柯東昌 李連華

【關鍵詞】 CEO持股; 研發(fā)強度; 內部控制; 產權性質

【中圖分類號】 F275? 【文獻標識碼】 A? 【文章編號】 1004-5937（2021）15-0024-08

一、引言

黨的十九大報告明確指出，創(chuàng)新是引領發(fā)展的第一動力，是建設現代化經濟體系的戰(zhàn)略支撐，要求加快創(chuàng)新型國家建設，深化科技體制改革，建立以企業(yè)為主體、市場為導向、產學研深度融合的技術創(chuàng)新體系，加強對中小企業(yè)創(chuàng)新的支持。為此，本文對有關企業(yè)研發(fā)投資的國內外學術文獻進行回顧和整理，發(fā)現影響企業(yè)研發(fā)投資的相關研究成果非常豐富。但盡管基于上層集團理論（upper echelons）以企業(yè)高管特征（例如任期、年齡、學歷和政治聯系等）為視角進行研究的文獻比較多，誠然也有不少文獻對企業(yè)高管的股權激勵與其研發(fā)投入之間的關系進行了研究，不過目前這些學術文獻都沒有進一步深入考究高質量的企業(yè)內部控制如何影響CEO持股對企業(yè)研發(fā)投入的激勵作用。

我國財政部會同證監(jiān)會、審計署、銀監(jiān)會、保監(jiān)會分別于2008年和2010年聯合頒布了《企業(yè)內部控制基本規(guī)范》和《企業(yè)內部控制應用指引》，美國反虛假財務報告委員會下屬的發(fā)起組織委員會（COSO）修訂并于2013年正式出臺了新的《內部控制——整合框架》（2013版），標志著企業(yè)內部控制問題已經成為各國監(jiān)管機構、實務界和學術界普遍關注的重要熱點。與此相關聯，一個亟待研究的現實問題是質量水平高低不同的內部控制將對企業(yè)產生怎樣的經濟后果，本文要研究的焦點問題是高質量的內部控制對CEO持股的研發(fā)投入激勵作用究竟會產生何種治理效應。由于產權性質是企業(yè)極為重要的內部控制環(huán)境，而在不同性質的產權背景下，內部控制發(fā)揮的作用是不同的[ 1 ]，所以本文將進一步研究高質量內部控制對CEO持股的激勵作用所產生的治理效應在國有企業(yè)與非國有企業(yè)之間存在的差異。

本文的學術貢獻和研究意義體現于：（1）首次將CEO的股權激勵、企業(yè)內部控制與研發(fā)投資納入一個框架進行研究，豐富和拓展了CEO股權激勵與企業(yè)創(chuàng)新投入有關的理論文獻;（2）實證研究發(fā)現，高質量的內部控制對CEO持股的研發(fā)投入激勵作用會產生顯著的抑制效應，而且這種抑制效應在國有企業(yè)或非國有企業(yè)之間存在顯著差異，這可為我國當前上市公司內部控制建設的有效性研究提供一定的經驗證據。

本文其余部分安排如下：第二部分進行理論探索與分析，并在此基礎上提出研究假設;第三部分是研究設計，主要包括構建模型、變量定義;第四部分報告實證研究結果并進行分析;最后是本文的主要結論和政策啟示。

二、理論分析與研究假設

（一）CEO持股對企業(yè)研發(fā)投入的激勵作用

企業(yè)研發(fā)投入具有三個基本特征：高度不確定性、投資金額巨大和投資周期長[ 2 ]。厭惡風險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、時間跨度更短、結果更可預測的項目。一般來說，管理者比企業(yè)所有者更愿意規(guī)避風險有兩個原因。第一，企業(yè)所有者可以通過持有其他業(yè)務的股票來分散風險，但管理者的財富和就業(yè)保障與他們所在企業(yè)具體項目的成敗直接且唯一地聯系在一起，難以分散。因此，他們冒險的動機被削弱了[ 3-5 ]。第二，管理者往往比企業(yè)所有者更關注短期利益，因為他們通常不擁有公司的股權，僅獲得基本工資和獎金等短期激勵。

