王鴻 鄒梓琛

【摘 要】 內(nèi)部控制是促進企業(yè)目標實現(xiàn)的重要保障。文章以2014—2018年滬深兩市A股上市公司作為研究樣本，實證檢驗了CEO過度自信對公司內(nèi)部控制水平的影響，同時加入了CEO權(quán)力與獨立董事比例等指標對上述關(guān)系的調(diào)節(jié)作用。研究得出以下結(jié)論：CEO過度自信對內(nèi)部控制水平具有顯著的負向影響;獨立董事比例有效抑制了CEO過度自信對內(nèi)部控制水平的負向影響，而CEO權(quán)力對過度自信對內(nèi)部控制水平的負向影響具有增強效應。研究成果豐富和拓展了關(guān)于CEO 個人特質(zhì)的相關(guān)理論，同時為上市公司合理改善公司治理結(jié)構(gòu)、提高內(nèi)部控制水平、增加企業(yè)價值提供了參考。

【關(guān)鍵詞】 CEO過度自信; 內(nèi)部控制水平; CEO權(quán)力; 公司治理結(jié)構(gòu); 獨立董事比例

【中圖分類號】 F812.5? 【文獻標識碼】 A? 【文章編號】 1004-5937（2021）08-0071-08

一、引言

當前，我國經(jīng)濟發(fā)展雖然穩(wěn)步增長，但錯綜復雜的國際經(jīng)濟形勢和市場環(huán)境對我國上市公司的內(nèi)部控制水平和質(zhì)量提出了更高的要求。21世紀初，安然、世界通信等企業(yè)破產(chǎn)而暴露出來的內(nèi)部控制失效問題，以及我國銀廣廈、藍田、康美、瑞幸等公司財務造假丑聞，揭示了上市公司中內(nèi)部控制存在的重大缺陷，體現(xiàn)出企業(yè)內(nèi)部控制設計缺失、運行無效對企業(yè)的生產(chǎn)經(jīng)營及價值鏈條的重大影響。完善公司治理結(jié)構(gòu)，提高內(nèi)部控制水平和質(zhì)量，促進企業(yè)目標實現(xiàn)成為上市公司亟待解決的問題。在內(nèi)部控制各要素中，控制環(huán)境是基礎(chǔ)，也就意味著內(nèi)部控制作為企業(yè)的內(nèi)生性管理活動，是否有效運行在很大程度上受決策人及執(zhí)行人動機與需求的影響。CEO作為企業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營管理決策的核心，對內(nèi)部控制的設計是否合理以及運行是否有效起著關(guān)鍵作用。CEO的思維和行為方式貫穿于企業(yè)內(nèi)部控制設計和運行的全過程，特別是在所有權(quán)和經(jīng)營權(quán)分離的現(xiàn)代企業(yè)制度下，由于委托人和代理人之間的利益存在差別，在信息不對稱情況下，代理人的個人特征屬性和心理偏好等主觀意向?qū)?nèi)部控制水平的影響顯得更加突出。

關(guān)于影響內(nèi)部控制水平的因素方面，Boris et al.[1]認為第一大股東的特性以及決策會影響公司的未來發(fā)展走向以及未來發(fā)展前景;Margaritis et al.[2]通過實證分析發(fā)現(xiàn)，公司內(nèi)部控制水平與股權(quán)集中度呈正相關(guān)關(guān)系，進而影響市場表現(xiàn)等相關(guān)企業(yè)績效;Balsam[3]認為，內(nèi)部控制水平受股權(quán)補償機制的影響，同時與上市公司的高管持股比例呈負相關(guān)的關(guān)系;劉文煌等[4]通過研究表明，企業(yè)內(nèi)部控制水平受企業(yè)資產(chǎn)規(guī)模、盈余管理水平等因素的影響，資產(chǎn)規(guī)模和盈余管理水平與內(nèi)部控制水平呈顯著正相關(guān)關(guān)系;吳青云等[5]通過實證研究，發(fā)現(xiàn)隨著上市公司股權(quán)制衡度的提高，企業(yè)控制環(huán)境便會得到一定程度的改善，從而促進企業(yè)績效的提升;唐玉榮[6]研究發(fā)現(xiàn)，公司特質(zhì)風險對CEO權(quán)力呈現(xiàn)抑制作用，CEO集權(quán)可以降低CEO特質(zhì)風險。許寧寧[7]從內(nèi)部控制的制定與執(zhí)行層面實證檢驗管理層能力、激勵以及兩者的交互作用對內(nèi)部控制質(zhì)量的影響。結(jié)果表明，較高的管理層能力提高了內(nèi)部控制水平，尤其在實施了適當管理層激勵的上市公司中更加明顯，管理層能力與激勵在提高內(nèi)部控制水平方面存在協(xié)同作用，且股權(quán)激勵能夠更好地發(fā)揮與管理層能力在促進內(nèi)部控制水平方面的正向交互作用。夏國祥等[8]將管理者過度自信作為內(nèi)部控制和企業(yè)績效的中介變量，運用OLS回歸對滬深兩市1 146家上市公司進行內(nèi)部控制分析，認為大多數(shù)企業(yè)仍存在管理者過度自信的現(xiàn)象，此現(xiàn)象對企業(yè)績效產(chǎn)生了抑制影響。

