□ 林耿堃 龔 慶

一、引言

呂長江等[1]認(rèn)為，股權(quán)激勵對于管理層、上市公司乃至整個資本市場的良性發(fā)展都具有巨大的作用，其有利于抑制上市公司的非效率投資，并能夠間接降低代理成本。本質(zhì)上講，漢?。℉anlon）等[2]認(rèn)為，股權(quán)激勵是股東與管理層對于公司未來收益的分配行為，因此勞克斯（Laux）[3]得出基于公司股權(quán)的薪酬增長具有更高敏感性，能使高管們更有動力投資于風(fēng)險更高的資產(chǎn)以及實施更積極的債務(wù)政策的結(jié)論。不僅如此，股權(quán)激勵計劃還對企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新有諸多助益。同時，現(xiàn)代股權(quán)激勵作為一種起源于西方的經(jīng)濟(jì)制度，受到了理性經(jīng)濟(jì)人假設(shè)和股東至上原則所產(chǎn)生的委托—代理問題的約束，吳育輝等[4]認(rèn)為這使得管理層出于自身的考量而做出更利己的決策，并且孫健等[5]認(rèn)為，會產(chǎn)生不正當(dāng)?shù)睦孑斔?，進(jìn)而影響公司正常運轉(zhuǎn)和經(jīng)營狀況。股權(quán)激勵帶來的優(yōu)勢與問題很大程度取決于企業(yè)實施激勵強(qiáng)度的影響，王燁[6]、張娟等[7]學(xué)者認(rèn)為，管理層受到公司股票期權(quán)的這一特殊激勵報酬，如果其感覺激勵強(qiáng)度足夠，其將做出更加有利于企業(yè)經(jīng)營活動的決策，若其感到激勵的強(qiáng)度不足，則容易將決策行為捆綁自身利益，急于獲得物質(zhì)利益進(jìn)而產(chǎn)生機(jī)會主義行為。因此合理把握股權(quán)激勵計劃強(qiáng)度是一項極為重要的研究。

由于股權(quán)激勵自誕生以來，對公司的績效和經(jīng)營有著較為顯著的作用，因此學(xué)界對于股權(quán)激勵的相關(guān)討論也較為激烈。然而優(yōu)點也好，缺點也罷，呂長江等[8]、弗洛拉克（Floracki）等[9]認(rèn)為股權(quán)激勵沒能成為公司的代理成本替代方案，反而成為了代理問題所衍生的結(jié)果。巴（Bae）等[10]發(fā)現(xiàn)現(xiàn)有研究對于上市公司如何影響股權(quán)激勵強(qiáng)度的相關(guān)研究仍然較少，大部分研究仍聚焦于公司治理結(jié)構(gòu)和股東方面，很少考量公司管理層的相關(guān)特征對于股權(quán)激勵強(qiáng)度的影響，而于謙龍等[11]認(rèn)為高管背景特征是不可或缺的重要變量。李苗等[12]學(xué)者發(fā)現(xiàn)少數(shù)文獻(xiàn)雖然考察了高管背景特征與公司股權(quán)激勵之間的聯(lián)系，但是仍然是站在CEO、CFO等高管的視角出發(fā)或?qū)⒐芾韺影ㄔ趦?nèi)，而非站在公司中重要的人力資源和董事會的最高領(lǐng)導(dǎo)者——董事長的角度進(jìn)行探討分析其在股權(quán)激勵改革中發(fā)揮作用。王（Wang）等[13]研究認(rèn)為在我國現(xiàn)行體制下，董事長作為公司管理層的核心，同時也是董事會主席，負(fù)責(zé)監(jiān)督和激勵公司的事宜，幾乎具有處理公司一切事務(wù)的便宜之權(quán)，通常扮演公司的“一把手”，并且李敏等[14]發(fā)現(xiàn)其自身特征和行為活動關(guān)乎公司投資和企業(yè)價值，對公司的經(jīng)營與未來發(fā)展有著極大的影響力。因此，深度挖掘和拓展以董事長為核心的管理層對于公司股權(quán)激勵水平的影響具有較強(qiáng)的理論意義和現(xiàn)實意義。

本文以2008—2021年中國 A 股上市公司為樣本，考察了董事長學(xué)術(shù)經(jīng)歷對企業(yè)股權(quán)激勵強(qiáng)度的影響。本文系統(tǒng)分析三個問題：（1）董事長的學(xué)術(shù)經(jīng)歷是否會對股權(quán)激勵強(qiáng)度產(chǎn)生影響？（2）融資約束在董事長的學(xué)術(shù)經(jīng)歷對股權(quán)激勵的影響中是否發(fā)揮了中介效應(yīng)？（3）管理層集權(quán)在董事長的學(xué)術(shù)經(jīng)歷對股權(quán)激勵的影響路徑中是否起到促進(jìn)作用，并且是否存在中介效應(yīng)？本文通過研究發(fā)現(xiàn)：首先，董事長的學(xué)術(shù)經(jīng)歷在1%的水平下能夠顯著地對股權(quán)激勵強(qiáng)度正向影響，而且男性董事長比女性董事長更愿意增大股權(quán)激勵的強(qiáng)度，股權(quán)激勵的強(qiáng)度隨著董事長的年齡增大而變??；其次，管理層集權(quán)程度在1%水平上具有顯著的正向調(diào)節(jié)作用，這表明學(xué)者型董事長對股權(quán)激勵強(qiáng)度影響中存在“集權(quán)效應(yīng)”；再次，董事長的學(xué)術(shù)經(jīng)歷會降低企業(yè)的融資約束，進(jìn)而增強(qiáng)股權(quán)激勵強(qiáng)度，即融資約束起到了傳導(dǎo)路徑的作用；最后，董事長的學(xué)術(shù)經(jīng)歷會促使其集中權(quán)力，進(jìn)而增強(qiáng)股權(quán)激勵強(qiáng)度，即管理層集權(quán)在“學(xué)術(shù)經(jīng)歷—股權(quán)激勵強(qiáng)度”過程中起到了傳導(dǎo)路徑的作用。

