【《股权激励对自由现金流的影响分析案例》6000字】

股权激励对自由现金流的影响分析案例目录TOC\o"1-3"\h\u17914股权激励对自由现金流的影响分析案例 1163341.1股权激励减弱管理层自利行为 1200141.2股权激励降低自由现金流水平 71.1股权激励减弱管理层自利行为管理层的自利行为是基于人性的自私的一面，不同的目的会催生不同的种类的自利行为。自利行为类型有四种：首先是由于信息不对称而产生的“道德风险”和“逆向选择”行为，其次是由于集体活动而产生的“搭便车”行为，第三是由于资产的专用性投资产生的“敲竹杠”行为以及基于交易频率的“短期化”行为。经理人的自利行为表现形式也有差异，主要分为：非效率投资、在职消费和会计政策的选择三种。由于会计政策无法与前两种行为一样使用财务指标进行测算和衡量，因此选择非效率投资和在职消费两种行为作为自利行为的衡量指标。非效率投资可以分为过度投资行为和投资不足行为。管理层基于自利心理，可能倾向追加投资于回报不佳的项目以追求自身利益（寻租行为，收受回扣等）而非企业整体利益，因此，对于自利行为的衡量应当选择过度投资而非投资不足。在职消费是管理层工作过程中所发生的消费性支出及享有的待遇。在职消费较为隐蔽，监督成本较高。根据委托代理理论，在职消费从属于代理成本，其水平过高会对企业的绩效产生不利影响。由于自利心理的存在，管理层不会由于企业业务水平的降低而削减自己消费和待遇，从而导致费用粘性的产生。而自由现金流充裕时，管理层也会倾向将更多现金流量用于自身消费。过度投资行为的选择及衡量由于过度投资行为无法用单一变量进行衡量，本文根据研究目标，选择现金流量、行业水平、投资效率及托宾Q值四个指标衡量过度投资的存在及其强度。根据现金流量指标衡量过度投资表1.12003-2019年投资现金流与现金流量统计表（元）年份投资活动现金流出现金流量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总计54,625,801,956.6327,599,125,501.14平均值3,213,282,468.041,623,477,970.89数据来源：江苏恒瑞医药股份有限公司年度报告将江苏恒瑞医药用于投资活动的现金流出与总现金流量进行比较，可以得出表1.1。从表1.1可以看出，用于投资活动的现金流量基本上是逐年增加的，现金流量水平波动较大。两者自2014年都有显著增加。通过对二者的比较，无论是总计值还是平均值，可以发现投资产生的现金流出都远大于总现金流量，这表明恒瑞医药将大部分现金流量都用于了投资活动，根据现金流量这一视角，可以认为江苏恒瑞医药的确存在过度投资问题。（2）根据行业水平衡量过度投资江苏恒瑞医药属于医药制造行业，综合医药行业投资水平及社会整体投资水平，将其与行业及社会平均标准进行对比，对比结果如表1.2所示：表1.22004-2019年投资率行业对比统计表（元）年份恒瑞投资合计恒瑞投资增长率行业投资增长率社会投资增长率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%数据来源：CSMAR数据库、国家统计局官网通过整理国家统计局公布的数据，整理出2004年至2019年医药行业和社会整体的投资增长率。为了直观展现分析结果，本文使用平均值进行比较。根据表1.2可以看出在过去的15年中，江苏恒瑞医药的投资增长率发生了很大变化。平均增长率为56.49％，远高于行业平均水平17.26％和社会投资平均增长率19.94％。这说明江苏恒瑞医药无论对比于医药制造业还是社会整体水平，都存在过度投资问题。（3）基于投资效率界定非效率投资本文基于《现金流量和证券分析》（Hankel&Levante，2001）中用来评估公司的过度投资的模型来评估江苏恒瑞医药是否存在过度投资问题。过度投资额公式为：OVerInv=EAPEXt×(△EAPEX/EAPEXt－△SALE/SALEt)公式中EAPEXt表示资本支出，△EAPEX/EAPEXt表示资本支出增长率，△SALE/SALEt表示营业成本增长率;OVerInv表示过度投资额。根据表达式可以判断，如果△EAPEX/EAPEXt大于△SALE/SALEt，则存在过度投资，否则不存在过度投资。表1.32004-2019年过度投资金额（元）年份资本支出金额资本支出增长率营业成本营业成本增长率资本支出增长率-营业成本增长率过度投资额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数据来源：CSMAR数据库表1.3显示2004-2019年中有八年，江苏恒瑞医药的资本支出增长率高于营业成本增长率，表明恒瑞医药总体上进行了过多的投资。