于曉紅，周紫荊，李晶晶

（哈爾濱工業(yè)大學(xué)（深圳）經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，廣東 深圳 518055）

一、引 言

員工持股計(jì)劃（簡(jiǎn)稱(chēng)ESOP）是企業(yè)為長(zhǎng)期激勵(lì)員工而實(shí)行的一種績(jī)效獎(jiǎng)勵(lì)計(jì)劃。美國(guó)經(jīng)濟(jì)學(xué)家Kelso在1956年首次提出現(xiàn)代員工持股計(jì)劃的概念，以期通過(guò)分配企業(yè)利潤(rùn)給工人來(lái)實(shí)現(xiàn)社會(huì)財(cái)富的分配公平化。該計(jì)劃在美國(guó)實(shí)施后確實(shí)起到了一定效果，此后包括英國(guó)、加拿大、日本等其他發(fā)達(dá)國(guó)家也陸續(xù)推進(jìn)員工持股計(jì)劃，并發(fā)揮了穩(wěn)定經(jīng)濟(jì)和促進(jìn)企業(yè)生產(chǎn)活力的作用。我國(guó)的員工持股計(jì)劃始于20世紀(jì)80年代末，被稱(chēng)為“職工持股制度”。但由于當(dāng)時(shí)制度不完善、定位不準(zhǔn)確、監(jiān)管不到位等原因，員工持股計(jì)劃亂象叢生，并于1998年被監(jiān)管部門(mén)叫停。直至2014年6月證監(jiān)會(huì)發(fā)布了《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(jiàn)》，該計(jì)劃才得以重啟。

員工持股計(jì)劃的主旨是“建立健全企業(yè)職工與所有者之間的利益共享機(jī)制，提高企業(yè)治理水平，通過(guò)資本市場(chǎng)優(yōu)化社會(huì)資金配置”。換而言之，員工持股計(jì)劃不僅能夠起到提高企業(yè)員工生產(chǎn)效率的作用，也會(huì)在優(yōu)化企業(yè)產(chǎn)權(quán)配置、提升企業(yè)治理能力等方面發(fā)揮重要作用；同時(shí)也會(huì)對(duì)企業(yè)融資能力產(chǎn)生重要影響。在不完全資本市場(chǎng)條件下，當(dāng)企業(yè)的外部融資成本比內(nèi)部融資成本高時(shí)，就會(huì)出現(xiàn)融資約束。利用外部融資進(jìn)行投資的企業(yè)，由于信息不對(duì)稱(chēng)導(dǎo)致資本成本增加，會(huì)放棄一些投資機(jī)會(huì)，企業(yè)價(jià)值也隨之下降。［1］員工持股計(jì)劃作為內(nèi)部融資的來(lái)源之一，必然會(huì)影響企業(yè)所面臨的融資約束水平。因此，本文在分析員工持股計(jì)劃的實(shí)施能否提升企業(yè)價(jià)值的基礎(chǔ)上，重點(diǎn)研究融資約束在員工持股計(jì)劃和企業(yè)價(jià)值關(guān)系間是否存在中介作用，即員工持股計(jì)劃是否可以通過(guò)緩解融資約束來(lái)提升企業(yè)價(jià)值。

本文以2014～2019年A股市場(chǎng)上市公司作為研究樣本，在回顧國(guó)內(nèi)外研究文獻(xiàn)的基礎(chǔ)上，根據(jù)相關(guān)理論分析構(gòu)建了“員工持股計(jì)劃—融資約束—企業(yè)價(jià)值”的中介效應(yīng)模型。研究結(jié)果表明，實(shí)施員工持股計(jì)劃會(huì)對(duì)企業(yè)價(jià)值產(chǎn)生正向影響，融資約束在員工持股計(jì)劃與企業(yè)價(jià)值間起著中介作用。本文的貢獻(xiàn)體現(xiàn)在以下幾個(gè)方面：一是豐富了員工持股計(jì)劃研究領(lǐng)域的文獻(xiàn)，為我國(guó)上市公司進(jìn)一步有效推進(jìn)員工持股計(jì)劃提供一定的理論與決策依據(jù)；二是本文研究發(fā)現(xiàn)特征不同的員工持股計(jì)劃對(duì)企業(yè)價(jià)值的影響程度不同，該發(fā)現(xiàn)不僅能夠?yàn)楸O(jiān)管層改進(jìn)員工持股計(jì)劃的相關(guān)制度提供依據(jù)，也能為二級(jí)市場(chǎng)投資者的投資決策提供一定參考；三是本文從公司經(jīng)營(yíng)和資本市場(chǎng)效應(yīng)角度系統(tǒng)分析了員工持股計(jì)劃的實(shí)施對(duì)企業(yè)價(jià)值的影響機(jī)制，有助于上市公司厘清員工持股、融資約束、企業(yè)價(jià)值三者的關(guān)系，更好地保護(hù)員工和資本所有者的權(quán)益，并進(jìn)一步提升企業(yè)價(jià)值，促進(jìn)資本市場(chǎng)健康發(fā)展。