本文的邊際貢獻(xiàn)在于：第一，在研究股權(quán)激勵影響因素的相關(guān)文獻(xiàn)中，鮮有關(guān)注董事長這一關(guān)鍵性因素對其的影響，因此本文在結(jié)合相關(guān)理論考察董事長的學(xué)術(shù)經(jīng)歷對股權(quán)激勵強(qiáng)度的影響，有利于豐富股權(quán)激勵研究領(lǐng)域的成果；第二，在考察董事長學(xué)術(shù)特征和股權(quán)激勵的基礎(chǔ)上，本文從融資約束和管理層集權(quán)兩條路徑進(jìn)行探究，為這一領(lǐng)域的深入研究提供了新的視角和思路。

二、文獻(xiàn)回顧、理論分析與研究假設(shè)

（一）文獻(xiàn)回顧

經(jīng)典的企業(yè)管理理論認(rèn)為影響企業(yè)決策的關(guān)鍵因素大致可以分為三類：首先，復(fù)雜且具有不確定的環(huán)境；其次，企業(yè)內(nèi)部權(quán)力結(jié)構(gòu)分布、組織架構(gòu)、戰(zhàn)略分工以及戰(zhàn)略決策等組織因素；最后，便是所作出的決策本身，其中戰(zhàn)略決策團(tuán)隊起到?jīng)Q定性作用已經(jīng)成為學(xué)界共識。

而股權(quán)激勵作為企業(yè)中極為重要的戰(zhàn)略決策，國內(nèi)外不少學(xué)者對其與決策團(tuán)隊間的關(guān)系有一定的研究。朱晉偉等[15]研究認(rèn)為，任期更長的高管團(tuán)隊會更加關(guān)注股權(quán)激勵等非短期報酬因素，更注重自身在企業(yè)的股權(quán)和企業(yè)的長遠(yuǎn)發(fā)展。布什曼（Bushman）等[16]研究認(rèn)為，戰(zhàn)略決策團(tuán)隊在股權(quán)激勵和薪酬績效敏感性之間存在顯著的關(guān)系。

在個體層面，漢姆布瑞克（Hambrick）等[17]及部分學(xué)者常常使用高階理論（Upper Echelon Perspective）解釋管理者的特征異質(zhì)性對企業(yè)決策的影響，高階理論認(rèn)為，由于內(nèi)外環(huán)境的復(fù)雜性，管理者無法對所存在的各種情況進(jìn)行全面而細(xì)致的審視，因此其行為決策最終來自自身知識結(jié)構(gòu)和價值觀。由于價值觀等因素較難度量，學(xué)界通常借助人口統(tǒng)計學(xué)指標(biāo)進(jìn)行量化。不少研究基于高階理論探討了董事長的性別、年齡、教育背景、海外背景和軍旅背景等特征對于企業(yè)發(fā)展與運營的重大影響，目前仍只有較少研究將高管的學(xué)術(shù)經(jīng)歷與企業(yè)決策統(tǒng)一起來進(jìn)行考量，即忽視了學(xué)者型高管在其學(xué)術(shù)生涯所形成的嚴(yán)謹(jǐn)學(xué)風(fēng)與管理風(fēng)格對于企業(yè)決策的影響。

在學(xué)術(shù)經(jīng)歷方面，雖然高階理論能說明高管特征和企業(yè)決策的關(guān)系，卻不能較好地詮釋高管的學(xué)術(shù)經(jīng)歷的影響路徑，即學(xué)者型高管能夠在哪方面比其他高管更好，從而導(dǎo)致在企業(yè)決策上的差異性。李苗等[12]學(xué)者發(fā)現(xiàn)，對于高管特征與股權(quán)激勵之間關(guān)系的相關(guān)研究，目前也僅僅只是從教育背景的維度展開。但曹（Cho）等[18]認(rèn)為，兩者所產(chǎn)生的影響并不能混為一談，教育背景強(qiáng)調(diào)的是個體在求學(xué)過程中掌握的知識和能力，而學(xué)術(shù)經(jīng)歷則更強(qiáng)調(diào)對于個體的決策行事風(fēng)格的塑造。隨著技術(shù)的更迭進(jìn)步和管理理念的更新，更多的學(xué)者下海出任高管，乃至董事長，其學(xué)術(shù)經(jīng)歷對其的影響已然區(qū)別于教育背景所產(chǎn)生的影響。而在我國，董事長是企業(yè)決策團(tuán)隊的核心和中樞，擁有極大的權(quán)力。姜付秀[19]、葛永波等[20]認(rèn)為，其背景特征也是影響決策是否能夠成功的關(guān)鍵變量；而對董事長的學(xué)術(shù)經(jīng)歷與股權(quán)激勵之間關(guān)系的研究是目前所匱乏的，因此，研究董事長的學(xué)術(shù)經(jīng)歷對股權(quán)激勵的影響顯得十分必要。對于學(xué)者型董事長而言，其所秉持的價值觀及行事做人的風(fēng)格往往離不開其曾經(jīng)在學(xué)術(shù)科研機(jī)構(gòu)的經(jīng)歷。

張昆賢等[21]認(rèn)為，雖然高階理論能夠有效解釋董事長學(xué)術(shù)經(jīng)歷這一變量在實證研究中極具重要性，卻無法解釋個體由意識到行動，再到集體決策過程中存在的中介變量。韓（Han）等[22]學(xué)者發(fā)現(xiàn)，烙印理論可作為高階理論的補(bǔ)充，能夠很好地補(bǔ)全這一不足。為此，本文在高階理論的基礎(chǔ)上進(jìn)行深化，基于烙印理論（Imprint Theory）探討董事長學(xué)術(shù)經(jīng)歷的烙印效應(yīng)。同時，為了更加立體化地解決學(xué)者型董事長的決策問題，本文還創(chuàng)造性地引入學(xué)術(shù)—從業(yè)者差距理論，從個體由學(xué)者到從業(yè)者身份轉(zhuǎn)變的角度論證兩者在處理企業(yè)事務(wù)和決策上的差異性，為董事長學(xué)術(shù)經(jīng)歷對股權(quán)激勵影響的路徑探究提供全新的視角。

