股权激励、高管私人信息与离职行为研究——基于内生性视角的研究

邱 强 卜 华

(中国矿业大学 管理学院，江苏 徐州 221008；南京林业大学 经管学院，江苏 南京 210037)

一、引言

现代企业所有权与控制权相分离，由此产生了股东与管理层代理问题，而冲突不能妥善缓解的结果就是股东用脚投票或者管理层离职。高管离职是公司治理中的一个重要问题，高管离职对公司治理以及资本市场都会产生较大的影响。管理层股权激励，通常被认为是通过增强管理层报酬与公司价值相关性来缓解代理问题以及能够将管理层利益与股东利益相结合的一个有效手段(Jensen et al.1976)。2016年8月13日正式实施的我国《上市公司股权激励管理办法》(以下简称《办法》)，使得我国公司治理中股权激励的应用越来越普遍，并已逐渐成为上市公司完善激励约束机制的较好选择。(1)陈健、刘益平、邱强：《股权激励与高管离职——基于上市公司的经验数据》，《现代财经》2017年第3期。上市公司实施股权激励主要有股票期权和限制性股票两种方式，这两种方式均能够激励高管留任至可行权或可变现。因此，理论上应能够预期股权激励会导致高管离职率下降。但是，实证结果却是不确定的，肖淑芳等(2016)的研究支持股权激励降低高管离职。(2)肖淑芳、付威：《股权激励能保留人才吗?——基于再公告视角》，《北京理工大学学报》(社科版)2016年第1期。赵玉洁(2016)研究结论却与此相反。(3)赵玉洁：《“与虎谋皮”抑或“珠联璧合”——股权激励计划影响高管离职吗?》，《证券市场导报》2016年第8期。Aldatmaz等(2018)的研究发现，股权激励会延迟管理层离职，即实施股权激励后三年离职率下降，但三年后将反转。(4)Aldatmaz, Serdar, Ouimet, Paige, & Van Wesep, Edward D.The Option to Quit: the Effect of Employee Stock Options on Turnover.Journal of Financial Economics, 2018, 127(1), 136-151.

本文的贡献在于提出采用异常离职率计量因公司特定因素导致的离职率。异常离职率是指公司高管离职率超过正常(预期)离职率的数字，等于公司实际离职率减正常(预期)离职率的差。正常(预期)离职率由公司业绩和公司高管与同行薪酬差两个因素决定，我们以行业截面样本估计两因素的系数，用于估计实施股权激励公司是正常(预期)离职率，此其一。其二，高管股权激励与高管离职率存在内生性问题，而内生性问题的根源在于管理层私人信息，公司股权激励实施决策受到高管效用最大化(由高管私人信息决定)的影响，高管离职也是基于高管效用最大化的考量，已有文献可能没有考虑到高管私人信息，存在遗漏变量的内生性问题。其三，高管私人信息隐含在公司股权激励实施与否的决策中，因此我们采用Heckman模型的逆米尔斯比率计量高管私人信息。

二、理论分析与假设提出

(一)股权激励与高管离职：基本分析框架

Williamson(1971)提出机会主义假说，认为人的行为是基于自身利益最大化，公司高管的行为也是如此。公司可以通过授予高管股权(或者期权)的方式协调高管与股东之间的利益冲突，减少高管的机会主义行为，降低代理成本，实现激励效应留任高管以及增加公司价值，即利益协同假说和区间效用假说。股权激励本质上是股东与管理层对未来公司价值增长的分配，通过增强管理层报酬与公司价值的相关性，将高管与公司绑定。更多的研究倾向于利益协同假说。(5)Armstrong, Christopher S., & Vashishtha, Rahul.Executive Stock Options, Differential Risk-Taking Incentives, and Firm Value.Journal of Financial Economics, 2012, 104(1), 70-88.Fama et al(1983)则提出管理层防御假说，认为管理层持股数量越多，内部人控制的程度就越高，从而更倾向于掏空公司，即管理层持股的堑壕效应或侵占效应增强，有损企业价值。截至目前，股权激励与高管离职的研究相对较少，且研究结论也不一致。Core et al.(2001)认为，股权激励有助于吸引并留任具有较高质量和较少风险厌恶的员工，而Kedia et al.(2009)、Blasi等(2010)的研究却支持股权激励可降低高管离职率。赵玉洁(2016)以创业板为研究对象进一步分析不同股权激励方式对高管离职的影响，认为股票期权激励可能导致更高的正常离职率，限制性股票激励则提高了非正常离职率。我国上市公司实施股权激励主要有股票期权和限制性股票两种形式，并设置授予期和行权期以及相应的设置授予条件和行权条件，在等待期内股权激励增加了高管离职的机会成本，但同时也能够锁定持股收益。而如何决策则取决于当前收益与未来收益两者对高管的效用。基于此，我们提出研究假设1：

