韓光強(qiáng) 副教授 許 媛 高安琪（、渤海大學(xué)管理學(xué)院 2、渤海大學(xué)遼寧沿海經(jīng)濟(jì)帶發(fā)展研究院 、國家電網(wǎng)遼寧省電力有限公司錦州供電公司 遼寧錦州 20）

引言

股權(quán)激勵作為一種激勵機(jī)制，能夠顯著影響管理者的投資決策。Jensen和Meckling于1976研究發(fā)現(xiàn)，股權(quán)激勵能夠緩解股東和管理者之間的利益沖突，降低代理成本。我國已有相當(dāng)一部分的中小板上市企業(yè)實(shí)施了股權(quán)激勵計(jì)劃，而這些計(jì)劃的效果如何并未得到過多的檢驗(yàn)。因此，研究中小板上市公司能否通過股權(quán)激勵降低企業(yè)的投資現(xiàn)金流敏感性，進(jìn)而使得企業(yè)管理者合理運(yùn)用企業(yè)自由現(xiàn)金流是非常有必要的。

理論基礎(chǔ)與研究假設(shè)

Fazzari、Hubbard和Petersen在1988年依據(jù)信息不對稱理論提出了融資約束假說。他們認(rèn)為，由于信息不對稱的存在，管理者比外部投資者要更加了解企業(yè)內(nèi)部的信息。企業(yè)在進(jìn)行對外融資時會出現(xiàn)優(yōu)序融資、信貸約束等，從而使得企業(yè)要支付更高的成本溢價(jià)，進(jìn)而造成企業(yè)放棄了一些凈現(xiàn)值為正的投資機(jī)會，造成企業(yè)的投資不足。為了投資這些項(xiàng)目，企業(yè)可能會運(yùn)用企業(yè)內(nèi)部的自由現(xiàn)金流來解決資金問題，此時企業(yè)就會呈現(xiàn)過高的投資現(xiàn)金流敏感性。我國學(xué)者沈紅波（2010）以及屈文洲（2011）的研究也發(fā)現(xiàn)在融資約束下，企業(yè)的投資現(xiàn)金流敏感性非常高。我國的中小企業(yè)融資難問題是普遍存在的現(xiàn)象，而我國資本市場具有信息不對稱的特點(diǎn)，據(jù)此本文提出第一個假設(shè)：

H1：我國中小企業(yè)存在較高的投資現(xiàn)金流敏感性。

Leland和Pyle（1976）研究發(fā)現(xiàn)，股權(quán)激勵會向資本市場傳遞積極信息。如果管理者持有企業(yè)的權(quán)益份額，企業(yè)的融資成本將會降低，這種信號傳遞的功能使得股權(quán)激勵能夠在一定程度上解決企業(yè)的融資問題。此時，管理者可以通過資本市場籌集到更多的資金來進(jìn)行項(xiàng)目投資，其對于自由現(xiàn)金流的需求就會降低，投資現(xiàn)金流敏感性也會得到一定程度的抑制。據(jù)此，本文提出第二個假設(shè)：

H2：在中小企業(yè)中，實(shí)施股權(quán)激勵能夠降低企業(yè)的自由現(xiàn)金流敏感性。

股東和管理者的利益沖突主要表現(xiàn)在剩余索取權(quán)與控制權(quán)的沖突之中，而股權(quán)激勵有助于緩解該利益沖突。當(dāng)企業(yè)加大股權(quán)激勵力度時，一方面股權(quán)激勵的信號傳遞功能使得企業(yè)能夠更多的降低融資成本，另一方面企業(yè)的管理者能夠與企業(yè)股東的利益更加趨于一致。此時，管理者會更多地利用外部資金進(jìn)行合理的項(xiàng)目投資。據(jù)此，本文提出第三個假設(shè)：

表1 變量描述性統(tǒng)計(jì)分析

H3：在中小企業(yè)中，股權(quán)激勵的程度越大，企業(yè)的投資現(xiàn)金流敏感性越低。

研究設(shè)計(jì)

（一）數(shù)據(jù)來源與樣本篩選

本文選取的數(shù)據(jù)是2012-2014年中小板塊上市公司，所用的數(shù)據(jù)資料來自于國泰安CSMAR數(shù)據(jù)庫。中小板塊上市公司共有860家，剔除ST公司和金融類公司，同時剔除數(shù)據(jù)不全的公司，共剩下457家公司數(shù)據(jù)。數(shù)據(jù)處理采用Excel2010、SPSS22.0以及EVIEWS8.0完成。

表2 主要變量相關(guān)系數(shù)