關(guān)于公司高管個人特質(zhì)方面，陸曉紅[9]研究發(fā)現(xiàn)，公司CEO自戀顯著增加了民營上市公司的風險，CEO權(quán)力越大，風險越大，但同時董事會的監(jiān)督作用可以抑制CEO自戀對公司風險的影響程度。朱佳俊等[10]運用管理權(quán)力理論進行分析，認為CEO的年齡差異和溝通機制是完善董事會監(jiān)督機制的核心。關(guān)于CEO過度自信對企業(yè)戰(zhàn)略的影響，陳偉宏等[11]通過對2007—2017年中國A股制造業(yè)上市公司的實證研究，發(fā)現(xiàn)CEO過度自信提高了企業(yè)選擇探索型戰(zhàn)略的可能性，同時降低了企業(yè)選擇防御型戰(zhàn)略的可能性;鐘熙等[12]研究了CEO過度自信對企業(yè)國際化進程決策的影響，結(jié)果表明CEO過度自信對企業(yè)國際化范圍、國際化速度以及無規(guī)律國際化節(jié)奏均具有顯著的正向影響。關(guān)于CEO過度自信對企業(yè)價值的影響，阮秀云等[13]認為CEO過度自信將損害公司價值，同時權(quán)力加劇過度自信對公司價值的負相關(guān)影響，在良好的公司治理環(huán)境下，CEO過度自信可以降低對公司價值的負向影響。關(guān)于CEO過度自信對企業(yè)投資決策的影響，梁彤纓等[14]從融資約束的視角研究了管理者過度自信對企業(yè)創(chuàng)新投資的影響。研究表明，企業(yè)融資約束后，管理者過度自信與創(chuàng)新投資仍然呈現(xiàn)顯著正相關(guān)關(guān)系，但融資約束在二者關(guān)系中起負向調(diào)節(jié)作用。

二、研究意義

從國內(nèi)外研究現(xiàn)狀看，國內(nèi)外專家學者對內(nèi)部控制水平影響因素主要集中在股權(quán)集中度、股權(quán)補償機制、企業(yè)盈余管理水平、資產(chǎn)規(guī)模、管理層能力及激勵機制等因素。對管理層權(quán)力與高管過度自信的研究主要關(guān)注在公司的投融資行為、企業(yè)價值與績效、企業(yè)戰(zhàn)略、企業(yè)風險、投資決策等方面的影響上，與內(nèi)部控制質(zhì)量和有效性的關(guān)系研究較少。已有的對管理層權(quán)力與內(nèi)部控制水平的研究，僅考慮了整個管理層權(quán)力對內(nèi)部控制的影響，較少考慮權(quán)力配置的異質(zhì)性。基于此，在加入CEO權(quán)力及董事會監(jiān)督的調(diào)節(jié)效應下，研究高管個人特質(zhì)（比如CEO過度自信）對內(nèi)部控制水平的影響具有重要意義。