（二）學(xué)術(shù)經(jīng)歷烙印效應(yīng)的視角

自斯汀康比（Stinchcombe）[23]提出組織研究中存在的烙印概念并描述如何發(fā)揮的作用后，烙印理論便正式走進(jìn)行為學(xué)者的視線中，被廣泛應(yīng)用于各種研究并成為解釋多種現(xiàn)象的重要元素。然而曾國軍等[24]學(xué)者發(fā)現(xiàn)，現(xiàn)有的研究常常較側(cè)重于烙印的持久性，卻忽視了烙印的產(chǎn)生機(jī)制和影響程度。希金斯（Higgins）[25]曾對這種機(jī)制進(jìn)行描述，即任何改變都以個體產(chǎn)生的焦慮為標(biāo)志，而這種環(huán)境下能一定程度上放大烙印的潛力。研究學(xué)者在高校、研究機(jī)構(gòu)或社會組織進(jìn)行科學(xué)研究的過程中，無形中受到了當(dāng)前學(xué)術(shù)環(huán)境的影響形成價值觀，這種學(xué)術(shù)氛圍凸顯了對學(xué)者奉獻(xiàn)意識、創(chuàng)新精神及其工作態(tài)度的需要，學(xué)術(shù)烙印通過三個方面進(jìn)行加強(qiáng)：

第一，學(xué)術(shù)環(huán)境內(nèi)要求研究人員具有較高水平的奉獻(xiàn)意識和擔(dān)當(dāng)意識，要求科研工作者要以創(chuàng)造知識為使命和服務(wù)社會、造福國民為己任，科研工作過程中自覺要求科研工作者價值觀的自我強(qiáng)化，而隨著研究的深入和研究者水平的提高，這種強(qiáng)化效果將更加明顯。郭玉冰等[26]學(xué)者認(rèn)為，這種責(zé)任感使得有學(xué)術(shù)經(jīng)歷的決策者在其決策過程中相比于他人擁有更高的責(zé)任意識和道德修養(yǎng)，并且對決策者的決策形成個體的內(nèi)在約束。胡國棟等[27]認(rèn)為，這種內(nèi)在約束使其形成了注重群體價值的倫理規(guī)范并最終構(gòu)成了集體利益共同體，并同時強(qiáng)化企業(yè)的股權(quán)激勵制度。即奉獻(xiàn)意識和擔(dān)當(dāng)意識強(qiáng)化了學(xué)術(shù)烙印，使得決策者有可能更加注重企業(yè)的股權(quán)激勵方案。

第二，學(xué)術(shù)經(jīng)歷所培養(yǎng)的創(chuàng)新精神使董事長更有能力減緩企業(yè)融資過程中的資金約束，并進(jìn)一步促使其學(xué)術(shù)經(jīng)歷烙印制度化。郭玉冰等[26]學(xué)者認(rèn)為，學(xué)術(shù)經(jīng)歷的烙印使得決策者在企業(yè)的發(fā)展過程中具有更靈敏的洞察能力和分析能力，同時能夠為企業(yè)帶來專業(yè)技術(shù)和使得決策者更加偏向于加大企業(yè)的創(chuàng)新投入。張一林等[28]學(xué)者認(rèn)為，這種創(chuàng)新投入帶來的新技術(shù)是股權(quán)投資者所偏好的，因此能夠很好地引進(jìn)外部資金，有效地緩解企業(yè)經(jīng)營活動中的融資約束?？梢哉f，學(xué)者型董事長所具有的創(chuàng)新精神強(qiáng)化了學(xué)術(shù)烙印，促使其能更有效提升企業(yè)的外部融資能力，大大減緩了融資約束。

第三，學(xué)術(shù)環(huán)境對于學(xué)者的嚴(yán)謹(jǐn)審慎的工作態(tài)度有著較高的要求，這也推動著學(xué)者行為做事風(fēng)格的養(yǎng)成。嚴(yán)謹(jǐn)學(xué)風(fēng)形成的亞物質(zhì)環(huán)境，主要表現(xiàn)為潛心做研究、嚴(yán)肅對待學(xué)術(shù)研究、遏制學(xué)術(shù)不端、打擊學(xué)術(shù)腐敗等特點，對于研究人員的成長有著強(qiáng)大的約束作用，甚至有著決定性作用。何瑛等[29]、周楷唐等[30]學(xué)者認(rèn)為，這種嚴(yán)謹(jǐn)審慎的工作態(tài)度將影響決策者對于企業(yè)經(jīng)營風(fēng)險的態(tài)度，促使其在決策過程中更加保守和穩(wěn)健，并增加企業(yè)的會計信息質(zhì)量，良好的會計信息質(zhì)量能夠有效地減少企業(yè)的融資約束，進(jìn)一步影響企業(yè)戰(zhàn)略決策?？梢?，董事長在學(xué)術(shù)環(huán)境中形成的嚴(yán)謹(jǐn)審慎學(xué)風(fēng)強(qiáng)化了其學(xué)術(shù)烙印，進(jìn)而影響其在決策過程中所產(chǎn)生的企業(yè)融資成本進(jìn)而影響股權(quán)激勵計劃強(qiáng)度。

綜上，在烙印理論視角下關(guān)于企業(yè)融資約束和股權(quán)激勵水平的分析，本文提出如下研究假設(shè)：

H1：在其他條件不變的情況下，董事長的學(xué)術(shù)經(jīng)歷與企業(yè)的股權(quán)激勵正相關(guān)。

H2：在其他條件不變的情況下，學(xué)者型董事長通過降低融資約束的方式對企業(yè)股權(quán)激勵的影響，即融資約束在董事長學(xué)術(shù)經(jīng)歷對企業(yè)股權(quán)激勵的影響中產(chǎn)生中介作用。

