王嘉琪，申玉泓，李晓卫，乔玉洋

（南京林业大学 经济管理学院，南京 210037）

1 引言

股权激励是现代企业公司治理的一大发明，其实施可使管理层利益与股东利益趋于一致，从而缓解代理问题[1]。此外，股权激励也可促使高管留任，从而稳定高管团队，利于企业的长期发展[2]。缔造了美国纳斯达克传奇的股权激励机制始于美国20世纪50年代，90年代开始在我国实施。2005年证监会出台了《市公司股权激励管理办法（试行）》，标志着上市公司的股权激励行为进入了新的规范阶段。法规实施期间（2006年1月1日至2016年8月12日），股权激励制度被上市公司应用地愈发普遍[3]。以往的研究多集中于股权激励的公司业绩或价值效应，该领域的研究可分为二类，一类可归为利益趋同假说，另一类则归为壕沟效应假说。前者认为股权激励可起到缓解所有者与管理者之间利益冲突的作用，进而降低委托代理成本，实现帕累托改进，提升公司效益与整体价值。后者则认为，高管会通过操控行权条件、股票授予日等来实现自身利益最大化，从而加剧委托代理问题，背离公司目标。

相对于股权激励在公司业绩和价值效应方面的研究，对股权激励高管留任效应的研究并不多。国外研究主要集中于美国企业，Oyer和Schaefer（2005）以企业中层管理人员为对象检验了股权激励之于高管离职的影响[4]。国内方面，宗文龙等（2013）赵玉洁（2016）研究了股权激励计划对高管离职的影响[5-6]，但两者研究仅针对高管更换（有高管离职为1，无则为0），一定程度上夸大了股权激励对于高管离职的影响；肖淑芳（2016）从股权激励“再公告”视角研究了股权激励的人才保留效应，采用高管离职率计量高管离职，使高管离职从原有的二元计量变为0～1之间的连续计量，但回归方法并未改进，仍采用最小二乘法，影响了研究结论的可信性[7]。

本文在前人研究的基础上，以高管离职率计量高管离职，采用TOBIT方法研究了2006—2013年上市公司股权激励实施对高管离职的影响，并检验了管理层权力和产权性质对高管离职的影响。研究结论进一步证实了股权激励对高管离职的抑制作用，并发现，管理层权力与高管离职率呈负相关关系，非国有企业股权激励的高管留任效应要好于国有企业。进一步检验还发现，股权激励方式对高管离职有一定的影响，即与股票期权相比，采用限制性股票对高管实施激励，对降低其离职率，效果更为显著。本文为股权激励的高管留任效应提供了新的论证。

2 理论阐述与研究假说

Furby于1991年提出占有心理学（Psychology of possession），认为个人会把占有物作为自我的一部分，并对其产生积极的态度和强烈的责任意识[8]。Pierce（1991）在Furby的研究基础上，提出了心理所有权理论（Psychology Ownership），具体是指个人会对目标物产生一种占有感，而在这种占有感的基础上，个人会感觉自己拥有某一目标物或者其一部分的所有权[9]。因此，对高管进行股权激励，会使得高管对股权这一目标产生“占有感”，随着行权，这一“占有感”会演变成所有权，所有权的获得会促使高管继续留任。另外，人力资本理论表明资本代表着人的能力与素质，是附着在人身上的各种品质，如知识、技能、资历以及熟练度，这些因素影响着企业对于人才的依赖程度，并且提高了人力资本所有者在企业之中的话语权，而股权激励作为管理者与企业的长期链接点，对于喜欢冒险的高管更加具有吸引力。