本文以我國境內(nèi)A股上市公司為樣本，對公司CEO過度自信與內(nèi)部控制水平的關(guān)系進行研究，并以CEO權(quán)力和董事會監(jiān)督為調(diào)節(jié)變量進行進一步檢驗。研究發(fā)現(xiàn)，CEO過度自信會顯著影響內(nèi)部控制水平;CEO權(quán)力會增加CEO過度自信對內(nèi)部控制水平的影響;董事會的監(jiān)督強度及兩職分離能夠抑制CEO過度自信對內(nèi)部控制水平的影響。本文的貢獻主要有以下兩個方面：一方面，驗證了我國資本市場環(huán)境下，公司CEO過度自信這一重要性格特征對公司內(nèi)部控制水平的影響，從微觀層面豐富了公司風險和管理者個人特質(zhì)方面的研究;另一方面，考察了CEO權(quán)力和董事會監(jiān)督對CEO過度自信與內(nèi)部控制水平的調(diào)節(jié)作用，為公司選聘CEO以及改善公司內(nèi)部治理結(jié)構(gòu)提供了參考。

三、理論分析與研究假設

從心理學角度分析，過度自信屬于個體心理層面的現(xiàn)象，是一種心理偏差。表現(xiàn)形式是，一些管理者會對自身的決策和結(jié)果抱有積極樂觀的態(tài)度，這種優(yōu)越感一般超出了自身能力和平均水平，即“好于平均”。這種心態(tài)產(chǎn)生歸因偏差，即作為個體的管理者，往往將成功歸因于自身能力、個人水平或努力，而將失敗結(jié)果歸因于他人或環(huán)境的影響。當在理性假設下對于管理者的某些行為不能解釋時，學者們試圖從非理性視角研究管理者行為。Roll[15]提出“自以為是”假說，認為管理者往往在估計并購收益時表現(xiàn)得“狂妄自大”，判定自身對并購的估值是正確的，即便事實上潛在的協(xié)同效應可能根本不存在或者遠遠低于預期。Heaton[16]認為，自信過度的CEO其樂觀程度較高，更容易認為自身做出的決策能夠使公司獲得更大的收益。這類CEO很自信地認為自己獲得的信息可靠度很高，相比于實際信息，他們的信息更具有代表性。本文從CEO過度自信對影響內(nèi)部控制水平的視角，提出研究假設。

（一）CEO過度自信與內(nèi)部控制水平

內(nèi)部控制是企業(yè)戰(zhàn)略決策和經(jīng)營管理的重要保障，是公司內(nèi)部治理和內(nèi)部監(jiān)督活動的重要資源。同時，內(nèi)部控制是對影響公司目標實現(xiàn)的各種風險因素進行分析和應對，包括對CEO在經(jīng)營決策中所產(chǎn)生的個人非理性偏差起到有效制約作用，以幫助公司實現(xiàn)目標。過度自信是一種非理性的個人偏好，主要表現(xiàn)在形成較為狹窄的判斷、決策等置信區(qū)間，以致形成過于樂觀、自我服務和控制幻覺等在行為方式上的偏差。這種偏差的產(chǎn)生動因包括個人屬性特征、個體認知過程及公司治理和控制環(huán)境等因素。因而，由于不同CEO的不同心理偏好在企業(yè)組織文化及治理水平上存在差異，CEO則通過適時調(diào)整組織治理結(jié)構(gòu)、戰(zhàn)略框架、企業(yè)文化等控制環(huán)境，引導公司決策更多地向CEO自我心理偏好傾斜，以致影響內(nèi)部控制質(zhì)量。現(xiàn)代企業(yè)內(nèi)部控制制度中，注重在企業(yè)戰(zhàn)略制定與實施中更多考慮風險與價值的匹配性，即更加注重對風險的識別、分析、評估和應對。而CEO由于受自身非理性的心理因素影響及自身判斷置信區(qū)間的限制，使其在對風險與價值的權(quán)衡中過于樂觀的傾向逐漸擴散至整個公司，從而降低了內(nèi)部控制對于風險的預防和檢查功能，在導致控制環(huán)境要素更大不確定性的同時也對內(nèi)部控制質(zhì)量產(chǎn)生較大的負面影響。李娜等[17]通過過度自信高管的行為方式對企業(yè)內(nèi)部控制目標影響的研究中，發(fā)現(xiàn)高管過度自信對合規(guī)性目標并沒有顯著影響，而更多地影響財務可靠性目標和資產(chǎn)安全性目標。邢維全等[18]以2007—2013年滬深兩市A股上市公司為研究樣本，研究表明，具有高質(zhì)量內(nèi)部控制的企業(yè)，其管理者過度自信水平更低，而會計穩(wěn)健性水平較高。張淑惠等[19]認為內(nèi)部控制的有效監(jiān)督，可以及時地識別過度自信管理者非理性決策行為并予以糾偏。路媛媛等[20]從心理學角度，發(fā)現(xiàn)高管過度自信與內(nèi)部控制信息披露質(zhì)量呈顯著負相關(guān)關(guān)系，且這種趨勢在國有企業(yè)和高新技術(shù)企業(yè)的上市公司中尤其顯著。基于此，提出假設1。

