高管股權激勵、產權性質與投資現金流敏感性

(中南財經政法大學會計學院，湖北 武漢 430073)

引言

在完美的市場環境中，公司的投資決策與現金流無關，企業的投資行為主要取決于凈現值為正的投資機會(MM，1958)[13]。然而，在現實的資本市場環境下，受信息不對稱和代理問題的影響，企業投資行為發生扭曲，偏離其最優均衡狀態。一方面由于不對稱信息的影響，外部投資者對企業實際情況缺乏了解，認為融資企業股票發行價總是高于其內在價值，在進行投資時往往會要求較高的股票回報率以彌補其面臨的額外風險，使企業承擔的外部融資成本高于內源性融資，以致企業在進行投資時，更多的依賴于自有資金，也即企業投資對公司內部自由現金流存在敏感性。而當公司內部現金流不足時，融資約束迫使公司放棄凈現值為正的投資項目，出現投資不足(Myers和Majluf，1984；FHP，1988)[14][6]。另一方面，由于企業經營權與所有權的分離，股東與管理層之間目標函數并不完全一致，管理人員可能會利用其受托的經營控制權謀取私人利益。Jensen(1986)[8]研究發現管理者的私人收益來自于對企業資源的控制，隨著公司規模的擴大，管理者控制的資源越多，管理者獲取的私人收益就越豐厚。因此，一旦企業擁有充沛的自由現金流，經理們在個人私利最大化的驅使下，希望把所有可支配的自由資金都投入到項目中去，造成過度投資。

如何解決企業投資—現金流敏感性過高問題一直是學術界研究的熱點話題。已有研究表明，股權激勵作為一種激勵約束相容的長效激勵機制，能夠顯著影響管理人員的投資決策。股權激勵通過協調經理利益與股東利益，使管理層利益與公司長遠利益趨同，緩解因高管人員自利行為引發的代理問題，促使管理層放棄凈現值小于零的投資項目，抑制投資過度(Jensen和Meckling, 1976)[9]。那么，股權激勵是否能夠緩解信息不對稱問題引起的投資不足卻較少有文獻涉及。Leland和Pyle(1977)[12]研究發現股權激勵具有信號傳遞的功能，通過向資本市場傳遞有關公司投資項目的有利信號，能夠降低外部融資成本，減少因信息不對稱引起的融資約束，緩解投資不足。在我國，股權激勵起步較晚，股權激勵的實施能否緩解委托代理沖突或信息不對稱問題，有效抑制企業投資-現金流敏感性，改善投資效率，在異質產權結構的企業中，股權激勵對投資現金流敏感性的抑制效果是否存在差異都還有待經驗檢驗。基于此，本文通過對滬深A股制造業上市公司2007～2014年的財務數據進行分析，試圖檢驗管理層股權激勵對投資—現金流敏感性的影響，以及管理層股權激勵在不同產權性質的企業中是否具有不同的治理效應。研究發現，相對于未實施股權激勵的企業而言，實施股權激勵能夠顯著抑制企業的投資—現金流敏感性，且股權激勵力度越大，抑制作用越強烈。與民營企業相比，國有企業股權激勵對投資—現金流敏感性的影響更顯著。進一步研究發現，股權激勵對投資—現金流敏感性的抑制效果在投資不足行為中更為顯著。