Zahra和Pearce[ 6 ]認為董事會的構成可以分為內部董事和外部董事。在這種情況下，內部董事是那些在同一公司擔任關鍵職位的高管（如董事長和CEO），外部董事代表那些在公司沒有職位的高管，包括獨立董事和機構董事。代理理論學者建議，股東可以將其利益最大化的工作委托給那些具有專業(yè)特長的企業(yè)經理層[ 7 ]。從代理理論的角度分析，Baker等[ 8 ]認為內部激勵政策在很大程度上決定了管理者的行為方式，因為管理者可能不愿意在創(chuàng)新上投資，除非他們?yōu)榇说玫阶銐虻难a償[ 9 ]。Jensen和Meckling[ 7 ]指出，管理層持股越多，對企業(yè)發(fā)展戰(zhàn)略的控制就越好。Daily和Johnson[ 10 ]進一步強調，CEO在企業(yè)中的持股數量是衡量CEO職位權力水平的關鍵指標。并且CEO持有股權越多，對董事會控制的影響力越大，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，標準化的委托—代理契約可以激勵管理者重復日常性的活動，但不能激發(fā)管理者進行創(chuàng)新，為此建議企業(yè)應采用獎勵長期績效的激勵機制。

在實證研究中，有不少文獻檢驗了管理者股權激勵與企業(yè)長期風險性投資之間的正向關系[ 14 ]。Kim等[ 15 ]研究表明，高管股票期權增加了CEO財富對公司股票波動的敏感性，并促進了對高風險項目的投資。與之類似，Kini和Williams[ 16 ]發(fā)現，更高的錦標賽激勵（Tournament Incentives）能促進高級經理承擔更多的風險，以增加他們獲得更高報酬的機會。Lerner和Wulf[ 17 ]的研究結果表明，管理者的長期激勵會導致更大的研發(fā)投入。

基于上述理論分析，本文提出以下假設。

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

（二）高質量的內部控制對CEO持股激勵的抑制效應

盡管上文的論述認為CEO持股對企業(yè)研發(fā)投入會產生促進作用，但由于企業(yè)內部控制是企業(yè)建立的具有較強約束力的管理和經營制度，嚴格規(guī)范的企業(yè)內部控制將對高管的機會主義冒險行為和自利行為起到監(jiān)督作用[ 18 ]。因此，本文研究高質量的內部控制將對CEO持股的研發(fā)投入激勵作用會產生何種影響。

財政部會同證監(jiān)會、審計署、銀監(jiān)會、保監(jiān)會于2008年制定的《企業(yè)內部控制基本規(guī)范》明確指出，內部控制是由企業(yè)董事會、監(jiān)事會、經理層和全體員工實施的，旨在實現控制目標的過程，并進一步把內部控制的目標確定為合理保證企業(yè)經營管理合法合規(guī)、資產安全和提高經營效率與效果。研發(fā)投資的結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精神與風險承擔的勇氣（敢于承擔由于企業(yè)創(chuàng)新投入失敗而帶來的后果），隨著企業(yè)內部控制的不斷完善和強化，必然使得企業(yè)管理者在投資決策過程中更加表現出風險規(guī)避偏好[ 19 ]。因為嚴格規(guī)范的企業(yè)內部控制往往要求企業(yè)在重大決策時采取集體決策，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、一致的意見，這是因為不同背景、不同閱歷的企業(yè)管理者對創(chuàng)新投入的認知會存在差異[ 20 ]。因此，對于內部控制相對嚴格規(guī)范的企業(yè)而言，即使持股的CEO參與重大決策，其個人決策影響力也會明顯削弱，由此CEO持股的研發(fā)投入激勵作用將會受到抑制。