二、研究假設(shè)

（一）員工持股與企業(yè)價(jià)值

依據(jù)公司治理理論，員工持股計(jì)劃能夠?qū)⑵髽I(yè)員工的個(gè)人收益與公司績(jī)效綁定，進(jìn)而提升企業(yè)價(jià)值。其一，員工持股計(jì)劃有助于降低內(nèi)部人道德風(fēng)險(xiǎn)，改善經(jīng)營(yíng)績(jī)效。員工持股計(jì)劃使得員工能夠參與企業(yè)的最終利潤(rùn)分配，從而加強(qiáng)員工對(duì)企業(yè)的歸屬感，提高努力程度、降低道德風(fēng)險(xiǎn)，進(jìn)而改善公司經(jīng)營(yíng)績(jī)效。其二，員工持股計(jì)劃有助于提升企業(yè)創(chuàng)新水平。周冬華等和孟慶斌等的研究顯示，通過(guò)實(shí)施員工持股計(jì)劃，員工與公司在實(shí)質(zhì)上結(jié)合成利益共同體，能夠積極提升企業(yè)創(chuàng)新水平。［2－3］其三，員工持股計(jì)劃有助于改善公司治理水平，尤其是增強(qiáng)員工對(duì)高管的監(jiān)督機(jī)制。［4－5］另外，根據(jù)信號(hào)傳遞理論，實(shí)施員工持股計(jì)劃會(huì)向外部市場(chǎng)傳遞出內(nèi)部人員對(duì)公司未來(lái)前景看好的積極信號(hào)，改善信息不對(duì)稱(chēng)問(wèn)題，進(jìn)而提高資本配置效率。［6］綜上所述，本文提出假設(shè)H1：?jiǎn)T工持股計(jì)劃的實(shí)施有助于提高企業(yè)價(jià)值。

（二）員工持股與融資約束

我國(guó)上市企業(yè)的內(nèi)部激勵(lì)制度主要是針對(duì)公司管理層的股權(quán)激勵(lì)和面向企業(yè)員工的員工持股計(jì)劃。員工作為企業(yè)委托代理鏈條中的關(guān)鍵一環(huán)以及企業(yè)價(jià)值創(chuàng)造的重要主體，其工作態(tài)度和工作效率決定著企業(yè)的戰(zhàn)略實(shí)施水平以及股東價(jià)值的提升程度。因此，從企業(yè)的視角看，給予員工股權(quán)被認(rèn)為是企業(yè)業(yè)績(jī)良好、未來(lái)成長(zhǎng)性較高的信號(hào)。［7－8］當(dāng)公司股票的市場(chǎng)價(jià)值低于其內(nèi)在價(jià)值時(shí)，公司更加傾向于對(duì)公司內(nèi)部人員實(shí)施股權(quán)激勵(lì)，向外部資本市場(chǎng)傳遞公司股票定價(jià)存在偏差這一信號(hào)。［9］從員工視角看，雖然現(xiàn)階段我國(guó)上市公司員工持股計(jì)劃具有行權(quán)要求低、總體持股計(jì)劃周期短等特點(diǎn)，但在信息不對(duì)稱(chēng)的情況下，實(shí)施員工持股計(jì)劃，表明公司內(nèi)部對(duì)公司長(zhǎng)遠(yuǎn)發(fā)展有著充足的信心，從而向外部投資者傳遞了一個(gè)積極的信號(hào)。外部投資者收到信號(hào)后會(huì)相應(yīng)地調(diào)整投資策略，從而促使公司股票的市場(chǎng)價(jià)值趨近于其內(nèi)在價(jià)值。［10］總而言之，實(shí)施員工持股計(jì)劃會(huì)向外部投資者傳遞積極信號(hào)，幫助企業(yè)進(jìn)一步獲得資金、減緩企業(yè)面臨的融資約束。我國(guó)上市企業(yè)員工持股計(jì)劃的管理運(yùn)營(yíng)模式通常是員工出資認(rèn)購(gòu)企業(yè)股權(quán)，但是由專(zhuān)業(yè)的投資管理機(jī)構(gòu)代表持股員工進(jìn)入董事會(huì)參與表決以及領(lǐng)取分紅?？梢?jiàn)，員工持股計(jì)劃的實(shí)施起到了“開(kāi)源節(jié)流”的作用：一方面以股權(quán)的形式代替了企業(yè)的一部分工資薪金支出，另一方面員工認(rèn)購(gòu)股權(quán)的資金為企業(yè)補(bǔ)充了一定的現(xiàn)金流，緩解了企業(yè)融資約束。綜上所述，本文提出假設(shè)H2：?jiǎn)T工持股計(jì)劃的實(shí)施能夠緩解企業(yè)融資約束程度。

