股權(quán)激勵(lì)能阻止創(chuàng)業(yè)板高管辭職與套現(xiàn)嗎？

馮怡恬，楊柳勇

(浙江大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院，浙江 杭州 310027)

一、 引　言

創(chuàng)業(yè)板高管的辭職與套現(xiàn)現(xiàn)象一直是市場(chǎng)關(guān)注的焦點(diǎn)問(wèn)題，得到媒體的持續(xù)關(guān)注。自2009年我國(guó)創(chuàng)業(yè)板正式運(yùn)營(yíng)開(kāi)始，關(guān)于高管“辭職成潮”“減持成風(fēng)”的報(bào)道不斷，且稱(chēng)“激勵(lì)不足”和“減持誘惑”是高管辭職的主因。①高管頻頻辭職套現(xiàn)不但影響公司各方面穩(wěn)定性，也削弱了投資者對(duì)公司乃至創(chuàng)業(yè)板市場(chǎng)的信心。

股權(quán)激勵(lì)是企業(yè)以本公司股票為標(biāo)的，對(duì)其董事、高管及其他員工進(jìn)行的長(zhǎng)期性激勵(lì)，旨在留住和激勵(lì)核心人才。我國(guó)上市公司較常見(jiàn)的股權(quán)激勵(lì)方式包括股票期權(quán)、限制性股票、股票增值權(quán)、業(yè)績(jī)股票等，其中前兩者最為常用。根據(jù)證監(jiān)會(huì)的相關(guān)規(guī)定，*證監(jiān)會(huì)關(guān)于股權(quán)激勵(lì)的相關(guān)規(guī)定包括：2005年《上市公司股權(quán)激勵(lì)管理辦法(試行)》(證監(jiān)公司字〔2005〕151號(hào))；2008年《股權(quán)激勵(lì)有關(guān)事項(xiàng)備忘錄1號(hào)》《2號(hào)》《3號(hào)》；2016年《上市公司股權(quán)激勵(lì)管理辦法》(證監(jiān)會(huì)令第126號(hào)，2016年8月13日起施行)。激勵(lì)對(duì)象可包括上市公司的董事、高級(jí)管理人員、核心技術(shù)或業(yè)務(wù)人員等，不應(yīng)當(dāng)包括獨(dú)立董事、監(jiān)事、單獨(dú)或合計(jì)持有5%以上股份的股東或?qū)嶋H控制人等。因此，本文研究的“高管”范圍是可以作為激勵(lì)對(duì)象的上市公司董事及高級(jí)管理人員。

那么創(chuàng)業(yè)板高管的主動(dòng)離場(chǎng)是否真的由激勵(lì)不足導(dǎo)致？股權(quán)激勵(lì)意圖使高管與企業(yè)形成長(zhǎng)期利益共同體，能達(dá)到緩解高管減持套現(xiàn)的效果嗎？

本文通過(guò)逐一篩選公司新聞公告并利用相關(guān)數(shù)據(jù)庫(kù)，手工收集了2009年至2016年創(chuàng)業(yè)板上市公司6347位高管是否辭職、減持等樣本數(shù)據(jù)，實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)：股權(quán)激勵(lì)能顯著降低創(chuàng)業(yè)板高管辭職的可能性，但對(duì)高管減持套現(xiàn)并無(wú)抑制作用，反而會(huì)顯著加劇該現(xiàn)象，且激勵(lì)強(qiáng)度與高管持股變動(dòng)的可能性和比例均呈U型關(guān)系；其中，限制性股票激勵(lì)方式對(duì)辭職和套現(xiàn)的影響更顯著，而股票期權(quán)激勵(lì)方式效果不明顯。本文的貢獻(xiàn)在于利用了高管個(gè)人層面的辭職、套現(xiàn)與所獲激勵(lì)的數(shù)據(jù)進(jìn)行研究，為創(chuàng)業(yè)板上市公司多角度認(rèn)識(shí)股權(quán)激勵(lì)效果、合理制定激勵(lì)方案提供了經(jīng)驗(yàn)證據(jù)，補(bǔ)充了現(xiàn)有文獻(xiàn)。

二、 文獻(xiàn)綜述與研究假設(shè)

(一) 股權(quán)激勵(lì)與高管留任

基于Hurwicz(1973)提出的激勵(lì)相容理論，各理性經(jīng)濟(jì)人都按自身利益最大化的目標(biāo)進(jìn)行決策，當(dāng)一種制度設(shè)計(jì)能使個(gè)人追求利益的同時(shí)也使企業(yè)實(shí)現(xiàn)價(jià)值最大化，即為激勵(lì)相容[1]。在公司治理中，股權(quán)激勵(lì)是使用較多的重要激勵(lì)機(jī)制，其核心作用是讓被激勵(lì)者通過(guò)持有公司股權(quán)來(lái)分享公司剩余索取權(quán)，與股東形成利益共同體，從而采取有利于股東價(jià)值最大化的行動(dòng)，降低代理成本，提升公司業(yè)績(jī)。

