邱 強(qiáng) 卜 華

(中國(guó)礦業(yè)大學(xué) 管理學(xué)院，江蘇 徐州 221008；南京林業(yè)大學(xué) 經(jīng)管學(xué)院，江蘇 南京 210037)

一、引言

現(xiàn)代企業(yè)所有權(quán)與控制權(quán)相分離，由此產(chǎn)生了股東與管理層代理問題，而沖突不能妥善緩解的結(jié)果就是股東用腳投票或者管理層離職。高管離職是公司治理中的一個(gè)重要問題，高管離職對(duì)公司治理以及資本市場(chǎng)都會(huì)產(chǎn)生較大的影響。管理層股權(quán)激勵(lì)，通常被認(rèn)為是通過增強(qiáng)管理層報(bào)酬與公司價(jià)值相關(guān)性來緩解代理問題以及能夠?qū)⒐芾韺永媾c股東利益相結(jié)合的一個(gè)有效手段(Jensen et al.1976)。2016年8月13日正式實(shí)施的我國(guó)《上市公司股權(quán)激勵(lì)管理辦法》(以下簡(jiǎn)稱《辦法》)，使得我國(guó)公司治理中股權(quán)激勵(lì)的應(yīng)用越來越普遍，并已逐漸成為上市公司完善激勵(lì)約束機(jī)制的較好選擇。(1)陳健、劉益平、邱強(qiáng)：《股權(quán)激勵(lì)與高管離職——基于上市公司的經(jīng)驗(yàn)數(shù)據(jù)》，《現(xiàn)代財(cái)經(jīng)》2017年第3期。上市公司實(shí)施股權(quán)激勵(lì)主要有股票期權(quán)和限制性股票兩種方式，這兩種方式均能夠激勵(lì)高管留任至可行權(quán)或可變現(xiàn)。因此，理論上應(yīng)能夠預(yù)期股權(quán)激勵(lì)會(huì)導(dǎo)致高管離職率下降。但是，實(shí)證結(jié)果卻是不確定的，肖淑芳等(2016)的研究支持股權(quán)激勵(lì)降低高管離職。(2)肖淑芳、付威：《股權(quán)激勵(lì)能保留人才嗎?——基于再公告視角》，《北京理工大學(xué)學(xué)報(bào)》(社科版)2016年第1期。趙玉潔(2016)研究結(jié)論卻與此相反。(3)趙玉潔：《“與虎謀皮”抑或“珠聯(lián)璧合”——股權(quán)激勵(lì)計(jì)劃影響高管離職嗎?》，《證券市場(chǎng)導(dǎo)報(bào)》2016年第8期。Aldatmaz等(2018)的研究發(fā)現(xiàn)，股權(quán)激勵(lì)會(huì)延遲管理層離職，即實(shí)施股權(quán)激勵(lì)后三年離職率下降，但三年后將反轉(zhuǎn)。(4)Aldatmaz, Serdar, Ouimet, Paige, & Van Wesep, Edward D.The Option to Quit: the Effect of Employee Stock Options on Turnover.Journal of Financial Economics, 2018, 127(1), 136-151.

本文的貢獻(xiàn)在于提出采用異常離職率計(jì)量因公司特定因素導(dǎo)致的離職率。異常離職率是指公司高管離職率超過正常(預(yù)期)離職率的數(shù)字，等于公司實(shí)際離職率減正常(預(yù)期)離職率的差。正常(預(yù)期)離職率由公司業(yè)績(jī)和公司高管與同行薪酬差兩個(gè)因素決定，我們以行業(yè)截面樣本估計(jì)兩因素的系數(shù)，用于估計(jì)實(shí)施股權(quán)激勵(lì)公司是正常(預(yù)期)離職率，此其一。其二，高管股權(quán)激勵(lì)與高管離職率存在內(nèi)生性問題，而內(nèi)生性問題的根源在于管理層私人信息，公司股權(quán)激勵(lì)實(shí)施決策受到高管效用最大化(由高管私人信息決定)的影響，高管離職也是基于高管效用最大化的考量，已有文獻(xiàn)可能沒有考慮到高管私人信息，存在遺漏變量的內(nèi)生性問題。其三，高管私人信息隱含在公司股權(quán)激勵(lì)實(shí)施與否的決策中，因此我們采用Heckman模型的逆米爾斯比率計(jì)量高管私人信息。