（三）融資約束的中介作用

從公司經(jīng)營(yíng)的角度來(lái)看，融資障礙的存在影響企業(yè)價(jià)值的提升。根據(jù)優(yōu)序融資理論，企業(yè)偏好于內(nèi)部融資。員工持股作為一項(xiàng)內(nèi)源融資方式，可以直接減少企業(yè)工資薪金支出并補(bǔ)充一定數(shù)量的流動(dòng)資金。從企業(yè)經(jīng)營(yíng)的角度而言，不但可以直接降低企業(yè)的現(xiàn)金流出，而且能夠優(yōu)化企業(yè)的資本結(jié)構(gòu)，進(jìn)而提升企業(yè)績(jī)效和價(jià)值。另外，從市場(chǎng)效應(yīng)的角度看，實(shí)施員工持股計(jì)劃可以通過(guò)員工持股的方式將員工與企業(yè)變成利益共同體，減少信息不對(duì)稱(chēng)現(xiàn)象，向市場(chǎng)傳遞積極信號(hào)，使企業(yè)能夠獲得更多的投融資機(jī)會(huì)、穩(wěn)定股價(jià)，進(jìn)而提升企業(yè)價(jià)值。由此可見(jiàn)，員工持股計(jì)劃不僅能夠提供積極信號(hào)，降低外部融資成本，更好地維護(hù)與利益相關(guān)者的關(guān)系，提升企業(yè)價(jià)值；還能在公司經(jīng)營(yíng)層面直接降低企業(yè)的融資成本，減小內(nèi)外部融資成本的差異，優(yōu)化資本結(jié)構(gòu)，提升企業(yè)價(jià)值。綜上，本文提出假設(shè)H3：融資約束是員工持股與企業(yè)價(jià)值關(guān)系的中介變量。

三、研究設(shè)計(jì)

（一）數(shù)據(jù)來(lái)源

本研究選取A股市場(chǎng)2014～2019年的上市公司為研究樣本，剔除了股東大會(huì)未通過(guò)員工持股計(jì)劃或停止其實(shí)施進(jìn)度的樣本公司90家，同時(shí)對(duì)295家在同年度發(fā)布多期員工持股計(jì)劃的公司，僅保留第一期員工持股計(jì)劃的樣本。選用未實(shí)施員工持股計(jì)劃的樣本公司作為對(duì)照組，最后得到1202個(gè)企業(yè)的2772個(gè)觀測(cè)值，其中包括638個(gè)在樣本期內(nèi)實(shí)施了員工持股計(jì)劃的觀測(cè)值，以及2134個(gè)在樣本期內(nèi)未實(shí)施員工持股計(jì)劃的觀測(cè)值。本研究數(shù)據(jù)來(lái)源于WIND數(shù)據(jù)庫(kù)以及CSMAR數(shù)據(jù)庫(kù)。

