員工持股計劃能抑制企業(yè)脫實向虛嗎？

任燦燦 郭澤光 田智文

(1.山西財經(jīng)大學 會計學院，山西 太原 030006；2.紅星地產(chǎn)太原分公司 財務(wù)部，山西 太原 030006)

一、引言

隨著我國經(jīng)濟由高速增長向高質(zhì)量發(fā)展階段轉(zhuǎn)變，實體企業(yè)的資源配置效率和實業(yè)發(fā)展質(zhì)量問題受到廣泛關(guān)注。金融資產(chǎn)是企業(yè)進行資源配置的關(guān)鍵領(lǐng)域，特別是在實體投資回報率不高的背景下，資本逐利和高管自利動機誘使企業(yè)將大量資金投放至金融、房地產(chǎn)等行業(yè)，造成經(jīng)濟虛假繁榮，脫實向虛加劇。為此，黨的十九大報告、2019年政府工作報告和黨的十九屆五中全會等多次強調(diào)要深化金融體制改革、增強金融服務(wù)實體經(jīng)濟的能力，嚴格把控和防范金融風險。如何有效抑制企業(yè)脫實向虛已成為當前理論界和實務(wù)界關(guān)注的重點話題。金融資產(chǎn)配置是高管通過對企業(yè)內(nèi)外部環(huán)境進行綜合判斷后所做出的決策?；诖?，已有文獻主要從高管特征[1]、宏觀經(jīng)濟政策環(huán)境[2]、企業(yè)業(yè)績波動[3]等視角展開討論，但從員工與高管決策之間動態(tài)關(guān)系視角的研究較少。員工是企業(yè)各項生產(chǎn)經(jīng)營、決策活動的關(guān)鍵執(zhí)行層，對企業(yè)實體投資的獲利能力[4]、管理層監(jiān)督的有效性[5]具有不容忽視的作用，進而影響高管決策對人力資本的依賴程度和管理層代理問題[6]。拓展和深化員工對企業(yè)金融資產(chǎn)配置的影響研究具有較強的理論和現(xiàn)實意義。

2014年6月，證監(jiān)會發(fā)布《關(guān)于上市公司實施員工持股計劃試點的指導意見》(以下簡稱《指導意見》)，鼓勵上市公司通過員工持股計劃(Employee Stock Ownership Plan，ESOP)進行公司治理結(jié)構(gòu)的創(chuàng)新和改善，促進資源優(yōu)化配置。截止2018年12月31日，已有約740家A股上市公司先后實施了員工持股計劃。員工持股計劃是通過向員工分享剩余索取權(quán)來實現(xiàn)利益綁定和集體激勵，構(gòu)建勞資共生關(guān)系的創(chuàng)新型組織管理模式[7]。在實施員工持股計劃之前，員工在企業(yè)中一般只領(lǐng)取固定報酬，員工、企業(yè)與高管的利益相互獨立，員工缺乏努力工作、團隊協(xié)作和監(jiān)督的意愿。員工持股計劃以統(tǒng)一認購、集中管理、設(shè)置鎖定期的形式向廣泛普通員工分享企業(yè)剩余索取權(quán)，使員工從勞動者身份轉(zhuǎn)變?yōu)槠髽I(yè)所有者，持股員工之間、員工與企業(yè)之間形成利益一致的共同體模式，促成相互信任、團隊協(xié)作、相互監(jiān)督的企業(yè)氛圍，進而提升企業(yè)績效和創(chuàng)新水平[8-9]。對于員工持股計劃與高管決策的關(guān)系，現(xiàn)有文獻多側(cè)重從高管持股帶來管理層與企業(yè)之間利益關(guān)系變化的視角展開分析[10-11]，忽略了普通員工持股對高管決策的影響。那么，作為以員工為主體的制度安排，員工持股計劃能否改善企業(yè)內(nèi)部依賴關(guān)系和監(jiān)督質(zhì)量，進而抑制脫實向虛？本文對此進行解答。

本文以2011-2018年A股上市公司為研究樣本，檢驗員工持股計劃對企業(yè)脫實向虛的影響，并進一步探討信任關(guān)系、共生治理在其中的影響路徑及ESOP要素差異導致的不同效果。研究貢獻有：第一，我國政府高度重視企業(yè)脫實向虛問題，強調(diào)金融服務(wù)實體經(jīng)濟的金融定位。探究企業(yè)金融化的影響因素是有效抑制脫實向虛和防范金融風險的前提。已有文獻側(cè)重從高管個人特征的視角展開分析，忽略了普通員工在其中的治理作用。本文基于信任理論和共生治理理論的分析為探究和抑制企業(yè)脫實向虛提供了新的理論支撐；第二，已有文獻普遍采用“一刀切”策略，研究如何降低企業(yè)金融化的絕對程度。然而，金融資產(chǎn)本身不具有優(yōu)劣屬性，其發(fā)揮蓄水池效應(yīng)還是擠出效應(yīng)，關(guān)鍵在于金融資產(chǎn)配置程度[12]。本文在已有研究的基礎(chǔ)上，進一步從企業(yè)最優(yōu)金融化視角分析員工持股計劃的治理作用，拓寬了企業(yè)金融資產(chǎn)配置的研究視角；第三，已有文獻側(cè)重從企業(yè)績效、創(chuàng)新等視角研究員工持股計劃的經(jīng)濟后果，普遍忽略了員工與高管之間的互動關(guān)系，鮮有文獻探究員工持股計劃對高管決策行為的影響。本文豐富了員工持股計劃經(jīng)濟后果的文獻，使相關(guān)研究更加系統(tǒng)、完善；第四，員工持股計劃的實踐效果要根據(jù)其控制權(quán)、公平性、風險性等要素差異具體分析。本研究對企業(yè)設(shè)計有效的員工持股計劃以及政府針對性地進行金融風險管控有一定的數(shù)據(jù)支撐和指導意義。