另外，很多學者把組織寬松（organizational slack）視為組織創(chuàng)新的一種重要催化劑[ 21 ]，因為組織寬松能產生內部控制的放松，這意味著當面臨不確定性時需要使用的經費更可能得到批準，從而保障組織由于項目的不確定結果而免受影響，加速一種實驗文化的形成，有利于企業(yè)管理者持續(xù)地追求創(chuàng)新項目[ 22 ]。不僅如此，組織寬松還能提供寬松的研究或允許企業(yè)內部控制方面認為似乎不合理但在科學家或企業(yè)高層管理者看來卻具有很高潛力的創(chuàng)新項目的實施[ 23 ]。雖然這些創(chuàng)新項目經常失敗，但有時也能給企業(yè)帶來巨大經濟利益。由此可以發(fā)現，相對寬松的內部控制能促進CEO持股的研發(fā)投入激勵作用。鑒于上述嚴格規(guī)范的內部控制和相對寬松的企業(yè)控制分別對持有股權的CEO研發(fā)決策的影響，本文提出以下假設。

H2：限定其他條件，高質量的內部控制會抑制CEO持股對企業(yè)研發(fā)投入的激勵作用。

（三）內部控制的抑制效應：基于產權性質的進一步研究

由于產權性質是企業(yè)極為重要的內部控制環(huán)境，在不同性質的產權背景下，其內部控制發(fā)揮的作用是不同的[ 1 ]，因而本文將進一步研究高質量的內部控制對CEO持股的激勵作用所產生的抑制效應在國有企業(yè)與非國有企業(yè)之間存在的差異。

首先，雖然國有企業(yè)通過改制上市，其治理結構和監(jiān)管環(huán)境發(fā)生了很大的變化，但最終還是由各級政府控制，政府依然有能力將自身目標內化到國有企業(yè)中[ 24 ]，導致國企往往承擔著來自政府的多重任務，如發(fā)展地區(qū)經濟、擴大就業(yè)崗位、提高稅收、維護社會穩(wěn)定等[ 25 ]，因而國有企業(yè)的生產經營決策更容易受到政府相關部門的干預。與之相比，非國有企業(yè)受到來自政府部門的干預較少，更有利于形成科學合理的激勵與監(jiān)督機制，董事會、監(jiān)事會、管理者之間能進行更有效的制衡，從而使得內部控制在非國有企業(yè)內更充分地發(fā)揮治理機制作用，對CEO持股的研發(fā)決策行為也將產生更大的影響。

其次，國有企業(yè)大多存在所有者缺位的問題[ 26 ]，這導致國有企業(yè)的經營失敗實質上往往是由國家“買單”，而非國有企業(yè)的經營失敗則是由其股東自己承擔，由此非國有企業(yè)控制風險的意愿會更強[ 27 ]。為了控制風險，非國有企業(yè)會根據市場環(huán)境的變化和企業(yè)發(fā)展的實際需要，更積極主動地加強和完善內部控制建設，更重視防范經營中的各種風險，提高投資決策效率[ 28 ]。因而在非國有企業(yè)中，嚴格規(guī)范的內部控制為控制企業(yè)承擔的風險，將對持有股權的CEO開展高風險性的研發(fā)投資行為產生更明顯的抑制效應。鑒于上述分析，本文提出以下假設。

H3：限定其他條件，較之于國有企業(yè)，非國有企業(yè)中高質量的內部控制對CEO持股的研發(fā)投入激勵所產生的抑制效應更為顯著。

三、研究設計

（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 ]等的計量模型，并根據已有相關文獻的研究成果，增加了公司財務指標、公司治理及企業(yè)經營環(huán)境等控制變量，構建基本模型如下：

表1給出了模型（1）中所涉及變量的定義、詳細度量方法和來源。

1.被解釋變量、解釋變量和調節(jié)變量

（1）被解釋變量：企業(yè)的研發(fā)投入強度（RDIINC）。在國內外文獻中占絕對主流地位的R&D度量方法是該年度該企業(yè)的研發(fā)投入總額與本期營業(yè)總收入的比率，因此本文采用這一比率來度量該年度該企業(yè)的研發(fā)投入強度，該變量的數值越大表示企業(yè)的研發(fā)投入強度越大。