（三）學(xué)術(shù)—從業(yè)者差距理論的視角

學(xué)術(shù)—從業(yè)者差距理論（Academic-Practitioner Gap）認(rèn)為，學(xué)院教授和研究管理的學(xué)者與領(lǐng)導(dǎo)和管理公司的從業(yè)者之間存在越來越大的分離和脫節(jié)。隨著理論研究的不斷深入，學(xué)界對于學(xué)術(shù)與實踐差距的產(chǎn)生機(jī)制有了些許可能解釋，即研究學(xué)者和從業(yè)者之間存在著不同的興趣與動機(jī)。不少學(xué)者對于這種差異的產(chǎn)生機(jī)制進(jìn)行了詳盡的分析。在學(xué)術(shù)研究方面，目前占主導(dǎo)地位的文化和激勵制度幾乎保證了大多數(shù)學(xué)術(shù)研究工作對除其他學(xué)者之外的任何人而言都無關(guān)緊要，因此學(xué)術(shù)職業(yè)與傳統(tǒng)工作中職業(yè)之間存在著結(jié)構(gòu)性差異。加曼（Garman）[31]等學(xué)者認(rèn)為，這些差異主要表現(xiàn)在個體的動機(jī)、薪酬和激勵反應(yīng)方面。當(dāng)然，這種差距主要是基于個體的“知與行”兩個方面，具有學(xué)術(shù)經(jīng)歷的高管可能熟悉學(xué)術(shù)文獻(xiàn)的內(nèi)容，卻仍然無法在他們所管理的組織中應(yīng)用這些知識，即人力資源專家可能并不完全了解和實踐相關(guān)的研究結(jié)果，而最終這些差異將直接影響企業(yè)管理多樣性和激勵決策。因此可以說，學(xué)術(shù)—從業(yè)者差距的客觀存在使得學(xué)者在融入管理實務(wù)工作過程中具有新的變化。

而在彌補(bǔ)學(xué)術(shù)—從業(yè)者差距的路徑中，麥凱布（Mccabe）等[32]、薩布德伯格（Sandberg）等[33]研究認(rèn)為，研究人員—從業(yè)者機(jī)制下研究人員更加偏好于發(fā)揮核心作用及其潛在影響，這就要求學(xué)者向管理者身份轉(zhuǎn)變的時候?qū)又匾曈绊懫髽I(yè)決策的關(guān)鍵變量。而董事長兼任CEO這種較為獨特且相對集權(quán)的企業(yè)領(lǐng)導(dǎo)權(quán)結(jié)構(gòu)，能夠較好滿足學(xué)者型決策者的主導(dǎo)地位優(yōu)勢。實際上，董事長兼任CEO的這一做法在我國較為普遍。董事長作為公司董事會的負(fù)責(zé)人和企業(yè)最大的決策者，主導(dǎo)著企業(yè)發(fā)展的方向，CEO是企業(yè)中負(fù)責(zé)執(zhí)行日常事務(wù)的最高行政官員，落實著企業(yè)的戰(zhàn)略方針。學(xué)者型董事長為彌補(bǔ)學(xué)術(shù)—從業(yè)者差距進(jìn)而對企業(yè)股權(quán)激勵水平產(chǎn)生影響主要體現(xiàn)在兩個層面：

第一，根據(jù)楊松令等[34]的研究，個體由研究者向從業(yè)者跨越時更傾向于掌握主動權(quán)，而董事長兼任CEO一職將能夠有效地減少董事會對于決策過程中的過多干預(yù)，有助于縮短決策鏈條，大大提高創(chuàng)新自由度，并進(jìn)而促使決策者做出更加靈活、更加合適的股權(quán)激勵決策，即“集權(quán)效應(yīng)”能夠有效地調(diào)節(jié)學(xué)者型董事長的決策行為。

第二，學(xué)者向從業(yè)者身份的差異影響企業(yè)管理的多樣化，而董事長和CEO兩職結(jié)構(gòu)的變化是管理多元化的主要體現(xiàn)之一，孫健等[5]、徐虹等[35]認(rèn)為，過于集中的權(quán)力與股權(quán)激勵強(qiáng)度具有正向相關(guān)關(guān)系，主要傳導(dǎo)路徑為集中的權(quán)力將降低企業(yè)薪酬業(yè)績的敏感性，最終使得激勵扭曲程度增加，即大幅提高了企業(yè)的股權(quán)激勵強(qiáng)度，可以認(rèn)為“集權(quán)路徑”是學(xué)者型董事長正向影響企業(yè)股權(quán)激勵水平的重要途徑之一，即具有學(xué)術(shù)經(jīng)歷的董事長可能偏好于以兩職合一的形式保持其主導(dǎo)地位的方式參與治理。

基于上述理論分析，并參照溫忠麟等[36]對于調(diào)節(jié)效應(yīng)和中介效應(yīng)的解釋，本文提出如下假設(shè)：

H3：在其他條件不變的情況下，具有學(xué)術(shù)經(jīng)歷的董事長會更有可能兼任總經(jīng)理，進(jìn)而影響企業(yè)股權(quán)激勵強(qiáng)度，同時管理層集權(quán)正向調(diào)節(jié)學(xué)者型董事長對股權(quán)激勵強(qiáng)度的促進(jìn)效果。

三、模型設(shè)定與變量測度

（一）樣本選擇和數(shù)據(jù)來源

本文主要研究董事長的學(xué)術(shù)經(jīng)歷對企業(yè)股權(quán)激勵的影響，選取中國A股上市公司2008—2021年中提供董事長學(xué)術(shù)經(jīng)歷相關(guān)公司的數(shù)據(jù)為初始樣本。其中個人特征數(shù)據(jù)、企業(yè)數(shù)據(jù)均來自國泰安（CSMAR）數(shù)據(jù)庫、萬德（Wind）數(shù)據(jù)庫等。依照學(xué)術(shù)慣例，剔除金融公司、ST公司和數(shù)據(jù)缺失的公司之后，將各類數(shù)據(jù)集進(jìn)行匹配合并。為了規(guī)避異常值對實證分析結(jié)果的干擾，本文對如企業(yè)總資產(chǎn)等變量作了對數(shù)處理并對連續(xù)變量在1%和99%水平上進(jìn)行溫莎縮尾（Winsorize）處理，提高模型的準(zhǔn)確性。

