高管股权激励、产权性质与投资现金流敏感性

(中南财经政法大学会计学院，湖北 武汉 430073)

引言

在完美的市场环境中，公司的投资决策与现金流无关，企业的投资行为主要取决于净现值为正的投资机会(MM，1958)[13]。然而，在现实的资本市场环境下，受信息不对称和代理问题的影响，企业投资行为发生扭曲，偏离其最优均衡状态。一方面由于不对称信息的影响，外部投资者对企业实际情况缺乏了解，认为融资企业股票发行价总是高于其内在价值，在进行投资时往往会要求较高的股票回报率以弥补其面临的额外风险，使企业承担的外部融资成本高于内源性融资，以致企业在进行投资时，更多的依赖于自有资金，也即企业投资对公司内部自由现金流存在敏感性。而当公司内部现金流不足时，融资约束迫使公司放弃净现值为正的投资项目，出现投资不足(Myers和Majluf，1984；FHP，1988)[14][6]。另一方面，由于企业经营权与所有权的分离，股东与管理层之间目标函数并不完全一致，管理人员可能会利用其受托的经营控制权谋取私人利益。Jensen(1986)[8]研究发现管理者的私人收益来自于对企业资源的控制，随着公司规模的扩大，管理者控制的资源越多，管理者获取的私人收益就越丰厚。因此，一旦企业拥有充沛的自由现金流，经理们在个人私利最大化的驱使下，希望把所有可支配的自由资金都投入到项目中去，造成过度投资。

如何解决企业投资—现金流敏感性过高问题一直是学术界研究的热点话题。已有研究表明，股权激励作为一种激励约束相容的长效激励机制，能够显著影响管理人员的投资决策。股权激励通过协调经理利益与股东利益，使管理层利益与公司长远利益趋同，缓解因高管人员自利行为引发的代理问题，促使管理层放弃净现值小于零的投资项目，抑制投资过度(Jensen和Meckling, 1976)[9]。那么，股权激励是否能够缓解信息不对称问题引起的投资不足却较少有文献涉及。Leland和Pyle(1977)[12]研究发现股权激励具有信号传递的功能，通过向资本市场传递有关公司投资项目的有利信号，能够降低外部融资成本，减少因信息不对称引起的融资约束，缓解投资不足。在我国，股权激励起步较晚，股权激励的实施能否缓解委托代理冲突或信息不对称问题，有效抑制企业投资-现金流敏感性，改善投资效率，在异质产权结构的企业中，股权激励对投资现金流敏感性的抑制效果是否存在差异都还有待经验检验。基于此，本文通过对沪深A股制造业上市公司2007～2014年的财务数据进行分析，试图检验管理层股权激励对投资—现金流敏感性的影响，以及管理层股权激励在不同产权性质的企业中是否具有不同的治理效应。研究发现，相对于未实施股权激励的企业而言，实施股权激励能够显著抑制企业的投资—现金流敏感性，且股权激励力度越大，抑制作用越强烈。与民营企业相比，国有企业股权激励对投资—现金流敏感性的影响更显著。进一步研究发现，股权激励对投资—现金流敏感性的抑制效果在投资不足行为中更为显著。

