(安徽大學(xué)商學(xué)院，安徽 合肥 230601)

一、引言

近年來，加快產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型和升級成為我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展中亟需解決的問題。產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型和升級的核心是提高全要素生產(chǎn)率（Total Factor Productivity，TFP），其關(guān)乎我國經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展目標(biāo)的實(shí)現(xiàn)。2016年1月18日，習(xí)近平總書記在省部級主要領(lǐng)導(dǎo)干部學(xué)習(xí)貫徹黨的十八屆五中全會精神專題研討班上的講話中強(qiáng)調(diào)，要“通過優(yōu)化要素配置和調(diào)整生產(chǎn)結(jié)構(gòu)來提高供給體系質(zhì)量和效率，進(jìn)而推動經(jīng)濟(jì)增長”。企業(yè)可通過提升全要素生產(chǎn)率提高產(chǎn)出，由于全要素生產(chǎn)率的提升所帶來的產(chǎn)出收益具備可持續(xù)性，因而其能夠成為企業(yè)產(chǎn)出持續(xù)健康發(fā)展的源動力［1］。根據(jù)新古典經(jīng)濟(jì)增長理論，全要素生產(chǎn)率的提升得益于資本和勞動的增加，勞動相較于資本更具有主觀能動性，因而研究如何通過勞動提高全要素生產(chǎn)率的現(xiàn)實(shí)意義較強(qiáng)。員工是企業(yè)落實(shí)生產(chǎn)的基石，是勞動的提供者，全要素生產(chǎn)率的提升離不開員工的不懈努力，提高員工滿意度、留住人才、保護(hù)員工利益是企業(yè)提升全要素生產(chǎn)率的主要方式［2］-［4］。因此，以員工為主體因素探究企業(yè)全要素生產(chǎn)率的提升具有較強(qiáng)的現(xiàn)實(shí)意義。

具體研究中，員工信息披露不足成為研究此類問題的“絆腳石”，而上市公司實(shí)施員工持股計(jì)劃（Employee Stock Ownership Plan，ESOP）為研究此類課題提供了重要突破口。2014年6月20日，證監(jiān)會發(fā)布了《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》（以下簡稱《指導(dǎo)意見》），首次對上市公司實(shí)施員工持股計(jì)劃的原則、內(nèi)容、實(shí)施程序和監(jiān)管等方面作出了指導(dǎo)和要求，并獲得了不錯(cuò)的市場反應(yīng)。據(jù)WIND數(shù)據(jù)庫統(tǒng)計(jì)，截至2019年底，A股上市公司中實(shí)施員工持股計(jì)劃的已達(dá)919家。根據(jù)《指導(dǎo)意見》，員工持股計(jì)劃的主要實(shí)施對象并非管理層，而為廣大普通員工，其目的是通過員工持有企業(yè)股票的形式將員工與企業(yè)組成“命運(yùn)共同體”［5］?，F(xiàn)如今多數(shù)企業(yè)員工以固定薪金和績效補(bǔ)貼兩種形式獲取勞動報(bào)酬，薪酬不與企業(yè)剩余收益掛鉤，長此以往員工很難保持工作熱情，無法對企業(yè)產(chǎn)生歸屬感，甚至缺少關(guān)注企業(yè)長期價(jià)值的意愿［6］。當(dāng)企業(yè)實(shí)施員工持股計(jì)劃后，員工以通過二級市場持有該公司股票的方式實(shí)現(xiàn)了與企業(yè)剩余利益的捆綁，員工的積極性和創(chuàng)造性得以激發(fā)，從而更加主動地參與企業(yè)日常的生產(chǎn)經(jīng)營活動［7］［8］，可能提升全要素生產(chǎn)率。然而，近年來受政策波動、資本市場起伏不定、公司治理體制不完善等因素的影響，員工持股計(jì)劃實(shí)施后的實(shí)際經(jīng)濟(jì)效益仍存在諸多不確定性。同時(shí)，當(dāng)前員工持股計(jì)劃實(shí)施年份較短、鎖定期不長，為員工帶來福利的同時(shí)也給企業(yè)管理層施加了一定壓力［9］，唯有保證股價(jià)不突破員工持股的價(jià)格底線才能給員工帶來真正的收益。盈利的不確定性對員工的積極性造成一定的影響，進(jìn)而影響企業(yè)的全要素生產(chǎn)率。那么，員工持股計(jì)劃的實(shí)施會給企業(yè)全要素生產(chǎn)率帶來什么樣的影響？下文將逐步進(jìn)行探究。

