摘 要：本文選取2010年-2019年高新技術(shù)企業(yè)為樣本，實(shí)證檢驗(yàn)核心員工激勵(lì)對(duì)內(nèi)部控制質(zhì)量的影響。研究發(fā)現(xiàn)，在高新技術(shù)企業(yè)中，實(shí)施核心員工股權(quán)激勵(lì)對(duì)內(nèi)部控制質(zhì)量呈正相關(guān)關(guān)系，且對(duì)核心員工股權(quán)激勵(lì)程度不同，企業(yè)內(nèi)部控制質(zhì)量影響程度也不同。本文擴(kuò)展了影響內(nèi)部控制質(zhì)量因素的研究，啟迪現(xiàn)代企業(yè)應(yīng)注重和強(qiáng)化對(duì)核心人力資本的激勵(lì)，從而優(yōu)化內(nèi)部控制系統(tǒng)，這對(duì)當(dāng)前完善內(nèi)部控制管理具有重要的現(xiàn)實(shí)意義。

關(guān)鍵詞：高新技術(shù)企業(yè);核心員工股權(quán)激勵(lì);內(nèi)部控制質(zhì)量

引言：從SOX法案到 COSO《企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)管理框架》，都表明內(nèi)部控制越來(lái)越引起國(guó)內(nèi)外學(xué)者的關(guān)注。近年來(lái)，我國(guó)也逐步形成了一套適用于中國(guó)的完整的內(nèi)部控制體系。但2019年康得新、康美藥業(yè)財(cái)務(wù)造假案件以及2020年的獐子島扇貝出逃記，這些出事企業(yè)背后無(wú)不存在著重大內(nèi)部控制缺陷問(wèn)題，由此可見(jiàn)，中國(guó)企業(yè)內(nèi)部控制制度實(shí)施現(xiàn)狀令人擔(dān)憂。

證監(jiān)會(huì)于2005年頒布實(shí)施《上市公司股權(quán)激勵(lì)管理辦法（試行）》，上市公司紛紛加入實(shí)施員工股權(quán)激勵(lì)計(jì)劃的隊(duì)伍中，良好的股權(quán)激勵(lì)制度可以改善企業(yè)治理結(jié)構(gòu)，緩解委托代理問(wèn)題。而當(dāng)前已有研究大多集中于高管對(duì)內(nèi)控制度的執(zhí)行受到激勵(lì)機(jī)制的影響。那么對(duì)核心員工進(jìn)行激勵(lì)是否能起到與高管同樣的作用呢？高新技術(shù)企業(yè)作為知識(shí)密集、技術(shù)密集的經(jīng)濟(jì)實(shí)體，企業(yè)更有動(dòng)力建立企業(yè)內(nèi)部激勵(lì)體系，并對(duì)內(nèi)部控制質(zhì)量有著更高要求，因此本文通過(guò)選取高新技術(shù)企業(yè)作為樣本對(duì)此進(jìn)行實(shí)證研究。

一、理論分析與研究假設(shè)

股權(quán)激勵(lì)能敦促激勵(lì)對(duì)象，為了達(dá)到股權(quán)激勵(lì)的業(yè)績(jī)目標(biāo)，不僅會(huì)努力提升自我，還會(huì)關(guān)注企業(yè)的協(xié)同發(fā)展、長(zhǎng)遠(yuǎn)發(fā)展。而當(dāng)企業(yè)設(shè)置一定難度的業(yè)績(jī)條件時(shí)，非高管激勵(lì)制度增加員工對(duì)組織的認(rèn)同感和忠誠(chéng)度，這種認(rèn)同感和協(xié)同效應(yīng)將員工的自身利益和公司的股權(quán)捆綁在一起，主動(dòng)減少員工間搭便車的行為，加強(qiáng)員工間的監(jiān)督和合作，提升企業(yè)經(jīng)營(yíng)業(yè)績(jī)促進(jìn)了經(jīng)營(yíng)目標(biāo)的實(shí)現(xiàn)，由此提升了內(nèi)部控制質(zhì)量。另外，在高新技術(shù)企業(yè)中，對(duì)核心員工進(jìn)行股權(quán)激勵(lì)相較于高管，創(chuàng)新產(chǎn)出表現(xiàn)更突出，更能提升企業(yè)創(chuàng)新能力，提高企業(yè)競(jìng)爭(zhēng)能力，從而推動(dòng)了企業(yè)戰(zhàn)略目標(biāo)的實(shí)現(xiàn)，提高了內(nèi)部控制質(zhì)量。