表3 回歸結(jié)果分析

（二）股權(quán)激勵與投資現(xiàn)金流敏感性

為了驗(yàn)證假設(shè)1和假設(shè)2，本文構(gòu)建了模型（1）。模型（1）的構(gòu)建參考了Fazzari等1988年設(shè)計(jì)的模型，并在其基礎(chǔ)上加入了自由現(xiàn)金流與股權(quán)激勵的乘積項(xiàng)，來驗(yàn)證股權(quán)激勵與投資現(xiàn)金流敏感性的關(guān)系。如果該乘積項(xiàng)的系數(shù)是顯著的，則股權(quán)激勵對企業(yè)的投資現(xiàn)金流敏感性具有顯著的影響。若該乘積項(xiàng)系數(shù)為正，則股權(quán)激勵提高了企業(yè)的投資現(xiàn)金流敏感性；若該乘積項(xiàng)系數(shù)為負(fù)，則股權(quán)激勵降低了企業(yè)的投資現(xiàn)金流敏感性。

模型（1）如下所示：

其中，INVEST表示企業(yè)當(dāng)年新增的投資水平，用“購建固定資產(chǎn)、無形資產(chǎn)和其他長期資產(chǎn)支付的現(xiàn)金”減去“處置固定資產(chǎn)、無形資產(chǎn)和其他長期資產(chǎn)收回的現(xiàn)金凈額”之差除以企業(yè)年初資產(chǎn)總額得到。CF表示現(xiàn)金流水平，用當(dāng)期經(jīng)營現(xiàn)金流量凈額除以企業(yè)年初資產(chǎn)總額得到。EI是二元虛擬變量，表示企業(yè)是否進(jìn)行股權(quán)激勵，如果企業(yè)在當(dāng)年實(shí)施股權(quán)激勵則取1，否則取0?？刂谱兞繀⒖剂薘ichardson（2006）的期望投資模型，主要選取了投資機(jī)會、財(cái)務(wù)杠桿、企業(yè)規(guī)模、投資回報(bào)率、上一年新增投資水平以及年度變量。

（三）股權(quán)激勵程度與投資現(xiàn)金流敏感性

為了驗(yàn)證假設(shè)3，本文構(gòu)建了模型（2）。模型（2）在模型（1）的基礎(chǔ)上加入了股權(quán)激勵程度與自由現(xiàn)金流的乘積項(xiàng)，來驗(yàn)證股權(quán)激勵的程度與投資現(xiàn)金流敏感性的關(guān)系。如果該乘積項(xiàng)的系數(shù)是顯著的，則股權(quán)激勵的程度對企業(yè)的投資現(xiàn)金流敏感性具有顯著的影響。若該乘積項(xiàng)系數(shù)為正，則股權(quán)激勵的程度越大，企業(yè)的投資現(xiàn)金流敏感性越高；若該乘積項(xiàng)系數(shù)為負(fù)，則股權(quán)激勵的程度越大，企業(yè)的投資現(xiàn)金流敏感性越低。

模型（2）如下所示：

其中，DEI表示股權(quán)激勵的程度，用股權(quán)激勵權(quán)益占當(dāng)年公司總股本的比值來表示。其余變量與模型（1）中相同。

實(shí)證結(jié)果與分析

（一）描述性分析

表1是本文3個假設(shè)所涉及的樣本描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果。由此可見，中小企業(yè)的平均新增投資水平占年初資產(chǎn)總額的7.8%，平均自由現(xiàn)金流水平占年初總資產(chǎn)的5.51%，不同企業(yè)的新增投資水平以及自由現(xiàn)金流水平之間存在差異。實(shí)施股權(quán)激勵的中小企業(yè)占總數(shù)量的13.42%，股權(quán)激勵水平占到總股本的0.4102%，這說明實(shí)施股權(quán)激勵的中小企業(yè)數(shù)量不多，且股權(quán)激勵強(qiáng)度很低。

（二）相關(guān)系數(shù)檢驗(yàn)

表2是本文涉及主要變量的相關(guān)系數(shù)表。從表中可以看出，各個變量之間的相關(guān)系數(shù)最大值為0.4961，說明各個變量之間不存在嚴(yán)重的多重共線性，可以進(jìn)行多元回歸。

（三）回歸結(jié)果分析

在對上述面板數(shù)據(jù)回歸的時候，經(jīng)過Hausman檢驗(yàn)，本文模型（1）與模型（2）均采用隨機(jī)效應(yīng)模型。此外，模型中不存在異方差和序列相關(guān)性。表3中的列（1）和列（2）分別對應(yīng)模型（1）與模型（2）的回歸結(jié)果。

首先，從模型（1）的回歸結(jié)果來看，自由現(xiàn)金流水平的系數(shù)為0.1558，在1%的水平上顯著正相關(guān)，可以得到中小企業(yè)存在顯著的投資現(xiàn)金流敏感性。自由現(xiàn)金流水平與股權(quán)激勵的乘積項(xiàng)系數(shù)為-0.3382，在1%的水平上顯著負(fù)相關(guān)。這說明在我國中小企業(yè)中，股權(quán)激勵能夠降低投資現(xiàn)金流敏感性，假設(shè)1和假設(shè)2得到驗(yàn)證。

