柯東昌 李連華

【關(guān)鍵詞】 CEO持股; 研發(fā)強(qiáng)度; 內(nèi)部控制; 產(chǎn)權(quán)性質(zhì)

【中圖分類號(hào)】 F275? 【文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼】 A? 【文章編號(hào)】 1004-5937（2021）15-0024-08

一、引言

黨的十九大報(bào)告明確指出，創(chuàng)新是引領(lǐng)發(fā)展的第一動(dòng)力，是建設(shè)現(xiàn)代化經(jīng)濟(jì)體系的戰(zhàn)略支撐，要求加快創(chuàng)新型國(guó)家建設(shè)，深化科技體制改革，建立以企業(yè)為主體、市場(chǎng)為導(dǎo)向、產(chǎn)學(xué)研深度融合的技術(shù)創(chuàng)新體系，加強(qiáng)對(duì)中小企業(yè)創(chuàng)新的支持。為此，本文對(duì)有關(guān)企業(yè)研發(fā)投資的國(guó)內(nèi)外學(xué)術(shù)文獻(xiàn)進(jìn)行回顧和整理，發(fā)現(xiàn)影響企業(yè)研發(fā)投資的相關(guān)研究成果非常豐富。但盡管基于上層集團(tuán)理論（upper echelons）以企業(yè)高管特征（例如任期、年齡、學(xué)歷和政治聯(lián)系等）為視角進(jìn)行研究的文獻(xiàn)比較多，誠(chéng)然也有不少文獻(xiàn)對(duì)企業(yè)高管的股權(quán)激勵(lì)與其研發(fā)投入之間的關(guān)系進(jìn)行了研究，不過目前這些學(xué)術(shù)文獻(xiàn)都沒有進(jìn)一步深入考究高質(zhì)量的企業(yè)內(nèi)部控制如何影響CEO持股對(duì)企業(yè)研發(fā)投入的激勵(lì)作用。

我國(guó)財(cái)政部會(huì)同證監(jiān)會(huì)、審計(jì)署、銀監(jiān)會(huì)、保監(jiān)會(huì)分別于2008年和2010年聯(lián)合頒布了《企業(yè)內(nèi)部控制基本規(guī)范》和《企業(yè)內(nèi)部控制應(yīng)用指引》，美國(guó)反虛假財(cái)務(wù)報(bào)告委員會(huì)下屬的發(fā)起組織委員會(huì)（COSO）修訂并于2013年正式出臺(tái)了新的《內(nèi)部控制——整合框架》（2013版），標(biāo)志著企業(yè)內(nèi)部控制問題已經(jīng)成為各國(guó)監(jiān)管機(jī)構(gòu)、實(shí)務(wù)界和學(xué)術(shù)界普遍關(guān)注的重要熱點(diǎn)。與此相關(guān)聯(lián)，一個(gè)亟待研究的現(xiàn)實(shí)問題是質(zhì)量水平高低不同的內(nèi)部控制將對(duì)企業(yè)產(chǎn)生怎樣的經(jīng)濟(jì)后果，本文要研究的焦點(diǎn)問題是高質(zhì)量的內(nèi)部控制對(duì)CEO持股的研發(fā)投入激勵(lì)作用究竟會(huì)產(chǎn)生何種治理效應(yīng)。由于產(chǎn)權(quán)性質(zhì)是企業(yè)極為重要的內(nèi)部控制環(huán)境，而在不同性質(zhì)的產(chǎn)權(quán)背景下，內(nèi)部控制發(fā)揮的作用是不同的[ 1 ]，所以本文將進(jìn)一步研究高質(zhì)量?jī)?nèi)部控制對(duì)CEO持股的激勵(lì)作用所產(chǎn)生的治理效應(yīng)在國(guó)有企業(yè)與非國(guó)有企業(yè)之間存在的差異。

本文的學(xué)術(shù)貢獻(xiàn)和研究意義體現(xiàn)于：（1）首次將CEO的股權(quán)激勵(lì)、企業(yè)內(nèi)部控制與研發(fā)投資納入一個(gè)框架進(jìn)行研究，豐富和拓展了CEO股權(quán)激勵(lì)與企業(yè)創(chuàng)新投入有關(guān)的理論文獻(xiàn);（2）實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)，高質(zhì)量的內(nèi)部控制對(duì)CEO持股的研發(fā)投入激勵(lì)作用會(huì)產(chǎn)生顯著的抑制效應(yīng)，而且這種抑制效應(yīng)在國(guó)有企業(yè)或非國(guó)有企業(yè)之間存在顯著差異，這可為我國(guó)當(dāng)前上市公司內(nèi)部控制建設(shè)的有效性研究提供一定的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)。