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

（3）調節(jié)變量是內部控制質量（INCONTROL）。本文依據迪博企業(yè)風險管理有限公司制定的上市公司內部控制指數設置虛擬變量，若該上市公司的內部控制指數大于或等于中位數取1，表示該企業(yè)內部控制的質量較高，否則取0，表示該企業(yè)內部控制的質量較低。

2.控制變量

本文的模型參照了前期學者有關影響企業(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控制變量：CEO和董事長兩職是否合一、獨立董事比重、公司產權性質、企業(yè)規(guī)模、資產負債率、資產收益率、企業(yè)經營活動產生的現金流量凈額與期末資產總額的比率、公司已成立年數、公司已上市年數。此外，本文的模型中還包括企業(yè)經營環(huán)境指數總體評分、所屬行業(yè)類型及年度等控制變量。需要說明的是，企業(yè)經營環(huán)境指數總體評分是按照各個省級進行的一個綜合性指標，包括7個方面的內容：政府行政管理、企業(yè)的經營法律環(huán)境、金融服務、人力資源供應、基礎設施條件、中介組織和服務及企業(yè)經營的社會環(huán)境。

（二）樣本選擇及數據來源

本文選取2009—2017年滬深兩市A股上市公司作為初始樣本，并進行如下篩選：（1）鑒于金融類上市公司的財務數據不同于一般上市公司，剔除銀行、保險、證券等金融類上市公司;（2）剔除企業(yè)投入強度、企業(yè)內部控制質量、CEO持股變量和其他控制變量數據缺失的觀測值。經過以上步驟本文最終得到的樣本觀測值為14 881個。其中，2009—2017年各年的觀測值個數分別為584、801、1 299、1 701、1 877、1 872、2 026、2 254和2 467。公司研發(fā)投入數據、公司成立年份和公司上市年份數據來自同花順數據庫。內部控制質量的數據來自迪博的中國上市公司內部控制指數。CEO持股變量和公司的實際控制人性質數據來自北京大學中國經濟研究中心數據庫（CCER）。其他有關公司治理、公司財務等數據，若沒有特別說明，均來源于深圳國泰安（CSMAR）數據庫。

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

四、實證研究結果及分析

（一）描述性統計分析

1.主要變量的描述性統計分析

變量的描述性統計結果如表2?？梢钥闯鲅邪l(fā)投入強度（RDIINC）的均值為0.0298，中位數為0.0205，兩者比較接近，這說明我國上市公司在一定程度上比較重視研究與開發(fā)活動的投入。但從世界范圍來看，特別是與發(fā)達國家相比，我國上市公司當前研發(fā)投入強度在整體上還存在不小的差距。同時，研發(fā)投入強度（RDIINC）的標準差為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持有股權的上市公司，這也說明對CEO是否持有股權問題的研究具有重要性和現實性。

2.變量間的相關性分析

本文對模型涉及變量之間的相關性進行了Pearson檢驗（為節(jié)省篇幅，變量的Pearson相關系數表省略），發(fā)現企業(yè)研發(fā)投入強度（RDIINC）與CEO持股變量（CEOHOLD）在1%的顯著水平上正相關，相關系數為0.1560。這一結果初步支持了前文所提出的假設1。進一步的有關結論需要下述多元回歸來進行檢驗。

（二）多元回歸分析

為了實證結論的穩(wěn)健，本文進行OLS回歸后進一步采用固定效應模型和隨機效應模型考察控制內生性后的實證結果。

1.CEO持股對企業(yè)研發(fā)投入影響的實證檢驗（OLS回歸）

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

2.內部控制對CEO持股的研發(fā)抑制效應檢驗

為了實證檢驗內部控制對CEO持股的研發(fā)抑制效應，本文在基本模型的基礎上引入CEO持股變量（CEOHOLD）與內部控制質量（INCONTROL）的交互項進行OLS回歸，其結果如表4所示?？梢园l(fā)現，交互項（CEOHOLD×INCONTROL）的系數在1%的水平上顯著為負，系數為-0.0028242，且CEO持股變量（CEOHOLD）對應的回歸系數保持在1%的水平上顯著為正。這表明高質量的內部控制對CEO持股的研發(fā)激勵起到了顯著的抑制作用，因此該回歸結果也支持了本文提出的假設2。

