員工持股計(jì)劃對(duì)企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響研究

李 姝 金 振 謝雁翔

(1.南開大學(xué)商學(xué)院； 2.南開大學(xué)中國(guó)公司治理研究院)

1 研究背景

黨的十九大報(bào)告指出：中國(guó)經(jīng)濟(jì)要實(shí)現(xiàn)從高速增長(zhǎng)向高質(zhì)量發(fā)展轉(zhuǎn)變，必須“推動(dòng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量變革、效率變革、動(dòng)力變革，提高全要素生產(chǎn)率”。隨著“新常態(tài)”經(jīng)濟(jì)發(fā)展形勢(shì)下對(duì)全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)的需求日趨緊迫，現(xiàn)有全要素生產(chǎn)率水平卻難以為經(jīng)濟(jì)發(fā)展提供強(qiáng)有力的依托[1]。

現(xiàn)有關(guān)于全要素生產(chǎn)率的研究主要集中于外部環(huán)境和企業(yè)內(nèi)部特征，然而，要實(shí)現(xiàn)要素資源的優(yōu)化配置和產(chǎn)出最大化，就離不開員工在生產(chǎn)決策執(zhí)行中的支持。之前研究受限于員工數(shù)據(jù)的可獲得性，對(duì)企業(yè)生產(chǎn)活動(dòng)的主要承擔(dān)者——員工在產(chǎn)出效率中的關(guān)注較少。隨著“勞動(dòng)經(jīng)濟(jì)學(xué)與公司金融”領(lǐng)域的逐漸發(fā)展，更多研究開始探討勞動(dòng)要素如何影響企業(yè)行為。但學(xué)者經(jīng)常面臨如何權(quán)衡股東利益與員工利益的困局，BAI等[2]研究表明，維護(hù)員工利益會(huì)擠占企業(yè)內(nèi)部現(xiàn)金流，導(dǎo)致企業(yè)投資不足問(wèn)題；而杜鵬程等[3]指出，實(shí)施勞動(dòng)者保護(hù)有助于改善員工福利水平，提高弱勢(shì)群體的勞動(dòng)權(quán)益。

員工持股計(jì)劃作為員工薪酬的重要補(bǔ)充，為探討勞動(dòng)與資本間“共享發(fā)展”提供了難得的研究機(jī)遇。2014年6月20日，證監(jiān)會(huì)發(fā)布《關(guān)于上市公司實(shí)施員工持股計(jì)劃試點(diǎn)的指導(dǎo)意見(jiàn)》，在上市公司中開展員工持股計(jì)劃試點(diǎn)。員工持股計(jì)劃通過(guò)讓員工獲得本公司股票并長(zhǎng)期持有，使其分享公司資本增值帶來(lái)的剩余收益。然而，關(guān)于員工持股的研究，國(guó)內(nèi)外學(xué)術(shù)界和實(shí)務(wù)界卻褒貶不一。一方面，員工持股有助于提高工作努力程度[4]，實(shí)現(xiàn)利益綁定，降低離職率[5]，促進(jìn)企業(yè)創(chuàng)新[6,7]，形成對(duì)公司價(jià)值觀的認(rèn)同，提升工作滿意度[8]。另一方面，員工持股可能會(huì)強(qiáng)化管理層的“防御”能力，加重企業(yè)代理成本[9]；作為市值管理的工具[10]，甚至引發(fā)管理層與員工之間的合謀，降低會(huì)計(jì)信息質(zhì)量[11]。1992～1998年間，短暫推行的員工持股就曾因利益輸送、內(nèi)幕交易、資產(chǎn)流失等亂象頻發(fā)而被迫中止。近年來(lái)也多次發(fā)生大股東假借員工持股計(jì)劃的名義，變相套現(xiàn)，謀求私利的現(xiàn)象?？梢?jiàn)，員工持股計(jì)劃并非有利無(wú)害，其對(duì)企業(yè)產(chǎn)出效率的影響以及治理作用在學(xué)術(shù)研究中也往往成為“黑箱”而被忽視。

綜上分析，結(jié)合我國(guó)大力提倡“發(fā)展全要素生產(chǎn)率”的背景，本研究將從全要素生產(chǎn)率的視角檢驗(yàn)員工持股計(jì)劃的實(shí)際影響。

2 理論基礎(chǔ)與研究假設(shè)

2.1 員工持股計(jì)劃的影響因素與經(jīng)濟(jì)后果

員工持股計(jì)劃是一項(xiàng)企業(yè)內(nèi)部治理方式，最早起源于上世紀(jì)中葉的美國(guó)，并逐漸被實(shí)務(wù)界廣泛接受。它的設(shè)計(jì)主要思想來(lái)源于KELSO等[12]提出的雙因素理論，即工業(yè)化進(jìn)程產(chǎn)生的資本積累致使貧富差距擴(kuò)大，制約了勞動(dòng)者的生產(chǎn)積極性。由此，企業(yè)可以通過(guò)實(shí)行員工持股計(jì)劃賦予勞動(dòng)者獲取資本收入的權(quán)力，調(diào)動(dòng)勞動(dòng)者生產(chǎn)積極性，促進(jìn)企業(yè)發(fā)展?，F(xiàn)有研究多關(guān)注于員工持股計(jì)劃的實(shí)施動(dòng)機(jī)和經(jīng)濟(jì)后果。實(shí)施動(dòng)機(jī)主要包括激勵(lì)動(dòng)機(jī)和非激勵(lì)動(dòng)機(jī)。激勵(lì)動(dòng)機(jī)是指通過(guò)使員工持有公司股份，緩解與股東之間的委托代理問(wèn)題，提高股東收益[13]。非激勵(lì)動(dòng)機(jī)則有：防止惡意并購(gòu)、降低控制權(quán)轉(zhuǎn)移風(fēng)險(xiǎn)[14]、市值管理[10]和節(jié)稅效應(yīng)等[15]。經(jīng)濟(jì)后果的研究則莫衷一是，部分學(xué)者認(rèn)為員工持股計(jì)劃能改善信息透明度[16]，促進(jìn)企業(yè)創(chuàng)新[6,7]；但也有學(xué)者指出，員工持股對(duì)企業(yè)績(jī)效缺乏激勵(lì)效果[17]，可能引發(fā)搭便車現(xiàn)象[18]，甚至導(dǎo)致管理層與員工合謀。由此可知，以往研究未將實(shí)施動(dòng)機(jī)納入統(tǒng)一的分析框架，且缺乏對(duì)不同企業(yè)微觀實(shí)踐的考慮。

