ترجمه تخصصی CEO و سازمان
در مجموع، این آمارها نشان می دهند که CEO های کهنه کار، تعداد زیادی از سهام شرکت و خیارهای «خرید و فروش» را در دست دارند. ساختار پرداخت حقوق جاری برای اختصاص وزن بیشتر به حقوق نقدی نسبت به حقوق دارایی ویژه، طراحی شده است. این یافته ها با این روایت همخوانی دارند که CEO های فصلی، سبدهای غیرمتنوع را در دست دارند و کمیته های پرداخت حقوق، ساختار پرداخت برای این مدیران اجرایی را به گونه ای طراحی می کنند که قرارگیری آنها در معرض ریسک ایدیوسنکراتیک را محدود کند.
2.5. نتایج فرضیه های قرارداد کارآمد و رانت جویی (H1a و H1b)
جدول 4، نتایج آزمون فرضیه های H1a و H1b را گزارش می دهد. دو ستون اول جدول 4، نتایجی را نشان می دهد که در آنها مدت تصدی طولانی، بیشتر از 7 سال تعریف شده است و دو ستون بعدی، برای خدمت درازمدت بیشتر از 8 سال می باشد. همه مقادیر p براساس خطاهای استاندارد تعدیل شده با White (وایت، 1980) برای رفع اثر ناهمگنی واریانس بر سطح معناداری می باشند.
برای هر دو تعریف مدت تصدی طولانی مدت، ضریب روی INDC β3
با مقدار p
کمتر از 0.0001
، مثبت و معنادار است. هنگامی که تعریف مدت تصدی طولانی بیشتر از 7 سال باشد، ضریب روی INCLT β4
منفی است اما معنادار نیست. اما، هنگامی که مدت تصدی طولانی بالاتر از 8 سال تعریف شود، ضریب روی INCLT
، منفی و معنادار (p<0.0142
) است. این برخلاف ضرایب برروی INDC
که مثبت و معنادار با مقدار p<.0001 است، می باشد. حاصلجمع ضرایب برروی آزمون های INDC و INCLT (β3+β4
)، حساسیت حقوق نقدی CEO
ها به DC
های مقدار مثبت را آزمون می کند. صرفنظر از تعریف تصدی درازمدت (بیشتر از 7 یا 8 سال)، ضرایب β3+β4=0
را نمی توان رد کرد.
هنگامی که تصدی درازمدت بیشتر از 7 سال تعریف شود، ضریب برروی DC های مقدار منفی (DEDC)، β5
با مقدار p=0.0035، منفی و معنادار است و ضریب روی DDCLT، β6
، معنادار نیست، اما مثبت است. حاصلجمع ضرایب β5+β6=0
را نمی توان رد کرد. بطور مشابه، هنگامی که تصدی درازمدت به صورت بیشتر از 8 سال تعریف شود، ضریب روی DEDC، یعنی β5 منفی و معنادار با p=0.028 است درحالی که ضریب روی DDCLT، β6، مثبت است. مثل قبل، حاصلجمع ضرایب β5+β6=0 را نمی توان رد کرد.
این نتایج مشخص است که فرضیه رانت جویی ، H1a برای CEO های تصدی طولانی را تایید نمی کنند، وقتی که پرداخت حقوق نقدی باید در برابر اثرات DC های مقدار منفی اما جریان مقادیر مثبت گذرنده از پرداخت حقوق نقدی، محافظت شود. برعکس، اینها با این فرضیه جایگزین مطابقت دارند که طراحی پرداخت حقوق نقدی برای CEO های تصدی طولانی به اندازه برابر به هر دوی تصمیمات خروج مقدار مثبت و مقدار منفی، حساس نیست. این نتیجه بیان می کند که ساختار پرداخت حقوق برای مدیران اجرایی فصلی برای متوازن سازی قرارگیری در معرض ریسک ناشی از پرداخت حقوق مبتنی بر دارایی ویژه با افزایش مولفه میزان حقوق، طراحی می شود.
