股權激勵、員工持股計劃對高質量發展的影響

吳君民 洪子祎

摘 要：本文基于上市公司實施股權激勵或員工持股計劃前后高質量發展的數據，以“新發展理念”為指導，構建上市公司高質量發展的綜合評價指標，運用雙重差分法實證分析了股權激勵和員工持股計劃對高質量發展的激勵效果。結果顯示，股權激勵對上市公司高質量發展的正向激勵作用顯著優于員工持股計劃，股權激勵的實施有利于推動上市公司的高質量發展，而員工持股計劃對上市公司高質量發展的提升作用并不顯著。本文對不同產權性質的上市公司進行研究發現，國有企業實施股權激勵對高質量發展的激勵作用更為顯著；非國有企業實施員工持股計劃對公司高質量發展具有負面影響。

關鍵詞：股權激勵；員工持股計劃；高質量發展；非國有企業

本文索引：吳君民，洪子祎.<變量 1>[J].中國商論，2023（13）：-164.

中圖分類號：F272.3 文獻標識碼：A 文章編號：2096-0298（2023）07（a）--06

如今，我國經濟已由高速增長階段轉向高質量發展階段。上市公司是國民經濟的重要組成部分，作為微觀個體的上市公司實現高質量發展，有利于推動我國國民經濟整體實現高質量發展。上市公司實施股權激勵，有利于建立健全長效激勵約束機制，調動激勵對象的積極性，推動公司的高質量發展。員工持股計劃（ESOP）通過員工出資獲得實股參與公司剩余收益的分配，有利于建立和完善勞動者與所有者的利潤分享機制，提高員工的凝聚力、企業競爭力和高質量發展。鑒于股權激勵與員工持股計劃在概念、誕生、授予對象、業績要求、納稅要求、遵循制度等方面有較大的不同，筆者認為兩者是兩種不同的長期激勵方式。截至2021年12月31日，A股上市公司已有2284家實施了股權激勵，約占48.63%；同樣截至2021年12月31日，A股上市公司已有944家實施了員工持股計劃，約占20.10%。作為上市公司最常用的激勵措施，股權激勵和員工持股計劃能否有效促進其高質量發展，誰的激勵效果更好，非常值得研究。

綜觀國內外關于股權激勵和員工持股計劃的研究：（1）現有文獻主要集中于股權激勵或員工持股計劃對上市公司業績、上市公司創新的激勵效果的研究，大部分研究結果表明，股權激勵和員工持股計劃對上市公司業績（陳文強、賈生華，2015；TORP&NIELSEN，2018）、創新產出（MAO&ZHANG，2018；SI&WANG，2020）和創新效率（孟慶斌等，2019）有正向激勵效果。（2）黨的十九大提出“高質量發展”以來，國內學者主要是引入全要素生產率作為衡量上市公司高質量發展的指標，單方面研究股權激勵或員工持股計劃的激勵效果。肖曙光和楊潔（2018）從企業升級角度研究發現，高管股權激勵能夠推動企業升級從而促進企業的持續高質量發展。盛明泉和蔣世戰（2019）研究發現，高管股權激勵對上市公司的全要素生產率有正向影響。王浩（2022）進一步研究發現，短期權益的激勵效果更強；較長的激勵有效期和持續的股權激勵都能增強股權激勵對全要素生產率的激勵效果。李姝和金振等（2022）以A股上市公司為樣本進行研究后發現，員工持股計劃也會顯著提高公司的全要素生產率。羅華偉和蔡琳雅等（2022）開始采用綜合評價指標衡量企業高質量發展，并得出股權激勵能夠推動企業高質量發展的結論。（3）股權激勵和員工持股計劃激勵效果的比較研究較少。郝永亮和金昕等（2019）從機制設計角度比較了員工持股計劃和股權激勵，并通過實證研究得出員工持股計劃對上市公司的業績提升作用不如股權激勵好的結論。綜上，國內外學者均對股權激勵和員工持股計劃進行了卓有成效的研究，但仍存在以下不足：（1）現有的文獻并未從高質量發展角度對股權激勵和員工持股計劃的激勵效果進行比較研究。黨的二十大又指出“中國式現代化的本質要求之一是：實現高質量發展”，目前有學者從業績提升角度對股權激勵和員工持股計劃的激勵效果進行比較研究，但還未比較兩者對上市公司高質量發展的激勵效果的差異。（2）針對員工持股計劃對企業高質量發展的影響研究較少。雖然有學者以全要素生產率作為衡量指標，研究了員工持股計劃對高質量發展的影響，但在研究員工持股計劃對高質量發展的激勵效果時，并未采用綜合指標對企業高質量發展進行衡量。