國(guó)外的一些研究關(guān)注了股權(quán)激勵(lì)對(duì)高管留任的作用。股權(quán)激勵(lì)往往設(shè)有對(duì)行權(quán)的等待期限制，并輔以離職則撤回的條件，因此對(duì)被激勵(lì)者有挽留作用(Lazear，2004)[2]。股票期權(quán)、限售股的價(jià)值都與高管主動(dòng)辭職呈反向關(guān)系，尤其是在業(yè)績(jī)好的公司(Balsam和Miharjo，2007)[3]；當(dāng)公司治理較差、信息不對(duì)稱(chēng)或高管更替成本較高時(shí)，公司會(huì)對(duì)高管采用離職沒(méi)收激勵(lì)的約束機(jī)制，促使其繼續(xù)留在公司(Gillan和Nguyen，2016)[4]。有時(shí)由于高管更替、薪酬機(jī)制調(diào)整成本很高，公司提供的期權(quán)并不作為激勵(lì)，而是作為一種匹配市場(chǎng)的薪酬方式(Oyer，2004)[5]，或起到分類(lèi)和留下員工的作用(Oyer和Schaefer，2005)[6]。目前國(guó)內(nèi)對(duì)于該問(wèn)題的研究尚待深入。宗文龍等人(2013)利用我國(guó)實(shí)施股權(quán)激勵(lì)的上市公司為樣本，考察發(fā)現(xiàn)股權(quán)激勵(lì)減少了公司高管更換的概率，強(qiáng)調(diào)了其留住高管的功能，同時(shí)發(fā)現(xiàn)采用股票期權(quán)或限制性股票等激勵(lì)方式對(duì)高管更換無(wú)顯著影響[7]。

綜上，本文認(rèn)為創(chuàng)業(yè)板上市公司對(duì)高管實(shí)行股權(quán)激勵(lì)將產(chǎn)生正向激勵(lì)和負(fù)向約束兩方面作用。首先基于激勵(lì)相容原理，公司將剩余索取權(quán)分配給高管，能使高管與公司股東的利益取向一致，此時(shí)高管追求個(gè)人利益，則更可能會(huì)留任并努力工作，通過(guò)提升公司業(yè)績(jī)來(lái)實(shí)現(xiàn)收益。其次，創(chuàng)業(yè)板公司最常用的股權(quán)激勵(lì)方式如股票期權(quán)、限制性股票等都存在等待期以及離職撤回的約定，這將對(duì)被激勵(lì)的高管形成約束，提高其離開(kāi)的成本，從而產(chǎn)生挽留的作用。因此，本文做出如下假設(shè)：

假設(shè)1：獲得股權(quán)激勵(lì)的創(chuàng)業(yè)板高管主動(dòng)辭職的概率將顯著低于未獲得激勵(lì)的高管。

假設(shè)1a：獲得股票期權(quán)激勵(lì)的創(chuàng)業(yè)板高管主動(dòng)辭職的概率將顯著低于未獲得股票期權(quán)激勵(lì)的高管。

假設(shè)1b：獲得限制性股票激勵(lì)的創(chuàng)業(yè)板高管主動(dòng)辭職的概率將顯著低于未獲得限制性股票激勵(lì)的高管。

(二) 股權(quán)激勵(lì)與高管減持

委托代理理論融入了激勵(lì)相容原理，解決利益沖突與信息不對(duì)稱(chēng)環(huán)境下委托人對(duì)代理人的激勵(lì)問(wèn)題。研究表明，股權(quán)激勵(lì)將高層管理者與公司股東的利益緊密聯(lián)系，是解決代理問(wèn)題的重要途徑。高層管理者持有公司一定比例的股票，則其股東身份會(huì)緩解與其他股東之間一部分利益沖突，從而降低股東代理成本；增加管理層持股比例將形成利益協(xié)同效應(yīng)(alignment effect)，使內(nèi)外部股東利益趨于一致，提升公司價(jià)值(Jensen和Meckling，1976)[8]。CEO最大的業(yè)績(jī)激勵(lì)來(lái)自他們持有的公司股票(Jensen和Murphy，1990)[9]；通過(guò)股權(quán)激勵(lì)給高管以剩余索取權(quán)可以減少管理層投資短視(Lewellen等人，1987)[10]，激勵(lì)管理層按照股東利益采取行動(dòng)(Holmstorm，1979)[11]。