本文其余部分安排如下：第二部分進(jìn)行理論探索與分析，并在此基礎(chǔ)上提出研究假設(shè);第三部分是研究設(shè)計(jì)，主要包括構(gòu)建模型、變量定義;第四部分報(bào)告實(shí)證研究結(jié)果并進(jìn)行分析;最后是本文的主要結(jié)論和政策啟示。

二、理論分析與研究假設(shè)

（一）CEO持股對(duì)企業(yè)研發(fā)投入的激勵(lì)作用

企業(yè)研發(fā)投入具有三個(gè)基本特征：高度不確定性、投資金額巨大和投資周期長(zhǎng)[ 2 ]。厭惡風(fēng)險(xiǎn)的管理者往往不傾向于投資創(chuàng)新，而是選擇其他成本更低、時(shí)間跨度更短、結(jié)果更可預(yù)測(cè)的項(xiàng)目。一般來(lái)說(shuō)，管理者比企業(yè)所有者更愿意規(guī)避風(fēng)險(xiǎn)有兩個(gè)原因。第一，企業(yè)所有者可以通過持有其他業(yè)務(wù)的股票來(lái)分散風(fēng)險(xiǎn)，但管理者的財(cái)富和就業(yè)保障與他們所在企業(yè)具體項(xiàng)目的成敗直接且唯一地聯(lián)系在一起，難以分散。因此，他們冒險(xiǎn)的動(dòng)機(jī)被削弱了[ 3-5 ]。第二，管理者往往比企業(yè)所有者更關(guān)注短期利益，因?yàn)樗麄兺ǔ２粨碛泄镜墓蓹?quán)，僅獲得基本工資和獎(jiǎng)金等短期激勵(lì)。

Zahra和Pearce[ 6 ]認(rèn)為董事會(huì)的構(gòu)成可以分為內(nèi)部董事和外部董事。在這種情況下，內(nèi)部董事是那些在同一公司擔(dān)任關(guān)鍵職位的高管（如董事長(zhǎng)和CEO），外部董事代表那些在公司沒有職位的高管，包括獨(dú)立董事和機(jī)構(gòu)董事。代理理論學(xué)者建議，股東可以將其利益最大化的工作委托給那些具有專業(yè)特長(zhǎng)的企業(yè)經(jīng)理層[ 7 ]。從代理理論的角度分析，Baker等[ 8 ]認(rèn)為內(nèi)部激勵(lì)政策在很大程度上決定了管理者的行為方式，因?yàn)楣芾碚呖赡懿辉敢庠趧?chuàng)新上投資，除非他們?yōu)榇说玫阶銐虻难a(bǔ)償[ 9 ]。Jensen和Meckling[ 7 ]指出，管理層持股越多，對(duì)企業(yè)發(fā)展戰(zhàn)略的控制就越好。Daily和Johnson[ 10 ]進(jìn)一步強(qiáng)調(diào)，CEO在企業(yè)中的持股數(shù)量是衡量CEO職位權(quán)力水平的關(guān)鍵指標(biāo)。并且CEO持有股權(quán)越多，對(duì)董事會(huì)控制的影響力越大，與企業(yè)的戰(zhàn)略利益一致性越高[ 11-12 ]。Manso[ 13 ]的理論模型也表明，標(biāo)準(zhǔn)化的委托—代理契約可以激勵(lì)管理者重復(fù)日常性的活動(dòng)，但不能激發(fā)管理者進(jìn)行創(chuàng)新，為此建議企業(yè)應(yīng)采用獎(jiǎng)勵(lì)長(zhǎng)期績(jī)效的激勵(lì)機(jī)制。

在實(shí)證研究中，有不少文獻(xiàn)檢驗(yàn)了管理者股權(quán)激勵(lì)與企業(yè)長(zhǎng)期風(fēng)險(xiǎn)性投資之間的正向關(guān)系[ 14 ]。Kim等[ 15 ]研究表明，高管股票期權(quán)增加了CEO財(cái)富對(duì)公司股票波動(dòng)的敏感性，并促進(jìn)了對(duì)高風(fēng)險(xiǎn)項(xiàng)目的投資。與之類似，Kini和Williams[ 16 ]發(fā)現(xiàn)，更高的錦標(biāo)賽激勵(lì)（Tournament Incentives）能促進(jìn)高級(jí)經(jīng)理承擔(dān)更多的風(fēng)險(xiǎn)，以增加他們獲得更高報(bào)酬的機(jī)會(huì)。Lerner和Wulf[ 17 ]的研究結(jié)果表明，管理者的長(zhǎng)期激勵(lì)會(huì)導(dǎo)致更大的研發(fā)投入。

基于上述理論分析，本文提出以下假設(shè)。

H1：限定其他條件，CEO持股對(duì)企業(yè)研發(fā)投入強(qiáng)度存在促進(jìn)作用。

（二）高質(zhì)量的內(nèi)部控制對(duì)CEO持股激勵(lì)的抑制效應(yīng)

