王嘉琪，申玉泓，李曉衛(wèi)，喬玉洋

（南京林業(yè)大學 經(jīng)濟管理學院，南京 210037）

1 引言

股權激勵是現(xiàn)代企業(yè)公司治理的一大發(fā)明，其實施可使管理層利益與股東利益趨于一致，從而緩解代理問題[1]。此外，股權激勵也可促使高管留任，從而穩(wěn)定高管團隊，利于企業(yè)的長期發(fā)展[2]。締造了美國納斯達克傳奇的股權激勵機制始于美國20世紀50年代，90年代開始在我國實施。2005年證監(jiān)會出臺了《市公司股權激勵管理辦法（試行）》，標志著上市公司的股權激勵行為進入了新的規(guī)范階段。法規(guī)實施期間（2006年1月1日至2016年8月12日），股權激勵制度被上市公司應用地愈發(fā)普遍[3]。以往的研究多集中于股權激勵的公司業(yè)績或價值效應，該領域的研究可分為二類，一類可歸為利益趨同假說，另一類則歸為壕溝效應假說。前者認為股權激勵可起到緩解所有者與管理者之間利益沖突的作用，進而降低委托代理成本，實現(xiàn)帕累托改進，提升公司效益與整體價值。后者則認為，高管會通過操控行權條件、股票授予日等來實現(xiàn)自身利益最大化，從而加劇委托代理問題，背離公司目標。

相對于股權激勵在公司業(yè)績和價值效應方面的研究，對股權激勵高管留任效應的研究并不多。國外研究主要集中于美國企業(yè)，Oyer和Schaefer（2005）以企業(yè)中層管理人員為對象檢驗了股權激勵之于高管離職的影響[4]。國內(nèi)方面，宗文龍等（2013）趙玉潔（2016）研究了股權激勵計劃對高管離職的影響[5-6]，但兩者研究僅針對高管更換（有高管離職為1，無則為0），一定程度上夸大了股權激勵對于高管離職的影響；肖淑芳（2016）從股權激勵“再公告”視角研究了股權激勵的人才保留效應，采用高管離職率計量高管離職，使高管離職從原有的二元計量變?yōu)?～1之間的連續(xù)計量，但回歸方法并未改進，仍采用最小二乘法，影響了研究結論的可信性[7]。

本文在前人研究的基礎上，以高管離職率計量高管離職，采用TOBIT方法研究了2006—2013年上市公司股權激勵實施對高管離職的影響，并檢驗了管理層權力和產(chǎn)權性質對高管離職的影響。研究結論進一步證實了股權激勵對高管離職的抑制作用，并發(fā)現(xiàn)，管理層權力與高管離職率呈負相關關系，非國有企業(yè)股權激勵的高管留任效應要好于國有企業(yè)。進一步檢驗還發(fā)現(xiàn)，股權激勵方式對高管離職有一定的影響，即與股票期權相比，采用限制性股票對高管實施激勵，對降低其離職率，效果更為顯著。本文為股權激勵的高管留任效應提供了新的論證。

2 理論闡述與研究假說

Furby于1991年提出占有心理學（Psychology of possession），認為個人會把占有物作為自我的一部分，并對其產(chǎn)生積極的態(tài)度和強烈的責任意識[8]。Pierce（1991）在Furby的研究基礎上，提出了心理所有權理論（Psychology Ownership），具體是指個人會對目標物產(chǎn)生一種占有感，而在這種占有感的基礎上，個人會感覺自己擁有某一目標物或者其一部分的所有權[9]。因此，對高管進行股權激勵，會使得高管對股權這一目標產(chǎn)生“占有感”，隨著行權，這一“占有感”會演變成所有權，所有權的獲得會促使高管繼續(xù)留任。另外，人力資本理論表明資本代表著人的能力與素質，是附著在人身上的各種品質，如知識、技能、資歷以及熟練度，這些因素影響著企業(yè)對于人才的依賴程度，并且提高了人力資本所有者在企業(yè)之中的話語權，而股權激勵作為管理者與企業(yè)的長期鏈接點，對于喜歡冒險的高管更加具有吸引力。

