股权激励、代理成本与企业现金流风险

2016-12-26范圣然，陈志斌

西南大学学报（社会科学版） 2016年6期

关键词：现金流代理股权

范圣然，陈志斌

(东南大学经济管理学院，江苏南京 210093)

股权激励、代理成本与企业现金流风险

范圣然，陈志斌

(东南大学经济管理学院，江苏南京 210093)

在中国企业制度改革进程中，股权激励作为减少代理问题、抑制企业经营风险的重要手段日益引发各界关注。本文以2006-2014年股改后期我国A股上市公司经验数据为样本，研究股权激励的实施对企业现金流风险的影响效应和路径问题。研究结果表明：股权激励的实施可以有效降低企业的代理成本，抑制管理者利用企业现金的机会主义行为，从而降低企业的现金流风险，随着股权激励累积强度超过某一临界点后，管理者这一机会主义行为的抑制效应将消退，本文提供了股权激励实施“壕沟效应”的支持性经验证据。同时，在产权性质因素的作用下，民营企业相较于国有企业而言，其股权激励的实施效应更加显著。

现代企业；A股上市公司；股权；股东；代理成本；现金流；现金流

一、引言

现金流风险是现金循环在生产经营过程中存在的不确定性而给企业带来的风险，反映了企业流动性状况和价值，是企业得以可持续发展的必要前提。在市场竞争日益激烈、资本精细化运作的背景下，如何防范现金流风险的发生已成为中国企业战略转型升级的关键所在。理论上来说，企业现金流风险与企业价值、公司治理、资本结构及微观市场结构等因素有关，而股权激励是其中一个重要的影响方面。股权激励一直被西方国家视为解决企业所有者和管理者间利益冲突的重要途径，正如考瑞等所指出的通过管理者持股能有效降低代理成本，抑制管理者道德风险甚至经营风险的发生[1]。然而，中国企业具有与西方国家不同的制度背景，诸如公司治理约束机制失效、产权性质下代理问题的差异、股权激励实施滞后、股权激励解锁的高门槛等。那么，对于中国企业而言，股权激励的实施是否也能通过抑制企业所有者和管理者间的代理冲突，从而降低企业现金流风险的发生。基于此，本文立足于代理理论将股权激励、代理成本与企业现金流风险纳入统一的分析框架，使用代理成本作为中介变量、产权性质作为调节变量，考察我国企业股权激励的实施对现金流风险有没有影响？有什么影响？影响机理与作用路径是什么？进一步在不同产权性质企业中上述影响可能存在的差异以及造成差异的原因何在。

二、文献回顾与述评

(一)股权激励与财务风险

自伯利和米恩斯提出现代企业所有权和经营权相分离的命题以来，两权分离便成为现代企业制度的重要特征[2]。由此，在信息不对称存在的现实情况中，所有者和经营者间容易产生目标利益的分歧，从而导致委托代理问题的发生。股权激励被视为一种能较好协调股东和管理者利益趋同的激励约束方式，理论上来说，基于客观绩效的股权激励合约可以有效地抑制委托代理问题的发生[3]，进而降低企业财务风险发生的可能。然而，现有关于股权激励抑制财务风险有效性的研究结论却存有不同观点：

首先，沃菲尔德等证实了股权激励的实施会降低代理问题发生的可能，企业陷入财务困境或破产的几率也会显著降低[4]。这可能是由于随着管理者自身的人力资本和财产资本投入到企业后，故而产生了风险厌恶倾向(风险规避假说)，从而自主地规避财务风险的驱动事项[5]。借助半参数估计法发现，高管持股比例低于15%时拥有最大动力去履行其自身职责，这将有助于降低公司的财务风险水平[6]。对此，我国学者也展开了丰富的股权激励经济后果研究并得到类似的研究结论：于富生等以2002-2005年上市公司为样本研究公司治理对财务风险的影响，发现管理层持股与企业财务风险间存在显著的负相关关系[7]。李小荣、张瑞君检验股权激励与企业风险承担力关系后发现，管理层持股比例低于20%的情况时，管理者持股与企业风险承担力水平显著正相关[8]，说明管理层持股比例在一定范围内可以降低企业风险发生的可能性。