而后一些學(xué)者也發(fā)現(xiàn)與利益協(xié)同效應(yīng)相對(duì)的壕溝防御效應(yīng)(entrenchment effect)，即當(dāng)管理層持股比例達(dá)到一定水平，由于地位牢固、約束降低，管理者又會(huì)追求自身利益最大化而侵占外部股東利益。當(dāng)管理層持股增加，壕溝防御效應(yīng)給公司價(jià)值帶來(lái)的負(fù)面作用將超過(guò)股權(quán)激勵(lì)帶來(lái)的好處(Stulz，1988)[12]，管理層持股比例與公司價(jià)值呈倒U型非線性關(guān)系(Morck，1988)[13]。在獲得股權(quán)激勵(lì)后，高管通過(guò)減持股票來(lái)追求自身利益的動(dòng)機(jī)有以下兩方面。首先，研究發(fā)現(xiàn)當(dāng)高管已經(jīng)持有公司股票時(shí)，并不需要更多的股權(quán)激勵(lì)。增加管理者的股票報(bào)酬可能會(huì)使其風(fēng)險(xiǎn)敞口變大，更不愿選擇高風(fēng)險(xiǎn)投資項(xiàng)目(Lewellen等人，1987)[10]，且導(dǎo)致管理者的人力資本集中在公司而不能多元化、分散化(Smith和Watts，1992)[14]，因此高管會(huì)出于降低風(fēng)險(xiǎn)的動(dòng)機(jī)交易本公司及其他公司股票(Hung等人，2012)[15]。其次，也有學(xué)者指出，股權(quán)激勵(lì)方案在設(shè)計(jì)時(shí)已體現(xiàn)出高管自利的行為，在獲得股權(quán)激勵(lì)后，高管會(huì)利用內(nèi)幕消息及權(quán)力實(shí)現(xiàn)減持收益最大化。我國(guó)上市公司在股權(quán)激勵(lì)方案設(shè)計(jì)時(shí)既存在激勵(lì)效應(yīng)又存在福利效應(yīng)(呂長(zhǎng)江等人，2009)[16]，方案的績(jī)效考核指標(biāo)設(shè)計(jì)較為寬松，有利于高管獲得和行權(quán)，體現(xiàn)出明顯的高管自利行為(吳育輝和吳世農(nóng)，2010)[17]。獲得股權(quán)激勵(lì)會(huì)使得高管夸大財(cái)務(wù)盈利報(bào)告，從而影響投資者對(duì)公司業(yè)績(jī)的觀感(Arslan-Ayaydin等人，2016)[18]，且在高收益年份CEO會(huì)反常地執(zhí)行更多期權(quán)，內(nèi)部人會(huì)賣(mài)出更多股票(Bergstresser和Philippon，2006)[19]。

基于以上分析，本文認(rèn)為創(chuàng)業(yè)板上市公司對(duì)高管實(shí)行股權(quán)激勵(lì)會(huì)顯著影響其減持套現(xiàn)行為，具體將產(chǎn)生正反兩方面作用。首先，基于利益協(xié)同效應(yīng)，股權(quán)激勵(lì)可將高管利益與公司其他股東利益緊密聯(lián)系，使高管減少短期行為，致力于提升公司價(jià)值，從而防止高管頻頻減持對(duì)公司造成不利影響，即為正面作用。其次，基于壕溝防御效應(yīng)，股權(quán)激勵(lì)的反面作用一是使高管權(quán)力地位穩(wěn)固、約束降低，進(jìn)而利用信息披露、盈余管理等方式自利，套現(xiàn)股票實(shí)現(xiàn)個(gè)人收益最大化，二是使本身持股的高管投資組合分散化程度降低，風(fēng)險(xiǎn)提高，迫使其為了降低風(fēng)險(xiǎn)而減持本公司股票。鑒于以上雙向影響，股權(quán)激勵(lì)強(qiáng)度的變化會(huì)導(dǎo)致利益協(xié)同效應(yīng)和壕溝防御效應(yīng)的主導(dǎo)地位隨之改變。在一定范圍內(nèi)，股權(quán)激勵(lì)強(qiáng)度未足以使高管與公司其他股東利益趨于一致，此時(shí)壕溝防御效應(yīng)將占主導(dǎo)地位，激勵(lì)強(qiáng)度的增加會(huì)加劇高管減持；當(dāng)激勵(lì)強(qiáng)度超過(guò)閾值后，高管與公司形成長(zhǎng)期利益共同體，達(dá)到激勵(lì)相容，此時(shí)利益協(xié)同效應(yīng)占主導(dǎo)地位，隨著激勵(lì)強(qiáng)度增加高管減持的可能性和比例將下降。綜上，本文做出如下假設(shè)：

假設(shè)2：獲得股權(quán)激勵(lì)的創(chuàng)業(yè)板高管減持的可能性和比例與未獲得激勵(lì)的高管有顯著差異。

假設(shè)2a：股權(quán)激勵(lì)強(qiáng)度與創(chuàng)業(yè)板高管持股變動(dòng)的可能性呈U型關(guān)系。

假設(shè)2b：股權(quán)激勵(lì)強(qiáng)度與創(chuàng)業(yè)板高管持股變動(dòng)的比例呈U型關(guān)系。

通過(guò)上述邏輯分析及研究假設(shè)，本文構(gòu)建了股權(quán)激勵(lì)與高管辭職、套現(xiàn)的影響機(jī)制框架，如圖1。

三、 數(shù)據(jù)、變量與描述性統(tǒng)計(jì)

(一) 樣本與數(shù)據(jù)來(lái)源

本文以我國(guó)深圳創(chuàng)業(yè)板自2009至2016年上市的所有公司的高管為初始樣本。根據(jù)證監(jiān)會(huì)有關(guān)規(guī)定，進(jìn)一步篩選出符合激勵(lì)規(guī)定的高管：(1)剔除獨(dú)立董事、監(jiān)事；(2)剔除單獨(dú)或合計(jì)持有上市公司5%以上股份的股東或?qū)嶋H控制人及其配偶、父母、子女；(3)剔除主要數(shù)據(jù)缺失的樣本。最終，本文篩選出來(lái)自571家創(chuàng)業(yè)板上市公司6347位高管的觀測(cè)值作為研究樣本。