二、制度背景及文獻回顧

(一)制度背景

員工持股計劃最早源于美國，且在美國已成為一種較流行的員工所有制形式。我國也曾在改革開放初期嘗試過員工持股計劃，但因制度環(huán)境差異，我國的實踐效果與美國不盡相同。1984年，為達到籌集資金和股份制改革的目的，我國政府提出允許企業(yè)職工持有公司股份，形成了早期“內(nèi)部職工股”。但由于制度漏洞、監(jiān)管不力等原因，職工股份超范圍發(fā)行、隨意轉(zhuǎn)讓等多種違規(guī)操作泛濫，導致國有資產(chǎn)流失、資本市場混亂，并在1998年被緊急叫停。在此之后企業(yè)職工持股逐漸演變?yōu)樯贁?shù)管理層股權(quán)激勵的形式，普通員工持股的形式在上市公司中基本消失。

2014年6月20日，證監(jiān)會發(fā)布《指導意見》，這是自20世紀90年代以來我國首次正式重啟上市公司ESOP，但有不少學者將其與股權(quán)激勵混為一談。二者雖然都是改善公司治理結(jié)構(gòu)、緩解資本所有者和勞動所有者利益沖突的手段，但在具體制度設(shè)計和實施目的上仍存在較大差異。

首先，受益對象不同。股權(quán)激勵的實施對象側(cè)重于少數(shù)管理層，而員工持股計劃面向含管理層在內(nèi)的企業(yè)員工，受益對象較廣泛。且在具體實施過程中，多數(shù)企業(yè)將ESOP的分配份額向普通員工傾斜。

其次，受益對象的投入、回報和風險不同。股權(quán)激勵主要采用限制性股票和股票期權(quán)的方式，由管理層以自籌資金折價購入或企業(yè)無償贈與。企業(yè)對股權(quán)激勵對象設(shè)置業(yè)績考核標準，當業(yè)績達標，管理層可通過解鎖或行權(quán)分享剩余收益，若業(yè)績未達標，管理層可以放棄相應(yīng)權(quán)利及時止損，因此具有投入少、風險低的特征。員工持股計劃由員工自籌資金或向金融機構(gòu)融資作為資金來源，購入的價格與二級市場價格基本一致，因此要承擔較高的市場波動風險。特別是當通過借款融資形成杠桿式員工持股時，員工面臨的風險被放大。

最后，管理模式不同。股權(quán)激勵的相應(yīng)股票由管理層自行管理，當達到業(yè)績考核要求后，管理層可以自主決定是否行權(quán)。員工持股計劃是一種資產(chǎn)管理計劃，通過設(shè)置專門管理機構(gòu)統(tǒng)一管理和行權(quán)，在解鎖后ESOP是否延續(xù)由持股委員會投票決定，員工個人無權(quán)獨立買賣。

綜上可知，股權(quán)激勵的制度設(shè)計更多地表現(xiàn)為對少數(shù)管理層的單一激勵，而員工持股計劃更側(cè)重激勵形式的廣泛性和集體性，更有利于建立資本所有者和多數(shù)勞動所有者的利益共同體模式，構(gòu)建員工之間、員工與企業(yè)之間相互信任、相互依賴的協(xié)同效應(yīng)。深入研究2014年以來員工持股計劃的實踐效果有較強的時代意義和必要性。

(二)文獻回顧

對于企業(yè)金融資產(chǎn)配置的影響因素，已有研究普遍認可金融資產(chǎn)的高回報性特征，并從資本逐利動機和資金儲備動機展開分析。資本逐利動機認為，金融資產(chǎn)配置的目的是追求企業(yè)利潤最大化，當宏觀經(jīng)濟環(huán)境不景氣[13]、經(jīng)營業(yè)績下滑時[3]，企業(yè)希望依賴金融資產(chǎn)的超額收益扭轉(zhuǎn)經(jīng)營局面。資金儲備動機認為，金融資產(chǎn)配置具有蓄水池效應(yīng)，短期金融資產(chǎn)投資有利于為企業(yè)提供快速現(xiàn)金流，降低融資約束和經(jīng)營風險[14]，因此經(jīng)濟政策不確定性提高[2]、金融市場滯后[15]、融資約束[16]等都促使企業(yè)加劇金融化程度。在此基礎(chǔ)上，人力資本異質(zhì)性也會導致金融資產(chǎn)配置決策的差異?，F(xiàn)有文獻多關(guān)注決策主體——高管個人特征的影響，發(fā)現(xiàn)管理層年齡和任期越長[17]、CFO/CEO財務(wù)或金融背景[1]等會增強高管短期逐利動機或提升個人自信程度，進而加劇企業(yè)金融化。實施股權(quán)激勵[18]、改善內(nèi)部控制[19]等手段對高管的這一短視行為能產(chǎn)生有效監(jiān)督治理效應(yīng)。但鮮有文獻關(guān)注員工行為對高管決策的影響。作為企業(yè)決策層和執(zhí)行層，高管和員工之間必然存在相同的任務(wù)和頻繁的聯(lián)系，能形成信任依賴關(guān)系和相互監(jiān)督的有利條件[5-6]，是形成組織內(nèi)部知識共享、溝通互動等高效能關(guān)系不可或缺的特質(zhì)[20]，也是改善資源配置效率的關(guān)鍵社會資本[21]。鮮有文獻從這一視角探究員工對企業(yè)金融資產(chǎn)配置的影響。

對于員工持股計劃實施的經(jīng)濟后果，已有文獻側(cè)重從管理層視角討論ESOP對企業(yè)績效、創(chuàng)新、決策等的影響。作為優(yōu)化股權(quán)結(jié)構(gòu)和公司治理水平的重要舉措，員工持股計劃將企業(yè)所有權(quán)主體擴展到勞動者[22]，有利于緩解管理層與股東代理問題，進而提升財務(wù)業(yè)績，促進研發(fā)投入[9,23]。高管認購比例越高，越可能提高管理層風險承擔意愿和創(chuàng)新投資[10]。這一積極效應(yīng)同時在市場上進行良性信號傳遞[24]，從而提高股價收益，產(chǎn)生股東財富效應(yīng)[25]。但管理層持有ESOP也可能加劇高管業(yè)績操縱的動機，進而提高外部審計師判斷的謹慎性[11]。部分文獻從普通員工視角展開討論，認為員工持股計劃為勞動者提供了更多的財富收益，是對員工薪酬的補充，有利于緩解企業(yè)內(nèi)部薪酬不公平問題[26]，增強員工主人翁意識和心理所有權(quán)，進而降低離職傾向[27]，并促進團隊協(xié)作、信息共享，產(chǎn)生提高生產(chǎn)效率[8]、促進創(chuàng)新成果形成[4,9]的集體激勵效應(yīng)[7]。少有文獻關(guān)注到普通員工持股與高管決策的互動關(guān)系。個別學者指出當企業(yè)實施員工持股計劃后，管理層出于“討好”員工的動機，更傾向于進行正向盈余管理，進而降低財務(wù)信息質(zhì)量[28]。