3.內部控制對CEO持股的研發(fā)抑制效應：按照產權性質不同的進一步檢驗

為了檢驗企業(yè)產權性質的不同是否帶來不同的影響，本文進一步按照非國有控股公司和國有控股公司進行分組，檢驗高質量的內部控制對CEO持股的研發(fā)激勵所產生的抑制效應，檢驗結果如表5所示。容易發(fā)現，非國有控股公司樣本組中，交互項（CEOHOLD×INCONTROL）的系數在5%的水平上顯著為負，系數為-0.0031446，這表明高質量的內部控制對CEO持股的研發(fā)激勵依然起到了顯著的抑制作用。而在國有控股公司樣本組中，交互項（CEOHOLD×INCONTROL）的系數為正，且不顯著。因此，較之于國有企業(yè)，非國有企業(yè)中高質量的內部控制對CEO持股的研發(fā)投入激勵所產生的抑制效應更為顯著，從而支持了本文提出的假設3。

（三）穩(wěn)健性檢驗

為了減弱可能存在的內生性對實證研究結果穩(wěn)健性產生的影響，本文分別采用基于面板數據的固定效應模型、隨機效應模型、工具變量和滯后期解釋變量繼續(xù)進行穩(wěn)健性檢驗。

1.固定效應模型和隨機效應模型

首先，為了檢驗CEO持股與企業(yè)研發(fā)投入之間正向關系的穩(wěn)健性，本文在前述基本模型（1）上分別進行了固定效應模型和隨機效應模型進行回歸（為節(jié)省篇幅，本文后續(xù)的穩(wěn)健性檢驗結果表略，回歸時模型中的其他變量均進行了相應控制）。結果表明，CEO持股變量（CEOHOLD）的回歸系數分別為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1。其次，為了再次考察高質量的內部控制對CEO持股的研發(fā)激勵是否產生抑制效應，本文在引入交互項的基礎上分別采用固定效應模型和隨機效應模型進行實證檢驗。其結果表明，交互項（CEOHOLD×INCONTROL）的系數均在1%的水平上顯著為負，回歸系數分別為-0.0031250和-0.0035128，且CEO持股變量（CEOHOLD）對應的回歸系數均保持在1%的水平上顯著為正，這一結果再次支持了本文提出的假設2。檢驗結果同時也表明，CEO持股變量（CEOHOLD）的回歸系數依然在1%的水平上顯著為正，其回歸系數分別為0.00367和0.0045052。最后，為了進一步考察企業(yè)的產權性質產生的不同影響，本文采用固定效應模型和隨機效應模型再次進行分組檢驗高質量的內部控制對CEO持股的研發(fā)激勵所產生的抑制效應。固定效應模型的分組回歸結果表明，當樣本組為非國有企業(yè)時，交互項（CEOHOLD×INCONTROL）的系數在1%的顯著水平上為負，其回歸系數為-0.0031607，而樣本組為國有企業(yè)時，交互項（CEOHOLD×INCONTROL）的系數不顯著。隨機效應模型的分組回歸結果表明，當樣本組為非國有企業(yè)時，交互項（CEOHOLD×INCONTROL）的系數依然在1%的顯著水平上為負，其回歸系數為-0.0034385，而樣本組為國有企業(yè)時，交互項（CEOHOLD×INCONTROL）的系數不顯著，從而表明無論是采用固定效應模型還是隨機效應模型，本文提出的假設3均得到了支持。