همانگونه که انتظار می رفت، پارامتر برآورد شده برروی متغیر ساختگی برای CEO های تصدی طولانی (LT)، مثبت و معنادار است و نشان می دهد که این مدیران اجرایی، حقوق نقدی بیشتری دریافت می کنند. ضریب برآورد شده برروی محدودیت نقدی (CASHAT) منفی و معنادار است و ضریب برآورد شده بر نرخ رشد برای R&D (GR_RD)، مثبت و معنادار است. ضریب SDS منفی و معنادار است. صرفنظر از تعریف تصدی طولانی، ضریب متغیر ساختگی (PODC) مثبت و معنی دار است و نشان دهنده آن است که حقوق نقدی CEO برای شرکت هایی که DC های ارزش مثبت گزارش می دهند، نسبت به بقیه بیشتر است. برآورد پارامتری برروی NGDC، معنادار نیست و گویای آن است که تفاوتی در پرداخت نقدی بین شرکت های گزارش دهنده DC های ارزش منفی و بدون آن گزارش ها، وجود ندارد. همچنین این مدل شامل «بازده سهام» (RET) و معیار ساختار سرمایه (CAP) می باشند که می دانیم با پرداخت نقدی همبستگی دارند (برای مثال، کومپریکس و مولر 3، 2006؛ دورو و همکاران، 2002؛ ینسن و مکلینگ، 1976؛ لیئونه و همکاران، 2006). صرفنظر از انواع تعاریف تصدی طولانی و تصریح مدل، ضرایب برآورد شده بر RET و CAP مثبت و معنادار هستند.
در نتیجه، نتایج گزارش شده در جدول 4، قویاً فرضیه جایگزین H1b را تایید می کنند. برای تاکید بیشتر بر تایید H1b، من محدودیت های داده ای را از شرکت های دارای حداقل 4 سال مشاهده به 3 سال تغییر دادم، تا تعداد مشاهدات شرکت-سال را افزایش دهم و مجدداً مدل 1 را برآورد کنم. این نمونه 964 شرکت-سال دارد. نتایج را در جدول 5 برای این تصریح جایگزین ارائه می دهم. یافته ها با یافته های گزارش شده در جدول 4 بسیار مشابه هستند و قویاً تاکید می کنند که حقوق نقدی از اثر DC های ارزش منفی و ارزش مثبت برای CEO های تصدی طولانی، محافظت می شود. ضرایب روی INDC β3 مثبت و معنادار با ضریب p کمتر از 0001/0 در هر دو ستون اول و دوم جدول 5 می باشند. ضرایب INCLT β4
، منفی و معنادار هستند و حاصلجمع ضرایب نمی توانند β3+β4=0 را رد کنند. ضرایب روی DEDC β5
منفی و معنادار با مقادیر به ترتیب 0.0099
و 0.0084
می باشند. ضرایب روی DDCLT β6
غیرمعنادار اما مثبت هستند. حاصلجمع ضرایب نمی توانند در هر دو ستون، β5+β6=0 را رد کنند. بنابراین، این نتایج شواهد قانع کننده برای تایید فرضیه جایگزین برای CEO های تصدی طولانی تعریف شده به میزان بیش از 7 یا 8 سال خدمت، حاصل می کنند. پرواضح است که داستان رانت جویی را تایید نمی کند. جالب اینکه، همچنین نتایج ما نشان می دهند که DC های ارزش منفی، در حقوق نقدی برای CEO های کم تجربه تر، جاری می شوند. در این حالت، ضریب برآورد شده منفی است، اما ارزش DC ها، منفی است. این به معنای آن است که پرداخت نقدی برای مدیران اجرایی تصدی کوتاه افزایش می یابد هنگامی که آنها DC های ارزش منفی را گزارش دهند.
مطالعات قبلی نشان می دهند که حقوق نقدی CEO رابطه نامتقارن با مولفه های ارزش مثبت و ارزش منفی درآمد یا سود دارند (کامپریکس و مولر، 3، 2006؛ گاور و گاور، 1998). اما، نتایج من براساس DC نشان می دهند که با افزایش مدت تصدی یک مدیر اجرایی، کمیته پرداخت حقوق، طراحی پرداخت حقوق نقدی CEO را با حذف رابطه نامتقارن با مقادیر ارزش مثبت یا منفی، تغییر می دهند. دی شو و همکاران (1994) از ساختار دهی مجدد مخارج (charges) استفاده می کنند تا نتایج مشابهی برای مولفه مقدار منفی سودها برای CEO های تصدی طولانی، نشان دهند. ادات و همکاران (2003) همچنین ساختار بندی مجدد مخارج را تحلیل می کنند و نشان می دهند که CEO های تصدی طولانی کاملاً از اثرات منفی، محافظت می شوند. اما، این فقط زمانی واقعیت دارد که سازماندهی مجدد را در دو سال قبل انجام نداده باشند، در غیراینصورت، به صورت جزئی یا پاره های، حمایت می شود. سازمان دهی مجدد مخارج به تعداد بیشتر نسبت به DC ها رخ می دهند و عموماً به عنوان DC در نظر گرفته نمی شوند، مگر اینکه قسمتی از عملیات سرمایه برداری شده (divested) باشند. بنابراین، تفاوت بین نتایج من و نتایج ادات و همکاران (2003) را می توان با تفاوت در مشخصات DC ها توجیه نمود.