H1：過度自信的CEO對內(nèi)部控制水平具有負相關(guān)影響，即CEO過度自信程度越高，越可能影響內(nèi)部控制各要素的有效運行及內(nèi)部控制目標的實現(xiàn)，從而內(nèi)部控制水平越低。

（二）CEO權(quán)力、CEO過度自信與內(nèi)部控制水平

權(quán)力代表指在一定關(guān)系中某一個體可以有效發(fā)揮自身意志且實現(xiàn)目標的一種能力。有研究表明，CEO權(quán)力越大，代表他們對公司的控制力度越大，因而對公司戰(zhàn)略和決策的影響越大。Child[21]認為在公司戰(zhàn)略決策的制定中，CEO權(quán)力發(fā)揮著重要作用。Jiraporn et al.[22]認為CEO權(quán)力的大小直接決定了其在公司決策制定過程中所擁有最終決策權(quán)的高低。張祥建等[23]認為CEO通常擁有更大的權(quán)力，在公司戰(zhàn)略決策以及日常經(jīng)營管理活動中扮演更為重要的角色，其權(quán)力在目前的精英治理時代已經(jīng)逐漸成為能夠決定企業(yè)績效的內(nèi)在核心及外在輔助。委托代理理論認為，作為一個理性的機會主義者和利己主義者，位于公司“金字塔”頂端的CEO，一定會謀求更大的能夠?qū)Χ聲┘佑绊懙臋?quán)力，從而能夠影響公司決策的制定和執(zhí)行。從內(nèi)部控制的設計和執(zhí)行角度，一方面，CEO權(quán)力越大，越容易在設計和執(zhí)行內(nèi)部控制時成為權(quán)威型領(lǐng)導。權(quán)威型領(lǐng)導將減少決策制定和執(zhí)行過程中的有效爭辯，將制約有效的信息交流，導致一些建設性的意見或建議無法達成，從而形成“一言堂”現(xiàn)象。此時，CEO的個人意志主導整個內(nèi)部控制的設計和執(zhí)行，在其他高管提出不同意見時，權(quán)力較大的CEO有能力讓自己的觀點和行為最終占優(yōu)。另一方面，CEO權(quán)力越大，公司內(nèi)部控制的設計和執(zhí)行受到董事會控制或監(jiān)督的程度就越弱，內(nèi)部控制的固有限制——管理層凌駕于內(nèi)部控制之上，將在此時展現(xiàn)得淋漓盡致，使CEO可以根據(jù)自己的意愿行事，從而降低其在設計和執(zhí)行內(nèi)部控制時受到的有效監(jiān)督?；诖耍岢黾僭O2。

H2：CEO權(quán)力過大，增加了CEO過度自信對內(nèi)部控制水平的負向影響。

（三）董事會監(jiān)督、CEO過度自信與內(nèi)部控制水平

一個良好的公司治理模式，可以有效改善控制環(huán)境，提高內(nèi)部控制水平，從而抑制CEO因過度自信產(chǎn)生的不當行為。委托代理理論認為董事會監(jiān)督可以降低管理者的機會主義傾向。作為一種重要的內(nèi)部治理機制，董事會監(jiān)督在降低委托人與代理人的利益不一致、信息不對稱、不確定性等代理問題方面發(fā)揮著重要作用。當CEO過度自信時，董事會監(jiān)督將發(fā)揮很好的調(diào)節(jié)作用。本文以獨立董事比例代表董事會監(jiān)督進行探討。

