任燦燦 郭澤光 田智文

(1.山西財(cái)經(jīng)大學(xué) 會(huì)計(jì)學(xué)院，山西 太原 030006；2.紅星地產(chǎn)太原分公司 財(cái)務(wù)部，山西 太原 030006)

一、引言

隨著我國經(jīng)濟(jì)由高速增長向高質(zhì)量發(fā)展階段轉(zhuǎn)變，實(shí)體企業(yè)的資源配置效率和實(shí)業(yè)發(fā)展質(zhì)量問題受到廣泛關(guān)注。金融資產(chǎn)是企業(yè)進(jìn)行資源配置的關(guān)鍵領(lǐng)域，特別是在實(shí)體投資回報(bào)率不高的背景下，資本逐利和高管自利動(dòng)機(jī)誘使企業(yè)將大量資金投放至金融、房地產(chǎn)等行業(yè)，造成經(jīng)濟(jì)虛假繁榮，脫實(shí)向虛加劇。為此，黨的十九大報(bào)告、2019年政府工作報(bào)告和黨的十九屆五中全會(huì)等多次強(qiáng)調(diào)要深化金融體制改革、增強(qiáng)金融服務(wù)實(shí)體經(jīng)濟(jì)的能力，嚴(yán)格把控和防范金融風(fēng)險(xiǎn)。如何有效抑制企業(yè)脫實(shí)向虛已成為當(dāng)前理論界和實(shí)務(wù)界關(guān)注的重點(diǎn)話題。金融資產(chǎn)配置是高管通過對(duì)企業(yè)內(nèi)外部環(huán)境進(jìn)行綜合判斷后所做出的決策。基于此，已有文獻(xiàn)主要從高管特征[1]、宏觀經(jīng)濟(jì)政策環(huán)境[2]、企業(yè)業(yè)績波動(dòng)[3]等視角展開討論，但從員工與高管決策之間動(dòng)態(tài)關(guān)系視角的研究較少。員工是企業(yè)各項(xiàng)生產(chǎn)經(jīng)營、決策活動(dòng)的關(guān)鍵執(zhí)行層，對(duì)企業(yè)實(shí)體投資的獲利能力[4]、管理層監(jiān)督的有效性[5]具有不容忽視的作用，進(jìn)而影響高管決策對(duì)人力資本的依賴程度和管理層代理問題[6]。拓展和深化員工對(duì)企業(yè)金融資產(chǎn)配置的影響研究具有較強(qiáng)的理論和現(xiàn)實(shí)意義。

2014年6月，證監(jiān)會(huì)發(fā)布《關(guān)于上市公司實(shí)施員工持股計(jì)劃試點(diǎn)的指導(dǎo)意見》(以下簡稱《指導(dǎo)意見》)，鼓勵(lì)上市公司通過員工持股計(jì)劃(Employee Stock Ownership Plan，ESOP)進(jìn)行公司治理結(jié)構(gòu)的創(chuàng)新和改善，促進(jìn)資源優(yōu)化配置。截止2018年12月31日，已有約740家A股上市公司先后實(shí)施了員工持股計(jì)劃。員工持股計(jì)劃是通過向員工分享剩余索取權(quán)來實(shí)現(xiàn)利益綁定和集體激勵(lì)，構(gòu)建勞資共生關(guān)系的創(chuàng)新型組織管理模式[7]。在實(shí)施員工持股計(jì)劃之前，員工在企業(yè)中一般只領(lǐng)取固定報(bào)酬，員工、企業(yè)與高管的利益相互獨(dú)立，員工缺乏努力工作、團(tuán)隊(duì)協(xié)作和監(jiān)督的意愿。員工持股計(jì)劃以統(tǒng)一認(rèn)購、集中管理、設(shè)置鎖定期的形式向廣泛普通員工分享企業(yè)剩余索取權(quán)，使員工從勞動(dòng)者身份轉(zhuǎn)變?yōu)槠髽I(yè)所有者，持股員工之間、員工與企業(yè)之間形成利益一致的共同體模式，促成相互信任、團(tuán)隊(duì)協(xié)作、相互監(jiān)督的企業(yè)氛圍，進(jìn)而提升企業(yè)績效和創(chuàng)新水平[8-9]。對(duì)于員工持股計(jì)劃與高管決策的關(guān)系，現(xiàn)有文獻(xiàn)多側(cè)重從高管持股帶來管理層與企業(yè)之間利益關(guān)系變化的視角展開分析[10-11]，忽略了普通員工持股對(duì)高管決策的影響。那么，作為以員工為主體的制度安排，員工持股計(jì)劃能否改善企業(yè)內(nèi)部依賴關(guān)系和監(jiān)督質(zhì)量，進(jìn)而抑制脫實(shí)向虛？本文對(duì)此進(jìn)行解答。

本文以2011-2018年A股上市公司為研究樣本，檢驗(yàn)員工持股計(jì)劃對(duì)企業(yè)脫實(shí)向虛的影響，并進(jìn)一步探討信任關(guān)系、共生治理在其中的影響路徑及ESOP要素差異導(dǎo)致的不同效果。研究貢獻(xiàn)有：第一，我國政府高度重視企業(yè)脫實(shí)向虛問題，強(qiáng)調(diào)金融服務(wù)實(shí)體經(jīng)濟(jì)的金融定位。探究企業(yè)金融化的影響因素是有效抑制脫實(shí)向虛和防范金融風(fēng)險(xiǎn)的前提。已有文獻(xiàn)側(cè)重從高管個(gè)人特征的視角展開分析，忽略了普通員工在其中的治理作用。本文基于信任理論和共生治理理論的分析為探究和抑制企業(yè)脫實(shí)向虛提供了新的理論支撐；第二，已有文獻(xiàn)普遍采用“一刀切”策略，研究如何降低企業(yè)金融化的絕對(duì)程度。然而，金融資產(chǎn)本身不具有優(yōu)劣屬性，其發(fā)揮蓄水池效應(yīng)還是擠出效應(yīng)，關(guān)鍵在于金融資產(chǎn)配置程度[12]。本文在已有研究的基礎(chǔ)上，進(jìn)一步從企業(yè)最優(yōu)金融化視角分析員工持股計(jì)劃的治理作用，拓寬了企業(yè)金融資產(chǎn)配置的研究視角；第三，已有文獻(xiàn)側(cè)重從企業(yè)績效、創(chuàng)新等視角研究員工持股計(jì)劃的經(jīng)濟(jì)后果，普遍忽略了員工與高管之間的互動(dòng)關(guān)系，鮮有文獻(xiàn)探究員工持股計(jì)劃對(duì)高管決策行為的影響。本文豐富了員工持股計(jì)劃經(jīng)濟(jì)后果的文獻(xiàn)，使相關(guān)研究更加系統(tǒng)、完善；第四，員工持股計(jì)劃的實(shí)踐效果要根據(jù)其控制權(quán)、公平性、風(fēng)險(xiǎn)性等要素差異具體分析。本研究對(duì)企業(yè)設(shè)計(jì)有效的員工持股計(jì)劃以及政府針對(duì)性地進(jìn)行金融風(fēng)險(xiǎn)管控有一定的數(shù)據(jù)支撐和指導(dǎo)意義。