3.5. آماره های توصیفی برای فرضیه H2
تابلوی الف جدول 6، آماره های توصیفی معیارهای عملکرد میانگین سه ساله را نشان می دهد. تابلوی بالا برای CEO های کم تجربه تر و تابلوی پایین برای CEO های تصدی طولانی می باشد. CEO های تصدی طولانی تر، نسبت بزرگتری از مشاهدات هنگام استفاده از داده های سری زمانی مدت طولانی تر را تشکیل می دهند. به صورت جدولی نشان داده نشده اند، اما میانگین (میانه) طول مدت تصدی CEO ها در این نمونه بیشتر از 10 (9) سال است، میانگین (میانه) عمر شرکت حدود 20 (22) سال است. میانگین ها و میانه سه ساله همه متغیرهای عملکردی قبل و بعد از تصمیمات، برای هر دوی مدیران اجرایی کم تجربه و فصلی، بسیار مشابه بود. اما، هنگامی که تفاوت بین قبل و بعد محاسبه می شود، مقداری تغییرات بین CEO های تصدی طولانی و همتایانشان، پدیدار می شود. این موضوع در تابلوی B جدول 6 نشان داده شده است. تفاضل میانگین برای کیوی توبین (DIFTQ) برای CEO های کم تجربه تر نسبت به مدیران اجرایی فصلی کمتر است و برای بازده دارایی بیشتر است. تفاوت معنادار در مقادیر ROA بین این مدیران اجرایی وجود ندارد. برای شرکت های دارای CEO های تصدی طولانی نسبت به مدیران کم تجربه تر، ROS بزرگتر است و انحراف معیار ROA کمتر است.
4.5. نتایج پس از عملکرد H2
جدول 7، نتایج رگرسیون های حداقل مربعات عادی با استفاده از مدل های اثر ثابت سال و صنعت را نشان می دهد. در این سری زمانی طولانی مدت تر، میانگین تصدی CEO حدود 10 سال است. بنابراین، تصدی طولانی را به صورت بیش از 10 سال خدمت، تعریف می کنم. هر کدام از سه معیار عملکردی در ردیف بالایی، نشان داده شده اند. اگر پسا عملکرد (post performance) برای CEO های تصدی طولانی بهتر باشد، ضریب مدیران اجرایی فصلی (LT) در تابلوی A مثبت خواهد بود. اگر افزایش تعداد گزارش های DC ها بعد از 2002 ، تفاوت بیشتری در عملکرد قبل و بعد از انتساب ایجاد کند، ضرایب POSTLT در تابلوی B معنادار خواهد بود. این بار نیز، همه مقادیر p براساس خطاهای استاندارد تنظیم شده وایت (وایت، 1980) برای برآورد اثر ناهمگنی واریانس بر سطح معنادار می باشند.
تابلوی بالایی A نشان می دهد که ضریب LT مثبت معنادار با مقادیر p برابر با 0013/0 و 0010/0 برای بترتیب ROA (DIFROA) و کیوی توبین (DIFTQ)، می باشد. این ضریب در این مدل برای بازده دارایی (DIFASTUN) منفی اما معنادار است. تعدادی تفاوت نتایج بوجود می آید هنگامی که متغیرهای مرتبط با دوره پس از مقررات در مدل ارائه شده در تابلوی B، شامل می کنیم. ضریب LT برای هر سه معیارهای عملکردی، ROA (DIFROA)، کیوی توبین (DIFTQ) و بازده دارایی (DIFASTUN) با مقادیر p به ترتیب 0001/0، 0005/0 و 0282/0، مثبت و معنادار است. ضریب POST نیز در مدل های ROA (DIFROA) و بازده دارایی (DIFASTUN) با مقادیر بترتیب 0030/0 و بزرگتر از 0001/0، مثبت و معنادار است. برای کیوی توبین (DIFTQ)، این ضریب معنادار نیست. در آخر، ضرایب عبارت اثر متقابل، POSTLT معنادار اما منفی است. ضریب POSTLT مدل مربوط به ROA مقدار p برابر با 0027/0 دارد، در تصریح برای کیوی توبین 0063/0 است و در مدل بازده دارایی، 0022/0 می باشد. بزرگی ضریب برروی POSTLT نسبت به POST در مدل های ROA و کیوی توبین، بیشتر است اما در مدل بازده دارایی، کمتر است.
