“羊毛出在羊身上”？員工持股計劃會提高全要素生產(chǎn)率嗎？

(安徽大學商學院，安徽 合肥 230601)

一、引言

近年來，加快產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型和升級成為我國經(jīng)濟發(fā)展中亟需解決的問題。產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型和升級的核心是提高全要素生產(chǎn)率（Total Factor Productivity，TFP），其關(guān)乎我國經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展目標的實現(xiàn)。2016年1月18日，習近平總書記在省部級主要領(lǐng)導(dǎo)干部學習貫徹黨的十八屆五中全會精神專題研討班上的講話中強調(diào)，要“通過優(yōu)化要素配置和調(diào)整生產(chǎn)結(jié)構(gòu)來提高供給體系質(zhì)量和效率，進而推動經(jīng)濟增長”。企業(yè)可通過提升全要素生產(chǎn)率提高產(chǎn)出，由于全要素生產(chǎn)率的提升所帶來的產(chǎn)出收益具備可持續(xù)性，因而其能夠成為企業(yè)產(chǎn)出持續(xù)健康發(fā)展的源動力［1］。根據(jù)新古典經(jīng)濟增長理論，全要素生產(chǎn)率的提升得益于資本和勞動的增加，勞動相較于資本更具有主觀能動性，因而研究如何通過勞動提高全要素生產(chǎn)率的現(xiàn)實意義較強。員工是企業(yè)落實生產(chǎn)的基石，是勞動的提供者，全要素生產(chǎn)率的提升離不開員工的不懈努力，提高員工滿意度、留住人才、保護員工利益是企業(yè)提升全要素生產(chǎn)率的主要方式［2］-［4］。因此，以員工為主體因素探究企業(yè)全要素生產(chǎn)率的提升具有較強的現(xiàn)實意義。

具體研究中，員工信息披露不足成為研究此類問題的“絆腳石”，而上市公司實施員工持股計劃（Employee Stock Ownership Plan，ESOP）為研究此類課題提供了重要突破口。2014年6月20日，證監(jiān)會發(fā)布了《關(guān)于上市公司實施員工持股計劃試點的指導(dǎo)意見》（以下簡稱《指導(dǎo)意見》），首次對上市公司實施員工持股計劃的原則、內(nèi)容、實施程序和監(jiān)管等方面作出了指導(dǎo)和要求，并獲得了不錯的市場反應(yīng)。據(jù)WIND數(shù)據(jù)庫統(tǒng)計，截至2019年底，A股上市公司中實施員工持股計劃的已達919家。根據(jù)《指導(dǎo)意見》，員工持股計劃的主要實施對象并非管理層，而為廣大普通員工，其目的是通過員工持有企業(yè)股票的形式將員工與企業(yè)組成“命運共同體”［5］。現(xiàn)如今多數(shù)企業(yè)員工以固定薪金和績效補貼兩種形式獲取勞動報酬，薪酬不與企業(yè)剩余收益掛鉤，長此以往員工很難保持工作熱情，無法對企業(yè)產(chǎn)生歸屬感，甚至缺少關(guān)注企業(yè)長期價值的意愿［6］。當企業(yè)實施員工持股計劃后，員工以通過二級市場持有該公司股票的方式實現(xiàn)了與企業(yè)剩余利益的捆綁，員工的積極性和創(chuàng)造性得以激發(fā)，從而更加主動地參與企業(yè)日常的生產(chǎn)經(jīng)營活動［7］［8］，可能提升全要素生產(chǎn)率。然而，近年來受政策波動、資本市場起伏不定、公司治理體制不完善等因素的影響，員工持股計劃實施后的實際經(jīng)濟效益仍存在諸多不確定性。同時，當前員工持股計劃實施年份較短、鎖定期不長，為員工帶來福利的同時也給企業(yè)管理層施加了一定壓力［9］，唯有保證股價不突破員工持股的價格底線才能給員工帶來真正的收益。盈利的不確定性對員工的積極性造成一定的影響，進而影響企業(yè)的全要素生產(chǎn)率。那么，員工持股計劃的實施會給企業(yè)全要素生產(chǎn)率帶來什么樣的影響？下文將逐步進行探究。