二、理論分析與假設(shè)提出

(一)股權(quán)激勵(lì)與高管離職：基本分析框架

Williamson(1971)提出機(jī)會(huì)主義假說，認(rèn)為人的行為是基于自身利益最大化，公司高管的行為也是如此。公司可以通過授予高管股權(quán)(或者期權(quán))的方式協(xié)調(diào)高管與股東之間的利益沖突，減少高管的機(jī)會(huì)主義行為，降低代理成本，實(shí)現(xiàn)激勵(lì)效應(yīng)留任高管以及增加公司價(jià)值，即利益協(xié)同假說和區(qū)間效用假說。股權(quán)激勵(lì)本質(zhì)上是股東與管理層對(duì)未來公司價(jià)值增長(zhǎng)的分配，通過增強(qiáng)管理層報(bào)酬與公司價(jià)值的相關(guān)性，將高管與公司綁定。更多的研究?jī)A向于利益協(xié)同假說。(5)Armstrong, Christopher S., & Vashishtha, Rahul.Executive Stock Options, Differential Risk-Taking Incentives, and Firm Value.Journal of Financial Economics, 2012, 104(1), 70-88.Fama et al(1983)則提出管理層防御假說，認(rèn)為管理層持股數(shù)量越多，內(nèi)部人控制的程度就越高，從而更傾向于掏空公司，即管理層持股的塹壕效應(yīng)或侵占效應(yīng)增強(qiáng)，有損企業(yè)價(jià)值。截至目前，股權(quán)激勵(lì)與高管離職的研究相對(duì)較少，且研究結(jié)論也不一致。Core et al.(2001)認(rèn)為，股權(quán)激勵(lì)有助于吸引并留任具有較高質(zhì)量和較少風(fēng)險(xiǎn)厭惡的員工，而Kedia et al.(2009)、Blasi等(2010)的研究卻支持股權(quán)激勵(lì)可降低高管離職率。趙玉潔(2016)以創(chuàng)業(yè)板為研究對(duì)象進(jìn)一步分析不同股權(quán)激勵(lì)方式對(duì)高管離職的影響，認(rèn)為股票期權(quán)激勵(lì)可能導(dǎo)致更高的正常離職率，限制性股票激勵(lì)則提高了非正常離職率。我國(guó)上市公司實(shí)施股權(quán)激勵(lì)主要有股票期權(quán)和限制性股票兩種形式，并設(shè)置授予期和行權(quán)期以及相應(yīng)的設(shè)置授予條件和行權(quán)條件，在等待期內(nèi)股權(quán)激勵(lì)增加了高管離職的機(jī)會(huì)成本，但同時(shí)也能夠鎖定持股收益。而如何決策則取決于當(dāng)前收益與未來收益兩者對(duì)高管的效用?；诖?，我們提出研究假設(shè)1：

假設(shè)1：股權(quán)激勵(lì)實(shí)施有助于降低高管離職率。

(二)管理層私人信息、股權(quán)激勵(lì)實(shí)施與高管離職：內(nèi)生機(jī)制分析

Hambrick et al.(1984)的高階理論認(rèn)為，管理層的經(jīng)驗(yàn)、價(jià)值觀、認(rèn)知、效用等會(huì)影響管理層的選擇并進(jìn)一步影響公司決策。Bamber et al.(2010)的研究發(fā)現(xiàn)，管理層特征對(duì)自愿性信息披露決策和公司納稅籌劃產(chǎn)生影響。(6)Bamber, L.S., Jiang, J., & Wang, I.Y.What’s My Style? The Influence of Top Managers on Voluntary Corporate Financial Disclosure.Accounting Review, 2010, 85(4), 1131-1162.Bertrand et al.(2003)較早的研究也發(fā)現(xiàn)，管理層效用對(duì)公司投資行為、財(cái)務(wù)政策產(chǎn)生影響。在公司股權(quán)激勵(lì)決策和高管離職行為方面，我們認(rèn)為，管理層效用可以同時(shí)影響公司股權(quán)激勵(lì)決策和高管離職行為，而管理層效用則是其薪酬等其他私人信息的函數(shù)。