理论分析与研究假设

有关投资现金流敏感性的研究，多从造成投资现金流敏感性的成因出发，且没有得出一致的结论，主要观点有两个：自由现金流下的“代理成本假说”和信息不对称下的“融资约束假说”。前者以Jensen(1986)[8]“自由现金流假说”为代表，他认为在代理冲突较严重的公司，管理者为了获取更多的私人利益，更可能把自由现金投资于收益较低甚至为负的项目中去，扭曲企业的投资行为，使其呈现出较高的投资现金流敏感性。Vogt(1994)[18]、Opler等(1999)[16]、Broussard等(2004)[4]的研究进一步支持了Jensen(1986)[8]的理论假设，认为企业投资现金流敏感性是由股东与管理者的代理冲突所引起。我国学者何金耿(2001)[19]、李维安等(2007)[20]、杨兴全等(2010)[29]等也证实我国上市公司的投资现金流敏感性来自于管理者与股东之间的代理冲突。后者以Fazzari等(1988)[6]为代表，他从融资约束的角度对企业投资现金流敏感性问题进行研究，发现企业投资现金流敏感性问题是由融资约束引起的。Hoshi等(1991)[7]、Oliner和Rudebusch(1992)[15]以及国内学者支晓强和童盼(2007)[30]、沈红波(2010)[25]、屈文洲(2011)[24]等的研究支持了Fazzari等(1988)[6]的观点，认为上市公司中的投资现金流敏感性问题主要是由企业内外部信息不对称所导致的融资约束引起的。本文在现有研究的基础上进一步检验股权激励的实施对企业投资现金流敏感性的治理效果，即通过对高管实施股权激励能否在一定程度上缓解代理冲突，以及减少信息不对称引起的融资约束，进而提高企业投资效率，降低管理层囿于企业自由现金流进行的非效率投资行为。

委托代理理论的核心是在企业存在代理冲突和信息不对称的情况下，委托人通过设计最优契约去激励代理人，促使代理人与自己的利益相一致，从而提高投资效率，增加股东财富。股权激励作为一种有效的激励约束机制，被认为是降低代理成本、协调股东与管理者之间利益冲突的一种长效激励机制(Jensen和Meckling, 1976)[9]。罗福碧、冉茂盛等(2008)[21]检验了我国上市公司高管股权激励与投资决策之间的交互作用及内生关系，得出高管股权激励与企业投资显著正相关，且高管人员股权激励与投资决策存在内生决定关系。吕长江、张海平(2011)[22]选取2006～2009年间实施股权激励计划的公司作为研究对象，实证检验了股权激励对公司投资行为的影响，发现与未实施股权激励的公司相比，采取股权激励的公司降低了企业的非效率投资行为。强国令(2012)[23]在股权分置改革的制度背景下，考察高管股权激励对公司投资行为的影响效果及内在机理，也发现股权分置改革使管理层股权激励的效果得到显著改善，降低了因管理层私有收益而导致的过度投资。

信息不对称理论认为，降低信息不对称不利影响的关键在于向资本市场传递有关公司投资项目的有利信息。Leland和Pyle(1977)[12]的理论模型(简称“L&P”模型)表明，让经理人员持有公司权益份额有助于缓解因信息不对称引起的融资成本增加。他们指出，对经理进行股权激励虽然增加了公司的履约成本，但能够降低公司权益相关的代理成本，并向市场传递有关投资项目的积极信息。且这种信号传递机制效果要比公司通过项目信息的直接披露效果更好。Lazear(2004)[11]也发现，股权激励能够作为信息筛选机制，促使有投资决策权的管理者挑选并实施那些净现值大于0项目。基于以上分析，本文提出如下假设：

假设1：相对于未实施股权激励的公司，股权激励的实施能够显著降低企业的投资—现金流敏感性。

根据剩余索取权理论，股权激励能够缓解剩余索取权与剩余控制权不一致的问题，促进管理层利益与企业利益趋于一致，有效克服经理的道德风险，降低代理冲突。两权分离情况下，管理层对企业剩余索取权的大小完全取决于其持股比例，但对股权激励效应进行研究的文献，并没有得出一致的结论，代表观点主要有利益趋同假说和管理者权力下的壕沟效应假说。Agrawal和Mandelker(1987)[1]、Kang(2006)[10]通过对经理人持有的股权占报酬总额的比重与企业投资决策特征的关系进行研究，发现经理人员持有的权益薪酬比重与企业投资效率正相关，证明了股权激励利益趋同效应的存在。而Bens(2002)[3]、Bebchuk等(2003)[2]等从壕沟效应的角度对股权激励效果进行了检验。Bens(2002)[3]认为，授予高管大量的股权激励会导致他们行为更加短视；Bebchuk等(2003)[2]指出由于管理层权力的存在，股权激励并不能有效降低企业代理成本，反而成为委托代理问题的一部分。

