股權(quán)激勵對自由現(xiàn)金流的影響分析案例目錄TOC\o"1-3"\h\u17914股權(quán)激勵對自由現(xiàn)金流的影響分析案例 1163341.1股權(quán)激勵減弱管理層自利行為 1200141.2股權(quán)激勵降低自由現(xiàn)金流水平 71.1股權(quán)激勵減弱管理層自利行為管理層的自利行為是基于人性的自私的一面，不同的目的會催生不同的種類的自利行為。自利行為類型有四種：首先是由于信息不對稱而產(chǎn)生的“道德風(fēng)險”和“逆向選擇”行為，其次是由于集體活動而產(chǎn)生的“搭便車”行為，第三是由于資產(chǎn)的專用性投資產(chǎn)生的“敲竹杠”行為以及基于交易頻率的“短期化”行為。經(jīng)理人的自利行為表現(xiàn)形式也有差異，主要分為：非效率投資、在職消費和會計政策的選擇三種。由于會計政策無法與前兩種行為一樣使用財務(wù)指標(biāo)進(jìn)行測算和衡量，因此選擇非效率投資和在職消費兩種行為作為自利行為的衡量指標(biāo)。非效率投資可以分為過度投資行為和投資不足行為。管理層基于自利心理，可能傾向追加投資于回報不佳的項目以追求自身利益（尋租行為，收受回扣等）而非企業(yè)整體利益，因此，對于自利行為的衡量應(yīng)當(dāng)選擇過度投資而非投資不足。在職消費是管理層工作過程中所發(fā)生的消費性支出及享有的待遇。在職消費較為隱蔽，監(jiān)督成本較高。根據(jù)委托代理理論，在職消費從屬于代理成本，其水平過高會對企業(yè)的績效產(chǎn)生不利影響。由于自利心理的存在，管理層不會由于企業(yè)業(yè)務(wù)水平的降低而削減自己消費和待遇，從而導(dǎo)致費用粘性的產(chǎn)生。而自由現(xiàn)金流充裕時，管理層也會傾向?qū)⒏喱F(xiàn)金流量用于自身消費。過度投資行為的選擇及衡量由于過度投資行為無法用單一變量進(jìn)行衡量，本文根據(jù)研究目標(biāo)，選擇現(xiàn)金流量、行業(yè)水平、投資效率及托賓Q值四個指標(biāo)衡量過度投資的存在及其強(qiáng)度。根據(jù)現(xiàn)金流量指標(biāo)衡量過度投資表1.12003-2019年投資現(xiàn)金流與現(xiàn)金流量統(tǒng)計表（元）年份投資活動現(xiàn)金流出現(xiàn)金流量2003217,267,519.919,598,458.352004120,549,937.75265,058,159.982005167,289,301.82203,847,294.28200697,258,326.81134,123,374.992007224,770,261.686,935,491.642008259,999,793.55187,594,376.412009275,648,651.91322,063,059.182010323,230,551.82287,804,221.412011540,267,861.0545,659,808.912012467,629,388.12380,075,293.262013453,299,913.54839,673,461.062014298,521,024.083,449,009,107.302015621,679,940.485,133,119,709.0420162,653,857,983.864,912,154,693.9120176,984,117,661.274,261,631,121.43201812,001,191,988.923,865,727,166.99201928,919,221,826.063,761,559,073.64總計54,625,801,956.6327,599,125,501.14平均值3,213,282,468.041,623,477,970.89數(shù)據(jù)來源：江蘇恒瑞醫(yī)藥股份有限公司年度報告將江蘇恒瑞醫(yī)藥用于投資活動的現(xiàn)金流出與總現(xiàn)金流量進(jìn)行比較，可以得出表1.1。從表1.1可以看出，用于投資活動的現(xiàn)金流量基本上是逐年增加的，現(xiàn)金流量水平波動較大。兩者自2014年都有顯著增加。