本文選取2014—2018年滬深A(yù)股非金融上市公司作為研究樣本，實(shí)證檢驗(yàn)了實(shí)施員工持股計(jì)劃對企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響及其作用路徑，研究結(jié)果表明實(shí)施員工持股計(jì)劃能顯著提升全要素生產(chǎn)率。進(jìn)一步探究影響機(jī)制發(fā)現(xiàn)，實(shí)施員工持股計(jì)劃可通過增加創(chuàng)新產(chǎn)出進(jìn)而提高全要素生產(chǎn)率；考察產(chǎn)權(quán)性質(zhì)的情境因素，只有在國有企業(yè)中，實(shí)施員工持股計(jì)劃顯著提升了全要素生產(chǎn)率。穩(wěn)健性檢驗(yàn)中，本文通過替換變量、工具變量法、傾向得分匹配和固定效應(yīng)、隨機(jī)效應(yīng)回歸方式緩解了內(nèi)生性問題，原有研究結(jié)論均無變化。

本文的貢獻(xiàn)主要表現(xiàn)在如下三點(diǎn)：首先，已有研究較多從宏觀視角考察全要素生產(chǎn)率的影響因素，本文從微觀視角鎖定直接影響全要素生產(chǎn)率的員工因素，考察了員工持股計(jì)劃與全要素生產(chǎn)率之間的關(guān)系，豐富了提升企業(yè)全要素生產(chǎn)率相關(guān)領(lǐng)域的研究。其次，本文證實(shí)了實(shí)施員工持股計(jì)劃可通過企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出、經(jīng)濟(jì)增加值影響企業(yè)全要素生產(chǎn)率，并揭示了在不同產(chǎn)權(quán)性質(zhì)和代理成本情境下員工持股計(jì)劃對全要素生產(chǎn)率的不同影響，以及員工持股計(jì)劃的實(shí)施對企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響機(jī)理。最后，本文探討了員工持股計(jì)劃實(shí)施后的經(jīng)濟(jì)后果，對于企業(yè)積極推進(jìn)員工持股計(jì)劃的實(shí)施、保護(hù)員工利益具有一定的理論意義。

二、理論分析與研究假設(shè)

（一）員工持股計(jì)劃與全要素生產(chǎn)率

企業(yè)中，委托代理關(guān)系不僅存在于股東和高管之間，還存在于管理者和員工之間，股東為管理者的委托人，管理者為員工的委托人。員工處于委托代理關(guān)系的最劣勢方，但員工的努力程度和工作態(tài)度關(guān)系到公司的正常運(yùn)轉(zhuǎn)［10］。倘若員工對工作失去信心、懈怠工作，即使公司將資源運(yùn)用在升級設(shè)備及其他途徑，企業(yè)全要素生產(chǎn)率也無法提高［11］，因此員工對于企業(yè)全要素生產(chǎn)率的提高起到關(guān)鍵作用［12］。如果能保持股東、管理層、員工利益的一致性，建立利益共同體，通過共擔(dān)風(fēng)險(xiǎn)、共享收益方式將員工與企業(yè)長期鎖定，使得員工更加積極面對工作，委托代理問題將得以緩解［13］-［15］，員工積極性將得以維持，企業(yè)全要素生產(chǎn)率也相應(yīng)得以提升。員工持股計(jì)劃恰能為此提供切實(shí)可行的解決方案［16］。

根據(jù)心理所有權(quán)理論，當(dāng)員工感到待遇有失公平時(shí)，其心理所有權(quán)較低［17］［18］。此時(shí)，員工對公司歸屬感降低，工作積極性下降，對企業(yè)全要素生產(chǎn)率產(chǎn)生負(fù)面影響。實(shí)施員工持股計(jì)劃，員工成為企業(yè)所有者之一，其心理所有權(quán)程度提升，對自身身份認(rèn)同感加強(qiáng)，有助于提升員工滿意度，激勵員工自主完成工作［19］，進(jìn)而提升企業(yè)全要素生產(chǎn)率。

實(shí)施員工持股計(jì)劃后，員工完成了從“打工仔”到“小老板”的角色轉(zhuǎn)變。此時(shí)，員工離職機(jī)會成本增加，倘若員工選擇離職，不僅要面對失業(yè)壓力，而且會損失寶貴的企業(yè)股權(quán)資源［20］。全要素生產(chǎn)率的提高離不開資本和勞動要素的提升，而人才流失，尤其是關(guān)鍵領(lǐng)域的人才流失將嚴(yán)重?fù)p害企業(yè)全要素生產(chǎn)率，進(jìn)而增加企業(yè)無法正常運(yùn)轉(zhuǎn)的風(fēng)險(xiǎn)。實(shí)施員工持股計(jì)劃將員工和企業(yè)利益綁定，能夠幫助企業(yè)留住人才、提升全要素生產(chǎn)率。綜上所述，提出假設(shè)1：