（二）變量選取與測度

1.被解釋變量

股權(quán)激勵強(qiáng)度（y）。股權(quán)激勵是一種通過經(jīng)營者獲得公司股權(quán)形式，使他們能夠以股東的身份參與企業(yè)決策、分享利潤、承擔(dān)風(fēng)險，從而勤勉盡責(zé)地為公司的長期發(fā)展服務(wù)的一種激勵方法。余海宗等[37]的研究認(rèn)為，股權(quán)激勵強(qiáng)度是解釋股權(quán)激勵是否有效的主要變量，本文采用學(xué)界主流做法，選取股權(quán)激勵股數(shù)占總股數(shù)的比例作為公司股權(quán)激勵的變量即被解釋變量。

2.核心解釋變量

董事長的學(xué)術(shù)經(jīng)歷（academic）。本文參考周楷唐等[30]學(xué)者的做法，構(gòu)建虛擬變量董事長的學(xué)術(shù)經(jīng)歷，并對此進(jìn)行定義：如果董事長曾在或者正在高校任教、科研機(jī)構(gòu)任職以及協(xié)會從事研究，作為判定企業(yè)董事長具有學(xué)術(shù)經(jīng)歷的重要依據(jù)，若有則記為1，否則記為0。

3.中介變量/調(diào)節(jié)變量

融資約束（SA）。衡量融資約束的指標(biāo)主要有KZ指數(shù)、SA指數(shù)和WW指數(shù)。由于相比其他指數(shù)，SA指數(shù)表現(xiàn)相對穩(wěn)健，因此本文借鑒鞠曉生等[38]的做法，采用SA指數(shù)作為企業(yè)融資約束的代理變量。SA指數(shù)為負(fù)，其絕對值越大，則企業(yè)受到的融資約束越大。

兩職合一（cposition）。本文參照彭（Peng）等[39]對于公司治理結(jié)構(gòu)和管理層權(quán)力的指標(biāo)選擇，選擇兩職合一作為衡量標(biāo)準(zhǔn)，即董事長和CEO是否為同一人。該變量為虛擬變量，董事長兼任總經(jīng)理為1，否則為0。

4.控制變量

根據(jù)已有文獻(xiàn)資料并參照周楷唐等[30]、韓曉宇等[40]的經(jīng)典做法，本文選取了兩類控制變量，分別是董事長個人特征變量和企業(yè)特征變量。董事長個人特征變量包括：性別（gender）、年齡（age）、金融背景（finback）；企業(yè)特征變量包括：資產(chǎn)負(fù)債率（DAR）、營業(yè)收入增長率（OIGR）、總資產(chǎn)（totalassets）、企業(yè)經(jīng)營年度（businessyear）、董事會規(guī)模（boardsize）。此外，本文還設(shè)置了年份（year）、行業(yè)（industry）等亞變量，以控制年度變化趨勢和行業(yè)間差距的影響。具體變量說明見表1。

表1 變量名稱及含義

（三）模型構(gòu)建

本文探究學(xué)者型董事長對企業(yè)股權(quán)激勵水平影響中“集權(quán)效應(yīng)”所發(fā)揮的作用，合理使用調(diào)節(jié)效應(yīng)模型，由于該研究中自變量學(xué)術(shù)經(jīng)歷和調(diào)節(jié)變量兩職合一都是虛擬變量，因此本文參照溫忠麟等[36]的做法對調(diào)節(jié)模型進(jìn)行設(shè)計，采用兩因素有交互效應(yīng)的方差分析（ANOVA），而其中交互效應(yīng)即為調(diào)節(jié)效應(yīng)，模型如下：

其中y表示被解釋變量企業(yè)的股權(quán)激勵強(qiáng)度，x表示核心解釋變量董事長的學(xué)術(shù)經(jīng)歷，vi表示控制變量包括個人特征變量、企業(yè)特征變量等，M表示調(diào)節(jié)變量兩職合一，xM表示自變量與調(diào)節(jié)變量的交互項。

本文旨在研究董事長的學(xué)術(shù)經(jīng)歷、融資約束、兩職合一對企業(yè)股權(quán)激勵的影響和融資約束、兩權(quán)合一是否具有中介效應(yīng)，本文采用逐步回歸的方式對融資約束進(jìn)行中介效應(yīng)檢驗，模型如下：

其中y表示被解釋變量股權(quán)激勵，x1表示核心解釋變量學(xué)術(shù)經(jīng)歷，vi表示控制變量包括個人特征變量、企業(yè)特征變量等，M表示中介變量融資約束。

而因兩職合一為二分類變量，參考溫忠麟等[41]的做法：

其中，M'表示中介變量兩職合一，得到系數(shù)以后，依次估計以下數(shù)值：

在0.01顯著水平下，若ZM＞2.58，則表明中介效應(yīng)在99%置信水平下顯著：

總結(jié)兩個中介變量的中介效應(yīng)，表示為圖1所示：

圖1 中介效應(yīng)模型

四、實證分析

（一）描述性統(tǒng)計分析

本文運用SPSS統(tǒng)計軟件對各變量間進(jìn)行了描述性統(tǒng)計，表2列出了各研究變量均值、標(biāo)準(zhǔn)差、最大值和最小值。從表2報告結(jié)果上看，董事長的學(xué)術(shù)經(jīng)歷均值為0.32，表明大部分董事長不具有學(xué)術(shù)經(jīng)歷；兩職合一的董事長占比大約為40%；而男性董事長占比高達(dá)93%，并且年齡普遍較高，平均年齡在52歲；大部分董事長不具有金融背景。