2.2 員工持股計(jì)劃與全要素生產(chǎn)率

公司內(nèi)存在“股東—管理層—員工”的委托代理鏈條，員工作為最終的代理人，其工作努力程度將決定管理層和股東的價(jià)值實(shí)現(xiàn)。實(shí)行員工持股計(jì)劃前，員工只領(lǐng)取固定薪酬，其勞動(dòng)產(chǎn)生的剩余價(jià)值被管理層和股東獲取，這使得員工與管理層、股東之間存在天然的利益不一致[7]。受制于努力程度的不可觀測(cè)性，管理層在成本既定的情況下對(duì)員工施加的監(jiān)督十分有限。由此，理性的員工至多付出等價(jià)于自身薪酬的努力，這導(dǎo)致公司內(nèi)“敲竹杠”和“搭便車”行為頻頻發(fā)生。員工持股計(jì)劃的實(shí)施，將通過(guò)利益共享機(jī)制使員工分享公司價(jià)值增值帶來(lái)的收益，緩解最終代理人和委托人之間的利益不一致性，從而激勵(lì)員工努力工作，提高企業(yè)的全要素生產(chǎn)率。

此外，員工持股計(jì)劃的實(shí)施有助于減少管理層的自利操縱行為，緩解股東與管理層間的委托代理問(wèn)題。一方面，作為最終代理人的員工在獲得股東身份后，公司決策將與員工的收益密切相關(guān)，這提升了員工參與公司經(jīng)營(yíng)管理的積極性。在心理所有權(quán)的影響下，員工改變了以往與管理層進(jìn)行利益談判的被動(dòng)狀態(tài)[19]，并通過(guò)積極參與公司決策過(guò)程，優(yōu)化資源配置水平，提升企業(yè)的生產(chǎn)效率。另一方面，員工是最接近企業(yè)產(chǎn)品、服務(wù)和客戶的群體。相較于其他中小股東，員工擁有更多的機(jī)會(huì)獲取生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)過(guò)程中所產(chǎn)生的特定信息。在實(shí)施員工持股計(jì)劃后，利潤(rùn)分享機(jī)制促使員工及時(shí)將生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)過(guò)程中產(chǎn)生的信息反饋至公司上層，從而抑制管理層為追求規(guī)模擴(kuò)張而將資金投放至不具發(fā)展前景的項(xiàng)目中，提高企業(yè)的內(nèi)部資金利用水平，改善生產(chǎn)效率。

員工持股計(jì)劃通常包含保底條款，并需按證監(jiān)會(huì)規(guī)定設(shè)置不少于一年的鎖定期，這使員工在離職時(shí)將面臨喪失股權(quán)收益的機(jī)會(huì)成本，達(dá)到留住人才的目的[20]。此外，實(shí)施員工持股計(jì)劃向勞動(dòng)力市場(chǎng)傳遞了公司內(nèi)部激勵(lì)機(jī)制良好的信號(hào)，使外部創(chuàng)新型人才相信未來(lái)能獲得長(zhǎng)期的資本性收益，容易吸引其加入企業(yè)?？紤]到人力資本結(jié)構(gòu)對(duì)企業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)安排的關(guān)鍵性作用，員工持股計(jì)劃通過(guò)降低核心員工的離職率，提高企業(yè)創(chuàng)新型人才的吸入力，從而提升企業(yè)的產(chǎn)出效率?；诖耍岢鋈缦录僭O(shè)：

假設(shè)1實(shí)施員工持股計(jì)劃能提高公司全要素生產(chǎn)率。

2.3 員工持股計(jì)劃、股權(quán)質(zhì)押與全要素生產(chǎn)率

之前文獻(xiàn)指出，員工持股計(jì)劃的實(shí)施動(dòng)機(jī)主要包括協(xié)調(diào)員工與股東利益的激勵(lì)性動(dòng)機(jī)，以及防止控制權(quán)轉(zhuǎn)移、市值管理、節(jié)稅等非激勵(lì)動(dòng)機(jī)。考慮到我國(guó)員工持股計(jì)劃并不存在類似于國(guó)外的稅收優(yōu)惠政策，因此無(wú)法通過(guò)節(jié)稅效應(yīng)為公司創(chuàng)造價(jià)值。其余非激勵(lì)動(dòng)機(jī)下的員工持股計(jì)劃，也僅是形式上進(jìn)行員工激勵(lì)，實(shí)際則成為滿足大股東控制權(quán)私利的工具，這將扭曲員工激勵(lì)的效果。