1 理論分析與研究假設

1.1 股權激勵和上市公司高質量發展

股權激勵政策完善了上市公司激勵和約束機制。從激勵機制角度來看，股權激勵能夠提升上市公司整體戰略和關鍵績效。股權激勵將管理層和關鍵核心人員的利益與企業發展掛鉤，會使管理層更慎重考慮公司的發展戰略，調動關鍵員工的積極性有利于提升公司關鍵環節的績效，從而激發公司內部發展動力，推動上市公司的高質量發展。從約束角度來看，股權激勵是優化企業治理水平的一種重要手段。股權激勵以本公司股票為標的物的激勵方式，使得公司管理層和股東的利益得到統一，緩解了股東和管理層之間的委托代理矛盾；激勵對象通過股權激勵方式取得的股票數量不得超過公司股份的1%，屬于中小股東，管理層成為中小股東也有利于減少控股股東對中小股東的“隧道挖掘”問題。因而，本文提出以下假設：

H1：股權激勵對上市公司的高質量發展有正向激勵作用。

1.2 員工持股計劃和上市公司高質量發展

員工持股計劃使勞動者成為所有者，優化了上市公司的利潤分享機制。員工持股計劃的激勵對象主要是普通員工。一方面，員工通過認購員工持股計劃的份額參與公司稅后利潤的分配，其收入與公司業績的關聯性加強，有利于激發員工的勞動積極性。員工獲得了所有者身份后，在薪酬談判中的議價能力得到提升（張永冀、呂彤彤等，2019），有利于促進收入分配公平，優化上市公司分配制度。另一方面，員工持股計劃的管理模式還給予了普通員工間接參與經營管理的權利，員工持股計劃累計的股權份額往往能在股東大會上有較大影響力，能夠一定程度限制大股東做出自利但背離公司利益的決策，有利于公司長遠發展。因此，本文提出以下假設：

H2：員工持股計劃對上市公司的高質量發展有正向激勵作用。

1.3 股權激勵和員工持股計劃的比較

股權激勵和員工持股計劃在激勵強度和約束條件方面有較大區別。首先，相較股權激勵，員工持股計劃的收益很難得到保證。股權激勵的主要模式有股票期權、限制性股票。股票期權的授予對象不需要承擔股價下跌風險；限制性股票授予價格有很高折扣，因而，股權激勵的激勵對象的收益能夠得到一定程度的保證。而員工持股計劃的認購金額與公平市場價格相當，當股票價格大幅下挫時，會導致員工持股計劃持有者利益受損。其次，股權激勵的約束條件嚴格。股權激勵由于對激勵對象限制和業績條件的存在，有利于防止大股東利益輸送行為，較長的存續期也避免了短期化行為；員工持股計劃對激勵對象的限制較少，且通常不存在公司層面的業績要求，其定期的存在使管理層自利行為“有機可乘”（董珊珊、杜威，2021）。因此，本文提出以下假設：