本文數(shù)據(jù)來(lái)源如下：(1)創(chuàng)業(yè)板辭職高管名單：手工逐條搜集整理創(chuàng)業(yè)板上市公司2009至2016年高管變更板塊發(fā)布的所有新聞公告，篩選出主動(dòng)辭職的人員名單，剔除被動(dòng)離職如撤職、調(diào)職、被捕等及正常離職如換屆、退休、合約期滿(mǎn)等。(2)高管減持、激勵(lì)等個(gè)人數(shù)據(jù)、創(chuàng)業(yè)板上市公司數(shù)據(jù)：來(lái)自國(guó)泰安(CSMAR)數(shù)據(jù)庫(kù)、同花順(iFinD)數(shù)據(jù)庫(kù)、上市公司年報(bào)、招股說(shuō)明書(shū)、深交所網(wǎng)站及巨潮網(wǎng)公告等。

(二) 變量選取與定義

1.被解釋變量。在研究股權(quán)激勵(lì)對(duì)高管辭職的影響時(shí)，本文選取高管是否主動(dòng)辭職的虛擬變量(resign)作被解釋變量，當(dāng)高管在統(tǒng)計(jì)區(qū)間內(nèi)發(fā)生了主動(dòng)辭職行為則取1，否則取0?；诜€(wěn)健性考慮，后文也選取高管的任期(tenure)作被解釋變量。

在研究股權(quán)激勵(lì)對(duì)高管套現(xiàn)的影響時(shí)，本文選取高管股票變動(dòng)方向的定序變量(sharechg_d)作被解釋變量，當(dāng)高管在統(tǒng)計(jì)區(qū)間內(nèi)發(fā)生了減持則取-1，未發(fā)生變動(dòng)則取0，發(fā)生了增持則取1。基于穩(wěn)健性考慮，也使用高管持股變動(dòng)比例(sharechg_r)作被解釋變量，取值小于0為減持比例，大于0為增持比例。

2.主要解釋變量。本文主要解釋變量為高管所獲股權(quán)激勵(lì)，采用以下指標(biāo)來(lái)衡量。

高管是否獲得股權(quán)激勵(lì)。本文選取高管在統(tǒng)計(jì)區(qū)間內(nèi)是否獲得股權(quán)激勵(lì)的虛擬變量(inc_d)，若獲得股權(quán)激勵(lì)則取1，否則取0。為考察激勵(lì)的方式是否有顯著作用，引入較常見(jiàn)的兩種激勵(lì)方式的虛擬變量：是否獲得股票期權(quán)激勵(lì)(inc_o_d)、是否獲得限制性股票激勵(lì)(inc_r_d)。

高管股權(quán)激勵(lì)強(qiáng)度。本文借鑒Bergstresser和Philippon(2006)[19]、蘇冬蔚和林大龐(2010)[20]的方法測(cè)量高管股權(quán)激勵(lì)強(qiáng)度，并參考Kim等人(2011)[21]的方法細(xì)分測(cè)量股票期權(quán)、限制性股票的激勵(lì)強(qiáng)度，計(jì)算方法如下式(1)至(4)。

onepcti,t=0.01×pricei,t×(rsharesi,t+optionsi,t)

(1)

其中，pricei,t為t年末高管i所在公司股票收盤(pán)價(jià)，rsharesi,t為高管獲得的限制性股票數(shù)，optionsi,t為高管獲得的股票期權(quán)數(shù)，cashpayi,t為高管所得貨幣薪酬。

考慮到前式是將股票期權(quán)的delta值假設(shè)為1，為了更精確地衡量，本文參照Core和Guay(2002)[22]的方法先計(jì)算期權(quán)delta值，進(jìn)而重新測(cè)算股票期權(quán)的激勵(lì)強(qiáng)度(0.01×pricei,t×deltai,t×optionsi,t)，再相應(yīng)代入式(1)至(4)中，作為穩(wěn)健性檢驗(yàn)的指標(biāo)。

3.控制變量。高管個(gè)人因素、公司特征及宏觀環(huán)境等都可能對(duì)創(chuàng)業(yè)板上市公司高管的辭職和套現(xiàn)決定產(chǎn)生影響(Denis等人，1997；朱紅軍，2002；曹廷求和張光利，2012；趙震宇等人，2007)[23-26]。本文參照文獻(xiàn)選取了如下控制變量：1)高管個(gè)人因素：年齡(age)、性別(gender)、教育背景(edu)、薪酬(salary)、持股比例(share)；2)公司特征：規(guī)模(size)、資產(chǎn)收益率(ROA)、財(cái)務(wù)杠桿(lev)、股權(quán)集中度(s1)、兩職兼任(dual)、獨(dú)董比例(indep)；3)宏觀環(huán)境：年份(year)、行業(yè)(industry)虛擬變量。變量定義詳細(xì)說(shuō)明見(jiàn)表1。

表1　變量定義

(三) 描述性統(tǒng)計(jì)