（二）變量選取

1.被解釋變量。企業(yè)價(jià)值通常被界定為企業(yè)所能創(chuàng)造的財(cái)富，是企業(yè)未來(lái)盈利能力的體現(xiàn)。托賓Q值（Q），是反映企業(yè)價(jià)值的重要指標(biāo)，具體計(jì)算公式為市值/（資產(chǎn)總計(jì)－無(wú)形資產(chǎn)凈額－商譽(yù)凈額）。托賓Q值越大，說(shuō)明企業(yè)價(jià)值越大，發(fā)展前景越好。托賓Q值在構(gòu)建時(shí)考慮了企業(yè)資產(chǎn)規(guī)模的影響，因此可以減少企業(yè)資產(chǎn)規(guī)模在衡量企業(yè)價(jià)值時(shí)造成的偏差。此外，托賓Q值與其他指標(biāo)相比不僅包含了市場(chǎng)價(jià)值和賬面價(jià)值的信息，還兼顧了所有者權(quán)益與負(fù)債，能夠更加全面地反映企業(yè)的發(fā)展前景。因此，本文使用托賓Q值來(lái)衡量企業(yè)價(jià)值。

2.解釋變量。借鑒孟慶斌等的研究，［3］本文采用員工持股計(jì)劃實(shí)施的啞變量（ESOP）作為解釋變量。員工持股計(jì)劃（ESOPi，t）為第i家上市公司在第t年是否實(shí)施員工持股計(jì)劃，企業(yè)當(dāng)年實(shí)施員工持股計(jì)劃，其值取1，否則取0。本文在后續(xù)研究中還考慮了員工持股計(jì)劃的不同特征：（1）員工認(rèn)購(gòu)比例（Employee Subscription Ratio，ESR），采用員工持股計(jì)劃中員工認(rèn)購(gòu)百分比來(lái)度量；（2）資金規(guī)模（Realsize），采用員工持股計(jì)劃實(shí)際資金規(guī)模（萬(wàn)元）來(lái)度量。

3.中介變量。本文采用融資約束（Financial Constraint）作為中介變量。在衡量企業(yè)融資約束的指標(biāo)中，KZ指數(shù)和WW指數(shù)有著難以規(guī)避的內(nèi)生性問(wèn)題，而這容易在實(shí)證研究中混淆融資約束與財(cái)務(wù)困境之間的關(guān)系，從而導(dǎo)致對(duì)融資約束的研究結(jié)論發(fā)生偏差。［11］相比而言，SA指數(shù)在計(jì)算時(shí)選取企業(yè)規(guī)模與年齡這兩個(gè)外生性更強(qiáng)、更具時(shí)間穩(wěn)定性的指標(biāo)，對(duì)融資約束的衡量更加客觀。因此，本文采用SA指數(shù)來(lái)計(jì)量中介變量，具體計(jì)算公式如下：SA ＝－0.737×Size＋0.043×Size2－0.04×Age，其中，Size為資產(chǎn)總額的自然對(duì)數(shù)，Age為企業(yè)年齡。SA指數(shù)越小，企業(yè)受到的融資約束越重。［12－13］本文同時(shí)借鑒呂越等的衡量方法，使用負(fù)債資產(chǎn)比（Dar）代替融資約束進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。［14］與SA指數(shù)相反的是，Dar的值越大，企業(yè)面臨的融資約束水平越高；該變量的值越小，企業(yè)面臨的融資約束水平越低。

4.控制變量。借鑒以往相關(guān)研究，本文選擇公司規(guī)模、管理費(fèi)用、其他應(yīng)收款、流動(dòng)比率、董事會(huì)獨(dú)立性、管理層薪酬等已被證實(shí)對(duì)企業(yè)價(jià)值產(chǎn)生影響的變量作為控制變量。具體的變量設(shè)計(jì)及定義見(jiàn)表1。

表1 變量及定義

（三）模型設(shè)定

本文構(gòu)建如下模型來(lái)檢驗(yàn)前述假設(shè)：

其中，Qt表示在第t年的企業(yè)價(jià)值，ESOPt表示在第t年企業(yè)是否實(shí)行員工持股計(jì)劃，SAt表示在第t年企業(yè)的融資約束水平。Controlst代表控制變量，μt為擾動(dòng)項(xiàng)。此外，本文還分別按照員工持股計(jì)劃的員工認(rèn)購(gòu)比例、該計(jì)劃的實(shí)際資金規(guī)模對(duì)實(shí)施員工持股計(jì)劃的上市公司進(jìn)行分類(lèi)后對(duì)模型（1）再次回歸，以檢驗(yàn)具備不同合約要素特征的員工持股計(jì)劃對(duì)企業(yè)價(jià)值的影響作用是否相同。

