員工持股計劃中高管認購比例是否影響企業投資偏好

劉圻 趙滬曉

(中南財經政法大學會計學院，湖北 武漢 430073)

一、引言

員工持股計劃(ESOPs)早在1992年就以“內部職工持股計劃”的形式在我國實行，但由于缺乏合理的制度設計與監管[1]，內部職工持股計劃最終淪為短期套利工具而在六年后被證監會叫停。2014年5月，國務院發布《關于進一步促進資本市場健康發展的若干意見》，為貫徹十八屆三中全會精神，允許上市公司按規定通過多種形式開展員工持股計劃，通過形成資本所有者和勞動者利益共同體，促進企業長期、高質量發展。同年6月，證監會頒布《關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》)，標志著員工持股計劃在我國的重新啟動。

對于內部職工持股計劃在我國實施期間存在的問題，有學者提出：參與者的短視化動機對于最終能否實現有效的激勵效果將產生至關重要的影響[1-4]。已有研究發現，為了在短期內最大程度獲利，內部職工持股計劃參與者會利用自身對于公司的信息優勢壓低資產估值形成即時價差以最大化收益[1-2]，再通過哄抬股價等方式在短期內套現獲利[3]。因此，如果參與者無法將員工所有權作為一項長期契約激勵機制，則容易出于短期獲利目的持有股權并拋售賺取價差，這種短視化動機不利于產生員工持股應有的激勵效果，更不利于改善公司治理、增強企業長期發展能力[3-4]。鑒于內部職工持股計劃的失敗原因，我國在重新開展員工持股計劃時需重點防范參與者的短視化逐利行為。我國員工持股計劃的激勵對象除了普通員工外還有高管這一特殊的參與群體，已有研究基于委托-代理理論及管理者短視理論認為高管參與員工持股計劃可能比普通員工更容易產生短視化傾向[5-10]。具體而言，目前我國員工持股計劃在獲利方式上的條款設置較其他股權激勵方式而言更為寬松，將有可能不利于參與者形成長期性導向的激勵，反而容易激發參與者的短期機會主義行為[11]。而高管設計并參與獲利條件較為便利的員工持股計劃，將有動機采取機會主義行為操縱股價從中獲利[5,12]。同時，高管比普通員工的信息優勢更強，有能力通過對外披露影響股票價格，對行權前后股價進行調整并擇機減持獲得短期收益[6,13-14]。高管有動機也有能力在員工持股計劃中最大化個人利益從而忽視企業長期價值的增長，這不僅會使現階段員工持股計劃重蹈內部職工持股計劃的覆轍，也將不利于企業和我國經濟邁向高質量發展的目標。因此，研究高管認購員工持股計劃后的短視化機會主義行為對于防范員工持股計劃再次淪為短期套利工具具有一定的參考意義。

雖然近年來已有研究開始關注高管在員工持股計劃中的認購行為，但經濟后果研究主要集中在盈余管理[5]、擇機減持[6]等方面，對于如何影響企業投資行為鮮有關注。投資偏好決定了企業的資源配置，短視高管可能更看重短期內投資獲利的速度，而忽略對于長期價值投資的資金配置[15-16]。那么，高管通過員工持股計劃實現短期獲利目標是否可能導致企業短視化的投資偏好？現有從高管股權激勵角度出發對企業投資決策的相關研究主要集中于股票期權和限制性股票[17-19]，然而如前所述，由于員工持股計劃制度設計等方面的差異，高管在認購面向普通員工的股權激勵時參與動機將可能與其他股權激勵不同，從而也將產生不同的經濟后果。因此，高管在其他股權激勵中認購行為的結論并不一定能夠直接沿用至員工持股計劃，需要另作分析。現有研究對于高管在員工持股計劃中的認購行為如何影響企業投資偏好關注較少，僅有羅寧和汪樟發(2017)[20]研究了高管認購程度與企業研發支出間的非線性關系。然而，研究高管的短視化投資偏好在同時考慮企業未來短期、長期投資強度的變化后將會更加合理，片面研究其中的一種投資支出可能無法準確得出高管在高水平認購后投資短視化的結論。因此，研究高管在員工持股計劃中的認購比例對于企業長、短期投資偏好的影響具有一定的現實意義。

鑒于此，本文以2014-2019年滬深A股上市公司作為研究樣本，從短期投資強度和長期投資強度兩方面的變化共同揭示高管在員工持股計劃中的認購行為所引起的短視化投資偏好行為。本文研究發現，當期高管在員工持股計劃中認購程度越高，將會導致企業在下一期增加短期投資強度的同時減少長期投資強度。另外，本文還驗證了高管認購比例將通過加重代理成本從而導致企業投資偏好短視化的作用機制，并進一步發現了內、外部監督治理機制以及持股鎖定期限對于高管短視化投資偏好的調節作用。

