 572 I proposed solutions to the horizon problem of CEOs reducing capital spending as retirement nears. Estimates for firm size provide weak evidence of greater use of stock options by larger companies. This may occur as firm size increases because boards have more difficulty monitoring managerial performance directly, and also because larger firms are more willing to incur the fixed administrative costs of implemen - ting sophisticated compensation plans. Current firm performance appears to lead to a shift in CEO pay from cash salaries and bonuses and toward options. While the result is significant, the estimated coefficient has only a small magnitude for the average CEO with a ratio of option to cash pay of 0.421, the estimate of 0.222 implies that a firm earning a 50 stock return (usually a very good year) would increase the ratio of option-to-cash pay to 0.532, an insubstantial change. The association between 266 D. YermacklJournal cfFinancia1 Economics 39 (1995) 237 269 current performance and incentives from new stock option awards is virtually zero. 6. Discussion and conclusions In their comprehensive examination of CEO pay, Jensen and Murphy (1990) conclude that a general absence of management incentives characterizes most CEO compensation contracts, and that observed compensation patterns are inconsistent with the implications of formal agency models of optimal contract - ing. The findings of my study are similar in spirit. After collecting information about stock option awards for nearly 6,000 CEO-years and estimating a variety of econometric models, I conclude that six of nine leading compensation theories are not supported by the data, and one of these six is directly contradic - ted. The three theories that are supported are subject to qualification. Among regulated industries, utilities appear to provide lower CEO incentives through stock options, but banks rank in the middle of the pack. Companies tend to provide greater incentives from stock options when accounting earnings contain large amounts of noise however, the effect is statistically significant only at marginal levels and is not robust to controls for interindustry variation. Liquid - ity-constrained firms appear to provide a greater fraction of CEO compensation from stock options, but the result may be partly due to managers incentives to reduce dividends when they hold options. It is possible that faulty data definitions or analysis account for my weak results. However, this study has advantages over prior research because of its large and recent sample, the use of the Black-holes valuation approach, the controls for omitted firm effects, and the use of the Tobit maximum likelihood framework to take account of the truncated distribution of award values. Moreover, I test the sensitivity of numerous results to variable definitions by reestimating the basic models with other candidate explanatory variables. One lingering criticism of the research design is its reliance on a flow rather than stock measure of CEO incentives from stock option awards. As noted above, data limitations preclude the construction of accurate measures of the incentives from previously awarded stock options. However, an approximate measure of these incentives could come from the size of a CEOs option holdings as a fraction of a companys total shares outstanding. I construct this variable by dividing vested option holdings for each CEO (the only quantity reported by most companies prior to 1993) by the number of shares outstanding at the start of each year. I repeat the analysis of agency-based contracting hypotheses by estimating a Tobit model identical to that in Table 4. Results of this stock analysis, displayed in Table 9, are qualitatively similar to those for the flow analysis of incentives from annual stock option awards. Of the five agency-based theories examined in Table 4, only one is supported by the new model: CEOs D. YermackJournal of Financial Economics 39 (1995) 237-269 267 Table 9 Tobit coefficient estimates: Incentives from previously awarded CEO stock options Maximum likelihood estimates for a Tobit model of incentives provided by CEOs portfolios of stock options. T-statistics robust to serial correlation appear below each coefficient estimate. The first column presents estimates with two-digit SIC dummy variables included in the model the second column presents estimates with the industry dummy variables omitted. The sample consists of annual observations for 792 large U. S. corporations during the 1984-91 period. Definitions of the dependent and explanatory variables appear in Table 3. In addition to the explanatory variables listed in the table, the model includes variables to control for firm size and current-period stock return, dummy variables for CEOs serving in their first and last years, and dummy variables for years. The model also controls for omitted firm effects by using a random effects framework described in the text. Dependent variable: vested options held by CEO shares outstanding 1,000 Variable CEO stock ownership () CEO age Tobins Q Relative noise in ROE Financial leverage Zero-dividend dummy variable Tax loss carry-forward dummy variable Interest coverage Industry dummy variables Sample size Agency hypothesis Alignment of incentives (expect - ) Horizon problem (expect ) Growth opportunities (expect ) Monitoring difficulty (expect ) Agency costs of debt (expect - ) Estimate Estimate - 22.389 (2.93) - 0.003 (0.09) - 0.429 (1.10) 0.598 (1.73) 2.299 (1.20) - 1.520 (2.31) 0.093 (0.10) 0.023 (0.91) Yes 5,143 - 21.770 (2.87) - 0.004 (0.16) - 0.363 (0.95) 0.870 (2.89) 2.292 (1.20) - 1.526 (2.32) 0.167 (0.17) 0.022 (0.86) No 5,743 Asterisks indicate significance at 5 () and I () levels. inventories of options awarded in prior years are negatively associated with the size of their direct stock holdings, as predicted. Coefficients testing the other four agency hypotheses of option awards are not statistically significant in the stock model. The results of this alternative model should be interpreted with caution, since the proxy for the stock of option-based incentives does not take into account the exercise prices or expiration dates of existing options, nor does it include 268 D. YermackJournal qf Financial Economics 39 (I 995) 23 7 269 options that have not yet become exercisable. However, the findings do little to change the main conclusion of this paper, that patterns of CEO stock option awards appear to have little association with the main predictions of compensa - tion theory. References Berle, Adolf A. Jr. and Gardiner C. Means, 1932, The modern corporation and private property (Macmillan, New York, NY). Bizjak, John M. James A. Brickley, and Jeffrey L. Coles, 1993, Stock-based incentive compensation and investment behavior, Journal of Accounting and Economics 16,349-372. 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S. public corporations between 1984 and 1991. Using a Black-Scholes approach, I test whether stock options performance incentives have significant associations with explanatory variables related to agency cost reduction. Further tests examine whether the mix of compensation between stock options and cash pay can be explained by corporate liquidity, tax status, or earnings management. Results indicate that few agency or financial contracting theories have explanatory power for patterns of CEO stock option awards. Executive compensation Stock options Agency Incentives JEL classification This paper is based on Chapter 2 of my Harvard University Ph. D. dissertation. Copyright 1995 Published by Elsevier B. V.