表2報(bào)告了本文研究范圍內(nèi)的高管主動(dòng)辭職、減持套現(xiàn)的情況。辭職方面統(tǒng)計(jì)結(jié)果顯示，我國(guó)創(chuàng)業(yè)板高管辭職人數(shù)呈逐年迅速遞增的態(tài)勢(shì)，2010至2012年增長(zhǎng)速度較快，2013至2014年稍有緩解，2015年后有反彈跡象；2013年開(kāi)始，每年約有40%的創(chuàng)業(yè)板公司出現(xiàn)高管辭職情況。2010年11月深交所出臺(tái)針對(duì)創(chuàng)業(yè)板的新規(guī),*2010年11月4日深交所發(fā)布《關(guān)于進(jìn)一步規(guī)范創(chuàng)業(yè)板上市公司董事、監(jiān)事和高級(jí)管理人員買(mǎi)賣(mài)本公司股票行為的通知》。大幅延長(zhǎng)高管辭職后禁止轉(zhuǎn)讓股份的時(shí)限，試圖約束高管的辭職套現(xiàn)，從統(tǒng)計(jì)結(jié)果看起到了一定的約束作用。套現(xiàn)方面統(tǒng)計(jì)結(jié)果顯示，我國(guó)創(chuàng)業(yè)板高管減持套現(xiàn)人數(shù)從2010至2013年逐年增長(zhǎng)，2013年有半數(shù)以上公司遭到高管減持，2014年基本持平；而2015年7月因證監(jiān)會(huì)18號(hào)公告出臺(tái)，規(guī)定上市公司大股東及董監(jiān)高人員6個(gè)月內(nèi)不得通過(guò)二級(jí)市場(chǎng)減持本公司股票，因此全年減持人數(shù)出現(xiàn)負(fù)增長(zhǎng)；而后18號(hào)公告實(shí)施周期結(jié)束，2016年雖有證監(jiān)會(huì)1號(hào)公告緊隨其后，但高管減持套現(xiàn)人數(shù)增長(zhǎng)率仍迅速回彈58.87%，遭高管減持的創(chuàng)業(yè)板公司占40%以上。

表2　創(chuàng)業(yè)板高管辭職與減持情況

本文利用Stata14.0軟件進(jìn)行統(tǒng)計(jì)分析，連續(xù)變量均經(jīng)過(guò)上下1%的Winsorize處理。*限于篇幅，變量描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果未匯報(bào)，留存?zhèn)渌?。樣本高管中，?1.6%的高管發(fā)生了主動(dòng)辭職，高管平均持股變動(dòng)為減持方向，有22.4%的高管獲得了股權(quán)激勵(lì)。本文對(duì)變量進(jìn)行了Pearson相關(guān)性檢驗(yàn)，*限于篇幅未匯報(bào)，留存?zhèn)渌?。發(fā)現(xiàn)被解釋變量與主要解釋變量之間顯著相關(guān)，而主要解釋變量與控制變量之間相關(guān)系數(shù)絕對(duì)值小于0.7，因此本文認(rèn)為存在多重共線性的可能性較低。

四、 股權(quán)激勵(lì)與高管辭職實(shí)證結(jié)果

(一) Logit回歸分析

本文采用Logit模型進(jìn)行研究，設(shè)定回歸模型如下式(5)。

其中，P(resign=1|x)為高管主動(dòng)辭職的條件概率，incentive為衡量股權(quán)激勵(lì)的變量，controls為控制變量，具體見(jiàn)表1。

本文利用創(chuàng)業(yè)板571家上市公司6347位高管的觀測(cè)值樣本，通過(guò)構(gòu)建模型，研究了股權(quán)激勵(lì)對(duì)高管主動(dòng)辭職的影響。具體回歸結(jié)果見(jiàn)表3。

表3　股權(quán)激勵(lì)與高管辭職：Logit回歸結(jié)果

注：括號(hào)內(nèi)報(bào)告的是經(jīng)企業(yè)層面聚類(lèi)調(diào)整后的z值。***，**，*分別表示在1%，5%，10%的水平上顯著。限于篇幅，控制變量回歸結(jié)果未匯報(bào)，留存?zhèn)渌鳌?/p>

表3第(1)(2)列解釋變量使用高管獲得股權(quán)激勵(lì)的虛擬變量?；貧w結(jié)果顯示，inc_d系數(shù)為負(fù)且在5%的水平上顯著，說(shuō)明高管獲得股權(quán)激勵(lì)將顯著降低其辭職的可能性。細(xì)分股權(quán)激勵(lì)方式來(lái)看，inc_o_d不顯著而inc_r_d在1%水平上顯著為負(fù)，說(shuō)明獲得股票期權(quán)激勵(lì)對(duì)高管辭職沒(méi)有顯著影響，而限制性股票激勵(lì)卻對(duì)留住高管有明顯的效果。第(3)(4)列解釋變量使用高管所獲股權(quán)激勵(lì)的強(qiáng)度。結(jié)果顯示，inc系數(shù)在5%水平上顯著為負(fù)，說(shuō)明高管獲得的激勵(lì)強(qiáng)度越大，辭職的可能性越小。具體看，股票期權(quán)的激勵(lì)強(qiáng)度(inc_o)沒(méi)有顯著影響，限制性股票的激勵(lì)強(qiáng)度(inc_r)卻能顯著降低高管辭職概率。第(5)(6)列使用Core和Guay(2002)的方法計(jì)算股權(quán)激勵(lì)強(qiáng)度(變量下標(biāo)cg)，作為穩(wěn)健性檢驗(yàn)指標(biāo)，結(jié)果說(shuō)明上述結(jié)論是穩(wěn)健的。