本研究考慮中國(guó)情境，從大股東股權(quán)質(zhì)押下防范控制權(quán)轉(zhuǎn)移的動(dòng)機(jī)出發(fā)，探討此類非激勵(lì)動(dòng)機(jī)下員工持股計(jì)劃實(shí)施效果的異質(zhì)性。具體而言，大股東進(jìn)行股權(quán)質(zhì)押后，若股價(jià)觸及平倉(cāng)警戒線，將面臨因強(qiáng)制平倉(cāng)帶來(lái)的財(cái)富損失[21]，此時(shí)大股東有動(dòng)機(jī)借助員工持股計(jì)劃推出后股價(jià)上行效果來(lái)防范控制權(quán)轉(zhuǎn)移風(fēng)險(xiǎn)。一方面，實(shí)施員工持股計(jì)劃通過(guò)信號(hào)效應(yīng)向資本市場(chǎng)傳遞公司治理機(jī)制良好、成長(zhǎng)性較高的信息，此時(shí)難以合理區(qū)分不同實(shí)施動(dòng)機(jī)的投資者往往會(huì)對(duì)員工股權(quán)激勵(lì)給予正向市場(chǎng)反應(yīng)；另一方面，公司通過(guò)計(jì)劃實(shí)施中籌得的員工資金、第三方借款等從二級(jí)市場(chǎng)上購(gòu)進(jìn)本公司股票，托舉公司股價(jià)。與盈余管理、“高送轉(zhuǎn)”的利潤(rùn)分配等傳統(tǒng)市值管理手段相比，利用員工持股計(jì)劃防范控制權(quán)轉(zhuǎn)移風(fēng)險(xiǎn)至少不會(huì)損害公司長(zhǎng)期價(jià)值。

不同于激勵(lì)性員工持股計(jì)劃，股權(quán)質(zhì)押公司推出的員工持股計(jì)劃實(shí)質(zhì)是借助員工激勵(lì)的幌子，維護(hù)股東控制權(quán)地位。首先，作為企業(yè)內(nèi)部信息所有者，易于獲悉股權(quán)質(zhì)押情況的員工若意識(shí)到員工持股是股東維護(hù)控制權(quán)的策略性手段，將降低對(duì)員工持股的正面預(yù)期[22]，進(jìn)而削弱對(duì)員工的有效激勵(lì)；其次，員工持股計(jì)劃的收益取決于公司股票的資本市場(chǎng)表現(xiàn)。若理性的市場(chǎng)投資者推斷出員工持股計(jì)劃背后隱藏的股東維護(hù)控股地位的動(dòng)機(jī)，將據(jù)此降低對(duì)公司的估值判斷，這會(huì)加劇員工持股計(jì)劃收益不足的問(wèn)題，難以激勵(lì)員工。由此，存在股權(quán)質(zhì)押的公司實(shí)施員工持股計(jì)劃，將無(wú)法改善全要素生產(chǎn)率。由此，提出如下假設(shè)：

假設(shè)2實(shí)施員工持股計(jì)劃對(duì)公司全要素生產(chǎn)率的正向影響，在股權(quán)沒(méi)有質(zhì)押的公司更為顯著。

2.4 員工持股計(jì)劃實(shí)施環(huán)境異質(zhì)性與全要素生產(chǎn)率

員工持股計(jì)劃作為協(xié)調(diào)勞動(dòng)者與資本所有者利益一致性的治理機(jī)制，其實(shí)施效果受到企業(yè)內(nèi)部環(huán)境的影響。由于企業(yè)間異質(zhì)性的存在，實(shí)施后可能因缺乏特定環(huán)境條件而難以發(fā)揮精準(zhǔn)效能。如前文所述，代理問(wèn)題與人力資本構(gòu)成了實(shí)施環(huán)境中的重要因素，因此，本研究進(jìn)一步結(jié)合企業(yè)異質(zhì)性對(duì)該問(wèn)題進(jìn)行分析。

首先，就代理問(wèn)題而論，在代理問(wèn)題較輕的公司，完善的公司治理機(jī)制可以有效監(jiān)督和激勵(lì)管理層，促使管理層與股東利益趨于一致，并激勵(lì)員工努力工作，減少“搭便車”和偷懶等自利行為，此時(shí)員工持股計(jì)劃發(fā)揮治理增量效果有限；在代理問(wèn)題嚴(yán)重的公司，授予員工股權(quán)可以避免因個(gè)體利益不一致所帶來(lái)的企業(yè)整體效率損失[23]。獲得股東身份的員工通過(guò)積極參與公司決策，減少管理層自利性操縱行為，同時(shí)以更高的標(biāo)準(zhǔn)要求自己，減少損害公司利益的行為，從而改善企業(yè)產(chǎn)出效率。

其次，從人力資本來(lái)看，員工作為生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)過(guò)程中的重要承擔(dān)者，持續(xù)穩(wěn)定的勞動(dòng)要素投入對(duì)公司產(chǎn)出效率具有重要意義。與管理層相比，員工是薪酬分配制度的“被動(dòng)接受者”，難以通過(guò)談判爭(zhēng)取更高的薪酬。當(dāng)公司薪酬水平較低時(shí)，內(nèi)部員工會(huì)因攀比影響工作滿意度和薪酬公平感[24]，并可能產(chǎn)生負(fù)面情緒甚至辭職，同時(shí)也難以吸引外部高學(xué)歷、高技術(shù)人才加入企業(yè)。實(shí)施員工持股計(jì)劃后，員工薪酬水平得到改善，且業(yè)績(jī)考核與公司中長(zhǎng)期發(fā)展相結(jié)合，這不僅維持核心人才團(tuán)隊(duì)的穩(wěn)定性，而且有助于吸引外部?jī)?yōu)秀人才，從而提高公司生產(chǎn)效率。如果現(xiàn)有薪酬水平較高，員工將認(rèn)為自身價(jià)值已經(jīng)獲得應(yīng)有的回報(bào)，此時(shí)員工持股計(jì)劃難以發(fā)揮利益綁定和人才吸引作用，無(wú)法提升公司的生產(chǎn)效率。

基于此，提出以下兩個(gè)有關(guān)實(shí)施環(huán)境的假設(shè)：

假設(shè)3實(shí)施員工持股計(jì)劃對(duì)公司全要素生產(chǎn)率的正向影響，在代理問(wèn)題嚴(yán)重的公司更為顯著。

假設(shè)4實(shí)施員工持股計(jì)劃對(duì)公司全要素生產(chǎn)率的正向影響，在員工薪酬較低的公司更為顯著。

3 研究設(shè)計(jì)

