陳夢(mèng)莎

(湖南工業(yè)大學(xué)經(jīng)濟(jì)與貿(mào)易學(xué)院，湖南 株洲 412007)

一、引言

十九大報(bào)告首次提出“提高全要素生產(chǎn)率”的經(jīng)濟(jì)發(fā)展目標(biāo)，標(biāo)志著簡(jiǎn)單以GDP 增長率論英雄的時(shí)代已漸成歷史。而全要素生產(chǎn)率的提高，依托于企業(yè)管理技術(shù)的改進(jìn)、資源配置的優(yōu)化、創(chuàng)新意識(shí)的增強(qiáng)和規(guī)模經(jīng)濟(jì)的壯大等手段，代表企業(yè)將以更少的投入換取更多的產(chǎn)出，象征著企業(yè)治理發(fā)展進(jìn)入了新階段。

與此同時(shí)，管理層持股一直是治理研究的重要領(lǐng)域。以證監(jiān)會(huì)出臺(tái)的?上市公司股權(quán)激勵(lì)管理辦法?為背景，上市公司鼓勵(lì)企業(yè)高管持股，使高管的個(gè)人目標(biāo)與企業(yè)的利益目標(biāo)高度趨同，從而充分發(fā)揮高管的治理能力和優(yōu)化企業(yè)內(nèi)部治理機(jī)制[1]，提升企業(yè)的生產(chǎn)效率。

二、文獻(xiàn)綜述和研究假設(shè)

(一)高管持股和全要素生產(chǎn)率

一般而言，股東的目標(biāo)是自身財(cái)富最大化，而管理層的目標(biāo)是個(gè)人薪酬水平與權(quán)力的最優(yōu)化，兩者目標(biāo)不同，形成了“代理人機(jī)會(huì)主義”的空隙，擴(kuò)大了委托代理沖突，而高管持股可以使管理層身份與地位發(fā)生轉(zhuǎn)變，使管理層的個(gè)人目標(biāo)與企業(yè)的長期發(fā)展目標(biāo)趨同，最終實(shí)現(xiàn)企業(yè)全要素生產(chǎn)率水平的提升。

首先，根據(jù)資源依賴?yán)碚摚吖艹止捎兄谔岣吖蓹?quán)的多樣性，不僅為企業(yè)帶來更多的異質(zhì)性資源，還有利于企業(yè)通過多樣性的股權(quán)結(jié)構(gòu)優(yōu)化資源配置，激發(fā)內(nèi)部創(chuàng)造力，提高全要素生產(chǎn)率[2]；其次，根據(jù)契約與代理理論，高管持股弱化了股東與管理層信息不對(duì)稱問題，增強(qiáng)了高管自愿監(jiān)督的意愿與能力，從而提升了企業(yè)的生產(chǎn)效率[3]；最后，股權(quán)激勵(lì)使高管持股可以有效降低企業(yè)的融資約束，減小企業(yè)的資金壓力，使企業(yè)能利用更多的資金用于生產(chǎn)經(jīng)營部門的研發(fā)，實(shí)現(xiàn)企業(yè)全要素生產(chǎn)率的提升?；谝陨戏治觯疚奶岢黾僭O(shè)1:

H1:限定其他條件，高管持股比例與全要素生產(chǎn)率正相關(guān)。

(二)高管持股、研發(fā)投入和全要素生產(chǎn)率

首先，根據(jù)激勵(lì)理論，高管持股作為一種長期激勵(lì)措施，可以有效緩解企業(yè)管理層和股東的代理沖突，從而將企業(yè)高管阻礙創(chuàng)新的外部性內(nèi)部化，增加企業(yè)的研發(fā)投入。張業(yè)韜等認(rèn)為高管作為企業(yè)的重要人力資本，其持股后可以有效增加企業(yè)的創(chuàng)新投入[2]。其次，根據(jù)代理理論，若賦予高管一定的股權(quán)激勵(lì)后，高管會(huì)更加關(guān)注企業(yè)的長期發(fā)展目標(biāo)，重視企業(yè)的研發(fā)活動(dòng)，增加企業(yè)的研發(fā)投入[4]。因此，高管持股在增加企業(yè)研發(fā)投入的同時(shí)，也使得企業(yè)的技術(shù)水平與知識(shí)存量得到積累，并提高了企業(yè)資源的利用效率，從而優(yōu)化了企業(yè)的全要素生產(chǎn)率，促進(jìn)了企業(yè)的高質(zhì)量發(fā)展。綜上，本文提出假設(shè)2:

H2:限定其他條件，研發(fā)投入在高管持股比例影響全要素生產(chǎn)率的關(guān)系中發(fā)揮中介作用。

(三)異質(zhì)性分析

中國工業(yè)企業(yè)普查結(jié)果顯示，我國企業(yè)的全要素生產(chǎn)率由高到低分別是私營企業(yè)、三資企業(yè)、國有企業(yè)。

國有企業(yè)生產(chǎn)率最低的原因主要有以下兩方面:一方面，國有企業(yè)中的管理層通常具有“準(zhǔn)官員”性質(zhì)，導(dǎo)致管理層在制定企業(yè)經(jīng)營政策時(shí)也會(huì)更多地考慮對(duì)當(dāng)?shù)卣挠绊?，使得企業(yè)的政策性負(fù)擔(dān)過重，社會(huì)責(zé)任高于企業(yè)效益，資源利用效率過低[5]。而國有企業(yè)管理層持股后，可以打破管理層任期制的限制，使得管理層與企業(yè)長期利益趨同，從而提升企業(yè)全要素生產(chǎn)率。另一方面，國有企業(yè)管理層多具有政府工作背景，權(quán)力較大但薪酬受限，這極大程度上誘發(fā)了國有企業(yè)管理層利用職位的便利對(duì)企業(yè)采取掏空、進(jìn)行關(guān)聯(lián)交易等行為，侵吞公司資源，抑制國有企業(yè)全要素生產(chǎn)率的提高。而管理層持股可以打破國有企業(yè)“內(nèi)部人”控制現(xiàn)象，形成股權(quán)制衡，優(yōu)化企業(yè)的治理結(jié)構(gòu)和監(jiān)督機(jī)制，將資源用于企業(yè)的全要素生產(chǎn)率的提升[6]。因此，相比非國有企業(yè)，國有企業(yè)全要素生產(chǎn)率的提升空間更大，高管持股對(duì)企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響也更大，故提出假設(shè)3:

假設(shè)3:限定其他條件，相比于非國有企業(yè)，高管持股在國有企業(yè)中更可能實(shí)現(xiàn)全要素生產(chǎn)率的提高。

三、研究設(shè)計(jì)

(一)數(shù)據(jù)來源和預(yù)處理

本文以2009～2019 年中國A 股上市公司數(shù)據(jù)為樣本，并進(jìn)行如下處理:①剔除ST、?ST、PT 樣本企業(yè)；②剔除金融業(yè)樣本企業(yè)；③剔除數(shù)據(jù)缺失的樣本企業(yè)。本文所使用數(shù)據(jù)均來自國泰安數(shù)據(jù)庫(CSMAR)，并對(duì)所有連續(xù)型變量進(jìn)行雙邊1%縮尾。

(二)變量選取和定義

1.被解釋變量。全要素生產(chǎn)率(TFP):基準(zhǔn)回歸中采用LP 方法測(cè)算的全要素生產(chǎn)率，穩(wěn)健性檢驗(yàn)選用OP 法測(cè)算的全要素生產(chǎn)率。

2.核心解釋變量。高管持股比例(MSHR):用高管總持股數(shù)除以總股數(shù)來表征。

3.中介變量。研發(fā)投入(lnR＆D):以企業(yè)滯后一期的研發(fā)投入取對(duì)數(shù)來表征。

4.控制變量。為盡可能地控制其他因素對(duì)被解釋變量的影響，借鑒相關(guān)研究的做法選用以下控制變量:凈資產(chǎn)收益率(ROE)、總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率(TAT)、資產(chǎn)負(fù)債率(LEV)、內(nèi)部控制指數(shù)(ICQ)、公司規(guī)模(Size)、企業(yè)存續(xù)期(lnAge)。所有變量具體定義如表1:

表1 變量定義

(三)模型構(gòu)建

為驗(yàn)證假設(shè)1 和假設(shè)2，借鑒溫忠麟和葉寶娟中介效應(yīng)的檢驗(yàn)方法，構(gòu)建如下計(jì)量模型:

其中，i為企業(yè)，t為年份，Control 為控制變量，γi、γt分別為企業(yè)和年份層面的固定效應(yīng)，τit為隨機(jī)誤差項(xiàng)。為了盡可能地消除異方差和自相關(guān)問題，本文所有回歸均在企業(yè)層面聚類。lnR＆Dit為中介變量:滯后一期的研發(fā)投入。中介效應(yīng)的檢驗(yàn)步驟如下:第一步，利用模型(1)檢驗(yàn)高管持股對(duì)企業(yè)全要素生產(chǎn)率的總效應(yīng)，若系數(shù)α1顯著則進(jìn)行第二步。第二步，分別依據(jù)模型(2)和模型(3)檢驗(yàn)高管持股對(duì)中介變量的影響作用，若系數(shù)μ1和ρ2都顯著，則意味著高管持股對(duì)企業(yè)全要素生產(chǎn)率水平的優(yōu)化至少有一部分是通過企業(yè)研發(fā)投入實(shí)現(xiàn)的。第三步，根據(jù)模型(3)檢驗(yàn)ρ1的顯著性，若顯著，說明是部分中介作用；若不顯著，則是完全中介作用。