表2 描述性統(tǒng)計

（二）單變量檢驗結(jié)果

單變量檢驗結(jié)果如表3所示。結(jié)果顯示，在不具有學(xué)術(shù)經(jīng)歷的董事長的企業(yè)樣本組中，股權(quán)激勵的均值為2.189，低于具有學(xué)術(shù)經(jīng)歷的董事長的企業(yè)樣本組均值 2.258，且在 1%的水平上顯著。因此，在其他因素保持不變的情況下，董事長的學(xué)術(shù)經(jīng)歷可以增強(qiáng)企業(yè)的股權(quán)激勵，初步證明了研究假設(shè) H1，結(jié)果如表3所示。

表3 單變量檢驗結(jié)果

（三）相關(guān)性分析

本文對模型中主要變量進(jìn)行了皮爾遜（Pearson）相關(guān)性分析。企業(yè)股權(quán)激勵（y）與董事長的學(xué)術(shù)經(jīng)歷（academic）呈正相關(guān)關(guān)系，并且在5% 的置信水平上顯著，初步證明了假設(shè) H1。董事長的學(xué)術(shù)經(jīng)歷（academic）與企業(yè)融資約束（SA）、企業(yè)股權(quán)激勵（y）與企業(yè)約束（SA）的相關(guān)系數(shù)分別為0.027和0.027，且均在 5% 的水平上顯著，如表4。

表4 Pearson 相關(guān)性分析

（四）回歸分析

表5中，由模型1可以看出，在不考慮其他因素的情況下，董事長的學(xué)術(shù)經(jīng)歷在1%的水平下顯著地正向影響股權(quán)激勵，系數(shù)為0.069；模型2為加入控制變量以后，學(xué)術(shù)經(jīng)歷的系數(shù)仍然在1%的水平上顯著，為0.082；模型3為再次加入年份、行業(yè)控制變量以后的回歸結(jié)果，此時學(xué)術(shù)經(jīng)歷的系數(shù)在5%的水平上顯著，系數(shù)為0.057，即董事長的學(xué)術(shù)經(jīng)歷能夠正向影響股權(quán)激勵強(qiáng)度，假設(shè)H1得證。

另外，從表5中可以看出，性別在1%水平下顯著影響股權(quán)激勵強(qiáng)度，表現(xiàn)為男性董事長比女性董事長領(lǐng)導(dǎo)的企業(yè)股權(quán)激勵水平更高；而年齡的系數(shù)為負(fù)，說明董事長的年齡越大，其股權(quán)激勵的程度越小；企業(yè)的資產(chǎn)負(fù)債率在1%水平下顯著正向影響企業(yè)的股權(quán)激勵規(guī)模，系數(shù)為1.524，其說明資產(chǎn)負(fù)債率越高的企業(yè)，股權(quán)激勵程度越大；而總資產(chǎn)則表現(xiàn)為負(fù)向影響即總資產(chǎn)越大的企業(yè)股權(quán)激勵程度反而更小，其原因可能是總資產(chǎn)越大的企業(yè)，其總股數(shù)越大使得股權(quán)激勵股數(shù)的比例下降，結(jié)果如表5所示。

表5 基礎(chǔ)模型回歸結(jié)果

（五）進(jìn)一步檢驗

本文對學(xué)者型董事長對股權(quán)激勵強(qiáng)度中存在的“集權(quán)效應(yīng)”進(jìn)行檢驗，控制相關(guān)變量，構(gòu)建兩因素交互效應(yīng)的方差分析（ANOVA）模型，結(jié)果如表6所示。

與表5相比，表6添加了董事長的學(xué)術(shù)經(jīng)歷和董事長CEO兩職合一的交互項（academic*cposition）。五組回歸的交互作用結(jié)果較為一致，五組回歸中董事長學(xué)術(shù)經(jīng)歷（academic）在99%的置信水平下顯著為正，即學(xué)者型董事長提升了企業(yè)股權(quán)激勵強(qiáng)度，與表5的結(jié)論一致；而董事長與CEO兩職合一（cposition）系數(shù)依然在1%水平上顯著為正，這表明管理層集權(quán)的企業(yè)有著增強(qiáng)股權(quán)激勵水平的傾向；同時董事長的學(xué)術(shù)經(jīng)歷和董事長CEO兩職合一的交互項（academic*cposition）在1%水平上顯著為正，即兩職合一的調(diào)節(jié)效應(yīng)顯著存在，即企業(yè)董事長兼任CEO提高了學(xué)者型董事長增強(qiáng)股權(quán)激勵強(qiáng)度的可能性。表6的第（5）列結(jié)果表明，在控制其他因素不變的條件下，若董事長的學(xué)術(shù)經(jīng)歷提高1個單位，企業(yè)的股權(quán)激勵水平將增強(qiáng)15.187個單位，如果此時管理層集權(quán)程度再提高1個單位，則董事長學(xué)術(shù)經(jīng)歷對企業(yè)股權(quán)激勵水平的影響將再降低16.511個單位，即假設(shè)H3得證。

表6 兩職合一的調(diào)節(jié)效應(yīng)

本文對假設(shè)的兩條路徑進(jìn)行中介效應(yīng)的檢驗，結(jié)果如表7所示，其中左邊為融資約束（SA）的中介效應(yīng)檢驗結(jié)果，右邊為兩職合一（Cposition）的中介效應(yīng)檢驗結(jié)果。