二、制度背景及文獻(xiàn)回顧

(一)制度背景

員工持股計(jì)劃最早源于美國，且在美國已成為一種較流行的員工所有制形式。我國也曾在改革開放初期嘗試過員工持股計(jì)劃，但因制度環(huán)境差異，我國的實(shí)踐效果與美國不盡相同。1984年，為達(dá)到籌集資金和股份制改革的目的，我國政府提出允許企業(yè)職工持有公司股份，形成了早期“內(nèi)部職工股”。但由于制度漏洞、監(jiān)管不力等原因，職工股份超范圍發(fā)行、隨意轉(zhuǎn)讓等多種違規(guī)操作泛濫，導(dǎo)致國有資產(chǎn)流失、資本市場(chǎng)混亂，并在1998年被緊急叫停。在此之后企業(yè)職工持股逐漸演變?yōu)樯贁?shù)管理層股權(quán)激勵(lì)的形式，普通員工持股的形式在上市公司中基本消失。

2014年6月20日，證監(jiān)會(huì)發(fā)布《指導(dǎo)意見》，這是自20世紀(jì)90年代以來我國首次正式重啟上市公司ESOP，但有不少學(xué)者將其與股權(quán)激勵(lì)混為一談。二者雖然都是改善公司治理結(jié)構(gòu)、緩解資本所有者和勞動(dòng)所有者利益沖突的手段，但在具體制度設(shè)計(jì)和實(shí)施目的上仍存在較大差異。

首先，受益對(duì)象不同。股權(quán)激勵(lì)的實(shí)施對(duì)象側(cè)重于少數(shù)管理層，而員工持股計(jì)劃面向含管理層在內(nèi)的企業(yè)員工，受益對(duì)象較廣泛。且在具體實(shí)施過程中，多數(shù)企業(yè)將ESOP的分配份額向普通員工傾斜。

其次，受益對(duì)象的投入、回報(bào)和風(fēng)險(xiǎn)不同。股權(quán)激勵(lì)主要采用限制性股票和股票期權(quán)的方式，由管理層以自籌資金折價(jià)購入或企業(yè)無償贈(zèng)與。企業(yè)對(duì)股權(quán)激勵(lì)對(duì)象設(shè)置業(yè)績考核標(biāo)準(zhǔn)，當(dāng)業(yè)績達(dá)標(biāo)，管理層可通過解鎖或行權(quán)分享剩余收益，若業(yè)績未達(dá)標(biāo)，管理層可以放棄相應(yīng)權(quán)利及時(shí)止損，因此具有投入少、風(fēng)險(xiǎn)低的特征。員工持股計(jì)劃由員工自籌資金或向金融機(jī)構(gòu)融資作為資金來源，購入的價(jià)格與二級(jí)市場(chǎng)價(jià)格基本一致，因此要承擔(dān)較高的市場(chǎng)波動(dòng)風(fēng)險(xiǎn)。特別是當(dāng)通過借款融資形成杠桿式員工持股時(shí)，員工面臨的風(fēng)險(xiǎn)被放大。

最后，管理模式不同。股權(quán)激勵(lì)的相應(yīng)股票由管理層自行管理，當(dāng)達(dá)到業(yè)績考核要求后，管理層可以自主決定是否行權(quán)。員工持股計(jì)劃是一種資產(chǎn)管理計(jì)劃，通過設(shè)置專門管理機(jī)構(gòu)統(tǒng)一管理和行權(quán)，在解鎖后ESOP是否延續(xù)由持股委員會(huì)投票決定，員工個(gè)人無權(quán)獨(dú)立買賣。

綜上可知，股權(quán)激勵(lì)的制度設(shè)計(jì)更多地表現(xiàn)為對(duì)少數(shù)管理層的單一激勵(lì)，而員工持股計(jì)劃更側(cè)重激勵(lì)形式的廣泛性和集體性，更有利于建立資本所有者和多數(shù)勞動(dòng)所有者的利益共同體模式，構(gòu)建員工之間、員工與企業(yè)之間相互信任、相互依賴的協(xié)同效應(yīng)。深入研究2014年以來員工持股計(jì)劃的實(shí)踐效果有較強(qiáng)的時(shí)代意義和必要性。

(二)文獻(xiàn)回顧

對(duì)于企業(yè)金融資產(chǎn)配置的影響因素，已有研究普遍認(rèn)可金融資產(chǎn)的高回報(bào)性特征，并從資本逐利動(dòng)機(jī)和資金儲(chǔ)備動(dòng)機(jī)展開分析。資本逐利動(dòng)機(jī)認(rèn)為，金融資產(chǎn)配置的目的是追求企業(yè)利潤最大化，當(dāng)宏觀經(jīng)濟(jì)環(huán)境不景氣[13]、經(jīng)營業(yè)績下滑時(shí)[3]，企業(yè)希望依賴金融資產(chǎn)的超額收益扭轉(zhuǎn)經(jīng)營局面。資金儲(chǔ)備動(dòng)機(jī)認(rèn)為，金融資產(chǎn)配置具有蓄水池效應(yīng)，短期金融資產(chǎn)投資有利于為企業(yè)提供快速現(xiàn)金流，降低融資約束和經(jīng)營風(fēng)險(xiǎn)[14]，因此經(jīng)濟(jì)政策不確定性提高[2]、金融市場(chǎng)滯后[15]、融資約束[16]等都促使企業(yè)加劇金融化程度。在此基礎(chǔ)上，人力資本異質(zhì)性也會(huì)導(dǎo)致金融資產(chǎn)配置決策的差異?，F(xiàn)有文獻(xiàn)多關(guān)注決策主體——高管個(gè)人特征的影響，發(fā)現(xiàn)管理層年齡和任期越長[17]、CFO/CEO財(cái)務(wù)或金融背景[1]等會(huì)增強(qiáng)高管短期逐利動(dòng)機(jī)或提升個(gè)人自信程度，進(jìn)而加劇企業(yè)金融化。實(shí)施股權(quán)激勵(lì)[18]、改善內(nèi)部控制[19]等手段對(duì)高管的這一短視行為能產(chǎn)生有效監(jiān)督治理效應(yīng)。但鮮有文獻(xiàn)關(guān)注員工行為對(duì)高管決策的影響。作為企業(yè)決策層和執(zhí)行層，高管和員工之間必然存在相同的任務(wù)和頻繁的聯(lián)系，能形成信任依賴關(guān)系和相互監(jiān)督的有利條件[5-6]，是形成組織內(nèi)部知識(shí)共享、溝通互動(dòng)等高效能關(guān)系不可或缺的特質(zhì)[20]，也是改善資源配置效率的關(guān)鍵社會(huì)資本[21]。鮮有文獻(xiàn)從這一視角探究員工對(duì)企業(yè)金融資產(chǎn)配置的影響。