其次，詹森发现股权激励的实施会促使管理层热衷于高风险投资项目的选择，进而增加企业陷入财务困境的概率[3]。这可能是由于，一方面管理者为满足行权要求，通过扩大产能或增加经营范围等来提升企业业绩，这无疑将增加企业现金流风险发生的可能[9]；另一方面，随着管理者所持股份的不断增多，他们对公司控制权或收益索取权增加，从而更倾向于高风险、高收益的项目选择，进而加大企业流动性风险[10]。我国学者也得出类似的结论：段文斌和袁帅通过理论推导风险分担与激励合同关系时发现，在非对称信息情况下，代理人拥有的剩余索取权和剩余控制权越大，就越倾向于使用委托人资本进行高风险投资，以获取更多的剩余收益，管理者道德风险的产生促使企业面临较高的财务风险[11、12]。

(二)股权激励与代理成本

据詹森和梅克林研究可知，股东与管理者间的目标利益发生偏离时，委托代理问题就会产生，即信息不对称所引起的道德风险和逆向选择等问题[3]。理论上来说，股权激励是降低企业代理成本的有效措施之一，这是由于股权激励的实施可以使得管理者以股东的身份参与企业决策、利润分配和风险承担等活动，管理者与股东间的利益趋于一致，企业的代理成本也将降低。然而，现有研究对于股权激励是否有利于企业代理成本的降低仍存争议。

首先，股权激励实施使得管理者与股东利益趋同，从而抑制代理问题发生的可能：墨菲研究发现与薪酬合约对代理成本的抑制效应相比，股权激励具有更好的作用效果，尤其是采用限制性股票期权方案能更显著降低企业代理成本[13、14]。图缪斯以1994-2004年美国推出股票期权激励计划的上市公司为研究样本，发现股权激励可以显著减少企业的代理成本[15]。我国学者也得出类似的研究结论：黄志忠和白云霞利用Jones模型纠正的代理成本指标，发现私有制企业中总经理适当持股有利于代理成本的降低，这是由于管理层持股起到了降低管理层与股东之间利益冲突的作用[16、17]。李小荣和张瑞君检验股权激励与风险承担关系时发现，高管持股能有效降低代理冲突，提高公司风险承担水平[8]。

其次，管理层持股比例上升并不一定意味着管理层与股东利益趋向一致，还可能出现“壕沟效应”(Entrenchment Effect)[18]，即管理层持股比例达到一定程度使他们获得足够的公司控制权时，就有可能发生管理层掏空行为，从而提升企业代理成本。摩克等也证实管理层持股比例在5%～25%之间时，公司业绩与管理层持股比例负相关[19]。我国学者也得出类似的研究结论：魏刚发现我国企业管理层持股尚未达到预期的激励效果，仅仅是一种福利制度安排[20]。陈千里研究国有股减持对股权激励契约的影响时，发现过量的股权激励会导致管理层掏空资产、大股东损害中小股东利益等现象发生[21]。

综上文献回顾，我们可以发现，现有股权激励对企业财务风险影响的研究主要聚焦于股权激励能否有效抑制财务风险的问题，研究结论尚存争议且研究内容忽视了企业现金流风险作为引发财务风险的根源性因素的重要性，此外，现有采用2006年股改后真正意义上的股权激励数据来考察股权激励对企业流动性风险影响的研究仍较为缺乏。

三、理论分析与研究假设

在古典企业中，股东和管理者同为一人，企业所有权和经营权保持着完全对等的状态，然而现代企业制度的出现打破了这一状态。现实中，由于委托人和代理人目标利益的不一致，代理人不会总以委托人的最大利益目标而行动，甚至产生不惜以牺牲企业利益来换取自身效益最大化的掏空动机，从而带来了现代企业的委托代理问题。为了降低两权分离所带来的这些代理问题，给予管理者适宜的股权激励计划是英、美等国企业降低代理问题的普遍做法[22]。