H1：限定其他條件，實(shí)施員工持股計(jì)劃能夠提升企業(yè)全要素生產(chǎn)率。

（二）員工持股計(jì)劃、創(chuàng)新產(chǎn)出、全要素生產(chǎn)率

創(chuàng)新是引領(lǐng)發(fā)展的第一動力，是建設(shè)現(xiàn)代化經(jīng)濟(jì)體系的戰(zhàn)略支撐。員工是企業(yè)創(chuàng)新的中堅(jiān)力量，員工行為直接影響創(chuàng)新產(chǎn)出的數(shù)量與質(zhì)量，員工的忠誠度和執(zhí)行力度是企業(yè)創(chuàng)新活動不可或缺的因素［21］-［23］。企業(yè)實(shí)施員工持股計(jì)劃使得員工持有公司股權(quán)，有利于提高員工的自主性和創(chuàng)造性，激發(fā)其創(chuàng)新思維，進(jìn)而提高創(chuàng)新產(chǎn)出水平。同時(shí)，實(shí)施員工持股計(jì)劃有助于增進(jìn)員工之間的交流，增強(qiáng)員工聚合力，進(jìn)而促進(jìn)創(chuàng)新產(chǎn)出。再者，企業(yè)創(chuàng)新需要各個(gè)部門、各個(gè)環(huán)節(jié)協(xié)調(diào)合作，員工持股計(jì)劃激勵的對象是廣大員工，有利于協(xié)調(diào)人員和資源，使得各個(gè)部門相互合作，形成創(chuàng)新合力，增強(qiáng)創(chuàng)新產(chǎn)出能力［24］。

根據(jù)新古典主義理論，全要素生產(chǎn)率反映了由技術(shù)創(chuàng)新引起的生產(chǎn)函數(shù)的變化，由于存在學(xué)習(xí)效應(yīng)，研究人員之間的知識流動和互補(bǔ)使得技術(shù)創(chuàng)新速度更快。因此，提高技術(shù)創(chuàng)新投入將加快創(chuàng)新產(chǎn)出速度，進(jìn)而提升全要素生產(chǎn)率水平［25］。產(chǎn)品創(chuàng)新產(chǎn)出通過創(chuàng)造一種新的需求來源引發(fā)規(guī)模效應(yīng)，或通過減少成本的方式促進(jìn)于企業(yè)生產(chǎn)率的提升。雖然創(chuàng)新產(chǎn)出將原有產(chǎn)品逐出市場，由于新產(chǎn)品的同類相食效應(yīng)，全要素生產(chǎn)率存在短暫下降的可能，但是隨著學(xué)習(xí)效應(yīng)，全要素生產(chǎn)率會逐漸提高［26］。因此，無論是技術(shù)創(chuàng)新還是產(chǎn)品創(chuàng)新產(chǎn)出都將促進(jìn)全要素生產(chǎn)率的提升。綜上所述，提出假設(shè)2：

H2：限定其他條件，實(shí)施員工持股計(jì)劃通過提高創(chuàng)新產(chǎn)出而提升全要素生產(chǎn)率。

（三）員工持股計(jì)劃、產(chǎn)權(quán)性質(zhì)、全要素生產(chǎn)率

產(chǎn)權(quán)性質(zhì)不同導(dǎo)致企業(yè)在資源獲取和公司架構(gòu)方面存在明顯差異，進(jìn)而導(dǎo)致參與實(shí)施員工持股計(jì)劃的動機(jī)和過程存在較大差別［27］。處在市場經(jīng)濟(jì)環(huán)境中，國有企業(yè)與政府之間存在天然的聯(lián)系，其在資源的可獲得性和資源獲得的持續(xù)性方面具備得天獨(dú)厚的優(yōu)勢［28］。因此，相較于非國有企業(yè)，國有企業(yè)實(shí)施員工持股計(jì)劃后，由于其具有較為穩(wěn)定的資源獲取渠道，且股價(jià)與企業(yè)業(yè)績關(guān)聯(lián)度相對較高，股價(jià)更為穩(wěn)定，員工對于持有該公司股票充滿信心。同時(shí)，員工的努力程度將會影響企業(yè)的經(jīng)營效果，進(jìn)而影響員工的收益，國有企業(yè)中，多種正向激勵因素使得員工更加投入工作，有利于全要素生產(chǎn)率提升。