盡管上文的論述認(rèn)為CEO持股對(duì)企業(yè)研發(fā)投入會(huì)產(chǎn)生促進(jìn)作用，但由于企業(yè)內(nèi)部控制是企業(yè)建立的具有較強(qiáng)約束力的管理和經(jīng)營(yíng)制度，嚴(yán)格規(guī)范的企業(yè)內(nèi)部控制將對(duì)高管的機(jī)會(huì)主義冒險(xiǎn)行為和自利行為起到監(jiān)督作用[ 18 ]。因此，本文研究高質(zhì)量的內(nèi)部控制將對(duì)CEO持股的研發(fā)投入激勵(lì)作用會(huì)產(chǎn)生何種影響。

財(cái)政部會(huì)同證監(jiān)會(huì)、審計(jì)署、銀監(jiān)會(huì)、保監(jiān)會(huì)于2008年制定的《企業(yè)內(nèi)部控制基本規(guī)范》明確指出，內(nèi)部控制是由企業(yè)董事會(huì)、監(jiān)事會(huì)、經(jīng)理層和全體員工實(shí)施的，旨在實(shí)現(xiàn)控制目標(biāo)的過程，并進(jìn)一步把內(nèi)部控制的目標(biāo)確定為合理保證企業(yè)經(jīng)營(yíng)管理合法合規(guī)、資產(chǎn)安全和提高經(jīng)營(yíng)效率與效果。研發(fā)投資的結(jié)果面臨著高度的不確定性，不僅需要足夠的融資支持，而且需要企業(yè)管理者具備一定的冒險(xiǎn)精神與風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)的勇氣（敢于承擔(dān)由于企業(yè)創(chuàng)新投入失敗而帶來(lái)的后果），隨著企業(yè)內(nèi)部控制的不斷完善和強(qiáng)化，必然使得企業(yè)管理者在投資決策過程中更加表現(xiàn)出風(fēng)險(xiǎn)規(guī)避偏好[ 19 ]。因?yàn)閲?yán)格規(guī)范的企業(yè)內(nèi)部控制往往要求企業(yè)在重大決策時(shí)采取集體決策，并注重集體決策流程的規(guī)范性。但是，集體決策與其規(guī)范的決策流程往往難以形成及時(shí)、一致的意見，這是因?yàn)椴煌尘?、不同閱歷的企業(yè)管理者對(duì)創(chuàng)新投入的認(rèn)知會(huì)存在差異[ 20 ]。因此，對(duì)于內(nèi)部控制相對(duì)嚴(yán)格規(guī)范的企業(yè)而言，即使持股的CEO參與重大決策，其個(gè)人決策影響力也會(huì)明顯削弱，由此CEO持股的研發(fā)投入激勵(lì)作用將會(huì)受到抑制。

另外，很多學(xué)者把組織寬松（organizational slack）視為組織創(chuàng)新的一種重要催化劑[ 21 ]，因?yàn)榻M織寬松能產(chǎn)生內(nèi)部控制的放松，這意味著當(dāng)面臨不確定性時(shí)需要使用的經(jīng)費(fèi)更可能得到批準(zhǔn)，從而保障組織由于項(xiàng)目的不確定結(jié)果而免受影響，加速一種實(shí)驗(yàn)文化的形成，有利于企業(yè)管理者持續(xù)地追求創(chuàng)新項(xiàng)目[ 22 ]。不僅如此，組織寬松還能提供寬松的研究或允許企業(yè)內(nèi)部控制方面認(rèn)為似乎不合理但在科學(xué)家或企業(yè)高層管理者看來(lái)卻具有很高潛力的創(chuàng)新項(xiàng)目的實(shí)施[ 23 ]。雖然這些創(chuàng)新項(xiàng)目經(jīng)常失敗，但有時(shí)也能給企業(yè)帶來(lái)巨大經(jīng)濟(jì)利益。由此可以發(fā)現(xiàn)，相對(duì)寬松的內(nèi)部控制能促進(jìn)CEO持股的研發(fā)投入激勵(lì)作用。鑒于上述嚴(yán)格規(guī)范的內(nèi)部控制和相對(duì)寬松的企業(yè)控制分別對(duì)持有股權(quán)的CEO研發(fā)決策的影響，本文提出以下假設(shè)。

H2：限定其他條件，高質(zhì)量的內(nèi)部控制會(huì)抑制CEO持股對(duì)企業(yè)研發(fā)投入的激勵(lì)作用。

（三）內(nèi)部控制的抑制效應(yīng)：基于產(chǎn)權(quán)性質(zhì)的進(jìn)一步研究

由于產(chǎn)權(quán)性質(zhì)是企業(yè)極為重要的內(nèi)部控制環(huán)境，在不同性質(zhì)的產(chǎn)權(quán)背景下，其內(nèi)部控制發(fā)揮的作用是不同的[ 1 ]，因而本文將進(jìn)一步研究高質(zhì)量的內(nèi)部控制對(duì)CEO持股的激勵(lì)作用所產(chǎn)生的抑制效應(yīng)在國(guó)有企業(yè)與非國(guó)有企業(yè)之間存在的差異。