對(duì)于員工持股計(jì)劃實(shí)施的經(jīng)濟(jì)后果，已有文獻(xiàn)側(cè)重從管理層視角討論ESOP對(duì)企業(yè)績效、創(chuàng)新、決策等的影響。作為優(yōu)化股權(quán)結(jié)構(gòu)和公司治理水平的重要舉措，員工持股計(jì)劃將企業(yè)所有權(quán)主體擴(kuò)展到勞動(dòng)者[22]，有利于緩解管理層與股東代理問題，進(jìn)而提升財(cái)務(wù)業(yè)績，促進(jìn)研發(fā)投入[9,23]。高管認(rèn)購比例越高，越可能提高管理層風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)意愿和創(chuàng)新投資[10]。這一積極效應(yīng)同時(shí)在市場(chǎng)上進(jìn)行良性信號(hào)傳遞[24]，從而提高股價(jià)收益，產(chǎn)生股東財(cái)富效應(yīng)[25]。但管理層持有ESOP也可能加劇高管業(yè)績操縱的動(dòng)機(jī)，進(jìn)而提高外部審計(jì)師判斷的謹(jǐn)慎性[11]。部分文獻(xiàn)從普通員工視角展開討論，認(rèn)為員工持股計(jì)劃為勞動(dòng)者提供了更多的財(cái)富收益，是對(duì)員工薪酬的補(bǔ)充，有利于緩解企業(yè)內(nèi)部薪酬不公平問題[26]，增強(qiáng)員工主人翁意識(shí)和心理所有權(quán)，進(jìn)而降低離職傾向[27]，并促進(jìn)團(tuán)隊(duì)協(xié)作、信息共享，產(chǎn)生提高生產(chǎn)效率[8]、促進(jìn)創(chuàng)新成果形成[4,9]的集體激勵(lì)效應(yīng)[7]。少有文獻(xiàn)關(guān)注到普通員工持股與高管決策的互動(dòng)關(guān)系。個(gè)別學(xué)者指出當(dāng)企業(yè)實(shí)施員工持股計(jì)劃后，管理層出于“討好”員工的動(dòng)機(jī)，更傾向于進(jìn)行正向盈余管理，進(jìn)而降低財(cái)務(wù)信息質(zhì)量[28]。

從對(duì)現(xiàn)有文獻(xiàn)的回顧來看，雖然逐漸有學(xué)者開始關(guān)注普通員工對(duì)企業(yè)發(fā)展的重要性，但鮮有文獻(xiàn)研究員工與高管間的互動(dòng)關(guān)系，特別是員工持股計(jì)劃實(shí)施后高管決策的變化。員工持股計(jì)劃的利益綁定和集體激勵(lì)效應(yīng)增強(qiáng)了員工與高管的聯(lián)動(dòng)性，是影響管理層決策的重要因素，特別是對(duì)高管更傾向于依賴金融資產(chǎn)獲得高回報(bào)還是依賴人力資本發(fā)展實(shí)業(yè)的相關(guān)決策具有重要影響。現(xiàn)有文獻(xiàn)對(duì)相關(guān)領(lǐng)域的研究尚有不足。本文工作對(duì)上述問題進(jìn)行了解答。

三、理論分析及研究假設(shè)

(一)員工持股計(jì)劃與企業(yè)脫實(shí)向虛

資本逐利動(dòng)機(jī)和管理層代理問題是導(dǎo)致企業(yè)金融化的兩大關(guān)鍵因素。員工持股計(jì)劃是通過構(gòu)建勞資共生關(guān)系來改善公司治理結(jié)構(gòu)和資源配置效率的創(chuàng)新型組織管理模式，對(duì)企業(yè)脫實(shí)向虛的金融資產(chǎn)配置行為產(chǎn)生積極治理效應(yīng)。

一方面，員工持股計(jì)劃能增強(qiáng)企業(yè)與員工間的信任關(guān)系，引導(dǎo)企業(yè)減少金融資產(chǎn)配置。信任是指當(dāng)不同利益主體之間發(fā)生交易或往來聯(lián)系時(shí)，一方對(duì)另一方的語言、行為等產(chǎn)生樂觀預(yù)期，愿意基于這一預(yù)期作出依賴對(duì)方的決策和行動(dòng)，并對(duì)此承擔(dān)風(fēng)險(xiǎn)的心理狀態(tài)[29]。高水平的信任能促成主體依從客體的決策行為，是促進(jìn)團(tuán)隊(duì)內(nèi)部信息共享、優(yōu)化資源配置的關(guān)鍵社會(huì)資本[21]。在資源有限的情況下，企業(yè)金融資產(chǎn)配置和實(shí)體投資之間具有替代性，金融資產(chǎn)持股比例的增加可能擠出實(shí)體投資，導(dǎo)致企業(yè)脫實(shí)向虛[30]。基于資本逐利動(dòng)機(jī)，高管更傾向于將有限資金投資于獲利能力更強(qiáng)的領(lǐng)域，實(shí)體企業(yè)紛紛開展金融資產(chǎn)投資的主要原因就在于金融資產(chǎn)具有投資期短、回報(bào)率高等特征，而員工懈怠、人力資本專用性壁壘等代理問題增加了人力資本對(duì)企業(yè)邊際貢獻(xiàn)和實(shí)業(yè)獲利能力的不確定性[8]，也不利于管理層作出依賴人力資本的決策，進(jìn)一步加劇企業(yè)資本依賴。員工持股計(jì)劃是企業(yè)進(jìn)行員工激勵(lì)的重要手段，當(dāng)企業(yè)實(shí)施員工持股計(jì)劃后，員工個(gè)人利益與企業(yè)利益的綁定關(guān)系促使企業(yè)內(nèi)部形成利益共同體，能有效緩解企業(yè)內(nèi)部薪酬分配不公平問題和員工與企業(yè)間的代理問題，增強(qiáng)員工滿意度、心理所有權(quán)和組織認(rèn)同感[26]。此時(shí)，企業(yè)、高管、員工之間形成相互信任、相互依賴、相互協(xié)作的工作團(tuán)隊(duì)和企業(yè)文化[4]，員工更愿意積極挖掘自身潛能，充分利用現(xiàn)有實(shí)業(yè)資源來提升個(gè)人對(duì)企業(yè)的邊際貢獻(xiàn)[4]，高管決策也不再僅以物質(zhì)資本的獲利能力為唯一依據(jù)，而會(huì)綜合考慮企業(yè)內(nèi)部整體活力，重視并依賴企業(yè)成員，強(qiáng)調(diào)員工參與和團(tuán)隊(duì)協(xié)作[31]，將有限資金用于實(shí)業(yè)投資，同時(shí)主動(dòng)減少金融資產(chǎn)配置等風(fēng)險(xiǎn)性投資[6]。

另一方面，員工持股計(jì)劃有利于加強(qiáng)員工對(duì)管理層的監(jiān)督，改善公司治理水平。金融資產(chǎn)不僅具有高收益性，還具有高風(fēng)險(xiǎn)性。在代理問題下，管理層為追求短期利潤最大化，通過金融資產(chǎn)配置等依賴資本投資的高回報(bào)率來實(shí)現(xiàn)短期盈余目標(biāo)[3]，而這一決策同時(shí)也為企業(yè)帶來了更多的潛在風(fēng)險(xiǎn)，違背了股東追求長期利益最大化的價(jià)值導(dǎo)向[32]。高質(zhì)量的公司治理水平能形成對(duì)管理層的有效監(jiān)督和制衡[33]，對(duì)管理層股權(quán)激勵(lì)能促使高管重視企業(yè)長期發(fā)展，減少金融套利行為[18]。然而，兩權(quán)分離、高管專業(yè)背景等因素導(dǎo)致股東和管理層之間存在信息不對(duì)稱，難以形成股東的有效監(jiān)督。員工持股計(jì)劃實(shí)施后，持股員工實(shí)現(xiàn)從勞動(dòng)力向主人翁的身份轉(zhuǎn)變，鎖定期的設(shè)置使持股員工更關(guān)注長期價(jià)值[4]。此時(shí)企業(yè)大股東、管理層和持股員工組成具有一致利益的集體，共同參與公司治理，并由選舉產(chǎn)生的管理委員會(huì)參與董事會(huì)表決。持股員工作為企業(yè)內(nèi)部股東，既享有身為股東的監(jiān)督權(quán)，又因直接參與經(jīng)營能獲得企業(yè)內(nèi)部信息，緩解股東與管理層信息不對(duì)稱導(dǎo)致的代理問題，形成對(duì)管理層的有效監(jiān)管，約束機(jī)會(huì)主義行為[5]。當(dāng)高管出于自利動(dòng)機(jī)作出金融資產(chǎn)配置的短視決策時(shí)，持股員工及時(shí)將信息反饋給管理委員會(huì)，并由管理委員會(huì)代為行使股東權(quán)利，增加董事會(huì)決議中的反對(duì)意見，進(jìn)而約束金融資產(chǎn)配置行為。綜上提出假設(shè)1。

