黃生權，唐小敏

股權激勵和內(nèi)部控制對上市公司融資約束的影響——基于2009—2018年戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)數(shù)據(jù)

黃生權，唐小敏

（中南大學 商學院，湖南 長沙 410083）

基于2009—2018年我國戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)數(shù)據(jù)，分析了股權激勵和內(nèi)部控制對上市公司融資約束的影響，結(jié)果表明：股權激勵對戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)上市公司的融資約束有顯著負向影響；高質(zhì)量的內(nèi)部控制有助于緩解融資約束，同時高質(zhì)量的內(nèi)部控制可以強化股權激勵對融資約束的緩解作用；另外，代理成本在股權激勵與融資約束之間具有中介作用。

戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)；上市公司；股權激勵；內(nèi)部控制；融資約束；代理成本

一、問題的提出

融資約束是財務領域研究的熱點問題，也是公司發(fā)展過程中面臨的難題之一。MEGHANA等通過測試發(fā)現(xiàn)，在影響公司的10個商業(yè)環(huán)境障礙中，融資約束的影響最大[1]。相較于傳統(tǒng)行業(yè)，戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)在產(chǎn)品和技術上具有復雜性、先進性和不確定性，同時產(chǎn)品的研發(fā)周期長、知識累積性高，以致在經(jīng)濟低迷時更易受到融資約束。戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)作為經(jīng)濟結(jié)構調(diào)整、實現(xiàn)產(chǎn)業(yè)升級的突破口，是引領未來經(jīng)濟社會發(fā)展的重要力量。因此探究緩解戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)融資約束的影響因素具有重要的現(xiàn)實意義。

學界對股權激勵和公司融資約束之間的關系進行了大量研究。JENSEN等指出，股權激勵的實施有利于促進管理者與所有者的利益趨于一致，減少信息不對稱，降低所有者和管理者之間的代理成本，提高公司資金融通能力[2]。胡國強等以我國民營上市公司為例研究發(fā)現(xiàn)，股權激勵尤其是股票期權和限制性股票能向市場傳達出公司高成長性和完善的治理結(jié)構等利好的信號，降低信息不對稱程度，從而使公司獲得更多的銀行借款[3]。LELAND、徐倩和GONG等也研究得出股權激勵的實施有利于減少信息不對稱，降低代理成本，緩解公司的融資約束狀況[4-6]。也有學者研究發(fā)現(xiàn)管理者為達到行權的業(yè)績條件，可能產(chǎn)生更多冒險行為和自利行為，損害投資者的利益，加劇公司的融資約束。CHENG等認為，與股權激勵較低的管理人員相比，股權激勵強度高的管理者更有可能參與盈余管理，具有高股權激勵的管理者在公告后的一年內(nèi)凈銷售額顯著提高[7]。謝德仁等指出股權激勵甚至可能誘發(fā)高管對非經(jīng)常損益和營業(yè)外支出的分類操縱行為[8]。何孝星等通過系統(tǒng)分析發(fā)現(xiàn)，股權激勵通過風險承擔、財務粉飾等途徑對融資約束產(chǎn)生負面影響[9]。此外，也有研究表明股權激勵對公司的融資成本并沒有顯著影響。肖作平、高雷等研究發(fā)現(xiàn)股權激勵與代理成本之間無顯著關系[10,11]。汪健等基于制造業(yè)上市公司的數(shù)據(jù)研究表明，公司在實施股權激勵后，其代理成本并未發(fā)生明顯變化[12]。

通過文獻梳理可知，現(xiàn)有研究對股權激勵與融資約束之間的關系存在較大的分歧，相對忽視了內(nèi)部控制質(zhì)量和公司融資約束之間關系的研究，研究樣本也大多集中于制造業(yè)、民營上市公司和全產(chǎn)業(yè)，對戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)中股權激勵與融資約束之間的實證研究較為缺乏?；诠蓹嗟男匠牦w制會對公司融資約束產(chǎn)生何種影響呢？戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)的股權激勵實施效果又有何不同呢？這些問題都有待進一步探討。為此，筆者擬基于2009—2018年我國戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)數(shù)據(jù)，探討股權激勵和內(nèi)部控制對上市公司融資約束的影響及其作用機制。