激勵(lì)理論認(rèn)為，公司所有權(quán)和控制權(quán)的分離導(dǎo)致股東不能有效地監(jiān)控管理層，因此股東有動(dòng)機(jī)采取股權(quán)激勵(lì)的方式激勵(lì)管理層，以達(dá)到緩解代理問題的目的。在公司治理機(jī)制不完善的情況下，管理層在公司各項(xiàng)重大決策中擁有較大的話語權(quán)(包括薪酬政策)，從而降低激勵(lì)的效用。(7)呂長(zhǎng)江、趙宇恒：《國(guó)有企業(yè)高層管理者激勵(lì)效應(yīng)研究》，《管理世界》2008年第11期。管理層在公司重大決策中的話語權(quán)體現(xiàn)為高管的薪酬水平和持股水平。對(duì)于高管持股，存在兩種相反的觀點(diǎn)：一種觀點(diǎn)認(rèn)為高管持股有利于將管理層和股東的利益相結(jié)合進(jìn)而減少代理問題；另一種觀點(diǎn)認(rèn)為高管持股導(dǎo)致管理層權(quán)力增大增加了股東的監(jiān)控難度進(jìn)而加劇了代理問題。我們認(rèn)為，管理層持股水平越高意味著管理層在公司重大決策中話語權(quán)越大，因此越有可能實(shí)施股權(quán)激勵(lì)以自利。據(jù)此，我們提出研究假設(shè)2、假設(shè)3：

假設(shè)2：高管薪酬與股權(quán)激勵(lì)實(shí)施正相關(guān)。

假設(shè)3：高管持股水平與股權(quán)激勵(lì)實(shí)施正相關(guān)。

公司是否實(shí)施股權(quán)激勵(lì)受到管理層的重大影響，實(shí)施股權(quán)激勵(lì)的公司其管理層效用水平要高于不實(shí)施的效用水平，因此在實(shí)施股權(quán)激勵(lì)的公司中高管效用水平較高。高管離職決策取決于當(dāng)前收益與未來收益的效用，只有留任高管才能獲得未來收益。因此，在實(shí)施股權(quán)激勵(lì)的公司中，實(shí)施激勵(lì)對(duì)高管的效用較高，同時(shí)只有留任才能夠?qū)崿F(xiàn)激勵(lì)的收益，即降低離職率。據(jù)此，我們提出研究假設(shè)4：

假設(shè)4：影響公司股權(quán)激勵(lì)實(shí)施決策的高管私人信息，能夠降低高管離職傾向。

三、研究設(shè)計(jì)

(一)變量計(jì)量

1.高管異常離職率計(jì)量。高管異常離職率是指公司高管離職率超過正常(或預(yù)期)離職水平的離職比率，等于公司實(shí)際離職率減正常(預(yù)期)離職率的差。在經(jīng)典人力資源文獻(xiàn)中，離職行為主要受公司業(yè)績(jī)壓力因素影響，曹廷求等(2012)的研究表明，高管往往在公司業(yè)績(jī)較差時(shí)離職。(8)曹廷求、張光利：《上市公司高管辭職的動(dòng)機(jī)和效果檢驗(yàn)》，《經(jīng)濟(jì)研究》2012年第6期。Kale et al.(2014)的研究發(fā)現(xiàn)，薪酬分配不公平導(dǎo)致更高的高管離職率。(9)Kale, Jayant R., Reis, Ebru, & Venkateswaran, Anand.Pay Inequalities and Managerial Turnover.Journal of Empirical Finance, 2014, 27(4), 21-39.本文以行業(yè)所有公司(剔除實(shí)施股權(quán)激勵(lì)和st公司)為樣本，以高管離職率為因變量，以業(yè)績(jī)壓力和薪酬差為解釋變量，估計(jì)兩因素的系數(shù)，如公式(1)所示。