H1員工持股計(jì)劃能顯著抑制企業(yè)脫實(shí)向虛。

(二)產(chǎn)權(quán)異質(zhì)性對(duì)員工持股計(jì)劃與金融化關(guān)系的影響

國有和非國有的所有制差異下，企業(yè)實(shí)施員工持股計(jì)劃的動(dòng)機(jī)和效果可能不同。首先，從實(shí)施動(dòng)機(jī)來看，與國有企業(yè)相比，非國有企業(yè)在融資能力、市場(chǎng)競爭等方面普遍面臨較高的生存壓力，依賴金融資產(chǎn)配置獲取短期超額利潤的能力也相對(duì)弱于國有企業(yè)[34]，因此非國有企業(yè)有更大的動(dòng)機(jī)減少資本依賴并通過實(shí)業(yè)發(fā)展來提高核心競爭力。而國有企業(yè)向金融機(jī)構(gòu)借款的產(chǎn)權(quán)優(yōu)勢(shì)、政治關(guān)聯(lián)、員工“鐵飯碗”心理等都降低了其發(fā)展實(shí)業(yè)的動(dòng)機(jī)[35]。然而，實(shí)業(yè)發(fā)展離不開人力資本的支持，非國有企業(yè)對(duì)員工的吸引力遠(yuǎn)不足國有企業(yè)。實(shí)施員工持股計(jì)劃能實(shí)現(xiàn)員工與企業(yè)的利益綁定，降低員工離職率，為企業(yè)實(shí)業(yè)發(fā)展提供穩(wěn)定的人力資本支持，有利于提高非國有企業(yè)減少金融資產(chǎn)配置、發(fā)展實(shí)業(yè)的信心。其次，從實(shí)施方案來看，《指導(dǎo)意見》以來，非國有上市公司員工持股計(jì)劃以實(shí)現(xiàn)集體激勵(lì)為主要目的，員工參與度較高。而國資委于2016年對(duì)國有企業(yè)實(shí)施員工持股計(jì)劃提出更多限制條件，規(guī)定國有企業(yè)員工持股計(jì)劃的參與人員須為企業(yè)中高層的管理人員、科研人員和技術(shù)骨干，參與范圍小于非國有企業(yè)，因此也難以形成集體激勵(lì)效應(yīng)[23]，更不太可能促成高管對(duì)員工信任后減少金融化行為的效應(yīng)。相反，國有企業(yè)少數(shù)成員的ESOP誘發(fā)了高管自利動(dòng)機(jī)。為達(dá)到提高個(gè)人財(cái)富的目的，高管更傾向于為企業(yè)配置更多金融資產(chǎn)，加劇脫實(shí)向虛。據(jù)此提出假設(shè)2。

H2相比國有企業(yè)，員工持股計(jì)劃對(duì)企業(yè)金融化的治理效應(yīng)在非國有企業(yè)中更顯著。

四、研究設(shè)計(jì)

(一)樣本選取

1.數(shù)據(jù)來源及初步處理

本文選取2011-2018年滬深A(yù)股上市公司為研究樣本，并剔除金融行業(yè)樣本、ST、*ST企業(yè)樣本及指標(biāo)有缺失的樣本。為控制極端值的影響，對(duì)所有連續(xù)變量進(jìn)行1%和99%分位縮尾處理。員工持股計(jì)劃實(shí)施的相關(guān)數(shù)據(jù)通過對(duì)WIND數(shù)據(jù)庫中披露的上市公司員工持股計(jì)劃公告手工整理獲得。其他數(shù)據(jù)來自CSMAR數(shù)據(jù)庫。所有解釋變量滯后一期。

2.樣本篩選：傾向得分匹配(PSM)

員工持股計(jì)劃是否實(shí)施由企業(yè)根據(jù)自身特征自主選擇，具有自選擇性。為克服企業(yè)自我選擇偏差對(duì)實(shí)證結(jié)果的影響，本文選取近鄰傾向得分匹配方法對(duì)樣本進(jìn)行匹配和篩選。首先，參考孫即等(2017)[24]和Quinn P J(2018)[36]的研究，確定影響企業(yè)實(shí)施員工持股計(jì)劃的特征變量主要包括公司規(guī)模Size、財(cái)務(wù)杠桿Lev、公司成長性Growth、盈利能力ROA、股票年度收益率Return、上市年齡Age、產(chǎn)權(quán)性質(zhì)SOE、第一大股東持股比例Bigshare、兩職合一Dual及行業(yè)變量IND。其次，構(gòu)建Logit模型(1)計(jì)算概率值p(Xi,t-1)。其中X表示影響企業(yè)是否實(shí)施員工持股計(jì)劃的一系列特征變量，p(Xi,t-1)即為i企業(yè)在t-1期特征變量的影響下決定實(shí)施員工持股計(jì)劃的可能性。最后，通過一比一、無放回近鄰匹配的方法，確定對(duì)照組樣本。經(jīng)匹配后最終獲得6 196個(gè)觀測(cè)值參與回歸，其中包括502家實(shí)驗(yàn)組企業(yè)，3 098個(gè)實(shí)驗(yàn)組“企業(yè)-年度”樣本；530家控制組企業(yè)，3 098個(gè)控制組“企業(yè)-年度”樣本。匹配效果見表1。在匹配之前，實(shí)驗(yàn)組和控制組特征變量的均值存在顯著差異，而匹配之后基本不顯著，表明匹配效果較好。

表1 PSM匹配效果

p(Xi,t-1)=P(ESOPi,t=1|X=Xi,t-1)

(1)

(二)變量定義

1.被解釋變量

從兩個(gè)方面來衡量企業(yè)脫實(shí)向虛。其一為企業(yè)金融化水平(FIN)，參考杜勇等(2019)[1]的衡量方法，用金融資產(chǎn)占企業(yè)總資產(chǎn)的比重來表示。其中，金融資產(chǎn)包括交易性金融資產(chǎn)、可供出售金融資產(chǎn)、長期股權(quán)投資、投資性房地產(chǎn)、持有至到期投資。其二為企業(yè)金融化偏離程度(DFIN)。有學(xué)者認(rèn)為，金融化行為擠占實(shí)業(yè)發(fā)展資源，負(fù)面效應(yīng)較強(qiáng)[37]，但也有文獻(xiàn)從金融資產(chǎn)的蓄水池功能指出金融化行為具有積極效應(yīng)[14]。差異結(jié)論的關(guān)鍵主要在于金融化程度的區(qū)別。金融資產(chǎn)本身并無優(yōu)劣屬性，企業(yè)的金融化行為是發(fā)揮反哺實(shí)體經(jīng)濟(jì)的“蓄水池”效應(yīng)，還是擠占發(fā)展資源的“擠出”效應(yīng)，關(guān)鍵在于金融資產(chǎn)配置程度。因此在分析員工持股計(jì)劃對(duì)金融化行為的影響時(shí)，也應(yīng)分類討論。企業(yè)金融資產(chǎn)配置是否合理取決于金融投資與企業(yè)財(cái)務(wù)狀況、經(jīng)營狀況等的協(xié)調(diào)程度，與企業(yè)發(fā)展水平相適應(yīng)的金融資產(chǎn)投資即為最優(yōu)金融化水平。參考王少華等(2020)[12]的做法，構(gòu)建模型(2)擬合出企業(yè)最優(yōu)金融化水平，越接近擬合值時(shí)，金融資產(chǎn)配置越可能呈現(xiàn)積極效應(yīng)。用企業(yè)實(shí)際金融化水平FIN與擬合值差額的絕對(duì)值來衡量金融化偏離程度DFIN。DFIN越小，表明企業(yè)金融資產(chǎn)配置越合理。

