实证分析与检验

一、IPO前高管股权与离职行为的回归分析

为检验假设1，笔者使用Logistic回归模型检验IPO前高管个人的持股行为对离职行为的影响。表6给出了Logistic回归模型的检验结果。

注：*、**和***分别表示10%、5%和1%的显著性水平，括号中的数字为z统计量。以下各表同。

在表6中，回归式（1）使用全部样本检验管理层持股行为（Share_dumy）对IPO后离职行为的影响。回归结果表明，变量Share_dumy的回归系数分别为—0.44和—0.30，分别在1%和5%的显著性水平上显著为负，这表明持股管理层相对于非持股管理层具有更低的离职率，该结果支持假设1，即IPO前持有股权的高层管理人员在IPO后的离职率将更低。同时也说明总体而言，IPO管理层股权福利效应的影响较风险投资效应更加显著。

回归式（2）、（3）和（4）分别检验不同管理层职位的持股行为对IPO后离职行为的影响。按照管理层职位分为董事、高级管理人员和监事三个样本组，分别进行检验。根据回归式（2）董事会成员样本组的回归结果，变量Share_dumy的回归系数分别为—0.47和—0.41，分别在10%和5%的显著性水平上显著为负，表明对董事会成员而言，相对于非持股人员，持股人员的离职可能性更低。在回归式（3）的高级管理人员样本组中，变量Share_dumy的回归系数分别为—0.70和—0.48，均在5%的显著性水平上显著为负，表明持股高级管理人员相对非持股人员而言离职的可能性更低。在回归式（4）的监事会成员样本组中，变量Share_dumy的对上市后一年和二年的影响系数均不显著，这表明对监事会成员而言，持股行为并没有显著影响其离职决策。综合回归式（2）—（4）的结果可以看出，董事会成员和高级管理人员的持股行为对上市后的离职均产生显著的负向影响，而这种影响对监事会成员则并不显著。其原因可能在于：（1）相对于董事和高管职位的工作强度和压力，监事会成员并不需要付出较大的精力和负担较重的压力，因此工作强度的差异可能降低股权对离职行为的影响。（2）我国《公司法》规定，职工代表监事至少占监事会成员的三分之一。这部分职工代表监事通常为公司声望和忠诚度较高的老员工，因此其离职的可能性较低，从而使股权对监事产生的激励作用相对于职工代表而言并不显著。

从控制变量的影响看，P_B变量的系数在回归式（1）和（3）中显著为正，说明对于高级管理人员，市场对公司股票的过高估值会加剧其离职的可能性。但是这种影响在董事和监事样本组中并不显著。在回归式（1）—（3）中，Age变量的系数均显著为正，这表明年龄越大、管理经验越丰富的管理人员离职的可能性越大，这与Murphy（1999）的结论是一致的。从股权性质Pri和大股东持股比例Fshare变量来看，两个变量的回归系数在各回归中结果并不一致，因此无法得出一致的结论。管理层年薪变量Wage的系数在各回归式中均显著为负，表明管理层年薪越高，离职可能性越低，这与前文的预期是一致的。公司规模Lnsize和净资产收益率的差额ROE_dif变量在各回归式中系数显著性并不一致，因此这两个因素对离职行为的影响尚不能取得一致结论。

在表7的回归结果表中，回归式（5）—（8）分别使用全部样本、董事会成员、高级管理人员、监事会成员四类样本，检验持股比例变量Share_p对离职行为的影响。结果表明，董事会成员和高级管理人员两类样本中，持股比例对离职行为具有显著的负向影响。其主要原因可能是由于中小企业板中高管持股比例比较低，平均仅为2.3%，中位数为0.82%，有限的持股规模使得高管人员并不能完全依靠财富效应达到财富自由，因此从高管人员的总体上表现为福利效应对离职行为的负向作用更加突出，这与假设1的观点是一致的。从其他控制变量的系数来看，与表6的回归结果是一致的。

