鄭州工業(yè)應(yīng)用技術(shù)學院 劉玉杰

管理者過度自信、內(nèi)部審計與企業(yè)研發(fā)投入

鄭州工業(yè)應(yīng)用技術(shù)學院 劉玉杰

本文以2011-2015年我國A股上市公司為研究樣本，對管理者過度自信、內(nèi)部審計與企業(yè)研發(fā)投入之間的關(guān)系進行了研究。研究表明：管理者過度自信與企業(yè)研發(fā)投入成正相關(guān)，內(nèi)部審計與企業(yè)研發(fā)投入顯著正相關(guān)，管理者過度自信與企業(yè)研發(fā)投入的關(guān)系會受到內(nèi)部審計質(zhì)量的影響。

管理者過度自信 內(nèi)部審計 企業(yè)研發(fā)投入

一、引言

新經(jīng)濟增長理論認為研究與開發(fā)（簡稱研發(fā)）行為是驅(qū)動科技進步、推動國家創(chuàng)新的最直接來源（Romer，1990）。研發(fā)投入是創(chuàng)新活動中最重要也是最核心的一部分。企業(yè)作為社會經(jīng)濟活動的主體，其自身的研發(fā)投資行為是自主創(chuàng)新的關(guān)鍵環(huán)節(jié)。大量心理學和管理學的研究（Camerer和Locallo，1999）表明，在進行企業(yè)的活動管理的時候，很多管理者存在過度自信的心理，并且這個心理會在企業(yè)的投資決策中進行反應(yīng)，影響其決策的過程。所以，對于企業(yè)的管理者來說，在管理的過程中，其過度自信的心理對于企業(yè)研發(fā)投入的關(guān)鍵因素是否會有一定的影響，這個話題值得進行探討。進入21世紀，美國在2002年出臺了《薩班斯-奧克斯利》法案（即SOX）。2008年我國財政部等五部委聯(lián)合發(fā)布了《企業(yè)內(nèi)部審計基本規(guī)范》（即C-SOX），要求各上市公司對其內(nèi)部審計的有效性進行自我評價。內(nèi)部審計成為企業(yè)投資戰(zhàn)略的戰(zhàn)略決策和戰(zhàn)略實施（其中包括企業(yè)研發(fā)投入）的重要因素。企業(yè)研發(fā)投入的存在不可逆性、高風險、收益不確定等方面的特殊性。從內(nèi)部審計的治理機制來看，通過對管理者的過度自信行為進行一定的研究，由此保證企業(yè)研發(fā)投入決策的合理性，這個問題值得進行更多的探討。從有關(guān)文獻來看，國內(nèi)外學者對于企業(yè)決策的研究多建立在決策主體的理性行為上，本文的研究視角為企業(yè)管理者的認知偏差導致的非理性行為對企業(yè)決策尤其是企業(yè)研發(fā)投入決策的影響，從微觀的角度拓寬了企業(yè)研發(fā)活動的機理，為理解企業(yè)研發(fā)活動“不易觀測”的關(guān)鍵因素提供獨特的角度。另一方面本文深化了企業(yè)研發(fā)投入影響因素和內(nèi)部審計的相關(guān)研究，著重于實證表明內(nèi)部審計對于企業(yè)研發(fā)投入的重要影響，豐富了企業(yè)研發(fā)投資影響因素的研究，拓寬了內(nèi)部審計經(jīng)濟后果方面的視野。

二、理論分析與研究假設(shè)