從對現(xiàn)有文獻的回顧來看，雖然逐漸有學者開始關(guān)注普通員工對企業(yè)發(fā)展的重要性，但鮮有文獻研究員工與高管間的互動關(guān)系，特別是員工持股計劃實施后高管決策的變化。員工持股計劃的利益綁定和集體激勵效應(yīng)增強了員工與高管的聯(lián)動性，是影響管理層決策的重要因素，特別是對高管更傾向于依賴金融資產(chǎn)獲得高回報還是依賴人力資本發(fā)展實業(yè)的相關(guān)決策具有重要影響。現(xiàn)有文獻對相關(guān)領(lǐng)域的研究尚有不足。本文工作對上述問題進行了解答。

三、理論分析及研究假設(shè)

(一)員工持股計劃與企業(yè)脫實向虛

資本逐利動機和管理層代理問題是導致企業(yè)金融化的兩大關(guān)鍵因素。員工持股計劃是通過構(gòu)建勞資共生關(guān)系來改善公司治理結(jié)構(gòu)和資源配置效率的創(chuàng)新型組織管理模式，對企業(yè)脫實向虛的金融資產(chǎn)配置行為產(chǎn)生積極治理效應(yīng)。

一方面，員工持股計劃能增強企業(yè)與員工間的信任關(guān)系，引導企業(yè)減少金融資產(chǎn)配置。信任是指當不同利益主體之間發(fā)生交易或往來聯(lián)系時，一方對另一方的語言、行為等產(chǎn)生樂觀預(yù)期，愿意基于這一預(yù)期作出依賴對方的決策和行動，并對此承擔風險的心理狀態(tài)[29]。高水平的信任能促成主體依從客體的決策行為，是促進團隊內(nèi)部信息共享、優(yōu)化資源配置的關(guān)鍵社會資本[21]。在資源有限的情況下，企業(yè)金融資產(chǎn)配置和實體投資之間具有替代性，金融資產(chǎn)持股比例的增加可能擠出實體投資，導致企業(yè)脫實向虛[30]。基于資本逐利動機，高管更傾向于將有限資金投資于獲利能力更強的領(lǐng)域，實體企業(yè)紛紛開展金融資產(chǎn)投資的主要原因就在于金融資產(chǎn)具有投資期短、回報率高等特征，而員工懈怠、人力資本專用性壁壘等代理問題增加了人力資本對企業(yè)邊際貢獻和實業(yè)獲利能力的不確定性[8]，也不利于管理層作出依賴人力資本的決策，進一步加劇企業(yè)資本依賴。員工持股計劃是企業(yè)進行員工激勵的重要手段，當企業(yè)實施員工持股計劃后，員工個人利益與企業(yè)利益的綁定關(guān)系促使企業(yè)內(nèi)部形成利益共同體，能有效緩解企業(yè)內(nèi)部薪酬分配不公平問題和員工與企業(yè)間的代理問題，增強員工滿意度、心理所有權(quán)和組織認同感[26]。此時，企業(yè)、高管、員工之間形成相互信任、相互依賴、相互協(xié)作的工作團隊和企業(yè)文化[4]，員工更愿意積極挖掘自身潛能，充分利用現(xiàn)有實業(yè)資源來提升個人對企業(yè)的邊際貢獻[4]，高管決策也不再僅以物質(zhì)資本的獲利能力為唯一依據(jù)，而會綜合考慮企業(yè)內(nèi)部整體活力，重視并依賴企業(yè)成員，強調(diào)員工參與和團隊協(xié)作[31]，將有限資金用于實業(yè)投資，同時主動減少金融資產(chǎn)配置等風險性投資[6]。

另一方面，員工持股計劃有利于加強員工對管理層的監(jiān)督，改善公司治理水平。金融資產(chǎn)不僅具有高收益性，還具有高風險性。在代理問題下，管理層為追求短期利潤最大化，通過金融資產(chǎn)配置等依賴資本投資的高回報率來實現(xiàn)短期盈余目標[3]，而這一決策同時也為企業(yè)帶來了更多的潛在風險，違背了股東追求長期利益最大化的價值導向[32]。高質(zhì)量的公司治理水平能形成對管理層的有效監(jiān)督和制衡[33]，對管理層股權(quán)激勵能促使高管重視企業(yè)長期發(fā)展，減少金融套利行為[18]。然而，兩權(quán)分離、高管專業(yè)背景等因素導致股東和管理層之間存在信息不對稱，難以形成股東的有效監(jiān)督。員工持股計劃實施后，持股員工實現(xiàn)從勞動力向主人翁的身份轉(zhuǎn)變，鎖定期的設(shè)置使持股員工更關(guān)注長期價值[4]。此時企業(yè)大股東、管理層和持股員工組成具有一致利益的集體，共同參與公司治理，并由選舉產(chǎn)生的管理委員會參與董事會表決。持股員工作為企業(yè)內(nèi)部股東，既享有身為股東的監(jiān)督權(quán)，又因直接參與經(jīng)營能獲得企業(yè)內(nèi)部信息，緩解股東與管理層信息不對稱導致的代理問題，形成對管理層的有效監(jiān)管，約束機會主義行為[5]。當高管出于自利動機作出金融資產(chǎn)配置的短視決策時，持股員工及時將信息反饋給管理委員會，并由管理委員會代為行使股東權(quán)利，增加董事會決議中的反對意見，進而約束金融資產(chǎn)配置行為。綜上提出假設(shè)1。