同時(shí)，由于不同產(chǎn)權(quán)性質(zhì)的企業(yè)存在不同的組織架構(gòu)，國有企業(yè)中，同級員工之間收入、福利待遇差距較小，趨同效應(yīng)使得員工更加注重平等。國有企業(yè)實(shí)施員工持股計(jì)劃后，穩(wěn)定的工作環(huán)境使得員工工作之余的壓力得以減輕，員工能更加專注于本職工作，提高工作效率，進(jìn)而可以提高全要素生產(chǎn)率。綜上所述，提出假設(shè)3：

H3：限定其他條件，相較于非國有企業(yè)，國有企業(yè)實(shí)施員工持股計(jì)劃后顯著提高全要素生產(chǎn)率。

三、研究設(shè)計(jì)

（一）研究樣本與數(shù)據(jù)來源

本文選取2014—2018年滬深A(yù)股上市公司為初始研究樣本。根據(jù)以下標(biāo)準(zhǔn)對樣本進(jìn)行篩選：(1)避免公司資本結(jié)構(gòu)特殊性產(chǎn)生的影響，刪除金融類上市公司；(2)規(guī)避財(cái)務(wù)異常的影響，剔除了ST、*ST等交易狀態(tài)異常的上市公司；(3)刪除員工持股計(jì)劃未被股東大會通過或已停止實(shí)施的樣本公司；(4)去除相關(guān)數(shù)據(jù)不完整的上市公司；(5)為避免極端值對回歸結(jié)果的影響，本文對總樣本中所有連續(xù)變量數(shù)據(jù)在1%和99%的百分位進(jìn)行縮尾處理。按上述標(biāo)準(zhǔn)處理后，本文最終獲得9843個(gè)觀測值。其中，員工持股計(jì)劃數(shù)據(jù)來源于WIND數(shù)據(jù)庫，企業(yè)性質(zhì)和交易狀態(tài)數(shù)據(jù)來源于CCER數(shù)據(jù)庫，其余數(shù)據(jù)均源自CSMAR數(shù)據(jù)庫。

（二）研究模型與變量定義

1.員工持股計(jì)劃與全要素生產(chǎn)率

為檢驗(yàn)員工持股計(jì)劃對全要素生產(chǎn)率的影響，本文借鑒趙健宇和陸正飛［29］的研究建立以下線性模型：

模型中的被解釋變量是全要素生產(chǎn)率（TFP）。該指標(biāo)能夠詮釋總產(chǎn)出中投入的具體要素，其中以知識水平、制度環(huán)境和管理技能等為代表［30］，更能夠綜合體現(xiàn)員工持股計(jì)劃提出后的生產(chǎn)質(zhì)量和效率。考慮到參數(shù)法估計(jì)全要素生產(chǎn)率可能產(chǎn)生的反向因果關(guān)系所造成的內(nèi)生性問題［31］，本文采用Levinsohn&Petrin提出的Levinsohn－Petrin法（簡稱LP法）計(jì)算全要素生產(chǎn)率［32］。

表1 變量的定義

?

解釋變量為員工持股計(jì)劃（ESOP），具體為上市公司i在第t年是否實(shí)施員工持股計(jì)劃，若該公司實(shí)施了員工持股計(jì)劃賦值為1，否則為0。

參考已有研究，本文選取如下控制變量：總資產(chǎn)收益率（ROA）、市賬比（MB）、上市年齡（AGE）、股權(quán)集中度（OWNERSHIP）、董事會規(guī)模（BOARD）、兩職合一（DUAL）、獨(dú)董比例（INDE）和員工數(shù)目（NE）。同時(shí)，本文還控制了行業(yè)（IND）和年度（YEAR）虛擬變量。具體變量定義如表1所示。

2.員工持股計(jì)劃與全要素生產(chǎn)率：創(chuàng)新產(chǎn)出（INNO）的中介效應(yīng)

為檢驗(yàn)員工持股計(jì)劃是否通過創(chuàng)新產(chǎn)出影響TFP，本文構(gòu)建以下中介模型。

模型中的中介變量是創(chuàng)新產(chǎn)出。由于專利申請存在一定滯后性，本文采用滯后一期的專利申請數(shù)量度量創(chuàng)新產(chǎn)出。實(shí)證研究中，本文對創(chuàng)新產(chǎn)出變量作加1取自然對數(shù)處理。