（一）管理者過度自信和企業(yè)研發(fā)投入的關(guān)系 企業(yè)研發(fā)投入活動具有高風險和高收益并存的特征，過度自信的管理者在研發(fā)決策方面認為自己的知識和經(jīng)驗更加豐富，從而高估投資收益低估研發(fā)風險，使得研發(fā)項目迅速進行。因此，過度自信的管理者更相信自己的能力和判斷，會進行更多的研發(fā)投入。其次，過度自信的管理者在決策中會有一定的風險偏好，更加傾向有風險的投資，同時也更愿意承擔較大的風險。因此，過度自信的管理者具有較大的風險承擔能力，更愿意接受有風險的工作，從而加大企業(yè)的研發(fā)投入。再次，企業(yè)管理者是追求企業(yè)利潤最大化的，Gervais等（2011）研究表明，管理者過度自信行為能夠降低企業(yè)的委托代理成本，克服理性管理者普遍存在的“短視”心理，追求高風險的投資獲得高收益回報。因此，過度自信的管理者對企業(yè)的研發(fā)投入活動，更加愿意投入更多的資源?；谝陨戏治?，提出假設(shè)1：

假設(shè)1：在其他條件限定的情況下，管理者過度自信與企業(yè)研發(fā)投入活動呈正相關(guān)關(guān)系

（二）內(nèi)部審計與企業(yè)研發(fā)投入的關(guān)系 當公司內(nèi)部審計體系運作良好時，由信息不對稱導致的企業(yè)研發(fā)投入短缺現(xiàn)象可以被有效抑制。如果企業(yè)的研發(fā)投入項目承擔一定風險的同時能給股東帶來利益的增加，這對企業(yè)的長期競爭優(yōu)勢具有關(guān)鍵作用。在良好的激勵監(jiān)督機制下，進行有效的評估，使得企業(yè)研發(fā)項目得以順利實施。然而缺乏內(nèi)部審計制度，管理者基于個人短期利益的考慮會放棄相關(guān)的研發(fā)活動。其次，內(nèi)部審計會降低資本成本和信息不對稱，能有效規(guī)劃企業(yè)研發(fā)投入項目的融資問題，避免因融資約束問題而放棄較好的企業(yè)研發(fā)投入機會。再次，內(nèi)部審計有助于企業(yè)提高內(nèi)部信息溝通效率，尤其是提高企業(yè)研發(fā)投入決策信息溝通過程中的效率（張會麗、吳有紅，2014），使得企業(yè)相關(guān)人員能更加全面地了解研發(fā)投資項目，限制管理者的非理性行為，使得企業(yè)創(chuàng)新活動推動企業(yè)發(fā)展。基于以上分析，提出假設(shè)2：

假設(shè)2：在其他條件限定的情況下，內(nèi)部審計質(zhì)量與企業(yè)研發(fā)投入成正相關(guān)關(guān)系

（三）內(nèi)部審計對管理者過度自信與企業(yè)研發(fā)投入關(guān)系的影響 一般而言，積極有效的企業(yè)研發(fā)投入能促進企業(yè)核心競爭力的成長，但盲目過度的加大研發(fā)項目投入會使企業(yè)陷入巨大的經(jīng)營風險中。內(nèi)部審計作為一種公司內(nèi)部治理機制，會對管理者過度自信引起的非理性行為產(chǎn)生約束作用。首先，內(nèi)部審計的目標之一是提高企業(yè)的經(jīng)營效率減少經(jīng)營失誤，其中也包括企業(yè)研發(fā)投入活動，高質(zhì)量的內(nèi)部審計會對過度自信的管理者形成一定約束，使得公司內(nèi)部各個主體之間有效制衡權(quán)利，從而提高企業(yè)研發(fā)投入的有效程度。其次，高質(zhì)量的內(nèi)部審計一般包括良好的內(nèi)控環(huán)境、恰當?shù)臋C構(gòu)設(shè)置和合理的權(quán)責分配，這有利于形成科學有效的制衡制度，由管理者過度自信導致的研發(fā)投入決策偏差會及時更正，降低企業(yè)的經(jīng)營風險。再次，高質(zhì)量的內(nèi)部審計代表著良好的信息與溝通機制，在健全有效的內(nèi)部審計體系中，能夠更好地傳遞企業(yè)的投資決策信息，并在企業(yè)內(nèi)部形成反饋，使得管理者能更好地評估投資項目的風險收益，客觀評價企業(yè)的研發(fā)研發(fā)活動，弱化管理者自身的過度自信行為，能及時地將風險過高的企業(yè)研發(fā)項目排除。基于以上分析，提出本文的假設(shè)3：