上市公司的獨立董事一般選取有獨特技能的人，他們獨立于企業(yè)而存在。獨立董事占董事會成員的比例對影響公司內(nèi)部控制水平具有重要作用。這是緣于獨立董事的獨立性地位，既獨立于公司，也不擔任企業(yè)的任何職務，因此不會帶有強烈的主觀色彩。這種情況下，獨立董事可以有效地監(jiān)督CEO，抑制其非理性行為，對其因過度自信而對內(nèi)部控制水平產(chǎn)生的負向影響產(chǎn)生明顯的抑制作用，從而有效促進內(nèi)部控制水平的提升。根據(jù)上述分析，提出假設3。

H3：獨立董事比例越高，越能夠有效抑制CEO過度自信對內(nèi)部控制水平的負向影響。

四、研究設計

（一）樣本選取與數(shù)據(jù)來源

本文選取2014—2018年滬深兩市A股上市公司作為研究樣本，為增加數(shù)據(jù)完整性及分析有效性，本文對樣本進行了以下處理：一是剔除滬深交易所與金融保險類行業(yè)有關(guān)的A股上市公司;二是剔除與ST、？觹ST、PT等有關(guān)的公司樣本;三是剔除當年IPO上市公司;四是剔除財務指標和內(nèi)部控制指標缺失的樣本。

通過上述樣本處理，本文最終得到434家上市公司的年度觀察值，樣本總量為2 170個。本文所需上市公司數(shù)據(jù)來源于WIND數(shù)據(jù)庫、國泰安數(shù)據(jù)庫、銳思數(shù)據(jù)庫，上市公司內(nèi)部控制數(shù)據(jù)來源于迪博內(nèi)部控制數(shù)據(jù)庫，采用的主要數(shù)據(jù)處理軟件為Stata15。

（一）變量定義

1.被解釋變量：IC

企業(yè)內(nèi)部控制水平體現(xiàn)的是企業(yè)在設計和執(zhí)行內(nèi)部控制的效率與效果，因此，對于內(nèi)部控制水平的替代變量，本文選取“迪博·中國上市公司內(nèi)部控制指數(shù)”，該指數(shù)對上市公司從戰(zhàn)略、經(jīng)營、報告、合規(guī)及資產(chǎn)安全五大內(nèi)部控制目標實現(xiàn)程度上對其內(nèi)部控制水平進行了綜合評價，同時對上市公司所存在的內(nèi)部控制缺陷情況進行補充。本文將內(nèi)部控制指數(shù)取對數(shù)，該指數(shù)數(shù)值越大，表明上市公司的內(nèi)部控制水平越高，反之亦然。

2.解釋變量：OC

根據(jù)以往的研究，學者們運用的方法主要集中在相對報酬法、股票期權(quán)法、企業(yè)并購頻率法等方法上。在選擇CEO過度自信程度的變量時，本文選擇“盈余預測偏差”這一變量。胡國柳等[24]認為，預測業(yè)績與真實業(yè)績相比較的偏差能夠較好地反映CEO的過度自信程度。這種方法在體現(xiàn)CEO決策的具體表現(xiàn)形式上更加貼合其自身的主觀臆斷，能夠充分反映CEO在進行決策時因過度自信而影響內(nèi)部控制水平的程度，對衡量CEO過度自信具有較強的說服力。

3.調(diào)節(jié)變量

本文選取CEO權(quán)力及獨立董事占董事會比例作為調(diào)節(jié)變量。

（1）本文參考Finkelstein[25]的研究，將CEO權(quán)力（Power）分為4個維度，分別是法定性、專長性、所有制與聲譽性4種權(quán)力，每種權(quán)力均選擇2個虛擬變量。其中，法定性權(quán)力以CEO與董事長是否兩職合一（或者分離）、CEO是否為內(nèi)部董事來計量;專長性權(quán)力以CEO是否具有高級職稱及其任期是否超過行業(yè)中位數(shù)來計量;所有制權(quán)力以CEO是否擁有股權(quán)和機構(gòu)投資者持股比例是否低于行業(yè)中位數(shù)來計量;聲譽性權(quán)力CEO是否具有碩士以上學歷及其是否在其他企業(yè)兼職來計量?？紤]到上述變量指標在計量CEO權(quán)力方面具有一定的片面性，本文參照權(quán)小鋒等[26]的研究，對上述4個維度的8個變量指標進行主成分分析，選擇第一主成分計量CEO權(quán)力指標，得出Power1，同時再對上述8個變量指標直接求出算術(shù)平均值，得出Power2。