本文選取2014—2018年滬深A(yù)股非金融上市公司作為研究樣本，實證檢驗了實施員工持股計劃對企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響及其作用路徑，研究結(jié)果表明實施員工持股計劃能顯著提升全要素生產(chǎn)率。進一步探究影響機制發(fā)現(xiàn)，實施員工持股計劃可通過增加創(chuàng)新產(chǎn)出進而提高全要素生產(chǎn)率；考察產(chǎn)權(quán)性質(zhì)的情境因素，只有在國有企業(yè)中，實施員工持股計劃顯著提升了全要素生產(chǎn)率。穩(wěn)健性檢驗中，本文通過替換變量、工具變量法、傾向得分匹配和固定效應(yīng)、隨機效應(yīng)回歸方式緩解了內(nèi)生性問題，原有研究結(jié)論均無變化。

本文的貢獻主要表現(xiàn)在如下三點：首先，已有研究較多從宏觀視角考察全要素生產(chǎn)率的影響因素，本文從微觀視角鎖定直接影響全要素生產(chǎn)率的員工因素，考察了員工持股計劃與全要素生產(chǎn)率之間的關(guān)系，豐富了提升企業(yè)全要素生產(chǎn)率相關(guān)領(lǐng)域的研究。其次，本文證實了實施員工持股計劃可通過企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出、經(jīng)濟增加值影響企業(yè)全要素生產(chǎn)率，并揭示了在不同產(chǎn)權(quán)性質(zhì)和代理成本情境下員工持股計劃對全要素生產(chǎn)率的不同影響，以及員工持股計劃的實施對企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響機理。最后，本文探討了員工持股計劃實施后的經(jīng)濟后果，對于企業(yè)積極推進員工持股計劃的實施、保護員工利益具有一定的理論意義。

二、理論分析與研究假設(shè)

（一）員工持股計劃與全要素生產(chǎn)率

企業(yè)中，委托代理關(guān)系不僅存在于股東和高管之間，還存在于管理者和員工之間，股東為管理者的委托人，管理者為員工的委托人。員工處于委托代理關(guān)系的最劣勢方，但員工的努力程度和工作態(tài)度關(guān)系到公司的正常運轉(zhuǎn)［10］。倘若員工對工作失去信心、懈怠工作，即使公司將資源運用在升級設(shè)備及其他途徑，企業(yè)全要素生產(chǎn)率也無法提高［11］，因此員工對于企業(yè)全要素生產(chǎn)率的提高起到關(guān)鍵作用［12］。如果能保持股東、管理層、員工利益的一致性，建立利益共同體，通過共擔風險、共享收益方式將員工與企業(yè)長期鎖定，使得員工更加積極面對工作，委托代理問題將得以緩解［13］-［15］，員工積極性將得以維持，企業(yè)全要素生產(chǎn)率也相應(yīng)得以提升。員工持股計劃恰能為此提供切實可行的解決方案［16］。

根據(jù)心理所有權(quán)理論，當員工感到待遇有失公平時，其心理所有權(quán)較低［17］［18］。此時，員工對公司歸屬感降低，工作積極性下降，對企業(yè)全要素生產(chǎn)率產(chǎn)生負面影響。實施員工持股計劃，員工成為企業(yè)所有者之一，其心理所有權(quán)程度提升，對自身身份認同感加強，有助于提升員工滿意度，激勵員工自主完成工作［19］，進而提升企業(yè)全要素生產(chǎn)率。

實施員工持股計劃后，員工完成了從“打工仔”到“小老板”的角色轉(zhuǎn)變。此時，員工離職機會成本增加，倘若員工選擇離職，不僅要面對失業(yè)壓力，而且會損失寶貴的企業(yè)股權(quán)資源［20］。全要素生產(chǎn)率的提高離不開資本和勞動要素的提升，而人才流失，尤其是關(guān)鍵領(lǐng)域的人才流失將嚴重損害企業(yè)全要素生產(chǎn)率，進而增加企業(yè)無法正常運轉(zhuǎn)的風險。實施員工持股計劃將員工和企業(yè)利益綁定，能夠幫助企業(yè)留住人才、提升全要素生產(chǎn)率。綜上所述，提出假設(shè)1：