二、入股类型与高管离职行为之间关系的回归分析

为检验不同入股类型对IPO后离职行为的影响，笔者区分投资型入股和投机型入股两种股权类型，检验结果如表8所示。

表8的回归结果中，回归式（9）使用全部样本，检验投资型入股（Type_1）和投机型入股（Type_2）对上市后一年和二年离职行为的影响。回归结果显示，投资型入股对上市后一年和二年的影响系数分别为—0.54和—0.39，且分别在1%和5%的显著性水平上显著为负，而投机型入股的系数均不显著，这表明相对于非持股管理层，投资型入股的管理层离职率显著较低，而投机型入股的管理层离职率并没有显著降低。考虑到2008年4月，证监会颁布了“关于进一步规范中小企业板上市公司董事、监事和高级管理人员买卖本公司股票行为的通知”，该项规定在《公司法》要求“离职后半年内，不得转让其所持有的股份”的基础上，进一步延长了高管离职后的变现时间（该“通知”的影响将在后文进一步分析），因此对投机型入股会可能产生显著影响。为此，笔者选择没有受到政策影响之前的在2007年之前上市的样本，共651个观测值，检验不同入股类型的影响。回归结果如表中回归式（10）所示，Type_2的系数分别为1.60和0.82，且分别在5%和10%的显著性水平上显著为正，这表明在监管政策加强之前，相对于非持股管理层而言，投机型入股的管理层具有更高的离职倾向。

回归式（11）使用持股的管理层人员作为样本，分析相对于投资型入股，投机型入股对离职行为的影响，以进一步验证两种入股类型对离职率影响的差异。结果表明，Type_2的系数分别为0.57和0.56，分别在10%和5%的显著性水平上显著为正，这表明相对于投资型入股而言，投机型入股的管理层离职率更高，这与假设2的结论是一致的。

三、财富效应对离职行为的影响

为分析财富效应对IPO后离职行为的影响，笔者区分投资型入股和投机型入股两种类型，并通过引入交乘项检验两者的交互作用，检验针对不同的入股类型，财富效应的影响是否存在显著差异。回归结果见表9。

在表9的回归中，为比较不同入股类型的差异，笔者使用了持股的管理人员样本。回归式（12）检验股权增值率与入股类型对离职行为的交互影响。结果显示，WealthR的系数分别为—0.19和—0.09，分别在10%和5%的显著性水平上显著为负，表明对投资型入股的管理层而言，股权增值率与高管离职的可能性负相关，这意味着投资型入股的股权福利效应表现的更加显著。交乘项WealthR*Type_2的系数为0.25和0.05，均在10%的显著性水平上显著为正。这表明，股权增值率对离职行为的影响对投资型入股和投机型入股显著不同，对投机型入股而言，股权增值率会更大幅度地提高高管人员的离职可能性。

回归式（13）检验股权增值规模的影响，从回归结果看，Type_2的回归系数分别为0.07和0.50，分别在5%和10%的显著性水平上显著为正，表明投机型入股的高管人员离职率显著高于投资型入股。对上市后一年离职行为的影响上，Wealth变量的系数为—0.11，交乘项Wealth*Type_2的系数为0.25，且在10%的显著性水平上显著为正。这表明相对于投资型入股而言，股权增值规模对投机型入股具有更高的正向影响。可见，相对于投资型入股的高管人员，股权增值规模会显著提高投机型入股高管人员的离职可能性。这与假设3是一致的。从对上市后二年离职行为的影响上，Wealth变量和Wealth*Type_2变量的影响均不显著。说明增值规模对两类股权的影响主要体现在上市后的短期时间内。

回归式（14）检验市值薪酬比对离职行为的影响，变量WealthW和交乘项WealthW*Type_2的系数均不显著。这表明市值薪酬比对投资型和投机型入股的影响均不显著。可见，财富效应对离职行为的影响不仅取决于IPO股权的类型，而且财富效应的不同维度影响也并不相同。

笔者认为，不同的财富效应计量指标体现了IPO股权增值的不同角度，而不同角度的计量方法影响可能并不相同，但都能从不同侧面说明财富效应的影响方式。综合回归式（12）—（14）的结果，WealthR和Wealth的系数表明，对投机型入股而言，股权增值率和增值程度会更大幅度地提高高管人员上市后一年内的离职可能性。因此笔者认为，从股权增值率和增值额的角度，结论支持假设3，即相对于投资型入股的管理层人员，财富效应对投机型入股管理层人员的离职可能性影响程度更高。