假設(shè)3：在其他條件限定的情況下，內(nèi)部審計質(zhì)量越高，企業(yè)管理者的過度自信與企業(yè)研發(fā)投入活動的正相關(guān)關(guān)系越弱

三、研究設(shè)計

（一）樣本選擇與數(shù)據(jù)來源 本文選取滬深A(yù)股上市公司2011-2015年中對研發(fā)支出數(shù)據(jù)進行披露的公司作為研究對象。同時做了以下篩選：刪除當年IPO及相關(guān)數(shù)據(jù)缺失的公司；刪除ST、*ST上市公司，這些公司財務(wù)狀況或企業(yè)其他方面存在異常；刪除金融業(yè)和保險業(yè)的上市公司，這些公司具有業(yè)務(wù)特殊性，相關(guān)數(shù)據(jù)不具有可比性。經(jīng)過調(diào)整，最終獲得時間跨度5年的4558個樣本觀測值，其中為排除異常值干擾，對連續(xù)型變量在上下1%處進行縮尾處理。企業(yè)高管薪酬數(shù)據(jù)，企業(yè)研發(fā)支出數(shù)據(jù)及企業(yè)盈利預(yù)測數(shù)據(jù)來自同花順數(shù)據(jù)庫。

（二）變量定義 （1）被解釋變量（企業(yè)研發(fā)投入強度）。本文選用企業(yè)研發(fā)支出/主營業(yè)務(wù)收入來衡量企業(yè)研發(fā)投入強度，該變量的數(shù)值越大說明企業(yè)研發(fā)投入強度越大。（2）解釋變量。利用總資產(chǎn)增長率與公司實際的銷售收入增長率的回歸殘差來作為衡量的一個標準，筆者使用CONF代表這一指標。如果殘差大于0，這個指標的值就取1。反之，則設(shè)置為0。用簡單的話來描述就是，當一個公司的資產(chǎn)的增長速率超過其實際的銷售增長時，就說明這個企業(yè)的監(jiān)管層對于自己企業(yè)的業(yè)務(wù)水平有了過高的估計。內(nèi)部審計質(zhì)量。一般情況下，主要通過用IAQ來表示內(nèi)部審計在差錯舞弊上的相關(guān)職能，在本年度的相關(guān)報表中，如果企業(yè)存在相關(guān)的會計差錯的信息披露，這說明在上年度的內(nèi)部審計中其運行的效果相對較差，IAQ=0。反之，如果沒有相關(guān)的會計差錯的信息披露，那么說明運營的效果良好，此時IAQ=1。（3）控制變量。除了前文的變量，本文在模型中加入了公司特征和公司治理結(jié)構(gòu)控制變量，公司特征包括公司特征變量包括公司規(guī)模COMS、負債比率LEV、公司盈利能力ROA、公司年限LIFE、產(chǎn)權(quán)性質(zhì)STATE，治理結(jié)構(gòu)變量包括公司股權(quán)集中度SHAR、股權(quán)制衡度SSH、高管持股比例MSH。此外，本文引入行業(yè)和年度變量以控制不同行業(yè)和年度的影響。各變量具體參見表1。

（三）模型構(gòu)建 綜合上述變量，為了檢驗假設(shè)1和假設(shè)2，本文分別構(gòu)建了模型1和模型2：

表1 變量定義表

為了檢驗假設(shè)3，本文在模型1的基礎(chǔ)上把全部的樣本按照內(nèi)部審計質(zhì)量（IAQ）的中位數(shù)分為高質(zhì)量內(nèi)部審計組和低質(zhì)量內(nèi)部審計組進行分組檢驗。