首先，雖然國(guó)有企業(yè)通過改制上市，其治理結(jié)構(gòu)和監(jiān)管環(huán)境發(fā)生了很大的變化，但最終還是由各級(jí)政府控制，政府依然有能力將自身目標(biāo)內(nèi)化到國(guó)有企業(yè)中[ 24 ]，導(dǎo)致國(guó)企往往承擔(dān)著來(lái)自政府的多重任務(wù)，如發(fā)展地區(qū)經(jīng)濟(jì)、擴(kuò)大就業(yè)崗位、提高稅收、維護(hù)社會(huì)穩(wěn)定等[ 25 ]，因而國(guó)有企業(yè)的生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)決策更容易受到政府相關(guān)部門的干預(yù)。與之相比，非國(guó)有企業(yè)受到來(lái)自政府部門的干預(yù)較少，更有利于形成科學(xué)合理的激勵(lì)與監(jiān)督機(jī)制，董事會(huì)、監(jiān)事會(huì)、管理者之間能進(jìn)行更有效的制衡，從而使得內(nèi)部控制在非國(guó)有企業(yè)內(nèi)更充分地發(fā)揮治理機(jī)制作用，對(duì)CEO持股的研發(fā)決策行為也將產(chǎn)生更大的影響。

其次，國(guó)有企業(yè)大多存在所有者缺位的問題[ 26 ]，這導(dǎo)致國(guó)有企業(yè)的經(jīng)營(yíng)失敗實(shí)質(zhì)上往往是由國(guó)家“買單”，而非國(guó)有企業(yè)的經(jīng)營(yíng)失敗則是由其股東自己承擔(dān)，由此非國(guó)有企業(yè)控制風(fēng)險(xiǎn)的意愿會(huì)更強(qiáng)[ 27 ]。為了控制風(fēng)險(xiǎn)，非國(guó)有企業(yè)會(huì)根據(jù)市場(chǎng)環(huán)境的變化和企業(yè)發(fā)展的實(shí)際需要，更積極主動(dòng)地加強(qiáng)和完善內(nèi)部控制建設(shè)，更重視防范經(jīng)營(yíng)中的各種風(fēng)險(xiǎn)，提高投資決策效率[ 28 ]。因而在非國(guó)有企業(yè)中，嚴(yán)格規(guī)范的內(nèi)部控制為控制企業(yè)承擔(dān)的風(fēng)險(xiǎn)，將對(duì)持有股權(quán)的CEO開展高風(fēng)險(xiǎn)性的研發(fā)投資行為產(chǎn)生更明顯的抑制效應(yīng)。鑒于上述分析，本文提出以下假設(shè)。

H3：限定其他條件，較之于國(guó)有企業(yè)，非國(guó)有企業(yè)中高質(zhì)量的內(nèi)部控制對(duì)CEO持股的研發(fā)投入激勵(lì)所產(chǎn)生的抑制效應(yīng)更為顯著。

三、研究設(shè)計(jì)

（一）研究模型與變量定義

筆者主要借鑒了李春濤、宋敏[ 2 ]和柯東昌、李連華[ 29 ]等的計(jì)量模型，并根據(jù)已有相關(guān)文獻(xiàn)的研究成果，增加了公司財(cái)務(wù)指標(biāo)、公司治理及企業(yè)經(jīng)營(yíng)環(huán)境等控制變量，構(gòu)建基本模型如下：

表1給出了模型（1）中所涉及變量的定義、詳細(xì)度量方法和來(lái)源。

1.被解釋變量、解釋變量和調(diào)節(jié)變量

（1）被解釋變量：企業(yè)的研發(fā)投入強(qiáng)度（RDIINC）。在國(guó)內(nèi)外文獻(xiàn)中占絕對(duì)主流地位的R&D度量方法是該年度該企業(yè)的研發(fā)投入總額與本期營(yíng)業(yè)總收入的比率，因此本文采用這一比率來(lái)度量該年度該企業(yè)的研發(fā)投入強(qiáng)度，該變量的數(shù)值越大表示企業(yè)的研發(fā)投入強(qiáng)度越大。

（2）解釋變量：CEO持股（CEOHOLD）。若公司CEO在當(dāng)年持有該公司的股票，該變量取1，否則取0。

（3）調(diào)節(jié)變量是內(nèi)部控制質(zhì)量（INCONTROL）。本文依據(jù)迪博企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)管理有限公司制定的上市公司內(nèi)部控制指數(shù)設(shè)置虛擬變量，若該上市公司的內(nèi)部控制指數(shù)大于或等于中位數(shù)取1，表示該企業(yè)內(nèi)部控制的質(zhì)量較高，否則取0，表示該企業(yè)內(nèi)部控制的質(zhì)量較低。