根据以上理论，对实施股权激励的上市公司，本文提出假设1。

假设1 实施股权激励能降低高管离职率

20世纪50年代，有学者提出了管理层权力理论 （managerial power theory）。Finkelstein(1992)认为“power”是指个体行为者能够实现其自身意愿的能力[10]，进一步的，管理层权力来源于自己所持股份（Cannella&Shen，2001）[11]，兼任董事长职务（Daily&Dalton，1994）[12]，对公司决策的影响力（Westphal&Dalton，1995），以及个人声誉和社会地位（Finkelstein，1992）[10]等。一般而言，股权分散度、董事会规模、高管任期、持股数均是展现管理层权力的重要方面，这些因素对降低高管离职率的作用主要体现在:（1）实际控制权使高管对于公司的运行状况了解地更加全面，从而更能在所处的公司获得自我成就的满足；（2）当公司实施股权激励的激励动机更大时，会授予高管更多的权力，随着高管拥有的管理层权力的增大，其未来机会收益的增加，高管对企业的不满足感随之减少，进而促使其尽可能地维护所有者权益，主动“向市场发送信号”，以降低委托代理成本。

根据上述相关理论和文献的分析，提出本文的假设2。

假设2 管理层权力与高管离职率负相关

从产权性质来看，国有企业和非国有企业在股权激励制度和高管人事管理制度上存在差异，两者受政府干涉的程度不同。比如根据法规，国有企业实施股权激励的行权指标应不低于前3年业绩的平均及同行业业绩的平均水平。由于市场存在不确定性与波动性，这些法规增加了获得股权的难度。因此，国有企业高管人员流动受到更多因素的影响。Feng Liu（2017）基于国有企业高管离职率的研究也表明国有企业高管的离职一般与政府任期条例保持一致，其离职率的大小与政府的干涉程度有关[13]。由此本文提出假设3。

假设3 相较于国有企业，股权激励的实施对于降低非国有企业高管离职率的效果更为显著

3 样本选择与研究设计

3.1 样本选择与数据来源

样本取自实施股权激励的A股上市公司，时间限定为2006—2013年，参照相关文献的做法[14-15]，通过巨潮资讯网手工搜集了426个限定期间内的样本。剔除终止实施（64个）和数据不全（200个）的样本，最终一共得到162个观测样本。其中制造业101家，信息传输相关行业25家，房地产业15家，其他行业21家。

3.2 研究设计

为了检验股权激励及管理层权力对高管离职的影响，本文构建了如下logistic回归模型。

变量及其定义如表1所示。

表1 变量定义

因变量和自变量中的股权激励数据来源于巨潮资讯网，控制变量的数据来源于国泰安数据库。以下对表2中的变量作进一步的论述。

3.2.1 因变量

因变量为高管离职率（ETR）。离职对激励政策的反馈有一定的滞后性，故将观察期放宽至3年。具体计算时，ETR的数据有两种，一种是股权激励实施前3年的年均ETR，另一种则是股权激励实施后3年的年均ETR。

3.2.2 自变量

自变量之一为股权激励，样本公司实施激励为1，否则为0；自变量之二为管理层权力，用股权分散度、董事会规模、高管任职年限、高管持股数四个变量共同度量，即Power=DISP+BS+Tenure+Share。以股权分散度为例，取股权激励实施前3年以及后3年样本公司的年均数值，若数值大于等于样本年均中位数记为1，否则记为0。其他3个变量的数据处理方法类比股权分散度。

3.2.3 控制变量

参考以往文献，选择行业特征（H_Tec）、资产总额（Asset）、总资产净利率（ROA）、营业收入增长率（Grow）、两职合一（Duality）、高管年龄（Age）、高管教育背景（Edu）、高管报酬（Pay）作为控制变量。以上控制变量均取平均值，即分别将股权激励实施前3年和后3年的数据进行平均。

4 检验结果分析

4.1 描述性统计分析

如表2所示，全样本统计的数据表明，股权激励实施前，ETR均值在9.55%上下，而实施后的ETR均值约为7.22%，说明相对于股权激励实施前，实施后的高管离职率有所降低，初步验证了假设1。由于是对整体样本数据的统计分析，所以Incentive的均值和中位数均为0.5；样本企业平均总资产收益率约为5.38%，观察期内平均年末营业收入相比上一年的增长率为45.48%；从分组统计的数据来看，国有企业的ETR值在激励前后下降幅度较大，这与预期假设不符，可能与国有企业统计样本数量偏少、政府换届等因素有关，这两者的关系还需要进一步进行多元线性回归分析。