H3：股權激勵對上市公司高質量發展的激勵效果好于員工持股計劃。

2 研究設計

2.1 樣本選擇和數據來源

筆者收集滬深A股上市公司2010—2020年的相關財務數據和股權激勵、員工持股計劃實施情況的數據。員工持股計劃是在2014年恢復實施的，為了保證數據的可比性，剔除了2014年前已經實施過股權激勵的上市公司，剔除了公布激勵方案但并未實施的上市公司，選取在2014年之后首次實施股權激勵和員工持股計劃的上市公司；為了不受政策二次沖擊的影響，剔除了同時實施股權激勵和員工持股計劃的公司，將樣本分為僅實施股權激勵的子樣本和僅實施員工持股計劃的子樣本，相關數據來自國泰安（CSMAR）數據庫和Wind數據庫，專利數據來自CNRDS數據庫。為使樣本數據更具代表性，對上市公司初始數據按照以下原則進行處理：（1）剔除金融類上市公司相關數據；（2）剔除主要指標缺失，數據不全的上市公司；（3）剔除ST和*ST公司數據；（4）對所有連續變量在1%和99%分位數上進行Winsorize縮尾處理。

2.2 模型設計

由于各個上市公司實施股權激勵的時間不同，筆者采用多期雙重差分法，構建下列模型：

HQDit＝α＋β0EIit×Treati＋λControlsit＋νi＋μt＋εit（1）

HQDit＝α＋β0ESOPit×Treati＋λControlsit＋νi＋μt＋εit（2）

其中，i為上市公司，t為年份。Controls為控制變量。νi為上市公司個體固定效應，μt為年份固定效應，εit是隨機擾動項。模型（1）采用股權激勵子樣本進行回歸，模型（2）采用員工持股計劃子樣本進行回歸。β0代表股權激勵或員工持股計劃對高質量發展的影響，如果β0顯著為正，則激勵方案的正向激勵效果顯著。

2.3 上市公司高質量發展指標的構建

目前，上市公司的高質量發展還未有明確的定義和評價標準。學者在研究高質量發展問題時，主要采取兩類指標來評價上市公司的高質量發展，一種是單因素指標，主要為全要素生產率；另一種是綜合評價指標，有學者結合“新發展理念”，從創新、綠色、協調、開放、共享維度構建評價指標（馬宗國、曹璐，2020），也有學者從企業價值角度出發，從企業價值創造能力、價值管理能力維度構建指標衡量企業高質量發展（董志愿、張曾蓮，2021）。與單因素指標相比，多因素指標將財務指標與非財務指標相結合，評價更為全面，因此筆者選擇采用多因素指標，以財務分析為基礎，以“新發展理念”為指導，構建評價上市公司高質量發展的綜合指標，包括經濟業績、創新能力、綠色發展、共享發展。

經濟業績是上市公司追求的首要目標。盈利能力是上市公司經營業績的集中體現，也是上市公司實現高質量發展的基礎，選擇凈資產收益率和總資產收益率來衡量。上市公司高質量發展需要注重效率，采用全要素生產率來衡量上市公司的資源利用效率。上市公司高質量發展需要維持業績增長的可持續性，本文選擇營業收入增長率和可持續增長率分別衡量上市公司當前的業績增長情況和未來的持續增長能力。上市公司的資本結構和償債能力對上市公司的經營管理有著重要影響，選取了資產負債率和經營現金流量比率分別衡量企業的資本結構和償債能力。