二、理論分析與研究假設

1．股權激勵與融資約束

股權激勵是指上市公司以本公司股票為標的，對其董事、高級管理人員及其他重要員工進行的長期性激勵。張濤等研究發(fā)現(xiàn)，股權激勵的實施有助于促使管理者與公司所有者之間的利益趨于一致，減少代理問題，提高公司融資能力[13]。在戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)中，具有知識技術和專業(yè)技能的研發(fā)人員和管理者有較強的議價能力，是公司價值的創(chuàng)造者。公司通過賦予這些人員股權激勵，使其享有公司利潤的剩余索取權，在一定程度上實現(xiàn)了收益由資金所有者向價值創(chuàng)造者轉(zhuǎn)化的財富分配原則。基于股權的薪酬制度能減少戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)中管理者與所有者的利益沖突，同時也承認了持股者人力資本的價值屬性，有利于促進公司利益的最大化。此外，股權激勵是對公司治理結(jié)構的補充和完善，能對金融機構的信貸決策產(chǎn)生影響。管理者持股能向資本市場中的投資者傳遞戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)中上市公司的發(fā)展?jié)摿颓熬暗壤玫男畔?，有利于吸引投資者的資金投入，滿足公司的融資需求。再者，戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)在發(fā)展上要求有“重大技術突破”，這表明其發(fā)展的主題是創(chuàng)新，人力資本的激勵是提升自主創(chuàng)新能力的關鍵。在股權激勵的實施過程中，創(chuàng)新主體能夠在支付較低成本的情況下，獲得公司成功創(chuàng)新和價值增值所帶來的巨大收益，極大地提高其創(chuàng)新和研發(fā)的積極性。據(jù)此，提出以下假設：

H1：在戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)中，股權激勵能緩解公司的融資約束程度。

2．內(nèi)部控制與融資約束

內(nèi)部控制由控制環(huán)境、風險評估、信息系統(tǒng)與溝通、控制活動和對控制的監(jiān)督5個要素組成。高質(zhì)量的內(nèi)部控制能減少外部投資者與公司之間的信息不對稱，并為公司會計信息的可靠性提供合理保證。DONALDSON指出，財務報告的可靠性是內(nèi)部控制的函數(shù)，內(nèi)部控制對財務報告質(zhì)量具有正向影響[14]。李常青等認為內(nèi)部控制質(zhì)量高的公司，其業(yè)績報告中出現(xiàn)重大錯報的可能性更低，即內(nèi)部控制質(zhì)量與業(yè)績報告錯誤率呈負相關關系[15]。在債務合同中，財務報告質(zhì)量受到債權人的持續(xù)關注，并且會對借款利率產(chǎn)生影響，財務報告質(zhì)量較高的公司，其利率較低[16]。根據(jù)委托代理理論，若外部投資者與公司之間存在信息不對稱，那么在契約履行過程中，處于信息劣勢的一方可能會存在逆向選擇，管理者則可能發(fā)生道德風險問題。外部投資者為保護自身利益不受損害，在合同訂立時會要求公司出具詳盡的內(nèi)部控制報告，并根據(jù)公司內(nèi)部控制的執(zhí)行情況對資金使用成本進行上下調(diào)整。戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)中的多數(shù)公司處于企業(yè)生命周期的初創(chuàng)期與成長期，由于其發(fā)展速度較快，組織結(jié)構和治理結(jié)構的建立較為倉促，相應的內(nèi)部控制制度與安排不夠完善或缺乏有效的執(zhí)行力度，因此相較于其他產(chǎn)業(yè)，外部投資者對戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)內(nèi)部控制質(zhì)量的需求更高。據(jù)此，提出以下假設：

H2：在戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)中，高質(zhì)量的內(nèi)部控制能緩解融資約束程度。