股权激励计划制定的初衷是通过股东赋予管理者未来以约定价格或无偿获得企业股份的权利，管理者只有通过努力工作来实现企业价值最大化，从而使企业股价不断攀升即可获得充足的行权收益。在此过程中，管理者与股东间的目标利益趋于一致，通过引导“利益协调效应”的有效发挥，达到降低企业代理成本的目的。随着管理者努力工作并达到行权条件后，管理者持股比例的上升并不意味着管理者与股东间的目标利益将持续保持一致，还可能出现“壕沟效应”的问题[18]，即当管理者持股比例超过某临界点后，管理者已拥有足够的企业控制权并不担心解聘风险，从而容易诱发管理者的个人利益输送行为，由此企业的代理成本就会随着管理层持股比例的上升而增加。基于上述分析，提出如下假设：

H1：管理者股权激励与代理成本呈“U”型关系

委托代理理论是随着现代企业制度中两权分离的产生而被提出，强调在委托人和代理人之间普遍存在着信息不对称的困境。由此，位于信息劣势的委托人利益可能会被拥有信息优势的代理人因追逐私利而侵占，所以现实企业中管理者的“道德风险”行为屡见不鲜。现金流作为企业各项生产经营活动开展的保障，也作为一种更易被内部人侵占的低成本资产[23]，会受到管理者“道德风险”行为的显著影响，继而诱发不同程度的现金流风险问题：首先，管理者追逐个人私利的行为会影响现金流风险。约翰等认为管理者会利用企业资源追逐自身利益，包括非正常现金支出、非效率投资等机会主义行为[24]，造成企业现金流流出与流入频率失衡以及使用效率的降低，导致现金流的不稳定波动进而造成风险；其次，管理者个人职业生涯的考虑会影响现金流风险。查克拉博蒂等发现管理者在制定决策时会考虑其被解聘风险，由于股东只有通过投资项目的收益和企业绩效等显性因素来考察管理者能力，因此，管理者会更多地倾向于高风险投资项目的选择来提升业绩，以降低其未来被解聘的风险[25]，进而造成企业未来现金流风险的增加；第三，管理者声誉的建立需求会影响现金流风险。理性的管理者在制定投资决策时会考虑个人声誉的建立问题，管理者建立声誉的需求越高越倾向于高风险投资项目的选择，以帮助他们向市场和股东传递其个人能力强的信号，进而将加重企业未来资金链的压力。

股权激励作为一种基于委托代理理论的激励约束机制，可以较好的协调股东与管理者间的长期利益诉求，因而能有效避免上述管理者机会主义行为的发生。随着股权激励的行权条件被提出，管理者会选择融入外部资金或使用自有资金来扩大生产经营规模、对外投资活动等，以提升企业业绩来不断趋向于行权要求。在此过程中，首先诸如非正常现金支出、非效率性投资等个人私利行为将得到有效遏制，现金流流出与流入频率逐步恢复至稳定状态，同时现金流得以高效使用也会降低投资活动的现金流缺口，现金流风险相较于前期会呈现逐步下降趋势；其次，随着股东给予管理者的股权激励强度越大，管理者工作的积极性会越高，这是因为管理者的人力资本和个人财富高度依赖于企业，从而在制定投融资决策时会更多地考虑到企业现金流风险对其解聘风险和已建立声誉造成的不利冲击。此时，管理者倾向于采取中庸型现金流匹配策略以降低现金流风险发生，即根据现金流出的速度和流量来相应地调整现金流入的配比，力求达到现金流入和流出的数量、期限相吻合，从而释放一定量的当期现金流风险以应对后续投资资金缺口问题。随着管理者努力工作不断满足行权要求，预期所持股份将获得足够控制权而不必担心解聘风险后，管理者的角色将从职业经理人转变为企业所有者，向股东传递个人能力的信息需求也会有所弱化。此时，管理者因追逐个人私利而产生的利益掏空行为将影响企业现金流风险，根据代理问题存在的“壕沟效应”，管理者会采取诸如高速扩张的经营战略来构建个人商业帝国或者直接的利益输送等措施来获取私利，这会造成现金流入和流出配比的再度失衡，现金流的不稳定波动将给企业未来的发展带来巨大的隐患。基于上述分析，提出如下假设：

