劉晶晶 上海社會科學院研究生院

一、理論基礎與假設

根據國泰安CSMAR的數據庫統計，自2005年到2018年間，我國上市企業(yè)共有1 372家實施股權激勵方案①。股權激勵逐步進入上市企業(yè)管理的“常態(tài)化”操作，成為加強企業(yè)經營和管理手段的新式武器。國資改革也不斷成為熱點議題，強化激勵逐漸成為推動改革的突破口及重要抓手。

陳健、劉益平、邱強(2017)認為不同的激勵方式對高管離職率存在影響，限制性股票模式因為現金流壓力小，發(fā)展穩(wěn)健的企業(yè)多采用，其對企業(yè)高管離職率的抑制作用高于股票期權模式。強調了股權激勵與高管離職率之間存在一點關系。肖淑芬，付威(2006)認為實施股權激勵能有效降低高管離職率，從人力資本的角度出發(fā)，是對人才的吸引和保護。企業(yè)高管的離職在當期會影響企業(yè)的業(yè)績，但是從長久來看，高管的離職意味著高管的一種不勝任，而離職的行為從另一個層面反映了企業(yè)的監(jiān)管，對企業(yè)未來發(fā)展來說，可以為企業(yè)引入新鮮的管理層血液，有利于現有管理層更加努力為企業(yè)服務，做到管理層個人利益與企業(yè)利益保持一致。因此，本文認為企業(yè)高管的離職會對股權激勵的效果產生一定的影響，且影響為正向，即高管離職率能夠強化股權激勵對企業(yè)績效的作用。

二、實證研究

(一)模型構建

本文選取2007年至2017年滬深A股上市公司非金融行業(yè)的年度數據進行研究，考慮到股權激勵與企業(yè)績效ROA之間互相影響，因此所有的自變量及控制變量均采用t-1期的數據進行研究，以解決內生性的問題。由于行業(yè)的差異以及時間的差異都會對回歸結果產生一定的影響，因此為了使研究結果更具有說服性，本文選擇了固定效應模型，固定了行業(yè)與時間，確保研究結果不被行業(yè)和時間影響。

模型主要研究高管離職率對股權激勵效用的影響，假設認為高管離職率能夠強化股權激勵對企業(yè)績效的作用，即存在高管離職的企業(yè)相比于沒有高管離職的企業(yè)，股權激勵更能夠提高企業(yè)的績效。因此構建如下模型：

其中ROA為總資產凈利率，作為因變量即企業(yè)的經營業(yè)績指標，HMC代表股權激勵，即企業(yè)高管持股比例，作為企業(yè)的自變量，AGE是企業(yè)存活年限，作為該模型中的控制變量，SIZE是企業(yè)的規(guī)模，預計β1顯著大于0，即股權激勵對企業(yè)經營業(yè)績有顯著正向影響。預計β4顯著大于0，即高管離職的企業(yè)相比于沒有高管離職的企業(yè)，股權激勵更能夠提高企業(yè)的績效。

(二)變量說明與描述性統計

本文選用滬深A股2007年至2017年的年度數據進行研究，數據來源于WIND數據庫，剔除了ST股票、數據缺失和存在極端值的股票，最終以1 201個上市公司作為研究對象，樣本數為12 910個。

為了檢驗國有企業(yè)管理層離職率對股權激勵效用的影響，再將樣本縮小到國有企業(yè)中，剔除了所有ST，數據缺失以及極端值，共得到6 918個樣本進行回歸。主要構建了離職率MOUT與股權激勵HMC的交互項指標來分析國有企業(yè)管理層離職對股權激勵效用產生的影響。

1.變量說明

本文主要涉及的變量簡稱及對應的變量含義與計算方法如表2-1所示：

表2-1：變量定義與計算方法

2.描述性統計

本文涉及的相關變量描述性統計如表2-2所示：由表2-2的描述性統計可知，企業(yè)ROA的平均值為5.64%，除去極端值后，企業(yè)ROA最大最小值的絕對值均小于100%。股權激勵HMC變量的均值為0.36%，有些企業(yè)不實施股權激勵，所以最小值為0，股權激勵的最大值可達39.93%，可見部分企業(yè)的股權激勵力度很大。企業(yè)成立至今年限AGE平均值為17.71，標準差為5.317 6。企業(yè)規(guī)模SIZE的平均值為22.05，最大值為28.03，最小值為13.07。高管離職率MOUT均值為6.76%，即每家上市公司每年平均有6.76%的管理層離職，最高離職率可達80%。