通過對二者的比較，無論是總計值還是平均值，可以發(fā)現(xiàn)投資產(chǎn)生的現(xiàn)金流出都遠(yuǎn)大于總現(xiàn)金流量，這表明恒瑞醫(yī)藥將大部分現(xiàn)金流量都用于了投資活動，根據(jù)現(xiàn)金流量這一視角，可以認(rèn)為江蘇恒瑞醫(yī)藥的確存在過度投資問題。（2）根據(jù)行業(yè)水平衡量過度投資江蘇恒瑞醫(yī)藥屬于醫(yī)藥制造行業(yè)，綜合醫(yī)藥行業(yè)投資水平及社會整體投資水平，將其與行業(yè)及社會平均標(biāo)準(zhǔn)進(jìn)行對比，對比結(jié)果如表1.2所示：表1.22004-2019年投資率行業(yè)對比統(tǒng)計表（元）年份恒瑞投資合計恒瑞投資增長率行業(yè)投資增長率社會投資增長率2003217,267,519.912004120,549,937.7551.54%-10.38%43.21%2005167,289,301.8236.09%-13.27%28.03%200697,258,326.8133.51%-13.85%26.72%2007224,770,261.6891.62%64.64%26.37%2008259,999,793.5514.00%28.92%26.83%2009275,648,651.911.99%36.11%32.35%2010323,230,551.8230.18%37.30%24.88%2011540,267,861.0550.21%39.42%28.09%2012467,629,388.12-13.41%31.68%20.95%2013453,299,913.54-3.06%28.44%20.20%2014298,521,024.08-34.34%11.09%16.01%2015621,679,940.48108.25%11.57%10.65%20162,653,857,983.86326.88%7.08%8.50%20176,984,117,661.27163.17%-4.48%7.34%201812,001,191,988.9271.85%1.58%4.94%201928,919,221,826.06141.45%8.24%-6.06%平均值3,213,282,468.0456.49%17.26%19.94%數(shù)據(jù)來源：CSMAR數(shù)據(jù)庫、國家統(tǒng)計局官網(wǎng)通過整理國家統(tǒng)計局公布的數(shù)據(jù)，整理出2004年至2019年醫(yī)藥行業(yè)和社會整體的投資增長率。為了直觀展現(xiàn)分析結(jié)果，本文使用平均值進(jìn)行比較。根據(jù)表1.2可以看出在過去的15年中，江蘇恒瑞醫(yī)藥的投資增長率發(fā)生了很大變化。平均增長率為56.49％，遠(yuǎn)高于行業(yè)平均水平17.26％和社會投資平均增長率19.94％。這說明江蘇恒瑞醫(yī)藥無論對比于醫(yī)藥制造業(yè)還是社會整體水平，都存在過度投資問題。（3）基于投資效率界定非效率投資本文基于《現(xiàn)金流量和證券分析》（Hankel&Levante，2001）中用來評估公司的過度投資的模型來評估江蘇恒瑞醫(yī)藥是否存在過度投資問題。過度投資額公式為：OVerInv=EAPEXt×(△EAPEX/EAPEXt－△SALE/SALEt)公式中EAPEXt表示資本支出，△EAPEX/EAPEXt表示資本支出增長率，△SALE/SALEt表示營業(yè)成本增長率;OVerInv表示過度投資額。根據(jù)表達(dá)式可以判斷，如果△EAPEX/EAPEXt大于△SALE/SALEt，則存在過度投資，否則不存在過度投資。表1.32004-2019年過度投資金額（元）年份資本支出金額資本支出增長率營業(yè)成本營業(yè)成本增長率資本支出增長率-營業(yè)成本增長率過度投資額2003216,620,871.70348,193,902.44200479,106,887.84-63.48%286,318,821.14-17.77%-41.71%-36,160,641.97200563,067,089.28-20.28%229,908,674.78-19.70%-0.57%-362,158.35200686,290,806.8136.82%266,339,173.3211.85%20.98%18,102,250.01200766,850,200.02-6.83%330,374,168.3124.04%-30.87%-