H2：管理者股权激励与企业现金流风险呈“U”型关系

尽管我国国有控股和民营控股企业都提出管理者股权激励计划，但是这两类企业的治理重点不同会导致股权激励实施效果的显著差异。目前，我国国有和民营企业股权结构中都存在“一股独大”现象，根据委托代理理论可知，当企业存在唯一控股股东时，该股东有足够动机去监督管理者，管理者机会主义行为能得以有效抑制。然而，我国国有企业虽是国有股“一股独大”，但国有股产权虚置滋生了“内部人控制”的现象，股权激励计划仅仅沦为一种福利制度安排[20]。民营企业的产权相对较为明晰，作为控股股东的民营企业家出于自身产权的保护，有足够的动机去监督管理者的工作，也会给予管理者更可行的股票期权激励方案，而且民营企业家会在股权激励方案制定和实施过程进行全程监督，因此，民营企业的管理者会更务实于把控企业流动性风险，在此基础上提升业绩表现来获取股票期权收益。基于上文分析，我们提出如下假设：

H3：相对比国有控股企业而言，民营控股企业的管理者股权激励对企业现金流风险的影响更显著

四、研究设计

(一)研究样本和数据来源

本文选择2006-2014年内宣告实施股权激励方案的沪深A股上市公司为研究样本，所选样本不包括因未符合证监会、股东大会等审批而中止实施的样本公司。此外，本文为确保数据有效性，对所得样本进行如下筛选：(1)剔除ST、*ST类公司样本，这些公司可能为了保牌而造成财务数据的扭曲，影响实证结果的准确性和可靠性；(2)剔除金融类行业的公司样本，由于该行业内公司数据的波动和不稳定性，会对整体结果的稳定性产生影响；(3)剔除数据有缺失的公司样本。最终获得212家样本公司，1908个样本观测值，并对连续变量进行了1%和99%分位数上的Winsorize处理。

(二)变量设定

1.现金流风险的代理变量

关于现金流风险的代理变量选择主要有两种：一种是以Lee为代表，采用Corporate Metrics模型中针对非金融企业测量的CFaR模型，通过预测在一定置信水平下，公司在特定会计期间内可能遭受的最大现金流缺口来度量。而现金流风险测度CFaR模型仅能涵盖已定位的市场风险，无法考察其他影响现金流风险的企业内部因素的作用；另一种是以Richard为代表，采用波动性指标来度量现金流风险，通过现金流的标准方差关注其波动情况，这种方法可以很好地基于企业历史数据来刻画连续年份的现金流风险。因此，本文借鉴Richard的做法，将公司现金流风险定义为公司连续三年投资净现金流的标准差。

2.代理成本的代理变量

现有代理成本的度量主要采用两种方法：一种是采用销售费用率来度量[26]，主要反映管理者是否有效地管控经营成本，诸如在职消费以及其他代理成本的发生，这是一个逆向指标；另一种是采用资产周转率来度量[14]，主要反映管理者是否有效地运转资产，这是反映效率的正向指标。本文考察的是股权激励是否抑制管理者的机会主义行为，因此采用销售费用率作为管理者的代理成本度量方法。

(三)模型建立

为了检验股权激励与代理成本、股权激励与现金流风险以及股权激励通过代理成本中介传导效应作用于现金流风险等问题，本文在借鉴Imai关于因果关系的中介效应检验模型基础上，控制可能影响现金流风险的其他内部因素，最终提出如下检验模型：

R-CFi，t=α0+α1*Optioni，t+α2*Optionsquarei，t+ControlVariable+εi，t

(1)

Ag costi，t=α0+α1*Optioni，t+α2*Optionsquarei，t+ControlVariable+εi，t

(2)