上市公司實現高質量發展需要貫徹“新發展理念”?！靶掳l展理念”是為解決我國宏觀經濟高質量發展問題而提出的，而上市公司屬于宏觀經濟中的微觀主體，需要貫徹“新發展理念”對微觀主體的指導性?！靶掳l展理念”中，協調發展主要強調宏觀經濟發展的平衡性，包括統籌城鄉發展、實現區域協調發展等方面，微觀層面的企業主要遵從國家的要求；而開放發展主要強調經濟發展的內外聯動，但海外市場開拓受到國家戰略、產業政策和國際關系因素的影響較大，企業是政策的被動接受者，這種發展并非由其內在動力驅動，難以體現企業的發展主動性，因而沒有單獨設立協調發展、開放發展方面的高質量發展指標，其實協調發展、開放發展的成果已經體現在前文設立的經濟業績指標之中。創新是實現高質量發展的驅動力。筆者從上市公司創新投入和創新產出角度衡量企業的創新能力，選取上市公司研發投入占營業收入的比重來衡量上市公司創新投入的強度，選取上市公司當年的專利申請數量和專利授予數量衡量上市公司的創新產出情況。綠色發展是實現高質量發展的環境要求。上市公司要實現綠色發展，需要加大環保投入，選取環保投資額占營業收入的比重衡量上市公司綠色發展水平。共享發展是實現共同富裕的根本途徑。上市公司的共享發展，主要分為兩方面，一方面是內部共享，即優化利潤分配機制，使員工分享企業發展成果，另一方面是外部共享，即更多地承擔社會責任，使社會共享發展成果。本文選取上市公司高管和員工收入的差距來衡量內部共享，選取對外捐贈占營業收入的比重衡量外部共享。變量的具體定義見表1。

2.4 變量選取

（1）被解釋變量。采用主成分分析對原始指標進行降維，構建綜合指標衡量上市公司的高質量發展。

（2）解釋變量。股權激勵子樣本解釋變量為EI×Treat，是股權激勵的虛擬變量和處理組虛擬變量的交乘項，員工持股計劃子樣本的解釋變量ESOP×Treat同理。

（3）控制變量。本文選取公司規模（Size）、公司年齡（Age）、兩權分離（Dual）、股權集中度（Top1）、股權制衡度（Bal）、董事會的獨立性（Inp）、營業毛利率（Gop）作為控制變量，如表2所示。

3 實證分析

3.1 主成分分析

文中采用主成分分析法構建上市公司高質量發展的指標體系。為消除量綱影響，對選取的指標進行標準化處理。本文在進行主成分分析之前，對樣本數據進行KMO檢驗和Bartlett檢驗，檢驗結果：KMO值為0.713＞0.6，Bartlett檢驗的顯著性為0.000＜0.05，檢驗通過，說明樣本數據適合進行主成分分析。

利用主成分分析法計算各個指標的初始特征值，僅保留特征值大于1的四個主成分，表3列示了這四個主成分的特征值和方差貢獻率，這四個主成分的累計方差貢獻率為63.38%，說明這四個主成分累計可以反映63.38%的原始數據信息。

本文采用最大方差法進行因子旋轉，旋轉后的主成分得分矩陣如表4所示。根據各個指標在主成分中的載荷大小對主成分進行命名。前文從經濟業績角度指標拆分為經營業績和財務狀況兩個主成分，綠色發展和共享發展角度指標合并為社會責任的主成分。結合表3來看，上市公司的經營業績和創新能力對上市公司高質量發展的貢獻率非常顯著，累計貢獻率為41.68%。

本文以選取的主成分的方差貢獻率在累計方差貢獻率的比重作為權數，構建上市公司高質量發展評價的綜合指標，作為衡量上市公司高質量發展的被解釋變量：

HQD＝0.4050×F1＋0.2526×F2＋0.2144×F3＋0.1280×F4

3.2 描述性統計

文中對股權激勵和員工持股計劃兩個子樣本分別進行描述性統計，橫向比較實施股權激勵和員工持股計劃的上市公司在實施激勵方案的前1期和實施當期基本情況的異同；同時，縱向比較在激勵方案實施前1期和激勵方案實施的當期，上市公司的基本情況變化。由表5可知，從實施激勵方案前1期的相關數據來看，實施股權激勵和員工持股計劃的上市公司的基本情況并無顯著差別，但實施股權激勵公司的高質量發展指標優于實施員工持股計劃的公司。從實施激勵方案后的變化趨勢來看，實施股權激勵和員工持股計劃的上市公司在方案實施的當期，高質量發展指標高于前一期，說明高質量發展有一定的提升。