Turnoveri,t=α0+α1Performancei,t+α2Cashpayi,t+εi,t

(1)

(2)

其中，abturnoverj是j公司t年末異常離職率，其他變量同上。

2.高管私人信息計(jì)量。本研究借鑒Chidambaran et al.(2003)、(10)Chidambaran, N.K., & Prabhala, Nagpurnanand R.Executive Stock Option Repricing, Internal Governance Mechanisms, and Management Turnover.Journal of Financial Economics, 2003, 69(1), 153-189.肖淑芳(2016)等的研究模型，提出如下基本模型：

abturnoverj,t=β0+β1Incentivei,t+∑iβiControli,t+ξi,t

(3)

其中，Incentive為股權(quán)激勵(lì)變量具體計(jì)量方式下文詳述，Control為控制變量。

為控制樣本選擇內(nèi)生性問題，我們采用逆米爾斯比率(λi(αη))計(jì)量高管私人信息，具體計(jì)量方式如公式(4)。

E(abturnoveri,t|E)=E(β0+β1Incentivei,t+∑iβiControli,t+ξi,t|E)=β0+β1Incentivei,t+∑iβiControli,t+E(ξi,t|E)=β0+β1Incentivei,t+∑iβiControli,t+E(ξi,t|Z'iγ+ηi>0)=β0+β1Incentivei,t+∑iβiControli,t+ρσξλi(αη)

(4)

其中：σξ為ξ的標(biāo)準(zhǔn)差；αη=-Z'iγ/ση；λi(αη)=φ(Z'iγ/ση)/Φ(Z'iγ/ση)。

3.股權(quán)激勵(lì)計(jì)量。本文借鑒Bergstresser et al.(2006)、林大龐(2011)等的方法，計(jì)量方法如公式(5)：

(5)

其中，Price為i公司t年末收盤價(jià)，equity為i公司t年公司高管獲得的股權(quán)激勵(lì)份額，stock為i公司t年末高管持股總數(shù)，Cashpay為高管現(xiàn)金薪酬總額。

4.其他變量計(jì)量。本文其他控制變量包括高管年齡(Age)、公司規(guī)模(Size)、資本結(jié)構(gòu)(Levegage)、總資產(chǎn)報(bào)酬率(Roa)、產(chǎn)權(quán)性質(zhì)(Private)、現(xiàn)金流量(Cash)、股權(quán)集中度(Share1)、領(lǐng)導(dǎo)權(quán)結(jié)構(gòu)(Leader)、高管現(xiàn)金薪酬(Pay)、高新技術(shù)企業(yè)(Htech)、高管持股(Executiveshares)、董事會(huì)規(guī)模(Board)。

(二)模型

為檢驗(yàn)本文所提出的假設(shè)，采用Heckman模型，總體回歸模型如下(x=1、2、3)：

abturnoveri,t+x=β0+β1Roai,t+β2Agei,t+β3Share1i,t+β4Htechi,t+β5Leaderi,t+β6Boardi,t+β7Executivesharesi,t+β8Leveragei,t+β9Privatei,t+β10Incentivei,t+∑iαiYeari,t+εi,t

(6)

樣本選擇機(jī)制如公式(7)：

Prob(Incentivemethod=1)=γ0+γ1Executivesaresi,t+γ2Leveragei,t+

γ3Privatei,t+γ4Sizei,t+γ5Payi,t+γ6Cashi,t+∑iαiYeari,t+τi,t

(7)