從表7左邊可以看出，董事長的學(xué)術(shù)經(jīng)歷（academic）對企業(yè)融資約束（SA）是顯著的正向相關(guān)性關(guān)系，董事長的學(xué)術(shù)經(jīng)歷的系數(shù)為0.007。由于SA指數(shù)的值為負(fù)，SA指數(shù)的絕對值越大，企業(yè)的融資約束越大；因此從回歸結(jié)果來看，董事長的學(xué)術(shù)經(jīng)歷會降低企業(yè)的融資約束。接著檢驗董事長的學(xué)術(shù)經(jīng)歷、企業(yè)融資約束對企業(yè)股權(quán)激勵的影響。董事長的學(xué)術(shù)經(jīng)歷（academic）與企業(yè)股權(quán)激勵（y）在 5% 的水平上呈正向相關(guān)關(guān)系（回歸系數(shù)為0.054），表明董事長的學(xué)術(shù)經(jīng)歷對企業(yè)股權(quán)激勵水平有著正向影響。融資約束（SA）與企業(yè)股權(quán)激勵（y）在1% 水平上呈正向相關(guān)關(guān)系（回歸系數(shù)為0.471），說明融資約束越小，企業(yè)的股權(quán)激勵占比越大。通過對融資約束的中介效應(yīng)檢驗和分析，可以發(fā)現(xiàn)融資約束在董事長的學(xué)術(shù)經(jīng)歷與企業(yè)股權(quán)激勵的影響中產(chǎn)生了中介效應(yīng)，且為部分中介效應(yīng)，假設(shè) H2得證。

從表7的右邊可以看出，董事長的學(xué)術(shù)經(jīng)歷（academic）對董事長是否兩職合一（Cposition）在1%的水平上是顯著的正向相關(guān)性關(guān)系，學(xué)術(shù)經(jīng)歷的系數(shù)為0.061，董事長的學(xué)術(shù)經(jīng)歷會促進(jìn)董事長兼任總經(jīng)理形成兩職合一。

表7 中介效應(yīng)檢驗

接著檢驗董事長的學(xué)術(shù)經(jīng)歷、兩職合一對企業(yè)股權(quán)激勵的影響。董事長的學(xué)術(shù)經(jīng)歷（academic）與企業(yè)股權(quán)激勵（y）在 5% 的水平上呈正向相關(guān)關(guān)系（回歸系數(shù)為0.049），表明董事長的學(xué)術(shù)經(jīng)歷對企業(yè)股權(quán)激勵有著正向影響。兩職合一（cposition）與企業(yè)股權(quán)激勵（y）在 1% 水平上呈正向相關(guān)關(guān)系（回歸系數(shù)為0.135），說明如果董事長兩職合一即兼任總經(jīng)理，企業(yè)的股權(quán)激勵占比越大。通過對兩職合一的中介效應(yīng)檢驗和分析，可以發(fā)現(xiàn)兩職合一在董事長的學(xué)術(shù)經(jīng)歷與企業(yè)股權(quán)激勵的影響中產(chǎn)生了中介效應(yīng)，且為部分中介效應(yīng)，假設(shè) H3 得證。

五、穩(wěn)健性檢驗

（一）子樣本檢驗法

本文通過實證研究發(fā)現(xiàn)，具有學(xué)術(shù)經(jīng)歷的董事長對企業(yè)的股權(quán)激勵計劃水平有著顯著的正向影響，但是依照本文目前的研究方法，可能存在著另外的一種解釋——反向因果關(guān)系，即股權(quán)激勵水平高的企業(yè)可能將吸引更多具有學(xué)術(shù)經(jīng)歷的學(xué)者加入。為了排除該解釋，本文參照黃燦等[42]的方法，通過剔除樣本期間董事長學(xué)術(shù)經(jīng)歷無變化的子樣本，將全部樣本劃分為實驗組樣本和對照組樣本兩大子樣本。該方法的邏輯在于，由于學(xué)者型董事長的企業(yè)和沒有學(xué)術(shù)經(jīng)歷董事長的企業(yè)在其經(jīng)營決策表現(xiàn)中可能存在不同，而且學(xué)者型董事長的企業(yè)在該董事長進(jìn)入企業(yè)的前后也可能存在不同。如果只是簡單比較董事長有無學(xué)術(shù)經(jīng)歷則無法排除是否具有差異性的兩類企業(yè)在學(xué)術(shù)經(jīng)歷董事長進(jìn)入前即存在差異，而并非因為學(xué)者型董事長促進(jìn)了企業(yè)股權(quán)激勵水平。因此，本文剔除樣本研究期間董事長一直有學(xué)術(shù)經(jīng)歷的子樣本，并篩選出董事長由沒有學(xué)術(shù)經(jīng)歷變?yōu)橛袑W(xué)術(shù)經(jīng)歷的樣本和董事長一直沒有學(xué)術(shù)經(jīng)歷的企業(yè)樣本，這樣才能更好地排除干擾因素，并較為嚴(yán)謹(jǐn)?shù)貏冸x出董事長學(xué)術(shù)經(jīng)歷對企業(yè)股權(quán)激勵的影響。其中在篩選企業(yè)董事長學(xué)術(shù)經(jīng)歷從無到有的子樣本，本文參照了何瑛等[29]的方法，選取董事長學(xué)術(shù)經(jīng)歷變更前后各1年，即（-1，1）區(qū)間，其中包括變更當(dāng)年作為研究窗口，并嚴(yán)格限定期間未有其他重大事件發(fā)生。本位以 academic在樣本期間發(fā)生過變化（董事長學(xué)術(shù)經(jīng)歷從無到有）的樣本作為實驗組，而以 academic 一直為 0 的樣本作為對照組，如表8所示。重新進(jìn)行回歸分析后發(fā)現(xiàn)研究結(jié)論不變，證實本次研究中不存在反向因果的現(xiàn)象。

表8 子樣本回歸分析

（二）傾向得分匹配法

為解決樣本選擇帶來的內(nèi)生性問題，本文選取傾向得分匹配法進(jìn)一步分析。該計量方法是在滿足共同支撐條件獨立性假設(shè)下，運用logit回歸得到相應(yīng)的概率值，在進(jìn)行匹配分析后降低樣本的選擇性偏誤，能更準(zhǔn)確探究核心解釋變量學(xué)術(shù)經(jīng)歷與企業(yè)股權(quán)激勵之間的關(guān)系。本文按照學(xué)術(shù)慣例，分別采用最鄰近匹配（k=2）、半徑匹配（0.05）和核匹配的方式進(jìn)行匹配，結(jié)果如表9和圖2所示。