假设1：股权激励实施有助于降低高管离职率。

(二)管理层私人信息、股权激励实施与高管离职：内生机制分析

Hambrick et al.(1984)的高阶理论认为，管理层的经验、价值观、认知、效用等会影响管理层的选择并进一步影响公司决策。Bamber et al.(2010)的研究发现，管理层特征对自愿性信息披露决策和公司纳税筹划产生影响。(6)Bamber, L.S., Jiang, J., & Wang, I.Y.What’s My Style? The Influence of Top Managers on Voluntary Corporate Financial Disclosure.Accounting Review, 2010, 85(4), 1131-1162.Bertrand et al.(2003)较早的研究也发现，管理层效用对公司投资行为、财务政策产生影响。在公司股权激励决策和高管离职行为方面，我们认为，管理层效用可以同时影响公司股权激励决策和高管离职行为，而管理层效用则是其薪酬等其他私人信息的函数。

激励理论认为，公司所有权和控制权的分离导致股东不能有效地监控管理层，因此股东有动机采取股权激励的方式激励管理层，以达到缓解代理问题的目的。在公司治理机制不完善的情况下，管理层在公司各项重大决策中拥有较大的话语权(包括薪酬政策)，从而降低激励的效用。(7)吕长江、赵宇恒：《国有企业高层管理者激励效应研究》，《管理世界》2008年第11期。管理层在公司重大决策中的话语权体现为高管的薪酬水平和持股水平。对于高管持股，存在两种相反的观点：一种观点认为高管持股有利于将管理层和股东的利益相结合进而减少代理问题；另一种观点认为高管持股导致管理层权力增大增加了股东的监控难度进而加剧了代理问题。我们认为，管理层持股水平越高意味着管理层在公司重大决策中话语权越大，因此越有可能实施股权激励以自利。据此，我们提出研究假设2、假设3：

假设2：高管薪酬与股权激励实施正相关。

假设3：高管持股水平与股权激励实施正相关。

公司是否实施股权激励受到管理层的重大影响，实施股权激励的公司其管理层效用水平要高于不实施的效用水平，因此在实施股权激励的公司中高管效用水平较高。高管离职决策取决于当前收益与未来收益的效用，只有留任高管才能获得未来收益。因此，在实施股权激励的公司中，实施激励对高管的效用较高，同时只有留任才能够实现激励的收益，即降低离职率。据此，我们提出研究假设4：

假设4：影响公司股权激励实施决策的高管私人信息，能够降低高管离职倾向。

三、研究设计

(一)变量计量

1.高管异常离职率计量。高管异常离职率是指公司高管离职率超过正常(或预期)离职水平的离职比率，等于公司实际离职率减正常(预期)离职率的差。在经典人力资源文献中，离职行为主要受公司业绩压力因素影响，曹廷求等(2012)的研究表明，高管往往在公司业绩较差时离职。(8)曹廷求、张光利：《上市公司高管辞职的动机和效果检验》，《经济研究》2012年第6期。Kale et al.(2014)的研究发现，薪酬分配不公平导致更高的高管离职率。(9)Kale, Jayant R., Reis, Ebru, & Venkateswaran, Anand.Pay Inequalities and Managerial Turnover.Journal of Empirical Finance, 2014, 27(4), 21-39.本文以行业所有公司(剔除实施股权激励和st公司)为样本，以高管离职率为因变量，以业绩压力和薪酬差为解释变量，估计两因素的系数，如公式(1)所示。

Turnoveri,t=α0+α1Performancei,t+α2Cashpayi,t+εi,t

(1)

(2)

其中，abturnoverj是j公司t年末异常离职率，其他变量同上。

2.高管私人信息计量。本研究借鉴Chidambaran et al.(2003)、(10)Chidambaran, N.K., & Prabhala, Nagpurnanand R.Executive Stock Option Repricing, Internal Governance Mechanisms, and Management Turnover.Journal of Financial Economics, 2003, 69(1), 153-189.肖淑芳(2016)等的研究模型，提出如下基本模型：

abturnoverj,t=β0+β1Incentivei,t+∑iβiControli,t+ξi,t

(3)