其中：Incentive_method為是否實(shí)施股權(quán)激勵(lì)，其他變量不變。

(三)樣本選擇

本文以2006年1月1日至2013年12月31日期間我國(guó)實(shí)施股權(quán)激勵(lì)的上市公司作為研究樣本，并按以下標(biāo)準(zhǔn)篩選：①剔除金融證券類上市公司；②剔除同時(shí)實(shí)施股票期權(quán)激勵(lì)和限制性股票激勵(lì)的上市公司；③剔除未發(fā)布激勵(lì)公告以及數(shù)據(jù)不全的公司；④剔除實(shí)施股票增值權(quán)的公司；⑤剔除激勵(lì)對(duì)象僅為普通管理人員的公司。本文的股權(quán)激勵(lì)數(shù)據(jù)來自巨潮咨詢網(wǎng)，經(jīng)手工整理并與萬德數(shù)據(jù)庫(kù)進(jìn)行了比對(duì)，高管離職數(shù)據(jù)為手工整理，其他數(shù)據(jù)來自國(guó)泰安數(shù)據(jù)庫(kù)，最終得到315個(gè)觀測(cè)樣本。為計(jì)量高管私人信息，需要選取對(duì)照樣本，選取原則為：①與樣本公司處于同一行業(yè)(按證監(jiān)會(huì)2012行業(yè)標(biāo)準(zhǔn)，所有行業(yè)明細(xì)至三位代碼)的所有公司；②剔除數(shù)據(jù)不全的公司；③剔除實(shí)施股權(quán)激勵(lì)公司。本文數(shù)據(jù)來自國(guó)泰安數(shù)據(jù)庫(kù)，數(shù)據(jù)分析采用stata13軟件。

四、實(shí)證結(jié)果及分析

(一)描述性統(tǒng)計(jì)

表1Panel A列示了變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果，Panel B和Panel C列示了按激勵(lì)方式分組部分變量的統(tǒng)計(jì)結(jié)果。本文被解釋變量選擇了實(shí)施激勵(lì)后三年的異常離職率，其均值略小于0且波動(dòng)較小，未實(shí)施激勵(lì)樣本公司異常離職率三年內(nèi)均大于實(shí)施激勵(lì)樣本公司，初步驗(yàn)證了我們的假設(shè)；所有樣本公司平均激勵(lì)效應(yīng)為0.086(未實(shí)施激勵(lì)公司效應(yīng)為0)，實(shí)施激勵(lì)公司的平均激勵(lì)效應(yīng)為24.9%，即激勵(lì)占高管薪酬的比例為24.9%，標(biāo)準(zhǔn)差為20.6%，最大值為92%，表明在實(shí)施激勵(lì)的公司中激勵(lì)力度差別較大；高管平均持股為8.8%，標(biāo)準(zhǔn)差為0.5%，反映出樣本公司平均高管持股水平不高且差異不大，但最大值為79.5%，說明存在少量的內(nèi)部人控制企業(yè)；實(shí)施激勵(lì)公司高管持股平均為11.7%，未實(shí)施激勵(lì)公司高管平均持股為7.3%，表明高管在激勵(lì)實(shí)施決策中具有一定的話語權(quán)。

表1描述性統(tǒng)計(jì)

PanelA全部樣本

變量均值標(biāo)準(zhǔn)差最大值最小值中位數(shù)abturnoveri,t+1-0.0070.0300.687-0.316-0.025abturnoveri,t+2-0.0040.0410.783-0.960-0.027abturnoveri,t+3-0.0090.0720.438-0.311-0.022Incentive0.0860.0060.92000Age42.7950.14654.5223043Size21.5130.04227.38717.34321.375Levegage0.4980.0590.9390.0150.402Roa0.0490.0010.612-0.4360.046Private0.663Cash0.0370.0030.430-1.5680.039Share10.3460.0050.8060.0580.323Leader0.592Pay14.0470.70516.96310.37914.067Htech0.482Executiveshares0.0880.1650.79500.004Board8.7050.0581749

Panel B 激勵(lì)樣本

變量均值標(biāo)準(zhǔn)差最大值最小值中位數(shù)abturnoveri,t+1-0.0260.0210.610-0.316-0.028abturnoveri,t+2-0.0150.0700.522-0.960-0.040abturnoveri,t+3-0.0440.0200.357-0.311-0.035Incentive0.2490.2060.9200.0200.179