H1：限定其他條件，實施員工持股計劃能夠提升企業(yè)全要素生產(chǎn)率。

（二）員工持股計劃、創(chuàng)新產(chǎn)出、全要素生產(chǎn)率

創(chuàng)新是引領(lǐng)發(fā)展的第一動力，是建設(shè)現(xiàn)代化經(jīng)濟體系的戰(zhàn)略支撐。員工是企業(yè)創(chuàng)新的中堅力量，員工行為直接影響創(chuàng)新產(chǎn)出的數(shù)量與質(zhì)量，員工的忠誠度和執(zhí)行力度是企業(yè)創(chuàng)新活動不可或缺的因素［21］-［23］。企業(yè)實施員工持股計劃使得員工持有公司股權(quán)，有利于提高員工的自主性和創(chuàng)造性，激發(fā)其創(chuàng)新思維，進而提高創(chuàng)新產(chǎn)出水平。同時，實施員工持股計劃有助于增進員工之間的交流，增強員工聚合力，進而促進創(chuàng)新產(chǎn)出。再者，企業(yè)創(chuàng)新需要各個部門、各個環(huán)節(jié)協(xié)調(diào)合作，員工持股計劃激勵的對象是廣大員工，有利于協(xié)調(diào)人員和資源，使得各個部門相互合作，形成創(chuàng)新合力，增強創(chuàng)新產(chǎn)出能力［24］。

根據(jù)新古典主義理論，全要素生產(chǎn)率反映了由技術(shù)創(chuàng)新引起的生產(chǎn)函數(shù)的變化，由于存在學習效應(yīng)，研究人員之間的知識流動和互補使得技術(shù)創(chuàng)新速度更快。因此，提高技術(shù)創(chuàng)新投入將加快創(chuàng)新產(chǎn)出速度，進而提升全要素生產(chǎn)率水平［25］。產(chǎn)品創(chuàng)新產(chǎn)出通過創(chuàng)造一種新的需求來源引發(fā)規(guī)模效應(yīng)，或通過減少成本的方式促進于企業(yè)生產(chǎn)率的提升。雖然創(chuàng)新產(chǎn)出將原有產(chǎn)品逐出市場，由于新產(chǎn)品的同類相食效應(yīng)，全要素生產(chǎn)率存在短暫下降的可能，但是隨著學習效應(yīng)，全要素生產(chǎn)率會逐漸提高［26］。因此，無論是技術(shù)創(chuàng)新還是產(chǎn)品創(chuàng)新產(chǎn)出都將促進全要素生產(chǎn)率的提升。綜上所述，提出假設(shè)2：

H2：限定其他條件，實施員工持股計劃通過提高創(chuàng)新產(chǎn)出而提升全要素生產(chǎn)率。

（三）員工持股計劃、產(chǎn)權(quán)性質(zhì)、全要素生產(chǎn)率

產(chǎn)權(quán)性質(zhì)不同導(dǎo)致企業(yè)在資源獲取和公司架構(gòu)方面存在明顯差異，進而導(dǎo)致參與實施員工持股計劃的動機和過程存在較大差別［27］。處在市場經(jīng)濟環(huán)境中，國有企業(yè)與政府之間存在天然的聯(lián)系，其在資源的可獲得性和資源獲得的持續(xù)性方面具備得天獨厚的優(yōu)勢［28］。因此，相較于非國有企業(yè)，國有企業(yè)實施員工持股計劃后，由于其具有較為穩(wěn)定的資源獲取渠道，且股價與企業(yè)業(yè)績關(guān)聯(lián)度相對較高，股價更為穩(wěn)定，員工對于持有該公司股票充滿信心。同時，員工的努力程度將會影響企業(yè)的經(jīng)營效果，進而影響員工的收益，國有企業(yè)中，多種正向激勵因素使得員工更加投入工作，有利于全要素生產(chǎn)率提升。