（2）獨立董事占董事會人數(shù)的比例用Inr來表示。獨立董事的設立旨在董事會做出決策時，為防止公司高管以權(quán)謀利的現(xiàn)象，盡量減少董事會中內(nèi)部職工的數(shù)量，因而有利于監(jiān)督和決策這兩項基本職能的實現(xiàn)。獨立董事可以在董事會的決策中做出重大貢獻，獨立董事比例越小，表明企業(yè)內(nèi)部職工數(shù)量越多，在這種情況下，很可能在董事會的決策中出現(xiàn)不公平的現(xiàn)象，由此形成內(nèi)控風險的幾率也將增加，影響內(nèi)部控制水平。

4.控制變量

除了以上變量以外，本文還選取了幾個控制變量，這些控制變量會對內(nèi)部控制水平IC產(chǎn)生一定的影響，并會導致CEO的自信程度發(fā)生改變。本文設置的控制變量包括公司規(guī)模、負債水平、成長性、總資產(chǎn)報酬率、單位資產(chǎn)現(xiàn)金流量凈額和研發(fā)強度等。其中，選取期末企業(yè)總資產(chǎn)的對數(shù)作為公司規(guī)模的判斷標準，公司規(guī)模的變化情況，可以清晰反映企業(yè)某一時期的經(jīng)營情況;以資產(chǎn)負債率表示公司負債水平，該變量也是衡量企業(yè)是否出現(xiàn)經(jīng)營風險和內(nèi)部控制風險的重要指標;選取成長性作為控制變量，通過計算企業(yè)的營業(yè)收入增長率，衡量企業(yè)的經(jīng)營情況和市場占有能力;選取總資產(chǎn)報酬率衡量企業(yè)的獲利能力;選用單位資產(chǎn)現(xiàn)金流量凈額反映單位資產(chǎn)現(xiàn)金來源和運用及其增減變動情況;通過研發(fā)強度分析企業(yè)研發(fā)收入占主營業(yè)務收入的比例，判斷企業(yè)的發(fā)展?jié)摿27]。上述6個變量將直接影響企業(yè)的總體經(jīng)營情況，在一定程度上反映CEO的自信程度，從而影響內(nèi)部控制水平。

變量定義見表1。

（三）模型構(gòu)建

為了驗證假設，本文構(gòu)建了4個模型，通過模型1、模型2反映控制變量、CEO過度自信對公司內(nèi)部控制水平的影響，通過模型3、模型4反映CEO權(quán)力及獨立董事比例對公司內(nèi)部控制水平的調(diào)節(jié)作用。

