高管股權(quán)激勵、內(nèi)部控制質(zhì)量與企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)
——基于上市制造業(yè)公司數(shù)據(jù)

劉媛（山東畜牧獸醫(yī)職業(yè)學(xué)院 山東濰坊 261061）

一、引言

所有權(quán)和經(jīng)營權(quán)的分離，使得企業(yè)高管的風(fēng)險選擇會直接影響企業(yè)的發(fā)展。企業(yè)高水平的風(fēng)險承擔(dān)意味著在承擔(dān)更大經(jīng)營風(fēng)險的同時在投資決策、創(chuàng)新項目中可能會得到更高的收益，高風(fēng)險承擔(dān)也表明企業(yè)高管具有冒險、創(chuàng)新精神，在企業(yè)日常經(jīng)營中不會主動放棄凈現(xiàn)值為正的高風(fēng)險投資項目，從而有助于提高公司的競爭優(yōu)勢，促進(jìn)公司的長遠(yuǎn)發(fā)展。國內(nèi)外大量文獻(xiàn)表明，高管人員的股權(quán)激勵將對公司的風(fēng)險偏好產(chǎn)生一定的影響，但由于各公司行業(yè)的特殊性等多方面的原因，學(xué)者們并沒有達(dá)成一致的意見。制造業(yè)是民富之本，直接體現(xiàn)了一個國家的生產(chǎn)力水平，是區(qū)分發(fā)達(dá)國家和發(fā)展中國家的重要標(biāo)志，《中國制造2025》對我國制造業(yè)提出了更高的要求，因此，本文以制造業(yè)為研究對象，著力研究制造業(yè)上市公司高管股權(quán)激勵對企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)的影響。

2008年《企業(yè)內(nèi)部控制基本規(guī)范》及其《配套指引》頒布后，我國上市公司開始高度關(guān)注企業(yè)的內(nèi)部控制建設(shè)，對于高管的股權(quán)激勵制度也更全面，那么，良好的公司內(nèi)部控制是否會削弱高管的股權(quán)激勵對企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)的影響呢？基于此，本文在探究制造業(yè)上市公司高管股權(quán)激勵與企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)的關(guān)系時，加入了內(nèi)部控制質(zhì)量這一影響因素，研究其在兩者之間的中介效應(yīng)。

二、理論分析與研究假設(shè)

（一）制造業(yè)上市公司高管股權(quán)激勵對企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)的影響

關(guān)于高管股權(quán)激勵對企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)的影響的研究學(xué)界沒有統(tǒng)一的結(jié)論。一部分研究學(xué)者（吳建祥，2017等）基于委托代理理論認(rèn)為，股東為了降低代理成本，解決高管與股東之間的利益沖突而授予高管股權(quán)，以期增加高管合理的風(fēng)險行為，高管在成為股東后，沒有被解雇的后顧之憂，會更傾向于投資高風(fēng)險、高收益的項目，企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)水平相應(yīng)提高。因此認(rèn)為高管股權(quán)激勵促進(jìn)企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)。另一部分研究者基于風(fēng)險規(guī)避角度進(jìn)行研究，Kempf et al （2009）、Hirshleifer and Thakor（1992）研究發(fā)現(xiàn)，高管具體任職于一個企業(yè)，不能像企業(yè)所有者一樣可以通過分散投資不同的公司來化解公司的特有風(fēng)險，因此，即使授予高管股權(quán)，高管也會出于對自身職業(yè)生涯和聲譽的考慮，不愿冒較大的風(fēng)險去投資風(fēng)險較大的項目，高管規(guī)避風(fēng)險也是為了向股東傳達(dá)自己經(jīng)營能力強的信號。Lefebvre and Vieider（2010）認(rèn)為股權(quán)激勵將導(dǎo)致公司高管擁有過多的公司股票，而高管收入將與公司的股價掛鉤。如果高管的高風(fēng)險計劃失敗，那么公司的股價和高管的利益很可能遭受巨大損失。因此，高管會選擇低風(fēng)險項目以降低企業(yè)風(fēng)險。Panousi and Papanikolaou（2012）研究發(fā)現(xiàn)，高管持股比例會加大項目失敗而產(chǎn)生的損失，因此加劇了高管的風(fēng)險規(guī)避程度。王振山和石大林（2014）使用動態(tài)面板估計方法研究發(fā)現(xiàn)股權(quán)集中度和企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)之間存在負(fù)相關(guān)關(guān)系。孟亞楠（2018）研究發(fā)現(xiàn)，不同的股權(quán)集中度水平會影響股權(quán)激勵的效果，當(dāng)股權(quán)相對集中時，股權(quán)激勵與風(fēng)險承擔(dān)顯著正相關(guān)，而此時股權(quán)集中度的提高又會弱化股權(quán)激勵對風(fēng)險承擔(dān)的影響。