同時，由于不同產(chǎn)權(quán)性質(zhì)的企業(yè)存在不同的組織架構(gòu)，國有企業(yè)中，同級員工之間收入、福利待遇差距較小，趨同效應(yīng)使得員工更加注重平等。國有企業(yè)實施員工持股計劃后，穩(wěn)定的工作環(huán)境使得員工工作之余的壓力得以減輕，員工能更加專注于本職工作，提高工作效率，進而可以提高全要素生產(chǎn)率。綜上所述，提出假設(shè)3：

H3：限定其他條件，相較于非國有企業(yè)，國有企業(yè)實施員工持股計劃后顯著提高全要素生產(chǎn)率。

三、研究設(shè)計

（一）研究樣本與數(shù)據(jù)來源

本文選取2014—2018年滬深A(yù)股上市公司為初始研究樣本。根據(jù)以下標準對樣本進行篩選：(1)避免公司資本結(jié)構(gòu)特殊性產(chǎn)生的影響，刪除金融類上市公司；(2)規(guī)避財務(wù)異常的影響，剔除了ST、*ST等交易狀態(tài)異常的上市公司；(3)刪除員工持股計劃未被股東大會通過或已停止實施的樣本公司；(4)去除相關(guān)數(shù)據(jù)不完整的上市公司；(5)為避免極端值對回歸結(jié)果的影響，本文對總樣本中所有連續(xù)變量數(shù)據(jù)在1%和99%的百分位進行縮尾處理。按上述標準處理后，本文最終獲得9843個觀測值。其中，員工持股計劃數(shù)據(jù)來源于WIND數(shù)據(jù)庫，企業(yè)性質(zhì)和交易狀態(tài)數(shù)據(jù)來源于CCER數(shù)據(jù)庫，其余數(shù)據(jù)均源自CSMAR數(shù)據(jù)庫。

（二）研究模型與變量定義

1.員工持股計劃與全要素生產(chǎn)率

為檢驗員工持股計劃對全要素生產(chǎn)率的影響，本文借鑒趙健宇和陸正飛［29］的研究建立以下線性模型：

模型中的被解釋變量是全要素生產(chǎn)率（TFP）。該指標能夠詮釋總產(chǎn)出中投入的具體要素，其中以知識水平、制度環(huán)境和管理技能等為代表［30］，更能夠綜合體現(xiàn)員工持股計劃提出后的生產(chǎn)質(zhì)量和效率?？紤]到參數(shù)法估計全要素生產(chǎn)率可能產(chǎn)生的反向因果關(guān)系所造成的內(nèi)生性問題［31］，本文采用Levinsohn&Petrin提出的Levinsohn－Petrin法（簡稱LP法）計算全要素生產(chǎn)率［32］。

表1 變量的定義

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解釋變量為員工持股計劃（ESOP），具體為上市公司i在第t年是否實施員工持股計劃，若該公司實施了員工持股計劃賦值為1，否則為0。

參考已有研究，本文選取如下控制變量：總資產(chǎn)收益率（ROA）、市賬比（MB）、上市年齡（AGE）、股權(quán)集中度（OWNERSHIP）、董事會規(guī)模（BOARD）、兩職合一（DUAL）、獨董比例（INDE）和員工數(shù)目（NE）。同時，本文還控制了行業(yè)（IND）和年度（YEAR）虛擬變量。具體變量定義如表1所示。

2.員工持股計劃與全要素生產(chǎn)率：創(chuàng)新產(chǎn)出（INNO）的中介效應(yīng)

為檢驗員工持股計劃是否通過創(chuàng)新產(chǎn)出影響TFP，本文構(gòu)建以下中介模型。

模型中的中介變量是創(chuàng)新產(chǎn)出。由于專利申請存在一定滯后性，本文采用滯后一期的專利申請數(shù)量度量創(chuàng)新產(chǎn)出。實證研究中，本文對創(chuàng)新產(chǎn)出變量作加1取自然對數(shù)處理。