ICi，t=β0+β1Size+β2Lev+β3Growth+β4ROA+

β5Cash+β6R&D+μi，t? （1）

ICi，t=β0+β1OC+β2Size+β3Lev+β4Growth+β5ROA+

β6Cash+β7R&D+μi，t? （2）

ICi，t=β0+β1OC+β2Power+β3OC×Power+β4Size+

β5Lev+β6Growth+β7ROA+β8Cash+β9R&D+μi，t（3）

ICi，t=β0+β1OC+β2lnr+β3OC×lnr+β4Size+

β5Lev+β6Growth+β7ROA+β8Cash+β9R&D+μi，t（4）

五、實證分析

（一）描述性統(tǒng)計和相關(guān)性分析

對各個變量進行描述性統(tǒng)計和相關(guān)性分析。表2提供了本文主要變量的描述性統(tǒng)計情況。樣本數(shù)據(jù)中，IC均值為2.728，表明樣本中多數(shù)公司內(nèi)部控制水平較高，但最大值與最小值之間相差較大，也表明內(nèi)部控制水平在各樣本公司中存在較大差異;CEO的過度自信變量最小值-119.15，最大值164.523，標準差為6.613，表明樣本公司中CEO過度自信的個體偏差較大，且OC均值-0.116、中位數(shù)-0.071均呈現(xiàn)為負數(shù)，說明樣本中至少超過一半上市公司的CEO未過度自信，而表現(xiàn)出謙虛謹慎。調(diào)節(jié)變量中，代表CEO權(quán)力的Power1最小值為-1.975，最大值為2.229，CEO權(quán)力的偏差過大，導致內(nèi)部控制有效性不均衡，進一步表明CEO權(quán)力會加劇CEO過度自信;獨立董事比例lnr均值為0.38，說明上市公司獨立董事占比較小，容易出現(xiàn)董事會監(jiān)督薄弱的問題。

表3和表4分別提供了主要變量和加入交互項后對內(nèi)部控制水平的相關(guān)性分析情況?？梢钥闯觯珻EO過度自信（OC）與內(nèi)部控制水平（IC）顯著負相關(guān)，初步支持H1。此外，在研究模型2中可以看出，加入解釋變量OC后，被解釋變量和其他變量之間的相關(guān)性系數(shù)最大值為0.024，均低于多重共線性判定的閾值0.5。根據(jù)VIF檢驗結(jié)果顯示，VIF均值小于2，各變量的VIF值遠小于10，表明變量設定合理，不存在嚴重的多重共線性問題，可以做進一步回歸分析。

（二）回歸分析

本文通過Stata15進行多元化回歸分析，分別檢驗CEO的自信程度、CEO權(quán)力、獨立董事所占比例對內(nèi)部控制水平的影響作用，回歸結(jié)果如表5所示。

模型1結(jié)果顯示，公司規(guī)模（Size）和負債水平（Lev）對內(nèi)部控制水平分別在1%的水平上顯著。研發(fā)強度（R&D）和單位資產(chǎn)現(xiàn)金流量凈額（Cash）對內(nèi)部控制水平分別在5%的水平上顯著。其中，總體規(guī)模與內(nèi)部控制水平呈正相關(guān)，回歸系數(shù)為0.155，歷年學者的研究也表明，規(guī)模大的公司，治理結(jié)構(gòu)可能會更完善，其內(nèi)部控制水平也就越好;負債水平為負相關(guān)，回歸系數(shù)為-0.003，表明償債能力越強，其財務狀況和盈利能力越好，將對公司內(nèi)部控制水平的提高產(chǎn)生積極的影響;研發(fā)強度與內(nèi)部控制水平呈現(xiàn)顯著正相關(guān)影響，回歸系數(shù)為0.593，表明研發(fā)強度越好，公司越具有更大的發(fā)展?jié)摿蛯嵙?，也將極大改善內(nèi)部控制水平;單位資產(chǎn)現(xiàn)金流量凈額回歸系數(shù)為0.367，對公司的內(nèi)部控制有效性在5%的顯著水平上呈正相關(guān)，表明公司日常發(fā)生經(jīng)營活動的能力越強，公司盈利能力就會越高，降低了企業(yè)經(jīng)營的風險，從而提高內(nèi)部控制質(zhì)量。

模型2結(jié)果顯示，CEO過度自信的變量系數(shù)為-0.003，顯著性水平為5%，表明CEO過度自信將顯著抑制內(nèi)部控制水平。這是由于，一是過度自信的CEO可能高估未來的經(jīng)營收益水平，最典型的情況是公司的經(jīng)營業(yè)績可能產(chǎn)生大幅度的波動，導致公司不能有效防控未來可能發(fā)生的風險;二是過度自信的CEO在公司控制環(huán)境薄弱或治理結(jié)構(gòu)較差情況下，在設計和執(zhí)行內(nèi)部控制時可能成為權(quán)威型領(lǐng)導，這種情況極易減少決策制定和執(zhí)行過程中的有效爭辯，從而降低內(nèi)部控制水平，所以H1成立。