本文可能的貢獻在于：首先，自員工持股計劃在我國重新啟動以來，如何使員工持股計劃持續發揮對企業長期、高質量發展的促進作用是現階段的重要議題。本研究發現，高管在員工持股計劃中的高水平認購將加重代理成本，給企業帶來短視化投資決策的經濟后果，豐富了員工持股計劃中高管認購行為的經濟后果研究，也為企業合理調整員工持股計劃的制度設計以防范高管短視化行為提供了參考；同時，高管在高水平認購后所產生的短期機會主義投資行為作為實證證據，能夠為未來員工持股計劃的政策制定及監管方向提供一定的指引，防止員工持股計劃再次發展為短期套利機制。其次，黨的十九大以來國家多項政策文件強調了要素資源配置的重要性(1)黨的十九大強調優化要素配置有助于我國經濟發展從“高速增長”邁向“高質量發展”；黨的十九屆四中全會、五中全會進一步提出對于要素市場改革的政策要求，讓資本、勞動等要素迸發活力，最大化資源在經濟發展中的作用；2020年4月，國務院發布《關于構建更加完善的要素市場化配置體制機制的意見》，旨在推動要素配置實現效益最大化和效率最優化，提升經濟發展的質量、效率和動力。，企業應更加關注資源配置的質量而不僅僅看重“高速增長”的回報。本文的研究結論豐富了企業投資偏好的影響因素研究，對于企業減少短視化投資決策、優化投資資金配置有一定的參考價值。同時，通過企業內、外部監督治理機制以及持股鎖定期限的異質性分析，為更好地監督高管短視化投資行為提供了方向，使員工持股計劃能夠發揮其應有的激勵作用，促進企業高質量發展。

二、理論分析與研究假設

(一)員工持股計劃中高管認購比例與企業投資偏好

自我國員工持股計劃實施以來，現有研究主要集中于探究員工持股計劃在改善企業創新能力、治理水平以及公司績效等方面的促進作用[7，21]，而隨著研究進一步地深入，對于參與對象的異質性分析逐漸得到關注。部分學者研究發現，員工持股計劃并不是在任何設計形式下都能夠發揮促進作用，當參與者未將員工持股計劃視為長期契約激勵機制反而作為短期套利工具時，員工所有權可能難以發揮應有的治理作用。具體而言，已有研究指出高管在員工持股計劃中的認購比例很可能體現出短期機會主義的參與動機，并與其未來的短視化行為相關聯，損害企業價值。首先，目前我國員工持股計劃存在實施成本低、審批程序較為簡單[22]、稅收政策暫不規范[11]等問題，且鎖定期較短，僅有極少數方案對業績增長有明確要求[5]，因而造成員工持股計劃的獲利方式較其他股權激勵手段更為便利。這樣的便利條件極有可能使參與者產生在短期內套現獲利的想法，滋生盈余管理等短期機會主義行為，從而背離員工持股計劃長期性契約激勵的目標[5-6,11,23]。其次，高管有動機也有能力影響激勵方案的設計，例如操縱授予價格、設置較短的激勵期限、安排較為容易實現的激勵條件等方式最大化自身收益[13-14,24-25]，因此，高管設計并參與員工持股計劃有繞過其他高門檻的激勵方式為自身謀福利之嫌[5,11]，容易導致長期激勵計劃的激勵效果不明顯，反而傾向于短期福利性質。實證研究中，已有文獻發現高管在員工持股計劃中的認購程度過大會誘發高管進行更多的盈余管理，為了在較短的持有期內最大化自身收益，高管將通過調節利潤操縱股價[5,12]，進一步地，在達到股價上升的目的之后，高管將利用自身的信息優勢通過擇時減持獲利，在員工持股計劃鎖定期滿時存在顯著的短期套利現象[6]。另外，已有研究關注到員工持股計劃給企業帶來的創新作用[7-9]和金融資產配置優化[10]作用，發現僅在普通員工認購比例較高時員工持股計劃才能產生以上促進作用，在高管認購比例較高時未發現顯著結果，說明普通員工的認購可能成為員工持股計劃發揮作用的機制，高管在高水平認購之后很可能為了自身獲利做出與提升企業價值不符的決策。

管理者短視理論認為，由于股東和管理者之間存在信息不對稱，股東無法完全對企業的投資機會進行觀測，因此具有自利動機的管理者將更傾向于投資短期項目，實現更高的當期現金流與個人即時收益。所有權激勵的目的是緩解管理者短視問題，但管理者出于自利動機、通過自身能力反而可能將激勵計劃變成攫取私利的途徑[18-19]，加劇短視化決策水平。那么，高管通過員工持股計劃實現短期獲利目標是否可能產生短視化投資偏好？根據前文分析，高管作為員工持股計劃的設計者和參與者，高水平認購很有可能反映其機會主義的參與目的，并可能通過員工持股計劃在短期內最大化自身收益。同時，高管作為企業投資的決策者，有動機也有能力通過投資偏好的調整達到短期獲利目的。對于交易性金融資產一類的短期投機性投資，企業能夠通過變現獲得即時收益，而資本、研發支出一類長期性投資的投資數額較大且在短期內較難產生實際收益，因此具有短期視域的高管將不愿進行具有長期回報性質的投資，容易形成短視化的投資偏好[15-16]。由此可以推測，如果高水平認購員工持股計劃使高管產生了短視化獲利傾向，將有可能通過削減長期性資本、研發支出，更多地將資金配置在短期投機交易上使企業能夠在短期內獲得實際效益，進而高管能從積極的股價反應中實現短期獲利目標。