由此，本文認(rèn)為股權(quán)激勵(lì)確實(shí)能顯著降低高管主動(dòng)辭職的可能性，發(fā)揮了留住高管的作用，這驗(yàn)證了本文的假設(shè)1。在激勵(lì)方式的選擇上，限制性股票激勵(lì)的作用較為顯著，與本文假設(shè)1b的預(yù)期相符；股票期權(quán)激勵(lì)的效果不顯著，一個(gè)可能的解釋是有意向辭職的高管對(duì)公司未來(lái)并不看好，認(rèn)為股價(jià)高估，且股票期權(quán)權(quán)利義務(wù)不對(duì)稱(chēng)，放棄行權(quán)無(wú)資金損失，因此對(duì)高管的挽留作用更小。

(二) 生存分析

上節(jié)分析結(jié)果表明，股權(quán)激勵(lì)會(huì)對(duì)高管主動(dòng)辭職的決定產(chǎn)生顯著影響。基于此，我們想進(jìn)一步探討高管任職的持續(xù)時(shí)間長(zhǎng)短是否也受到股權(quán)激勵(lì)的影響。我們采用生存分析(survival analysis)方法，經(jīng)過(guò)基于Schoenfeld 殘差的檢驗(yàn)，本文的主要變量不滿(mǎn)足比例風(fēng)險(xiǎn)模型(Proportional Hazard Model)的假設(shè)，因此本文采用加速失效時(shí)間模型(Accelerated Failure Time Model)進(jìn)行估計(jì)，設(shè)定回歸模型如下式(6)。

ln(tenure)=α0+β1incentivet+∑βkcontrolst-1+εt

(6)

其中，tenure是高管任職的持續(xù)時(shí)間，高管辭職為“失效”，否則為右歸并。其他變量設(shè)定同前。具體回歸分析結(jié)果見(jiàn)表4。

表4　股權(quán)激勵(lì)與高管辭職：加速失效時(shí)間模型(AFT)回歸結(jié)果

注：括號(hào)內(nèi)報(bào)告的是使用穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤計(jì)算的z值。***，**，*分別表示在1%，5%，10%的水平上顯著。限于篇幅，控制變量回歸結(jié)果未匯報(bào)，留存?zhèn)渌鳌?/p>

表4第(1)列是使用指數(shù)分布的回歸結(jié)果。結(jié)果顯示，inc_d系數(shù)為正且在1%的水平上顯著，說(shuō)明獲得股權(quán)激勵(lì)的高管任職期限顯著高于未獲得者，即發(fā)生辭職的風(fēng)險(xiǎn)更低。第(2)(3)列分別使用威布爾分布和伽馬分布回歸作為穩(wěn)健性檢驗(yàn)，結(jié)果顯示上述結(jié)論穩(wěn)健可靠。具體到激勵(lì)方式，從第(4)至(6)列回歸結(jié)果看出，inc_o_d和inc_r_d系數(shù)為正且均顯著，說(shuō)明股票期權(quán)和限制性股票兩種激勵(lì)方式均能使高管的任職期限顯著更長(zhǎng)，降低其發(fā)生辭職的風(fēng)險(xiǎn)，且不同分布假設(shè)下結(jié)果依然穩(wěn)健。以上結(jié)果與Logit回歸結(jié)論一致，即股權(quán)激勵(lì)能夠發(fā)揮留任高管的作用，且能提高其任職期限，驗(yàn)證了本文的假設(shè)1。

(三) 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

本文使用傾向得分匹配方法(PSM)來(lái)解決內(nèi)生性問(wèn)題。*限于篇幅未匯報(bào)，留存?zhèn)渌?。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，激勵(lì)組高管與無(wú)激勵(lì)組高管的主動(dòng)辭職決定在匹配前顯著不同，前者辭職比例明顯低于后者；匹配后，這種差異仍然顯著，說(shuō)明本文回歸結(jié)果是穩(wěn)健可靠的。另外，本文通過(guò)變換解釋變量測(cè)算方法、變換模型設(shè)定等途徑進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)(見(jiàn)表3、表4)，結(jié)論未發(fā)生實(shí)質(zhì)性變化。

五、 股權(quán)激勵(lì)與高管套現(xiàn)實(shí)證結(jié)果

(一) 基本回歸分析

本文采用有序響應(yīng)模型(Orderd Logit Model，Ologit)及多元線性回歸模型(OLS)進(jìn)行研究，設(shè)定回歸模型如下式(7)。

sharechg=α0+β1incentivet+∑βkcontrolst-1+εt

(7)

其中，當(dāng)sharechg為定序變量sharechg_d時(shí)，使用Ologit模型回歸；當(dāng)sharechg為連續(xù)變量sharechg_r時(shí)，使用OLS回歸。其他變量設(shè)定同前。

通過(guò)構(gòu)建以上模型，本文研究了股權(quán)激勵(lì)對(duì)高管持股變動(dòng)的影響。具體結(jié)果見(jiàn)表5。

表5　股權(quán)激勵(lì)與高管套現(xiàn)回歸結(jié)果

注：Ologit回歸括號(hào)內(nèi)報(bào)告的是經(jīng)企業(yè)層面聚類(lèi)調(diào)整后的z值，OLS回歸括號(hào)內(nèi)報(bào)告的是經(jīng)企業(yè)層面聚類(lèi)調(diào)整后的t值。***，**，*分別表示在1%，5%，10%的水平上顯著。限于篇幅，控制變量回歸結(jié)果未匯報(bào)，留存?zhèn)渌鳌?/p>