R-CFi，t=α0+α1*Optioni，t+α2*Ag costi，t+ControlVariable+εi，t

(3)

根据温中麟提出的中介效应检验程序，本文设计如上述模型依次分布检验：第一步，企业现金流风险(R-CF)与股权激励(Option)的回归检验，以观测股权激励与现金流风险回归系数是否显著，如果显著则继续进行检验，若不显著则停止；第二步，检验中介效应变量代理成本(Agcost)与股权激励(Option)的回归系数是否显著，如果显著则继续进行检验，若不显著则停止；第三步，检验中介效应变量代理成本加入第一步的模型后股权激励与现金流风险回归系数是否仍显著，若不显著则说明存在完全中介效应，若仍显著则说明存在部分中介效应。模型变量度量如下表1所示：

表1 模型变量定义表

五、实证检验与结果分析

(一)描述性统计

表2报告了检验模型中主要变量的描述性统计情况，并对各变量平均值进行了T检验，对中位数进行了Wilcoxon检验，同时报告了相应的P值。现金流风险(R-CF)的均值和标准差分别为0.317和0.279，说明样本企业的现金流风险程度存在着显著差异。代理成本(Agcost)的均值和最大值分别为0.095和0.456，表明样本企业中存在着部分管理者的自利行为发生。Option指数均值0.046，这一比例与李小荣和张瑞君的研究结论0.005[8]相近，最大值和最小值分别为0.525和0.000。其余变量整体标准差较低，样本数据分布较均匀，无异常值出现。

表2 主要变量的描述性统计表

(二)股权激励与现金流风险的结果分析

依据中介效应检验程序设计，本文首先通过面板固定效应模型*本文对面板数据进行Hausamn检验，结果拒绝随机效应模型；本文通过方差膨胀因子(VIF)检验，VIF<10，结果表明模型所选变量间不存在严重的多重共线性问题。考察股权激励对现金流风险的影响。从表3中各样本股权激励(Option)的一次项回归结果可以看出，其回归系数依次为0.217、0.048和0.612，且都在10%水平上显著，中介效应检验第一步得以通过；进一步地，我们加入股权激励的二次项(Optionsquare)进行回归，从全样本回归结果可以发现，股权激励一次项和二次项回归系数分别为0.185和-0.065，且分别在1%和10%水平上显著相关，由此表明股权激励和现金流风险呈显著倒“U”型的变动关系，假设2据此得证；为考察不同产权性质下股权激励与现金流风险关系的差异性，我们依据样本产权性质划分出国有样本组和非国有样本组，可以发现各样本中股权激励的一次项和二次项回归系数分别为0.406、-0.861和1.382、-1.895，且国有样本在10%水平上显著、非国有样本在5%水平上显著，从而表明非国有样本组相较于国有样本组具有更强的显著性结论，假设3据此得证。其余控制变量的回归结果都较为稳定，其中托宾Q指标在国有样本和非国有样本回归系数分别为-0.011和0.03，这可能是由于国有企业更多地处于垄断性行业[27]，他们无需高风险的投资项目即可享受到充足的利益来源。

表3 股权激励与现金流风险

(三)代理成本与股权激励的结果分析

依据中介效应检验第二步设计，本文将考察代理成本对股权激励的回归结果。从表4可以发现各样本股权激励(Option)的一次项回归系数分别为0.077、0.028和0.290，且都在10%水平上显著，中介效应第二步检验得以通过；进一步加入股权激励二次项(Optionsquare)进行回归，从全样本回归结果可以发现，股权激励一次项和二次项的回归系数分别为0.178和-0.208，且分别在5%和10%水平上显著，从而验证了股权激励对代理成本“壕沟效应“的存在性，假设1据此得证。模型控制变量的回归结果整体较为稳定，股权集中度(Top10)指标在国有样本组显著负相关，而在全样本组和非国有样本组呈正相关关系，这可能由于国有企业内部治理相较于非国有企业而言更为完善[28]，因此，健全的内部治理机制帮助了国有企业显著抑制管理者代理问题的发生。