20,637,121.892008111,211,604.55110.32%400,872,920.7221.34%88.98%98,954,549.552009141,650,704.6938.63%523,851,650.7030.68%7.95%11,268,292.012010286,730,551.82141.84%605,503,177.6711.59%130.25%373,477,699.882011540,267,861.0588.42%784,143,268.9129.50%58.92%318,330,094.832012466,825,569.31-13.59%870,396,753.9111.00%-24.59%-114,808,242.072013453,299,913.54-2.90%1,158,081,670.5133.05%-31.95%-162,959,174.622014298,521,024.08-34.14%1,313,216,114.8713.40%-47.54%-141,919,078.052015394,093,228.4832.02%1,371,670,464.294.45%27.56%108,627,849.3320161,110,997,511.34417.58%1,434,631,411.694.59%412.99%4,588,312,449.892017380,301,591.27-61.77%1,849,877,052.0128.94%-94.71%-360,197,976.942018529,109,774.9239.13%2,334,568,081.3626.20%12.93%68,401,910.042019561,351,000.766.09%2,912,944,053.0924.77%-18.68%-104,865,678.18數(shù)據(jù)來源：CSMAR數(shù)據(jù)庫表1.3顯示2004-2019年中有八年，江蘇恒瑞醫(yī)藥的資本支出增長率高于營業(yè)成本增長率，表明恒瑞醫(yī)藥總體上進(jìn)行了過多的投資。觀察過度投資額這一列數(shù)據(jù)，可以看出過渡投資支出在十六年中有較大波動，為方便分析選取過度投資額平均值，以直觀展現(xiàn)過度投資情況。恒瑞醫(yī)藥2004-2019年過渡投資額平均值為290,222,813.97元，表明企業(yè)總體層面存在過度投資情況。（4）基于托賓Q值界定非效率投資托賓Q值是由經(jīng)濟(jì)學(xué)家托賓提出的重要系數(shù)，它表示資本的市場價值與其重置成本之比。托賓Q值反映了一家公司的兩種不同估值之間的關(guān)系。表1.42003-2019年托賓Q值及投資支出增長率對比年份市場價值總資產(chǎn)托賓Q值投資支出增長率20031,328,531,293.921,450,686,564.280.9220041,163,191,772.611,255,381,552.330.93-63.48%20051,220,289,563.391,285,214,401.340.95-20.28%20061,363,374,363.431,457,971,584.210.9436.82%20071,840,791,773.252,013,688,570.090.91-6.83%20082,169,186,356.752,254,363,979.250.96110.32%20092,829,691,546.502,998,870,229.640.9438.63%20103,724,651,079.173,895,635,291.020.96141.84%20114,649,196,731.694,818,023,171.480.9688.42%20125,707,980,748.525,892,509,211.520.97-13.59%20137,046,221,261.417,220,266,342.840.98-2.90%20148,814,489,276.709,086,860,884.260.97-34.14%201511,072,945,480.4011,496,700,401.560.9632.02%201613,872,087,796.6814,330,058,674.850.97417.58%201716,933,242,133.5518,039,384,776.480.94-61.77%201821,493,117,518.8522,361,229,608.420.9639.13%201926,571,633,240.5027,556,475,491.470.966.09%數(shù)據(jù)來源：CSMAR數(shù)據(jù)庫在托賓的Q值理論中，Q<1表示市場價值小于重置成本。