表5第(1)(2)列因變量為sharechg_d，使用Ologit回歸。第(1)列結(jié)果顯示，inc_d的系數(shù)在1%水平上顯著為負(fù)，說(shuō)明高管獲得股權(quán)激勵(lì)將顯著促使其發(fā)生減持行為。從第(2)列股權(quán)激勵(lì)方式看，inc_o_d不顯著而inc_r_d顯著為負(fù)，說(shuō)明獲得限制性股票激勵(lì)將顯著增加高管減持套現(xiàn)的可能性，而獲得股票期權(quán)激勵(lì)沒(méi)有顯著影響。第(3)(4)列因變量為sharechg_r，使用OLS回歸。第(3)列結(jié)果顯示，inc_d在1%水平上顯著為負(fù)，表明高管獲得股權(quán)激勵(lì)將顯著增加其持股負(fù)向變動(dòng)比例，即高管的減持比例增加。第(4)列結(jié)果說(shuō)明限制性股票激勵(lì)將顯著增加高管減持的比例，而股票期權(quán)激勵(lì)無(wú)顯著影響。

由此，本文認(rèn)為是否獲得股權(quán)激勵(lì)會(huì)造成高管減持行為的顯著差異，這驗(yàn)證了本文的假設(shè)2。在激勵(lì)方式上，限制性股票激勵(lì)對(duì)高管套現(xiàn)的影響較為顯著，而股票期權(quán)則不然，一個(gè)可能的解釋是意欲減持的高管看空公司未來(lái)發(fā)展，認(rèn)為公司股價(jià)被高估，而放棄對(duì)股票期權(quán)的行權(quán)并無(wú)資金損失，因此股票期權(quán)對(duì)高管減持的影響更小。

表6　股權(quán)激勵(lì)強(qiáng)度與高管持股變動(dòng)回歸結(jié)果

注：Ologit回歸括號(hào)內(nèi)報(bào)告的是經(jīng)企業(yè)層面聚類(lèi)調(diào)整后的z值，OLS回歸括號(hào)內(nèi)報(bào)告的是經(jīng)企業(yè)層面聚類(lèi)調(diào)整后的t值。***，**，*分別表示在1%，5%，10%的水平上顯著。限于篇幅，控制變量回歸結(jié)果未匯報(bào)，留存?zhèn)渌鳌?/p>

(二) 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

本文使用傾向得分匹配方法(PSM)來(lái)解決內(nèi)生性問(wèn)題。*限于篇幅未匯報(bào)，留存?zhèn)渌?。結(jié)果顯示，激勵(lì)組高管與無(wú)激勵(lì)組高管的持股變動(dòng)方向、變動(dòng)比例在匹配前顯著不同，激勵(lì)組更傾向于減持，減持比例更高；匹配后，這種差異仍都顯著，與前文結(jié)論一致，說(shuō)明本文回歸結(jié)果穩(wěn)健可靠。另外，本文通過(guò)變換被解釋變量、變換模型設(shè)定等途徑進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)(見(jiàn)表5)，結(jié)論未發(fā)生實(shí)質(zhì)性變化；變換解釋變量測(cè)算方法，結(jié)論仍保持不變。

(三) 進(jìn)一步研究：激勵(lì)強(qiáng)度的影響

為了探討股權(quán)激勵(lì)的強(qiáng)度與高管持股變動(dòng)的關(guān)系，本文參照Haans等人(2016)[27]檢驗(yàn)U型關(guān)系的方法，設(shè)定回歸模型如下式(8)。

∑βkcontrolst-1+εt

(8)

其中變量定義和模型選用同(7)式?；貧w結(jié)果見(jiàn)表6。

圖2　股權(quán)激勵(lì)強(qiáng)度與高管持股變動(dòng)比例U型關(guān)系圖

表6第(1)(2)列使用Ologit回歸。第(1)列結(jié)果顯示，inc的系數(shù)為負(fù)，而inc2的系數(shù)為正，且均在1%水平上顯著，表明股權(quán)激勵(lì)強(qiáng)度與高管持股變動(dòng)方向的可能性存在U型關(guān)系，即當(dāng)股權(quán)激勵(lì)強(qiáng)度inc小于0.2371[8.449/(2×17.816)]時(shí)，激勵(lì)強(qiáng)度越大，高管發(fā)生減持的可能性越大，而當(dāng)inc大于0.2371時(shí)，激勵(lì)強(qiáng)度越大，高管發(fā)生減持的概率越小，發(fā)生增持的可能性增加。第(2)列控制了其他變量的影響，結(jié)論仍與第(1)列一致，符合假設(shè)2a的預(yù)期。第(3)(4)列使用OLS回歸。第(3)列結(jié)果顯示，inc的系數(shù)為負(fù)，而inc2的系數(shù)為正，且均在1%水平上顯著，表明股權(quán)激勵(lì)強(qiáng)度與高管持股的變動(dòng)比例存在U型關(guān)系，即當(dāng)股權(quán)激勵(lì)強(qiáng)度inc小于0.2285[1.246/(2×2.727)]時(shí)，激勵(lì)強(qiáng)度越大，高管越傾向于減持且減持比例越大，而當(dāng)inc大于0.2285時(shí)，激勵(lì)強(qiáng)度越大，高管減持比例將越小(見(jiàn)圖2)。第(4)列控制了其他變量的影響，結(jié)果仍與第(3)列一致，符合假設(shè)2b的預(yù)期。為了結(jié)論穩(wěn)健可靠，本文亦采用Lind和Mehlum(2010)[28]對(duì)二次關(guān)系的三步檢驗(yàn)法對(duì)回歸結(jié)果進(jìn)行檢驗(yàn)，*限于篇幅未匯報(bào)，留存?zhèn)渌?。結(jié)果證明確實(shí)存在U型關(guān)系。