理論分析與研究假設

有關投資現金流敏感性的研究，多從造成投資現金流敏感性的成因出發，且沒有得出一致的結論，主要觀點有兩個：自由現金流下的“代理成本假說”和信息不對稱下的“融資約束假說”。前者以Jensen(1986)[8]“自由現金流假說”為代表，他認為在代理沖突較嚴重的公司，管理者為了獲取更多的私人利益，更可能把自由現金投資于收益較低甚至為負的項目中去，扭曲企業的投資行為，使其呈現出較高的投資現金流敏感性。Vogt(1994)[18]、Opler等(1999)[16]、Broussard等(2004)[4]的研究進一步支持了Jensen(1986)[8]的理論假設，認為企業投資現金流敏感性是由股東與管理者的代理沖突所引起。我國學者何金耿(2001)[19]、李維安等(2007)[20]、楊興全等(2010)[29]等也證實我國上市公司的投資現金流敏感性來自于管理者與股東之間的代理沖突。后者以Fazzari等(1988)[6]為代表，他從融資約束的角度對企業投資現金流敏感性問題進行研究，發現企業投資現金流敏感性問題是由融資約束引起的。Hoshi等(1991)[7]、Oliner和Rudebusch(1992)[15]以及國內學者支曉強和童盼(2007)[30]、沈紅波(2010)[25]、屈文洲(2011)[24]等的研究支持了Fazzari等(1988)[6]的觀點，認為上市公司中的投資現金流敏感性問題主要是由企業內外部信息不對稱所導致的融資約束引起的。本文在現有研究的基礎上進一步檢驗股權激勵的實施對企業投資現金流敏感性的治理效果，即通過對高管實施股權激勵能否在一定程度上緩解代理沖突，以及減少信息不對稱引起的融資約束，進而提高企業投資效率，降低管理層囿于企業自由現金流進行的非效率投資行為。

委托代理理論的核心是在企業存在代理沖突和信息不對稱的情況下，委托人通過設計最優契約去激勵代理人，促使代理人與自己的利益相一致，從而提高投資效率，增加股東財富。股權激勵作為一種有效的激勵約束機制，被認為是降低代理成本、協調股東與管理者之間利益沖突的一種長效激勵機制(Jensen和Meckling, 1976)[9]。羅福碧、冉茂盛等(2008)[21]檢驗了我國上市公司高管股權激勵與投資決策之間的交互作用及內生關系，得出高管股權激勵與企業投資顯著正相關，且高管人員股權激勵與投資決策存在內生決定關系。呂長江、張海平(2011)[22]選取2006～2009年間實施股權激勵計劃的公司作為研究對象，實證檢驗了股權激勵對公司投資行為的影響，發現與未實施股權激勵的公司相比，采取股權激勵的公司降低了企業的非效率投資行為。強國令(2012)[23]在股權分置改革的制度背景下，考察高管股權激勵對公司投資行為的影響效果及內在機理，也發現股權分置改革使管理層股權激勵的效果得到顯著改善，降低了因管理層私有收益而導致的過度投資。

信息不對稱理論認為，降低信息不對稱不利影響的關鍵在于向資本市場傳遞有關公司投資項目的有利信息。Leland和Pyle(1977)[12]的理論模型(簡稱“L&P”模型)表明，讓經理人員持有公司權益份額有助于緩解因信息不對稱引起的融資成本增加。他們指出，對經理進行股權激勵雖然增加了公司的履約成本，但能夠降低公司權益相關的代理成本，并向市場傳遞有關投資項目的積極信息。且這種信號傳遞機制效果要比公司通過項目信息的直接披露效果更好。Lazear(2004)[11]也發現，股權激勵能夠作為信息篩選機制，促使有投資決策權的管理者挑選并實施那些凈現值大于0項目。基于以上分析，本文提出如下假設：

假設1：相對于未實施股權激勵的公司，股權激勵的實施能夠顯著降低企業的投資—現金流敏感性。

根據剩余索取權理論，股權激勵能夠緩解剩余索取權與剩余控制權不一致的問題，促進管理層利益與企業利益趨于一致，有效克服經理的道德風險，降低代理沖突。兩權分離情況下，管理層對企業剩余索取權的大小完全取決于其持股比例，但對股權激勵效應進行研究的文獻，并沒有得出一致的結論，代表觀點主要有利益趨同假說和管理者權力下的壕溝效應假說。Agrawal和Mandelker(1987)[1]、Kang(2006)[10]通過對經理人持有的股權占報酬總額的比重與企業投資決策特征的關系進行研究，發現經理人員持有的權益薪酬比重與企業投資效率正相關，證明了股權激勵利益趨同效應的存在。而Bens(2002)[3]、Bebchuk等(2003)[2]等從壕溝效應的角度對股權激勵效果進行了檢驗。Bens(2002)[3]認為，授予高管大量的股權激勵會導致他們行為更加短視；Bebchuk等(2003)[2]指出由于管理層權力的存在，股權激勵并不能有效降低企業代理成本，反而成為委托代理問題的一部分。