根據以上分析，本文提出如下假設。

H1高管在員工持股計劃中的認購比例越高，越有可能出現投資偏好短視化行為，引起企業短期投資強度增加以及長期投資強度減少。

(二)員工持股計劃中高管認購比例對企業投資偏好的影響機理

允許高管認購員工持股計劃是對高級管理人員的一種股權激勵，已有文獻基于委托-代理理論認為賦予高管所有權的必要性是使高管與企業的利益長期綁定，以減輕代理問題，緩解管理者短視傾向，服務于企業長期發展目標[18]。然而，已有研究發現，即使給予高管股權也有無法優化企業投資決策的情況，若高管出于機會主義投資動機，甚至將導致更加嚴重的代理問題，不利于企業投資決策的改善，損害企業長期價值[26]。Bhargava(2013)[17]發現，即使進行所有權激勵，如果高管因自利動機無法擁有與股東相同的長期視野，則會削減長期資本投資，忽視企業長期發展，弱化了股權激勵對于減輕代理成本的作用。DeFusco等(1991)[27]發現授予高管的股權激勵價值越高，企業長期投資支出反而越少，而衡量企業代理成本的指標卻顯著上升，說明高管的自利動機將可能體現在削減企業長期價值投資的決策上，加劇了代理沖突。除此之外，管理者還可能通過影響合同設計[13,24-25]、信息披露[14]以及進行盈余管理[5,23]等手段最大化程度滿足自身短期獲利目標，不利于代理問題的緩解與長期價值的提升。

員工持股計劃作為企業長期契約激勵機制，其目標是希望參與者通過持有所有權與企業形成利益共同體，降低與股東之間的代理成本，對企業的長遠發展產生促進作用。但如前文所述，高管設計并參與獲利較為便利的員工持股計劃，很有可能體現出高管的機會主義參與動機，使投資決策為自身短期獲利目標而非企業價值增長目標服務。如果高管出于這樣的短視化動機，將有可能加劇代理問題，做出不利于企業長遠發展的短視化投資決策。因此可以推測，代理成本的增加可能成為高管認購員工持股計劃與短視化投資偏好之間的影響路徑。根據以上分析，本文提出如下假設。

H2高管在員工持股計劃中高比例認購可能通過加劇代理成本進而導致企業短視化的投資偏好。

三、研究設計

(一)樣本選擇與數據來源

自中國證監會2014年發布《關于上市公司實施員工持股計劃試點的指導意見》之后，我國上市公司正式開始推行員工持股計劃。本文選取2014-2018年滬深兩市A股實施了員工持股計劃的上市公司作為研究樣本。因關鍵變量“研發投入(資本化支出)”2020年數據缺失較嚴重，故本文被解釋變量數據僅選用至2019年；由于本文使用當期解釋變量對下一期的被解釋變量進行回歸，故員工持股計劃樣本僅選用至2018年。進一步地，本文進行了如下篩選：(1)剔除ST和*ST公司；(2)剔除金融行業公司；(3)剔除回歸分析中相關重要變量數據缺失的樣本；(4)當同一家公司同一年度發行多次員工持股計劃時，僅保留首次發行的觀測數據；(5)參考沈紅波等(2018)[21]研究，剔除了員工持股計劃停止實施的樣本，保證樣本中員工持股計劃的實施進度。最后，共獲取548個公司-年度觀測值。員工持股計劃數據來自Wind數據庫，其他數據均來自國泰安CSMAR數據庫。對主要連續變量上下1%的樣本進行了縮尾處理(Winsorize)，以避免極端值的干擾。

(二)變量定義與模型構建

為驗證假設1，設計如下模型

INV_Si,t+1(orINV_Li,t+1)=α0+α1ESOP_TMi,t+α2Sizei,t+α3Leveragei,t+α4SOEi,t+α5Top1i,t+α6IOBi,t+α7Separationi,t+α8Profiti,t+α9Mean_tenurei,t+α10Agei,t+α11Cashi,t+∑Year+∑Industry+εi,t+1

(1)