3.1 數(shù)據(jù)來(lái)源與處理

員工持股計(jì)劃重啟于2014年，為避免前期樣本對(duì)研究結(jié)論的影響，選取2011～2019年中國(guó)A股上市公司為初始研究樣本。按照研究慣例，對(duì)樣本進(jìn)行了如下處理：①剔除金融行業(yè)上市公司樣本；②剔除ST和*ST公司；③剔除變量存在數(shù)據(jù)缺失的樣本；④在1%和99%的水平上對(duì)連續(xù)變量進(jìn)行縮尾。經(jīng)過(guò)上述處理，最終得到20 934個(gè)“公司-年度”觀測(cè)值，其中員工持股計(jì)劃數(shù)據(jù)來(lái)源于WIND數(shù)據(jù)庫(kù)，其余數(shù)據(jù)來(lái)自于CSMAR數(shù)據(jù)庫(kù)。

3.2 模型設(shè)計(jì)與變量定義

本研究運(yùn)用雙重差分模型檢驗(yàn)員工持股計(jì)劃的實(shí)施是否提高企業(yè)生產(chǎn)效率，將實(shí)施員工持股計(jì)劃的企業(yè)作為處理組，未實(shí)施員工持股計(jì)劃的企業(yè)作為控制組，通過(guò)對(duì)持股計(jì)劃實(shí)施前后進(jìn)行時(shí)間趨勢(shì)上的差分，以及對(duì)處理組和控制組之間的實(shí)施與否的差分，評(píng)估持股計(jì)劃實(shí)施的凈效應(yīng)。同時(shí)，模型中的標(biāo)準(zhǔn)誤均在公司層面進(jìn)行聚類處理，以緩解可能的序列相關(guān)問(wèn)題。具體模型構(gòu)建如下：

TFPi,t=α0+α1ESOP_POSTi,t+α2Controlsi,t+

Yeart+Firmi+εi,t;

(1)

ESOP_POSTi,t=ESOPi×POSTt,

(2)

式中，被解釋變量是企業(yè)的全要素生產(chǎn)率(TFP)，參考趙健宇等[25]的做法，運(yùn)用OP和LP的方法對(duì)上市公司的全要素生產(chǎn)率進(jìn)行測(cè)算。在指標(biāo)選取上，用公司主營(yíng)業(yè)務(wù)收入的自然對(duì)數(shù)作為當(dāng)年的產(chǎn)出，用固定資產(chǎn)凈額的自然對(duì)數(shù)作為資本投入，用員工人數(shù)的自然對(duì)數(shù)作為勞動(dòng)投入。企業(yè)投資額使用公司購(gòu)建固定資產(chǎn)、無(wú)形資產(chǎn)和其他長(zhǎng)期資產(chǎn)支付的現(xiàn)金凈額的自然對(duì)數(shù)衡量，中間品投入使用購(gòu)買商品，提供勞務(wù)支付的現(xiàn)金凈額的自然對(duì)數(shù)測(cè)度。OP法、LP法測(cè)算上市公司的全要素生產(chǎn)率分別記為：TO、TL。ESOPi為處理組虛擬變量，如果該企業(yè)實(shí)施員工持股計(jì)劃取值為1，否則取值為0；POSTt為實(shí)施前后的虛擬變量，在企業(yè)實(shí)施員工持股之后賦值為1，之前則為0。ESOPi×POSTt為雙重差分交乘項(xiàng)，用以評(píng)估員工持股計(jì)劃實(shí)施影響。α0表示常數(shù)項(xiàng)；α1、α2均表示系數(shù)。在基準(zhǔn)分析中，α1是本研究最關(guān)注的回歸系數(shù)，如果α1顯著大于0，則證明員工持股計(jì)劃提高企業(yè)生產(chǎn)效率。i、t分別表示企業(yè)和年份；Controls表示控制變量；Year表示年度固定效應(yīng)；Firm表示公司固定效應(yīng)；ε表示殘差項(xiàng)。

為了檢驗(yàn)假設(shè)2至假設(shè)4，設(shè)置大股東股權(quán)質(zhì)押、代理問(wèn)題、員工薪酬3個(gè)變量對(duì)樣本進(jìn)行分組，并分別對(duì)模型(1)進(jìn)行檢驗(yàn)。在股權(quán)質(zhì)押維度，設(shè)置虛擬變量(P)，控股股東期末存在股權(quán)質(zhì)押余額取值為1，否則取值為0。在代理問(wèn)題維度，采用管理費(fèi)用率(A)對(duì)代理問(wèn)題加以度量。若公司管理費(fèi)用率高于年度行業(yè)中位數(shù)時(shí)取值為1，否則取值為0。在員工薪酬方面，若員工薪酬高于年度行業(yè)中位數(shù)時(shí)取值為1，否則取值為0。

在控制變量中，納入企業(yè)規(guī)模(S)、資產(chǎn)負(fù)債率(L)、資產(chǎn)回報(bào)率(RA)、營(yíng)業(yè)收入增長(zhǎng)率(G)、經(jīng)營(yíng)現(xiàn)金流(CF)、員工人數(shù)(E)、董事會(huì)規(guī)模(B)、董事長(zhǎng)與總經(jīng)理二職合一(D)、獨(dú)立董事比例(I)、企業(yè)性質(zhì)(SOE)、前五大股東持股比例(LH)、賬面市值比(BM)，同時(shí)控制了年度固定效應(yīng)及公司固定效應(yīng)。

4 實(shí)證結(jié)果與分析

4.1 描述性統(tǒng)計(jì)

主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果見(jiàn)表1。員工持股計(jì)劃(ESOP_POST)的均值為0.100，說(shuō)明共有10.0%的“公司-年度”樣本實(shí)施或存在員工持股計(jì)劃。OP方法計(jì)算下全要素生產(chǎn)率(TO)均值為16.050，標(biāo)準(zhǔn)差為0.940；LP方法計(jì)算下全要素生產(chǎn)率(TL)均值為15.070，標(biāo)準(zhǔn)差為1.030。股權(quán)質(zhì)押(P)的均值為0.420，說(shuō)明42.0%的“公司-年度”樣本存在大股東股權(quán)質(zhì)押的現(xiàn)象，股權(quán)質(zhì)押的現(xiàn)象十分普遍。其余控制變量均在合理范圍內(nèi)，不再贅述。