观察过度投资额这一列数据，可以看出过渡投资支出在十六年中有较大波动，为方便分析选取过度投资额平均值，以直观展现过度投资情况。恒瑞医药2004-2019年过渡投资额平均值为290,222,813.97元，表明企业总体层面存在过度投资情况。（4）基于托宾Q值界定非效率投资托宾Q值是由经济学家托宾提出的重要系数，它表示资本的市场价值与其重置成本之比。托宾Q值反映了一家公司的两种不同估值之间的关系。表1.42003-2019年托宾Q值及投资支出增长率对比年份市场价值总资产托宾Q值投资支出增长率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%数据来源：CSMAR数据库在托宾的Q值理论中，Q<1表示市场价值小于重置成本。此时，公司创造的价值小于其固定资产的成本，导致财富减少，这体现在公司回购股票的趋势中。让资金流入金融市场，降低资本支出。如果Q>1，则表示市场价值高于重置成本。此时，公司的价值大于其固定资产的成本，这会鼓励资产增值，这意味着公司更有可能增加资本支出以实现生产价值的增长，将资本转移到市场中。托宾Q值的影响机制为：Q值大于1时，股票价值增加→Q值上升→投资及消费支出增加→总产出增加Q值小于1时，股票价值下降→Q值下降→投资及消费支出减少→总产出降低计算公式为：托宾Q值=市场价值/期末总资产=（股权市值（以净资产数额代替计算）+净债务）/期末总资产=（净资产+总负债-应付职工薪酬-应交税费-应付股利-其他应付款-递延所得税负债）/期末总资产通过计算整理得出托宾Q值及投资支出增长率对比如表1.4所示。根据表1.4可以看出，江苏恒瑞医药2003年至2019年托宾Q值均小于1，意味着其市场价值低于其重置成本，此时企业创造的价值低于其投资资产成本，企业此时应当减少投资支出，然而对比其投资增长率可以发现，投资增长率为正的年份有九年，即这九年投资支出增加。由以上分析可以得出，江苏恒瑞医药整体投资需求应当较弱，然而企业投资支出常有大幅增加，可以认为恒瑞医药存在过度投资行为。综合以上四种对于非效率投资的衡量方法，均表明江苏恒瑞医药存在过度投资现象，且其重要变动时点分别出现在2010年、2014年及2017年。2.在职消费的选择与衡量陈东华，陈新元和万华林（2005）在检查国有企业的工资制度和在职消费时，首先采用了明细费用之和作为在职消费的替代指标这一方法，在职消费包括公务用车、招待费、差旅费、考察培训费用等。在利润表的管理费用中体现为办公费、差旅费、业务招待费、通讯费、出国培训费、董事会费、小车费和会议费。数据来源：CSMAR数据库图1.12003-2019年在职消费统计折线图（元）数据来源：CSMAR数据库图1.12003-2019年在职消费统计折线图（元）根据图1.1可以看出，由于企业业务规模的不断扩大，2003年至2019年企业在职消费整体水平总体呈上升趋势，期间波动不明显，波动范围较小，图中几个下降时点分别为2010-2011年、2014年及2017年，对应为几次股权激励计划正式发布的时点。设计公司治理机制的一个重要目标是，使管理层在追求个人利益的同时能够促进公司价值的增长。作为激励制度的一项创新，股票激励计划规定，管理层如果符合履约绩效或股价的要求，则可以直接获受股票或以低于市场价格的价格购买股票。为了获得更大的个人收益，管理层必须努力工作，以达到获受股票的业绩条件。此时，管理层需要放弃一些自私行为，投入更多精力进行工作，并通过满足行使权利的条件获得更高的回报。股权激励措施可以指导管理人员行为，使其与股东保持一致，从而为公司增值。随着股权激励越来越强，管理层与股东利益之间的协同作用变得越来越明显，管理层将更加专注于为公司增值。为判断股权激励对于管理层自利行为的影响，本文将在职消费与过度投资额及股权激励强度进行结合分析，以验证股权激励的作用。对比分析如图1.2所示：数据来源：CSMAR数据来源：CSMAR数据库图1.2对在职和过度投资的分析表明，由于自2010年以来实施股权激励，随着经营范围的逐年扩大，在职消费呈上升趋势。然而由于2010年起开始实施股权激励，在职消费增长水平放缓，在职消费几个下降时点：2010年、2014年、2017年均为企业实施限制性股权激励的时间点，由此不难推导出导致在整体上升趋势的消费中，实施股权激励能暂缓在职消费水平的无限制上升；除2016年恒瑞医药出现一笔激增投资外，当股权激励强度增加时，都能有效减少过度投资额，2017年股权激励强度的大幅增加也同时将2016年的过度投资额于2017年达到了明显的减弱，通过以上分析可以得出，股权激励对于管理层自利行为有抑制效果。