Panel C 未實(shí)施激勵(lì)樣本

變量均值標(biāo)準(zhǔn)差最大值最小值中位數(shù)abturnoveri,t+10.0810.0600.783-0.3140.056abturnoveri,t+20.0020.0510.783-0.312-0.025abturnoveri,t+30.0080.0480.438-0.311-0.013

(二)Heckman模型結(jié)果分析

為本文提出的研究假設(shè)，我們采用Heckman模型進(jìn)行回歸分析，以逆米爾斯比率計(jì)量管理層私人信息，以Incentive_method(取1時(shí)表示股權(quán)激勵(lì))變量作為樣本選擇機(jī)制的因變量。Heckman回歸結(jié)果顯示，(11)限于篇幅，Heckman回歸結(jié)果列表從略。Log likelihood統(tǒng)計(jì)量分別為-537.396、-560.338、-668.848，在1%水平顯著，表明Heckman模型整體解釋力度較好。樣本選擇機(jī)制回歸結(jié)果中，Executiveshare變量和Pay變量系數(shù)在三個(gè)模型中均顯著為正，表明高管持股越高、高管薪酬越高的公司越傾向于實(shí)施股權(quán)激勵(lì)，這或許意味著高管在公司重大決策中的話語權(quán)越大，在某種程度上也說明企業(yè)實(shí)施股權(quán)激勵(lì)可能是代理問題的結(jié)果而不是代理問題的解決方式，(12)呂長(zhǎng)江、嚴(yán)明珠、鄭慧蓮等：《為什么上市公司選擇股權(quán)激勵(lì)計(jì)劃？》，《會(huì)計(jì)研究》2011年第1期。與假設(shè)2、假設(shè)3的分析相一致。Private變量在三個(gè)模型中顯著為正，表明民營(yíng)企業(yè)更傾向于實(shí)施股權(quán)激勵(lì)，這與呂長(zhǎng)江等(2011)的研究結(jié)果相符。

高管私人信息對(duì)高管離職的影響(逆米爾斯比率)在激勵(lì)實(shí)施后一年、兩年、三年內(nèi)均顯著降低了高管離職率，系數(shù)分別為-0.473、-0.510、-0.714，顯著性水平為1%，回歸結(jié)果表明，高管離職與股權(quán)激勵(lì)實(shí)施具有內(nèi)生性，管理層私人信息是高管離職和實(shí)施股權(quán)激勵(lì)的共同驅(qū)動(dòng)因素，即實(shí)施股權(quán)激勵(lì)企業(yè)的管理層效用較高導(dǎo)致了較低的離職率，與假設(shè)4的分析一致?；貧w結(jié)果中，Executiveshares變量并不顯著，似乎對(duì)高管離職沒有影響，考慮到在樣本選擇機(jī)制回歸中，Executiveshares變量和Pay變量顯著為正，因此我們認(rèn)為Executiveshares變量和Pay變量是通過影響股權(quán)激勵(lì)實(shí)施間接作用于高管離職，即高管持股比較高、薪酬較高的企業(yè)越傾向于實(shí)施股權(quán)激勵(lì)，這些企業(yè)高管的離職率自然就比較低，這也意味著高管離職率低也可能是企業(yè)代理問題的結(jié)果。這個(gè)結(jié)果與趙玉潔(2016)的結(jié)果略有差異(高管薪酬不顯著，部分回歸中高管持股不顯著)，可能的原因在于未控制內(nèi)生性問題。Incentiveeffect變量在回歸中的系數(shù)分別為-1.269、-1.839、-3.068，且均在1%水平上顯著，表明激勵(lì)效應(yīng)越大高管離職率越低，與我們假設(shè)1的分析一致。