3.員工持股計(jì)劃與全要素生產(chǎn)率：產(chǎn)權(quán)性質(zhì)（SOE）的調(diào)節(jié)效應(yīng)

為檢驗(yàn)不同產(chǎn)權(quán)性質(zhì)下實(shí)施員工持股計(jì)劃對全要素生產(chǎn)率產(chǎn)生的影響是否相同，本文采取分樣本回歸的方法，即根據(jù)產(chǎn)權(quán)性質(zhì)的差異分別對國有企業(yè)和非國有企業(yè)進(jìn)行多元回歸，以驗(yàn)證假設(shè)3。

四、實(shí)證研究與結(jié)果分析

（一）描述性統(tǒng)計(jì)分析

表2報(bào)告了樣本中變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果。其中，LP法計(jì)算的全要素生產(chǎn)率（TFP）的均值為5.7165，標(biāo)準(zhǔn)差為1.0552，最小值為2.8776，最大值為9.1667，樣本中的全要素生產(chǎn)率數(shù)據(jù)偏正態(tài)分布。ESOP的均值為0.0632，標(biāo)準(zhǔn)差為0.2433，且到3/4分位數(shù)取值仍為0，說明實(shí)施員工持股計(jì)劃的公司在A股市場上占據(jù)份額較少。創(chuàng)新產(chǎn)出（INNO）的均值為3.1938，標(biāo)準(zhǔn)差為1.4053，最小值為0.6931，最大值為9.9089，說明各公司創(chuàng)新產(chǎn)出差異有限，創(chuàng)新產(chǎn)出逐漸引起公司重視，因而成為本文關(guān)注的焦點(diǎn)之一。產(chǎn)權(quán)性質(zhì)（SOE）的均值是0.3307，說明樣本中國有企業(yè)數(shù)量遠(yuǎn)多于非國有企業(yè)，為避免樣本數(shù)量差異給研究產(chǎn)權(quán)性質(zhì)的調(diào)節(jié)效應(yīng)造成影響，故本文未采取交乘項(xiàng)顯著性而采用分樣本回歸的方法進(jìn)行研究。文中所有控制變量均處于正常分布區(qū)間。

表2 變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果

（二）變量間的相關(guān)性分析

表3報(bào)告了主要變量間的相關(guān)性分析結(jié)果。ESOP與TFP在Peason檢驗(yàn)下相關(guān)系數(shù)為0.0472，Spearman檢驗(yàn)下相關(guān)系數(shù)為0.0517，均在1%水平上顯著為正。中介變量創(chuàng)新產(chǎn)出（INNO）與ESOP的相關(guān)系數(shù)在Peason檢驗(yàn)和Spearman檢驗(yàn)下分別0.0528和0.0559，且均在1%水平上正向顯著。產(chǎn)權(quán)性質(zhì)與員工持股計(jì)劃（ESOP）在Peason檢驗(yàn)和Spearman檢驗(yàn)下相關(guān)系數(shù)均為-0.1364，且均顯著，表明非國有企業(yè)相較于國有企業(yè)在實(shí)施員工持股計(jì)劃的積極性方面差異明顯，為假設(shè)3提供了數(shù)據(jù)支持。

表3 主要變量的相關(guān)性分析

（三）多元回歸分析

1.員工持股計(jì)劃（ESOP）對全要素生產(chǎn)率的影響

表4報(bào)告了員工持股計(jì)劃與全要素生產(chǎn)率的多元回歸結(jié)果，上市公司實(shí)施員工持股計(jì)劃（ESOP）與全要素生產(chǎn)率（TFP）呈顯著正相關(guān)關(guān)系（系數(shù)為0.0778，T值為2.4010），表明實(shí)施員工持股計(jì)劃提高了企業(yè)全要素生產(chǎn)率，假設(shè)1得到驗(yàn)證。當(dāng)企業(yè)重視員工利益時(shí)，會將員工與公司視作命運(yùn)共同體，促使員工提高積極性，進(jìn)而提高全要素生產(chǎn)率?？刂谱兞恐校傎Y產(chǎn)收益率與全要素生產(chǎn)率有顯著的正向關(guān)系，說明公司盈利能力越強(qiáng)全要素生產(chǎn)率越高；公司上市年齡在回歸結(jié)果中顯著為正，說明全要素生產(chǎn)率隨著公司成熟度的提高而提高；員工數(shù)目和全要素生產(chǎn)率呈顯著正向相關(guān)，表明全要素生產(chǎn)率的提高需要一定規(guī)模的員工人數(shù)。