其中，Incentive为股权激励变量具体计量方式下文详述，Control为控制变量。

为控制样本选择内生性问题，我们采用逆米尔斯比率(λi(αη))计量高管私人信息，具体计量方式如公式(4)。

E(abturnoveri,t|E)=E(β0+β1Incentivei,t+∑iβiControli,t+ξi,t|E)=β0+β1Incentivei,t+∑iβiControli,t+E(ξi,t|E)=β0+β1Incentivei,t+∑iβiControli,t+E(ξi,t|Z'iγ+ηi>0)=β0+β1Incentivei,t+∑iβiControli,t+ρσξλi(αη)

(4)

其中：σξ为ξ的标准差；αη=-Z'iγ/ση；λi(αη)=φ(Z'iγ/ση)/Φ(Z'iγ/ση)。

3.股权激励计量。本文借鉴Bergstresser et al.(2006)、林大庞(2011)等的方法，计量方法如公式(5)：

(5)

其中，Price为i公司t年末收盘价，equity为i公司t年公司高管获得的股权激励份额，stock为i公司t年末高管持股总数，Cashpay为高管现金薪酬总额。

4.其他变量计量。本文其他控制变量包括高管年龄(Age)、公司规模(Size)、资本结构(Levegage)、总资产报酬率(Roa)、产权性质(Private)、现金流量(Cash)、股权集中度(Share1)、领导权结构(Leader)、高管现金薪酬(Pay)、高新技术企业(Htech)、高管持股(Executiveshares)、董事会规模(Board)。

(二)模型

为检验本文所提出的假设，采用Heckman模型，总体回归模型如下(x=1、2、3)：

abturnoveri,t+x=β0+β1Roai,t+β2Agei,t+β3Share1i,t+β4Htechi,t+β5Leaderi,t+β6Boardi,t+β7Executivesharesi,t+β8Leveragei,t+β9Privatei,t+β10Incentivei,t+∑iαiYeari,t+εi,t

(6)

样本选择机制如公式(7)：

Prob(Incentivemethod=1)=γ0+γ1Executivesaresi,t+γ2Leveragei,t+

γ3Privatei,t+γ4Sizei,t+γ5Payi,t+γ6Cashi,t+∑iαiYeari,t+τi,t

(7)

其中：Incentive_method为是否实施股权激励，其他变量不变。

(三)样本选择

本文以2006年1月1日至2013年12月31日期间我国实施股权激励的上市公司作为研究样本，并按以下标准筛选：①剔除金融证券类上市公司；②剔除同时实施股票期权激励和限制性股票激励的上市公司；③剔除未发布激励公告以及数据不全的公司；④剔除实施股票增值权的公司；⑤剔除激励对象仅为普通管理人员的公司。本文的股权激励数据来自巨潮咨询网，经手工整理并与万德数据库进行了比对，高管离职数据为手工整理，其他数据来自国泰安数据库，最终得到315个观测样本。为计量高管私人信息，需要选取对照样本，选取原则为：①与样本公司处于同一行业(按证监会2012行业标准，所有行业明细至三位代码)的所有公司；②剔除数据不全的公司；③剔除实施股权激励公司。本文数据来自国泰安数据库，数据分析采用stata13软件。

四、实证结果及分析

(一)描述性统计

表1Panel A列示了变量的描述性统计结果，Panel B和Panel C列示了按激励方式分组部分变量的统计结果。本文被解释变量选择了实施激励后三年的异常离职率，其均值略小于0且波动较小，未实施激励样本公司异常离职率三年内均大于实施激励样本公司，初步验证了我们的假设；所有样本公司平均激励效应为0.086(未实施激励公司效应为0)，实施激励公司的平均激励效应为24.9%，即激励占高管薪酬的比例为24.9%，标准差为20.6%，最大值为92%，表明在实施激励的公司中激励力度差别较大；高管平均持股为8.8%，标准差为0.5%，反映出样本公司平均高管持股水平不高且差异不大，但最大值为79.5%，说明存在少量的内部人控制企业；实施激励公司高管持股平均为11.7%，未实施激励公司高管平均持股为7.3%，表明高管在激励实施决策中具有一定的话语权。