根據(jù)模型3結(jié)果，在模型3加入CEO權(quán)力這個調(diào)節(jié)變量。對全變量進行分析時，CEO過度自信和Power1交互項的回歸系數(shù)為-0.004，CEO過度自信和Power2交互項的回歸系數(shù)為-0.002，顯著性為5%，表明CEO權(quán)力對CEO過度自信對內(nèi)部控制水平的負向影響具有增強效應，從而抑制內(nèi)部控制的有效性。而Power1對內(nèi)部控制水平權(quán)力系數(shù)為-0.004，顯著性水平為5%，Power2相關(guān)系數(shù)為-0.004，系數(shù)仍為負數(shù)，也表明CEO權(quán)力與內(nèi)部控制水平呈負相關(guān)關(guān)系。這是由于，CEO權(quán)力越大，越容易形成CEO凌駕于公司內(nèi)部控制之上的局面，使內(nèi)部控制形同虛設，從而影響內(nèi)部控制質(zhì)量和水平，因此H2成立。

根據(jù)模型4結(jié)果，將董事會成員中獨立董事的比例進行分組回歸，分為獨立董事人數(shù)在50%以上（包含50%）及以下兩類。結(jié)果表明，比例大于50%的樣本對內(nèi)部控制水平的系數(shù)水平為1.705，呈1%的顯著性，比全樣本中的系數(shù)水平有所提升，表明公司獨立董事比例能夠?qū)镜膬?nèi)部治理達到良好的監(jiān)控，從而保證內(nèi)部控制質(zhì)量和有效性;比例小于50%時，相關(guān)系數(shù)為0.047，相比占比大于50%時系數(shù)出現(xiàn)了大幅的降低，而全樣本中的相關(guān)系數(shù)更低，進一步表明公司監(jiān)督效應將受到獨立董事在董事會中占比的影響，從而導致CEO非理性自信程度的加劇，最終抑制內(nèi)部控制水平，因此H3成立。

六、穩(wěn)健性檢驗

本文運用了三種穩(wěn)健性檢驗方法來驗證回歸結(jié)果。一是對CEO過度自信進行了重新權(quán)衡，將CEO的過度自信替換為CEO的薪酬[28]進行穩(wěn)定性檢驗，CEO薪酬在一定程度上可以反映其自信程度;二是為避免樣本選取不具有說服力，本文在進行回歸分析時增加2013年數(shù)據(jù)進行數(shù)據(jù)分析，并加入2019年的控制變量;三是為保證數(shù)據(jù)的準確性，本文增加一部分同行業(yè)同年度的其他上市公司對本文結(jié)果進行穩(wěn)健性檢驗，同時分年度對研究結(jié)果進行分批次驗證。研究發(fā)現(xiàn)，除交互項出現(xiàn)顯著性不一樣的問題外，其他回歸結(jié)果持續(xù)穩(wěn)定，這可能是由于選擇上市公司數(shù)量偏少，年份單一。經(jīng)過上述檢驗，在市場經(jīng)濟不出現(xiàn)大幅波動的情況下，初步驗證了本文的所有假設。由于篇幅有限，本文不再贅述。

七、結(jié)論

本文以2014—2018年滬深兩股上市公司作為樣本，就CEO過度自信對內(nèi)部控制水平的影響進行了實證分析，在分析中加入了CEO權(quán)力和獨立董事比例兩個調(diào)節(jié)變量，為使研究結(jié)果更準確，本文還加入了6個控制變量。通過心理學和經(jīng)濟學兩方面對CEO進行分析，表明CEO過度自信可能損害內(nèi)部控制水平，與內(nèi)部控制水平呈負相關(guān)關(guān)系;當CEO權(quán)力過大時，CEO決策受監(jiān)督機制影響更加薄弱，CEO很有可能為了牟取私利而凌駕于內(nèi)部控制之上，因此CEO權(quán)力對CEO過度自信對內(nèi)部控制水平的負向影響具有增強效應;而獨立董事在董事會中所占的比例越大，越能夠降低CEO對于內(nèi)部控制的操縱，換言之，良好的公司治理環(huán)境可以促進公司合理設計和有效執(zhí)行內(nèi)部控制，從而降低CEO過度自信對內(nèi)部控制水平的負向影響。綜上分析，上市公司應該在改善治理結(jié)構(gòu)上下功夫，包括將CEO和董事長職權(quán)分離，合理確定CEO的權(quán)力，適當擴大獨立董事比例，從而降低公司內(nèi)部控制風險，提高內(nèi)部控制水平，增加公司價值，最終實現(xiàn)企業(yè)目標。

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