此時，公司創(chuàng)造的價值小于其固定資產(chǎn)的成本，導(dǎo)致財富減少，這體現(xiàn)在公司回購股票的趨勢中。讓資金流入金融市場，降低資本支出。如果Q>1，則表示市場價值高于重置成本。此時，公司的價值大于其固定資產(chǎn)的成本，這會鼓勵資產(chǎn)增值，這意味著公司更有可能增加資本支出以實現(xiàn)生產(chǎn)價值的增長，將資本轉(zhuǎn)移到市場中。托賓Q值的影響機(jī)制為：Q值大于1時，股票價值增加→Q值上升→投資及消費支出增加→總產(chǎn)出增加Q值小于1時，股票價值下降→Q值下降→投資及消費支出減少→總產(chǎn)出降低計算公式為：托賓Q值=市場價值/期末總資產(chǎn)=（股權(quán)市值（以凈資產(chǎn)數(shù)額代替計算）+凈債務(wù)）/期末總資產(chǎn)=（凈資產(chǎn)+總負(fù)債-應(yīng)付職工薪酬-應(yīng)交稅費-應(yīng)付股利-其他應(yīng)付款-遞延所得稅負(fù)債）/期末總資產(chǎn)通過計算整理得出托賓Q值及投資支出增長率對比如表1.4所示。根據(jù)表1.4可以看出，江蘇恒瑞醫(yī)藥2003年至2019年托賓Q值均小于1，意味著其市場價值低于其重置成本，此時企業(yè)創(chuàng)造的價值低于其投資資產(chǎn)成本，企業(yè)此時應(yīng)當(dāng)減少投資支出，然而對比其投資增長率可以發(fā)現(xiàn)，投資增長率為正的年份有九年，即這九年投資支出增加。由以上分析可以得出，江蘇恒瑞醫(yī)藥整體投資需求應(yīng)當(dāng)較弱，然而企業(yè)投資支出常有大幅增加，可以認(rèn)為恒瑞醫(yī)藥存在過度投資行為。綜合以上四種對于非效率投資的衡量方法，均表明江蘇恒瑞醫(yī)藥存在過度投資現(xiàn)象，且其重要變動時點分別出現(xiàn)在2010年、2014年及2017年。2.在職消費的選擇與衡量陳東華，陳新元和萬華林（2005）在檢查國有企業(yè)的工資制度和在職消費時，首先采用了明細(xì)費用之和作為在職消費的替代指標(biāo)這一方法，在職消費包括公務(wù)用車、招待費、差旅費、考察培訓(xùn)費用等。在利潤表的管理費用中體現(xiàn)為辦公費、差旅費、業(yè)務(wù)招待費、通訊費、出國培訓(xùn)費、董事會費、小車費和會議費。數(shù)據(jù)來源：CSMAR數(shù)據(jù)庫圖1.12003-2019年在職消費統(tǒng)計折線圖（元）數(shù)據(jù)來源：CSMAR數(shù)據(jù)庫圖1.12003-2019年在職消費統(tǒng)計折線圖（元）根據(jù)圖1.1可以看出，由于企業(yè)業(yè)務(wù)規(guī)模的不斷擴(kuò)大，2003年至2019年企業(yè)在職消費整體水平總體呈上升趨勢，期間波動不明顯，波動范圍較小，圖中幾個下降時點分別為2010-2011年、2014年及2017年，對應(yīng)為幾次股權(quán)激勵計劃正式發(fā)布的時點。設(shè)計公司治理機(jī)制的一個重要目標(biāo)是，使管理層在追求個人利益的同時能夠促進(jìn)公司價值的增長。作為激勵制度的一項創(chuàng)新，股票激勵計劃規(guī)定，管理層如果符合履約績效或股價的要求，則可以直接獲受股票或以低于市場價格的價格購買股票。為了獲得更大的個人收益，管理層必須努力工作，以達(dá)到獲受股票的業(yè)績條件。此時，管理層需要放棄一些自私行為，投入更多精力進(jìn)行工作，并通過滿足行使權(quán)利的條件獲得更高的回報。股權(quán)激勵措施可以指導(dǎo)管理人員行為，使其與股東保持一致，從而為公司增值。隨著股權(quán)激勵越來越強(qiáng)，管理層與股東利益之間的協(xié)同作用變得越來越明顯，管理層將更加專注于為公司增值。