3．內(nèi)部控制的調(diào)節(jié)作用

在知識密集和技術密集型的戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)中，股權激勵發(fā)揮了對創(chuàng)新人才的激勵作用，但同時也可能導致管理者的自利行為。陳艷等研究認為，管理者在股權激勵機制下，可能會通過盈余管理來提高公司經(jīng)營業(yè)績，實現(xiàn)自身利益的最大化[17]。戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)中兩職合一的情況較為常見，管理者通常也是技術創(chuàng)新領導者，同時其技術創(chuàng)新過程和成果具有較大的不確定性，這都為管理者利用職務便利達到股權激勵的行權條件提供了便利。而高質(zhì)量的內(nèi)部控制能對管理者的自利行為進行約束和監(jiān)督。周嘉南等研究認為，完善的內(nèi)部控制體系能有效減少代理關系引發(fā)的道德風險，抑制盈余管理行為，從而降低投資者的預期報酬率，是股權激勵得以順利執(zhí)行并實現(xiàn)激勵效果的有效保障[18]。在戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)的內(nèi)部控制制度中，董事會監(jiān)控公司的經(jīng)營風險并參與財務報告的編制，有利于實現(xiàn)對管理者行為決策的有效監(jiān)督和減少管理者操縱會計信息的行為，為股權激勵的實施提供了良好的內(nèi)部環(huán)境。此外，管理者通過持股成為公司所有者，為提高公司經(jīng)營效率和效果，管理者會加強組織架構的優(yōu)化和權責劃分，從而推動了公司內(nèi)部控制的建設，提高了資金融通的能力。據(jù)此，提出以下假設：

H3：在戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)中，高質(zhì)量的內(nèi)部控制可以強化股權激勵對融資約束的緩解作用。

4．代理成本的中介作用

控制權和經(jīng)營權分離導致了管理者與公司所有者之間代理成本的產(chǎn)生，GERLER指出，外部投資者考慮到代理成本的存在，為維護自身利益會要求公司提供額外補償，提高了公司資金使用成本，因而代理成本是導致融資約束產(chǎn)生的原因之一[19]。戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)中代理成本包括所有者對管理者行為的監(jiān)督成本、管理者對研發(fā)創(chuàng)新不作為的偷懶行為以及管理者與所有者由于利益沖突所導致的所有者利益損失。究其原因是所有者和管理者的利益目標存在差異，股權激勵使管理者分享公司的剩余價值并承擔風險，這樣在公司的經(jīng)營過程中管理者不僅注重短期業(yè)績也關注公司的長遠利益，降低了道德風險發(fā)生的可能性。JENSEN認為股東財富與管理者財富之間最強有力的聯(lián)系是管理者對公司股份的直接所有權，管理者通過擁有公司的股份，將從市場變化中感受到直接而強大的“反饋效應”，這種動力抑制了管理者的過度投資和浪費性支出等不當行為，降低了代理成本，從而緩解了公司的融資約束程度[20]。因此，戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)中股權激勵對融資約束的緩解作用，可能是通過降低管理者與所有者之間的代理成本來實現(xiàn)的。據(jù)此，提出以下假設：

H4：在戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)中，代理成本在股權激勵與融資約束之間具有中介作用。

三、變量與模型選擇

1．變量選擇

本研究因變量是融資約束。借鑒張金鑫、HADLOCK等[21,22]的方法，并根據(jù)戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)的情況，建立logit模型（1）和（2），其中為資產(chǎn)負債率，為市場賬面價值比、為息稅前利潤與總資產(chǎn)之比、是現(xiàn)金股利與總資產(chǎn)之比、為營運資本與總資產(chǎn)之比。主要按如下步驟處理：第一，將戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)的數(shù)據(jù)按照資產(chǎn)升序排列，同時以資產(chǎn)的三分位數(shù)為分界點，將低于33.33%分位的樣本劃分為高融資約束組，將高于66.67%分位的樣本劃分為低融資約束組；第二，以利息保障倍數(shù)為標準，按照上一步驟將數(shù)據(jù)劃分為低融資約束組和高融資約束組；第三，設立虛擬變量，若在分組中都為高融資約束的樣本，將其劃分為高融資約束組，令=1；若在分組中均為低融資約束組的樣本，將其劃分為低融資約束組，令=0；第四，根據(jù)模型（1）和（2）擬合出融資約束指數(shù)。越接近于1，表明融資約束程度越高。

0+1+2/+3+4/+5+（2）

自變量股權激勵采用文獻[23]構建的指標來衡量，公式如式（3）所示。其中，表示年末收盤價，為年末持股數(shù)總額，是管理者持有的限制性股票、股票期權和股票增值權數(shù)量總和，表示薪酬，表示津貼總額。