2.采用工具變量法的檢驗

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，本文生成了內部控制質量（INCONTROL）對應的工具變量（IV_INCONTROL）。運用工具變量法的2SLS相應回歸結果均顯示CEO持股變量的工具變量（IV_CEOHOLD）的回歸系數都在1%的水平上顯著為正，而且回歸系數的數值均比較大。這表明CEO持股能顯著促進企業(yè)的研發(fā)投入的提高，因此，內生性的控制也明顯支持了本文提出的假設1。回歸結果還進一步表明，工具變量的交互項（IV_CEOHOLD×IV_INCONTROL）系數也在1%的顯著水平上為負，回歸系數為-0.0028242，再次表明高質量的內部控制對CEO持股的研發(fā)激勵產生了明顯的抑制效應，這一結果也支持了本文提出的假設2。此外，從按照產權性質進行分組檢驗的結果來看，當樣本組為非國有企業(yè)時，工具變量的交互項（IV_CEOHOLD×IV_INCONTROL）的系數在1%的顯著水平上為負，而樣本組為國有企業(yè)時，工具變量的交互項（IV_CEOHOLD×IV_INCONTROL）的系數不顯著。因此這一結果依然表明，與國有企業(yè)相比，非國有企業(yè)的內部控制對CEO持股的研發(fā)投入激勵所產生的抑制效應更為顯著，再次支持了本文提出的假設3。

3.采用滯后期變量的檢驗

為了進一步測試研究結論的穩(wěn)健性，本文采用滯后期變量再次進行測試。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，內部控制質量變量也采用內部控制滯后期變量（INCONTROLL1）。采用滯后期變量代入基本模型分別進行實證檢驗，結果同樣支持了本文之前提出的三個假設。為了節(jié)省篇幅，本文對此相關的檢驗結果不再一一贅述。

因此，以上采用多種方法進行一系列穩(wěn)健性測試的結果均與所得結論保持一致，說明本文的實證研究結論具有一定的穩(wěn)健性。

五、結論、政策建議和局限性

本文選取2009—2017年我國A股上市公司為研究樣本，實證檢驗了質量水平高低不同的內部控制下CEO持股對企業(yè)研發(fā)投入強度的影響情況。實證研究結果一致表明，CEO持股對企業(yè)R&D投入強度有顯著的激勵作用，而且高質量的內部控制會抑制CEO持股對企業(yè)研發(fā)投入的激勵作用。進一步基于產權性質的不同，本文研究發(fā)現，較之于國有企業(yè)，非國有企業(yè)中高質量的內部控制所產生的這種抑制效應更為顯著。本文豐富和拓展了CEO持股與企業(yè)研發(fā)投資相關的學術文獻，并為我國企業(yè)內部控制的治理效應提供了經驗證據。

具體而言，本文的研究結論具有如下政策啟示：（1）按照本文的實證結果，CEO持股能顯著地促進企業(yè)加大研發(fā)投入強度，從而有利于企業(yè)創(chuàng)新戰(zhàn)略目標的實現，因此在當前要求加快創(chuàng)新型國家建設的時代背景下，迫切需要考慮在更多的企業(yè)適當引入其高層管理者的股權激勵方案;（2）加強企業(yè)內部控制建設和提高內部控制質量有利于加強公司的內部治理效應，高質量的內部控制的確能在一定程度上抑制CEO進行高風險投資決策的影響力，從而避免企業(yè)在追求創(chuàng)新時承擔過度的經營風險和財務風險;（3）需要不斷完善國有企業(yè)的法人治理機制，進一步加強國有企業(yè)的現代產權制度建設，從而盡可能減少國有企業(yè)“所有者虛位”現象，使國有企業(yè)與非國有企業(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。關于CEO持股與企業(yè)研發(fā)投入的關系研究以及內部控制對CEO持股激勵的抑制效應等相關結論可能會受到內生性問題的影響，雖然分別采用固定效應模型、隨機效應模型、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，但可能依然無法完全消除內生性對本文研究結論的影響，這是今后研究需要注意的。

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