但在我國，由于證監會對上市公司的股權激勵數量做出了明確限制，企業對高管進行股權激勵并不足以造成管理層權力操縱。《上市公司股權激勵管理辦法(試行)》規定“上市公司全部有效的股權激勵計劃所涉及的股票標的總數累計不得超過公司股本總額的10%。未經股東大會特別決議批準，任何一名激勵對象通過全部有效的股權激勵計劃獲授的本公司股票累計不得超過公司股本總額的1%”。宋建波和田悅(2012)[27]研究也發現中國公司管理層持股比例普遍處于較低水平，遠低于趨同效應和壕溝效應的臨界點25%的管理層持股水平。因此，我們認為在中國上市公司中，股權激勵發揮的主要是利益趨同效應。據此，我們提出假設2進行檢驗。

假設2：在其他條件不變的情況下，股權激勵的力度越大，其對企業投資—現金流敏感性的抑制效用越強。

依據委托代理理論，對管理者實施股權激勵，可有助于抑制企業的非效率投資，降低投資—現金流敏感性。但是，由于歷史及制度原因，國有企業一直在我國經濟中占據著重要的地位，政府對企業經營的干預行為也較多，國有企業過多的委托代理環節和所有者缺位現狀使國有企業在激勵、監督和約束機制等方面與民營企業存在很大差異。

沈曉燕和王躍堂(2015)[26]指出在我國國有企業的董事長、總經理由政府任命，他們既是企業的代理人，又具有行政級別，其薪酬水平較多受到政府管制。國有企業所有者缺位、公司治理機制虛化，無法對管理人員進行必要的監督，在未實行股權激勵的情況下，當企業具有充足的現金流時，經營者出于私人利益的考慮，往往把現金留存在企業，通過增加投資，以控制更多的資源或實現權力的最大化。魏明海和柳建華(2007)[28]研究也證實，國有企業內部人由于極少擁有或不擁有企業股份，對利潤的享用僅限于任期之內，因此國有企業管理者更愿意擴大企業規模，而不樂于研究開發新項目。在對國有上市公司實施股權激勵后，內部管理者的積極性可有效提高，管理者為了能夠從未來的股價波動中獲得更多收益，在進行投資決策時將基于公司利益最大化，而非個人利益最大化。與之相比，民營企業的董事長、總經理在上市前就多為企業主要創始人，持有較高比例的股份，給予管理者的股權激勵大多數具有福利性質[26]，股權激勵實施前后對公司投資行為的影響差異并不會特別顯著。因此，當實施股權激勵以后，由于產權性質的差異，國有企業的股權激勵效應要大于民營企業。基于以上分析提出如下假設3：

假設3：在其他條件不變的情況下，與民營企業相比，股權激勵對投資—現金流敏感性的抑制作用在國有企業中更顯著。

研究設計和模型檢驗

一、樣本選擇與數據來源

為了排除新會計準則的實施和股權分置改革對企業財務報告的影響，本文以2007～2014年為研究窗口。而之所以選擇制造業作為研究對象，原因在于：(1)上市公司制造業資產專用性強，更能體現實物投資的特點；(2)制造業在中國工業化發展過程中占主導地位，代表性比較強；(3)制造業數據充分，樣本量大。為保證結果的準確性、客觀性，剔除了ST、PT公司，以及數據缺失值，得到7574個非平衡樣本觀測值,其中，國有企業3204個，非國有企業4370個。為消除異常值的影響，對個別連續變量進行了1%水平雙邊縮尾處理。本文所有數據均來自CSMAR數據庫，數據處理軟件采用EXCEL和Stata11.0完成。