表1描述性统计

PanelA全部样本

变量均值标准差最大值最小值中位数abturnoveri,t+1-0.0070.0300.687-0.316-0.025abturnoveri,t+2-0.0040.0410.783-0.960-0.027abturnoveri,t+3-0.0090.0720.438-0.311-0.022Incentive0.0860.0060.92000Age42.7950.14654.5223043Size21.5130.04227.38717.34321.375Levegage0.4980.0590.9390.0150.402Roa0.0490.0010.612-0.4360.046Private0.663Cash0.0370.0030.430-1.5680.039Share10.3460.0050.8060.0580.323Leader0.592Pay14.0470.70516.96310.37914.067Htech0.482Executiveshares0.0880.1650.79500.004Board8.7050.0581749

Panel B 激励样本

变量均值标准差最大值最小值中位数abturnoveri,t+1-0.0260.0210.610-0.316-0.028abturnoveri,t+2-0.0150.0700.522-0.960-0.040abturnoveri,t+3-0.0440.0200.357-0.311-0.035Incentive0.2490.2060.9200.0200.179

Panel C 未实施激励样本

变量均值标准差最大值最小值中位数abturnoveri,t+10.0810.0600.783-0.3140.056abturnoveri,t+20.0020.0510.783-0.312-0.025abturnoveri,t+30.0080.0480.438-0.311-0.013

(二)Heckman模型结果分析

为本文提出的研究假设，我们采用Heckman模型进行回归分析，以逆米尔斯比率计量管理层私人信息，以Incentive_method(取1时表示股权激励)变量作为样本选择机制的因变量。Heckman回归结果显示，(11)限于篇幅，Heckman回归结果列表从略。Log likelihood统计量分别为-537.396、-560.338、-668.848，在1%水平显著，表明Heckman模型整体解释力度较好。样本选择机制回归结果中，Executiveshare变量和Pay变量系数在三个模型中均显著为正，表明高管持股越高、高管薪酬越高的公司越倾向于实施股权激励，这或许意味着高管在公司重大决策中的话语权越大，在某种程度上也说明企业实施股权激励可能是代理问题的结果而不是代理问题的解决方式，(12)吕长江、严明珠、郑慧莲等：《为什么上市公司选择股权激励计划？》，《会计研究》2011年第1期。与假设2、假设3的分析相一致。Private变量在三个模型中显著为正，表明民营企业更倾向于实施股权激励，这与吕长江等(2011)的研究结果相符。

高管私人信息对高管离职的影响(逆米尔斯比率)在激励实施后一年、两年、三年内均显著降低了高管离职率，系数分别为-0.473、-0.510、-0.714，显著性水平为1%，回归结果表明，高管离职与股权激励实施具有内生性，管理层私人信息是高管离职和实施股权激励的共同驱动因素，即实施股权激励企业的管理层效用较高导致了较低的离职率，与假设4的分析一致。回归结果中，Executiveshares变量并不显著，似乎对高管离职没有影响，考虑到在样本选择机制回归中，Executiveshares变量和Pay变量显著为正，因此我们认为Executiveshares变量和Pay变量是通过影响股权激励实施间接作用于高管离职，即高管持股比较高、薪酬较高的企业越倾向于实施股权激励，这些企业高管的离职率自然就比较低，这也意味着高管离职率低也可能是企业代理问题的结果。这个结果与赵玉洁(2016)的结果略有差异(高管薪酬不显著，部分回归中高管持股不显著)，可能的原因在于未控制内生性问题。Incentiveeffect变量在回归中的系数分别为-1.269、-1.839、-3.068，且均在1%水平上显著，表明激励效应越大高管离职率越低，与我们假设1的分析一致。

其他控制变量的回归结果，如高管平均年龄在三个回归中系数分别为-0.005、-0.002、-.003，分别在5%、5%、10%水平上显著，结果与赵玉洁(2016)、宗文龙等(2013)的结果一致。高新技术企业在实施股权激励后的三年高管离职率显著高于非高新技术企业，系数分别为0.066、0.071、0.008，表明高新技术企业人才流动性较强，与肖淑芳,付威(2016)研究结果是高新技术企业在股权激励再公告后离职率低于非高新技术企业，可能的原因在于肖淑芳,付威(2016)研究对象是股权激励再公告样本(即修改激励条件)与本文的研究对象存在差异。有意思的是Private变量在三个回归结果中均显著为负，这说明相对于国有企业，民营企业高管的离职率更低。