與此同時(shí)，當(dāng)激勵(lì)目標(biāo)輕輕松松就完成，驅(qū)使員工完善公司內(nèi)部控制的動(dòng)力則被大大削減，股權(quán)激勵(lì)也就無(wú)法發(fā)揮作用。另外，員工會(huì)有意識(shí)將自己的收入與周圍同事進(jìn)行對(duì)比，倘若員工意識(shí)到自己的投入低于期待值時(shí)，就會(huì)有消極怠工的情緒。因此當(dāng)核心員工股權(quán)激勵(lì)強(qiáng)度不夠時(shí)，員工容易產(chǎn)生心理落差。在這種情況下，不僅不能有效提高內(nèi)部控制質(zhì)量，還造成反向激勵(lì)效果。

基于以上分析，本文提出假設(shè)H1、H2。

H1：在高新技術(shù)企業(yè)中，核心員工股權(quán)激勵(lì)能夠促進(jìn)企業(yè)內(nèi)部控制質(zhì)量提升。

H2：在高新技術(shù)企業(yè)中，核心員工股權(quán)激勵(lì)強(qiáng)度越大，企業(yè)內(nèi)部控制質(zhì)量越高。

二、研究設(shè)計(jì)與實(shí)證結(jié)果

1.樣本選取與數(shù)據(jù)來(lái)源

本文高新技術(shù)企業(yè)認(rèn)定參考《高新技術(shù)企業(yè)認(rèn)定管理辦法》，選取2010年-2019年的高新技術(shù)上市企業(yè)樣本數(shù)據(jù)作為研究對(duì)象。被解釋變量ICQ來(lái)源于DIB數(shù)據(jù)庫(kù)，其他變量樣本數(shù)據(jù)來(lái)源CSAMR數(shù)據(jù)庫(kù)，同時(shí)對(duì)樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行相關(guān)處理，最終得到1682家高新技術(shù)企業(yè)樣本，1187個(gè)實(shí)施核心員工股權(quán)激勵(lì)的觀測(cè)值。本文實(shí)證研究主要用Stata15.0進(jìn)行數(shù)據(jù)處理。

2.變量選取

（1）被解釋變量（ICQ）

本文借鑒逯東等、張藝瓊和馮均科等的研究方法，以DIB數(shù)據(jù)庫(kù)中內(nèi)部控制指數(shù)來(lái)衡量?jī)?nèi)部控制質(zhì)量?？紤]到股權(quán)激勵(lì)比例與內(nèi)部控制指數(shù)數(shù)值大小差距過(guò)大，本文以內(nèi)部控制指數(shù)除以1000，使其取值分布在[0，1]之間。

（2）解釋變量（IN1、IN2）

針對(duì)假設(shè)1，在2010年至2019年內(nèi)，實(shí)施核心員工股權(quán)激勵(lì)方案的樣本企業(yè)賦值為1，反之為0，定義為IN1。針對(duì)假設(shè)2，IN2賦值為核心員工獲授股權(quán)數(shù)量與企業(yè)股票總數(shù)的比值。

（3）控制變量

在控制變量方面，參考池國(guó)華等（2014）的模型，具體如表1所示。

（4）模型設(shè)計(jì)

本文參考逯東等、于雅萍等構(gòu)建以下模型，另以上回歸均通過(guò)Robust調(diào)整標(biāo)準(zhǔn)誤差。

為了驗(yàn)證假設(shè)1，本文構(gòu)建了模型icqi，t=β0+β1IN1i，t+β2roai，t+

β3TQi，t+β4levi，t+β5inventoryi，t+β6duali，t+β7holdi，t+β8sizei，t+∑yeari，t+∑indi，t+εi，t（1）