(2)

2.解釋變量

截止2018年12月31日，已有近838家上市公司發(fā)布員工持股計(jì)劃公告(草案)，以此明確表明該上市公司實(shí)施員工持股計(jì)劃的意圖，且有約740個(gè)企業(yè)-年度樣本完成員工持股計(jì)劃認(rèn)購。本文以是否實(shí)施員工持股計(jì)劃(ESOP)為解釋變量：i企業(yè)實(shí)施員工持股計(jì)劃的當(dāng)年及存續(xù)期內(nèi)取值為1，否則為0。

3.控制變量

參考安磊等(2018)[18]和杜勇等(2019)[1]的研究，選取如下控制變量。具體變量定義見表2。

表2 變量定義表

(三)模型設(shè)計(jì)

本文構(gòu)建模型(3)進(jìn)行檢驗(yàn)。模型左側(cè)為企業(yè)t+1期金融化水平和偏離程度，右側(cè)為t期的解釋變量和控制變量?？紤]到序列相關(guān)性對(duì)結(jié)果的影響，采用控制個(gè)體和時(shí)間的雙向面板固定效應(yīng)模型進(jìn)行回歸。在此基礎(chǔ)上，根據(jù)企業(yè)產(chǎn)權(quán)性質(zhì)區(qū)分國有企業(yè)和非國有企業(yè)樣本，通過分組回歸考察員工持股計(jì)劃對(duì)這兩類公司金融化水平的治理效應(yīng)差異。重點(diǎn)關(guān)注回歸系數(shù)α1，若顯著為負(fù)，則說明員工持股計(jì)劃能抑制企業(yè)金融化行為，降低金融資產(chǎn)實(shí)際水平與最優(yōu)金融化的偏離程度。

FINi,t+1(DFINi,t+1)=α0+α1ESOPi,t+α2Controls+Yeari,t+Firmi,t+εi,t

(3)

五、實(shí)證檢驗(yàn)

(一)描述性統(tǒng)計(jì)

主要變量描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果見表3。被解釋變量FIN的均值為0.237 1，最小值為0.024 8，最大值為0.821 1，表明我國上市公司金融資產(chǎn)占企業(yè)總資產(chǎn)的比重平均達(dá)23.71%，且企業(yè)間資產(chǎn)配置差異較大，從2.48%的最小值到82.11%的最大值不等。被解釋變量DFIN的均值為0.244 5，最小值為0.006 9，最大值為0.762 8，說明企業(yè)中普遍存在實(shí)際金融資產(chǎn)配置程度與最優(yōu)金融化水平偏離的現(xiàn)象，偏離程度平均達(dá)24.45%。解釋變量ESOP的均值為0.168 4，表明僅有不超過17%的樣本實(shí)施了員工持股計(jì)劃，在上市公司中普及程度較低。進(jìn)一步，對(duì)根據(jù)ESOP變量劃分的兩組樣本ESOP=0組和ESOP=1組的被解釋變量及控制變量進(jìn)行均值差異檢驗(yàn)，結(jié)果見表4。

表3 主要變量描述性統(tǒng)計(jì)

由表4可知，在兩組樣本中，被解釋變量FIN、DFIN及其他控制變量的均值普遍存在顯著差異。其中實(shí)施員工持股計(jì)劃樣本的FIN和DFIN值均顯著低于未實(shí)施員工持股計(jì)劃樣本的相應(yīng)值，說明在未實(shí)施員工持股計(jì)劃的企業(yè)樣本中脫實(shí)向虛現(xiàn)象更嚴(yán)重，這也初步驗(yàn)證了本文假設(shè)1的猜想。

表4 樣本分組描述性統(tǒng)計(jì)

(二)回歸分析

應(yīng)用模型(3)進(jìn)行面板固定效應(yīng)回歸的結(jié)果見表5。其中列(1)(2)為未考慮控制變量時(shí)的回歸結(jié)果，員工持股計(jì)劃實(shí)施啞變量ESOP與企業(yè)金融化水平FIN、金融化偏離程度DFIN的回歸系數(shù)分別為-0.114 3、-0.051 6，在1%和10%水平顯著為負(fù)，初步驗(yàn)證了H1。但受控制變量缺失的影響，此時(shí)F值和R2均較小，模型解釋力度較差。加入控制變量后，列(3)(4)顯示ESOP與FIN、DFIN的回歸系數(shù)分別為-0.098 1、-0.046 2，在1%和5%水平顯著為負(fù)，此時(shí)的F值和R2相比前兩列變大，模型解釋力度變強(qiáng)，進(jìn)一步驗(yàn)證了H1，說明員工持股計(jì)劃顯著抑制了企業(yè)金融化行為，促使金融資產(chǎn)配置向最優(yōu)金融化程度逼近。員工持股計(jì)劃實(shí)施后，員工工作表現(xiàn)的改善能增強(qiáng)企業(yè)對(duì)執(zhí)行層的信任度，員工持股產(chǎn)生的主人翁意識(shí)有利于持股員工參與治理，約束管理層自利動(dòng)機(jī)，并進(jìn)而減少金融化行為。

表5 基礎(chǔ)回歸結(jié)果

基于企業(yè)產(chǎn)權(quán)異質(zhì)性的分組檢驗(yàn)結(jié)果見表6。其中列(1)和列(2)結(jié)果顯示，在非國有企業(yè)樣本，自變量ESOP與被解釋變量FIN、DFIN的回歸系數(shù)為-0.107 3、-0.055 6，分別在1%、5%水平上顯著為負(fù)；列(3)和列(4)結(jié)果顯示，在國有企業(yè)樣本中，ESOP的回歸系數(shù)分別為0.120 4、0.037 8，在統(tǒng)計(jì)意義上并不顯著。對(duì)分組樣本進(jìn)行費(fèi)舍爾組合檢驗(yàn)結(jié)果顯示，以FIN、DFIN為被解釋變量時(shí)兩組樣本差異的經(jīng)驗(yàn)P值均為0.000，表明分組樣本在1%水平內(nèi)存在顯著差異，分組檢驗(yàn)有效。該結(jié)果驗(yàn)證了H2，表明員工持股計(jì)劃對(duì)企業(yè)脫實(shí)向虛的治理效應(yīng)主要體現(xiàn)在非國有企業(yè)樣本中，而國有企業(yè)對(duì)員工持股計(jì)劃參與對(duì)象的約束影響了其實(shí)踐效果，甚至可能在一定程度上加劇金融化程度。

表6 基于產(chǎn)權(quán)的分組檢驗(yàn)

(三)穩(wěn)健性檢驗(yàn)