H1員工持股計劃能顯著抑制企業(yè)脫實向虛。

(二)產(chǎn)權(quán)異質(zhì)性對員工持股計劃與金融化關(guān)系的影響

國有和非國有的所有制差異下，企業(yè)實施員工持股計劃的動機和效果可能不同。首先，從實施動機來看，與國有企業(yè)相比，非國有企業(yè)在融資能力、市場競爭等方面普遍面臨較高的生存壓力，依賴金融資產(chǎn)配置獲取短期超額利潤的能力也相對弱于國有企業(yè)[34]，因此非國有企業(yè)有更大的動機減少資本依賴并通過實業(yè)發(fā)展來提高核心競爭力。而國有企業(yè)向金融機構(gòu)借款的產(chǎn)權(quán)優(yōu)勢、政治關(guān)聯(lián)、員工“鐵飯碗”心理等都降低了其發(fā)展實業(yè)的動機[35]。然而，實業(yè)發(fā)展離不開人力資本的支持，非國有企業(yè)對員工的吸引力遠不足國有企業(yè)。實施員工持股計劃能實現(xiàn)員工與企業(yè)的利益綁定，降低員工離職率，為企業(yè)實業(yè)發(fā)展提供穩(wěn)定的人力資本支持，有利于提高非國有企業(yè)減少金融資產(chǎn)配置、發(fā)展實業(yè)的信心。其次，從實施方案來看，《指導意見》以來，非國有上市公司員工持股計劃以實現(xiàn)集體激勵為主要目的，員工參與度較高。而國資委于2016年對國有企業(yè)實施員工持股計劃提出更多限制條件，規(guī)定國有企業(yè)員工持股計劃的參與人員須為企業(yè)中高層的管理人員、科研人員和技術(shù)骨干，參與范圍小于非國有企業(yè)，因此也難以形成集體激勵效應(yīng)[23]，更不太可能促成高管對員工信任后減少金融化行為的效應(yīng)。相反，國有企業(yè)少數(shù)成員的ESOP誘發(fā)了高管自利動機。為達到提高個人財富的目的，高管更傾向于為企業(yè)配置更多金融資產(chǎn)，加劇脫實向虛。據(jù)此提出假設(shè)2。

H2相比國有企業(yè)，員工持股計劃對企業(yè)金融化的治理效應(yīng)在非國有企業(yè)中更顯著。

四、研究設(shè)計

(一)樣本選取

1.數(shù)據(jù)來源及初步處理

本文選取2011-2018年滬深A(yù)股上市公司為研究樣本，并剔除金融行業(yè)樣本、ST、*ST企業(yè)樣本及指標有缺失的樣本。為控制極端值的影響，對所有連續(xù)變量進行1%和99%分位縮尾處理。員工持股計劃實施的相關(guān)數(shù)據(jù)通過對WIND數(shù)據(jù)庫中披露的上市公司員工持股計劃公告手工整理獲得。其他數(shù)據(jù)來自CSMAR數(shù)據(jù)庫。所有解釋變量滯后一期。

2.樣本篩選：傾向得分匹配(PSM)

員工持股計劃是否實施由企業(yè)根據(jù)自身特征自主選擇，具有自選擇性。為克服企業(yè)自我選擇偏差對實證結(jié)果的影響，本文選取近鄰傾向得分匹配方法對樣本進行匹配和篩選。首先，參考孫即等(2017)[24]和Quinn P J(2018)[36]的研究，確定影響企業(yè)實施員工持股計劃的特征變量主要包括公司規(guī)模Size、財務(wù)杠桿Lev、公司成長性Growth、盈利能力ROA、股票年度收益率Return、上市年齡Age、產(chǎn)權(quán)性質(zhì)SOE、第一大股東持股比例Bigshare、兩職合一Dual及行業(yè)變量IND。其次，構(gòu)建Logit模型(1)計算概率值p(Xi,t-1)。其中X表示影響企業(yè)是否實施員工持股計劃的一系列特征變量，p(Xi,t-1)即為i企業(yè)在t-1期特征變量的影響下決定實施員工持股計劃的可能性。最后，通過一比一、無放回近鄰匹配的方法，確定對照組樣本。經(jīng)匹配后最終獲得6 196個觀測值參與回歸，其中包括502家實驗組企業(yè)，3 098個實驗組“企業(yè)-年度”樣本；530家控制組企業(yè)，3 098個控制組“企業(yè)-年度”樣本。匹配效果見表1。在匹配之前，實驗組和控制組特征變量的均值存在顯著差異，而匹配之后基本不顯著，表明匹配效果較好。

表1 PSM匹配效果

p(Xi,t-1)=P(ESOPi,t=1|X=Xi,t-1)

(1)

(二)變量定義

1.被解釋變量

從兩個方面來衡量企業(yè)脫實向虛。其一為企業(yè)金融化水平(FIN)，參考杜勇等(2019)[1]的衡量方法，用金融資產(chǎn)占企業(yè)總資產(chǎn)的比重來表示。其中，金融資產(chǎn)包括交易性金融資產(chǎn)、可供出售金融資產(chǎn)、長期股權(quán)投資、投資性房地產(chǎn)、持有至到期投資。其二為企業(yè)金融化偏離程度(DFIN)。有學者認為，金融化行為擠占實業(yè)發(fā)展資源，負面效應(yīng)較強[37]，但也有文獻從金融資產(chǎn)的蓄水池功能指出金融化行為具有積極效應(yīng)[14]。差異結(jié)論的關(guān)鍵主要在于金融化程度的區(qū)別。金融資產(chǎn)本身并無優(yōu)劣屬性，企業(yè)的金融化行為是發(fā)揮反哺實體經(jīng)濟的“蓄水池”效應(yīng)，還是擠占發(fā)展資源的“擠出”效應(yīng)，關(guān)鍵在于金融資產(chǎn)配置程度。因此在分析員工持股計劃對金融化行為的影響時，也應(yīng)分類討論。企業(yè)金融資產(chǎn)配置是否合理取決于金融投資與企業(yè)財務(wù)狀況、經(jīng)營狀況等的協(xié)調(diào)程度，與企業(yè)發(fā)展水平相適應(yīng)的金融資產(chǎn)投資即為最優(yōu)金融化水平。參考王少華等(2020)[12]的做法，構(gòu)建模型(2)擬合出企業(yè)最優(yōu)金融化水平，越接近擬合值時，金融資產(chǎn)配置越可能呈現(xiàn)積極效應(yīng)。用企業(yè)實際金融化水平FIN與擬合值差額的絕對值來衡量金融化偏離程度DFIN。DFIN越小，表明企業(yè)金融資產(chǎn)配置越合理。