四、實證分析

（一）描述性統(tǒng)計 由表2可知，衡量企業(yè)的研發(fā)強度RD的均值為0.029，中位數(shù)為0.024，均值大于中位數(shù)，說明我國大部分上市公司2010-2014年的研發(fā)投入強度處在平均水平以下，而最大值0.185和最小值0.000說明不同企業(yè)的研發(fā)投入有很大差距。一般情況下認為，當企業(yè)研發(fā)費用占銷售收入比重為2%時，企業(yè)才能基本生存，當達到5%以上，才能形成競爭力，說明我國半數(shù)以上企業(yè)處在基本生存狀態(tài)以上，但是沒有形成明顯的競爭力，還需要加大研發(fā)投入。管理者過度自信程度CONF的均值為0.309，表示排名前三的高管薪酬之和平均占公司所有高管薪酬總和的30.9%，說明管理者過度自信程度較高，但是對比最值和標準差，不同公司的管理者過度自信程度存在顯著差異。衡量企業(yè)內(nèi)部審計質(zhì)量的內(nèi)部審計質(zhì)量IAQ的均值和中位數(shù)分別是6.514和6.529，表明我國大部分上市公司的內(nèi)部審計質(zhì)量達到了整體平均水平，而IAQ的最大值和最小值分別為6.820和6.159，說明我國上市公司之間內(nèi)部審計質(zhì)量有較大差異。另外，從表3中可以看出，我國上市公司研發(fā)投入強度在逐年增加，研發(fā)支出占主營業(yè)務(wù)收入比重的均值從2010年的0.019上升到2014年的0.031，衡量管理者過度自信程度的CONF也呈現(xiàn)逐年增長的趨勢，公司前三名高管薪酬占所有高管薪酬總額比值的均值在2014年達到了0.343，說明管理者過度自信程度變強，這可能與我國今年來上市公司實行高管薪酬激勵政策有關(guān)。自2008年我國財政部等五部委聯(lián)合發(fā)布C-SOX以來，內(nèi)部審計質(zhì)量IAQ的均值和中位數(shù)不斷上升，但是2013年以來有所降低，這可能與我國內(nèi)部審計制度建設(shè)由政府部門和監(jiān)管機構(gòu)主導，出自企業(yè)的自發(fā)行為較少。在控制變量方面，代表公司規(guī)模COMS的均值為21.871，最大值為25.660，最小值為19.650，樣本標準差為1.227，這說明不同上市公司之間的企業(yè)規(guī)模有較大的差異。LEV的均值0.448，資本的結(jié)構(gòu)較為合理，但最大值0.864，最小值0.047，說明不同上市公司的負債水平存在顯著差異。企業(yè)盈利能力指標ROA的均值為0.059，最大值和最小值分別為0.229和-0.085，這顯示上市公司的盈利能力有明顯差別。企業(yè)年限LIFE的均值為13.236，表明樣本公司的經(jīng)營狀況比較穩(wěn)定。代表公司股權(quán)集中度的SHAR的均值0.518，說明我國上市公司的股權(quán)集中度較高，但是SSH的均值為0.578，說明第二至第五大股東對第一大股東的股權(quán)制衡度不高。公司高管持股比例MSH的均值為0.063，但最大值為0.619最小值為0，說明不同上市公司的高管人員持股比例有較大差異。