模型(1)中解釋變量ESOP_TM為當期高管認購比例，即上市公司員工持股計劃公告中高管認購股份占員工持股計劃總股份的比例。為了一定程度上減輕互為因果所引起的內生性問題，被解釋變量使用下一期的短期投資強度(INV_St+1)和長期投資強度(INV_Lt+1)。借鑒雷光勇等(2017)[28]，使用當期交易性金融資產、投資性房地產等金融資產投資占資產總額的比重衡量短期投資強度，同時剔除了房地產行業公司的投資性房地產數據；參考雷光勇等(2017)[28]、戴國強和鄧文慧(2017)[29]，長期投資強度為當期資本支出和研發支出之和占總資產的比重，其中資本支出使用購建固定資產、無形資產和其他長期資產支付的現金來衡量；研發支出包括研發費用以及資本化的研發支出兩部分。

為了控制其他因素對企業投資偏好的影響，控制變量參考有關高管認購員工持股計劃以及企業投資偏好的研究成果[5,28]，選取了衡量公司基本特征、財務特征等變量，包括公司規模(Size)、資產負債率(Leverage)、產權性質(SOE)、股權集中度(Top1)、董事會獨立性(IOB)、兩權分離度(Separation)、營業利潤率(Profit)、高管任期(Mean_tenure)、企業年齡(Age)和貨幣資金持有量(Cash)，同時控制了年度(Year)和行業(Industry)固定效應。變量詳細定義見表1。

表1 變量定義

四、實證分析

(一)描述性統計

主要解釋變量的統計指標如表2所示。高管認購比例均值為26.28%，認購比例最小值為0，最大值為1，且標準差為0.22，說明了樣本范圍內的公司高管在員工持股計劃中的參與程度不同，持股水平差異較大。樣本企業短期、長期投資強度以及控制變量中公司規模(Size)、資產負債率(Leverage)、營業利潤率(Profit)等指標在樣本范圍內均具有較大的變異性，且不存在離群值干擾，符合統計學意義。進一步地，計算方差膨脹因子(VIF)，檢驗變量間多重共線性問題。VIF值計算結果顯示最大值為2.27，遠小于10，說明變量間不太可能存在嚴重共線性的情況。

表2 描述性統計

(二)回歸分析

1.基本回歸結果

表3報告了假設1的檢驗結果。列(1)中當期高管認購比例(ESOP_TMt)與下一期的短期投資強度(INV_St+1)之間正相關，且在10%的水平上顯著，說明當期高管在員工持股計劃中的認購比例越高，在下一期中將顯著增加企業短期投資強度。高管認購比例每增加10%，將使企業下一期短期投資占資產總額的比例增加0.32%。列(2)結果顯示，高管認購比例(ESOP_TMt)與下一期的長期投資強度(INV_Lt+1)之間的回歸系數在5%水平上呈顯著的負向關系，說明當期高管在員工持股計劃中的認購比例越高，在下一期中將顯著減少企業長期投資強度。高管認購比例每增加10%，將使企業下一期長期投資占資產總額的比例減少0.19%。在員工持股計劃中認購的份額越大，越有可能反映出高管欲通過員工持股計劃這種鎖定期較短、對業績要求較低的途徑在短期內獲利，從而做出與股東利益相違背的短視化投資決策，將資金更多地配置于投機性質的短期投資，減少對企業長期價值有提升作用的長期投資配置強度，本文假設1得以驗證。

表3 回歸分析結果

2.影響機制檢驗

主回歸結果表明，當期高管認購比例會使企業下一期短期投資強度增加以及長期投資強度減少，導致投資短視化決策。然而，高管認購程度是通過何種路徑影響企業投資偏好的尚不明晰。前文在假設2提出時分析推測高管高水平參與員工持股計劃認購很可能會加重管理層與股東之間的委托代理問題，從而造成管理層做出違背股東利益的投資決策。因此，本文檢驗了代理成本作為高管認購比例和企業投資偏好之間影響機制的作用。根據葉康濤和劉行(2014)[30]、雷光勇等(2017)[28]，本文使用總資產周轉率(TAT)作為代理成本的替代變量，TAT的計算方法為營業收入占資產總額的比重。TAT越低，代理成本越嚴重。使用逐步法對代理成本進行中介效應驗證，模型(2)和(3)為中介效應檢驗模型。

TATi,t=β0+β1ESOP_TMi,t+β2Sizei,t+β3Leveragei,t+β4SOEi,t+β5Top1i,t+β6IOBi,t+β7Separationi,t+β8Profiti,t+β9Mean_tenurei,t+β10Agei,t+β11Cashi,t+∑Year+∑Industry+εi,t

(2)

INV_Si,t+1(orINV_Li,t+1) =λ0+λ1ESOP_TMi,t+λ2TATi,t+λ3Sizei,t+λ4Leveragei,t+λ5SOEi,t+λ6Top1i,t+λ7IOBi,t+λ8Separationi,t+λ9Profiti,t+λ10Mean_tenurei,t+λ11Agei,t+λ12Cashi,t+∑Year+∑Industry+εi,t+1

(3)