為了驗(yàn)證假設(shè) 2，本文構(gòu)建了模型icqi，t=β0+β1IN2i，t+β2roai，t+

β3TQi，t+β4levi，t+β5inventoryi，t+β6duali，t+β7holdi，t+β8sizei，t+∑yeari，t+∑indi，t+εi，t（2）

3.實(shí)證結(jié)果與分析

（1）描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果分析

本文對(duì)總樣本1681家上市高新技術(shù)企業(yè)2010年-2019年的12239個(gè)觀測(cè)值進(jìn)行描述性統(tǒng)計(jì)，具體結(jié)果如表2所示。

在高新技術(shù)樣本企業(yè)中，內(nèi)部控制質(zhì)量均值為0.64，標(biāo)準(zhǔn)差為 0.13。員工獲授的股權(quán)激勵(lì)總強(qiáng)度均值和標(biāo)準(zhǔn)差分別為 0.1和0.3，其他控制變量的分布均屬于正常值。除此之外，本文還通過(guò)了VIF檢驗(yàn)和Pearson 相關(guān)性分析，各變量的 VIF 值均在2以內(nèi)，遠(yuǎn)小于10，排除模型存在多重共線性的可能。同樣地，從相關(guān)性結(jié)果分析可初步認(rèn)定模型設(shè)定具有合理性。

（2）回歸結(jié)果分析

模型 1 的擬合優(yōu)度（即adj_R2）為 0.18，F(xiàn) 值顯著為22.36，這就表明模型 1 基本上是可以合理解釋ICQ。IN1的系數(shù)為 0.412（t值為2.7），在1%的水平上呈顯著正相關(guān)關(guān)系，由此本文假設(shè)1成立。再看模型 2的adj_R2為 0.196，F(xiàn) 值顯著為33.05，回歸結(jié)果表明核心員工股權(quán)激勵(lì)強(qiáng)度與內(nèi)部控制質(zhì)量呈正相關(guān)關(guān)系（如表3所示）。

三、穩(wěn)健性檢驗(yàn)

本文以替換被解釋變量的方法來(lái)檢驗(yàn)結(jié)論的可靠性，借鑒Ashbaugh-Skaife 、李萬(wàn)福的做法，以公司是否存在內(nèi)部控制缺陷（ICD）作為替換被解釋變量，進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。其中，有內(nèi)部控制缺陷ICD 定義為 1，反之為 0。結(jié)果顯示，IN1 和 IN2 的系數(shù)都在 1% 的水平上顯著為負(fù)，上文結(jié)論得到驗(yàn)證。

四、研究結(jié)論與啟示

本文結(jié)合我國(guó)政治背景，借鑒國(guó)內(nèi)外相關(guān)實(shí)證研究的成果，實(shí)證檢驗(yàn)了高新技術(shù)企業(yè)中核心員工激勵(lì)對(duì)內(nèi)部控制質(zhì)量的影響，結(jié)論如下：（1）在高新技術(shù)企業(yè)中，授予核心員工股權(quán)激勵(lì)的企業(yè)比未授予企業(yè)更有利于內(nèi)部控制有效執(zhí)行;（2）加大對(duì)高新技術(shù)企業(yè)核心員工股權(quán)激勵(lì)程度，內(nèi)部控制質(zhì)量則越高。本文的研究結(jié)果為推動(dòng)企業(yè)內(nèi)部控制相關(guān)的規(guī)章和制度的實(shí)施提供了新的思路，為其他行業(yè)帶來(lái)借鑒與思考，具有一定的現(xiàn)實(shí)意義。

注釋：本文中的員工均指核心員工。

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作者簡(jiǎn)介：朱洪星（1997- ），女，漢族，安徽安慶人，碩士在讀，研究方向：公司治理