表1 變量的描述性統(tǒng)計(jì)(N=20 934)

4.2 基準(zhǔn)回歸

本研究的基準(zhǔn)回歸如下。

(1)員工持股計(jì)劃與企業(yè)全要素生產(chǎn)率本研究首先考察員工持股計(jì)劃對(duì)企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響，回歸結(jié)果見(jiàn)表2。表2中，列(1)與列(2)分別展示了以TO和TL作為被解釋變量的回歸結(jié)果，可見(jiàn)，員工持股計(jì)劃與全要素生產(chǎn)率的回歸系數(shù)在1%的水平上均顯著為正。由此，假設(shè)1成立。

表2 員工持股計(jì)劃與全要素生產(chǎn)率(N=20 934)

(2)員工持股計(jì)劃、股權(quán)質(zhì)押與企業(yè)全要素生產(chǎn)率為驗(yàn)證假設(shè)2，將樣本區(qū)分為股權(quán)質(zhì)押和股權(quán)未質(zhì)押兩組，分別對(duì)模型(1)進(jìn)行回歸，回歸結(jié)果見(jiàn)表3。在大股東進(jìn)行股權(quán)質(zhì)押組中，列(1)、列(3)的ESOP_POST系數(shù)為正，但并不顯著；而在大股東未進(jìn)行股權(quán)質(zhì)押組中，列(2)、列(4)的ESOP_POST系數(shù)分別在10%和5%的水平上顯著為正。由此，研究結(jié)論驗(yàn)證了假設(shè)2。

表3 員工持股計(jì)劃、股權(quán)質(zhì)押與全要素生產(chǎn)率

(3)員工持股計(jì)劃實(shí)施環(huán)境異質(zhì)性與全要素生產(chǎn)率員工持股計(jì)劃、代理問(wèn)題與企業(yè)全要素生產(chǎn)率的檢驗(yàn)結(jié)果見(jiàn)表4。為了檢驗(yàn)代理問(wèn)題的調(diào)節(jié)作用，根據(jù)管理費(fèi)用率將樣本分為兩組，分別檢驗(yàn)員工持股計(jì)劃對(duì)生產(chǎn)效率的影響，結(jié)果見(jiàn)表4中的列(1)～列(4)。在代理問(wèn)題嚴(yán)重的分組中，列(1)、列(3)的ESOP_POST系數(shù)分別在5%和1%水平上顯著為正；而在代理問(wèn)題較輕的分組中，列(2)、列(4)的ESOP_POST的系數(shù)均未通過(guò)顯著性檢驗(yàn)。據(jù)此，假設(shè)3得以驗(yàn)證。

表4 員工持股計(jì)劃、代理問(wèn)題與企業(yè)全要素生產(chǎn)率

員工薪酬調(diào)節(jié)作用的回歸結(jié)果見(jiàn)表4中的列(5)～列(8)。根據(jù)員工薪酬將樣本分為兩組，分別檢驗(yàn)員工持股計(jì)劃對(duì)生產(chǎn)效率的影響。在低員工薪酬組中，ESOP_POST的系數(shù)分別在5%和1%的水平上顯著為正，而在高員工薪酬組中，ESOP_POST的系數(shù)未通過(guò)顯著性檢驗(yàn)。由此，假設(shè)4得證。

4.3 內(nèi)生性檢驗(yàn)

本研究的內(nèi)生性檢驗(yàn)結(jié)果見(jiàn)表5。

表5 內(nèi)生性檢驗(yàn)

(1)平行趨勢(shì)檢驗(yàn)雙重差分模型要求控制組與處理組在政策實(shí)施前滿足平行趨勢(shì)假設(shè)，將ESOP_POST分解為PRE2、PRE1、POST0、POST1、POST2，以檢驗(yàn)?zāi)Ｐ褪欠駶M足平行趨勢(shì)假設(shè)。其中，PRE2～POST2分別表示企業(yè)實(shí)施員工持股計(jì)劃前兩年、前一年、當(dāng)年、后一年、后兩年情況下取值為1，否則取0。如果員工持股實(shí)施之前，PRE2與PRE1的系數(shù)不顯著，則證明平行趨勢(shì)假設(shè)成立。表5前兩列為平行趨勢(shì)的檢驗(yàn)結(jié)果?？梢?jiàn)在員工持股實(shí)施之前，PRE2與PRE1的回歸系數(shù)均不顯著，控制組與處理組在實(shí)施員工持股計(jì)劃之前不存在顯著差異；在員工持股實(shí)施之后，POST0、POST1、POST2的系數(shù)均顯著為正，說(shuō)明實(shí)施員工持股計(jì)劃可以顯著提升企業(yè)的全要素生產(chǎn)率，平行趨勢(shì)假設(shè)得以驗(yàn)證。

(2)處理效應(yīng)模型由于企業(yè)實(shí)施員工持股計(jì)劃可能受到公司戰(zhàn)略、企業(yè)文化等不可觀測(cè)因素的影響，考慮到研究結(jié)論可能存在選擇性偏差，采用Heckman兩階段模型，排除內(nèi)生性問(wèn)題對(duì)結(jié)論的影響。在第一階段，將是否實(shí)施員工持股計(jì)劃作為被解釋變量，將可能影響此計(jì)劃的變量作為解釋變量進(jìn)行Probit回歸。借鑒陳大鵬等[11]的研究，計(jì)算本企業(yè)同省份不同行業(yè)上市公司的實(shí)施員工持股計(jì)劃的均值ESOP_Mean，作為本企業(yè)員工持股計(jì)劃的工具變量加入模型之中。一般而言，相同地區(qū)員工持股計(jì)劃的實(shí)施存在一定的相關(guān)性，同時(shí)其他企業(yè)是否實(shí)施持股計(jì)劃并不會(huì)對(duì)本企業(yè)全要素生產(chǎn)率產(chǎn)生影響。在第二階段，將第一階段所估計(jì)的逆米爾斯比率(IMR)加入回歸模型中，回歸結(jié)果見(jiàn)表5列(3)～列(5)。可知，第一階段工具變量顯著為正，說(shuō)明當(dāng)公司總部所在地實(shí)施員工持股計(jì)劃越多時(shí)，企業(yè)越傾向于實(shí)施員工持股計(jì)劃。在第二階段回歸中，在控制逆米爾斯比率(IMR)后，解釋變量分別在5%和1%的水平上顯著為正，表明在考慮自選擇偏差后，研究結(jié)論依然成立。