調(diào)節(jié)變量是內(nèi)部控制。參照張會麗等[24]的研究，用迪博內(nèi)部控制指數(shù)來表示，該指數(shù)衡量公司內(nèi)部控制水平和風險管理的能力，關注內(nèi)部控制體系的合理性和有效性，數(shù)值越大，表明內(nèi)部控制質(zhì)量越高。中介變量代理成本是指管理者與所有者之間產(chǎn)生的代理成本，參照李放[25]的做法，用管理費用率來衡量。

另外，參考錢明、王靜等[26,27]的研究，控制了公司資產(chǎn)規(guī)模（-）、市場賬面價值比（）、凈資產(chǎn)收益率（）、資產(chǎn)負債率（）、有形資產(chǎn)比率（）和現(xiàn)金股利比率（）等變量。

各變量及其定義如表1所示。

表1　變量及其定義

2．模型構建

為驗證股權激勵對融資約束的影響構建模型（4）；為驗證內(nèi)部控制對融資約束的影響構建模型(5)；為驗證在內(nèi)部控制作用下股權激勵對融資約束的影響構建模型(6)；為驗證代理成本在股權激勵與融資約束之間的中介作用，構建模型（7）和（8）。

0+1∑（4）

0+1∑（5）

0+123×∑（6）

agency0+123×∑（7）

0+123×4∑（8）

四、數(shù)據(jù)來源與樣本特征

本研究以2009—2018年我國戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)中成功實施了股權激勵的上市公司為研究樣本。戰(zhàn)略性產(chǎn)業(yè)的分類標準參照《戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)分類（試行）》，同時參考中證指數(shù)有限公司和上交所公布的新興綜指和新興成指數(shù)。為保證研究數(shù)據(jù)的客觀公允性和可比性，剔除ST、*ST公司和具有特殊性質(zhì)的金融和保險行業(yè)以及數(shù)據(jù)不完整的公司，最終獲取603個觀測樣本。本研究數(shù)據(jù)均來自CSMAR數(shù)據(jù)庫和Wind數(shù)據(jù)庫。

樣本的描述性統(tǒng)計結(jié)果見表2。融資約束的平均值為0.4347，說明通過Logit模型擬合出來的融資約束指數(shù)效果較好。融資約束指數(shù)的范圍是0.04418～0.99215，表明不同公司融資約束的嚴重程度有較大差異；在戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)中，實施股權激勵的公司有50%的公司股權激勵強度大于0.78831，略高于其他產(chǎn)業(yè)，但仍有部分公司股票和期權在管理者的薪酬中所占比例較低。從描述性統(tǒng)計結(jié)果可以看出，約有一半公司的內(nèi)部控制指數(shù)小于0.68，表明這些公司內(nèi)部控制的設計與運行有待進一步加強和完善。

表2　樣本描述性統(tǒng)計特征

樣本中，各變量的相關性分析結(jié)果如表3所示。股權激勵與融資約束的相關系數(shù)在1%的顯著性水平下為負，內(nèi)部控制與融資約束的相關系數(shù)也在1%的顯著性水平下為負，控制變量對融資約束也有影響。變量間各相關系數(shù)絕對值的最大值為0.628，其余大都小于0.4，表現(xiàn)出一定的相關性，但通過多重共線性檢驗得到各變量的VIF均小于2.05，均值為1.48，遠小于VIF臨界值10，表明變量之間不存在多重共線性，不會對回歸結(jié)果造成影響。

表3　變量相關性統(tǒng)計特征

注：***、**、*分別表示在1%、5%、10%的水平上顯著。

五、實證研究及其結(jié)果分析

考慮到股權激勵實施效果的滯后性，在研究戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)的股權激勵對融資約束的影響時，將2009—2018年成功實施股權激勵的公司作為實施當年（年）的研究樣本；將2009—2017年成功實施股權激勵的公司作為實施1年后（+1年）的研究樣本；將2009—2016年成功實施股權激勵的公司作為實施2年后（+2年）的研究樣本進行回歸分析。

表4　戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)中股權激勵和內(nèi)部控制對融資約束影響的回歸結(jié)果