1.內(nèi)生性問題

首先，工具變量法。由于同省份同行業(yè)企業(yè)間在股權(quán)授予方面可能存在模仿行為[38]，同行業(yè)、同省份的企業(yè)實(shí)施員工持股計(jì)劃可能與本企業(yè)ESOP存在一致性，但與本企業(yè)金融資產(chǎn)配置的相關(guān)性較低。因此，以ESOP在年度-行業(yè)-省份層面的均值ESOP_mean作為ESOP的替代變量并進(jìn)行面板工具變量回歸。回歸結(jié)果見表7。第一階段檢驗(yàn)結(jié)果顯示，ESOP_mean與ESOP顯著正相關(guān)，弱工具變量檢驗(yàn)Cragg-Donald Wald F統(tǒng)計(jì)值為41.352 7，大于10，過度識(shí)別檢驗(yàn)Sargan統(tǒng)計(jì)值為0.221 8，在10%水平內(nèi)不顯著，表明將其作為ESOP替代變量較合理。表7結(jié)果表明，ESOP與FIN、DFIN的回歸系數(shù)在全樣本和非國有企業(yè)樣本中顯著為負(fù)，表明克服互為因果的內(nèi)生性問題后，原結(jié)論仍穩(wěn)健。

表7 工具變量法

其次，雙重差分檢驗(yàn)。構(gòu)建實(shí)驗(yàn)組虛擬變量和實(shí)驗(yàn)期虛擬變量的交乘項(xiàng)DID[39]。其中，DID變量表示企業(yè)是否受到員工持股計(jì)劃的影響，若是，實(shí)施ESOP之后各期DID取值為1，否則為0。在進(jìn)行雙重差分檢驗(yàn)之前，本文依次構(gòu)建企業(yè)員工持股計(jì)劃在t∈[-2,2]期間的虛擬變量，以檢驗(yàn)是否滿足平行趨勢(shì)。結(jié)果見表8列(1)(2)。可見自變量回歸系數(shù)在員工持股計(jì)劃實(shí)施當(dāng)年及之前兩年不顯著，而在實(shí)施之后年度顯著，樣本基本符合平行趨勢(shì)假設(shè)。雙重差分檢驗(yàn)和分組檢驗(yàn)結(jié)果見表8列(3)至(8)，與正文一致，原結(jié)論穩(wěn)健。

表8 平行趨勢(shì)檢驗(yàn)及雙重差分檢驗(yàn)

再次，更換對(duì)照組。由于本文樣本期間的選取，正文中ESOP為1的樣本中不包含2019年度實(shí)施員工持股計(jì)劃的企業(yè)，而此類企業(yè)具有與實(shí)驗(yàn)組相似的特征。因此，將2019年實(shí)施員工持股計(jì)劃的企業(yè)在實(shí)施之前年度的樣本作為對(duì)照組進(jìn)行檢驗(yàn)。匹配效果見表9?？梢娫谄ヅ渲?，實(shí)驗(yàn)組和控制組特征變量的均值存在顯著差異，而匹配之后除產(chǎn)權(quán)性質(zhì)外基本不顯著，表明匹配效果較好。更換對(duì)照組后的回歸結(jié)果見表10。此時(shí)自變量ESOP與被解釋變量的回歸系數(shù)在全樣本和分組檢驗(yàn)時(shí)的結(jié)果均與正文一致，表明原結(jié)論穩(wěn)健。

表9 樣本匹配效果

表10 更換對(duì)照組穩(wěn)健性檢驗(yàn)

2.其他穩(wěn)健性檢驗(yàn)

本文還進(jìn)行了其他穩(wěn)健性檢驗(yàn)：(1)改變被解釋變量衡量方法。有學(xué)者認(rèn)為，考慮到長期股權(quán)投資的持續(xù)性和規(guī)模性，企業(yè)金融化和脫實(shí)向虛行為不應(yīng)包含長期股權(quán)投資[14]。因此，以剔除長期股權(quán)投資份額后的金融資產(chǎn)占比衡量企業(yè)狹義金融化程度并據(jù)此計(jì)算與最優(yōu)金融化偏離程度后重新檢驗(yàn)，結(jié)果見表11。(2)根據(jù)本文分析，企業(yè)金融資產(chǎn)配置可能偏離最優(yōu)金融化水平，而偏離存在兩種情況：向上偏離和向下偏離。員工持股計(jì)劃對(duì)企業(yè)脫實(shí)向虛的治理作用應(yīng)主要體現(xiàn)在向上偏離的樣本中。為此，將樣本劃分為向上偏離和向下偏離兩組分別進(jìn)行檢驗(yàn)。結(jié)果見表12?？梢奅SOP的回歸系數(shù)在向上偏離組樣本中顯著為負(fù)，而在向下偏離樣本中不顯著。在對(duì)向上偏離組樣本根據(jù)產(chǎn)權(quán)性質(zhì)進(jìn)行分組后發(fā)現(xiàn)，員工持股計(jì)劃對(duì)企業(yè)脫實(shí)向虛的治理作用主要體現(xiàn)在非國有企業(yè)中，表明原結(jié)論穩(wěn)健。

表11 改變被解釋變量衡量方法的穩(wěn)健性檢驗(yàn)

表12 區(qū)分偏離方向的穩(wěn)健性檢驗(yàn)

六、進(jìn)一步分析

(一)影響機(jī)制檢驗(yàn)

據(jù)前文所述，員工持股計(jì)劃一方面能增強(qiáng)企業(yè)對(duì)員工的信任關(guān)系，促使企業(yè)更加依賴員工并發(fā)展實(shí)業(yè)；另一方面有利于持股員工對(duì)管理層的監(jiān)督治理，約束管理層短期逐利動(dòng)機(jī)。為此，本文在模型(3)的基礎(chǔ)上構(gòu)建如下遞歸模型，進(jìn)一步檢驗(yàn)影響路徑。其中，PATH代表企業(yè)與員工的信任關(guān)系Trust和委托代理問題Agence兩個(gè)路徑變量。本文信任關(guān)系Trust主要衡量企業(yè)對(duì)員工的依賴程度。賈明媚等(2020)[40]指出領(lǐng)導(dǎo)對(duì)員工的信任表現(xiàn)為給予員工充分授權(quán)，并對(duì)依賴員工的工作持積極預(yù)期。而企業(yè)員工的不斷增長，一方面表明企業(yè)更傾向于依賴員工發(fā)展實(shí)業(yè)，另一方面表明企業(yè)對(duì)員工的吸引力提升，能在一定程度上表明企業(yè)與員工的信任關(guān)系增強(qiáng)。因此用企業(yè)員工凈流入來表示，具體計(jì)算方法為Tust等于當(dāng)期企業(yè)在職員工數(shù)相比上期的增長率[41]；Agence的衡量參考倪靜潔和吳秋生(2020)[42]的做法，用企業(yè)當(dāng)期管理費(fèi)用占營業(yè)收入的比重來表示，若管理費(fèi)用率較高，說明委托代理問題越嚴(yán)重。全樣本機(jī)制檢驗(yàn)結(jié)果見表13。列(1)中ESOP的回歸系數(shù)在5%水平顯著為正，說明實(shí)施員工持股計(jì)劃后，企業(yè)員工增長率顯著提升，企業(yè)更傾向于發(fā)展依賴員工的實(shí)業(yè)，列(4)中ESOP的回歸系數(shù)在5%水平顯著為負(fù)，說明員工持股計(jì)劃能緩解管理層代理問題。模型(5)的實(shí)證結(jié)果中，路徑變量Trust、Agence的回歸系數(shù)顯著且符合預(yù)期，且與表5相比，表13中ESOP的回歸系數(shù)絕對(duì)值變小，顯著性減弱，說明兩類路徑變量在員工持股計(jì)劃與企業(yè)脫實(shí)向虛的關(guān)系中呈現(xiàn)部分中介效應(yīng)。同理，區(qū)分國有和非國有樣本后對(duì)信任關(guān)系和代理問題的中介效應(yīng)進(jìn)行分組檢驗(yàn)，結(jié)果見表14和表15?？梢?，在非國有企業(yè)樣本中，Trust和Agence的中介效應(yīng)顯著，而國有樣本不顯著。上述結(jié)果驗(yàn)證了本文推測(cè)。