3.員工持股計劃與全要素生產(chǎn)率：產(chǎn)權(quán)性質(zhì)（SOE）的調(diào)節(jié)效應(yīng)

為檢驗不同產(chǎn)權(quán)性質(zhì)下實施員工持股計劃對全要素生產(chǎn)率產(chǎn)生的影響是否相同，本文采取分樣本回歸的方法，即根據(jù)產(chǎn)權(quán)性質(zhì)的差異分別對國有企業(yè)和非國有企業(yè)進行多元回歸，以驗證假設(shè)3。

四、實證研究與結(jié)果分析

（一）描述性統(tǒng)計分析

表2報告了樣本中變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果。其中，LP法計算的全要素生產(chǎn)率（TFP）的均值為5.7165，標準差為1.0552，最小值為2.8776，最大值為9.1667，樣本中的全要素生產(chǎn)率數(shù)據(jù)偏正態(tài)分布。ESOP的均值為0.0632，標準差為0.2433，且到3/4分位數(shù)取值仍為0，說明實施員工持股計劃的公司在A股市場上占據(jù)份額較少。創(chuàng)新產(chǎn)出（INNO）的均值為3.1938，標準差為1.4053，最小值為0.6931，最大值為9.9089，說明各公司創(chuàng)新產(chǎn)出差異有限，創(chuàng)新產(chǎn)出逐漸引起公司重視，因而成為本文關(guān)注的焦點之一。產(chǎn)權(quán)性質(zhì)（SOE）的均值是0.3307，說明樣本中國有企業(yè)數(shù)量遠多于非國有企業(yè)，為避免樣本數(shù)量差異給研究產(chǎn)權(quán)性質(zhì)的調(diào)節(jié)效應(yīng)造成影響，故本文未采取交乘項顯著性而采用分樣本回歸的方法進行研究。文中所有控制變量均處于正常分布區(qū)間。

表2 變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果

（二）變量間的相關(guān)性分析

表3報告了主要變量間的相關(guān)性分析結(jié)果。ESOP與TFP在Peason檢驗下相關(guān)系數(shù)為0.0472，Spearman檢驗下相關(guān)系數(shù)為0.0517，均在1%水平上顯著為正。中介變量創(chuàng)新產(chǎn)出（INNO）與ESOP的相關(guān)系數(shù)在Peason檢驗和Spearman檢驗下分別0.0528和0.0559，且均在1%水平上正向顯著。產(chǎn)權(quán)性質(zhì)與員工持股計劃（ESOP）在Peason檢驗和Spearman檢驗下相關(guān)系數(shù)均為-0.1364，且均顯著，表明非國有企業(yè)相較于國有企業(yè)在實施員工持股計劃的積極性方面差異明顯，為假設(shè)3提供了數(shù)據(jù)支持。

表3 主要變量的相關(guān)性分析

（三）多元回歸分析

1.員工持股計劃（ESOP）對全要素生產(chǎn)率的影響

表4報告了員工持股計劃與全要素生產(chǎn)率的多元回歸結(jié)果，上市公司實施員工持股計劃（ESOP）與全要素生產(chǎn)率（TFP）呈顯著正相關(guān)關(guān)系（系數(shù)為0.0778，T值為2.4010），表明實施員工持股計劃提高了企業(yè)全要素生產(chǎn)率，假設(shè)1得到驗證。當企業(yè)重視員工利益時，會將員工與公司視作命運共同體，促使員工提高積極性，進而提高全要素生產(chǎn)率?？刂谱兞恐校傎Y產(chǎn)收益率與全要素生產(chǎn)率有顯著的正向關(guān)系，說明公司盈利能力越強全要素生產(chǎn)率越高；公司上市年齡在回歸結(jié)果中顯著為正，說明全要素生產(chǎn)率隨著公司成熟度的提高而提高；員工數(shù)目和全要素生產(chǎn)率呈顯著正向相關(guān)，表明全要素生產(chǎn)率的提高需要一定規(guī)模的員工人數(shù)。

