劉倩茹 徐詠儀 余鵬翼

內(nèi)容提要：本文基于經(jīng)典的指派模型理論，以2008-2018年民營企業(yè)實施的股權激勵計劃為樣本，從經(jīng)理人、市場供需雙方的視角分析股權激勵收益不足對高管離職的影響。研究發(fā)現(xiàn)，股權激勵中普遍存在收益不足的問題且逐年嚴重。當管理層的收益小于與其業(yè)績貢獻相匹配的水平，會顯著地增加其離職概率;當公司業(yè)績高于市場平均水平、行業(yè)競爭程度較高或行業(yè)高管平均薪酬高于高管個人薪酬時，股權激勵收益不足對高管離職的影響更為顯著;同時，股權激勵收益不足會通過提升高管離職概率進而對公司業(yè)績、股市表現(xiàn)產(chǎn)生顯著的負面影響。研究結論反映我國經(jīng)理人市場效率仍很低下，管理層有效激勵仍是企業(yè)有待解決的重要問題。

關鍵詞：股權激勵;收益不足;高管離職;經(jīng)理人市場;指派模型

中圖分類號：F272.92; F832.5? 文獻標識碼：A? 文章編號：1001-148X（2020）10-0099-08

一、引言

近些年來，股權激勵成為民營企業(yè)吸引和留住管理層的重要手段，民營企業(yè)實施股權激勵的積極性高漲。

要真正實現(xiàn)吸引和留住管理層人才，企業(yè)實施的股權激勵應當使管理層獲得與其努力程度和業(yè)績貢獻相匹配的收益。作為新興市場，中國經(jīng)理人市場還很不完善和發(fā)達，市場信息效率一直處于較低水平[1]，股權激勵收益就可能與管理層的努力程度相扭曲。這一現(xiàn)象主要體現(xiàn)在以下兩個方面。一方面，大多數(shù)文獻已經(jīng)關注到中國經(jīng)理人市場存在股權激勵超額收益現(xiàn)象[2]。另一方面，中國經(jīng)理人市場存在股權激勵收益不足的問題，管理層的股權激勵收益往往低于其努力程度相匹配收益水平[3]。現(xiàn)有文獻多對薪酬管制背景下國有企業(yè)里作為官員的管理層股權激勵收益不足進行了研究[3]，但缺少對民企股權激勵收益不足與管理層之間的影響進行研究。股權激勵收益不足的現(xiàn)象在民營上市公司中是否為偶然事件，還是普遍存在？上市公司是否有相關措施緩解股權激勵收益不足？這些問題尚未得到企業(yè)與相關研究足夠的重視。

本文從經(jīng)理人市場的角度出發(fā)，分析股權激勵收益不足對管理層離職行為的影響，有助于深入理解經(jīng)理人市場力量在股權激勵薪酬中的重要作用，有利于上市公司和監(jiān)管層完善管理人才吸引和激勵機制。

二、理論分析和研究假設

現(xiàn)有股權激勵和高管離職相關研究大多在代理理論的框架下進行分析，由于股東無法低成本地觀測到管理層的努力程度，股東通過與管理層訂立股權激勵薪酬契約來緩解代理問題[4]。有研究發(fā)現(xiàn)，由于內(nèi)部公司治理不完善，掌握事實權力的管理層從股權激勵中獲取超額收益并引發(fā)了新的代理問題[5-6]。這一觀點被稱為 “管理層權力論” 。同時，現(xiàn)有高管離職相關研究將經(jīng)理人市場視作外部治理機制，并把高管離職看成這一機制對管理層激勵約束的結果。如果管理層無法在現(xiàn)在的企業(yè)做出好的業(yè)績，管理層在經(jīng)理人市場的聲譽會降低，這會使得其難以在其他公司覓得職位，管理層職業(yè)發(fā)展和薪酬水平也就會受到顯著的負面影響[7]。