四、實(shí)證結(jié)果及分析

（一）描述性統(tǒng)計(jì)

由表2可以看出，企業(yè)價(jià)值（Q）最大值為31.1439，最小值為0.0678，平均值為2.4664，這表明不同企業(yè)間企業(yè)價(jià)值具有一定的差異性。員工持股計(jì)劃（ESOP）平均值為0.2302，即有23.02%的樣本實(shí)施了員工持股計(jì)劃，有76.98%的樣本未實(shí)施員工持股計(jì)劃。融資約束水平（SA）的平均值為－3.5535，中位數(shù)為－3.4936，從分布看呈右偏狀態(tài)，但總體來(lái)看樣本公司的融資約束水平均較為均衡。其他變量的描述性統(tǒng)計(jì)情況與已有文獻(xiàn)較為接近，均在合理范圍之內(nèi)，見(jiàn)表2。

表2 描述性統(tǒng)計(jì)

此外，本文采用VIF法來(lái)檢驗(yàn)變量之間的多重共線性。檢驗(yàn)結(jié)果顯示，各變量的VIF檢驗(yàn)值均小于10，因此變量間沒(méi)有多重共線性問(wèn)題。

（二）回歸結(jié)果

模型回歸結(jié)果見(jiàn)表3，其中第（1）列為員工持股計(jì)劃對(duì)企業(yè)價(jià)值的直接影響結(jié)果，其中，變量ESOP系數(shù)為0.1755，且在5%的水平上顯著為正，這表明實(shí)施員工持股計(jì)劃能夠顯著正向影響企業(yè)價(jià)值，本文的假設(shè)1得證。此外，本文發(fā)現(xiàn)企業(yè)規(guī)模與企業(yè)價(jià)值之間存在顯著的負(fù)向關(guān)系，說(shuō)明企業(yè)不應(yīng)盲目擴(kuò)大經(jīng)營(yíng)規(guī)模；成長(zhǎng)能力對(duì)企業(yè)價(jià)值存在顯著的正向影響（回歸系數(shù)為0.0057，在5%顯著性水平下顯著），說(shuō)明主營(yíng)業(yè)務(wù)收入增長(zhǎng)率提高能直接帶來(lái)企業(yè)價(jià)值提升的效果；現(xiàn)金流對(duì)企業(yè)價(jià)值存在顯著的正向影響（回歸系數(shù)為3.1816，在1%顯著性水平下顯著），說(shuō)明企業(yè)現(xiàn)金流越充沛，越有利于提升企業(yè)價(jià)值；管理費(fèi)用和其他應(yīng)收款對(duì)企業(yè)價(jià)值存在顯著的正向影響（在1%顯著性水平下顯著），但影響系數(shù)較小（均小于0.0001）；流動(dòng)比率對(duì)企業(yè)價(jià)值存在顯著的正向影響（回歸系數(shù)為0.1785，在1%顯著性水平下顯著）；股權(quán)集中度對(duì)企業(yè)價(jià)值存在顯著的正向影響（回歸系數(shù)為0.0184，在1%顯著性水平下顯著），說(shuō)明企業(yè)股權(quán)越集中，越有利于提升企業(yè)價(jià)值；董事會(huì)獨(dú)立性對(duì)企業(yè)價(jià)值存在顯著的正向影響（回歸系數(shù)為1.6611，在5%顯著性水平下顯著）；管理層薪酬對(duì)企業(yè)價(jià)值存在顯著的正向影響（回歸系數(shù)為0.0221，在1%顯著性水平下顯著），說(shuō)明提高管理層薪酬有利于企業(yè)價(jià)值提升。