(3)PSM樣本回歸員工持股計(jì)劃的實(shí)施會(huì)被一系列政策性外生推動(dòng)影響，此外，還可能受到某些企業(yè)特征因素的影響，導(dǎo)致雙重差分模型的非隨機(jī)分布。由此，進(jìn)一步采用PSM-DID方法進(jìn)行檢驗(yàn)。選取企業(yè)規(guī)模(S)、資產(chǎn)負(fù)債率(L)、資產(chǎn)回報(bào)率(RA)等公司特征作為協(xié)變量，以1∶3近鄰匹配法逐年為實(shí)施員工持股計(jì)劃樣本匹配最相近的對(duì)照組。平衡性檢驗(yàn)顯示，實(shí)驗(yàn)組與對(duì)照組樣本不存在顯著差異。表5的列(6)、列(7)匯報(bào)了PSM樣本的回歸結(jié)果，員工持股計(jì)劃的實(shí)施(ESOP_POST)的系數(shù)均在10%的水平上顯著為正，結(jié)論保持不變。

4.4 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

本研究的穩(wěn)健性檢驗(yàn)見(jiàn)表6。

表6 其他穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果

(1)安慰劑檢驗(yàn)采用虛假的員工持股實(shí)施時(shí)間，觀察員工持股計(jì)劃的激勵(lì)效果是否依然存在。具體是將員工持股計(jì)劃的實(shí)施時(shí)間向前平推兩年，對(duì)原模型進(jìn)行回歸。若之前研究結(jié)論是由于對(duì)照組與控制組之間不可觀測(cè)的差異所引起的，那么虛假的實(shí)施時(shí)點(diǎn)可以得出相同的結(jié)果。表6列(1)、列(2)安慰劑檢驗(yàn)結(jié)果顯示，ESOP_POST的系數(shù)不顯著，研究結(jié)論穩(wěn)健。

(2)考慮股權(quán)激勵(lì)的替代性解釋實(shí)施員工持股計(jì)劃的公司可能具有實(shí)施管理層股權(quán)激勵(lì)的偏向，因此，檢驗(yàn)結(jié)果中的正向結(jié)果可能是受管理層股權(quán)激勵(lì)驅(qū)動(dòng)的。本研究在回歸中加入股權(quán)激勵(lì)的啞變量(SO)，回歸結(jié)果見(jiàn)表6中的列(3)、列(4)，雖然SO的系數(shù)顯著為正，但員工持股計(jì)劃(ESOP_POST)的系數(shù)仍在1%水平上顯著為正，這表明：雖然實(shí)施股權(quán)激勵(lì)對(duì)企業(yè)的全要素生產(chǎn)率存在促進(jìn)作用，但其作用效果并不與員工持股完全重合，進(jìn)一步反映了推行員工持股計(jì)劃對(duì)企業(yè)發(fā)展的增量效果。

(3)剔除2014年以前的樣本由于員工持股計(jì)劃重啟于2014年，剔除2014年以前的樣本重新回歸，檢驗(yàn)結(jié)果見(jiàn)表6中的列(5)與列(6)，結(jié)果保持不變。

4.5 影響路徑檢驗(yàn)

員工持股計(jì)劃有助于提高企業(yè)的產(chǎn)出效率，但實(shí)施效果可能會(huì)受到實(shí)施動(dòng)機(jī)和內(nèi)部環(huán)境的影響。在此基礎(chǔ)上，本研究進(jìn)一步檢驗(yàn)員工持股計(jì)劃對(duì)于全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)的影響路徑(見(jiàn)圖1)。由于員工持股計(jì)劃是推動(dòng)資本要素與勞動(dòng)要素融合的制度設(shè)計(jì)，因此從勞動(dòng)要素和資本要素視角切入，分別考察員工持股計(jì)劃實(shí)施對(duì)于創(chuàng)新產(chǎn)出、人力資本結(jié)構(gòu)和資本配置效率的影響。

圖1 影響路徑

在勞動(dòng)要素層面，員工持股計(jì)劃有助于形成員工與股東之間的利益綁定機(jī)制，促使員工努力工作。受制于員工努力程度的不可觀測(cè)性，本研究從創(chuàng)新的角度衡量員工努力工作的產(chǎn)出。進(jìn)一步地，創(chuàng)新是驅(qū)動(dòng)全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)的重要來(lái)源，因此，創(chuàng)新產(chǎn)出可能是員工持股計(jì)劃影響全要素生產(chǎn)率的潛在路徑。此外，員工持股計(jì)劃的實(shí)施，不僅有助于形成公司與員工間的長(zhǎng)期雇傭關(guān)系，減少核心員工的離職率，還會(huì)吸引更多的創(chuàng)新型員工進(jìn)入企業(yè)中。由此，員工持股計(jì)劃可以通過(guò)留住和吸引創(chuàng)新型員工，優(yōu)化人力資本結(jié)構(gòu)，從而提高企業(yè)全要素生產(chǎn)率。