但在我国，由于证监会对上市公司的股权激励数量做出了明确限制，企业对高管进行股权激励并不足以造成管理层权力操纵。《上市公司股权激励管理办法(试行)》规定“上市公司全部有效的股权激励计划所涉及的股票标的总数累计不得超过公司股本总额的10%。未经股东大会特别决议批准，任何一名激励对象通过全部有效的股权激励计划获授的本公司股票累计不得超过公司股本总额的1%”。宋建波和田悦(2012)[27]研究也发现中国公司管理层持股比例普遍处于较低水平，远低于趋同效应和壕沟效应的临界点25%的管理层持股水平。因此，我们认为在中国上市公司中，股权激励发挥的主要是利益趋同效应。据此，我们提出假设2进行检验。

假设2：在其他条件不变的情况下，股权激励的力度越大，其对企业投资—现金流敏感性的抑制效用越强。

依据委托代理理论，对管理者实施股权激励，可有助于抑制企业的非效率投资，降低投资—现金流敏感性。但是，由于历史及制度原因，国有企业一直在我国经济中占据着重要的地位，政府对企业经营的干预行为也较多，国有企业过多的委托代理环节和所有者缺位现状使国有企业在激励、监督和约束机制等方面与民营企业存在很大差异。

沈晓燕和王跃堂(2015)[26]指出在我国国有企业的董事长、总经理由政府任命，他们既是企业的代理人，又具有行政级别，其薪酬水平较多受到政府管制。国有企业所有者缺位、公司治理机制虚化，无法对管理人员进行必要的监督，在未实行股权激励的情况下，当企业具有充足的现金流时，经营者出于私人利益的考虑，往往把现金留存在企业，通过增加投资，以控制更多的资源或实现权力的最大化。魏明海和柳建华(2007)[28]研究也证实，国有企业内部人由于极少拥有或不拥有企业股份，对利润的享用仅限于任期之内，因此国有企业管理者更愿意扩大企业规模，而不乐于研究开发新项目。在对国有上市公司实施股权激励后，内部管理者的积极性可有效提高，管理者为了能够从未来的股价波动中获得更多收益，在进行投资决策时将基于公司利益最大化，而非个人利益最大化。与之相比，民营企业的董事长、总经理在上市前就多为企业主要创始人，持有较高比例的股份，给予管理者的股权激励大多数具有福利性质[26]，股权激励实施前后对公司投资行为的影响差异并不会特别显著。因此，当实施股权激励以后，由于产权性质的差异，国有企业的股权激励效应要大于民营企业。基于以上分析提出如下假设3：

假设3：在其他条件不变的情况下，与民营企业相比，股权激励对投资—现金流敏感性的抑制作用在国有企业中更显著。

研究设计和模型检验

一、样本选择与数据来源

为了排除新会计准则的实施和股权分置改革对企业财务报告的影响，本文以2007～2014年为研究窗口。而之所以选择制造业作为研究对象，原因在于：(1)上市公司制造业资产专用性强，更能体现实物投资的特点；(2)制造业在中国工业化发展过程中占主导地位，代表性比较强；(3)制造业数据充分，样本量大。为保证结果的准确性、客观性，剔除了ST、PT公司，以及数据缺失值，得到7574个非平衡样本观测值,其中，国有企业3204个，非国有企业4370个。为消除异常值的影响，对个别连续变量进行了1%水平双边缩尾处理。本文所有数据均来自CSMAR数据库，数据处理软件采用EXCEL和Stata11.0完成。