表3第（2）列體現(xiàn)了員工持股計(jì)劃對(duì)企業(yè)融資約束的影響，變量ESOP對(duì)中介變量SA指數(shù)的影響系數(shù)在1%的水平上顯著為正，表明實(shí)施員工持股計(jì)劃可以顯著降低企業(yè)的融資約束水平，本文的假設(shè)2得證。第（3）列的回歸結(jié)果顯示融資約束在員工持股計(jì)劃與企業(yè)價(jià)值之間起到了中介作用，從而假設(shè)3得證。從表3中可知，SA指數(shù)的回歸系數(shù)為0.6425，在1%的水平上顯著為正，表明融資約束程度的緩解可顯著提升企業(yè)價(jià)值；解釋變量ESOP系數(shù)為0.1247，在10%的水平上顯著為正。經(jīng)過(guò)Sobel檢驗(yàn)得出的Z值為4.4132，且在1%的水平上顯著，說(shuō)明“員工持股計(jì)劃—融資約束—企業(yè)價(jià)值”的中介路徑是成立的。

表3 主模型回歸結(jié)果

（三）進(jìn)一步分析

表4是員工持股計(jì)劃合約要素變量的描述性統(tǒng)計(jì)。由表4可知，實(shí)行的員工持股計(jì)劃中員工認(rèn)購(gòu)比例（ESR）的中位數(shù)為80，均值為75.71，這表明員工認(rèn)購(gòu)比例的分布呈右偏狀態(tài)，在一半以上的員工持股計(jì)劃中員工認(rèn)購(gòu)占比達(dá)到80%，說(shuō)明普通員工在員工持股計(jì)劃中能夠達(dá)到較高的參與度。員工持股計(jì)劃實(shí)際資金規(guī)模（REALSIZE）的均值為25 477.63，中位數(shù)為12 247.96，這表明分布呈右偏狀態(tài)。實(shí)際資金規(guī)模（REALSIZE）的整體范圍在391.08～181 562.3之間，其標(biāo)準(zhǔn)差為34 016.9，這表明了在不同行業(yè)中，企業(yè)實(shí)施員工持股計(jì)劃的規(guī)模會(huì)有較大的不同。

表4 員工持股計(jì)劃合約要素變量描述性統(tǒng)計(jì)

本文根據(jù)員工認(rèn)購(gòu)比例的高低將樣本中的員工持股計(jì)劃分為兩組，以檢驗(yàn)其對(duì)前文回歸結(jié)果的影響。當(dāng)員工認(rèn)購(gòu)比例大于中位數(shù)時(shí)，ESR取1，反之取0。以員工認(rèn)購(gòu)比例作為分組依據(jù)劃分的兩組子樣本分別與未實(shí)施員工持股計(jì)劃的企業(yè)樣本重新進(jìn)行回歸，結(jié)果如表5所示。可以看出，員工認(rèn)購(gòu)比例高的子樣本中員工持股計(jì)劃的回歸系數(shù)更顯著；因此可以說(shuō)明，相較于員工認(rèn)購(gòu)占比低的持股計(jì)劃，員工認(rèn)購(gòu)占比高的持股計(jì)劃會(huì)對(duì)企業(yè)價(jià)值有更顯著的正向影響。

表5 根據(jù)員工認(rèn)購(gòu)比例高低分組的回歸結(jié)果

另外，為了比較員工持股計(jì)劃的資金規(guī)模對(duì)主模型結(jié)論的影響，當(dāng)實(shí)際資金規(guī)模大于樣本中位數(shù)時(shí)，REALSIZE取1，反之取0。結(jié)合表6數(shù)據(jù)可以看出，以實(shí)際資金規(guī)模作為分組依據(jù)后的兩組子樣本分別與未實(shí)施員工持股計(jì)劃的企業(yè)樣本重新進(jìn)行回歸，實(shí)際資金規(guī)模更大的持股計(jì)劃對(duì)企業(yè)價(jià)值的正面影響更強(qiáng)。

表6 根據(jù)實(shí)際資金規(guī)模大小分組的回歸結(jié)果

（四）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

企業(yè)是否實(shí)施員工持股計(jì)劃是一種自選擇行為，會(huì)受到許多因素影響。為了克服上市公司實(shí)施員工持股計(jì)劃可能存在的自選擇問(wèn)題，本文采用處理效應(yīng)模型進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。第一階段，本文選擇公司上市年限（Listing Period，LP）作為排他性約束變量（工具變量），使用probit模型預(yù)測(cè)某一家企業(yè)實(shí)施員工持股計(jì)劃的概率，并且在此過(guò)程中加入了與前文主檢驗(yàn)一致的控制變量。選擇公司上市年限作為排他性約束變量，主要是考慮上市年限與是否實(shí)施員工持股計(jì)劃之間存在顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系，但卻對(duì)企業(yè)價(jià)值沒(méi)有顯著的直接影響。第二階段，將第一階段計(jì)算得出的逆米爾斯比率IMR（Inverse Mills Ration）加入到模型（4）中進(jìn)行回歸：