(2)

2.解釋變量

截止2018年12月31日，已有近838家上市公司發(fā)布員工持股計劃公告(草案)，以此明確表明該上市公司實施員工持股計劃的意圖，且有約740個企業(yè)-年度樣本完成員工持股計劃認購。本文以是否實施員工持股計劃(ESOP)為解釋變量：i企業(yè)實施員工持股計劃的當年及存續(xù)期內(nèi)取值為1，否則為0。

3.控制變量

參考安磊等(2018)[18]和杜勇等(2019)[1]的研究，選取如下控制變量。具體變量定義見表2。

表2 變量定義表

(三)模型設(shè)計

本文構(gòu)建模型(3)進行檢驗。模型左側(cè)為企業(yè)t+1期金融化水平和偏離程度，右側(cè)為t期的解釋變量和控制變量?？紤]到序列相關(guān)性對結(jié)果的影響，采用控制個體和時間的雙向面板固定效應(yīng)模型進行回歸。在此基礎(chǔ)上，根據(jù)企業(yè)產(chǎn)權(quán)性質(zhì)區(qū)分國有企業(yè)和非國有企業(yè)樣本，通過分組回歸考察員工持股計劃對這兩類公司金融化水平的治理效應(yīng)差異。重點關(guān)注回歸系數(shù)α1，若顯著為負，則說明員工持股計劃能抑制企業(yè)金融化行為，降低金融資產(chǎn)實際水平與最優(yōu)金融化的偏離程度。

FINi,t+1(DFINi,t+1)=α0+α1ESOPi,t+α2Controls+Yeari,t+Firmi,t+εi,t

(3)

五、實證檢驗

(一)描述性統(tǒng)計

主要變量描述性統(tǒng)計結(jié)果見表3。被解釋變量FIN的均值為0.237 1，最小值為0.024 8，最大值為0.821 1，表明我國上市公司金融資產(chǎn)占企業(yè)總資產(chǎn)的比重平均達23.71%，且企業(yè)間資產(chǎn)配置差異較大，從2.48%的最小值到82.11%的最大值不等。被解釋變量DFIN的均值為0.244 5，最小值為0.006 9，最大值為0.762 8，說明企業(yè)中普遍存在實際金融資產(chǎn)配置程度與最優(yōu)金融化水平偏離的現(xiàn)象，偏離程度平均達24.45%。解釋變量ESOP的均值為0.168 4，表明僅有不超過17%的樣本實施了員工持股計劃，在上市公司中普及程度較低。進一步，對根據(jù)ESOP變量劃分的兩組樣本ESOP=0組和ESOP=1組的被解釋變量及控制變量進行均值差異檢驗，結(jié)果見表4。

表3 主要變量描述性統(tǒng)計

由表4可知，在兩組樣本中，被解釋變量FIN、DFIN及其他控制變量的均值普遍存在顯著差異。其中實施員工持股計劃樣本的FIN和DFIN值均顯著低于未實施員工持股計劃樣本的相應(yīng)值，說明在未實施員工持股計劃的企業(yè)樣本中脫實向虛現(xiàn)象更嚴重，這也初步驗證了本文假設(shè)1的猜想。

表4 樣本分組描述性統(tǒng)計

(二)回歸分析

應(yīng)用模型(3)進行面板固定效應(yīng)回歸的結(jié)果見表5。其中列(1)(2)為未考慮控制變量時的回歸結(jié)果，員工持股計劃實施啞變量ESOP與企業(yè)金融化水平FIN、金融化偏離程度DFIN的回歸系數(shù)分別為-0.114 3、-0.051 6，在1%和10%水平顯著為負，初步驗證了H1。但受控制變量缺失的影響，此時F值和R2均較小，模型解釋力度較差。加入控制變量后，列(3)(4)顯示ESOP與FIN、DFIN的回歸系數(shù)分別為-0.098 1、-0.046 2，在1%和5%水平顯著為負，此時的F值和R2相比前兩列變大，模型解釋力度變強，進一步驗證了H1，說明員工持股計劃顯著抑制了企業(yè)金融化行為，促使金融資產(chǎn)配置向最優(yōu)金融化程度逼近。員工持股計劃實施后，員工工作表現(xiàn)的改善能增強企業(yè)對執(zhí)行層的信任度，員工持股產(chǎn)生的主人翁意識有利于持股員工參與治理，約束管理層自利動機，并進而減少金融化行為。

表5 基礎(chǔ)回歸結(jié)果

基于企業(yè)產(chǎn)權(quán)異質(zhì)性的分組檢驗結(jié)果見表6。其中列(1)和列(2)結(jié)果顯示，在非國有企業(yè)樣本，自變量ESOP與被解釋變量FIN、DFIN的回歸系數(shù)為-0.107 3、-0.055 6，分別在1%、5%水平上顯著為負；列(3)和列(4)結(jié)果顯示，在國有企業(yè)樣本中，ESOP的回歸系數(shù)分別為0.120 4、0.037 8，在統(tǒng)計意義上并不顯著。對分組樣本進行費舍爾組合檢驗結(jié)果顯示，以FIN、DFIN為被解釋變量時兩組樣本差異的經(jīng)驗P值均為0.000，表明分組樣本在1%水平內(nèi)存在顯著差異，分組檢驗有效。該結(jié)果驗證了H2，表明員工持股計劃對企業(yè)脫實向虛的治理效應(yīng)主要體現(xiàn)在非國有企業(yè)樣本中，而國有企業(yè)對員工持股計劃參與對象的約束影響了其實踐效果，甚至可能在一定程度上加劇金融化程度。