2.控制變量

本文的模型參照了前期學(xué)者有關(guān)影響企業(yè)研發(fā)投入因素的研究成果，在模型中引入了CEO特征和公司特征等有關(guān)控制變量：CEO和董事長(zhǎng)兩職是否合一、獨(dú)立董事比重、公司產(chǎn)權(quán)性質(zhì)、企業(yè)規(guī)模、資產(chǎn)負(fù)債率、資產(chǎn)收益率、企業(yè)經(jīng)營(yíng)活動(dòng)產(chǎn)生的現(xiàn)金流量?jī)纛~與期末資產(chǎn)總額的比率、公司已成立年數(shù)、公司已上市年數(shù)。此外，本文的模型中還包括企業(yè)經(jīng)營(yíng)環(huán)境指數(shù)總體評(píng)分、所屬行業(yè)類型及年度等控制變量。需要說(shuō)明的是，企業(yè)經(jīng)營(yíng)環(huán)境指數(shù)總體評(píng)分是按照各個(gè)省級(jí)進(jìn)行的一個(gè)綜合性指標(biāo)，包括7個(gè)方面的內(nèi)容：政府行政管理、企業(yè)的經(jīng)營(yíng)法律環(huán)境、金融服務(wù)、人力資源供應(yīng)、基礎(chǔ)設(shè)施條件、中介組織和服務(wù)及企業(yè)經(jīng)營(yíng)的社會(huì)環(huán)境。

（二）樣本選擇及數(shù)據(jù)來(lái)源

本文選取2009—2017年滬深兩市A股上市公司作為初始樣本，并進(jìn)行如下篩選：（1）鑒于金融類上市公司的財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)不同于一般上市公司，剔除銀行、保險(xiǎn)、證券等金融類上市公司;（2）剔除企業(yè)投入強(qiáng)度、企業(yè)內(nèi)部控制質(zhì)量、CEO持股變量和其他控制變量數(shù)據(jù)缺失的觀測(cè)值。經(jīng)過以上步驟本文最終得到的樣本觀測(cè)值為14 881個(gè)。其中，2009—2017年各年的觀測(cè)值個(gè)數(shù)分別為584、801、1 299、1 701、1 877、1 872、2 026、2 254和2 467。公司研發(fā)投入數(shù)據(jù)、公司成立年份和公司上市年份數(shù)據(jù)來(lái)自同花順數(shù)據(jù)庫(kù)。內(nèi)部控制質(zhì)量的數(shù)據(jù)來(lái)自迪博的中國(guó)上市公司內(nèi)部控制指數(shù)。CEO持股變量和公司的實(shí)際控制人性質(zhì)數(shù)據(jù)來(lái)自北京大學(xué)中國(guó)經(jīng)濟(jì)研究中心數(shù)據(jù)庫(kù)（CCER）。其他有關(guān)公司治理、公司財(cái)務(wù)等數(shù)據(jù)，若沒有特別說(shuō)明，均來(lái)源于深圳國(guó)泰安（CSMAR）數(shù)據(jù)庫(kù)。

為了克服極端值的影響，本文對(duì)所有連續(xù)變量在1%和99%分位均進(jìn)行了Winsorize處理，即令1%（99%）分位以外的數(shù)值等于1%（99%）分位數(shù)。

四、實(shí)證研究結(jié)果及分析

（一）描述性統(tǒng)計(jì)分析

1.主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)分析

變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果如表2?？梢钥闯鲅邪l(fā)投入強(qiáng)度（RDIINC）的均值為0.0298，中位數(shù)為0.0205，兩者比較接近，這說(shuō)明我國(guó)上市公司在一定程度上比較重視研究與開發(fā)活動(dòng)的投入。但從世界范圍來(lái)看，特別是與發(fā)達(dá)國(guó)家相比，我國(guó)上市公司當(dāng)前研發(fā)投入強(qiáng)度在整體上還存在不小的差距。同時(shí)，研發(fā)投入強(qiáng)度（RDIINC）的標(biāo)準(zhǔn)差為0.036439，比其變量的均值還要大，表明各企業(yè)間研發(fā)投入強(qiáng)度相差比較大。CEO持股變量（CEOHOLD）為虛擬變量，其均值為0.49634，表明全部上市公司中近一半為CEO持有股權(quán)的上市公司，這也說(shuō)明對(duì)CEO是否持有股權(quán)問題的研究具有重要性和現(xiàn)實(shí)性。