表4 代理成本与股权激励

(四)代理成本对股权激励与现金流风险关系的影响

据上可知，实施股权激励计划可以显著影响代理成本，也能显著作用于企业现金流风险，那么代理成本是否影响企业现金流风险，以及代理成本是否发挥着中介传递效用呢，为此本文进一步提出“股权激励计划—代理成本—现金流风险”中介效应验证设计。从表5可以发现各样本中股权激励(Option)的一次项回归系数分别为0.216、0.047和0.611，其中全样本组和非国有样本组下股权激励(Option)系数在10%水平上显著，国有样本组并未通过显著性检验。

依据温中麟提出的中介效应检验程序，将表3与表5中股权激励(Option)一次项回归结果对比发现：全样本组系数由0.217降为0.216，且都在10%水平上显著，表明代理成本加入股权激励与现金流风险回归过程中呈部分中介传递效应；国有样本组系数由0.048降为0.047，且都在10%水平上显著，表明国有样本中代理成本也呈现部分中介传递效应；非国有样本组系数由0.612降为0.611，但加入代理成本后股权激励(Option)回归系数并未通过显著性检验，表明代理成本呈现出完全中介传递效应。整体上来说，代理成本在股权激励与企业现金流风险关系中具有一定的中介传递效应，细分企业性质来说，国有企业的中介传递效应不通畅，民营企业的中介传递效应表现通畅。

表5 股权激励、现金流风险与代理成本

(五)稳健性检验

为进一步佐证本文研究结论，增强结论的可信度，本文进行如下的稳健性检验：(1)借鉴Faccio、Marchica采用同年度同行业其他企业高管持股比例均值作为工具变量修匀股权激励变量的度量数据，以消除可能的内生性影响；(2)借鉴James采用销售费用率来度量代理成本变量。重复前文的检验步骤，实证结果与上述研究结论保持一致，证明本文的研究结论是稳健的。

六、研究结论

现代企业制度中代理问题所造成的经营困境成为公司治理领域的重要问题，股权激励作为降低代理问题的有效手段也成为企业所有者的现实选择。本文以2006-2014年内公告或实施股权激励的A股上市公司为研究样本，对股权激励、代理成本和企业现金流风险间的关系进行了理论分析和实证研究。研究结果表明：(1)股权激励与企业现金流风险呈倒“U”型关系；(2)股权激励与企业现金流风险间的关系与产权性质有关，表现为民营控股企业的股权激励与现金流风险的作用关系更显著；(3)股权激励对企业现金流风险的作用中代理成本发挥了一定的中介效应作用，具体来说，国有企业的代理成本呈现部分中介传递效应；民营企业的代理成本呈现完全中介传递效应。

基于以上研究，我们认为在中国企业不断完善内部治理的进程中，股权激励作为有效抑制代理问题的重要手段，极大地降低企业经营困境发生的可能。然而，“壕沟效应”的显现以及产权性质作用下的差异成为企业制定股权激励计划时所必须面对的难题。对此，第一，企业所有者需完善股权激励的强度设定，明确股权激励实施的“壕沟效应”，据此采取恰当的激励程度以保持管理者经营风险管控的意识；第二，进一步优化国有企业的股权结构，除涉及国计民生的重要行业外，其余领域的国企需降低国有股份的比例，更多地吸引民营资本的进入，以消除政府意志为导向的经营模式选择所带来的弊端。

当然，本文研究仅局限于2006—2014年间212家宣告或实施股权激励的样本企业，选取的样本数量有限，也缺乏个案的研究来佐证研究结论。此外，本文的理论分析仍需进一步深化，研究方法也有待进一步完善，这将成为本文后续的研究方向。通过借鉴和吸收公司治理学、制度经济学、现金流管理学、企业能力理论等学说，深入剖析股权激励作用机理，探寻更科学合理的现金流风险度量方法，在更长时间窗口验证股权激励、代理成本与现金流风险间的逻辑作用机理。

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