表2-2：變量描述性統計

表2-3描述了本文實證研究所涉及變量之間的簡單相關系數，從表2-3中可以看出：公司績效ROA與股權激勵HMC之間的相關系數為0.060 9，且在1%的置信水平下顯著，說明股權激勵與企業(yè)績效有正向相關關系。管理層離職率MOUT與公司績效ROA呈負向顯著相關關系，其相關系數-0.047 9，說明管理層動蕩在一定程度是也會影響到企業(yè)的績效。

從相關系數檢驗表中可以發(fā)現，所有的自變量之間相關系數均未超過共線性門檻值0.7，因此本文構建的模型不存在多重共線性(Lind等，2007)。

表2-3：各變量簡單相關系數

(三)實證結果分析

表2-4為國有企業(yè)管理層離職率對股權激勵效用的影響的實證回歸結果。從回歸實證結果中可以發(fā)現，股權激勵HMC對企業(yè)ROA有正向影響且影響顯著，其系數為1.132 9在1%置信水平下顯著，可見股權激勵對公司績效始終有穩(wěn)健的正向影響。管理層離職MOUT的系數-1.685 9顯著為負，這說明管理層離職率越高，企業(yè)經營業(yè)績越差。其次，交互項MOUT*HMC的系數為28.252在1%置信水平下顯著為正，這說明在其他條件不變的情況下，高管離職率高的企業(yè)相比于離職率低的企業(yè)，股權激勵每增加一單位，公司業(yè)績ROA平均增長28.252%，這意味著國有企業(yè)管理層離職能夠有效提高股權激勵對公司業(yè)績的影響。

研究結果表明，國有企業(yè)的管理層離職對企業(yè)的業(yè)績存在負向的影響，但是管理層離職卻能進一步提升股權激勵對企業(yè)業(yè)績(ROA)的效用，使得仍在位的持股管理層更努力地為公司服務，提升企業(yè)業(yè)績(ROA)。本文認為管理層離職可以一定程度反映對國有企業(yè)的監(jiān)管的不斷加強和完善，因此可以認為，在有效和完善的監(jiān)管下，國有企業(yè)實施股權激勵的效用可以達到最大化。

三、結語

通過對管理層離職的角度分析，一般意義上是會造成企業(yè)管理層動蕩，對企業(yè)業(yè)績形成干擾甚至負面作用，但經過分析，管理層離職意味著國有企業(yè)監(jiān)管的完善，對仍在位的持有股權的高管起到了警示作用，從而使得現有管理層能夠更盡心地為企業(yè)服務，減少代理成本，提升國有企業(yè)業(yè)績。這一點在之前的研究中都沒有單獨拿出來進行分析結論。

至此，本文就如果完善與提高國有企業(yè)實施股權激勵效果提出建議。國有企業(yè)因為歷史原因，企業(yè)的經營者很大程度上還屬于政府指派任用，這一類管理者往往從政的經驗要優(yōu)于從商，面對不斷開放的市場環(huán)境，諸多國有企業(yè)經營者的角色將由職業(yè)經理人擔任，勢必導致企業(yè)管理者的流動性增強，本文的論證表明，管理層離職雖然對企業(yè)的業(yè)績存在負向的影響，但是管理層離職卻能提升股權激勵的效用，使得仍在位的管理層更努力地為公司服務，提升企業(yè)業(yè)績。因此，關注點應是如何打造健全的經理人市場，使得國有上市足夠吸引優(yōu)秀人才的加入。吸引人才還要能留住人才，企業(yè)應當盡可能地保持管理層人員的穩(wěn)定，這樣才能使企業(yè)業(yè)績也保持在一個較為穩(wěn)定的狀態(tài)，但是保證管理層人員穩(wěn)定的同時也要加強對管理層的監(jiān)管，從而保證股權激勵實施的效果?！?/p>

注釋：

①榮正咨詢《2017年度A股上市公司股權激勵統計與分析報告》。