二、模型设定和变量定义

为了检验股权激励对企业投资—现金流敏感性的影响，在借鉴Fazzari等(1988)[6]研究模型的基础上，加入了股权激励与现金流的交乘项构建了模型(1)。若交乘项的系数不显著，则说明股权激励对二者之间的关系没有显著影响；若交乘项的系数显著为正，说明股权激励加剧了二者之间的敏感性；若交乘项的系数显著为负，则证明股权激励能有效抑制二者之间的敏感性。根据前文提出的研究假设，本文预期股权激励与内部现金流交乘项系数α2应显著为负，表明对管理层实施股权激励能有效缓解企业投资—现金流的敏感性。

其中，被解释变量(Invest)是企业投资水平，其值为当期新增资本支出，等于“购建固定资产、无形资产和其它长期资产所支付的现金”减去“处置固定资产、无形资产和其它长期资产而收回的现金”净额。解释变量(Cf)为现金流水平，等于当期经营现金净流量。另外，为消除企业规模造成的影响，对被解释变量和解释变量分别除以年末资产总额进行标准化处理。Ince为股权激励程度，具体采用两个指标来衡量：第一，使用虚拟变量Dumyinc来衡量，若企业公告或实施股权激励预案，Dumyinc取值为1，否则为0；第二，采用Core &Guay(2002)[5]方法，利用股权与期权占高管总薪酬的比重(Eso)来衡量，计算公式见式(2)。

表1 变量及其含义

式中，Price指公司当年末股票的收盘价，“Share+Option”指高管年末持有的股票和期权数量之和，Cashpay指高管人员当年的货币薪酬总额。

控制变量的设置主要参照Richardson(2006)[17]的投资期望模型，选取投资机会(Tbq)、财务杠杆(Lev)、企业规模(Size)、企业投资回报率(Return)1、上期投资水平(L.invest)作为控制变量。具体变量及其定义见表1。

三、描述性统计和相关性分析

表2是主要变量的描述性统计结果。从中可见，企业的平均投资水平是年初总资产的6.04%，平均自由现金流水平为年初总资产的4.47%，且不同企业间的投资水平、现金流水平存在很大差异。股权激励虚拟变量Dumyinc的平均值为0.097，最大值等于1，最小值为0，股权激励强度Eso平均值为0.2998，最大值等于1，最小值为0，说明实施股权激励的上市公司数量尚不是很多，股权收益占总薪酬比重较低。但由图1股权激励水平趋势图我们可以看出，不管是平均实施股权激励公司(Dumyinc)还是股权占总薪酬比例(Eso)，股权激励水平都呈上升趋势，说明股权激励在制造业的实施广度和力度都在逐年增强。从图2年均投资与现金流水平趋势图可以发现，在2007～2008年间平均投资水平和年均现金流水平呈现出相似的变化趋势，而在2008后，年均投资水平和年均现金流水平的走势却存在很大差异。以上分析显示，投资水平与现金流水平二者趋势的一致程度可能受股权激励实施水平的影响。

表2 变量描述性统计

图1 股权激励趋势图

图2 投资与现金流水平趋势图

表3 主要变量相关系数表

表3报告的是本文各变量的Pearson相关系数。企业投资水平Invest与自由现金流水平Cf在1%水平显著正相关，与股权激励虚拟变量Dumyinc和股权激励水平Eso也存在显著相关关系。从控制变量来看，各控制变量与企业投资水平也都存在显著相关性。从相关系数值的大小来看，最大值为0.541，方差膨胀因子VIF均在2以下，平均VIF值为1.27，说明各变量间不存在严重的多重共线问题，可以进行多元回归分析。

实证结果和分析

一、股权激励与投资—现金流敏感性

在对面板数据进行回归前，我们对模型进行了豪斯曼检验，检验结果表明本文研究所用模型更适合使用固定效应回归。另外，为消除潜在的异方差和序列相关问题对标准误的影响，我们进行了公司层面的Cluster处理。具体估计结果见表4。