圖2 PSM 匹配結(jié)果

表9 PSM 分析

從表9可以看出，匹配后的數(shù)據(jù)具有學(xué)術(shù)經(jīng)歷的董事長比不具學(xué)術(shù)經(jīng)歷的董事長股權(quán)激勵多0.064個百分點，與前文的基礎(chǔ)回歸結(jié)果0.057相差不大，并且由核密度函數(shù)圖形在匹配前與匹配后的對比中可以看出，樣本選取的誤差不大，因此前文的回歸結(jié)果可靠。

（三）Bootstrap檢驗

本文參考溫忠麟等[41]的做法，采用Bootstrap方法判斷融資約束（SA）的中介效應(yīng)的穩(wěn)健性，結(jié)果如表10所示。在 99% 的置信區(qū)間不包含0，說明中介效應(yīng)顯著，中介效應(yīng)大小為0.0026；中介變量融資約束得到控制后，董事長的學(xué)術(shù)經(jīng)歷（academic）對企業(yè)股權(quán)激勵（y）的直接效應(yīng)為0.0791，在99%的置信區(qū)間上顯著。中介效應(yīng)與直接效應(yīng)的比值的絕對值為0.033，說明企業(yè)融資約束在董事長的學(xué)術(shù)經(jīng)歷與企業(yè)股權(quán)激勵的關(guān)系中起到了部分中介效應(yīng)，與前文結(jié)論相符。

表10 SA 中介效應(yīng)分析

六、結(jié)論與啟示

作為企業(yè)長期激勵計劃的重要組成部分，企業(yè)實施股權(quán)激勵計劃，對于企業(yè)的自身發(fā)展具有至關(guān)重要的作用。本文基于2008—2021年中國A股上市公司的數(shù)據(jù)，研究分析董事長是否具有學(xué)術(shù)經(jīng)歷這一背景特征，通過融資約束和兩職合一的路徑對企業(yè)股權(quán)激勵強(qiáng)度所產(chǎn)生的影響，彌補(bǔ)了國內(nèi)外學(xué)界對于從最主要決策者董事長的視角探究高管背景特征影響企業(yè)股權(quán)激勵的不足。

相比以往高管背景特征對于企業(yè)相關(guān)決策影響的研究，本文在高階理論上融合制度理論深化為烙印理論，通過烙印理論系統(tǒng)地解釋融資約束在“董事長學(xué)術(shù)經(jīng)歷—股權(quán)激勵強(qiáng)度”研究中發(fā)揮的作用機(jī)制；并運用學(xué)術(shù)—從業(yè)者差距理論闡釋在董事長學(xué)術(shù)經(jīng)歷對股權(quán)激勵影響過程中起到的正向調(diào)節(jié)機(jī)制，并指出存在的另一種可能路徑，即學(xué)者型董事長以管理層集權(quán)的方式施加影響。經(jīng)驗證據(jù)表明：第一，學(xué)者型董事長相比于沒有學(xué)術(shù)經(jīng)歷的董事長提高了5.7%的股權(quán)激勵水平；第二，提高企業(yè)的管理層集權(quán)程度能夠有效地增加學(xué)者型董事長對于企業(yè)股權(quán)激勵水平的正向效應(yīng)，即在學(xué)者型董事長影響股權(quán)激勵強(qiáng)度的機(jī)制中存在著一種“集權(quán)效應(yīng)”，使得這種機(jī)制得以進(jìn)一步被強(qiáng)化；第三，相比于沒有學(xué)術(shù)經(jīng)歷的董事長，學(xué)者型董事長能夠較好地處理企業(yè)融資問題，有效地降低企業(yè)的融資約束，進(jìn)而增強(qiáng)企業(yè)的股權(quán)激勵強(qiáng)度，即融資約束在影響機(jī)制中充當(dāng)部分中介作用；第四，學(xué)者型董事長更偏好于集中權(quán)力，董事長和CEO兩職合一現(xiàn)象明顯，結(jié)構(gòu)權(quán)力集中能夠有利于增強(qiáng)股權(quán)激勵方案，即兩職合一在影響機(jī)制中充當(dāng)部分中介作用。

本文的研究結(jié)論對于企業(yè)治理具有一定的啟示意義。

首先，董事長的學(xué)術(shù)經(jīng)歷作為一種有效的內(nèi)部治理機(jī)制，其能夠在目前外部治理體系尚未十分完善的條件下提供一種企業(yè)治理的新的視角和新的可能，這也啟示著企業(yè)在選任治理團(tuán)隊的時候應(yīng)當(dāng)注重董事長的領(lǐng)頭羊效應(yīng)。

其次，本研究有助于投資者對于企業(yè)股權(quán)激勵計劃的背后動機(jī)的一個更全面更清晰的認(rèn)知，并且為董事長特征和治理結(jié)構(gòu)之間的關(guān)系提供了一種解釋，有助于投資者對企業(yè)治理結(jié)構(gòu)的深入了解。

最后，也為企業(yè)緩解外部融資問題提供了新的解決角度，即企業(yè)在經(jīng)營過程中可以考慮根據(jù)自身的實際情況聘任或者引進(jìn)具有學(xué)術(shù)研究經(jīng)歷的董事長，充分利用學(xué)者型董事長具備的學(xué)術(shù)修養(yǎng)和擁有的外部資源，擴(kuò)大企業(yè)的影響力，進(jìn)而調(diào)整更合適的融資策略。

囿于數(shù)據(jù)可獲得性與研究水平，本文也存在一定的局限。本文研究中并未完全區(qū)分董事長的學(xué)科背景，不同學(xué)科背景的董事長在其學(xué)術(shù)生涯和企業(yè)管理生涯中可能具有不同的表現(xiàn)。而且影響股權(quán)激勵水平的學(xué)科學(xué)歷因素很多，也未完全進(jìn)行展開，故而此后研究仍需要進(jìn)一步拓展。