二、模型設定和變量定義

為了檢驗股權激勵對企業投資—現金流敏感性的影響，在借鑒Fazzari等(1988)[6]研究模型的基礎上，加入了股權激勵與現金流的交乘項構建了模型(1)。若交乘項的系數不顯著，則說明股權激勵對二者之間的關系沒有顯著影響；若交乘項的系數顯著為正，說明股權激勵加劇了二者之間的敏感性；若交乘項的系數顯著為負，則證明股權激勵能有效抑制二者之間的敏感性。根據前文提出的研究假設，本文預期股權激勵與內部現金流交乘項系數α2應顯著為負，表明對管理層實施股權激勵能有效緩解企業投資—現金流的敏感性。

其中，被解釋變量(Invest)是企業投資水平，其值為當期新增資本支出，等于“購建固定資產、無形資產和其它長期資產所支付的現金”減去“處置固定資產、無形資產和其它長期資產而收回的現金”凈額。解釋變量(Cf)為現金流水平，等于當期經營現金凈流量。另外，為消除企業規模造成的影響，對被解釋變量和解釋變量分別除以年末資產總額進行標準化處理。Ince為股權激勵程度，具體采用兩個指標來衡量：第一，使用虛擬變量Dumyinc來衡量，若企業公告或實施股權激勵預案，Dumyinc取值為1，否則為0；第二，采用Core &Guay(2002)[5]方法，利用股權與期權占高管總薪酬的比重(Eso)來衡量，計算公式見式(2)。

表1 變量及其含義

式中，Price指公司當年末股票的收盤價，“Share+Option”指高管年末持有的股票和期權數量之和，Cashpay指高管人員當年的貨幣薪酬總額。

控制變量的設置主要參照Richardson(2006)[17]的投資期望模型，選取投資機會(Tbq)、財務杠桿(Lev)、企業規模(Size)、企業投資回報率(Return)1、上期投資水平(L.invest)作為控制變量。具體變量及其定義見表1。

三、描述性統計和相關性分析

表2是主要變量的描述性統計結果。從中可見，企業的平均投資水平是年初總資產的6.04%，平均自由現金流水平為年初總資產的4.47%，且不同企業間的投資水平、現金流水平存在很大差異。股權激勵虛擬變量Dumyinc的平均值為0.097，最大值等于1，最小值為0，股權激勵強度Eso平均值為0.2998，最大值等于1，最小值為0，說明實施股權激勵的上市公司數量尚不是很多，股權收益占總薪酬比重較低。但由圖1股權激勵水平趨勢圖我們可以看出，不管是平均實施股權激勵公司(Dumyinc)還是股權占總薪酬比例(Eso)，股權激勵水平都呈上升趨勢，說明股權激勵在制造業的實施廣度和力度都在逐年增強。從圖2年均投資與現金流水平趨勢圖可以發現，在2007～2008年間平均投資水平和年均現金流水平呈現出相似的變化趨勢，而在2008后，年均投資水平和年均現金流水平的走勢卻存在很大差異。以上分析顯示，投資水平與現金流水平二者趨勢的一致程度可能受股權激勵實施水平的影響。

表2 變量描述性統計

圖1 股權激勵趨勢圖

圖2 投資與現金流水平趨勢圖

表3 主要變量相關系數表

表3報告的是本文各變量的Pearson相關系數。企業投資水平Invest與自由現金流水平Cf在1%水平顯著正相關，與股權激勵虛擬變量Dumyinc和股權激勵水平Eso也存在顯著相關關系。從控制變量來看，各控制變量與企業投資水平也都存在顯著相關性。從相關系數值的大小來看，最大值為0.541，方差膨脹因子VIF均在2以下，平均VIF值為1.27，說明各變量間不存在嚴重的多重共線問題，可以進行多元回歸分析。

實證結果和分析

一、股權激勵與投資—現金流敏感性

在對面板數據進行回歸前，我們對模型進行了豪斯曼檢驗，檢驗結果表明本文研究所用模型更適合使用固定效應回歸。另外，為消除潛在的異方差和序列相關問題對標準誤的影響，我們進行了公司層面的Cluster處理。具體估計結果見表4。