2.變量間的相關(guān)性分析

本文對(duì)模型涉及變量之間的相關(guān)性進(jìn)行了Pearson檢驗(yàn)（為節(jié)省篇幅，變量的Pearson相關(guān)系數(shù)表省略），發(fā)現(xiàn)企業(yè)研發(fā)投入強(qiáng)度（RDIINC）與CEO持股變量（CEOHOLD）在1%的顯著水平上正相關(guān)，相關(guān)系數(shù)為0.1560。這一結(jié)果初步支持了前文所提出的假設(shè)1。進(jìn)一步的有關(guān)結(jié)論需要下述多元回歸來(lái)進(jìn)行檢驗(yàn)。

（二）多元回歸分析

為了實(shí)證結(jié)論的穩(wěn)健，本文進(jìn)行OLS回歸后進(jìn)一步采用固定效應(yīng)模型和隨機(jī)效應(yīng)模型考察控制內(nèi)生性后的實(shí)證結(jié)果。

1.CEO持股對(duì)企業(yè)研發(fā)投入影響的實(shí)證檢驗(yàn)（OLS回歸）

表3呈報(bào)了基本模型對(duì)應(yīng)的多元回歸（OLS）結(jié)果，模型F值的顯著性水平均為0.0000，說(shuō)明模型整體顯著。CEO持股變量（CEOHOLD）的回歸系數(shù)為0.0030082，并在1%的水平上顯著為正，說(shuō)明控制其他因素后，CEO持股與企業(yè)的R&D投入強(qiáng)度顯著正相關(guān)，意味著CEO持股有利于企業(yè)加大研發(fā)投入強(qiáng)度（RDIINC），從而支持了本文所提出的假設(shè)1。

2.內(nèi)部控制對(duì)CEO持股的研發(fā)抑制效應(yīng)檢驗(yàn)

為了實(shí)證檢驗(yàn)內(nèi)部控制對(duì)CEO持股的研發(fā)抑制效應(yīng)，本文在基本模型的基礎(chǔ)上引入CEO持股變量（CEOHOLD）與內(nèi)部控制質(zhì)量（INCONTROL）的交互項(xiàng)進(jìn)行OLS回歸，其結(jié)果如表4所示。可以發(fā)現(xiàn)，交互項(xiàng)（CEOHOLD×INCONTROL）的系數(shù)在1%的水平上顯著為負(fù)，系數(shù)為-0.0028242，且CEO持股變量（CEOHOLD）對(duì)應(yīng)的回歸系數(shù)保持在1%的水平上顯著為正。這表明高質(zhì)量的內(nèi)部控制對(duì)CEO持股的研發(fā)激勵(lì)起到了顯著的抑制作用，因此該回歸結(jié)果也支持了本文提出的假設(shè)2。

3.內(nèi)部控制對(duì)CEO持股的研發(fā)抑制效應(yīng)：按照產(chǎn)權(quán)性質(zhì)不同的進(jìn)一步檢驗(yàn)

為了檢驗(yàn)企業(yè)產(chǎn)權(quán)性質(zhì)的不同是否帶來(lái)不同的影響，本文進(jìn)一步按照非國(guó)有控股公司和國(guó)有控股公司進(jìn)行分組，檢驗(yàn)高質(zhì)量的內(nèi)部控制對(duì)CEO持股的研發(fā)激勵(lì)所產(chǎn)生的抑制效應(yīng)，檢驗(yàn)結(jié)果如表5所示。容易發(fā)現(xiàn)，非國(guó)有控股公司樣本組中，交互項(xiàng)（CEOHOLD×INCONTROL）的系數(shù)在5%的水平上顯著為負(fù)，系數(shù)為-0.0031446，這表明高質(zhì)量的內(nèi)部控制對(duì)CEO持股的研發(fā)激勵(lì)依然起到了顯著的抑制作用。而在國(guó)有控股公司樣本組中，交互項(xiàng)（CEOHOLD×INCONTROL）的系數(shù)為正，且不顯著。因此，較之于國(guó)有企業(yè)，非國(guó)有企業(yè)中高質(zhì)量的內(nèi)部控制對(duì)CEO持股的研發(fā)投入激勵(lì)所產(chǎn)生的抑制效應(yīng)更為顯著，從而支持了本文提出的假設(shè)3。

（三）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為了減弱可能存在的內(nèi)生性對(duì)實(shí)證研究結(jié)果穩(wěn)健性產(chǎn)生的影響，本文分別采用基于面板數(shù)據(jù)的固定效應(yīng)模型、隨機(jī)效應(yīng)模型、工具變量和滯后期解釋變量繼續(xù)進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。