3.3 回歸分析

本文為了檢驗實施股權激勵和員工持股計劃對上市公司高質量發展的影響，對股權激勵子樣本和員工持股計劃子樣本分別按模型（1）、模型（2）進行回歸。表6的（1）（2）列分別列示了在僅控制個體和年份固定效應的情況下和控制所有控制變量的情況下的股權激勵子樣本的回歸結果，在這兩種情形下，EI×Treat的回歸系數分別在1%和10%的水平下顯著為正，說明股權激勵的實施對上市公司的高質量發展有正向激勵效果；表6的（3）（4）列分別列示了員工持股計劃子樣本的回歸結果，在僅控制個體和年份固定效應和控制所有控制變量的情況下，ESOP×Treat的回歸系數不具有統計學意義上的顯著性，說明員工持股計劃對上市公司的高質量發展無促進作用。

從兩個子樣本回歸結果的系數和顯著性對比來看，股權激勵對上市公司高質量發展的激勵作用正面且顯著，股權激勵對上市公司高質量發展的激勵效果好于員工持股計劃，更有利于推動上市公司的高質量發展。

3.4 穩健性檢驗

3.4.1 平行趨勢檢驗

雙重差分法需要滿足平行趨勢假設，本文比較了股權激勵和員工持股計劃實施前4期的處理組和控制組的增長趨勢，從圖1和圖2可以看出，在股權激勵和員工持股計劃實施之前變量的系數在統計意義上均不顯著，滿足平行趨勢假設。

從圖1股權激勵實施之后的變化趨勢來看，在上市公司實施股權激勵的當年及之后的兩年，變量的系數非常顯著，但在第3年變量系數不太顯著，說明股權激勵對上市公司高質量發展的促進作用在實施后第3期消失，股權激勵的激勵效果時效為3年。從圖2員工持股計劃子樣本實施之后的變化趨勢來看，在員工持股計劃實施之后，除第二年外，系數并未發生顯著變動，即員工持股計劃對上市公司的高質量發展并未產生顯著激勵效果。

3.4.2 安慰劑檢驗

筆者隨機化了股權激勵子樣本處理組（實施了股權激勵的上市公司）和控制組（未實施股權激勵的上市公司），即不論上市公司是否實施了股權激勵，隨機選出部分上市公司作為新處理組，保持隨機選出的處理組中上市公司數量與原處理組中的上市公司數量一致；同時，隨機化了股權激勵的實施時間，即為新處理組中的所有上市公司隨機選出一個年份作為股權激勵實施的年份。在此基礎上，利用新的樣本重新對模型（1）進行雙重差分法回歸，將上述過程重復1000次，由此可以得到1000個EI×Treated的估計系數。結果顯示，針對模型（1）的安慰劑檢驗的估計系數的均值為-0.0078，與模型（1）的對應回歸系數相比有顯著區別。安慰劑檢驗的結果從反事實的角度證實，前文回歸結果的穩健性。

4 研究結論與對策建議

4.1 研究結論

本文以我國A股上市公司為樣本，構建上市公司高質量發展評價綜合指標，定量研究了股權激勵和員工持股計劃的實施對上市公司高質量發展的影響，并對兩者的激勵效果進行定量比較，從而得出結論：股權激勵能夠有效促進上市公司高質量發展。實施股權激勵后，上市公司高質量發展得到顯著提升，股權激勵對高質量發展產生的激勵效果持續時間約為3年。從回歸結果對比來看，上市公司股權激勵對高質量發展的促進作用要顯著優于員工持股計劃。

4.2 對策建議

股權激勵是上市公司促進高質量發展的更優選項。鑒于股權激勵能夠給上市公司高質量發展帶來正向激勵效果，在經濟由高速發展向高質量發展的轉型階段，股權激勵能夠加速上市公司轉型，推動上市公司高質量發展。同時，考慮到股權激勵的激勵效果時效性，上市公司可以通過周期性實施股權激勵來克服其時效短的不足。

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