表4列(1)是投資水平與現金流量的回歸結果，列(2)是對假設1的檢驗結果，列(3)是假設2的檢驗結果，列(4)是對假設1和假設2的進一步檢驗。從各回歸結果中我們可以發現，經營活動現金流(Cf)與企業投資水平在10%水平顯著正相關，說明在制造業上市公司中，由于代理沖突的存在，具有較高的投資—現金流敏感性。本部分主要考察股權激勵對制造業投資—現金流敏感性的影響，我們重點關注經營活動現金流與股權激勵的交互項的回歸系數及其顯著性。列(2)交互項(Dumyinc*Cf)的系數為-0.7977，在5%水平上顯著，說明相比未實施股權激勵，對公司實施股權激勵能夠抑制企業的投資—現金流敏感性，驗證了假設1。同理，以股權激勵力度衡量企業股權激勵時的回歸結果如列(3)所示，交互項(Eso*Cf)的回歸系數為-1.3104，在5%水平上顯著，這意味著股權激勵力度越大，其對企業投資—現金流敏感性的抑制效用越強，與假設2一致。由列(4)結果所示，交互項Dumyinc*Cf與Eso*Cf的系數均顯著為負，進一步驗證了假設1和假設2。

表4 股權激勵與投資—現金流敏感性

在控制變量中，Tbq系數為負，但不顯著，說明在方向上投資支出與投資機會負相關，這與理論預期不符，理論上投資機會越多，企業的投資支出就會越大。這種“反托賓Q現象”是由我國的投資特點所導致，說明我國制造業的投資存在非理性行為。財務杠桿(Lev)與投資水平顯著負相關，說明企業的投資水平受財務風險和舉債能力的影響，當企業面臨財務風險越大，舉債能力越弱時，其投資水平越低。企業投資回報率(Return)與投資顯著負相關，可能的原因是企業依托既有的項目已經取得了良好的業績，并形成一定優勢，這種優勢阻礙管理層再冒風險進行新項目的投資。企業資產規模和前期投資水平的系數符號與理論預期相符，即企業資產規模越大，需要的投資額就越多，前期進行較多的投資，本期就會縮減一定的投資規模。

表5 投資不足組和投資過度組股權激勵與投資—現金流敏感性

為進一步研究股權激勵對投資現金流敏感性的抑制作用，是來自代理沖突導致的“帝國構建”還是信息不對稱造成的融資約束，我們進行如下檢驗：首先借鑒Richardson(2006)[17]的預期投資模型估算出企業預期的正常投資水平；其次，依據企業實際投資水平與預期投資水平之差(即模型回歸殘差)將樣本分為投資過度組和投資不足組。若殘差大于零，表示投資過度，賦值為1；若殘差小于零，表示投資不足，賦值為0；最后，分別在投資過度組和投資不足組，對模型(1)進行回歸，檢驗股權激勵對企業投資現金流敏感性的抑制作用是否存在差異。回歸結果見表5。

由表5提供的結果，我們發現，不論在投資不足組還是投資過度組，現金流Cf的系數都在1%水平上顯著為正，說明在樣本企業中，不管是投資不足還是投資過度的非效率投資行為，都存在投資現金流敏感性問題。但是，在投資不足組，Cf的系數都大于投資過度組，可見投資現金流敏感性問題在企業投資不足行為中更嚴重。交互項Dumyinc*Cf和Eso*Cf的回歸系數在投資不足組均顯著為負，而在投資過度組中，交互項系數并不顯著，這意味著股權激勵對投資—現金流敏感性的抑制作用在投資不足行為中有效，而在過度投資行為中并未產生明顯效果。說明股權激勵通過向資本市場傳遞有關公司投資項目的有利信息有效緩解了信息不對稱引起的融資約束，但對高管人員自利行為引發的代理問題沒有發揮應有的效果，可能的原因是股權激勵制度在我國實施時間尚短，與之配套的公司治理機制還不夠完善所致。