在資本要素層面，員工持股計(jì)劃的實(shí)施使員工獲得股東身份。一方面，在心理所有權(quán)的影響下，員工通過(guò)積極參與公司的決策過(guò)程，減少管理層自利操縱行為，發(fā)揮“自下而上”的治理作用；另一方面，員工將更及時(shí)地把生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)過(guò)程中所產(chǎn)生的信息反饋至管理層，從而抑制管理層將資金投入不具發(fā)展前景的項(xiàng)目中，進(jìn)而改善企業(yè)的內(nèi)部資本配置效率，提高企業(yè)的全要素生產(chǎn)率。影響路徑檢驗(yàn)見(jiàn)表7。

(1)員工持股計(jì)劃與創(chuàng)新產(chǎn)出員工持股計(jì)劃通過(guò)創(chuàng)新產(chǎn)出(RD)影響企業(yè)的全要素生產(chǎn)率。為了檢驗(yàn)這一影響路徑是否成立，本研究選取專利申請(qǐng)數(shù)量(RD1)衡量創(chuàng)新產(chǎn)出數(shù)量，采用發(fā)明專利數(shù)量(RD2)測(cè)度創(chuàng)新產(chǎn)出質(zhì)量。構(gòu)建中介效應(yīng)模型進(jìn)行檢驗(yàn)：

RDi,t=β0+β1ESOP_POSTi,t+β2Controlsi,t+

Yeart+Industryi+εi,t；

(3)

TFPi,t=η0+η1ESOP_POSTi,t+η2RDi,t+

η3Controlsi,t+Yeart+Industryi+εi,t，

(4)

表7 影響路徑檢驗(yàn)

式中，β0、η0均表示常數(shù)項(xiàng)；β1、β2、η1～η3均表示系數(shù)；Industry表示行業(yè)。

創(chuàng)新產(chǎn)出中介的中介效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果見(jiàn)表7 Panel A。由Panel A列(1)、列(2)結(jié)果顯示，ESOP_POST與RD在1%顯著性水平下正相關(guān)，表明員工持股計(jì)劃的實(shí)施增加企業(yè)的創(chuàng)新產(chǎn)出。列(3)～列(6)的回歸結(jié)果顯示，ESOP_POST與RD的系數(shù)均顯著為正，且通過(guò)了Sobel檢驗(yàn)，表明員工持股計(jì)劃的實(shí)施有助于促進(jìn)企業(yè)的全要素生產(chǎn)率，同時(shí)創(chuàng)新產(chǎn)出發(fā)揮部分中介的作用。

(2)員工持股計(jì)劃與人力資本結(jié)構(gòu)員工持股計(jì)劃通過(guò)優(yōu)化人力資本結(jié)構(gòu)提高企業(yè)的全要素生產(chǎn)率。為考察這一傳導(dǎo)機(jī)制是否成立，借鑒李韻等[26]的研究，定義企業(yè)中擁有碩士研究生及以上學(xué)歷的員工作為創(chuàng)新型員工，使用創(chuàng)新型員工增長(zhǎng)率(LG)衡量人力資本結(jié)構(gòu)優(yōu)化，具體模型表達(dá)為：

LGi,t=λ0+λ1ESOP_POSTi,t+λ2Controlsi,t+

Yeart+Firmi+εi,t；

(5)

TFPi,t=φ0+φ1ESOP_POSTi,t+φ2LGi,t+

φ3Controlsi,t+Yeart+Firmi+εi,t，

(6)

式中，λ0、φ0均表示常數(shù)項(xiàng)；λ1、λ2、φ1～φ3均表示系數(shù)。

基于人力資本結(jié)構(gòu)的中介效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果見(jiàn)表7 Panel B。由Panel B列(1)可知，ESOP_POST與LG的回歸系數(shù)顯著為正，說(shuō)明推行員工持股計(jì)劃確實(shí)有助于吸引和挽留創(chuàng)新型人才，并改善企業(yè)的人力資本結(jié)構(gòu)。列(2)與列(3)的回歸結(jié)果顯示，ESOP_POST和LG的回歸系數(shù)均顯著為正，且通過(guò)了Sobel檢驗(yàn)，表明人力資本結(jié)構(gòu)改善可以作為員工持股計(jì)劃促進(jìn)企業(yè)全要素生產(chǎn)率的潛在解釋機(jī)制。

(3)員工持股計(jì)劃與內(nèi)部資本配置效率員工持股計(jì)劃通過(guò)改善內(nèi)部資本的配置效率，從而提高企業(yè)的全要素生產(chǎn)率。借鑒錢雪松等[27]的研究，內(nèi)部資本的配置效率在一定程度上反映了企業(yè)投資水平是否與投資機(jī)會(huì)相匹配，因此，運(yùn)用“投資-投資機(jī)會(huì)敏感性”模型，考察內(nèi)部資本配置效率是否是員工持股計(jì)劃影響全要素生產(chǎn)率的可能路徑。具體模型構(gòu)建如下：

INVESTi,t=γ0+γ1ESOP_POSTi,t+γ2ROEi,t-1+

γ3ESOP_POSTi,t×ROEi,t-1+γ4Controlsi,t+

Yeart+Firmi+εi,t，

(7)

式中，INVEST表示當(dāng)期投資水平；ROE表示投資機(jī)會(huì)，計(jì)算采用滯后一期凈資產(chǎn)收益率；γ0表示常數(shù)項(xiàng)；γ1～γ4均表示系數(shù)。本項(xiàng)檢驗(yàn)主要是觀察ESOP_POST×ROE的系數(shù)，該系數(shù)反映員工持股計(jì)劃對(duì)企業(yè)內(nèi)部資本配置效率的影響。

員工持股計(jì)劃與內(nèi)部資本配置效率的回歸結(jié)果見(jiàn)表7 Panel C。由Panel C可知，交乘項(xiàng)的系數(shù)在10%水平上顯著為正。這表明，實(shí)行員工持股計(jì)劃有助于企業(yè)內(nèi)部資本配置效率的提高，從而揭示員工持股計(jì)劃通過(guò)資本配置效率渠道對(duì)企業(yè)全要素生產(chǎn)率施加了影響。