در مجموع، این نتایج بیان می کنند که تصمیم های انتساب (disposal) گرفته شده توسط CEO های تصدی طولانی همیشه بهبود عملکرد شرکت توسط مدیران اجرایی کم تجربه تر، سنجش شده بوسیله ROA و کیوی توبین را حاصل می کنند. این یافته قویاً فرضیه H2 ما را تایید می کند. همچنین این تحلیل آشکار می کند که تاثیر معنادار تغییر استاندارد حسابداری (SFAS No 144) بر عملکرد CEO های کهنه کار وجود دارد. بعد از تغییرات قانون گذاری، بهبود عملکرد برای تنزل مدیران تصدی طولانی، تنزل پیدا می کند. ضریب POSTLT برای هر سه معیار عملکردی، منفی است. برای مثال، مقادیر کلی ROA و بازده دارایی بعد از پیاده سازی SFAS No. 144 در 2002، بهبود می یابد. اما، ضریب منفی POSTLT نشان می دهند که عملکرد CEO های تصدی طولانی کمتر از مدیران کم تجربه تر می باشد. این امکان وجود دارد که افزایش سریع گزارش های DC ها، عملکرد تصمیمات خروج صورت گرفته توسط مدیران اجرایی تصدی طولانی بعد از تغییرات مقررات را تغییر می دهد. این CEO ها ممکن است به دقت انتخاب کرده باشند که کدام disposal ها را مثل DC های قبلی، گزارش دهند. اما این نوع انتخاب اختیاری ممکن است بعد از پیاده سازی SFAS No.144 دشوارتر شود. یا واحدهای خروجی که به اندازه کافی برای گزارش قبل قابل توجه نبودند، اکنون جداگانه به عنوان DC ها ثبت می شوند و در نتیجه تغییر ظاهری و مشهود در عملکرد پسین (پسا عملکرد) تصمیمات گرفته شده توسط CEO های کهنه کار بعد از تغییر، بوجود می آید. این سوال جالبی است، اما خارج از حیطه پژوهش فعلی است.
5.5. تحلیل های حساسیت
چندین تحلیل حساسیت انجام می دهیم، مدل 1 را به استثنای متغیر ساختگی برای CEO های تصدی طولانی انجام می دهیم تا اثر این متغیر بر آزمون فرضیه را ارزیابی کنیم. نتایج اصلی، بدون تغییر باقی می مانند.
بخاطر اینکه اندازه شرکت اغلب با پرداخت حقوق نقدی همبستگی داده می شود، همچنین یک پروکسی یا نماینده برای اندازه شرکت در مدل 1، وارد می کنیم. ضریب این متغیر، مثبت معنادار است و ضریب DC منفی (DEDC) نیز غیرمعنادار می شود. اما، ضریب این متغیر برای CEO های تصدی طولانی ثابت باقی می ماند. این تغییر جزئی نشان می دهد که مثل گذشته، رابطه نامتقارن بین DC های مقدار منفی و مقدار مثبت با پرداخت حقوق نقدی برای CEO های تصدی طولانی صدق نمی کند. اما، برای مدیران اجرایی کم تجربه، پرداخت حقوق نقدی از اثر DC های مقدار منفی محافظت می شود، اگرچه اثر عملیات های ناپیوسته ارزش مثبت به پرداخت حقوق نقدی می رود. بنابراین، بعد از شامل کردن متغیر اندازه، نتایج ما برای مدیر کم تجربه تر، با یافته های قبلی همخوانی دارد.