表4 員工持股計(jì)劃與全要素生產(chǎn)率

2.員工持股計(jì)劃與全要素生產(chǎn)率：創(chuàng)新產(chǎn)出（INNO）的中介效應(yīng)

表5報(bào)告了員工持股計(jì)劃通過提高創(chuàng)新產(chǎn)出進(jìn)而提高全要素生產(chǎn)率的回歸結(jié)果。表中第（1）列ESOP系數(shù)為0.0778（T值2.4010），顯著為正；第（2）列ESOP的系數(shù)也顯著為正，為0.3551（T值6.3004）；第（3）列中，INNO的系數(shù)在1%水平上顯著為正，第（3）列相較于第（1）列ESOP的系數(shù)和T值均顯著下降，且Sobel Z值為5.3351，以上結(jié)果表明實(shí)施員工持股計(jì)劃能夠通過促進(jìn)創(chuàng)新產(chǎn)出進(jìn)而提升全要素生產(chǎn)率，假設(shè)2成立。

表5 員工持股計(jì)劃與全要素生產(chǎn)率：創(chuàng)新產(chǎn)出的中介效應(yīng)

3.員工持股計(jì)劃與全要素生產(chǎn)率：產(chǎn)權(quán)性質(zhì)（SOE）的調(diào)節(jié)效應(yīng)

表6是不同產(chǎn)權(quán)性質(zhì)下員工持股計(jì)劃與全要素生產(chǎn)率的回歸結(jié)果。國有企業(yè)中，ESOP的系數(shù)顯著為正（系數(shù)為0.0835，T值為2.4584）；非國有企業(yè)中，ESOP的系數(shù)為正，但不顯著（系數(shù)為0.0466，T值為0.5326）。回歸結(jié)果表明，國有企業(yè)實(shí)施員工持股計(jì)劃提高了全要素生產(chǎn)率，而非國有企業(yè)實(shí)施員工持股計(jì)劃對全要素生產(chǎn)率沒有顯著影響，假設(shè)3被驗(yàn)證。

表6 員工持股計(jì)劃與全要素生產(chǎn)率：產(chǎn)權(quán)性質(zhì)的調(diào)節(jié)效應(yīng)

五、穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為確保研究結(jié)果的穩(wěn)健性，本文進(jìn)行了如下穩(wěn)健性檢驗(yàn)：

（一）為減少由變量度量方式所導(dǎo)致的誤差，本文采用柯布—道格拉斯（Cobb—Douglas）生產(chǎn)函數(shù)法［33］及 Olley－Pakes法［34］［35］度量 TFP，對文中的假設(shè)H1、H2、H3進(jìn)行重新檢驗(yàn)。表7結(jié)果顯示，被解釋變量為TFP_OLS和TFP_OP時(shí)ESOP的系數(shù)均顯著為正。表8表明，無論解釋變量為TFP_OLS還是TFP_OP，INNO均通過了“員工持股計(jì)劃—創(chuàng)新產(chǎn)出—全要素生產(chǎn)率”的中介效應(yīng)檢驗(yàn)，Sobel Z值分別為4.8707和5.5592，中介效應(yīng)顯著。從表9的結(jié)果看，運(yùn)用TFP_OP及TFP_OLS兩種方法度量全要素生產(chǎn)率時(shí)，國有企業(yè)ESOP的系數(shù)均為正向顯著，而非國有企業(yè)ESOP的系數(shù)均不顯著。以上實(shí)證結(jié)果表明更換被解釋變量與前文研究結(jié)果一致，結(jié)論具有穩(wěn)健性。

表7 替換變量回歸結(jié)果

表8 替換變量后中介效應(yīng)回歸結(jié)果

表9 替換變量后調(diào)節(jié)效應(yīng)回歸結(jié)果

（二）為避免因遺漏變量導(dǎo)致殘差項(xiàng)與解釋變量相關(guān)，進(jìn)而產(chǎn)生內(nèi)生性問題，影響本文研究結(jié)論，故本文采用工具變量法（IV法），選取員工持股計(jì)劃的滯后一期LESOP以及屬于相同行業(yè)（證監(jiān)會一級分類）的員工持股計(jì)劃年度均值A(chǔ)VESOP作為工具變量，均具有外生性。表10報(bào)告了工具變量法的第二階段回歸結(jié)果，ESOP與TFP在1%水平上正向顯著，且模型通過了LM檢驗(yàn)和Wald F檢驗(yàn)。綜上所述，工具變量有效，研究結(jié)論可靠。