表4 中介效應檢驗結果

表4報告了中介效應檢驗結果。列(1)(4)結果中高管認購比例(ESOP_TMt)的系數顯著，在前文主回歸中已經證明；列(2)(5)結果表明ESOP_TMt與TATt的回歸系數為負且在1%水平上顯著，說明隨著員工持股計劃中高管認購比例的增加，企業的代理成本會加重；列(3)(6)中ESOP_TMt以及TATt變量系數均顯著，證明直接效應顯著。而根據模型(2)和模型(3)比較λ1和β1×λ2的系數符號可知，兩者的符號在以短期、長期投資強度為被解釋變量時均為同號，因此可以說明代理成本在高管認購比例和企業短視化投資偏好中起到了部分中介效應。綜上，當期高管在員工持股計劃中的認購程度將通過加重企業的代理成本造成企業資源錯配，最終體現為增加投機性的短期投資強度而降低了對企業長期價值增長有利的長期投資強度。

(三)穩健性檢驗

1.采用Tobit回歸

由于因變量短期投資強度和長期投資強度的數據特征為受限變量，因此采用Tobit模型作為穩健性檢驗的方式。表5列(1)(2)中主要解釋變量回歸系數符號及其顯著性與前文主回歸結果無實質性差異，說明前文得到的結論具有一定的穩健性。

2.Heckman兩階段回歸

為解決樣本選擇帶來的系數估計上的偏誤從而造成內生性問題，使用Heckman兩階段回歸進行檢驗。首先按照中位數標準設置高管認購比例虛擬變量(ESOP_TM_Dummy)作為Heckman第一階段回歸的因變量。其次，根據戴璐和林黛西(2018)[5]，加入高管薪酬總額(LN_Pay_TM)、高管認購比例行業年度均值(Mean_ESOP_TM)、兩職合一(DUAL)、員工持股計劃持有人數占員工人數的比重(ESOP_holder)、員工持股計劃鎖定期(ESOP_lock)、員工持股計劃股票來源(ESOP_source)、員工持股計劃實際資金規模(LN_ESOP_scale)、公司規模(Size)、資產負債率(Leverage)、高管任期(Mean_tenure)、產權性質(SOE)作為控制變量進行回歸，回歸時控制了行業(Industry)、年度(Year)變量。第一階段回歸采用Probit模型計算出逆米爾斯比率(IMR)，并將IMR加入到第二階段的回歸中，具體模型如下

Probit(ESOP_TM_Dummy) =α0+α1LN_Pay_TM+α2Mean_ESOP_TM+α3DUAL+α4ESOP_holder+α5ESOP_lock+α6ESOP_source+α7LN_ESOP_scale+α8Size+α9Leverage+α10Mean_tenure+α11SOE+∑Year+∑Industry+ε

(4)

INV_Si,t+1(orINV_Li,t+1)=α0+α1ESOP_TMi,t+α2Sizei,t+α3Leveragei,t+α4SOEi,t+α5Top1i,t+α6IOBi,t+α7Separationi,t+α8Profiti,t+α9Mean_tenurei,t+α10Agei,t+α11Cashi,t+α12IMR+∑Year+∑Industry+εi,t+1

(5)

Heckman第二階段回歸結果見表5列(3)(4)，由結果可知IMR的系數在兩個回歸中均顯著，表明運用Heckman兩步法具有一定的修正意義。同時結果顯示，當期高管認購比例與下期短期投資強度、長期投資強度之間的回歸系數符號和顯著性均與前文主回歸無實質性差異，說明本文主回歸結果具有一定的穩健性。

3.更換自變量

參考戴璐和林黛西(2018)[5]的研究，使用高管在員工持股計劃中的持股數量加一取自然對數(LN_Num_TM)代替高管認購比例重新進行檢驗，如表5列(5)(6)所示，回歸結果與前文主回歸無實質性差異。

4.增加控制變量

參考戴璐和林黛西(2018)[5]和任燦燦等(2021)[10]的研究，在回歸模型中增加與管理者權力相關的控制變量以提高結果的穩健性。具體而言，本文在模型(1)的基礎上增加高管持股比例STK_TM(高管持有公司股數除以公司總股數)、高管薪酬總額LN_Pay_TM(高管薪酬總額取自然對數)作為控制變量重新進行回歸。如表5列(7)(8)所示，回歸結果與前文主回歸無實質性差異，說明結論具有一定的穩健性。

表5 穩健性檢驗的結果

(四)進一步分析

前文基于管理者短視理論，分析了管理者與股東之間的信息不對稱使管理者可能存在道德風險，做出與股東利益不符的短視化投資決策，而此時，企業內、外部監督治理機制的缺失將可能助長高管短視化投資決策行為。現有研究認為公司治理水平對于企業資源配置能夠產生影響，如果企業內、外部存在有效制約管理者機會主義投資決策的力量，則能夠降低信息不對稱程度，緩解高管機會主義投資行為[31-33]。因此，企業治理環境的不同可能對于高管認購程度與企業投資偏好之間產生異質性影響，本文對于公司內、外部監督治理機制做出進一步分析。