表4列(1)是投资水平与现金流量的回归结果，列(2)是对假设1的检验结果，列(3)是假设2的检验结果，列(4)是对假设1和假设2的进一步检验。从各回归结果中我们可以发现，经营活动现金流(Cf)与企业投资水平在10%水平显著正相关，说明在制造业上市公司中，由于代理冲突的存在，具有较高的投资—现金流敏感性。本部分主要考察股权激励对制造业投资—现金流敏感性的影响，我们重点关注经营活动现金流与股权激励的交互项的回归系数及其显著性。列(2)交互项(Dumyinc*Cf)的系数为-0.7977，在5%水平上显著，说明相比未实施股权激励，对公司实施股权激励能够抑制企业的投资—现金流敏感性，验证了假设1。同理，以股权激励力度衡量企业股权激励时的回归结果如列(3)所示，交互项(Eso*Cf)的回归系数为-1.3104，在5%水平上显著，这意味着股权激励力度越大，其对企业投资—现金流敏感性的抑制效用越强，与假设2一致。由列(4)结果所示，交互项Dumyinc*Cf与Eso*Cf的系数均显著为负，进一步验证了假设1和假设2。

表4 股权激励与投资—现金流敏感性

在控制变量中，Tbq系数为负，但不显著，说明在方向上投资支出与投资机会负相关，这与理论预期不符，理论上投资机会越多，企业的投资支出就会越大。这种“反托宾Q现象”是由我国的投资特点所导致，说明我国制造业的投资存在非理性行为。财务杠杆(Lev)与投资水平显著负相关，说明企业的投资水平受财务风险和举债能力的影响，当企业面临财务风险越大，举债能力越弱时，其投资水平越低。企业投资回报率(Return)与投资显著负相关，可能的原因是企业依托既有的项目已经取得了良好的业绩，并形成一定优势，这种优势阻碍管理层再冒风险进行新项目的投资。企业资产规模和前期投资水平的系数符号与理论预期相符，即企业资产规模越大，需要的投资额就越多，前期进行较多的投资，本期就会缩减一定的投资规模。

表5 投资不足组和投资过度组股权激励与投资—现金流敏感性

为进一步研究股权激励对投资现金流敏感性的抑制作用，是来自代理冲突导致的“帝国构建”还是信息不对称造成的融资约束，我们进行如下检验：首先借鉴Richardson(2006)[17]的预期投资模型估算出企业预期的正常投资水平；其次，依据企业实际投资水平与预期投资水平之差(即模型回归残差)将样本分为投资过度组和投资不足组。若残差大于零，表示投资过度，赋值为1；若残差小于零，表示投资不足，赋值为0；最后，分别在投资过度组和投资不足组，对模型(1)进行回归，检验股权激励对企业投资现金流敏感性的抑制作用是否存在差异。回归结果见表5。

由表5提供的结果，我们发现，不论在投资不足组还是投资过度组，现金流Cf的系数都在1%水平上显著为正，说明在样本企业中，不管是投资不足还是投资过度的非效率投资行为，都存在投资现金流敏感性问题。但是，在投资不足组，Cf的系数都大于投资过度组，可见投资现金流敏感性问题在企业投资不足行为中更严重。交互项Dumyinc*Cf和Eso*Cf的回归系数在投资不足组均显著为负，而在投资过度组中，交互项系数并不显著，这意味着股权激励对投资—现金流敏感性的抑制作用在投资不足行为中有效，而在过度投资行为中并未产生明显效果。说明股权激励通过向资本市场传递有关公司投资项目的有利信息有效缓解了信息不对称引起的融资约束，但对高管人员自利行为引发的代理问题没有发挥应有的效果，可能的原因是股权激励制度在我国实施时间尚短，与之配套的公司治理机制还不够完善所致。