表10 工具變量法回歸結(jié)果

（三）由于實(shí)施員工持股計(jì)劃的企業(yè)樣本相對較少，為了避免因樣本選擇差異對研究結(jié)果的可靠性產(chǎn)生影響，本文選擇使用傾向得分匹配法(PSM)對模型進(jìn)行重新擬合。協(xié)變量為文中控制變量，按照1：1比例進(jìn)行匹配，pstest檢查結(jié)果p值均大于0.1，滿足平行假設(shè)。圖1和圖2分別為傾向得分匹配前后控制組和處理組的核密度曲線。相較于匹配前，匹配后處理組和控制組的核密度曲線相似程度明顯提高。本文對匹配后的結(jié)果進(jìn)行OLS回歸，以檢驗(yàn)研究結(jié)論的穩(wěn)定性，同時(shí)采用固定效應(yīng)(FE)和隨機(jī)效應(yīng)(RE)回歸進(jìn)一步解決內(nèi)生性問題。

表11為配對樣本回歸結(jié)果，第（1）列檢驗(yàn)最小二乘法OLS回歸模型下員工持股計(jì)劃對全要素生產(chǎn)率的影響，第（2）列和第（3）列檢驗(yàn)創(chuàng)新產(chǎn)出的中介效應(yīng)，第（4）列和第（5）列檢驗(yàn)產(chǎn)權(quán)性質(zhì)的調(diào)節(jié)效應(yīng)，第（6）列和第（7）列檢驗(yàn)固定效應(yīng)和隨機(jī)效應(yīng)回歸模型下員工持股計(jì)劃對全要素生產(chǎn)率的影響。由第（1）列可知ESOP與TFP回歸系數(shù)顯著為正，表明實(shí)施員工持股計(jì)劃可提高全要素生產(chǎn)率；由第（2）列可知ESOP與INNO的回歸系數(shù)顯著為正，由第（3）列可知INNO與TFP的回歸系數(shù)顯著為正，第（3）列相較于第（1）列ESOP回歸系數(shù)更小，且Sobel Z值為1.73288，創(chuàng)新產(chǎn)出的中介效應(yīng)成立；比較第（4）（5）列ESOP的回歸系數(shù)可知，產(chǎn)權(quán)性質(zhì)的調(diào)節(jié)效應(yīng)成立，與前文結(jié)果一致。RE回歸模型下，ESOP與TFP回歸系數(shù)顯著為正，F(xiàn)E回歸模型下，ESOP與TFP回歸系數(shù)不顯著，且Hausman檢驗(yàn)支持隨機(jī)效應(yīng)，表明結(jié)果具有一定推廣性，支持前文結(jié)論。

表11 PSM回歸結(jié)果

六、進(jìn)一步研究

基于上述研究成果，本文就影響員工持股計(jì)劃與全要素生產(chǎn)率的內(nèi)在機(jī)制展開進(jìn)一步探討，考察員工持股計(jì)劃與全要素生產(chǎn)率之間的深層關(guān)系，具體研究如下所示。

（一）員工持股計(jì)劃與全要素生產(chǎn)率：經(jīng)濟(jì)增加值（EVA）的中介效應(yīng)

企業(yè)實(shí)施員工持股計(jì)劃的動機(jī)是將員工利益與股東利益進(jìn)行綁定，提升企業(yè)的經(jīng)濟(jì)增加值（EVA），體現(xiàn)了公司長久盈利的趨勢，使得員工對公司前景懷揣美好憧憬［36］，進(jìn)而促進(jìn)企業(yè)提高全要素生產(chǎn)率。借鑒宋常［37］等的做法，建立以下中介模型以檢驗(yàn)該機(jī)制是否成立。

本文通過以下算法計(jì)算EVA，為凈利潤+（利息支出+研究開發(fā)費(fèi)用調(diào)整項(xiàng)）×（1-企業(yè)所得稅稅率）-（平均所有者權(quán)益+平均負(fù)債合計(jì)-平均無息流動負(fù)債-平均在建工程）×5.5%，并將計(jì)算結(jié)果加1取自然對數(shù)。

表12 員工持股計(jì)劃與全要素生產(chǎn)率：經(jīng)濟(jì)增加值的中介效應(yīng)