Edmans等（2017）[8]指出，“管理層權力論”忽略了真正的經(jīng)理人市場力量對股權激勵薪酬的影響。股權激勵薪酬并不是簡單的雙邊契約，而是公司在有效的經(jīng)理人市場中相互競爭管理層人才來實現(xiàn)公司利益最大化的結果。所謂有效的經(jīng)理人市場實質(zhì)上就是將不同管理層有效地分配到不同管理崗位的機制，在這個機制中，管理層可以選擇不同公司的管理崗位，不同的管理崗位也可以選擇管理層[9]。因此，經(jīng)理人市場賦予了管理層和公司充足的外部選擇機會，同時，管理層和公司的外部機會多寡也將決定兩方簽訂薪酬契約時的議價能力。

現(xiàn)有股權激勵文獻大多關注股權激勵超額收益[10-11]，對股權激勵收益不足長期缺乏關注。大多數(shù)文獻對股權激勵的分析限于公司自身的角度，并假定管理層人才供給和需求是給定的，進而發(fā)現(xiàn)股權激勵超額收益確實會留住管理層[12]。相比于股權激勵超額收益，股權激勵收益不足的現(xiàn)象更適合從經(jīng)理人市場的角度進行分析。

從經(jīng)理人市場的角度出發(fā)，由于管理層和公司在市場中存在匹配機制，管理層人才供給和需求不斷變化。根據(jù)指派模型理論，在經(jīng)理人市場中，管理層的均衡薪酬水平取決于兩個重要因素：（1）管理層對公司業(yè)績貢獻與市場上其他管理層業(yè)績貢獻的差異;（2）管理層在下一個管理職位獲得的薪酬水平[8]。在股權激勵超額收益的情況下，管理層實際薪酬水平高于其均衡薪酬水平，這使得管理層在一般情況下會選擇留在公司[12]。當上市公司的股權激勵收益不足程度越高，管理層實際股權激勵收益越不能有效地反映管理層的業(yè)績貢獻與其他管理層的差異，其實際薪酬水平越低于均衡薪酬水平，這種相對少付的不平衡感將使得管理層選擇離開公司以謀求外部的就業(yè)機會，達到新的均衡狀態(tài)。據(jù)此，提出以下假設。

假設1：上市公司股權激勵收益不足會增加管理層離職概率。

從公司需求角度出發(fā)，經(jīng)理人市場將管理層所在公司的業(yè)績視為其對公司業(yè)績貢獻的信號[13]。當公司業(yè)績高于市場業(yè)績平均水平時，經(jīng)理人市場感知的管理層的業(yè)績貢獻與市場其他管理層的業(yè)績貢獻差異就會增加，這會使得其實際薪酬水平與均衡薪酬水平的差異更大，從而顯著地加強股權激勵收益不足對管理層離職概率的影響。同時，當行業(yè)競爭程度較高時，市場上對于管理層人才的爭奪將更為激烈，公司人才需求的增加將提高管理層的均衡薪酬水平[14-15]，從而顯著地增加股權激勵收益不足對高管離職概率的影響。因此，提出以下假設。

假設2：當公司業(yè)績高于市場平均水平時，股權激勵收益不足程度對高管離職的正向影響更為顯著。

假設3：較高的行業(yè)競爭程度會加強股權激勵收益不足程度對高管離職的正向影響。

從管理層供給角度出發(fā)，當行業(yè)平均薪酬水平高于管理層薪酬時，管理層離開現(xiàn)有職位前往另一個崗位能獲得的薪酬水平越高，這會顯著地增加管理層的外部機會及其均衡薪酬水平[8]。那么，當行業(yè)平均薪酬水平與管理層薪酬之差越大時，股權激勵收益不足對管理層離職概率的影響就會更為顯著。因此，提出以下假設。