表2 變量的描述性統(tǒng)計

表3 關(guān)鍵變量的詳細描述性統(tǒng)計

（二）相關(guān)性分析 本文將模型中的變量進行相關(guān)性分析，表4顯示了統(tǒng)計結(jié)果。結(jié)果顯示，管理者過度自信（CONF）和企業(yè)研發(fā)投入強度（RD）在1%的水平上呈現(xiàn)顯著正相關(guān)，說明基本符合假設(shè)一的假定。企業(yè)內(nèi)部審計質(zhì)量（IAQ）與企業(yè)研發(fā)投入強度在10%的水平上呈現(xiàn)正相關(guān)關(guān)系，但顯著性水平不高，能大致地表明企業(yè)內(nèi)部審計質(zhì)量（IAQ）對企業(yè)研發(fā)投入強度起到了一定的促進作用。表4還表明管理者過度自信（CONF）與企業(yè)的內(nèi)部審計質(zhì)量（IAQ）之間的負相關(guān)關(guān)系并不顯著。另外，從各個控制變量和解釋變量的相關(guān)系數(shù)來看，其他變量和被解釋變量（RD）有很大的相關(guān)性，說明這些變量對企業(yè)研發(fā)投入強度有較強的解釋作用。具體地講，公司規(guī)模（COMS）、負債比率（LEV）、企業(yè)年齡（LIFE）以及產(chǎn)權(quán)性質(zhì)（STATE）均在1%的水平上與企業(yè)研發(fā)投入強度（RD）顯著負相關(guān)，說明公司規(guī)模越大、負債比率越高、成立時間越長、產(chǎn)權(quán)性質(zhì)為國有，其企業(yè)研發(fā)投入強度越低；盈利能力（ROA）、股權(quán)制衡度（SSH）、高管持股比例（MSH）均在1%的水平上與企業(yè)研發(fā)投入強度（RD）顯著正相關(guān)，說明公司盈利能力越強、、股權(quán)制衡度和高管持股比例越高，其研發(fā)投資強度越大；股權(quán)集中度（SHAR）與企業(yè)研發(fā)投入強度（RD）在10%的水平上正相關(guān)。另外，通過觀察發(fā)現(xiàn)，變量之間相關(guān)系數(shù)的絕對值均不超過0.6，表明模型不存在嚴重的多重共線性問題。

表4 變量的Pearson相關(guān)系數(shù)

（三）回歸分析 （1）管理者過度自信與企業(yè)研發(fā)投入。表5分別顯示了模型1和模型2的多元回歸（OLS）結(jié)果。其中模型1的結(jié)果顯示，管理者過度自信（CONF）與企業(yè)研發(fā)投入強度（RD）呈正相關(guān)關(guān)系，相關(guān)系數(shù)是0.002且在1%水平上顯著，表明過度自信的管理者更愿意在企業(yè)研發(fā)投入項目上增加投入，具有高估收益低估風險的特征，能追求創(chuàng)新活動，與前文理論分析部分的結(jié)論一致。另外模型經(jīng)調(diào)整后的R2是0.302，可以認為模型擬合度較好。本文的假設(shè)1得到支持。在控制變量方面，公司規(guī)模（COMS）的系數(shù)小于0且在10%的水平上顯著，說明規(guī)模小的公司更愿意自主創(chuàng)新獲得競爭力。負債比例（LEV）的系數(shù)小于0且在1%水平顯著，說明企業(yè)資產(chǎn)負債率越高，對高風險的企業(yè)研發(fā)投資表現(xiàn)越謹慎。盈利能力（ROA）系數(shù)小于0且在1%的水平上顯著，說明企業(yè)的現(xiàn)時盈利能力較強，其現(xiàn)時產(chǎn)品或服務(wù)在市場上有較強競爭力，短期不會進一步加大投入研發(fā)活動。企業(yè)年齡（LIFE）系數(shù)小于0且在1%的水平上顯著，表明越“年輕”的企業(yè)越需要企業(yè)研發(fā)投入活動，從而形成自身獨特的競爭力，以獲得長期價值。股權(quán)集中度（SHAR）的系數(shù)小于0且在1%的水平上顯著，說明股權(quán)集中度越高，企業(yè)的研發(fā)投入強度會降低。股權(quán)制衡度（SSH）的系數(shù)大于0且在1%的水平上顯著，說明股權(quán)制衡對研發(fā)投資強度有著正向的促進作用。高管持股比例（MSH）的系數(shù)大于0且在1%的水平上顯著，說明上市公司高管一定比例的持股能產(chǎn)生正相關(guān)的激勵效應(yīng)，從而推動管理者從企業(yè)長期利益角度來考慮投資決策。（2）內(nèi)部審計與企業(yè)研發(fā)投入。從表5模型2的回歸分析中可以發(fā)現(xiàn)，內(nèi)部審計質(zhì)量（IAQ）與企業(yè)研發(fā)投入強度（RD）呈正相關(guān)關(guān)系，系數(shù)為0.023，并在1%的水平上顯著，說明企業(yè)內(nèi)部審計質(zhì)量（IAQ）對企業(yè)研發(fā)投資有一定影響，良好的內(nèi)部審計質(zhì)量能夠促進企業(yè)研發(fā)投資，這符合假設(shè)2的預(yù)期，也與前文理論分析部分觀點一致。另外，模型2中R2為0.304，說明該模型對樣本觀測值擬合度較好，因此假設(shè)2得以支持。