4.2 多元回归分析

本文的统计分析软件为Eviews8.0，由于因变量的取值范围有限制，选择TOBIT模型进行回归分析。

如表3所示，全样本回归结果的对数似然函数值（Log Likelihood）为187.1104，说明模型的总体解释力度较好。自变量股权激励（Incentive）的系数为-0.0416，显著性水平为1%，说明股权激励有效地降低了高管离职率，支持了假设1。控制变量中，公司业绩（ROA）与高管离职呈显著负相关关系，显著性水平为1%，这一结果与宗文龙等（2013）的研究结论相同，说明业绩差的公司更可能发生高管更换；行业特征（H_Tec）与高管离职呈正相关关系但效果并不显著，说明行业特征可能并不是影响高管离职的核心因素。

关于管理层权力对高管离职的影响，从全样本的回归结果来看，自变量（Power）的系数为-0.0105，即管理层权力与离职率负相关，且在5%水平上显著，这说明，管理层权力越大，其离职的可能性就越低，支持了假设2。

另外，从分组回归的结果来看，非国有企业的Log Likelihood值为144.1345，国有企业的Log Likelihood值为47.9676，说明模型具有比较高的解释力度。非国有企业自变量Incentive的系数为-0.0342，且在1%水平上显著；而国有企业的系数为-0.0516，仅在5%的水平上显著，由此可见，较之国有企业，非国有企业股权激励的高管留任效应更好，支持了假设3。

表2 全样本描述性统计

表3 股权激励实施、管理层权力对高管离职影响的回归结果

表4 股权激励实施对高管离职影响的稳健性检验

4.3 稳健性检验

为了检验结果的稳健性，换用高管离职人数（ETN）来表征高管离职。考虑到ETN的数据特征，遂采用泊松计数（Poisson Count）模型进行回归分析。

如表4所示，高管离职的计量方法变更后，全样本回归结果中自变量Incentive的系数仍极为显著，其系数和P值表明，股权激励对高管离职有显著的抑制作用；自变量Power的系数非常显著，其系数和P值显示，管理层权力与高管离职率显著负相关。控制变量中，Asset和ROA的效果较显著，说明公司资产总额和公司总资产收益率是影响高管离职的主要因素；行业特征（H-Tec）对高管离职率的影响效果仍然不显著，其他变量之于高管离职，影响仍不显著。分组回归的结果显示，非国有企业的Incentive系数比国有企业显著。总体来看，得到的结果与表4基本相符。

5 研究结论

本文从股权激励留住人才的效应出发，研究了高管离职对于股权激励、管理层权力的反映程度。研究表明:①股权激励显著降低了高管离职率。股权激励的实施使得高管在心理上获得了对公司的“占有”感，并使其利益与股东利益捆绑在一起，从而使减少了高管的离职行为；②管理层权力与高管离职率也有显著关系，即管理层权力越大，高管离职率越低。管理层权力越大，越有可能形成“壕沟”效应，从而使管理层掌握了对公司的实际控制权，这一现象会降低高管的离职意愿；③相对于国有企业，非国有企业实施股权激励计划，能够更好的达到“金手铐”的效果。国有企业有着较深的政府背景，对高管的任职期限有一定的限制，导致其股权激励效应要弱于非国有企业。

本文对于高管离职的情况，运用了更加精确的统计计量方法，用TOBIT模型进行回归分析，用Poisson Count模型进行稳健性检验，对股权激励的高管留任效应进行了进一步的证实。其次，本文将管理层权力理论引入股权激励对于高管离职的研究，并按产权性质，将上市企业分为国有企业和非国有企业，拓宽了该方面的观察视角。