表6 基于產(chǎn)權(quán)的分組檢驗

(三)穩(wěn)健性檢驗

1.內(nèi)生性問題

首先，工具變量法。由于同省份同行業(yè)企業(yè)間在股權(quán)授予方面可能存在模仿行為[38]，同行業(yè)、同省份的企業(yè)實施員工持股計劃可能與本企業(yè)ESOP存在一致性，但與本企業(yè)金融資產(chǎn)配置的相關(guān)性較低。因此，以ESOP在年度-行業(yè)-省份層面的均值ESOP_mean作為ESOP的替代變量并進行面板工具變量回歸。回歸結(jié)果見表7。第一階段檢驗結(jié)果顯示，ESOP_mean與ESOP顯著正相關(guān)，弱工具變量檢驗Cragg-Donald Wald F統(tǒng)計值為41.352 7，大于10，過度識別檢驗Sargan統(tǒng)計值為0.221 8，在10%水平內(nèi)不顯著，表明將其作為ESOP替代變量較合理。表7結(jié)果表明，ESOP與FIN、DFIN的回歸系數(shù)在全樣本和非國有企業(yè)樣本中顯著為負，表明克服互為因果的內(nèi)生性問題后，原結(jié)論仍穩(wěn)健。

表7 工具變量法

其次，雙重差分檢驗。構(gòu)建實驗組虛擬變量和實驗期虛擬變量的交乘項DID[39]。其中，DID變量表示企業(yè)是否受到員工持股計劃的影響，若是，實施ESOP之后各期DID取值為1，否則為0。在進行雙重差分檢驗之前，本文依次構(gòu)建企業(yè)員工持股計劃在t∈[-2,2]期間的虛擬變量，以檢驗是否滿足平行趨勢。結(jié)果見表8列(1)(2)?？梢娮宰兞炕貧w系數(shù)在員工持股計劃實施當年及之前兩年不顯著，而在實施之后年度顯著，樣本基本符合平行趨勢假設(shè)。雙重差分檢驗和分組檢驗結(jié)果見表8列(3)至(8)，與正文一致，原結(jié)論穩(wěn)健。

表8 平行趨勢檢驗及雙重差分檢驗

再次，更換對照組。由于本文樣本期間的選取，正文中ESOP為1的樣本中不包含2019年度實施員工持股計劃的企業(yè)，而此類企業(yè)具有與實驗組相似的特征。因此，將2019年實施員工持股計劃的企業(yè)在實施之前年度的樣本作為對照組進行檢驗。匹配效果見表9?？梢娫谄ヅ渲?，實驗組和控制組特征變量的均值存在顯著差異，而匹配之后除產(chǎn)權(quán)性質(zhì)外基本不顯著，表明匹配效果較好。更換對照組后的回歸結(jié)果見表10。此時自變量ESOP與被解釋變量的回歸系數(shù)在全樣本和分組檢驗時的結(jié)果均與正文一致，表明原結(jié)論穩(wěn)健。

表9 樣本匹配效果

表10 更換對照組穩(wěn)健性檢驗

2.其他穩(wěn)健性檢驗

本文還進行了其他穩(wěn)健性檢驗：(1)改變被解釋變量衡量方法。有學者認為，考慮到長期股權(quán)投資的持續(xù)性和規(guī)模性，企業(yè)金融化和脫實向虛行為不應(yīng)包含長期股權(quán)投資[14]。因此，以剔除長期股權(quán)投資份額后的金融資產(chǎn)占比衡量企業(yè)狹義金融化程度并據(jù)此計算與最優(yōu)金融化偏離程度后重新檢驗，結(jié)果見表11。(2)根據(jù)本文分析，企業(yè)金融資產(chǎn)配置可能偏離最優(yōu)金融化水平，而偏離存在兩種情況：向上偏離和向下偏離。員工持股計劃對企業(yè)脫實向虛的治理作用應(yīng)主要體現(xiàn)在向上偏離的樣本中。為此，將樣本劃分為向上偏離和向下偏離兩組分別進行檢驗。結(jié)果見表12?？梢奅SOP的回歸系數(shù)在向上偏離組樣本中顯著為負，而在向下偏離樣本中不顯著。在對向上偏離組樣本根據(jù)產(chǎn)權(quán)性質(zhì)進行分組后發(fā)現(xiàn)，員工持股計劃對企業(yè)脫實向虛的治理作用主要體現(xiàn)在非國有企業(yè)中，表明原結(jié)論穩(wěn)健。

表11 改變被解釋變量衡量方法的穩(wěn)健性檢驗

表12 區(qū)分偏離方向的穩(wěn)健性檢驗

六、進一步分析

(一)影響機制檢驗

據(jù)前文所述，員工持股計劃一方面能增強企業(yè)對員工的信任關(guān)系，促使企業(yè)更加依賴員工并發(fā)展實業(yè)；另一方面有利于持股員工對管理層的監(jiān)督治理，約束管理層短期逐利動機。為此，本文在模型(3)的基礎(chǔ)上構(gòu)建如下遞歸模型，進一步檢驗影響路徑。其中，PATH代表企業(yè)與員工的信任關(guān)系Trust和委托代理問題Agence兩個路徑變量。本文信任關(guān)系Trust主要衡量企業(yè)對員工的依賴程度。賈明媚等(2020)[40]指出領(lǐng)導對員工的信任表現(xiàn)為給予員工充分授權(quán)，并對依賴員工的工作持積極預(yù)期。而企業(yè)員工的不斷增長，一方面表明企業(yè)更傾向于依賴員工發(fā)展實業(yè)，另一方面表明企業(yè)對員工的吸引力提升，能在一定程度上表明企業(yè)與員工的信任關(guān)系增強。因此用企業(yè)員工凈流入來表示，具體計算方法為Tust等于當期企業(yè)在職員工數(shù)相比上期的增長率[41]；Agence的衡量參考倪靜潔和吳秋生(2020)[42]的做法，用企業(yè)當期管理費用占營業(yè)收入的比重來表示，若管理費用率較高，說明委托代理問題越嚴重。全樣本機制檢驗結(jié)果見表13。列(1)中ESOP的回歸系數(shù)在5%水平顯著為正，說明實施員工持股計劃后，企業(yè)員工增長率顯著提升，企業(yè)更傾向于發(fā)展依賴員工的實業(yè)，列(4)中ESOP的回歸系數(shù)在5%水平顯著為負，說明員工持股計劃能緩解管理層代理問題。模型(5)的實證結(jié)果中，路徑變量Trust、Agence的回歸系數(shù)顯著且符合預(yù)期，且與表5相比，表13中ESOP的回歸系數(shù)絕對值變小，顯著性減弱，說明兩類路徑變量在員工持股計劃與企業(yè)脫實向虛的關(guān)系中呈現(xiàn)部分中介效應(yīng)。同理，區(qū)分國有和非國有樣本后對信任關(guān)系和代理問題的中介效應(yīng)進行分組檢驗，結(jié)果見表14和表15。可見，在非國有企業(yè)樣本中，Trust和Agence的中介效應(yīng)顯著，而國有樣本不顯著。上述結(jié)果驗證了本文推測。