回歸結(jié)果見(jiàn)表7。

表7 處理效應(yīng)模型回歸結(jié)果

表7的第1列報(bào)告了處理效應(yīng)模型的第一階段回歸結(jié)果。從中可以看出，排他性約束變量LP在1%水平上顯著為負(fù)，說(shuō)明上市公司的上市年限會(huì)影響本公司對(duì)員工持股計(jì)劃實(shí)施的選擇，符合作為第一階段排他性約束變量的條件。第2列為處理效應(yīng)模型第二階段回歸結(jié)果。根據(jù)處理效應(yīng)模型的結(jié)果，在本研究潛在的自選擇偏差得到控制后，員工持股計(jì)劃和企業(yè)價(jià)值的關(guān)系依然顯著為正，控制變量的符號(hào)與主檢驗(yàn)結(jié)果一致，僅顯著性略有差異，表明主檢驗(yàn)的結(jié)果是可靠的。

除此之外，本文還進(jìn)行了將融資約束衡量變量替換為負(fù)債資產(chǎn)比（Dar）以及更改托賓Q值計(jì)算方法等穩(wěn)健性檢驗(yàn)，其結(jié)論與前文一致。

五、結(jié)論與建議

（一）研究結(jié)論

本文以2014～2019年A股市場(chǎng)上市公司作為樣本，研究員工持股計(jì)劃對(duì)企業(yè)價(jià)值的影響以及融資約束是否在員工持股計(jì)劃與企業(yè)價(jià)值兩者間發(fā)揮中介作用。研究結(jié)果顯示：實(shí)施員工持股計(jì)劃有助于提升企業(yè)價(jià)值；員工持股計(jì)劃對(duì)于企業(yè)價(jià)值的正向作用可以通過(guò)緩解企業(yè)所面臨的融資約束來(lái)實(shí)現(xiàn)；融資約束是員工持股計(jì)劃與企業(yè)價(jià)值關(guān)系間的中介變量。此外，從員工持股計(jì)劃特征的角度看，員工認(rèn)購(gòu)比例更高以及實(shí)際資金規(guī)模更大的員工持股計(jì)劃會(huì)對(duì)企業(yè)價(jià)值有更強(qiáng)的正向影響。

（二）相關(guān)建議

第一，為了充分發(fā)揮員工持股計(jì)劃在企業(yè)經(jīng)營(yíng)方面的積極作用，相關(guān)部門(mén)應(yīng)當(dāng)持續(xù)完善與員工持股計(jì)劃相關(guān)的法規(guī)體系，繼續(xù)補(bǔ)充相應(yīng)規(guī)范性文件，保持政策的時(shí)效性。第二，應(yīng)逐步放開(kāi)對(duì)員工持股計(jì)劃比例上限限制，員工持股計(jì)劃的實(shí)際資金規(guī)模增大有利于公司價(jià)值的提高。因此，應(yīng)考慮待相關(guān)制度得到進(jìn)一步完善以后，適當(dāng)提高員工持股的實(shí)際資金規(guī)模上限。第三，企業(yè)可以通過(guò)實(shí)施員工持股計(jì)劃來(lái)減少其所面臨的融資約束。實(shí)施員工持股計(jì)劃會(huì)向外部市場(chǎng)釋放積極信號(hào)，從而緩解融資約束水平。第四，企業(yè)應(yīng)建立人員考核激勵(lì)機(jī)制。在設(shè)計(jì)員工持股計(jì)劃的具體條款時(shí)，應(yīng)設(shè)計(jì)相應(yīng)的約束條款如業(yè)績(jī)考核條款等，達(dá)到員工持股計(jì)劃應(yīng)有的激勵(lì)效果，避免搭便車(chē)行為的發(fā)生。