假設4：當行業(yè)平均薪酬高于管理層薪酬時，股權激勵收益不足程度對高管離職的正向影響更為顯著。

三、樣本選擇與研究設計

（一） 數(shù)據(jù)來源

本文以2008—2018年滬深兩市非國有上市公司的股權激勵計劃為研究樣本，并參考已有文獻的做法，剔除ST、SST和中止上市的公司及剔除中止實施和數(shù)據(jù)不全的樣本，最終得到1941個期股權激勵實施并成功解除禁售或行權的數(shù)據(jù)。股權激勵是否成功解除禁售或行權及相應的授予、解禁、行權及上市時間，股權激勵的行權價格、授予價格和紅利收入均根據(jù)巨潮資訊網(wǎng)相關公司公告進行手工收集，股權激勵計劃其他的相關數(shù)據(jù)則來自WIND數(shù)據(jù)庫和國泰安數(shù)據(jù)庫。同時，本文手工收集股權激勵最終授予人名單公告上的高管名字并與國泰安數(shù)據(jù)庫高管名單進行匹配，最終獲得8863個被授予股權激勵計劃的高管樣本。高管個人信息數(shù)據(jù)主要來自國泰安數(shù)據(jù)和巨潮資訊網(wǎng)，如果有缺失，則進行百度或谷歌等搜索手段進行補全。最后，為了消除極端值的影響，本文針對連續(xù)變量的1%和99%百分位進行Winsorize的處理。

（二）變量定義

本文主回歸的被解釋變量為股權激勵計劃解除禁售日后30個交易日至解除禁售日后一年期間高管是否離職的虛擬變量（Lizhi），高管離職為1，高管留任在原公司為0。由于股權激勵每一期的解禁或行權時間間隔大多數(shù)為一年，且股票期權的行權期限也多為一年，因此，將高管離職的衡量限定在股權激勵計劃解除禁售日后30個交易日至解除禁售日后一年內(nèi)既可以排除下一期股權激勵的影響也可涵蓋了本期股權激勵的影響。此外，本文通過公司公告及相關新聞對高管的離職日期進行核實，排除了因退休、生病離職、數(shù)據(jù)庫顯示的任職截止日期實為高管降職日期的情況或高管去集團其他公司的情況等高管非正常離職的原因。

本文主回歸的解釋變量為股權激勵收益程度（e）。借鑒Core等（2008）[16]和方軍雄（2012）[17]，將利用某一期股權激勵計劃的年化收益率與該期間反映高管努力程度的業(yè)績指標進行回歸，用所得的殘差項衡量股權激勵收益的程度。

在中國市場中，最為常用的股權激勵類型有股票期權和限制性股票，本文將針對不同類型的股權激勵計劃介紹核算年化收益率（ReturnRate）的方法，其中年化收益率受股票售出價值（SellingValue）、買入價值（BuyingValue）、紅利收入（Dividend）及持有期天數(shù)（HoldingDays）的影響。售出價值：對于限制性股票和股票期權，我們無法得知單個管理層或核心員工賣出解除禁售或行權股票的時間和價格。本文根據(jù)解除禁售日后30個交易日的均價乘以解除禁售股票數(shù)量來確定限制性股票的售出價值，對于股票期權本文根據(jù)行權日后30個交易日的均價乘以行權股票數(shù)量來確定股票期權的售出價值。買入價值：對于限制性股票，買入價值等于解除禁售股票數(shù)量乘以授予價格。對于股票期權，買入價值等于可行權股票數(shù)量乘以行權價格，還會根據(jù)紅利收入來對行權價格進行調(diào)減。紅利收入：等于限制性股票授予的股票數(shù)量對應的紅利收入，根據(jù)公司股利分配的情況進行調(diào)整。股票期權的紅利收入已在買入價格調(diào)整過，因而紅利收入計為零。持有期天數(shù)：對于股票期權和限制性股票，持有期天數(shù)等于從授予日到解除禁售/行權日后30個交易日之間間隔的總天數(shù)。由此得出年化收益率的計算公式（1）：

ReturnRate=HoldingDays365SellingValue+DividendBuyingValue-1（1）

根據(jù)證監(jiān)會股權激勵相關文件，衡量高管努力程度的業(yè)績指標主要包括反映公司規(guī)模、盈利能力和增長潛力三個維度的指標。其中，公司規(guī)模包括激勵計劃實施期間的平均總資產(chǎn)和平均凈資產(chǎn)等，盈利能力包括激勵計劃實施期間的平均總資產(chǎn)收益率、平均凈資產(chǎn)收益率和平均凈利潤率等，增長潛力包括激勵計劃實施期間的凈利潤年均復合增長率、營業(yè)收入年均復合增長率和經(jīng)營現(xiàn)金流量年均復合增長率等。本文將上述變量進行回歸發(fā)現(xiàn)，當業(yè)績指標包含平均總資產(chǎn)（avesize）、平均凈資產(chǎn)收益率（averoe）、營業(yè)收入年均復合增長率（avegrowthy）和凈利潤年均復合增長率（avegrowth）時，回歸模型對ReturnRate的解釋力度最高。因此，股權激勵收益程度可以用模型（2）進行估計：