二、不同所有權性質下股權激勵對投資—現金流敏感性的影響

表6分別列示了股權激勵虛擬變量和股權激勵強度在國有企業和民營企業中對投資—現金流敏感性影響的回歸結果。比較表6各回歸結果，我們可以發現在國有產權背景下，企業投資水平與現金流水平在1%水平顯著正相關，而在民營企業組中二者之間的回歸關系并不顯著，說明國有企業比民營企業存在更高的投資—現金流敏感性問題，這是由國有企業所有者缺位，治理機制不完善，股東與經理之間代理沖突更加嚴重所致。同時比較列(1)、列(4)，可以得出在國有企業回歸組中，交互項Dumyinc*Cf的系數在1%水平上顯著為負，而在民營企業組中Dumyinc*Cf的系數為-0.0201，但并不顯著，說明股權激勵的實施對民營企業的投資現金流敏感性也有一定的抑制作用，但這種效應在國有企業中更加顯著，與我們提出的假設3相符。同理，通過對列(2)與列(5)的回歸結果進行比較，發現在國有企業組Eso*Cf的系數顯著為負，民營企業中Eso*Cf的系數不顯著，這意味著相比國有企業，民營企業投資現金流敏感度并沒有隨著股權激勵實施力度的增加而得到緩解。列(3)與列(6)提供的結果進一步告訴我們，與民營企業相比，股權激勵在國有企業中的實施效果更加有效。

表6 不同產權性質下股權激勵與投資—現金流敏感性

三、穩健性檢驗

為了使結論更加的可靠，本文進行以下穩健性測試：(1)以管理層持股比例作為股權激勵的代理變量進行穩健性測試。從回歸結果看不管是系數大小、符號還是顯著性水平與前文結論相比都沒有發生實質性改變。(2)由于中國股權結構和金融市場的特殊性，托賓Q對投資機會的代理有限，本文用銷售增長率來衡量投資機會，重新對模型進行回歸，回歸結果未發生本質改變。(3)對控制變量用滯后一期的數據重新進行檢驗，研究結果與上述結論基本一致，據此說明本文的結論具有較好的穩健型。為節約篇幅，未列明穩健性檢驗的表格，但留案被索。

研究結論

鑒于我國資本市場存在信息不對稱和委托代理沖突，企業做出的投資決策不是依據其面臨的最佳投資機會，而是出于決策者個人私利的最大化，如此致使企業投資處于非效率狀態，呈現為較高的投資-現金流敏感性。為了使投資-現金流敏感性得到抑制，企業需要從公司治理機制上著手，建立一種長效激勵約束機制，一方面緩解企業代理沖突，把高管利益與公司長遠利益“捆綁”在一起，使決策者站在公司立場上行事，另一方面，減少融資約束，降低外部融資成本。西方國家的經驗證明，股權激勵作為公司治理機制的一種，能夠實現高管利益與公司利益的趨同，緩解代理沖突，且能夠向資本市場傳遞有關公司投資項目的有利信號，減少融資約束。但在我國，股權激勵的實施能否起到抑制投資現金流敏感性的作用尚有待證明。基于此，本文以2007～2014年滬深A股制造業上市公司為研究對象，對股權激勵的實施效果進行檢驗。

研究結果發現：(1)整體上，相比未實施股權激勵的公司，股權激勵的實施能夠抑制企業的投資—現金流敏感性，且激勵力度越大，抑制作用就越強烈。說明股權激勵對投資現金流敏感性起到了治理作用。(2)在投資不足行為中，股權激勵顯著抑制了企業投資現金流敏感性，而在過度投資行為中，股權激勵并沒有發揮出應有的效果。(3)與民營企業相比，國有企業投資現金流敏感性問題更嚴重。股權激勵對投資-現金流敏感性的抑制效果受企業所有權性質的影響，國有企業股權激勵對投資-現金流敏感性的抑制作用顯著，民營企業股權激勵對投資-現金流敏感性的抑制作用不顯著。

注釋

1. 由于我國資本市場尚不完善，股票收益率較不穩定，因此這里的投資回報率未選用股票收益率，而是采用反映企業盈利能力的總資產報酬率來表示。