為判斷股權(quán)激勵對于管理層自利行為的影響，本文將在職消費與過度投資額及股權(quán)激勵強(qiáng)度進(jìn)行結(jié)合分析，以驗證股權(quán)激勵的作用。對比分析如圖1.2所示：數(shù)據(jù)來源：CSMAR數(shù)據(jù)來源：CSMAR數(shù)據(jù)庫圖1.2對在職和過度投資的分析表明，由于自2010年以來實施股權(quán)激勵，隨著經(jīng)營范圍的逐年擴(kuò)大，在職消費呈上升趨勢。然而由于2010年起開始實施股權(quán)激勵，在職消費增長水平放緩，在職消費幾個下降時點：2010年、2014年、2017年均為企業(yè)實施限制性股權(quán)激勵的時間點，由此不難推導(dǎo)出導(dǎo)致在整體上升趨勢的消費中，實施股權(quán)激勵能暫緩在職消費水平的無限制上升；除2016年恒瑞醫(yī)藥出現(xiàn)一筆激增投資外，當(dāng)股權(quán)激勵強(qiáng)度增加時，都能有效減少過度投資額，2017年股權(quán)激勵強(qiáng)度的大幅增加也同時將2016年的過度投資額于2017年達(dá)到了明顯的減弱，通過以上分析可以得出，股權(quán)激勵對于管理層自利行為有抑制效果。1.2股權(quán)激勵降低自由現(xiàn)金流水平當(dāng)企業(yè)實行股權(quán)激勵時，管理者與股東利益分歧降低，主要是管理者的短期利益與股東的長期利益相匹配，這促使管理者更加注重公司的發(fā)展，從而使自己獲得的股票升值，因此股權(quán)激勵將引發(fā)管理者將自由現(xiàn)金流分配到研發(fā)投入中，由此企業(yè)剩余自由現(xiàn)金流減少，根據(jù)以上分析可以假設(shè)股權(quán)激勵與自由現(xiàn)金流存在相關(guān)關(guān)系，本文據(jù)此假設(shè)設(shè)計模型（式1.1）檢驗股權(quán)激勵與自由現(xiàn)金流間的相關(guān)關(guān)系。具體模型如下，變量定義如表1.5。Fcf=+Idustry+Year表1.5變量說明表變量符號變量含義變量取值方法及說明Fcf自由現(xiàn)金流比率(息稅前利潤-所得稅+折舊-資本性支出-營運資本增加額)/總資產(chǎn)Op股權(quán)激勵強(qiáng)度獲受限制性股票高管年末持股數(shù)/企業(yè)股票總數(shù)Es企業(yè)規(guī)模Ln期末總資產(chǎn)Lev財務(wù)杠桿期末總負(fù)債/總資產(chǎn)Roa資產(chǎn)收益率利潤總額/總資產(chǎn)平均余額AI固定資本密集度Ln(資產(chǎn)總額/營業(yè)收入)EI人力資本密集度Ln(員工人數(shù)/營業(yè)收入（百萬元）)本文根據(jù)過往學(xué)者研究經(jīng)驗，選擇自由現(xiàn)金流比率作為因變量，股權(quán)激勵強(qiáng)度作為自變量，選擇企業(yè)規(guī)模、財務(wù)杠桿、資產(chǎn)收益率、固定資本密集度以及人力資本密集度五個控制變量，變量定義如下：=1\*GB3①自由現(xiàn)金流比率；本文選擇4.4.1中衡量自由現(xiàn)金流的企業(yè)自由現(xiàn)金流作為自由現(xiàn)金流指標(biāo)，企業(yè)自由現(xiàn)金流與總資產(chǎn)比值為自由現(xiàn)金流比率。=2\*GB3②股權(quán)激勵強(qiáng)度：對于股權(quán)激勵強(qiáng)度變量的使用，本文選擇模仿梁上坤（2014）、肖淑芳（2013）的辦法，將所有獲受限制性激勵股票高管期末總持股數(shù)占當(dāng)期企業(yè)股票總數(shù)的比例作為股權(quán)激勵強(qiáng)度的衡量變量。=3\*GB3③企業(yè)規(guī)模；企業(yè)規(guī)模（Es）使用期末企業(yè)總資產(chǎn)的對數(shù)來取值。=4\*GB3④財務(wù)杠桿；企業(yè)使用財務(wù)杠桿表示有途徑進(jìn)行融資，此時企業(yè)費用粘性較高（姜偉等，2015）。在此基礎(chǔ)上，本文以期末總負(fù)債與總資產(chǎn)之比為財務(wù)杠桿為衡量標(biāo)準(zhǔn)。=5\*GB3⑤資產(chǎn)收益率；資產(chǎn)收益率代表企業(yè)的盈利水平，這對企業(yè)費用粘性有影響。本文總利潤與總資產(chǎn)平均余額來度量企業(yè)的盈利水平。