表 12第（1）列 ESOP的系數(shù)為 0.0778（T值2.4010），正向顯著；第（2）列ESOP的系數(shù)顯著為正（系數(shù)為1.5792，T值為2.6601）；第（3）列中EVA與TFP回歸系數(shù)在1%水平上正向顯著，且第（3）列相較于第（1）列ESOP的回歸系數(shù)和T值均有所下降。此外Sobel Z值為2.4356，以上結(jié)果表明經(jīng)濟(jì)增加值在員工持股計(jì)劃對全要素生產(chǎn)率的影響中產(chǎn)生了中介效應(yīng)。

（二）員工持股計(jì)劃與全要素生產(chǎn)率：代理成本（AGENCY）的調(diào)節(jié)效應(yīng)

代理成本的存在為公司的發(fā)展前景帶來了不確定性，過高的代理成本使得公司消耗過多的資源，造成資源浪費(fèi)［38］，使得員工持股計(jì)劃的效果減弱。為檢驗(yàn)不同代理成本情況下員工持股計(jì)劃是否對TFP產(chǎn)生不同影響，本文構(gòu)建了以下調(diào)節(jié)模型。模型中的調(diào)節(jié)變量為代理成本，本文以經(jīng)營費(fèi)用率作為此指標(biāo)的衡量方式［39］。表13是以代理成本作為調(diào)節(jié)變量時(shí)員工持股計(jì)劃與全要素生產(chǎn)率的回歸結(jié)果。員工持股與代理成本的交互項(xiàng)（ESOP×AGENCY）與TFP的回歸系數(shù)為-0.4173（T值-1.7163），呈顯著負(fù)向關(guān)系，表明代理成本較低時(shí)，員工持股計(jì)劃與全要素生產(chǎn)率的正向關(guān)系較強(qiáng)，代理成本制約了員工持股計(jì)劃與全要素生產(chǎn)率的關(guān)系。

表13 員工持股計(jì)劃與全要素生產(chǎn)率：代理成本的調(diào)節(jié)效應(yīng)

七、結(jié)論

本文實(shí)證研究了實(shí)施員工持股計(jì)劃對全要素生產(chǎn)率的影響，結(jié)果表明：（1）企業(yè)實(shí)施員工持股計(jì)劃顯著提高了全要素生產(chǎn)率；（2）實(shí)施員工持股計(jì)劃可通過促進(jìn)創(chuàng)新產(chǎn)出以及提高經(jīng)濟(jì)增加值提高全要素生產(chǎn)率；（3）員工持股計(jì)劃與企業(yè)全要素生產(chǎn)率的關(guān)系受到企業(yè)性質(zhì)和代理成本的影響，表現(xiàn)為實(shí)施員工持股計(jì)劃對全要素生產(chǎn)率產(chǎn)生顯著正向影響僅在國有企業(yè)和代理成本較低時(shí)成立。本文的實(shí)證分析有助于深入理解實(shí)施員工持股計(jì)劃的經(jīng)濟(jì)后果，并為保護(hù)員工利益、促進(jìn)企業(yè)發(fā)展提供證據(jù)支持。

本文的研究結(jié)論還有如下啟示：（1）近年來，關(guān)于實(shí)施員工持股計(jì)劃的經(jīng)濟(jì)后果眾說紛紜。究其原因，主要是受制度設(shè)計(jì)不完善及相關(guān)法律不完備的影響，部分企業(yè)實(shí)施員工持股計(jì)劃后表現(xiàn)出企業(yè)經(jīng)營不穩(wěn)定的狀態(tài)，導(dǎo)致員工持股計(jì)劃受到一定的質(zhì)疑。本文的研究支持了實(shí)施員工持股計(jì)劃的正面影響，但是如何完善員工持股計(jì)劃的制度設(shè)計(jì)和相關(guān)法律建設(shè)仍有待相關(guān)部門解決。（2）新時(shí)代下，員工對企業(yè)的發(fā)展起到了至關(guān)重要的作用，保護(hù)員工利益已然不只是口號，企業(yè)若想長遠(yuǎn)發(fā)展必須重視員工利益。員工持股計(jì)劃的實(shí)施使員工和企業(yè)共處于一條“利益鏈”，企業(yè)管理者必須切實(shí)落實(shí)員工持股計(jì)劃，保證員工利益不受侵害，留住人才，為企業(yè)長久發(fā)展儲備核心力量。（3）員工為了保障自身利益，必須提升其思想境界，提升工作技能，因?yàn)槠渑Τ潭取⒐ぷ餍逝c企業(yè)的發(fā)展息息相關(guān)，同時(shí)也會影響其自身的利益和發(fā)展前途。