二、不同所有权性质下股权激励对投资—现金流敏感性的影响

表6分别列示了股权激励虚拟变量和股权激励强度在国有企业和民营企业中对投资—现金流敏感性影响的回归结果。比较表6各回归结果，我们可以发现在国有产权背景下，企业投资水平与现金流水平在1%水平显著正相关，而在民营企业组中二者之间的回归关系并不显著，说明国有企业比民营企业存在更高的投资—现金流敏感性问题，这是由国有企业所有者缺位，治理机制不完善，股东与经理之间代理冲突更加严重所致。同时比较列(1)、列(4)，可以得出在国有企业回归组中，交互项Dumyinc*Cf的系数在1%水平上显著为负，而在民营企业组中Dumyinc*Cf的系数为-0.0201，但并不显著，说明股权激励的实施对民营企业的投资现金流敏感性也有一定的抑制作用，但这种效应在国有企业中更加显著，与我们提出的假设3相符。同理，通过对列(2)与列(5)的回归结果进行比较，发现在国有企业组Eso*Cf的系数显著为负，民营企业中Eso*Cf的系数不显著，这意味着相比国有企业，民营企业投资现金流敏感度并没有随着股权激励实施力度的增加而得到缓解。列(3)与列(6)提供的结果进一步告诉我们，与民营企业相比，股权激励在国有企业中的实施效果更加有效。

表6 不同产权性质下股权激励与投资—现金流敏感性

三、稳健性检验

为了使结论更加的可靠，本文进行以下稳健性测试：(1)以管理层持股比例作为股权激励的代理变量进行稳健性测试。从回归结果看不管是系数大小、符号还是显著性水平与前文结论相比都没有发生实质性改变。(2)由于中国股权结构和金融市场的特殊性，托宾Q对投资机会的代理有限，本文用销售增长率来衡量投资机会，重新对模型进行回归，回归结果未发生本质改变。(3)对控制变量用滞后一期的数据重新进行检验，研究结果与上述结论基本一致，据此说明本文的结论具有较好的稳健型。为节约篇幅，未列明稳健性检验的表格，但留案被索。

研究结论

鉴于我国资本市场存在信息不对称和委托代理冲突，企业做出的投资决策不是依据其面临的最佳投资机会，而是出于决策者个人私利的最大化，如此致使企业投资处于非效率状态，呈现为较高的投资-现金流敏感性。为了使投资-现金流敏感性得到抑制，企业需要从公司治理机制上着手，建立一种长效激励约束机制，一方面缓解企业代理冲突，把高管利益与公司长远利益“捆绑”在一起，使决策者站在公司立场上行事，另一方面，减少融资约束，降低外部融资成本。西方国家的经验证明，股权激励作为公司治理机制的一种，能够实现高管利益与公司利益的趋同，缓解代理冲突，且能够向资本市场传递有关公司投资项目的有利信号，减少融资约束。但在我国，股权激励的实施能否起到抑制投资现金流敏感性的作用尚有待证明。基于此，本文以2007～2014年沪深A股制造业上市公司为研究对象，对股权激励的实施效果进行检验。

研究结果发现：(1)整体上，相比未实施股权激励的公司，股权激励的实施能够抑制企业的投资—现金流敏感性，且激励力度越大，抑制作用就越强烈。说明股权激励对投资现金流敏感性起到了治理作用。(2)在投资不足行为中，股权激励显著抑制了企业投资现金流敏感性，而在过度投资行为中，股权激励并没有发挥出应有的效果。(3)与民营企业相比，国有企业投资现金流敏感性问题更严重。股权激励对投资-现金流敏感性的抑制效果受企业所有权性质的影响，国有企业股权激励对投资-现金流敏感性的抑制作用显著，民营企业股权激励对投资-现金流敏感性的抑制作用不显著。

注释

1. 由于我国资本市场尚不完善，股票收益率较不稳定，因此这里的投资回报率未选用股票收益率，而是采用反映企业盈利能力的总资产报酬率来表示。