=6\*GB3⑥固定資本密集度；根據(jù)學(xué)者研究，固定資本密集度會提高企業(yè)的費用粘性水平，本文以企業(yè)當(dāng)年資產(chǎn)總額與營業(yè)收入之比的對數(shù)來衡量企業(yè)固定資本密集度。=7\*GB3⑦人力資本密集度；當(dāng)企業(yè)是勞動密集型行業(yè)時，大量員工還會增加員工培訓(xùn)成本以及解雇時產(chǎn)生的報酬和撫慰費。當(dāng)業(yè)務(wù)量減少時，這些費用不會立即減少，這會產(chǎn)生粘性現(xiàn)象。員工越密集，費用粘性的水平就越高，而預(yù)期的勞動強(qiáng)度與費用粘性正相關(guān)。本文使用企業(yè)員工總?cè)藬?shù)與營業(yè)收入（百萬）比值作為衡量人力資本密集度的指標(biāo)。由于江蘇恒瑞醫(yī)藥于2010年開始實施股權(quán)激勵計劃，因此本文選取我國A股上市公司2010年-2019年的數(shù)據(jù)作為樣本進(jìn)行相關(guān)性檢驗，按照如下基準(zhǔn)進(jìn)行了篩選：①剔除ST公司；②剔除金融業(yè)企業(yè)；③剔除同時發(fā)行H股、B股的公司；④剔除信息披露不全面的公司；⑤剔除數(shù)據(jù)異常（過大及過?。┕荆罱K得到1405家公司。各變量相關(guān)系數(shù)如表1.6所示：表1.6相關(guān)系數(shù)表變量OpOp2EslevROAAIEIOp1Op20.940***1Es0.330***0.252***1lev-0.011-0.0080.0111ROA0.097***0.105***0.045***0.023**1AI0.071***0.054***0.082***-0.0020.107***1EI0.189***0.146***0.450***-0.0050.019*0.200***1由表中數(shù)據(jù)可知各個變量的相關(guān)性系數(shù)都比較小，說明多重共線性對各變量之間關(guān)系影響較小。據(jù)相關(guān)系數(shù)表可以看出，股權(quán)激勵與企業(yè)規(guī)模、盈利水平相關(guān)系數(shù)為正，并在1%水平上顯著相關(guān)，表明公司規(guī)模越大，盈利水平越高，企業(yè)股權(quán)激勵強(qiáng)度也越大。固定資本密集度與股權(quán)激勵的相關(guān)系數(shù)分別為0.071，在1%水平上顯著相關(guān)，說明資本密集與股權(quán)激勵相關(guān)，企業(yè)資本密集的增大會增加股權(quán)激勵強(qiáng)度。人力資本密集度與股權(quán)激勵強(qiáng)度的相關(guān)系數(shù)為0.189，在1%水平上顯著相關(guān)，人力資本密集度越高，企業(yè)股權(quán)激勵強(qiáng)度也越大，這初步表明企業(yè)規(guī)模越大，企業(yè)更注重對于高管的激勵，股權(quán)激勵強(qiáng)度也越大。通過上述模型，可以將大數(shù)據(jù)進(jìn)行回歸分析，回歸后各指標(biāo)的系數(shù)數(shù)據(jù)如表1.7。表1.7回歸結(jié)果表因變量Fcf常數(shù)項OPOP2ESLEVROAEiAiR2_a系數(shù)-0.00338-0.08520***0.13941***-0.00472-0.00026***0.000500.00160-0.01382***0.04344T值(-0.1000)(-3.2133)(2.7457)(-1.6035)(-4.9064)(0.0074)(0.7665)(-4.8339)注：*、**、***分別代表在10%、5%、1%水平上顯著相關(guān)。表1.6顯示了測試自由現(xiàn)金流量與股權(quán)激勵之間關(guān)系的結(jié)果。從表中的回歸結(jié)果可以看出，模型的擬合優(yōu)度為0.043，在1％的水平上具有顯著相關(guān)性，由此說明股權(quán)激勵的強(qiáng)度確實是與自由現(xiàn)金流相關(guān)。從表1.7中，我們可以看到添加控制變量的回歸結(jié)果。股權(quán)激勵強(qiáng)度和自由現(xiàn)金流量比率系數(shù)為-0.0852，在1％的水平上顯著相關(guān)，而股權(quán)激勵的