پژوهش های قبلی بیان می کنند که CEO های نزدیک به بازنشستگی نگرانی شغلی ضعیف دارند و بنابراین، نیاز به قراردادهای مشوق قوی تر برای رفع این مسئله دارند (دیشوف، 2006؛ دیشوف و همکاران، 1994؛ گیبونز و مورفی، 1992). استدلال می کنیم که مدیران اجرایی کهنه کار نیز نگرانی شغلی دارند هنگامی که یک سمت سودآور بعد از بازنشستگی را شروع کند. اما، همانگونه که توسط هوسون، تیان، ویدمن و ویر (2012) بحث شد، مسائل مشوقی بالقوه برای مدیران خارج شونده وجود دارد زیرا سال نهایی آنها منحصربفرد است و هرگز تکرار نخواهد شد. آنها این شواهد را دریافتند که کمیته های پرداخت حقوق از حقوق نقدی برای رفع مسائل مشوق مضر برای سال نهایی خدمت، استفاده می کنند. مطالعه آنها بیان می کند که مشوق های CEO های تصدی طولانی در سال نهایی خود ممکن است با سالهای دیگر متفاوت باشد. برای پرداختن به این مسئله، یک متغیر ساختگی برای سال نهایی خدمت رسانی به عنوان CEO ایجاد می کنیم و آنرا با مقادیر های منفی DC ها (DEDC) برای مدیران اجرایی تصدی طولانی، اثر متقابل می دهیم. هیچ گزارشی از قطع عملیات های ارزش مثبت در یک سال نهایی، وجود ندارد. این متغیر ساختگی و جمله های حاصلجمع متقابل سه طرفه متناظر را در مدل 1 شامل می کنیم. ضرایب عملیات های متوقف شده مقدار منفی در سال نهایی منفی و معنادار است و آزمونی که مشخص می کند حاصلجمع ضرایب صفر است، رد می شود. این نتیجه بیان می کند که کمیته پرداخت حقوق در واقع، حقوق نقدی خود را در سال نهایی مدیران اجرایی کهنه کار تغییر می دهند. این بیانگر آن است که CEO های تصدی طولانی ترغیب می شوند تا عملیات ها را با خروج از واحدهای عملکرد ضعیف در سال نهایی، پاک سازی کنند. با توجه به شواهد قبلی در مورد تغییرات حقوق نقدی در سال آخر گزارش شده توسط هیوسون و همکاران (2012)، این یافته، کاملاً اهمیت و معنا پیدا می کند.
6. نتیجه گیری
طبق فرضیه رانت جویی، CEO های تصدی طولانی می توانند بر تصمیم هیئت مدیره، تاثیر وارد کنند. گاور و گاور (1998)، شواهدی هماهنگ با این داستان ارائه می دهند؛ حقوق نقدی CEO ها در برابر اثر مولفه مقدار منفی سود، حفاظت می شود درحالی که اثر مولفه مقدار منفی به درون پرداخت نقدی وارد و جاری می شود. تصمیمات خروج نیاز به تایید هیئت مدیره دارند و اعضای هیئت مدیره می توانند بطور دقیق این گزینه ها را مورد نظارت قرار دهند که اغلب با عملکرد ضعیف ارتباط دارند. این باعث قطع فعالیت ها متفاوت با اقلام دیگر مانند ساختاربندی مجدد مخارج رخ داده غالب تر، شود. علاوه بر آن، لامبرت و همکاران (1991) و لورد و سایتو (2012) نشان می دهند که حقوق اغلب برای متوازن سازی سطح قرارگیری در معرض ریسک پیش روی مدیران اجرایی، استفاده می شود. از آنجایی که CEO فصلی سهام و خیار زیاد در شرکت هایشان دارند، این مدیران اجرایی با ریسک ایدیوسنکراتیک شدید مواجه خواهند شد. بنابراین، دو فرضیه را آزمون می کنیم- رانت جویی و متوازن سازی ریسک جایگزین- که این کارها را با تاکید بر گزارش توقف عملیات ها، انجام می دهند. برای انجام این تحلیل، از تنها داده های 1992 و 2003 استفاده می کنیم، زیرا حیطه تعریف قطع عملیات ها تغییر یافته در سال 2002 و تعداد گزارش های این قلم، به میزان قابل توجهی پس از آن افزایش یافت.