注：***、**、*分別表示在1%、5%、10%的水平上顯著。

1．股權激勵對融資約束的影響

表4第（1）（6）（7）列分別報告了股權激勵實施當年、實施1年后和實施2年后對融資約束的影響。股權激勵實施當年，其系數(shù)為-0.0297且在10%的水平上顯著；實施1年后，股權激勵的系數(shù)為-0.0445，在5%的水平上顯著為負；實施2年后，股權激勵對融資約束的影響在5%的水平上顯著為負，其系數(shù)為-0.0491。由此可知，在戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)中，股權激勵與融資約束負相關，即股權激勵的實施能緩解公司的融資約束程度，且股權激勵對融資約束的緩解作用隨著實施時間的增加而愈加顯著，H1得以驗證。一方面，隨著管理層所有權的增加，擁有剩余索取權的管理者和股東的目標函數(shù)將逐漸趨于一致，使高管的行為決策以公司的長期利益和目標為基礎，降低了代理成本。另一方面，股權激勵的實施提高了戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)中管理者的工作積極性，充分發(fā)揮了人力資本效用。

2．內(nèi)部控制對融資約束的影響

表4中模型（5）列示了內(nèi)部控制與融資約束的回歸結(jié)果，內(nèi)部控制系數(shù)為-0.147且在10%的水平上顯著，表明內(nèi)部控制質(zhì)量越高，越有助于緩解公司的融資約束程度，H2得以驗證。內(nèi)部控制質(zhì)量是投資者對公司進行風險評估的重要參考依據(jù)，高質(zhì)量的內(nèi)部控制能提高財務報告的準確性，同時也向外界傳達出公司生產(chǎn)經(jīng)營效率效果良好和抵御風險能力強等信號，進而提高了投資者準確評估違約風險的能力，減少了信息不對稱。

3．內(nèi)部控制的調(diào)節(jié)作用

表4中模型（6）的回歸結(jié)果顯示股權激勵和內(nèi)部控制的交互項（×）的系數(shù)為-0.455，且在10%的水平上顯著。說明高質(zhì)量的內(nèi)部控制下，股權激勵對融資約束的緩解作用得到了進一步加強，即在緩解公司融資約束的作用上，內(nèi)部控制與股權激勵存在互補效應，H3得到驗證。股權激勵可能導致戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)中管理者的自利行為，而高質(zhì)量的內(nèi)部控制有助于防范風險和舞弊，公司在內(nèi)部控制制度安排下所形成的權力制衡和協(xié)調(diào)機制能使投資者有效避免管理層侵占的機會主義行為，促進了股權激勵的實施。

4．代理成本的中介效應

由上述分析可知，股權激勵與融資約束負相關。那么股權激勵是通過何種路徑緩解公司的融資約束狀況呢？本研究參照溫忠麟等的方法檢驗中介效應[28]。表4中模型（7）列示了股權激勵實施當年對公司代理成本的影響，股權激勵的系數(shù)為-0.0264且在5%的水平上顯著，表明股權激勵與代理成本顯著負相關；表4中模型（8）報告了代理成本對融資約束的影響，代理成本的系數(shù)為0.094，且在10%的水平上顯著性，說明代理成本的增加會加劇融資約束程度。從回歸結(jié)果可知，代理成本在股權激勵對融資約束的影響中發(fā)揮中介效應。H4得到驗證。

5．穩(wěn)健性檢驗

為消除極端值的影響，在模型回歸時使用winsorize2對變量進行1%分位和99%分位的縮尾處理。同時為避免模型的內(nèi)生性問題，將控制變量均滯后一期，得到的回歸結(jié)果均驗證了各研究假設，表明研究結(jié)果具有可靠性。

為進一步檢驗實證結(jié)果的穩(wěn)健性，借鑒HADLOCK等[22]的研究，用公司規(guī)模和上市時間構建SA指數(shù)來衡量公司融資約束程度，其中=(-0.737×)+(0.043×Size)-(0.04×)。該指數(shù)絕對值越大，表明融資約束越為嚴重；參照方紅星等[29]的研究，以內(nèi)部控制審計報告的披露情況和凈利潤為標準來衡量公司的內(nèi)部控制質(zhì)量（）。另外，用股權激勵實施1年后（+1年）和2年后（+2年）的研究樣本進一步驗證代理成本的中介作用。按照上述方法再次回歸的結(jié)果如表5所示，從表中可知檢測結(jié)果與前文結(jié)果一致。