四、监管政策的影响

2008年4月28日，深圳证券交易所发布了“关于进一步规范中小企业板上市公司董事、监事和高级管理人员买卖本公司股票行为的通知”（以下简称“通知”），该通知对高管离职后的减持行为进一步进行了规范，要求离任六个月后的十二个月内通过证券交易所挂牌交易出售本公司股票数量占其所持有本公司股票总数的比例不超过50%。该规定在《公司法》要求“离职后半年内，不得转让其所持有的股份”基础上，进一步延长了高管离职后的变现时间。从高管人员的角度看，该规定限制了他们通过离职实现快速变现的可能性。因此，如果IPO高管股权存在风险投资效应，那么应该可以预期，规定颁布之后IPO股权对高管离职行为的影响应该会降低。为此，笔者对“通知”颁布前后的高管离职情况进行比较。选择2007年之前上市的公司和2008年4月28日之后上市公司的高管人员分别作为“通知”颁布前后的样本，比较其上市后一年的离职率是否受到影响。比较结果如表10所示。

表10的数据显示，“通知”颁布后，持股高管人员的离职率从14.38%降为7.86%，差额6.52%的T检验在10%的显著性水平上显著。而非持股的高管人员离职率从17.03%略降至16.71%，差异并不显著。这表明延长高管人员离职后锁定期的政策措施起到了降低持股高管离职的效果。进一步，为检验监管强化政策对不同入股类型的影响，笔者使用虚拟变量After代表政策变化，“通知”颁布后变量取值为1，之前取值为0，用以检验政策颁布前后不同入股类型对IPO后短期离职行为的影响。回归结果如表11所示。

从表11的回归结果表中可以看出，Type_1变量系数为—0.22，且在10%的显著性水平上显著为负，表明政策颁布前投资型入股对离职的影响显著为负，这与前文的结论是一致的。After*Type_1的系数为—0.73，但并不显著，说明“通知”的颁布对投资型入股的高管离职行为并没有明显影响。但从投机型入股来看，Type_2的系数为1.18，在1%的显著性水平上显著为正，这表明“通知”颁布前，投机型入股会提高高管人员离职的可能性，同时，After*Type_2的系数为—0.84，且在10%的显著性水平上显著为正。这表明“通知”颁布后，投机型入股的高管人员离职率显著下降。可见，“通知”对高管离职行为的影响主要是通过影响投机型入股人员的离职行为发生作用的。这意味着通过延长高管离职变现期限的监管政策，能够起到降低股权的风险投资效应，进行抑制高管离职倾向的作用。

五、稳健性检验

在主要回归检验中，笔者使用了管理者离职作为衡量指标，但并没有区分管理者是主动离职还是被动辞退。因为公司高管离职不论是否自愿，通常均已辞职的形式进行公告，因此从公告形式上无法直接判断管理层的离职是否为主动离职。为更谨慎地计量离职行为，笔者进一步加强限制条件。考虑到管理层被迫离职主要发生在业绩下滑或者年龄过高的情况下，因此笔者选择公司经营业绩上升期且年龄小于60岁的样本作为主动离职的样本。具体的选择标准为：（1）公司当年净利润高于上一年度，且高管人员发生离职；（2）管理层人员年龄小于60岁。需要说明的是，以上标准并不能确保样本为全部为主动离职，但是可以尽量去除可能被迫离职的样本。重新检验前文的主要回归模型，回归结果见表12。

表12中的回归结果显示，Share_dumy变量对IPO后一年和二年的离职影响分别为—0.49和—0.32，均在10%的显著性水平上显著为负，表明相对非持股高管而言，持股管理层具有更低的离职率。在回归式（17）中，Type_1变量系数分别为—0.77和—0.51均在5%的显著性水平上显著为负，而Type_2变量均不显著。表明投资型入股的管理层离职率显著较低，而投机型入股对离职行为并没有这种影响，这意味着投机型入股放大了IPO股权的风险投资效应，进而抵消了福利效应的影响，这与前文的结论是一致的。回归式（18）使用持股管理层样本，检验投机型入股对离职行为的影响，Type_2变量的系数分别为1.27和0.61，且分别在5%和10%的显著性水平上显著为正。表明相对于投资型入股而言，投机型入股的高管具有更高的离职倾向。