其他控制變量的回歸結(jié)果，如高管平均年齡在三個(gè)回歸中系數(shù)分別為-0.005、-0.002、-.003，分別在5%、5%、10%水平上顯著，結(jié)果與趙玉潔(2016)、宗文龍等(2013)的結(jié)果一致。高新技術(shù)企業(yè)在實(shí)施股權(quán)激勵(lì)后的三年高管離職率顯著高于非高新技術(shù)企業(yè)，系數(shù)分別為0.066、0.071、0.008，表明高新技術(shù)企業(yè)人才流動(dòng)性較強(qiáng)，與肖淑芳,付威(2016)研究結(jié)果是高新技術(shù)企業(yè)在股權(quán)激勵(lì)再公告后離職率低于非高新技術(shù)企業(yè)，可能的原因在于肖淑芳,付威(2016)研究對(duì)象是股權(quán)激勵(lì)再公告樣本(即修改激勵(lì)條件)與本文的研究對(duì)象存在差異。有意思的是Private變量在三個(gè)回歸結(jié)果中均顯著為負(fù)，這說明相對(duì)于國(guó)有企業(yè)，民營(yíng)企業(yè)高管的離職率更低。

(三)進(jìn)一步分析

我國(guó)上市公司實(shí)施股權(quán)激勵(lì)的形式有三種，股票期權(quán)、限制性股票和股票增值權(quán)，股票增值權(quán)是針對(duì)外籍人士而且實(shí)施企業(yè)很少，所以本文主要研究股票期權(quán)、限制性股票兩種股權(quán)激勵(lì)。為檢驗(yàn)公司實(shí)施股票期權(quán)激勵(lì)和限制性股票激勵(lì)對(duì)高管離職有無差別，以上述315家實(shí)施股權(quán)激勵(lì)公司為樣本，增加激勵(lì)方式(Incentivestyl，限制性股票取值為1，股票期權(quán)取值為0)變量，具體模型如公式(8)所示(變量定義同上)，回歸結(jié)果見表2，限于篇幅僅報(bào)告主要變量結(jié)果：

abturnoveri,t+x=β0+β1Roai,t+β2Agei,t+β3Share1i,t+β4Htechi,t+β5Leaderi,t+β6Boardi,t+β7Executivesharesi,t+β8Leveragei,t+β9Privatei,t+β10Incentivestyli,t+∑iαiYeari,t+εi,t

(8)

315個(gè)實(shí)施股權(quán)激勵(lì)樣本數(shù)據(jù)中，實(shí)施限制性股票樣本144個(gè)，占45.71%，實(shí)施股票期權(quán)激勵(lì)樣本171個(gè)，占54.29%。以實(shí)施后一年、二年、三年的異常離職率為被解釋變量，回歸A-R2分別為0.22、0.13、0.07，F(xiàn)值分別為23.47、10.35、6.23在激勵(lì)實(shí)施三年內(nèi)，Incentivestyl變量系數(shù)分別為0.057、0.030、0.025，均在5%水平上顯著，結(jié)果表明實(shí)施限制性股票激勵(lì)提高了高管非正常離職率，結(jié)果與趙玉潔(2016)的結(jié)論一致。Executiveshares變量系數(shù)在激勵(lì)實(shí)施后一、二、三年中系數(shù)分別為-0.084，-0.172，-0.043，顯著性水平分別為5%、1%、5%，表明高管持股降低其離職可能性。Share1變量在三個(gè)回歸中系數(shù)分別為0.187、0.045、0.079，但僅僅在實(shí)施后1年的回歸中顯著。Roa系數(shù)分別為-0.572、-0.087、-0.139，均在5%水平上顯著。Age變量系數(shù)分別為-0.005、-0.002、-0.007，但僅僅在實(shí)施三年的回歸中顯著，其他兩個(gè)回歸中不顯著。從控制變量的結(jié)果分析，總資產(chǎn)收益率高的企業(yè)高管離職率較低，股權(quán)集中度較高的企業(yè)高管離職率較高，這可能反映出公司股東與高管之間的代理問題。

表2 進(jìn)一步分析回歸結(jié)果

(四)穩(wěn)健性檢驗(yàn)