1.內部治理機制異質性檢驗

(1)股權制衡程度。股權制衡度體現了股東之間相互牽制的程度，朱德勝和周曉珮(2016)[31]認為股權制衡度高的公司，其他股東相較于一股獨大的公司話語權更多，一方面能夠減輕“搭便車”問題，形成多方股東力量直接監督管理層，防止管理者做出與公司利益不一致的投資決策；另一方面，其他股東能夠更好地抑制第一大股東與管理層合謀出現的謀取私利行為，防止資金不當配置，使企業投資決策更加有效。現有研究認為“一股獨大”的企業會因為投資風險難以分散而選擇更為保守的投資決策，將不利于產生如自主創新等長期行為；而形成股權制衡的局面能夠促使管理層更加關注長期投資，減少短視行為[31]。高管在員工持股計劃中的認購水平會通過增加企業代理成本進而產生短視化投資行為，而股權制衡是有效改善公司治理、減輕代理問題的重要途徑，那么提高股權制衡程度能否作為一種有效的內部監督機制制約管理層的短視投資偏好？參考劉亞偉和張兆國(2016)[34]，選取公司第二至第十大股東持股比例與第一大股東持股比例之比來衡量股權制衡度(EB1)。同時，將公司第二至第五大股東持股比例與第一大股東持股比例之比(EB2)作為另一種衡量方式，以增加穩健性。為驗證當期高管認購比例在不同股權制衡程度下對于投資偏好的影響，將股權制衡度按照行業、年度中位數標準分為高、低兩組進行回歸，表6報告了檢驗結果。

表6 股權制衡度異質性檢驗結果

表6列(1)股權制衡度低組中，當期高管認購比例(ESOP_TMt)與下一期的短期投資強度(INV_St+1)之間呈顯著正相關關系，而列(2)則顯示出在股權制衡度較高組別二者之間的正向關系不具有顯著性。回歸結果說明，股權制衡度高的企業能夠更好地發揮內部監督作用，抑制管理層將有限的資金過多地分配在短期投機性投資上。列(3)(4)回歸結果顯示出在股權制衡度低組中，當期高管認購比例(ESOP_TMt)與下一期的長期投資強度(INV_Lt+1)在1%的水平上顯著負相關，而在股權制衡度高組別中回歸系數不具有顯著性。回歸結果表明，當企業的股權制衡程度較差時，高管在認購員工持股計劃股權后會更多地削減對企業的長期投資強度；而當企業股東之間的制衡程度更強時，能夠更有效地監督高管的投資行為，對高管短視化投資偏好起到制約作用。表6列(5)-(8)以EB2衡量的股權制衡穩健性檢驗中回歸系數符號與顯著性基本保持不變。

表7 信息不對稱程度異質性檢驗結果

(2)信息不對稱程度。Hutton等(2009)[35]認為盈利和相關應計收益是管理層對未來凈現金流的估計，管理層應對估計的準確性負責，因為偏離了企業真實狀況的估計代表著公司財務報告的不透明，會減少影響股票回報的公司特有信息，加劇企業與投資者之間的信息壁壘。企業信息不對稱程度高，一方面反映了管理層對于股東的披露程度不夠，管理者將可以通過隱藏信息的方式實現對股東不利的投資決策；另一方面意味著企業對于管理層披露的要求不高，將更加難以通過信息的獲取實現對管理層的監督，從而助長管理者的機會主義投資行為。

參考Hutton等(2009)[35]，使用公司過去三年可操控性應計利潤絕對值之和(Opaque)衡量上市公司信息不對稱程度。除此之外，參考現有文獻，本文還選用了股價同步性(SYN)作為衡量企業信息不對稱程度的替代變量，以增加結論穩健性。Opaque、SYN越大，信息不對稱程度越高。本文將樣本按照信息不對稱程度行業、年度中位數分為高、低兩組進行檢驗。

檢驗結果如表7所示，列(1)(2)中當期高管認購比例(ESOP_TMt)與下一期的短期投資強度(INV_St+1)僅在信息不對稱程度高組存在顯著的正向關系，列(3)(4)中回歸結果同樣也僅在信息不對稱程度高的樣本中發現了與下一期長期投資強度(INV_Lt+1)之間顯著的負向關系。綜合以上結果，當企業信息不對稱程度較高時，股東不能較好地對管理層產生監督，因而會加劇管理層短視化機會主義投資行為，不利于投資偏好的優化。列(5)-(8)以SYN衡量的信息不對稱程度穩健性檢驗中回歸系數符號與顯著性基本保持不變，說明所得結論較為穩健。