ReturnRate=β0+β1avesize+β2averoe+β3avegrowthy+β4avegrowth+∑Ind+∑Year+ε（2）

回歸獲得的殘差大于0，則為股權激勵收益過度，殘差小于0，則為股權激勵收益不足。本文將解釋變量（e）分為股權激勵收益不足的絕對值（e1）和股權激勵收益過度的絕對值（e2），e1和e2的絕對值越大，分別意味著收益不足和收益過度的程度越大。

在參考宗文龍（2013）[18]、醋衛(wèi)華和李培功（2015）[19]等相關文獻的基礎上，控制變量包括公司治理水平、高管個人特征、行業(yè)競爭度等方面，具體變量定義見表1。

（三）研究模型

為檢驗假設1，即股權激勵收益的程度對高管離職的影響，本文構架了模型（3）：

Pr（lizhi=1）i，t=β0+β1ei，t+Controlsi，t+∑Ind+∑Year+ε（3）

為檢驗假設2，即公司業(yè)績與市場業(yè)績之差是否加強了股權激勵收益不足程度對高管離職的影響，本文構架了模型（4）：

Pr（lizhi=1）i，t=β0+β1e1i，t+β2Droei，t+β3e1i，t×Droei，t+Controlsi，t+∑Ind+∑Year+ε（4）

為檢驗假設3，即行業(yè)競爭激勵程度是否加強了股權激勵收益不足程度對高管離職的影響，本文構架了模型（5）：

Prlizhi=1i，t=β0+β1e1i，t+β2HHIi，t+β3e1i，t×HHIi，t+Controlsi，t+∑Ind+∑Year+ε（5）

為檢驗假設4，當行業(yè)平均薪酬與管理層薪酬之差是否加強了股權激勵收益不足程度對高管離職的影響，本文構架了模型（6）：

Prlizhi=1i，t=β0+β1e1i，t+β2Dsalaryi，t+β3e1i，t×Dsalaryi，t+Controlsi，t+∑Ind+∑Year+ε（6）

四、實證結果分析

（一）股權激勵收益程度分析

表2為股權激勵年化收益率ReturnRate的回歸結果，由表2可知在股權激勵期間，代表高管努力程度的業(yè)績表現(xiàn)會顯著影響ReturnRate。averoe、avegrowthy和avegrowth越高，則ReturnRate越高;avesize越大，則ReturnRate越低，該結果與以往文獻結果相似。同時，回歸的R方為0.264，表示上述業(yè)績變量較好地解釋了ReturnRate。

表3為ReturnRate回歸變量與回歸殘差的描述性統(tǒng)計，表4為殘差數(shù)量分年度統(tǒng)計。由表3可知，ReturnRate的最大值為4.304，表示股權激勵期間的年收益率為430.4%，最小值為-0.557，表示股權激勵期間年收益率為-55.7%，同時，ReturnRate平均值和中位數(shù)均為正。上述結果意味著不同公司股權激勵收益差別大，且大多數(shù)股權激勵的實施，管理層最終將獲得一定收益。殘差最大值為4.079，最小值為-1.989，平均數(shù)為0，中位數(shù)則接近0，表示接近一半的股權激勵實施，管理層的努力程度超過應當取得的股權激勵收益。表4中股權激勵收益不足e1和股權激勵收益過度e2的數(shù)量逐年遞增，且e1的數(shù)量在大多數(shù)年份均高于e2。結合表3、表4綜合分析，股權激勵的實施大多數(shù)可以給管理層帶來收益，但超過一半的股權激勵實施帶來的收益匹配不上管理層的努力程度，由此引起股權激勵收益不足的現(xiàn)象，且該現(xiàn)象發(fā)生的數(shù)量逐年上升。