表4 員工持股計劃與全要素生產(chǎn)率

2.員工持股計劃與全要素生產(chǎn)率：創(chuàng)新產(chǎn)出（INNO）的中介效應(yīng)

表5報告了員工持股計劃通過提高創(chuàng)新產(chǎn)出進而提高全要素生產(chǎn)率的回歸結(jié)果。表中第（1）列ESOP系數(shù)為0.0778（T值2.4010），顯著為正；第（2）列ESOP的系數(shù)也顯著為正，為0.3551（T值6.3004）；第（3）列中，INNO的系數(shù)在1%水平上顯著為正，第（3）列相較于第（1）列ESOP的系數(shù)和T值均顯著下降，且Sobel Z值為5.3351，以上結(jié)果表明實施員工持股計劃能夠通過促進創(chuàng)新產(chǎn)出進而提升全要素生產(chǎn)率，假設(shè)2成立。

表5 員工持股計劃與全要素生產(chǎn)率：創(chuàng)新產(chǎn)出的中介效應(yīng)

3.員工持股計劃與全要素生產(chǎn)率：產(chǎn)權(quán)性質(zhì)（SOE）的調(diào)節(jié)效應(yīng)

表6是不同產(chǎn)權(quán)性質(zhì)下員工持股計劃與全要素生產(chǎn)率的回歸結(jié)果。國有企業(yè)中，ESOP的系數(shù)顯著為正（系數(shù)為0.0835，T值為2.4584）；非國有企業(yè)中，ESOP的系數(shù)為正，但不顯著（系數(shù)為0.0466，T值為0.5326）。回歸結(jié)果表明，國有企業(yè)實施員工持股計劃提高了全要素生產(chǎn)率，而非國有企業(yè)實施員工持股計劃對全要素生產(chǎn)率沒有顯著影響，假設(shè)3被驗證。

表6 員工持股計劃與全要素生產(chǎn)率：產(chǎn)權(quán)性質(zhì)的調(diào)節(jié)效應(yīng)

五、穩(wěn)健性檢驗

為確保研究結(jié)果的穩(wěn)健性，本文進行了如下穩(wěn)健性檢驗：

（一）為減少由變量度量方式所導(dǎo)致的誤差，本文采用柯布—道格拉斯（Cobb—Douglas）生產(chǎn)函數(shù)法［33］及 Olley－Pakes法［34］［35］度量 TFP，對文中的假設(shè)H1、H2、H3進行重新檢驗。表7結(jié)果顯示，被解釋變量為TFP_OLS和TFP_OP時ESOP的系數(shù)均顯著為正。表8表明，無論解釋變量為TFP_OLS還是TFP_OP，INNO均通過了“員工持股計劃—創(chuàng)新產(chǎn)出—全要素生產(chǎn)率”的中介效應(yīng)檢驗，Sobel Z值分別為4.8707和5.5592，中介效應(yīng)顯著。從表9的結(jié)果看，運用TFP_OP及TFP_OLS兩種方法度量全要素生產(chǎn)率時，國有企業(yè)ESOP的系數(shù)均為正向顯著，而非國有企業(yè)ESOP的系數(shù)均不顯著。以上實證結(jié)果表明更換被解釋變量與前文研究結(jié)果一致，結(jié)論具有穩(wěn)健性。

表7 替換變量回歸結(jié)果

表8 替換變量后中介效應(yīng)回歸結(jié)果

表9 替換變量后調(diào)節(jié)效應(yīng)回歸結(jié)果

（二）為避免因遺漏變量導(dǎo)致殘差項與解釋變量相關(guān)，進而產(chǎn)生內(nèi)生性問題，影響本文研究結(jié)論，故本文采用工具變量法（IV法），選取員工持股計劃的滯后一期LESOP以及屬于相同行業(yè)（證監(jiān)會一級分類）的員工持股計劃年度均值A(chǔ)VESOP作為工具變量，均具有外生性。表10報告了工具變量法的第二階段回歸結(jié)果，ESOP與TFP在1%水平上正向顯著，且模型通過了LM檢驗和Wald F檢驗。綜上所述，工具變量有效，研究結(jié)論可靠。