2.外部治理機制異質性檢驗

(1)審計質量。外部審計作為企業外部監督治理方式，主要通過以下兩種途徑對企業投資決策的改善發揮作用。首先，依靠高質量審計師發揮的監督和鑒證功能。擁有行業專長的審計師對于行業內部有更深刻的理解，在做出審計判斷時擁有更加豐富的經驗，由此提高會計信息可信度以及財務報告的真實性[36]；同時，高質量審計師為了規避訴訟風險、維持聲譽也會保持更高的獨立性，進而能夠提供更高質量的審計信息[37-38]，從而減少股東與管理者之間的信息不對稱程度，改善公司治理，降低代理成本，進而緩解高管短視化投資傾向，實現企業投資決策的優化[38]。其次，審計師所掌握的專業知識能夠給企業提供合理的決策信息。審計師在進行審計工作的過程中積累了與被審計單位及所處行業相關的知識，通過掌握企業的非公開信息，在與企業管理層的審計溝通中能夠提供對企業投資決策的合理建議[32]。同時，高質量審計師將成為企業管理者在投資環境中的有效信息來源。管理者在信息環境中做出投資決策，因此有動機去收集有效的增量信息。而從審計人員的知識資源中獲得增量知識，是管理者減少信息收集成本以及信息環境不確定性的一個重要途徑[39]。因此，被審計單位管理者將更有可能從具有行業專長的審計師身上獲得信息，通過高質量審計師在投資環境中提供的信息優勢，進而能夠制定更加合理的投資決策，緩解投資決策短視化行為。

本文借鑒劉文軍等(2010)[37]、趙藝和倪古強(2020)[32]度量審計師專長的方法，采用行業市場份額的衡量方式，以客戶的資產總額計算審計師i在k行業中的市場份額(MSA)。具體公式見模型(6)，其中Asset表示客戶的資產總額。

(6)

為驗證當期高管認購比例在不同審計質量的情況下對于下期投資偏好的影響，參考蔡春和鮮文鐸(2007)[40]，以MSA是否大于10%劃分審計師有、無專長的兩組，以分別表示較高和較低的審計質量。同時，為增強穩健性，以審計師客戶的營業收入代替資產總額重新計算審計師的市場份額(MSI)，并按照是否大于10%劃分審計質量高、低兩組。

表8報告了審計師是否具有行業專長分組回歸的檢驗結果。從回歸結果來看，列(1)顯示在審計師具有行業專長的組中回歸系數為正，但不具有統計學意義上的顯著性；而在列(2)審計師不具有行業專長的組中，當期高管認購比例(ESOP_TMt)與下一期的短期投資強度(INV_St+1)之間呈顯著的正相關關系。回歸結果說明，隨著高管當期認購比例增加引起的企業下一期短期投機性投資強度增加的行為，在高質量審計的監督下起到了一定程度的削弱作用。列(3)結果顯示，在審計師具有行業專長的組中回歸系數為正但不顯著；而列(4)在審計師不具有行業專長的組中，當期高管認購比例(ESOP_TMt)與下一期長期投資強度(INV_Lt+1)之間的回歸系數為負，且在5%的水平上顯著。說明高質量審計有利于改善高管短視化的投資偏好，避免企業減少有助于持續提升企業價值的長期投資強度。列(5)-(8)的回歸結果顯示以MSI代替MSA衡量審計質量時，結論保持不變。

表8 審計質量異質性檢驗結果

另外，考慮到按照是否大于10%的市場份額對于樣本進行審計質量高、低分組的方式將導致樣本量在兩組分布不均，對此，按照MSA、MSI行業、年度中位數進行分組，再次進行檢驗。表9中回歸系數的符號和顯著性與按照10%的市場份額分組時基本一致，說明本文結論具有一定的穩健性。

表9 審計質量重新分組后的異質性檢驗結果

(2)機構投資者參與。根據現有研究，機構投資者作為企業股東，有動機對企業的投資活動進行監督和影響，形成企業有效的外部治理機制。具體而言，與企業小股東相比，機構投資者專業能力更強且擁有更多內部信息，更有能力緩解投資決策非效率的狀況[41]。同時，機構投資者為了自身的投資獲利目標，有動機監督管理層出于個人獲利目標的短視化投資行為，并督促管理層提高公司信息披露[33]；另外，機構投資者參與程度越高，一方面越能夠產生監督成本遞減的規模效應[42]，更好地起到監督管理者的功能，優化企業投資決策；另一方面，監督成本降低的同時也增加了機構投資者搜集信息的動機，能夠促使管理層提高披露程度，緩解機會主義投資行為[33]。

本文使用公司前十大股東中機構投資者的持股比例(Ins_share1)衡量機構投資者的參與程度，并將樣本按照行業、年度中位數分為機構投資者參與程度高、低兩組。另外，還使用了公司機構投資者總持股比例(Ins_share2)作為衡量機構投資者參與程度的替代變量。