(三)进一步分析

我国上市公司实施股权激励的形式有三种，股票期权、限制性股票和股票增值权，股票增值权是针对外籍人士而且实施企业很少，所以本文主要研究股票期权、限制性股票两种股权激励。为检验公司实施股票期权激励和限制性股票激励对高管离职有无差别，以上述315家实施股权激励公司为样本，增加激励方式(Incentivestyl，限制性股票取值为1，股票期权取值为0)变量，具体模型如公式(8)所示(变量定义同上)，回归结果见表2，限于篇幅仅报告主要变量结果：

abturnoveri,t+x=β0+β1Roai,t+β2Agei,t+β3Share1i,t+β4Htechi,t+β5Leaderi,t+β6Boardi,t+β7Executivesharesi,t+β8Leveragei,t+β9Privatei,t+β10Incentivestyli,t+∑iαiYeari,t+εi,t

(8)

315个实施股权激励样本数据中，实施限制性股票样本144个，占45.71%，实施股票期权激励样本171个，占54.29%。以实施后一年、二年、三年的异常离职率为被解释变量，回归A-R2分别为0.22、0.13、0.07，F值分别为23.47、10.35、6.23在激励实施三年内，Incentivestyl变量系数分别为0.057、0.030、0.025，均在5%水平上显著，结果表明实施限制性股票激励提高了高管非正常离职率，结果与赵玉洁(2016)的结论一致。Executiveshares变量系数在激励实施后一、二、三年中系数分别为-0.084，-0.172，-0.043，显著性水平分别为5%、1%、5%，表明高管持股降低其离职可能性。Share1变量在三个回归中系数分别为0.187、0.045、0.079，但仅仅在实施后1年的回归中显著。Roa系数分别为-0.572、-0.087、-0.139，均在5%水平上显著。Age变量系数分别为-0.005、-0.002、-0.007，但仅仅在实施三年的回归中显著，其他两个回归中不显著。从控制变量的结果分析，总资产收益率高的企业高管离职率较低，股权集中度较高的企业高管离职率较高，这可能反映出公司股东与高管之间的代理问题。

表2 进一步分析回归结果

(四)稳健性检验

本文用激励标的占企业总股本比例计量激励效应，同时股权集中度采用前5大股东持股比例计量，仍采用Heckman模型进行回归。主要变量的符号与前文中基本一致，激励效应在实施后一、二、三年中与高管异常离职率均显著负相关，逆米尔斯比率系数同样显著为负，在样本选择机制回归中管理层持股和高管薪酬均为正，所有结果均显示前述的结论是稳健的，回归结果不再赘述。

五、结论

本文采用2006-2013年期间实施股权激励的公司为研究样本，以逆米尔斯比率作为管理层私人信息的计量变量，采用Heckman方法估计管理层私人信息、股权激励效应对高管离职的影响。研究结果发现，管理层私人信息与高管异常离职率显著负相关，即高管离职与股权激励实施具有内生性，管理层私人信息是高管离职和实施股权激励的共同驱动因素，即实施股权激励企业的管理层效用较高导致了较低的离职率。结合样本选择机制模型的结果，我们发现高管持股比例高以及高管薪酬高的企业越倾向于实施股权激励，高管持股比例较高、薪酬较高往往意味着高管在企业中形成某种程度的内部人控制，此种情况下高管离职率的降低并不能被视为代理问题的缓解，其实质是代理问题的表现结果。激励效应与高管异常离职率显著负相关也是企业代理问题的表现结果，并非缓解了企业代理问题。

高管离职是公司治理中的一个重要问题，高管离职对公司治理以及资本市场都会产生巨大影响，管理层股权激励，被认为是通过增强管理层报酬与公司价值相关性，来缓解代理问题以及能够将管理层利益与股东利益相结合。本文研究的启示在于，虽然我国上市公司实施股权激励似乎降低了高管异常离职率，实现了激励目的，但事实上，此时高管异常离职率的降低正是企业代理问题的结果。因此，上市公司实施股权激励应谨慎，避免让股权激励成为高管牟利的工具。

本文的局限性在于，我们采用逆米尔斯比率作为管理层私人信息的代理变量，实质上逆米尔斯比率应该是所有遗漏变量的综合，本文将其作为管理层私人信息的代理变量是存在计量误差的，未来的研究可以进一步寻找更恰当的变量来刻画管理层私人信息。本文研究存在的另一个问题在于，股权激励是一种侧重长远目标的激励方式，而本文限于样本只考察实施后1至3年的情况，未能描述实施股权激励后高管异常离职率的长期变化，随着时间的推移对此做时间序列分析具有重要意义。