(四)描述性統(tǒng)計(jì)

本文主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)見表2。其中，上市公司的全要素生產(chǎn)率的標(biāo)準(zhǔn)差為1.075，最大值和最小值分別為12.35 和4.893，表明不同企業(yè)之間的全要素生產(chǎn)率有較大的差異性；高管持股比例的最大值為0.692，而均值為0.014，表明雖然關(guān)于高管股權(quán)激勵(lì)與企業(yè)經(jīng)濟(jì)效應(yīng)提升的相關(guān)研究較多，但我國各類企業(yè)中的股權(quán)激勵(lì)強(qiáng)度仍舊偏低，高管股權(quán)激勵(lì)措施有待進(jìn)一步加強(qiáng)。研發(fā)投入最大值和最小值分別為23.79 和0，標(biāo)準(zhǔn)差為8.412，表明我國企業(yè)的研發(fā)投入整體差異較大，創(chuàng)新意識(shí)還需進(jìn)一步增強(qiáng)。

表2 描述性統(tǒng)計(jì)

四、實(shí)證檢驗(yàn)與分析

(一)基準(zhǔn)回歸分析

基準(zhǔn)回歸結(jié)果見表3 第(1)列?；貧w結(jié)果表明，高管持股比例和企業(yè)全要素生產(chǎn)率在1%水平上顯著正相關(guān)，企業(yè)全要素生產(chǎn)率隨著企業(yè)高管持股比例的提高而提升，假設(shè)1 成立。另除企業(yè)負(fù)債率和企業(yè)年齡兩個(gè)控制變量外，其余控制變量均與企業(yè)全要素生產(chǎn)率在1%水平上顯著正相關(guān)，說明企業(yè)的規(guī)模越大、資產(chǎn)的利用效率越高和企業(yè)的內(nèi)部控制質(zhì)量越好，企業(yè)全要素生產(chǎn)率就更高。

表3 中介效應(yīng)檢驗(yàn)和異質(zhì)性檢驗(yàn)回歸結(jié)果

(二)中介效應(yīng)分析

中介效應(yīng)的具體回歸結(jié)果如表3 第(2)列和第(3)列所示。表3 第(2)列為高管持股與中介變量研發(fā)投入的回歸結(jié)果，顯示高管持股和研發(fā)投入在1%水平上顯著正相關(guān)；第(3)列為公式(3)的回歸結(jié)果，回歸系數(shù)均在1%水平上顯著為正，表明部分中介效應(yīng)成立，增加研發(fā)投入是高管持股提升企業(yè)全要素生產(chǎn)率的重要渠道。此外，通過表3 第(2)列和第(3)列進(jìn)行對(duì)比，發(fā)現(xiàn)企業(yè)凈資產(chǎn)收益率對(duì)增加企業(yè)研發(fā)投入影響并不顯著，但在1%水平上顯著性正向影響企業(yè)全要素生產(chǎn)率的提升；但企業(yè)負(fù)債程度在1%水平上顯著影響企業(yè)研發(fā)投入水平，對(duì)企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響卻不顯著。這可能是因?yàn)檠邪l(fā)投入數(shù)額較大，成果周期長，故需要外部籌資，但全要素生產(chǎn)率卻和企業(yè)的盈利更相關(guān)，全要素生產(chǎn)率高也在一定程度上代表了企業(yè)的未來發(fā)展能力更強(qiáng)。

(三)異質(zhì)性分析

企業(yè)的全要素生產(chǎn)率不僅會(huì)受到高管的股權(quán)激勵(lì)方案的影響，一定程度上也會(huì)受到企業(yè)自身產(chǎn)權(quán)特征的影響，本文按實(shí)際控制人性質(zhì)將總樣本分為國有企業(yè)和非國有企業(yè)兩個(gè)子樣本進(jìn)行回歸，回歸結(jié)果如表3 第(4)列和第(5)列所示。結(jié)果顯示，無論是國企還是非國企，高管的持股均在1%水平上顯著提升企業(yè)全要素生產(chǎn)率。此外，國有企業(yè)和非國有企業(yè)中，高管持股與企業(yè)全要素生產(chǎn)率的回歸系數(shù)分別為0.918 和0.300，這表明相對(duì)非國有企業(yè)，國有企業(yè)的全要素生產(chǎn)率的利用率更低，提升空間更大，高管持股對(duì)其的提升作用更大，回歸結(jié)果驗(yàn)證了假設(shè)3。