1.2股权激励降低自由现金流水平当企业实行股权激励时，管理者与股东利益分歧降低，主要是管理者的短期利益与股东的长期利益相匹配，这促使管理者更加注重公司的发展，从而使自己获得的股票升值，因此股权激励将引发管理者将自由现金流分配到研发投入中，由此企业剩余自由现金流减少，根据以上分析可以假设股权激励与自由现金流存在相关关系，本文据此假设设计模型（式1.1）检验股权激励与自由现金流间的相关关系。具体模型如下，变量定义如表1.5。Fcf=+Idustry+Year表1.5变量说明表变量符号变量含义变量取值方法及说明Fcf自由现金流比率(息税前利润-所得税+折旧-资本性支出-营运资本增加额)/总资产Op股权激励强度获受限制性股票高管年末持股数/企业股票总数Es企业规模Ln期末总资产Lev财务杠杆期末总负债/总资产Roa资产收益率利润总额/总资产平均余额AI固定资本密集度Ln(资产总额/营业收入)EI人力资本密集度Ln(员工人数/营业收入（百万元）)本文根据过往学者研究经验，选择自由现金流比率作为因变量，股权激励强度作为自变量，选择企业规模、财务杠杆、资产收益率、固定资本密集度以及人力资本密集度五个控制变量，变量定义如下：=1\*GB3①自由现金流比率；本文选择4.4.1中衡量自由现金流的企业自由现金流作为自由现金流指标，企业自由现金流与总资产比值为自由现金流比率。=2\*GB3②股权激励强度：对于股权激励强度变量的使用，本文选择模仿梁上坤（2014）、肖淑芳（2013）的办法，将所有获受限制性激励股票高管期末总持股数占当期企业股票总数的比例作为股权激励强度的衡量变量。=3\*GB3③企业规模；企业规模（Es）使用期末企业总资产的对数来取值。=4\*GB3④财务杠杆；企业使用财务杠杆表示有途径进行融资，此时企业费用粘性较高（姜伟等，2015）。在此基础上，本文以期末总负债与总资产之比为财务杠杆为衡量标准。=5\*GB3⑤资产收益率；资产收益率代表企业的盈利水平，这对企业费用粘性有影响。本文总利润与总资产平均余额来度量企业的盈利水平。=6\*GB3⑥固定资本密集度；根据学者研究，固定资本密集度会提高企业的费用粘性水平，本文以企业当年资产总额与营业收入之比的对数来衡量企业固定资本密集度。=7\*GB3⑦人力资本密集度；当企业是劳动密集型行业时，大量员工还会增加员工培训成本以及解雇时产生的报酬和抚慰费。当业务量减少时，这些费用不会立即减少，这会产生粘性现象。员工越密集，费用粘性的水平就越高，而预期的劳动强度与费用粘性正相关。本文使用企业员工总人数与营业收入（百万）比值作为衡量人力资本密集度的指标。由于江苏恒瑞医药于2010年开始实施股权激励计划，因此本文选取我国A股上市公司2010年-2019年的数据作为样本进行相关性检验，按照如下基准进行了筛选：①剔除ST公司；②剔除金融业企业；③剔除同时发行H股、B股的公司；④剔除信息披露不全面的公司；⑤剔除数据异常（过大及过小）公司，最终得到1405家公司。各变量相关系数如表1.6所示：表1.6相关系数表变量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由表中数据可知各个变量的相关性系数都比较小，说明多重共线性对各变量之间关系影响较小。据相关系数表可以看出，股权激励与企业规模、盈利水平相关系数为正，并在1%水平上显著相关，表明公司规模越大，盈利水平越高，企业股权激励强度也越大。固定资本密集度与股权激励的相关系数分别为0.071，在1%水平上显著相关，说明资本密集与股权激励相关，企业资本密集的增大会增加股权激励强度。人力资本密集度与股权激励强度的相关系数为0.189，在1%水平上显著相关，人力资本密集度越高，企业股权激励强度也越大，这初步表明企业规模越大，企业更注重对于高管的激励，股权激励强度也越大。通过上述模型，可以将大数据进行回归分析，回归后各指标的系数数据如表1.7。表1.7回归结果表因变量Fcf常数项OPOP2ESLEVROAEiAiR2_a系数-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：*、**、***分别代表在10%、5%、1%水平上显著相关。表1.6显示了测试自由现金流量与股权激励之间关系的结果。从表中的回归结果可以看出，模型的拟合优度为0.043，在1％的水平上具有显著相关性，由此说明股权激励的强度确实是与自由现金流相关。从表1.7中，我们可以看到添加控制变量的回归结果。股权激励强度和自由现金流量比率系数为-0.0852，在1％的水平上显著相关，而股权激励的