表5　穩(wěn)健性檢驗結(jié)果

注：***、**、*分別表示在1%、5%、10%的水平上顯著。

六、研究結(jié)論與啟示

本研究基于2009—2018年戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)中上市公司的相關數(shù)據(jù)，運用多元線性模型分析了股權激勵和內(nèi)部控制對公司融資約束的影響及其作用機制，可得到如下結(jié)論：在戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)中，股權激勵的實施能緩解公司的融資約束程度；高質(zhì)量的內(nèi)部控制能緩解公司的融資約束程度，且在緩解公司融資約束的作用上，內(nèi)部控制與股權激勵存在互補效應；進一步研究表明代理成本在股權激勵對融資約束的影響中具有中介作用。上述研究結(jié)論具有如下啟示：

在股權激勵實施上，應當充分認識到戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)中股權激勵對融資約束的緩解作用，公司應積極采取股權激勵措施以發(fā)揮其優(yōu)勢。首先，從描述性統(tǒng)計中可以看出，部分公司的股權激勵強度很小，因此公司可以在綜合自身資產(chǎn)規(guī)模、股權結(jié)構和成長能力的基礎上，積極實施股權激勵來增加管理者的持股比例。其次，戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)中股權激勵的行權條件除了單一的財務指標外，還應將持股者的技術創(chuàng)新能力和成果納入行權標準。最后，公司也可根據(jù)員工的特點采取多元化的股權激勵模式，充分提高員工工作積極性，促進公司核心競爭力的形成。

在內(nèi)部治理結(jié)構中，公司應加強內(nèi)部控制建設，提高內(nèi)部控制質(zhì)量。公司應營造良好的內(nèi)部控制環(huán)境，提高員工的內(nèi)部控制意識。要加強經(jīng)營管理過程中各環(huán)節(jié)的風險評估，確認和分析公司未來面臨的風險。在流程安排上，加強審批、授權、確認和職責分離等流程的規(guī)范化，確保各項制度付諸實踐。在信息溝通上，利用公司信息系統(tǒng)有效和及時地獲取、傳達相關信息，提高信息溝通的效率。在監(jiān)督方面，公司應根據(jù)實際情況及時評估公司內(nèi)部控制的運行情況，加強對管理者行為決策的監(jiān)督。

[1] MEGHANA Ayyagari，ASLI Demirg Kunt，VOJISLAV Maksimovic．How Important Are Financing Constraints? The Role of Finance in the Business Environment，The World Bank Economic Review，2008，22(3)：483–516．

[2] JENSEN M C ，MECKLING W H．Theory of the Firm：Managerial Behavior，Agency Costs and Ownership Structure．[J]．Journal of Financial Economics，1976，3(4)：305-360.

[3] 胡國強，蓋地．高管股權激勵與銀行信貸決策——基于我國民營上市公司的經(jīng)驗證據(jù)[J]．會計研究，2014(4)：58-65；96．

[4] LELAND H E，PYLE D H．Informational asymmetries，financial structure，and financial intermediation [J]．The journal of Finance，1977，32(2)：371-387．

[5] 徐倩．不確定性、股權激勵與非效率投資[J]．會計研究，2014(3)：41-48；95．

[6] GONG J J，Li S．CEO incentives and earnings prediction [J]．Review of Quantitative Finance and Accounting，2013，40(4)：647-674．

[7] CHENG Q，WARFIELD T D．Equity incentives and earnings management[J]．The accounting review，2005，80(2)：441-476．

[8] 謝德仁，張新一，崔宸瑜．經(jīng)常性與非經(jīng)常性損益分類操縱——來自業(yè)績型股權激勵“踩線”達標的證據(jù)[J]．管理世界，2019，35(7)：167-181+204．

[9] 何孝星，葉展．股權激勵會影響公司融資約束嗎?——基于我國上市公司的經(jīng)驗證據(jù)[J]．經(jīng)濟管理，2017，39(1)：84-99．

[10] 肖作平，陳德勝．公司治理結(jié)構對代理成本的影響——來自中國上市公司的經(jīng)驗證據(jù)[J]．財貿(mào)經(jīng)濟，2006(12)：29-35．

[11] 高雷，宋順林．高管人員持股與公司績效——基于上市公司2000—2004年面板數(shù)據(jù)的經(jīng)驗證據(jù)[J]．財經(jīng)研究，2007(3)：134-143．