(四)穩(wěn)健性檢驗(yàn)

1.替換被解釋變量

借鑒現(xiàn)有研究，選用OP 方法估算的全要素生產(chǎn)率(TFP－OP)作為企業(yè)全要素生產(chǎn)率的替代變量，進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)，回歸結(jié)果如表4 所示。首先，表4 第(1)列為替換了被解釋變量的計(jì)算方法后，高管持股與企業(yè)全要素生產(chǎn)率的回歸結(jié)果，高管持股仍在1%水平上顯著促進(jìn)企業(yè)全要素生產(chǎn)率的提升；其次，表4 第(2)列和第(3)列為采用OP 法估算的全要素生產(chǎn)率后的中介效應(yīng)回歸結(jié)果，結(jié)果仍表明研發(fā)投入作為高管持股優(yōu)化企業(yè)全要素生產(chǎn)率的部分中介作用成立。對(duì)比表3 發(fā)現(xiàn)，核心解釋變量和中介變量的顯著性與正負(fù)關(guān)系均未發(fā)生變化，證實(shí)了基準(zhǔn)回歸結(jié)論的可靠性。

表4 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

續(xù)表

2.內(nèi)生性檢驗(yàn)

企業(yè)高管因施行的股權(quán)激勵(lì)計(jì)劃而更加努力地工作，從而優(yōu)化企業(yè)業(yè)績(jī)和提升企業(yè)全要素生產(chǎn)率，但當(dāng)企業(yè)擁有更高的生產(chǎn)效率和業(yè)績(jī)水平時(shí)，也可能促使企業(yè)加大對(duì)高管和普通員工的獎(jiǎng)賞力度，從而產(chǎn)生內(nèi)生性問題。鑒于工具變量法可以較好地解決樣本選擇、雙向因果和測(cè)量誤差等內(nèi)生性問題，本文進(jìn)一步采用工具變量法進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。參考以往研究，本文選用高管持股年度行業(yè)均值的滯后一期(Lmean)作為工具變量，并采用兩階段最小二乘法，第一階段估計(jì)結(jié)果顯示，工具變量與高管持股顯著正相關(guān)，工具變量的相關(guān)性條件成立；第二階段估計(jì)結(jié)果顯示，工具變量法下高管持股對(duì)企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的影響仍然顯著為正，并拒絕了工具變量識(shí)別不足的原假設(shè)和弱工具變量假設(shè)，即表明工具變量有效。

五、研究結(jié)論與啟示

(一)研究結(jié)論

本文以2009～2019 年滬深A(yù) 股上市公司數(shù)據(jù)為樣本，檢驗(yàn)高管持股對(duì)企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響作用。研究發(fā)現(xiàn):隨著高管持股比例的提升，企業(yè)全要素生產(chǎn)率隨之提升，且這一提升作用在國有企業(yè)中更明顯；通過中介效應(yīng)檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，增加企業(yè)研發(fā)投入是高管持股提升企業(yè)全要素生產(chǎn)率的重要渠道。

(二)啟示與建議

第一，鼓勵(lì)企業(yè)實(shí)施高管股權(quán)激勵(lì)方式。企業(yè)通過高管持股減少管理層逆向選擇行為，使高管的個(gè)人利益與企業(yè)的長期目標(biāo)相趨同，提高企業(yè)的生產(chǎn)效率，實(shí)現(xiàn)企業(yè)的高質(zhì)高效發(fā)展。第二，重視企業(yè)的研發(fā)投入。通過股權(quán)激勵(lì)增強(qiáng)高管的創(chuàng)新意識(shí)與創(chuàng)新選擇，并形成“高管股權(quán)激勵(lì)—?jiǎng)?chuàng)新投入—企業(yè)全要素生產(chǎn)率”的作用路徑，進(jìn)一步提高企業(yè)的生產(chǎn)效率。第三，國有企業(yè)的生產(chǎn)效率低，上升空間大，但因其特殊的政治功能，并不能充分發(fā)揮其生產(chǎn)力。而行之有效的股權(quán)激勵(lì)計(jì)劃將為國有企業(yè)帶來新的生機(jī)，有助于改善國有企業(yè)的治理結(jié)構(gòu)，弱化代理沖突，從而實(shí)現(xiàn)國有企業(yè)的高質(zhì)量發(fā)展。