表13 全樣本影響機制檢驗

表14 基于產(chǎn)權(quán)性質(zhì)差異的信任關(guān)系中介效應(yīng)檢驗

表15 基于產(chǎn)權(quán)性質(zhì)差異的代理問題中介效應(yīng)檢驗

PATHi,t+1=φ0+φ1ESOPi,t+φiControlsi,t+εi,t

(4)

FINi,t+1(DFINi,t+1)=δ0+δ1ESOPi,t+δ2PATHi,t+δiControlsi,t+εi,t

(5)

(二)要素設(shè)計差異

在決定是否推行員工持股計劃的基礎(chǔ)上，企業(yè)還會對ESOP的具體實施方案進行個性化要素設(shè)計，差異化的要素組合對企業(yè)所有權(quán)分配、員工心理公平性感知、ESOP投資風險產(chǎn)生直接影響，并產(chǎn)生不同的治理效應(yīng)。為此本文進一步分析ESOP控制權(quán)屬性、公平屬性和風險屬性對企業(yè)金融化的影響。

1.控制權(quán)屬性

員工持股計劃的目的在于構(gòu)建資本和勞動的利益共同體模式，ESOP認購比例關(guān)系到持股員工的控制權(quán)和其與企業(yè)利益的一致性。認購比例越高時，持股成員在企業(yè)中的剩余索取權(quán)越高，員工利益與企業(yè)利益越趨同，此時的ESOP越可能促成企業(yè)內(nèi)部相互信任、相互依賴的氛圍，提高員工監(jiān)督權(quán)，進而抑制企業(yè)脫實向虛。但是通常而言，金融資產(chǎn)配置程度主要受高管決策的影響，在企業(yè)員工持股計劃的實施過程中也將管理層納入?yún)⑴c人員中，對高管股權(quán)激勵也可能減少管理層短視行為[18]，而信任和共生治理的核心在于非高管員工的參與。那么，員工持股計劃對企業(yè)脫實向虛的治理作用到底是基于管理層，還是普通員工的參與呢？為回答這一問題，本文對ESOP總持股比例(Share)、高管持股比例(Manshare)和普通員工持股比例(Emshare)分別衡量ESOP整體控制權(quán)、高管ESOP控制權(quán)和非高管ESOP控制權(quán)，以高管認購比例(Manpro)和普通員工認購比例(Empro)衡量企業(yè)對ESOP控制權(quán)的分配，并進行統(tǒng)計分析。本文首先觀察樣本企業(yè)的實施情況。由表16可知，Share的均值為1.543 4%，Manshare均值為0.436 7%，Emshare均值為1.094 1%，而高管在ESOP中的認購比例平均僅達到27.657 8%，說明整體上看，實施員工持股計劃的企業(yè)更傾向于普通員工持股，與傳統(tǒng)股權(quán)激勵存在較大區(qū)別。而后本文通過實證檢驗觀察員工持股計劃的影響主要來自高管還是普通員工。實證檢驗結(jié)果見表17(1)由于部分企業(yè)未詳細披露員工持股計劃實施細節(jié)，導致進一步檢驗控制權(quán)、公平性和風險性的影響時數(shù)據(jù)有所缺失。剔除未披露相關(guān)數(shù)據(jù)的樣本后，最終有998個樣本參與回歸。。可見在實施員工持股計劃的樣本中，變量Share和Emshare與FIN、DFIN的回歸系數(shù)均顯著為負，而Manshare的回歸系數(shù)均不顯著。該結(jié)果驗證了本文的猜想，表明員工持股計劃對企業(yè)脫實向虛的抑制作用主要來自普通員工的參與，且認購比例越高，對金融資產(chǎn)配置的治理效果越好。

表16 員工持股計劃要素設(shè)計描述性統(tǒng)計

表17 ESOP控制權(quán)分配與企業(yè)脫實向虛

2.公平屬性

傳統(tǒng)股權(quán)激勵通常以管理層激勵為主，導致普通員工和高管、普通員工與企業(yè)間代理問題嚴重。此時企業(yè)更傾向依賴物質(zhì)資本的增值效應(yīng)獲取利潤，忽略人力資本價值。相比之下，員工持股計劃參與對象更具有多元性，且更傾向普通員工，彌補了傳統(tǒng)激勵方式的不公平問題。較大范圍的員工參與能增強員工與員工、員工與企業(yè)之間的利益一致性，搭建廣泛的信任和依賴團隊。但是，公平激勵不等于同等激勵，差異化、有選擇的公平激勵是員工判斷個人價值的標尺。過于平均的分配制度也會加劇不平衡心理或搭便車動機，反而激化內(nèi)部矛盾，降低團隊效率[4]，既不利于基于依賴關(guān)系的投資決策，也可能降低持股員工的監(jiān)督治理積極性。因此，員工持股計劃的實施過程應(yīng)體現(xiàn)公平性，既要防止參與度過低，也應(yīng)避免平均主義。為檢驗ESOP公平性的影響，構(gòu)建如下兩個指標：(1)參與人員規(guī)模(People)，用認購人數(shù)占企業(yè)員工總數(shù)的比重來表示。若People值過低，說明企業(yè)ESOP仍側(cè)重對少數(shù)人的激勵。若People值過高，則說明企業(yè)缺乏對員工貢獻的區(qū)分，ESOP分配過于平均；(2)員工認購差距(Dap)，用高管人均認購比例與普通員工人均認購比例的比值表示。Dap值越大，說明ESOP更傾向于管理層激勵，公平性較低。據(jù)表16的描述性統(tǒng)計結(jié)果可知，樣本企業(yè)的方案設(shè)計存在較大差異。People均值為0.146 4，最小值接近0，最大值高達0.982 6，表明參與員工持股計劃的員工平均占比達14.64%，參與度整體偏低。Dap的均值為14.490 2，在25分位處達到3.310 2，說明高管人均認購比例普遍高于普通員工人均認購比例，這一現(xiàn)象基本符合“多勞多得”的原則，但部分企業(yè)的認購差距過高，達到256.700 2，也可能激化員工與高管的矛盾。實證檢驗結(jié)果見表18列(1)至列(4)?？梢奝eople變量與FIN、DFIN均呈正U型關(guān)系，說明參與認購的人數(shù)并非越多越好。只有在參與人數(shù)不足企業(yè)員工總數(shù)的24%時才呈現(xiàn)抑制金融化的作用，否則反而加劇脫實向虛。而Dap與被解釋變量顯著正相關(guān)，說明認購差距越大，對企業(yè)金融化的治理效果越差。上述結(jié)果表明ESOP公平性越高，越能產(chǎn)生抑制脫實向虛的效果。