4.6 進(jìn)一步分析：?jiǎn)T工持股計(jì)劃與混合所有制改革協(xié)同效果

當(dāng)前，深化國(guó)資國(guó)企改革是深化經(jīng)濟(jì)體制改革的重點(diǎn)任務(wù)，但混合所有制只是完成國(guó)企產(chǎn)權(quán)改革的過(guò)渡。在這個(gè)過(guò)程中，改革的重點(diǎn)是發(fā)揮非國(guó)有資本主體積極性，完善國(guó)企的公司治理水平。作為增強(qiáng)勞動(dòng)者與資本所有者的利益一致性的制度安排，員工持股計(jì)劃能否發(fā)揮員工的治理主體作用，在實(shí)現(xiàn)分權(quán)控制的過(guò)程中與混合所有制改革產(chǎn)生協(xié)同效果？借鑒馬連福等[28]的研究，構(gòu)建模型(8)進(jìn)行驗(yàn)證。

TEPi,t=θ0+θ1ESOP_POSTi,t+θ2MIXi,t+

θ3ESOP_POSTi,t×MIXi,t+θ4Controlsi,t+

Yeart+Firmi+εi,t，

(8)

式中，MIX表示企業(yè)混合所有制程度，具體是以公司前十大股東具有的國(guó)有、民營(yíng)、外資、機(jī)構(gòu)投資者和自然人5種性質(zhì)股東的類型數(shù)量進(jìn)行衡量，若前十大股東中僅存在一種類型的股東取值為1，存在兩種性質(zhì)的股東取值為2，以此類推，最大值為5；θ0表示常數(shù)項(xiàng)；θ1～θ4均表示系數(shù)。

員工持股計(jì)劃與混合所有制改革協(xié)同效應(yīng)的回歸結(jié)果見(jiàn)表8。由表8可知，員工持股計(jì)劃與混合所有制程度交乘項(xiàng)在5%的水平顯著為正，這說(shuō)明：①混合所有制改革與員工持股計(jì)劃可以有效發(fā)揮協(xié)同作用；②國(guó)有企業(yè)改革不僅謀求股權(quán)上的融合，更應(yīng)當(dāng)及時(shí)實(shí)施員工持股計(jì)劃，從而實(shí)現(xiàn)生產(chǎn)要素的合理配置，提高企業(yè)產(chǎn)出效率。

表8 員工持股計(jì)劃與混合所有制改革 協(xié)同效果(N=20 934)

5 結(jié)語(yǔ)

本研究利用2011～2019年中國(guó)A股上市公司數(shù)據(jù)，考察員工持股計(jì)劃與企業(yè)全要素生產(chǎn)率的關(guān)系。研究發(fā)現(xiàn)：①員工持股計(jì)劃對(duì)全要素生產(chǎn)率具有促進(jìn)作用；②股權(quán)質(zhì)押、代理問(wèn)題較輕和員工薪酬較高的公司。實(shí)施員工持股計(jì)劃難以發(fā)揮激勵(lì)效果；③員工持股計(jì)劃對(duì)企業(yè)生產(chǎn)率可能存在3條影響路徑，分別是創(chuàng)新產(chǎn)出、內(nèi)部資本配置效率和人力資本結(jié)構(gòu)。此外，員工持股計(jì)劃與混合所有制改革發(fā)揮協(xié)同作用，印證了“允許混合所有制經(jīng)濟(jì)實(shí)行企業(yè)員工持股”決策的必要性和有效性。

本研究的貢獻(xiàn)主要體現(xiàn)在以下3個(gè)方面：①結(jié)合中國(guó)情境實(shí)證檢驗(yàn)了員工持股計(jì)劃在全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)層面的影響?？紤]到員工持股計(jì)劃在歐美國(guó)家實(shí)施多年，在中國(guó)曾因涉及利益輸送，資產(chǎn)流失等問(wèn)題中止推行。本研究結(jié)合實(shí)施動(dòng)機(jī)與內(nèi)部環(huán)境，分析重啟員工持股計(jì)劃后的全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)，對(duì)于仍處于“摸著石頭過(guò)河”階段的中國(guó)員工持股具有重要意義。②拓展并深化了勞動(dòng)因素對(duì)企業(yè)行為影響的研究。有別于“股東利益與員工利益難以平衡”的判斷，本研究發(fā)現(xiàn)，員工持股計(jì)劃有助于推動(dòng)勞動(dòng)與資本的“雙贏”，對(duì)實(shí)現(xiàn)“共享發(fā)展”具有指導(dǎo)意義。③挖掘了員工持股影響企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響路徑?，F(xiàn)有關(guān)于員工持股計(jì)劃的經(jīng)濟(jì)后果的研究主要停留在二者間關(guān)系的探討，本研究從創(chuàng)新產(chǎn)出、人力資本結(jié)構(gòu)以及內(nèi)部資本配置方面揭示員工持股計(jì)劃影響企業(yè)行為的理論邏輯，為更好地推進(jìn)員工持股計(jì)劃實(shí)踐提供參考依據(jù)。

本研究尚存在以下不足，未來(lái)可做進(jìn)一步探討：①雖然探討了員工持股計(jì)劃對(duì)全要素生產(chǎn)率潛在影響路徑，但仍不夠細(xì)致。未來(lái)相關(guān)研究可以從員工的角度出發(fā)，更為全面地挖掘員工持股如何激勵(lì)員工努力工作，并對(duì)企業(yè)全要素生產(chǎn)率產(chǎn)生影響。②采用雙重差分的方法評(píng)估員工持股計(jì)劃實(shí)施的凈效應(yīng)，但未考慮多期DID設(shè)計(jì)中包含以早處理組作為控制組的影響效應(yīng)，可能對(duì)估計(jì)結(jié)果造成偏誤。③如果加入典型案例研究與本研究實(shí)證結(jié)果相互佐證，研究結(jié)論的可靠性將進(jìn)一步提升。