表10 機構投資者參與程度異質性檢驗結果

表10列(1)(2)顯示，在機構參與程度高、低兩組中當期高管認購比例(ESOP_TMt)均與下一期的短期投資強度(INV_St+1)之間呈正相關關系，但僅在機構投資者參與程度低時回歸系數具有顯著性；列(3)(4)中，當期高管認購比例(ESOP_TMt)均與下一期的短期投資強度(INV_St+1)同樣也僅在機構投資者參與程度低時顯著負相關。以上回歸結果說明，機構投資者參與程度高，將能夠在一定程度上抑制高管高水平認購所導致企業短視化投資偏好的情況，避免企業將有限的資金過多地分配在短期投機性投資上而忽視長期價值投資。列(5)-(8)的回歸結果顯示，以Ins_share2代替Ins_share1衡量機構投資者參與程度時，結論保持不變。

表11 持股鎖定期異質性檢驗結果

3.持股鎖定期限異質性檢驗

前文分析中推測高管會因為員工持股計劃鎖定期較短等便利條件從而產生短視化機會主義行為，持股鎖定期越短，高管通過短期內操控股價攫取利益的難度越小，進而會激發高管短視化的決策傾向，越不利于形成長期激勵作用。孟慶斌等(2019)[7]研究發現，鎖定期較長的員工持股計劃能夠更好地實現利益長期綁定，提升創新產出。證監會的《指導意見》對于員工持股計劃鎖定期提出了最低12個月的期限要求，那么，企業超過最低期限要求設置較長鎖定期，是否有利于緩解高管參與員工持股計劃時的短視化投資偏好？本文按照員工持股計劃鎖定期限是否超過12個月，將樣本劃分為鎖定期長、短兩組進行檢驗。

如表11的回歸結果所示，當員工持股計劃鎖定期較短時，當期高管認購比例(ESOP_TMt)將對下一期的短期投資強度(INV_St+1)產生顯著的正相關關系，且對于下一期長期投資強度(INV_Lt+1)顯著負相關，而在鎖定期較長的樣本中回歸系數均不顯著。回歸結果驗證了前述推論，更長的持股鎖定期給了高管更少短期套利的可能，能夠使高管與企業利益在較長的期限內綁定，從而抑制高管短視化的投資偏好，起到更好的激勵效果。

五、結論與啟示

員工持股計劃的實施效果關系著我國混合所有制改革的成效與企業高質量發展的目標。鑒于內部職工持股計劃的失敗經驗，為防止員工持股計劃實施過程中高管的短視化獲利動機影響企業資源配置、妨礙員工所有權的長期激勵效果，有必要對高管短視化投資決策進行探討，然而現有文獻對高管在認購員工持股計劃后的投資偏好研究仍不全面。本文檢驗了高管在員工持股計劃中的認購行為對于企業短視化投資偏好的影響，研究發現高管在員工持股計劃中的認購程度會導致企業短期投資強度增加以及長期投資強度減少。結合中介機制檢驗可知，高管認購水平在一定程度上體現了高管的短期機會主義獲利動機，由此加重了企業的代理成本，從而使資金更多地配置于短期投機性投資中從而忽略企業長期價值的實現。進一步研究發現，企業通過改善內、外部治理水平均能在一定程度上緩解管理層短視化投資行為，且企業在員工持股計劃中安排較長的持股鎖定期限能夠抑制高管由于認購比例的提升導致的短視化投資偏好。

本文的研究具有理論與現實兩方面的意義。理論意義上，本文研究結論為高管參與員工持股計劃的短視化投資行為提供了實證證據，從高管短期機會主義投資偏好視角豐富了員工持股計劃的經濟后果研究，同時從高管認購比例導致的代理問題角度對企業投資偏好的影響因素研究進行了擴展。現實意義上，本文的研究結論對上市公司如何更好地開展員工持股計劃以及監管部門未來的監管方向將有以下啟示作用：對于上市公司而言，首先應防止員工持股計劃的制度設計淪為高管短期套利的工具，企業可以考慮通過健全公司治理機制更好地觀測員工持股計劃的實施效果，進而完善員工持股計劃設計方案，尋求高管與員工之間認購比例的均衡點，并制定針對不同激勵對象的業績考核目標等措施對參與者進行有效監督。其次，上市公司應重視內、外部監督治理機制的作用，積極發揮治理機制對于降低代理成本、減輕管理層短期機會主義行為的作用，使員工持股計劃真正服務于企業長期價值增長。對于相關監管部門，應結合員工持股計劃發展現狀，制定對高管認購比例、鎖定期期限、業績要求等方面合理的政策引導并加強監管，避免使員工持股計劃發展為參與者短期套利的工具；同時，加強對上市公司信息披露的要求，并對企業操縱股價等違法、違規行為進行積極防控以及嚴肅懲處，使員工持股計劃體現應有的長期激勵與治理作用，服務于企業與經濟持續高質量發展的目標。