根據(jù)以上理論，對實施股權激勵的上市公司，本文提出假設1。

假設1 實施股權激勵能降低高管離職率

20世紀50年代，有學者提出了管理層權力理論 （managerial power theory）。Finkelstein(1992)認為“power”是指個體行為者能夠實現(xiàn)其自身意愿的能力[10]，進一步的，管理層權力來源于自己所持股份（Cannella&Shen，2001）[11]，兼任董事長職務（Daily&Dalton，1994）[12]，對公司決策的影響力（Westphal&Dalton，1995），以及個人聲譽和社會地位（Finkelstein，1992）[10]等。一般而言，股權分散度、董事會規(guī)模、高管任期、持股數(shù)均是展現(xiàn)管理層權力的重要方面，這些因素對降低高管離職率的作用主要體現(xiàn)在:（1）實際控制權使高管對于公司的運行狀況了解地更加全面，從而更能在所處的公司獲得自我成就的滿足；（2）當公司實施股權激勵的激勵動機更大時，會授予高管更多的權力，隨著高管擁有的管理層權力的增大，其未來機會收益的增加，高管對企業(yè)的不滿足感隨之減少，進而促使其盡可能地維護所有者權益，主動“向市場發(fā)送信號”，以降低委托代理成本。

根據(jù)上述相關理論和文獻的分析，提出本文的假設2。

假設2 管理層權力與高管離職率負相關

從產(chǎn)權性質來看，國有企業(yè)和非國有企業(yè)在股權激勵制度和高管人事管理制度上存在差異，兩者受政府干涉的程度不同。比如根據(jù)法規(guī)，國有企業(yè)實施股權激勵的行權指標應不低于前3年業(yè)績的平均及同行業(yè)業(yè)績的平均水平。由于市場存在不確定性與波動性，這些法規(guī)增加了獲得股權的難度。因此，國有企業(yè)高管人員流動受到更多因素的影響。Feng Liu（2017）基于國有企業(yè)高管離職率的研究也表明國有企業(yè)高管的離職一般與政府任期條例保持一致，其離職率的大小與政府的干涉程度有關[13]。由此本文提出假設3。

假設3 相較于國有企業(yè)，股權激勵的實施對于降低非國有企業(yè)高管離職率的效果更為顯著

3 樣本選擇與研究設計

3.1 樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

樣本取自實施股權激勵的A股上市公司，時間限定為2006—2013年，參照相關文獻的做法[14-15]，通過巨潮資訊網(wǎng)手工搜集了426個限定期間內(nèi)的樣本。剔除終止實施（64個）和數(shù)據(jù)不全（200個）的樣本，最終一共得到162個觀測樣本。其中制造業(yè)101家，信息傳輸相關行業(yè)25家，房地產(chǎn)業(yè)15家，其他行業(yè)21家。

3.2 研究設計

為了檢驗股權激勵及管理層權力對高管離職的影響，本文構建了如下logistic回歸模型。

變量及其定義如表1所示。

表1 變量定義

因變量和自變量中的股權激勵數(shù)據(jù)來源于巨潮資訊網(wǎng)，控制變量的數(shù)據(jù)來源于國泰安數(shù)據(jù)庫。以下對表2中的變量作進一步的論述。

3.2.1 因變量

因變量為高管離職率（ETR）。離職對激勵政策的反饋有一定的滯后性，故將觀察期放寬至3年。具體計算時，ETR的數(shù)據(jù)有兩種，一種是股權激勵實施前3年的年均ETR，另一種則是股權激勵實施后3年的年均ETR。

3.2.2 自變量

自變量之一為股權激勵，樣本公司實施激勵為1，否則為0；自變量之二為管理層權力，用股權分散度、董事會規(guī)模、高管任職年限、高管持股數(shù)四個變量共同度量，即Power=DISP+BS+Tenure+Share。以股權分散度為例，取股權激勵實施前3年以及后3年樣本公司的年均數(shù)值，若數(shù)值大于等于樣本年均中位數(shù)記為1，否則記為0。其他3個變量的數(shù)據(jù)處理方法類比股權分散度。

3.2.3 控制變量

參考以往文獻，選擇行業(yè)特征（H_Tec）、資產(chǎn)總額（Asset）、總資產(chǎn)凈利率（ROA）、營業(yè)收入增長率（Grow）、兩職合一（Duality）、高管年齡（Age）、高管教育背景（Edu）、高管報酬（Pay）作為控制變量。以上控制變量均取平均值，即分別將股權激勵實施前3年和后3年的數(shù)據(jù)進行平均。

4 檢驗結果分析

4.1 描述性統(tǒng)計分析

如表2所示，全樣本統(tǒng)計的數(shù)據(jù)表明，股權激勵實施前，ETR均值在9.55%上下，而實施后的ETR均值約為7.22%，說明相對于股權激勵實施前，實施后的高管離職率有所降低，初步驗證了假設1。由于是對整體樣本數(shù)據(jù)的統(tǒng)計分析，所以Incentive的均值和中位數(shù)均為0.5；樣本企業(yè)平均總資產(chǎn)收益率約為5.38%，觀察期內(nèi)平均年末營業(yè)收入相比上一年的增長率為45.48%；從分組統(tǒng)計的數(shù)據(jù)來看，國有企業(yè)的ETR值在激勵前后下降幅度較大，這與預期假設不符，可能與國有企業(yè)統(tǒng)計樣本數(shù)量偏少、政府換屆等因素有關，這兩者的關系還需要進一步進行多元線性回歸分析。