表10 工具變量法回歸結(jié)果

（三）由于實施員工持股計劃的企業(yè)樣本相對較少，為了避免因樣本選擇差異對研究結(jié)果的可靠性產(chǎn)生影響，本文選擇使用傾向得分匹配法(PSM)對模型進行重新擬合。協(xié)變量為文中控制變量，按照1：1比例進行匹配，pstest檢查結(jié)果p值均大于0.1，滿足平行假設(shè)。圖1和圖2分別為傾向得分匹配前后控制組和處理組的核密度曲線。相較于匹配前，匹配后處理組和控制組的核密度曲線相似程度明顯提高。本文對匹配后的結(jié)果進行OLS回歸，以檢驗研究結(jié)論的穩(wěn)定性，同時采用固定效應(yīng)(FE)和隨機效應(yīng)(RE)回歸進一步解決內(nèi)生性問題。

表11為配對樣本回歸結(jié)果，第（1）列檢驗最小二乘法OLS回歸模型下員工持股計劃對全要素生產(chǎn)率的影響，第（2）列和第（3）列檢驗創(chuàng)新產(chǎn)出的中介效應(yīng)，第（4）列和第（5）列檢驗產(chǎn)權(quán)性質(zhì)的調(diào)節(jié)效應(yīng)，第（6）列和第（7）列檢驗固定效應(yīng)和隨機效應(yīng)回歸模型下員工持股計劃對全要素生產(chǎn)率的影響。由第（1）列可知ESOP與TFP回歸系數(shù)顯著為正，表明實施員工持股計劃可提高全要素生產(chǎn)率；由第（2）列可知ESOP與INNO的回歸系數(shù)顯著為正，由第（3）列可知INNO與TFP的回歸系數(shù)顯著為正，第（3）列相較于第（1）列ESOP回歸系數(shù)更小，且Sobel Z值為1.73288，創(chuàng)新產(chǎn)出的中介效應(yīng)成立；比較第（4）（5）列ESOP的回歸系數(shù)可知，產(chǎn)權(quán)性質(zhì)的調(diào)節(jié)效應(yīng)成立，與前文結(jié)果一致。RE回歸模型下，ESOP與TFP回歸系數(shù)顯著為正，F(xiàn)E回歸模型下，ESOP與TFP回歸系數(shù)不顯著，且Hausman檢驗支持隨機效應(yīng)，表明結(jié)果具有一定推廣性，支持前文結(jié)論。

表11 PSM回歸結(jié)果

六、進一步研究

基于上述研究成果，本文就影響員工持股計劃與全要素生產(chǎn)率的內(nèi)在機制展開進一步探討，考察員工持股計劃與全要素生產(chǎn)率之間的深層關(guān)系，具體研究如下所示。

（一）員工持股計劃與全要素生產(chǎn)率：經(jīng)濟增加值（EVA）的中介效應(yīng)

企業(yè)實施員工持股計劃的動機是將員工利益與股東利益進行綁定，提升企業(yè)的經(jīng)濟增加值（EVA），體現(xiàn)了公司長久盈利的趨勢，使得員工對公司前景懷揣美好憧憬［36］，進而促進企業(yè)提高全要素生產(chǎn)率。借鑒宋常［37］等的做法，建立以下中介模型以檢驗該機制是否成立。

本文通過以下算法計算EVA，為凈利潤+（利息支出+研究開發(fā)費用調(diào)整項）×（1-企業(yè)所得稅稅率）-（平均所有者權(quán)益+平均負債合計-平均無息流動負債-平均在建工程）×5.5%，并將計算結(jié)果加1取自然對數(shù)。

表12 員工持股計劃與全要素生產(chǎn)率：經(jīng)濟增加值的中介效應(yīng)