表13 全樣本影響機(jī)制檢驗(yàn)

表14 基于產(chǎn)權(quán)性質(zhì)差異的信任關(guān)系中介效應(yīng)檢驗(yàn)

表15 基于產(chǎn)權(quán)性質(zhì)差異的代理問題中介效應(yīng)檢驗(yàn)

PATHi,t+1=φ0+φ1ESOPi,t+φiControlsi,t+εi,t

(4)

FINi,t+1(DFINi,t+1)=δ0+δ1ESOPi,t+δ2PATHi,t+δiControlsi,t+εi,t

(5)

(二)要素設(shè)計(jì)差異

在決定是否推行員工持股計(jì)劃的基礎(chǔ)上，企業(yè)還會(huì)對(duì)ESOP的具體實(shí)施方案進(jìn)行個(gè)性化要素設(shè)計(jì)，差異化的要素組合對(duì)企業(yè)所有權(quán)分配、員工心理公平性感知、ESOP投資風(fēng)險(xiǎn)產(chǎn)生直接影響，并產(chǎn)生不同的治理效應(yīng)。為此本文進(jìn)一步分析ESOP控制權(quán)屬性、公平屬性和風(fēng)險(xiǎn)屬性對(duì)企業(yè)金融化的影響。

1.控制權(quán)屬性

員工持股計(jì)劃的目的在于構(gòu)建資本和勞動(dòng)的利益共同體模式，ESOP認(rèn)購比例關(guān)系到持股員工的控制權(quán)和其與企業(yè)利益的一致性。認(rèn)購比例越高時(shí)，持股成員在企業(yè)中的剩余索取權(quán)越高，員工利益與企業(yè)利益越趨同，此時(shí)的ESOP越可能促成企業(yè)內(nèi)部相互信任、相互依賴的氛圍，提高員工監(jiān)督權(quán)，進(jìn)而抑制企業(yè)脫實(shí)向虛。但是通常而言，金融資產(chǎn)配置程度主要受高管決策的影響，在企業(yè)員工持股計(jì)劃的實(shí)施過程中也將管理層納入?yún)⑴c人員中，對(duì)高管股權(quán)激勵(lì)也可能減少管理層短視行為[18]，而信任和共生治理的核心在于非高管員工的參與。那么，員工持股計(jì)劃對(duì)企業(yè)脫實(shí)向虛的治理作用到底是基于管理層，還是普通員工的參與呢？為回答這一問題，本文對(duì)ESOP總持股比例(Share)、高管持股比例(Manshare)和普通員工持股比例(Emshare)分別衡量ESOP整體控制權(quán)、高管ESOP控制權(quán)和非高管ESOP控制權(quán)，以高管認(rèn)購比例(Manpro)和普通員工認(rèn)購比例(Empro)衡量企業(yè)對(duì)ESOP控制權(quán)的分配，并進(jìn)行統(tǒng)計(jì)分析。本文首先觀察樣本企業(yè)的實(shí)施情況。由表16可知，Share的均值為1.543 4%，Manshare均值為0.436 7%，Emshare均值為1.094 1%，而高管在ESOP中的認(rèn)購比例平均僅達(dá)到27.657 8%，說明整體上看，實(shí)施員工持股計(jì)劃的企業(yè)更傾向于普通員工持股，與傳統(tǒng)股權(quán)激勵(lì)存在較大區(qū)別。而后本文通過實(shí)證檢驗(yàn)觀察員工持股計(jì)劃的影響主要來自高管還是普通員工。實(shí)證檢驗(yàn)結(jié)果見表17(1)由于部分企業(yè)未詳細(xì)披露員工持股計(jì)劃實(shí)施細(xì)節(jié)，導(dǎo)致進(jìn)一步檢驗(yàn)控制權(quán)、公平性和風(fēng)險(xiǎn)性的影響時(shí)數(shù)據(jù)有所缺失。剔除未披露相關(guān)數(shù)據(jù)的樣本后，最終有998個(gè)樣本參與回歸。?？梢娫趯?shí)施員工持股計(jì)劃的樣本中，變量Share和Emshare與FIN、DFIN的回歸系數(shù)均顯著為負(fù)，而Manshare的回歸系數(shù)均不顯著。該結(jié)果驗(yàn)證了本文的猜想，表明員工持股計(jì)劃對(duì)企業(yè)脫實(shí)向虛的抑制作用主要來自普通員工的參與，且認(rèn)購比例越高，對(duì)金融資產(chǎn)配置的治理效果越好。

表16 員工持股計(jì)劃要素設(shè)計(jì)描述性統(tǒng)計(jì)

表17 ESOP控制權(quán)分配與企業(yè)脫實(shí)向虛

2.公平屬性

傳統(tǒng)股權(quán)激勵(lì)通常以管理層激勵(lì)為主，導(dǎo)致普通員工和高管、普通員工與企業(yè)間代理問題嚴(yán)重。此時(shí)企業(yè)更傾向依賴物質(zhì)資本的增值效應(yīng)獲取利潤，忽略人力資本價(jià)值。相比之下，員工持股計(jì)劃參與對(duì)象更具有多元性，且更傾向普通員工，彌補(bǔ)了傳統(tǒng)激勵(lì)方式的不公平問題。較大范圍的員工參與能增強(qiáng)員工與員工、員工與企業(yè)之間的利益一致性，搭建廣泛的信任和依賴團(tuán)隊(duì)。但是，公平激勵(lì)不等于同等激勵(lì)，差異化、有選擇的公平激勵(lì)是員工判斷個(gè)人價(jià)值的標(biāo)尺。過于平均的分配制度也會(huì)加劇不平衡心理或搭便車動(dòng)機(jī)，反而激化內(nèi)部矛盾，降低團(tuán)隊(duì)效率[4]，既不利于基于依賴關(guān)系的投資決策，也可能降低持股員工的監(jiān)督治理積極性。因此，員工持股計(jì)劃的實(shí)施過程應(yīng)體現(xiàn)公平性，既要防止參與度過低，也應(yīng)避免平均主義。為檢驗(yàn)ESOP公平性的影響，構(gòu)建如下兩個(gè)指標(biāo)：(1)參與人員規(guī)模(People)，用認(rèn)購人數(shù)占企業(yè)員工總數(shù)的比重來表示。若People值過低，說明企業(yè)ESOP仍側(cè)重對(duì)少數(shù)人的激勵(lì)。若People值過高，則說明企業(yè)缺乏對(duì)員工貢獻(xiàn)的區(qū)分，ESOP分配過于平均；(2)員工認(rèn)購差距(Dap)，用高管人均認(rèn)購比例與普通員工人均認(rèn)購比例的比值表示。Dap值越大，說明ESOP更傾向于管理層激勵(lì)，公平性較低。據(jù)表16的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果可知，樣本企業(yè)的方案設(shè)計(jì)存在較大差異。People均值為0.146 4，最小值接近0，最大值高達(dá)0.982 6，表明參與員工持股計(jì)劃的員工平均占比達(dá)14.64%，參與度整體偏低。Dap的均值為14.490 2，在25分位處達(dá)到3.310 2，說明高管人均認(rèn)購比例普遍高于普通員工人均認(rèn)購比例，這一現(xiàn)象基本符合“多勞多得”的原則，但部分企業(yè)的認(rèn)購差距過高，達(dá)到256.700 2，也可能激化員工與高管的矛盾。實(shí)證檢驗(yàn)結(jié)果見表18列(1)至列(4)?？梢奝eople變量與FIN、DFIN均呈正U型關(guān)系，說明參與認(rèn)購的人數(shù)并非越多越好。只有在參與人數(shù)不足企業(yè)員工總數(shù)的24%時(shí)才呈現(xiàn)抑制金融化的作用，否則反而加劇脫實(shí)向虛。而Dap與被解釋變量顯著正相關(guān)，說明認(rèn)購差距越大，對(duì)企業(yè)金融化的治理效果越差。上述結(jié)果表明ESOP公平性越高，越能產(chǎn)生抑制脫實(shí)向虛的效果。