本文用激勵(lì)標(biāo)的占企業(yè)總股本比例計(jì)量激勵(lì)效應(yīng)，同時(shí)股權(quán)集中度采用前5大股東持股比例計(jì)量，仍采用Heckman模型進(jìn)行回歸。主要變量的符號(hào)與前文中基本一致，激勵(lì)效應(yīng)在實(shí)施后一、二、三年中與高管異常離職率均顯著負(fù)相關(guān)，逆米爾斯比率系數(shù)同樣顯著為負(fù)，在樣本選擇機(jī)制回歸中管理層持股和高管薪酬均為正，所有結(jié)果均顯示前述的結(jié)論是穩(wěn)健的，回歸結(jié)果不再贅述。

五、結(jié)論

本文采用2006-2013年期間實(shí)施股權(quán)激勵(lì)的公司為研究樣本，以逆米爾斯比率作為管理層私人信息的計(jì)量變量，采用Heckman方法估計(jì)管理層私人信息、股權(quán)激勵(lì)效應(yīng)對(duì)高管離職的影響。研究結(jié)果發(fā)現(xiàn)，管理層私人信息與高管異常離職率顯著負(fù)相關(guān)，即高管離職與股權(quán)激勵(lì)實(shí)施具有內(nèi)生性，管理層私人信息是高管離職和實(shí)施股權(quán)激勵(lì)的共同驅(qū)動(dòng)因素，即實(shí)施股權(quán)激勵(lì)企業(yè)的管理層效用較高導(dǎo)致了較低的離職率。結(jié)合樣本選擇機(jī)制模型的結(jié)果，我們發(fā)現(xiàn)高管持股比例高以及高管薪酬高的企業(yè)越傾向于實(shí)施股權(quán)激勵(lì)，高管持股比例較高、薪酬較高往往意味著高管在企業(yè)中形成某種程度的內(nèi)部人控制，此種情況下高管離職率的降低并不能被視為代理問題的緩解，其實(shí)質(zhì)是代理問題的表現(xiàn)結(jié)果。激勵(lì)效應(yīng)與高管異常離職率顯著負(fù)相關(guān)也是企業(yè)代理問題的表現(xiàn)結(jié)果，并非緩解了企業(yè)代理問題。

高管離職是公司治理中的一個(gè)重要問題，高管離職對(duì)公司治理以及資本市場(chǎng)都會(huì)產(chǎn)生巨大影響，管理層股權(quán)激勵(lì)，被認(rèn)為是通過增強(qiáng)管理層報(bào)酬與公司價(jià)值相關(guān)性，來緩解代理問題以及能夠?qū)⒐芾韺永媾c股東利益相結(jié)合。本文研究的啟示在于，雖然我國(guó)上市公司實(shí)施股權(quán)激勵(lì)似乎降低了高管異常離職率，實(shí)現(xiàn)了激勵(lì)目的，但事實(shí)上，此時(shí)高管異常離職率的降低正是企業(yè)代理問題的結(jié)果。因此，上市公司實(shí)施股權(quán)激勵(lì)應(yīng)謹(jǐn)慎，避免讓股權(quán)激勵(lì)成為高管牟利的工具。

本文的局限性在于，我們采用逆米爾斯比率作為管理層私人信息的代理變量，實(shí)質(zhì)上逆米爾斯比率應(yīng)該是所有遺漏變量的綜合，本文將其作為管理層私人信息的代理變量是存在計(jì)量誤差的，未來的研究可以進(jìn)一步尋找更恰當(dāng)?shù)淖兞縼砜坍嫻芾韺铀饺诵畔?。本文研究存在的另一個(gè)問題在于，股權(quán)激勵(lì)是一種側(cè)重長(zhǎng)遠(yuǎn)目標(biāo)的激勵(lì)方式，而本文限于樣本只考察實(shí)施后1至3年的情況，未能描述實(shí)施股權(quán)激勵(lì)后高管異常離職率的長(zhǎng)期變化，隨著時(shí)間的推移對(duì)此做時(shí)間序列分析具有重要意義。