表 12第（1）列 ESOP的系數(shù)為 0.0778（T值2.4010），正向顯著；第（2）列ESOP的系數(shù)顯著為正（系數(shù)為1.5792，T值為2.6601）；第（3）列中EVA與TFP回歸系數(shù)在1%水平上正向顯著，且第（3）列相較于第（1）列ESOP的回歸系數(shù)和T值均有所下降。此外Sobel Z值為2.4356，以上結(jié)果表明經(jīng)濟增加值在員工持股計劃對全要素生產(chǎn)率的影響中產(chǎn)生了中介效應(yīng)。

（二）員工持股計劃與全要素生產(chǎn)率：代理成本（AGENCY）的調(diào)節(jié)效應(yīng)

代理成本的存在為公司的發(fā)展前景帶來了不確定性，過高的代理成本使得公司消耗過多的資源，造成資源浪費［38］，使得員工持股計劃的效果減弱。為檢驗不同代理成本情況下員工持股計劃是否對TFP產(chǎn)生不同影響，本文構(gòu)建了以下調(diào)節(jié)模型。模型中的調(diào)節(jié)變量為代理成本，本文以經(jīng)營費用率作為此指標的衡量方式［39］。表13是以代理成本作為調(diào)節(jié)變量時員工持股計劃與全要素生產(chǎn)率的回歸結(jié)果。員工持股與代理成本的交互項（ESOP×AGENCY）與TFP的回歸系數(shù)為-0.4173（T值-1.7163），呈顯著負向關(guān)系，表明代理成本較低時，員工持股計劃與全要素生產(chǎn)率的正向關(guān)系較強，代理成本制約了員工持股計劃與全要素生產(chǎn)率的關(guān)系。

表13 員工持股計劃與全要素生產(chǎn)率：代理成本的調(diào)節(jié)效應(yīng)

七、結(jié)論

本文實證研究了實施員工持股計劃對全要素生產(chǎn)率的影響，結(jié)果表明：（1）企業(yè)實施員工持股計劃顯著提高了全要素生產(chǎn)率；（2）實施員工持股計劃可通過促進創(chuàng)新產(chǎn)出以及提高經(jīng)濟增加值提高全要素生產(chǎn)率；（3）員工持股計劃與企業(yè)全要素生產(chǎn)率的關(guān)系受到企業(yè)性質(zhì)和代理成本的影響，表現(xiàn)為實施員工持股計劃對全要素生產(chǎn)率產(chǎn)生顯著正向影響僅在國有企業(yè)和代理成本較低時成立。本文的實證分析有助于深入理解實施員工持股計劃的經(jīng)濟后果，并為保護員工利益、促進企業(yè)發(fā)展提供證據(jù)支持。

本文的研究結(jié)論還有如下啟示：（1）近年來，關(guān)于實施員工持股計劃的經(jīng)濟后果眾說紛紜。究其原因，主要是受制度設(shè)計不完善及相關(guān)法律不完備的影響，部分企業(yè)實施員工持股計劃后表現(xiàn)出企業(yè)經(jīng)營不穩(wěn)定的狀態(tài)，導(dǎo)致員工持股計劃受到一定的質(zhì)疑。本文的研究支持了實施員工持股計劃的正面影響，但是如何完善員工持股計劃的制度設(shè)計和相關(guān)法律建設(shè)仍有待相關(guān)部門解決。（2）新時代下，員工對企業(yè)的發(fā)展起到了至關(guān)重要的作用，保護員工利益已然不只是口號，企業(yè)若想長遠發(fā)展必須重視員工利益。員工持股計劃的實施使員工和企業(yè)共處于一條“利益鏈”，企業(yè)管理者必須切實落實員工持股計劃，保證員工利益不受侵害，留住人才，為企業(yè)長久發(fā)展儲備核心力量。（3）員工為了保障自身利益，必須提升其思想境界，提升工作技能，因為其努力程度、工作效率與企業(yè)的發(fā)展息息相關(guān)，同時也會影響其自身的利益和發(fā)展前途。