3.風險屬性

員工持股計劃為持股成員帶來股票收益，但收益與風險相對應(yīng)，股票市場的波動影響成員收益并可能造成成員的心理波動。除通過員工自籌資金作為員工持股計劃主要資金來源外，企業(yè)可以向金融機構(gòu)借款，形成優(yōu)先級和劣后級的杠桿模式。杠桿持股將員工可能的收益和風險翻倍，股價下跌時會擴大員工損失，引起員工心理波動，影響工作積極性[25]。同時部分企業(yè)大股東為ESOP提供擔保，若股價跌破警戒線或止損線，大股東須履行補倉義務(wù)。這一模式不僅不會增強企業(yè)對員工的信任，還會加劇短期逐利動機，并通過金融資產(chǎn)配置進行套利。為檢驗風險屬性對企業(yè)金融化的影響，本文保留受員工持股計劃影響之后年份的實驗組和對應(yīng)控制組樣本，并根據(jù)有無通過杠桿方式進行融資劃分樣本，分別檢驗兩種樣本中ESOP實施與否對企業(yè)金融化的影響。結(jié)果見表18列(5)至列(8)，顯示在非杠桿樣本中，ESOP的回歸系數(shù)顯著為負，而杠桿樣本不顯著，表明員工持股計劃對企業(yè)金融化的抑制作用只有在采取非杠桿方式時有效，驗證了本文的猜想。

表18 ESOP公平性、風險性與企業(yè)金融化

七、結(jié)論及建議

本文從企業(yè)金融化視角實證檢驗員工持股計劃對高管決策的影響。研究發(fā)現(xiàn)：(1)員工持股計劃與企業(yè)金融化程水平、實際金融化與最優(yōu)金融化偏離程度顯著負相關(guān)。表明實施員工持股計劃能顯著抑制企業(yè)脫實向虛，有利于實際金融化水平向最優(yōu)金融化水平逼近。這一治理效應(yīng)在非國有企業(yè)中更顯著。(2)上述治理效應(yīng)的作用機理主要體現(xiàn)在：員工持股計劃一方面能提高企業(yè)對人力資本的依賴程度，另一方面有利于增強員工主人翁意識和監(jiān)督治理意愿，緩解管理層代理問題，進而抑制企業(yè)金融化。該結(jié)論支持了普通員工影響企業(yè)內(nèi)部信任依賴關(guān)系和公司治理水平，并調(diào)整資源配置決策的理論分析。(3)員工持股計劃的實施效果依賴于合理的要素設(shè)計，ESOP控制權(quán)越高、公平性越高、風險性越低時，對企業(yè)脫實向虛的治理效果越好。

本文具有如下啟示：(1)經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展背景下，實體企業(yè)如何脫虛向?qū)嵉膯栴}更加緊迫。員工是經(jīng)營、投資活動的關(guān)鍵執(zhí)行層，對于改善企業(yè)發(fā)展質(zhì)量、實現(xiàn)資源優(yōu)化配置具有不容忽視的作用。為此，企業(yè)不僅要通過股權(quán)激勵等手段約束管理層短視動機，還應(yīng)該更加關(guān)注普通員工的人力資本價值，通過員工持股計劃等方式激發(fā)企業(yè)活力，搭建相互信任、相互依賴的企業(yè)氛圍，進而引導資金流向更加依賴人力資本的實業(yè)領(lǐng)域，減少金融資產(chǎn)配置。(2)員工持股計劃的制度設(shè)計，特別是對普通員工認購份額的安排和分配影響其實踐效果。為有效發(fā)揮員工持股計劃的積極作用，建議企業(yè)在綜合考慮其實施目的的基礎(chǔ)上，將ESOP份額向普通員工傾斜，同時注重有差別地公平分配，避免平均主義。杠桿式員工持股可能加劇企業(yè)金融化動機，為此應(yīng)盡量減少以金融借款方式作為員工持股計劃的資金來源。(3)對于企業(yè)員工持股計劃，證監(jiān)會應(yīng)加大對ESOP認購比例和認購方式的監(jiān)管，特別是對杠桿融資方式的管控。股票市場投資者也應(yīng)結(jié)合員工持股計劃的具體要素設(shè)計進行綜合判斷，防止盲目投資。(4)與美國相比，我國雖然有《指導意見》為上市公司員工持股計劃保駕護航，但缺乏稅收優(yōu)惠等政策支持，影響上市公司實施員工持股計劃的積極性。同時，受政策限制，國有企業(yè)員工持股計劃的受益對象相對較少，約束條件較多，導致國有企業(yè)員工持股計劃對于抑制脫實向虛的治理效果不顯著。因此，建議政府逐步嘗試增加對企業(yè)員工持股計劃的政策支持，放松對國有企業(yè)的政策約束，鼓勵通過員工持股計劃推進國有企業(yè)混合所有制改革。