3.風(fēng)險(xiǎn)屬性

員工持股計(jì)劃為持股成員帶來股票收益，但收益與風(fēng)險(xiǎn)相對(duì)應(yīng)，股票市場(chǎng)的波動(dòng)影響成員收益并可能造成成員的心理波動(dòng)。除通過員工自籌資金作為員工持股計(jì)劃主要資金來源外，企業(yè)可以向金融機(jī)構(gòu)借款，形成優(yōu)先級(jí)和劣后級(jí)的杠桿模式。杠桿持股將員工可能的收益和風(fēng)險(xiǎn)翻倍，股價(jià)下跌時(shí)會(huì)擴(kuò)大員工損失，引起員工心理波動(dòng)，影響工作積極性[25]。同時(shí)部分企業(yè)大股東為ESOP提供擔(dān)保，若股價(jià)跌破警戒線或止損線，大股東須履行補(bǔ)倉義務(wù)。這一模式不僅不會(huì)增強(qiáng)企業(yè)對(duì)員工的信任，還會(huì)加劇短期逐利動(dòng)機(jī)，并通過金融資產(chǎn)配置進(jìn)行套利。為檢驗(yàn)風(fēng)險(xiǎn)屬性對(duì)企業(yè)金融化的影響，本文保留受員工持股計(jì)劃影響之后年份的實(shí)驗(yàn)組和對(duì)應(yīng)控制組樣本，并根據(jù)有無通過杠桿方式進(jìn)行融資劃分樣本，分別檢驗(yàn)兩種樣本中ESOP實(shí)施與否對(duì)企業(yè)金融化的影響。結(jié)果見表18列(5)至列(8)，顯示在非杠桿樣本中，ESOP的回歸系數(shù)顯著為負(fù)，而杠桿樣本不顯著，表明員工持股計(jì)劃對(duì)企業(yè)金融化的抑制作用只有在采取非杠桿方式時(shí)有效，驗(yàn)證了本文的猜想。

表18 ESOP公平性、風(fēng)險(xiǎn)性與企業(yè)金融化

七、結(jié)論及建議

本文從企業(yè)金融化視角實(shí)證檢驗(yàn)員工持股計(jì)劃對(duì)高管決策的影響。研究發(fā)現(xiàn)：(1)員工持股計(jì)劃與企業(yè)金融化程水平、實(shí)際金融化與最優(yōu)金融化偏離程度顯著負(fù)相關(guān)。表明實(shí)施員工持股計(jì)劃能顯著抑制企業(yè)脫實(shí)向虛，有利于實(shí)際金融化水平向最優(yōu)金融化水平逼近。這一治理效應(yīng)在非國有企業(yè)中更顯著。(2)上述治理效應(yīng)的作用機(jī)理主要體現(xiàn)在：員工持股計(jì)劃一方面能提高企業(yè)對(duì)人力資本的依賴程度，另一方面有利于增強(qiáng)員工主人翁意識(shí)和監(jiān)督治理意愿，緩解管理層代理問題，進(jìn)而抑制企業(yè)金融化。該結(jié)論支持了普通員工影響企業(yè)內(nèi)部信任依賴關(guān)系和公司治理水平，并調(diào)整資源配置決策的理論分析。(3)員工持股計(jì)劃的實(shí)施效果依賴于合理的要素設(shè)計(jì)，ESOP控制權(quán)越高、公平性越高、風(fēng)險(xiǎn)性越低時(shí)，對(duì)企業(yè)脫實(shí)向虛的治理效果越好。

本文具有如下啟示：(1)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展背景下，實(shí)體企業(yè)如何脫虛向?qū)嵉膯栴}更加緊迫。員工是經(jīng)營、投資活動(dòng)的關(guān)鍵執(zhí)行層，對(duì)于改善企業(yè)發(fā)展質(zhì)量、實(shí)現(xiàn)資源優(yōu)化配置具有不容忽視的作用。為此，企業(yè)不僅要通過股權(quán)激勵(lì)等手段約束管理層短視動(dòng)機(jī)，還應(yīng)該更加關(guān)注普通員工的人力資本價(jià)值，通過員工持股計(jì)劃等方式激發(fā)企業(yè)活力，搭建相互信任、相互依賴的企業(yè)氛圍，進(jìn)而引導(dǎo)資金流向更加依賴人力資本的實(shí)業(yè)領(lǐng)域，減少金融資產(chǎn)配置。(2)員工持股計(jì)劃的制度設(shè)計(jì)，特別是對(duì)普通員工認(rèn)購份額的安排和分配影響其實(shí)踐效果。為有效發(fā)揮員工持股計(jì)劃的積極作用，建議企業(yè)在綜合考慮其實(shí)施目的的基礎(chǔ)上，將ESOP份額向普通員工傾斜，同時(shí)注重有差別地公平分配，避免平均主義。杠桿式員工持股可能加劇企業(yè)金融化動(dòng)機(jī)，為此應(yīng)盡量減少以金融借款方式作為員工持股計(jì)劃的資金來源。(3)對(duì)于企業(yè)員工持股計(jì)劃，證監(jiān)會(huì)應(yīng)加大對(duì)ESOP認(rèn)購比例和認(rèn)購方式的監(jiān)管，特別是對(duì)杠桿融資方式的管控。股票市場(chǎng)投資者也應(yīng)結(jié)合員工持股計(jì)劃的具體要素設(shè)計(jì)進(jìn)行綜合判斷，防止盲目投資。(4)與美國相比，我國雖然有《指導(dǎo)意見》為上市公司員工持股計(jì)劃保駕護(hù)航，但缺乏稅收優(yōu)惠等政策支持，影響上市公司實(shí)施員工持股計(jì)劃的積極性。同時(shí)，受政策限制，國有企業(yè)員工持股計(jì)劃的受益對(duì)象相對(duì)較少，約束條件較多，導(dǎo)致國有企業(yè)員工持股計(jì)劃對(duì)于抑制脫實(shí)向虛的治理效果不顯著。因此，建議政府逐步嘗試增加對(duì)企業(yè)員工持股計(jì)劃的政策支持，放松對(duì)國有企業(yè)的政策約束，鼓勵(lì)通過員工持股計(jì)劃推進(jìn)國有企業(yè)混合所有制改革。