綜上，本文認(rèn)為，股權(quán)激勵(lì)強(qiáng)度在一定范圍內(nèi)未足以使創(chuàng)業(yè)板高管與公司其他股東利益趨于一致，此時(shí)壕溝防御效應(yīng)占主導(dǎo)地位，激勵(lì)強(qiáng)度增加會(huì)加劇高管減持；當(dāng)激勵(lì)強(qiáng)度超過(guò)閾值后，高管與公司形成利益共同體，此時(shí)利益協(xié)同效應(yīng)占主導(dǎo)地位，隨著激勵(lì)強(qiáng)度增加高管減持的可能性和比例將下降?；貧w結(jié)果揭示了股權(quán)激勵(lì)強(qiáng)度與高管持股變動(dòng)的可能性和比例均呈U型非線性關(guān)系，驗(yàn)證了本文的假設(shè)2a和2b。

六、 結(jié)論與啟示

針對(duì)創(chuàng)業(yè)板高管辭職與套現(xiàn)這一焦點(diǎn)問(wèn)題，本文從高管股權(quán)激勵(lì)的視角出發(fā)，探究股權(quán)激勵(lì)能否留住高管、緩解高管短視套現(xiàn)。基于手工收集2009年至2016年創(chuàng)業(yè)板上市公司6347位高管是否主動(dòng)辭職、減持的研究樣本，實(shí)證研究的主要結(jié)論如下：(1)股權(quán)激勵(lì)能顯著降低創(chuàng)業(yè)板高管辭職的可能性，使其任職期限顯著更長(zhǎng)；(2)股權(quán)激勵(lì)會(huì)顯著加劇創(chuàng)業(yè)板高管減持套現(xiàn)，且股權(quán)激勵(lì)強(qiáng)度與高管持股變動(dòng)的可能性和比例均呈U型關(guān)系，原因在于激勵(lì)強(qiáng)度的改變將導(dǎo)致利益協(xié)同效應(yīng)和壕溝防御效應(yīng)的主導(dǎo)地位變換；(3)激勵(lì)方式中，限制性股票對(duì)辭職、套現(xiàn)影響均更顯著，而股票期權(quán)效果不明顯，可能的原因在于股票期權(quán)權(quán)利義務(wù)不對(duì)稱(chēng)，對(duì)不看好公司未來(lái)、認(rèn)為股價(jià)高估的高管影響更小。

本文的啟示如下：(1)本文發(fā)現(xiàn)股權(quán)激勵(lì)能留住高管，但會(huì)加劇高管減持套現(xiàn)的現(xiàn)象。因此創(chuàng)業(yè)板上市公司在制定、推出股權(quán)激勵(lì)方案時(shí)，應(yīng)權(quán)衡兩方面利弊得失：挽留核心高管能防止人才流失，增強(qiáng)公司的穩(wěn)定性和競(jìng)爭(zhēng)力；緩解高管套現(xiàn)行為則能增加投資者信心，有利于公司的市場(chǎng)形象和長(zhǎng)期發(fā)展。(2)與宗文龍等人(2013)[7]研究全體上市公司的結(jié)論不同，本文發(fā)現(xiàn)對(duì)于創(chuàng)業(yè)板，限制性股票激勵(lì)方式對(duì)高管辭職、套現(xiàn)有顯著影響，而股票期權(quán)則不然，因此創(chuàng)業(yè)板公司在制定方案時(shí)也應(yīng)注意激勵(lì)形式的選擇，增強(qiáng)激勵(lì)的有效性。(3)鑒于股權(quán)激勵(lì)強(qiáng)度與高管持股變動(dòng)的U型關(guān)系，創(chuàng)業(yè)板公司在設(shè)計(jì)方案時(shí)應(yīng)充分考慮到被激勵(lì)對(duì)象本身持股、薪酬水平等個(gè)人情況，設(shè)置合理的激勵(lì)強(qiáng)度；考慮到高管持股形成壕溝防御效應(yīng)，創(chuàng)業(yè)板公司應(yīng)注意提升公司治理機(jī)制在股權(quán)激勵(lì)方案設(shè)計(jì)時(shí)的監(jiān)督作用，合理設(shè)置方案的約束機(jī)制如績(jī)效考核標(biāo)準(zhǔn)、有效期等關(guān)鍵指標(biāo)，防止高管利用股權(quán)激勵(lì)為自身謀福利(呂長(zhǎng)江等，2009)[16]。

本文的局限在于由于市場(chǎng)情況變化等原因，證監(jiān)會(huì)、深交所對(duì)于創(chuàng)業(yè)板上市公司高管辭職、減持的政策時(shí)有調(diào)整，近期一些新規(guī)出臺(tái)后，我們尚未有足夠的數(shù)據(jù)進(jìn)行后續(xù)研究，未來(lái)可進(jìn)一步搜集數(shù)據(jù)檢驗(yàn)本文的結(jié)論。

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