1.固定效應(yīng)模型和隨機(jī)效應(yīng)模型

首先，為了檢驗(yàn)CEO持股與企業(yè)研發(fā)投入之間正向關(guān)系的穩(wěn)健性，本文在前述基本模型（1）上分別進(jìn)行了固定效應(yīng)模型和隨機(jī)效應(yīng)模型進(jìn)行回歸（為節(jié)省篇幅，本文后續(xù)的穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果表略，回歸時(shí)模型中的其他變量均進(jìn)行了相應(yīng)控制）。結(jié)果表明，CEO持股變量（CEOHOLD）的回歸系數(shù)分別為0.0020451和0.0026898，且均在1%的水平上顯著為正，依然支持了本文所提出的假設(shè)1。其次，為了再次考察高質(zhì)量的內(nèi)部控制對(duì)CEO持股的研發(fā)激勵(lì)是否產(chǎn)生抑制效應(yīng)，本文在引入交互項(xiàng)的基礎(chǔ)上分別采用固定效應(yīng)模型和隨機(jī)效應(yīng)模型進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)。其結(jié)果表明，交互項(xiàng)（CEOHOLD×INCONTROL）的系數(shù)均在1%的水平上顯著為負(fù)，回歸系數(shù)分別為-0.0031250和-0.0035128，且CEO持股變量（CEOHOLD）對(duì)應(yīng)的回歸系數(shù)均保持在1%的水平上顯著為正，這一結(jié)果再次支持了本文提出的假設(shè)2。檢驗(yàn)結(jié)果同時(shí)也表明，CEO持股變量（CEOHOLD）的回歸系數(shù)依然在1%的水平上顯著為正，其回歸系數(shù)分別為0.00367和0.0045052。最后，為了進(jìn)一步考察企業(yè)的產(chǎn)權(quán)性質(zhì)產(chǎn)生的不同影響，本文采用固定效應(yīng)模型和隨機(jī)效應(yīng)模型再次進(jìn)行分組檢驗(yàn)高質(zhì)量的內(nèi)部控制對(duì)CEO持股的研發(fā)激勵(lì)所產(chǎn)生的抑制效應(yīng)。固定效應(yīng)模型的分組回歸結(jié)果表明，當(dāng)樣本組為非國(guó)有企業(yè)時(shí)，交互項(xiàng)（CEOHOLD×INCONTROL）的系數(shù)在1%的顯著水平上為負(fù)，其回歸系數(shù)為-0.0031607，而樣本組為國(guó)有企業(yè)時(shí)，交互項(xiàng)（CEOHOLD×INCONTROL）的系數(shù)不顯著。隨機(jī)效應(yīng)模型的分組回歸結(jié)果表明，當(dāng)樣本組為非國(guó)有企業(yè)時(shí)，交互項(xiàng)（CEOHOLD×INCONTROL）的系數(shù)依然在1%的顯著水平上為負(fù)，其回歸系數(shù)為-0.0034385，而樣本組為國(guó)有企業(yè)時(shí)，交互項(xiàng)（CEOHOLD×INCONTROL）的系數(shù)不顯著，從而表明無(wú)論是采用固定效應(yīng)模型還是隨機(jī)效應(yīng)模型，本文提出的假設(shè)3均得到了支持。

2.采用工具變量法的檢驗(yàn)

本文參照李春濤、宋敏[ 2 ]和柯東昌、李連華[ 29 ]的方法，取CEO持股變量（CEOHOLD）的年度—行業(yè)—地區(qū)（省份）的平均值作為CEO持股變量的工具變量（IV_CEOHOLD）。同樣的方法，本文生成了內(nèi)部控制質(zhì)量（INCONTROL）對(duì)應(yīng)的工具變量（IV_INCONTROL）。運(yùn)用工具變量法的2SLS相應(yīng)回歸結(jié)果均顯示CEO持股變量的工具變量（IV_CEOHOLD）的回歸系數(shù)都在1%的水平上顯著為正，而且回歸系數(shù)的數(shù)值均比較大。這表明CEO持股能顯著促進(jìn)企業(yè)的研發(fā)投入的提高，因此，內(nèi)生性的控制也明顯支持了本文提出的假設(shè)1?；貧w結(jié)果還進(jìn)一步表明，工具變量的交互項(xiàng)（IV_CEOHOLD×IV_INCONTROL）系數(shù)也在1%的顯著水平上為負(fù)，回歸系數(shù)為-0.0028242，再次表明高質(zhì)量的內(nèi)部控制對(duì)CEO持股的研發(fā)激勵(lì)產(chǎn)生了明顯的抑制效應(yīng)，這一結(jié)果也支持了本文提出的假設(shè)2。此外，從按照產(chǎn)權(quán)性質(zhì)進(jìn)行分組檢驗(yàn)的結(jié)果來(lái)看，當(dāng)樣本組為非國(guó)有企業(yè)時(shí)，工具變量的交互項(xiàng)（IV_CEOHOLD×IV_INCONTROL）的系數(shù)在1%的顯著水平上為負(fù)，而樣本組為國(guó)有企業(yè)時(shí)，工具變量的交互項(xiàng)（IV_CEOHOLD×IV_INCONTROL）的系數(shù)不顯著。因此這一結(jié)果依然表明，與國(guó)有企業(yè)相比，非國(guó)有企業(yè)的內(nèi)部控制對(duì)CEO持股的研發(fā)投入激勵(lì)所產(chǎn)生的抑制效應(yīng)更為顯著，再次支持了本文提出的假設(shè)3。