[12] 汪健，盧煜，朱兆珍．股權激勵導致過度投資嗎?——來自中小板制造業(yè)上市公司的經(jīng)驗證據(jù)[J]．審計與經(jīng)濟研究，2013，28(5)：70-79．

[13] 張濤，郭瀟．高管薪酬契約與融資約束研究——基于我國滬深A股上市公司的經(jīng)驗數(shù)據(jù)[J]．經(jīng)濟與管理評論，2018，34(1)：96-107．

[14] DONALDSON W．Testimony concerning the impact of the Sarbanes-Oxley Act [M]．Washington D C：Government Printing Office，2005．

[15] 李常青，陳澤藝，黃玉清．內(nèi)部控制與業(yè)績快報質(zhì)量[J]．審計與經(jīng)濟研究，2018，33(1)：21-33．

[16] BEATTY A，LIAO S，WEBER J．Evidence on the determinants and economic consequences of delegated monitoring [J]．Journal of Accounting and Economics，2012，53(3)：555-576．

[17] 陳艷，陳志陽．股權激勵、盈余管理與公司績效[J]．山西財經(jīng)大學學報，2016，38(3)：100-112．

[18] 周嘉南，雷霆．股權激勵影響上市公司權益資本成本了嗎?[J]．管理評論，2014，26(3)：39-52；176．

[19] GERTER M．Financial capacity and output fluctuations in an economy with multi-period financial relationships [J]．The Review of Economic Studies，1992，59(3)：455-472．

[20] JENSEN M C，MURPHY K J．CEO incentives—It's not how much you pay，but how[J]．Journal of Applied Corporate Finance，1990，3(3)：36-49．

[21] 張金鑫，王逸．會計穩(wěn)健性與公司融資約束——基于兩類穩(wěn)健性視角的研究[J]．會計研究，2013(9)：44-50；96．

[22] HADLOCK C J，PIERCE J R．New evidence on measuring financial constraints：Moving beyond the KZ index[J]．The Review of Financial Studies，2010，23(5)：1909-1940．

[23] BERGSTRESSER D，PHILIPPON T．CEO incentives and earnings management [J]．Journal of financial economics，2006，80(3)：511-529．

[24] 張會麗，吳有紅．內(nèi)部控制、現(xiàn)金持有及經(jīng)濟后果[J]．會計研究，2014(3)：71-78+96．

[25] 李放．上市公司資本結(jié)構對股權代理成本影響研究——基于滬深兩市A股上市公司經(jīng)驗數(shù)據(jù)[J]．財會通訊，2014(21)：71-74．

[26] 錢明，徐光華，沈弋．社會責任信息披露、會計穩(wěn)健性與融資約束——基于產(chǎn)權異質(zhì)性的視角[J]．會計研究，2016(5)：9-17+95．

[27] 王靜，張?zhí)煳?，郝東洋．發(fā)放現(xiàn)金股利的公司具有更高盈余質(zhì)量嗎?——基于信號傳遞理論新視角的檢驗[J]．管理評論，2014，26(4)：50-59．

[28] 溫忠麟，張雷，侯杰泰，等．中介效應檢驗程序及其應用[J]．心理學報，2004(5)：614-620．

[29] 方紅星，金玉娜．公司治理、內(nèi)部控制與管理層決策視域[J]．財務研究，2016(5)：3-14．

Influence of equity incentives and internal control on listed companies’ financing constraints based on the data of strategic emerging industries from 2009 to 2018

HUANG Shengquan, TANG Xiaomin

(School of Business, Central South University, Changsha 410083, China)

Based on the data of strategic emerging industries from 2009 to 2018, this paper analyzes the influence of equity incentives and internal control on listed companies’ financing constraints. The results show that: entity incentives have significant negative effects on the listed companies’ financing constraints; high-quality internal control is conductive to alleviating financing constraints while high-quality internal control helps relieve the impact of equity incentives on financing constraints. Moreover, t agency costs play an intermediary role between equity incentives and financing constraints.

strategic emerging industries; listed company; equity incentives; internal control; financing constraints; agency cost

10.13331/j.cnki.jhau(ss).2020.02.009

F275.1

A

1009–2013(2020)02–0065–08

2020－02－10

黃生權（1963—），男，湖南常德人，副教授，主要研究方向為財務管理和投資決策。

責任編輯：曾凡盛