（二）回歸假設的描述性統(tǒng)計

表5為主要變量的描述性統(tǒng)計。如表5所示，高管離職（Lizhi）的平均值為0.086，說明有8.6%的高管在股權激勵解禁后30天到一年的期間內(nèi)離職。股權激勵收益不足e1的數(shù)量為5058，股權激勵收益過度e2的數(shù)量為3805，說明超過一半的高管面臨股權激勵收益的情況。同時，e1的最大值為1.295，e2的最大值為2.995，說明股權激勵收益不足雖然數(shù)量多但程度較低，而股權激勵收益過度數(shù)量較少但高管可能獲得更高的回報。公司業(yè)績與行業(yè)業(yè)績之差Droe平均值（0.050）和中位數(shù)（0.041）均大于0， 表明股權激勵期間上市公司取得的業(yè)績普遍高于行業(yè)平均水平。行業(yè)競爭激勵程度（HHI）平均值為0.065，由于HHI越小則表示行業(yè)競爭越激烈，因此實施股權激勵公司所在的行業(yè)競爭相對激烈。行業(yè)高管平均薪酬與高管個人薪酬之差Dsalary平均值（-0.242）和中位數(shù)（-0.500），表明實施股權激勵的公司中高管個人薪酬普遍高于行業(yè)平均水平。高管特征顯示，受到股權激勵的高管多為男性，學歷本科居多，大多數(shù)擔任過2個以上的崗位，很少具有海外經(jīng)歷。標的公司采取股權激勵的方式多為限制性股票形式。

（三）主回歸檢驗

面對股權激勵收益不足，管理層的收益水平低于其業(yè)績貢獻相匹配的水平，管理層會選擇離開公司實現(xiàn)其均衡薪酬水平，這會顯著地增加管理層離職的可能性，檢驗結果如表6所示。本文發(fā)現(xiàn)輕微的股權激勵收益不足及股權激勵收益過度（表6列2）均不會顯著影響到高管離職，當股權激勵收益不足嚴重到一定程度時才會導致高管的離職（表6列1）。據(jù)本文回歸發(fā)現(xiàn)，當股權激勵收益不足的嚴重程度超過其平均數(shù)時，股權激勵收益不足將對高管離職產(chǎn)生顯著影響，其在1%的水平上顯著為正。從經(jīng)濟意義上來說，股權激勵收益不足程度（e1）每增加一個標準差，高管離職的概率（Lizhi）增加54.86%（高管股權收益不足程度系數(shù)為0.507乘以股權收益不足的標準差0.303再除以高管離職的標準差0.280等于0.5486）。上述實證結果表明，由于實施股權激勵的公司高管個人薪酬大多數(shù)高于行業(yè)高管平均薪酬等原因，輕微的股權激勵收益不足不會使得高管馬上離開公司，但當股權激勵收益不足程度嚴重到一定程度時，股激勵收益不足越高，高管離職的概率越大，這使得股權激勵這一“金手銬”無法實現(xiàn)留住管理層的目標。因此，假說1得到支持。

（四）股權激勵收益不足與高管離職進一步檢驗

根據(jù)指派模型理論，管理層的均衡薪酬水平取決于經(jīng)理人市場供需雙方的匹配結果。因此，本文進一步從公司的視角分析股權激勵收益不足對高管離職的影響，并利用模型（4）和（5）檢驗假設2和假設3，檢驗結果如表7列1、列2所示。在表7列1中，股權激勵收益不足和公司與行業(yè)業(yè)績之差的交乘項（e1×Droe）在10%的水平上顯著為正。這表明當管理層業(yè)績貢獻大于行業(yè)平均水平時，股權激勵收益不足對高管離職的正向影響更為顯著，假說2得到驗證。在表7列2中，股權激勵收益不足與行業(yè)競爭程度的交乘項（e1×HHI）在5%的水平上顯著為負，這表明當市場競爭越激烈時，管理層對于公司的重要性更大，股權激勵收益不足對高管離職的影響更為顯著。從管理層視角分析股權激勵收益不足對高管離職的影響，并用模型（6）檢驗假設4，結果在表7列3。股權激勵收益不足與薪酬之差的交乘項（e1×Dsalary）在5%的水平上顯著為正，表明當行業(yè)高管平均薪酬與高管個人薪酬之差越大，高管下一個工作機會獲得更高薪酬的可能性越大，股權激勵收益不足對高管離職的影響更為顯著。