3.采用滯后期變量的檢驗(yàn)

為了進(jìn)一步測(cè)試研究結(jié)論的穩(wěn)健性，本文采用滯后期變量再次進(jìn)行測(cè)試。即采用該企業(yè)上年度的CEO持股變量（CEOHOLD）作為CEO持股的滯后期變量（CEOHOLDL1），類似地，內(nèi)部控制質(zhì)量變量也采用內(nèi)部控制滯后期變量（INCONTROLL1）。采用滯后期變量代入基本模型分別進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)，結(jié)果同樣支持了本文之前提出的三個(gè)假設(shè)。為了節(jié)省篇幅，本文對(duì)此相關(guān)的檢驗(yàn)結(jié)果不再一一贅述。

因此，以上采用多種方法進(jìn)行一系列穩(wěn)健性測(cè)試的結(jié)果均與所得結(jié)論保持一致，說(shuō)明本文的實(shí)證研究結(jié)論具有一定的穩(wěn)健性。

五、結(jié)論、政策建議和局限性

本文選取2009—2017年我國(guó)A股上市公司為研究樣本，實(shí)證檢驗(yàn)了質(zhì)量水平高低不同的內(nèi)部控制下CEO持股對(duì)企業(yè)研發(fā)投入強(qiáng)度的影響情況。實(shí)證研究結(jié)果一致表明，CEO持股對(duì)企業(yè)R&D投入強(qiáng)度有顯著的激勵(lì)作用，而且高質(zhì)量的內(nèi)部控制會(huì)抑制CEO持股對(duì)企業(yè)研發(fā)投入的激勵(lì)作用。進(jìn)一步基于產(chǎn)權(quán)性質(zhì)的不同，本文研究發(fā)現(xiàn)，較之于國(guó)有企業(yè)，非國(guó)有企業(yè)中高質(zhì)量的內(nèi)部控制所產(chǎn)生的這種抑制效應(yīng)更為顯著。本文豐富和拓展了CEO持股與企業(yè)研發(fā)投資相關(guān)的學(xué)術(shù)文獻(xiàn)，并為我國(guó)企業(yè)內(nèi)部控制的治理效應(yīng)提供了經(jīng)驗(yàn)證據(jù)。

具體而言，本文的研究結(jié)論具有如下政策啟示：（1）按照本文的實(shí)證結(jié)果，CEO持股能顯著地促進(jìn)企業(yè)加大研發(fā)投入強(qiáng)度，從而有利于企業(yè)創(chuàng)新戰(zhàn)略目標(biāo)的實(shí)現(xiàn)，因此在當(dāng)前要求加快創(chuàng)新型國(guó)家建設(shè)的時(shí)代背景下，迫切需要考慮在更多的企業(yè)適當(dāng)引入其高層管理者的股權(quán)激勵(lì)方案;（2）加強(qiáng)企業(yè)內(nèi)部控制建設(shè)和提高內(nèi)部控制質(zhì)量有利于加強(qiáng)公司的內(nèi)部治理效應(yīng)，高質(zhì)量的內(nèi)部控制的確能在一定程度上抑制CEO進(jìn)行高風(fēng)險(xiǎn)投資決策的影響力，從而避免企業(yè)在追求創(chuàng)新時(shí)承擔(dān)過度的經(jīng)營(yíng)風(fēng)險(xiǎn)和財(cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn);（3）需要不斷完善國(guó)有企業(yè)的法人治理機(jī)制，進(jìn)一步加強(qiáng)國(guó)有企業(yè)的現(xiàn)代產(chǎn)權(quán)制度建設(shè)，從而盡可能減少國(guó)有企業(yè)“所有者虛位”現(xiàn)象，使國(guó)有企業(yè)與非國(guó)有企業(yè)都能保持持續(xù)、快速和健康發(fā)展。

本文的研究也存在一定的局限。關(guān)于CEO持股與企業(yè)研發(fā)投入的關(guān)系研究以及內(nèi)部控制對(duì)CEO持股激勵(lì)的抑制效應(yīng)等相關(guān)結(jié)論可能會(huì)受到內(nèi)生性問題的影響，雖然分別采用固定效應(yīng)模型、隨機(jī)效應(yīng)模型、工具變量和滯后期變量等多種方法做了一系列的穩(wěn)健性檢驗(yàn)，但可能依然無(wú)法完全消除內(nèi)生性對(duì)本文研究結(jié)論的影響，這是今后研究需要注意的。

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