4.2 多元回歸分析

本文的統(tǒng)計分析軟件為Eviews8.0，由于因變量的取值范圍有限制，選擇TOBIT模型進行回歸分析。

如表3所示，全樣本回歸結果的對數(shù)似然函數(shù)值（Log Likelihood）為187.1104，說明模型的總體解釋力度較好。自變量股權激勵（Incentive）的系數(shù)為-0.0416，顯著性水平為1%，說明股權激勵有效地降低了高管離職率，支持了假設1?？刂谱兞恐?，公司業(yè)績（ROA）與高管離職呈顯著負相關關系，顯著性水平為1%，這一結果與宗文龍等（2013）的研究結論相同，說明業(yè)績差的公司更可能發(fā)生高管更換；行業(yè)特征（H_Tec）與高管離職呈正相關關系但效果并不顯著，說明行業(yè)特征可能并不是影響高管離職的核心因素。

關于管理層權力對高管離職的影響，從全樣本的回歸結果來看，自變量（Power）的系數(shù)為-0.0105，即管理層權力與離職率負相關，且在5%水平上顯著，這說明，管理層權力越大，其離職的可能性就越低，支持了假設2。

另外，從分組回歸的結果來看，非國有企業(yè)的Log Likelihood值為144.1345，國有企業(yè)的Log Likelihood值為47.9676，說明模型具有比較高的解釋力度。非國有企業(yè)自變量Incentive的系數(shù)為-0.0342，且在1%水平上顯著；而國有企業(yè)的系數(shù)為-0.0516，僅在5%的水平上顯著，由此可見，較之國有企業(yè)，非國有企業(yè)股權激勵的高管留任效應更好，支持了假設3。

表2 全樣本描述性統(tǒng)計

表3 股權激勵實施、管理層權力對高管離職影響的回歸結果

表4 股權激勵實施對高管離職影響的穩(wěn)健性檢驗

4.3 穩(wěn)健性檢驗

為了檢驗結果的穩(wěn)健性，換用高管離職人數(shù)（ETN）來表征高管離職。考慮到ETN的數(shù)據(jù)特征，遂采用泊松計數(shù)（Poisson Count）模型進行回歸分析。

如表4所示，高管離職的計量方法變更后，全樣本回歸結果中自變量Incentive的系數(shù)仍極為顯著，其系數(shù)和P值表明，股權激勵對高管離職有顯著的抑制作用；自變量Power的系數(shù)非常顯著，其系數(shù)和P值顯示，管理層權力與高管離職率顯著負相關。控制變量中，Asset和ROA的效果較顯著，說明公司資產(chǎn)總額和公司總資產(chǎn)收益率是影響高管離職的主要因素；行業(yè)特征（H-Tec）對高管離職率的影響效果仍然不顯著，其他變量之于高管離職，影響仍不顯著。分組回歸的結果顯示，非國有企業(yè)的Incentive系數(shù)比國有企業(yè)顯著?？傮w來看，得到的結果與表4基本相符。

5 研究結論

本文從股權激勵留住人才的效應出發(fā)，研究了高管離職對于股權激勵、管理層權力的反映程度。研究表明:①股權激勵顯著降低了高管離職率。股權激勵的實施使得高管在心理上獲得了對公司的“占有”感，并使其利益與股東利益捆綁在一起，從而使減少了高管的離職行為；②管理層權力與高管離職率也有顯著關系，即管理層權力越大，高管離職率越低。管理層權力越大，越有可能形成“壕溝”效應，從而使管理層掌握了對公司的實際控制權，這一現(xiàn)象會降低高管的離職意愿；③相對于國有企業(yè)，非國有企業(yè)實施股權激勵計劃，能夠更好的達到“金手銬”的效果。國有企業(yè)有著較深的政府背景，對高管的任職期限有一定的限制，導致其股權激勵效應要弱于非國有企業(yè)。

本文對于高管離職的情況，運用了更加精確的統(tǒng)計計量方法，用TOBIT模型進行回歸分析，用Poisson Count模型進行穩(wěn)健性檢驗，對股權激勵的高管留任效應進行了進一步的證實。其次，本文將管理層權力理論引入股權激勵對于高管離職的研究，并按產(chǎn)權性質，將上市企業(yè)分為國有企業(yè)和非國有企業(yè)，拓寬了該方面的觀察視角。