برعکس شواهد قبلی در مورد عدم تقارن (گاور و گاور، 1998)، دریافتیم که پرداخت حقوق نقدی برای CEO های تصدی طولانی CEO ها، در برابر اثر عملیات های متوقف شده ارزش مثبت و هم ارزش منفی، حفاظت می شود. این نتیجه با فرضیه جایگزینی ریسک هماهنگ سازی همخوانی دارد. اما، هنگامی که علامت ضریب مقدار منفی عملیات های متوقف شده در سال نهایی CEO آزمون کردیم، این ضریب منفی است و بنابراین، این اثر به پرداخت نقدی جاری می شود. این نتیجه با این یافته های قبلی همخوانی دارد که کمیته های پرداخت حقوق از پرداخت نقدی استفاده می کنند تا عملیات های معینی انجام شده توسط مدیران اجرایی در سال نهایی خود، ترغیب یا مایوس می شوند.
همچنین تحلیل عملکرد را با محاسبه میانگین سه ساله سه معیار عملکردی، ROA، کیوی توبین و بازده دارایی، هم قبل و هم بعد از تصمیم disposal ، بجز سال گزارش، استفاده می کنیم. در این تحلیل، از داده هایی از 1996 تا 2013 استفاده می کنیم. تایید قوی در مورد فرضیه H2 استفاده می کنیم. CEO های کهنه کار توانایی استثنایی برای گرفتن تصمیمات disposal برتر دارند. این داده های سری زمانی طولانی تر همچنین ما را قادر می سازد تا اثر تغییر استانداردهای حسابداری بر عملکرد شرکت و همچنین عملکرد پس از disposal مربوط به CEO های تصدی طولانی، آزمون کنیم. تغییر حیطه تعریف یک عملیات قطع شده در سال 2002، تعداد گزارش ها را افزایش داد. در می یابیم که اثر تغییر نظارتی شدیداً بوجود می آید هنگامی که CEO های تصدی طولانی را به صورت ارادی تعریف کنیم که به عنوان CEO طولانی تر از 10 سال، عمل می کنند. بهبود عملکرد شرکت برای CEO های تصدی طولانی برای مدیران اجرایی کم تجربه تر بعد از تغییر نظارتی و قانون گذاری، سنجش شده بوسیله ROA، کیوی تبین و بازده دارایی، می باشد. این نتایج نشان می دهند که تغییر مقررات، تاثیر معناداری بر کیفیت تصمیمات خروج گرفته شده توسط CEO های تصدی طولانی بعد از پیاده سازی SFAS No.144، گذاشته است.
هنگامی که اعضای هیئت مدیره و سهامداران در مورد مهارت ها و توانایی های مدیران اجرایی اطلاع پیدا می کنند، CEO ها می توانند توان چانه زنی در مذاکرات را بوجود بیاورند. تصدی زمان برای ایجاد تاثیر بر تصمیمات هیئت مدیره را فراهم می کند (هیل و فان، 1991). بخاطر اینکه قطع عملیات ها توسط تعداد نسبتاً اندک شرکت گزارش داده شده اند، تحلیل های تجربی با یک نمونه محدود از تنها شرکت هایی که disposal ها را حداقل یک بار گزارش می دهند، انجام می دهیم.
کاپلان (2012) اخیراً بیان می کنند که بازارهای کار سودآور برای CEO های مستعد وجود دارد. نتایج ما بنظر می رسد نشان می دهند که این بازارهای کار برای CEO های بازنشسته ممکن است بر مشوق های اجرایی تصدی طولانی و اعمال آنها و نحوه طراحی پرداخت نقدی توسط شرکت ها تاثیر بگذارند. درحالی که پرداخت حقوق اجرایی به هیچ وجه کامل نیست، پرداخت نقدی بطور دقیقتری توسط کمیته های پرداخت حقوق نسبت به آنچه که عموم مردم درک می کنند، طراحی می شود. همچنین شواهدی قوی از این را در میابیم که برای تایید این مفهوم که CEO های کهنه کار تصمیمات disposal عالی را نسبت به همتایان کم تجربه تر خود، می گیرند. این استعدادهای کمیاب لازمه، دلیلی مشروع برای پرداخت حقوق بالاتر به مدیران فصلی بوجود می آورند. اما، همچنین تاثیر معنادار تغییر مقرراتی بر عملکرد پس از تصمیم توسط CEO های کهنه کار، پیدا می کنیم. بنابراین، مطالعه حاضر، توصیه می کند که پژوهش های احتمالی بعدی، درک ما از طراحی پرداخت حقوق به CEO را بهبود می دهند