其次，從模型（2）的回歸結(jié)果來看，自由現(xiàn)金流水平與股權(quán)激勵程度的乘積項(xiàng)系數(shù)為-0.0462，在1%的水平上顯著負(fù)相關(guān)。這說明在我國中小企業(yè)中，股權(quán)激勵的程度與投資現(xiàn)金流敏感性成反比，股權(quán)激勵程度越大，投資現(xiàn)金流敏感性越小，假設(shè)3得到驗(yàn)證。

再次，在兩個模型的控制變量中，TBQ的系數(shù)為正但是并不顯著，說明在我國中小企業(yè)中，投資機(jī)會與企業(yè)新增投資水平的關(guān)系不顯著。按照預(yù)期，企業(yè)的投資機(jī)會越大，新增投資就會越多，但是由于我國中小企業(yè)融資困難、自由資金不多以及投資者的非理性行為等，可能使得中小企業(yè)即使面對良好的投資機(jī)會也難以投資。企業(yè)規(guī)模與企業(yè)新增投資水平的系數(shù)為正但是并不顯著，說明在我國中小企業(yè)中，企業(yè)規(guī)模與企業(yè)新增投資水平并不存在絕對的正向關(guān)系，即使企業(yè)規(guī)模較大的中小企業(yè)也可能由于受制于資金問題而難以投資。

最后，兩個模型的F值都比較大并且通過了檢驗(yàn)，這說明兩個模型整體通過了顯著性檢驗(yàn)，具有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義。調(diào)整后的R2和同類型的文章相比均有較好的擬合度。此外，關(guān)鍵變量的方差擴(kuò)大因子均小于2，說明模型不存在嚴(yán)重的多重共線性。

結(jié)論與建議

（一）結(jié)論

我國中小企業(yè)存在投資現(xiàn)金流敏感性。我國資本市場不健全、信息不對稱以及非理性投資等，造成了中小企業(yè)對外融資成本的增加，因此中小企業(yè)更多地依賴自由資金進(jìn)行項(xiàng)目投資，呈現(xiàn)較高的投資現(xiàn)金流敏感性。

在我國中小企業(yè)中實(shí)施股權(quán)激勵能夠降低投資現(xiàn)金流敏感性。股權(quán)激勵一方面緩解了委托代理沖突，使得中小企業(yè)的管理者更加理性投資，提高了企業(yè)價(jià)值；另一方面向資本市場的投資者傳遞了公司良性發(fā)展的信號，降低了中小企業(yè)的對外融資成本，股權(quán)激勵這兩方面的作用使得中小企業(yè)對于內(nèi)部自由現(xiàn)金流的需求降低，從而降低了中小企業(yè)的投資現(xiàn)金流敏感性。

在我國中小企業(yè)中，股權(quán)激勵的程度越大，投資現(xiàn)金流敏感性越低。股權(quán)激勵的程度越大，對于管理者的激勵作用越大，管理者出于私利而過度投資的行為將得到一定程度的抑制，使得中小企業(yè)對內(nèi)部自由現(xiàn)金流的需求降低。因此，股權(quán)激勵程度與投資現(xiàn)金流敏感性負(fù)相關(guān)。

（二）建議

本文的研究結(jié)果表明，在我國中小企業(yè)中存在投資現(xiàn)金流敏感性，這就警示我國中小企業(yè)的股東要關(guān)注企業(yè)自由現(xiàn)金流的去向，加強(qiáng)對管理者的監(jiān)督，減少管理者利用自由現(xiàn)金流過度投資，損害企業(yè)利益。同時，資金不足的企業(yè)要想辦法擴(kuò)大對外融資的途徑，減少外部融資成本，降低企業(yè)的投資現(xiàn)金流敏感性。

股權(quán)激勵能夠降低投資現(xiàn)金流敏感性，且股權(quán)激勵程度越大，投資現(xiàn)金流敏感性越低。企業(yè)可以通過實(shí)施股權(quán)激勵計(jì)劃，促使管理者更合理地利用自有資金進(jìn)行投資，同時也能夠通過向資本市場傳遞良好信號而降低企業(yè)的對外融資成本，降低投資現(xiàn)金流敏感性。數(shù)據(jù)顯示，我國中小企業(yè)上市公司中實(shí)施股權(quán)激勵的企業(yè)非常少，且股權(quán)激勵程度較低。建議我國中小企業(yè)上市公司依據(jù)自身情況給予管理者一定程度的股權(quán)激勵，從而降低企業(yè)的投資現(xiàn)金流敏感性。

參考文獻(xiàn)：

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