表5 管理者過度自信、內(nèi)部審計對企業(yè)研發(fā)投入影響的回歸結(jié)果

（3）內(nèi)部審計對管理者過度自信與企業(yè)研發(fā)投入關(guān)系的影響。表6回歸結(jié)果表示，在高質(zhì)量內(nèi)部審計組中，管理者過度自信（CONF）系數(shù)為-0.0001，不顯著。在低質(zhì)量內(nèi)部審計組中，其系數(shù)為0.005，且在1%水平上顯著，符合假設(shè)三預(yù)期，說明高質(zhì)量的內(nèi)部審計會約束管理者過度自信行為，減少決策失誤。另外，各主要控制變量的符號和顯著性基本沒有變化，仍與研發(fā)投資強度（RD）顯著正相關(guān)，說明結(jié)果有較好的穩(wěn)定性。綜上，表6的結(jié)果支持了本文的假設(shè)3。表7顯示了模型1和模型2的方差膨脹因子（VIF）的檢驗結(jié)果，VIF均小于3說明各變量間不存在嚴重的多重共線問題。

五、結(jié)論

通過本文的研究可以得出以下結(jié)論：第一，過度自信是我國上市公司管理者的的特點，這種特點對于企業(yè)的研發(fā)投入存在巨大的影響；第二，管理者的過度自信和企業(yè)的研發(fā)投入這兩者之間是正相關(guān)的關(guān)系，對于那些本來就過度自信的管理者來說，他們會更加的自信會采取激進的投資策略挑戰(zhàn)高風險的投資項目；第三，內(nèi)部審計質(zhì)量與企業(yè)研發(fā)投入呈顯著正相關(guān)關(guān)系，良好的內(nèi)部審計的發(fā)展能夠有效的推進企業(yè)研發(fā)的投入；第四，對于不同的內(nèi)部審計公司來說，管理者過度自信與企業(yè)研發(fā)投入的關(guān)系會因為不同的現(xiàn)實情況而有一定的差別。對于那些較高質(zhì)量的審計來說，他們能夠?qū)芾碚叩倪^度自信的心理有一定的抑制作用，監(jiān)督和制衡其決策?；谝陨涎芯浚疚奶岢鲆韵陆ㄗh：第一，完善企業(yè)決策機制，避免管理者認知偏差尤其是過度自信帶來的決策失誤。這需要企業(yè)吸引高素質(zhì)人才完善決策隊伍，同時也要檢查監(jiān)督管理人員，避免決策失誤。第二，促進企業(yè)自發(fā)地進行內(nèi)部審計建設(shè)。除國家和監(jiān)管機構(gòu)的法律要求外，企業(yè)應(yīng)健全自身的內(nèi)部審計制度，約束管理層的非理性行為，保證企業(yè)的健康發(fā)展。第三，加大企業(yè)研發(fā)投入，增強自主創(chuàng)新能力。這既需要管理者高超的經(jīng)營管理能力，對企業(yè)研發(fā)投入項目大膽立項、大力支持，同時需要高質(zhì)量的內(nèi)控體系降低研發(fā)投資風險，減少企業(yè)經(jīng)營失誤。

表6 內(nèi)部審計質(zhì)量對管理者過度自信與企業(yè)研發(fā)投入關(guān)系的影響

表7 方差膨脹因子（VIF）檢驗結(jié)果

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（編輯 彭文喜）