（五）股權激勵收益不足對公司的影響

前述檢驗結果表明，股權激勵嚴重不足會顯著地增加高管離職概率。高管的離職會使得公司的戰(zhàn)略實施、經(jīng)營計劃、日常管理無法得到有效地開展，這會對公司造成較為嚴重的負面影響。因此，本文將進一步從業(yè)績、股市表現(xiàn)和公司反應三個層面考察股權激勵收益不足對公司的影響。其中，本文用總資產(chǎn)收益率（Roa）和凈資產(chǎn)收益率（Roe）來衡量公司業(yè)績，每股收益（Eps）衡量公司的股市表現(xiàn)，高管平均薪酬（Salary）衡量公司反應，并用中介效應模型進行檢驗，結果如表8。在表8列（1）、（3）、（5）第一階段的檢驗中，e1的系數(shù)均顯著為負，說明股權激勵收益不足將使得公司未來的業(yè)績及股市表現(xiàn)變差，在列（7）第一階段檢驗中e1的系數(shù)顯著為正，說明股權激勵不足的現(xiàn)象引起了公司的注意，并采取了提高管理層薪酬的措施以改善股權激勵收益不足的情況。第二階段檢驗，即股權激勵收益不足（e1）對高管離職（Lizhi）的影響已在表6列1得到檢驗，此處不重復匯報。在第三階段檢驗中，控制了高管離職（Lizhi）的影響之后，e1的回歸系數(shù)絕對值有所減小但依然顯著，且Lizhi的回歸系數(shù)也顯著，Sobel檢驗的z值的絕對值均高于臨界值0.97。綜上所述，表8結果通過了中介效應檢驗，表明股權激勵收益不足將影響公司的未來業(yè)績及股市表現(xiàn)，同時提高了高管的薪酬，而高管離職是其中介機制。

（六）穩(wěn)健性檢驗

由于股權激勵收益不足的公司或所在公司的高管可能自身存在一些問題才使得高管離職，因此本文將采用傾向得分匹配法（PSM）以解決初始條件差異產(chǎn)生的內(nèi)生性問題。本文將全樣本劃分為實驗組和控制組，其中，股權激勵收益不足為實驗組，股權激勵收益過度為控制組。接著以probit模型為基礎確認樣本的傾向得分值，并通過前期研究的基礎上選擇公司業(yè)績與行業(yè)業(yè)績之差（Droe）、行業(yè)與高管薪酬（Dsalary）、第一大股東持股比例（Ratio1）、高管學歷（Degree）、高管背景多元性（Background）和股權激勵標的（Bid）作為協(xié)變量。最后選擇一對四的匹配方法對實驗組和控制組進行匹配。

由傾向得分匹配的平衡性檢驗結果可知①，匹配后的偏差率均小于10%，說明所有協(xié)變量在實驗組和控制組之間是平衡的。PSM穩(wěn)健性檢驗結果如表9列1所示，股權激勵收益不足（e1）系數(shù)為0.475在5%的水平上顯著，回歸結果依然穩(wěn)健。

將回歸的probit模型替換為logit模型，檢驗結果如表9列2，結果依舊穩(wěn)健。

考慮到高管在股權激勵計劃解除禁售時，可能預知到未來的股權收益不足，因而主回歸的替代被解釋變量為股權激勵計劃解除禁售日后高管是否離職的虛擬變量（Lizhi2），高管離職為1，高管留任在原公司為0，并排除了因退休或者是數(shù)據(jù)庫顯示的任職截止日期實為高管降職日期的情況。將替代解釋變量代入回歸中，檢驗結果如表9列3，結果依舊穩(wěn)健。

五、研究結論

管理層人才對提升企業(yè)競爭力和推動經(jīng)濟轉(zhuǎn)型發(fā)展具有非常重要的意義，而股權激勵一直以來被公司視作吸引和留住管理層的“金手銬”?；诮?jīng)典的指派理論，本文從經(jīng)理人市場的角度出發(fā)，分析股權激勵收益不足對高管離職的影響。研究發(fā)現(xiàn)，股權激勵中普遍存在收益不足，管理層的收益小于與其業(yè)績貢獻相匹配的水平，這會顯著地增加其離職概率，股權激勵也就無法實現(xiàn)留住管理層的目標。從公司需求的角度出發(fā)，當公司業(yè)績高于市場或行業(yè)平均水平、行業(yè)競爭程度較高時，股權激勵收益不足對高管離職的影響更顯著。從管理層供給的角度出發(fā)，表明當行業(yè)高管平均薪酬與高管個人薪酬之差越大，高管下一個工作機會獲得更高薪酬的可能性越大，股權激勵收益不足對高管離職的影響更為顯著。進一步的分析發(fā)現(xiàn)，股權激勵收益不足會通過提升高管離職概率進而對公司業(yè)績、股市表現(xiàn)產(chǎn)生顯著的負面影響，同時公司也會采取措施提高管理層薪酬以解決股權激勵收益不足的問題。

根據(jù)以上研究結論，本文得到以下啟示：（1）企業(yè)應當更多地結合經(jīng)理人市場供需雙方的議價能力制定靈活的管理層薪酬體系，確保企業(yè)能夠吸引和留住管理人才，從而實現(xiàn)企業(yè)競爭力持續(xù)提升。（2）監(jiān)管層和企業(yè)應當采取各種措施緩解股權激勵收益不足，確保股權激勵這一工具能夠更好地實現(xiàn)“金手銬”的作用，更好地吸引、留住和激勵管理人才。（3）外部投資者應當結合經(jīng)理人市場看待股權激勵收益水平，這將有利于企業(yè)完善人才激勵和吸引機制。

注釋：

① 篇幅所限，PSM平衡性檢驗和平均處理效應估計結果未做報告。

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Does Insufficient Equity Incentive Returns Affect Executive Turnover？

Based on the Assignment Model Theory

LIU Qian-ru， XU Yong-yi， YU Peng-yi

（School of Accounting，Guangdong University of Foreign Studies，Guangzhou 510000，China）

Abstract：Based on the classic assignment model theory， this paper uses the equity incentive plan implemented by private enterprises from 2008 to 2018 as a sample to analyze the impact of insufficient equity incentive returns on executive turnover from the perspective of both manager and the supply and demand side of labor market. It is found that there is a problem of insufficient returns in equity incentive， which is serious year by year. When the manager′s income is less than the level matching with its performance contribution， the turnover probability will be significantly increased; when the company′s performance is higher than the average market level， the degree of industry competition is higher， or the average compensation of industry executives is higher than the individual salary of executives， the impact of insufficient equity incentive income on the turnover of executives is more significant;at the same time， the insufficient return on equity incentive will have a significantly negative impact on corporate performance and stock market performance by increasing the turnover probability of executives. The conclusion shows that the market efficiency of manager in China is still very low， and the effective incentive of management is still an important problem to be solved.

Key words：equity incentive; earnings shortage; executive turnover; manager market; assignment model

（責任編輯：趙春江）

收稿日期：2020-06-01

作者簡介：劉倩茹（1987-），女，四川綿陽人，廣東外語外貿(mào)大學會計學院講師，會計學博士，研究方向：管理層薪酬、行為金融;徐詠儀（1995-），女，廣東揭陽人，廣東外語外貿(mào)大學會院學院碩士研究生，研究方向：公司治理、并購;余鵬翼（1971-），本文通訊作者，男，安徽六安人，廣東外語外貿(mào)大學會計學院教授，博士生導師，經(jīng)濟學博士，研究方向：財務審計、跨國并購。

基金項目：國家自然科學基金面上項目，項目編號：71972057，71872121;教育部人文社會科學研究青年基金項目，項目編號：19YJC630105;廣東省科技廳科技計劃項目，項目編號：2020B1010010012。