本文基于制造業(yè)上市企業(yè)高管持股比例來反映高管股權(quán)激勵水平，但由于企業(yè)長期的風(fēng)險受宏觀經(jīng)濟(jì)、市場環(huán)境、自然資源、社會文化、國家政策等眾多因素的影響，不好判斷股權(quán)激勵在長期的發(fā)展下與企業(yè)風(fēng)險之間的關(guān)系，因此，以高管股權(quán)激勵帶來的短期影響進(jìn)行的驗證，實證檢驗制造業(yè)上市企業(yè)高管股權(quán)激勵對企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)的影響，從短期影響看來，制造業(yè)上市企業(yè)高管股權(quán)激勵的風(fēng)險規(guī)避效應(yīng)應(yīng)大于股權(quán)激勵的代理成本，因此，提出假設(shè)1：

H1：制造業(yè)上市公司高管股權(quán)激勵會降低企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)。

（二）制造業(yè)上市公司內(nèi)部控制質(zhì)量對企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)的影響

高質(zhì)量的內(nèi)部控制可以有效地緩解公司中信息不對稱的問題，因此，公司的各種業(yè)務(wù)決策、流程都處于公開、透明和受監(jiān)督的環(huán)境中，更好地規(guī)范企業(yè)的各項活動，并對員工的行為進(jìn)行有效約束，全方位規(guī)避風(fēng)險以達(dá)到降低企業(yè)風(fēng)險的作用。國內(nèi)外學(xué)者對于內(nèi)部控制與企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)的關(guān)系的研究結(jié)論大致相同。Leonce（2010）研究得出，薩班斯法案下企業(yè)內(nèi)部控制系統(tǒng)構(gòu)建的規(guī)定中有諸多條款會通過加大懲罰力度、公示決策行為等規(guī)范企業(yè)的高風(fēng)險行為。吳寧（2015）等實證研究發(fā)現(xiàn)內(nèi)部控制負(fù)向影響企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)。余瑞娟（2016）實證研究發(fā)現(xiàn)，在內(nèi)部控制各種規(guī)范制度實施后，企業(yè)內(nèi)部控制的質(zhì)量顯著提升，而企業(yè)風(fēng)險在一定程度上下降?；诖?，本文提出假設(shè)2：

H2：制造業(yè)上市企業(yè)內(nèi)部控制質(zhì)量會降低企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)。

（三）內(nèi)部控制質(zhì)量對制造業(yè)上市公司高管股權(quán)激勵與企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)關(guān)系的調(diào)節(jié)

《企業(yè)內(nèi)部控制基本規(guī)范》和《企業(yè)內(nèi)部控制配套指引》中規(guī)定了內(nèi)部控制的五要素：控制環(huán)境、控制活動、風(fēng)險評估、信息與溝通和內(nèi)部監(jiān)督。一方面，控制環(huán)境是整個企業(yè)內(nèi)部控制建設(shè)的基礎(chǔ)，良好的內(nèi)控環(huán)境和嚴(yán)格的控制活動以及有效的內(nèi)部監(jiān)督有利于對企業(yè)全體員工的行為進(jìn)行有效約束，從而高管在制定投資決策時不必?fù)?dān)心因管理問題導(dǎo)致投資決策失敗。另一方面，在良好的內(nèi)控環(huán)境下更有利于高管從企業(yè)整體利益出發(fā)，做出最合理的資源配置與投資決策等，從而在一定程度上降低企業(yè)高管持股后對風(fēng)險的規(guī)避心理，緩解高管股權(quán)激勵后在企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)中過于謹(jǐn)慎的行為。因此，本文提出假設(shè)3：

H3：內(nèi)部控制質(zhì)量會負(fù)向調(diào)節(jié)制造業(yè)上市企業(yè)高管股權(quán)激勵對企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)的影響。

三、研究設(shè)計

（一）數(shù)據(jù)來源與樣本選取

本文選自我國滬、深兩市 A 股上市制造企業(yè)，衡量企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)的樣本區(qū)間為 2008—2019 年，因為企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)的數(shù)據(jù)需取3年的ROA 的滾動標(biāo)準(zhǔn)差，例如以2017—2019 年三年數(shù)據(jù)作為一期滯后項計算2017年的企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)觀測值。因無法獲取2018年和2019年的企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)觀測值，因此計算高管股權(quán)激勵和內(nèi)部控制質(zhì)量水平的樣本區(qū)間為 2008—2017年。并對數(shù)據(jù)篩選如下：（1）剔除經(jīng)營環(huán)境不正常的 ST公司；（2）剔除數(shù)據(jù)有缺失、不符合數(shù)據(jù)計量要求的公司；（3）不包括樣本觀測值沒有達(dá)到在觀察期內(nèi)連續(xù)三年的企業(yè)。本文最終得到 11 444個樣本觀測值。在實證分析時，為消除異常值的影響，對連續(xù)數(shù)據(jù)在上下1%水平上進(jìn)行了Winsorize 縮尾處理。本文所使用的數(shù)據(jù)主要來自CSMAR數(shù)據(jù)庫和Wind數(shù)據(jù)庫，內(nèi)部控制質(zhì)量數(shù)據(jù)取自迪博 （DIB）內(nèi)部控制與風(fēng)險管理數(shù)據(jù)庫。本文所用實證軟件為 Stata 16.0。

（二）變量定義

1.企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)。本文的被解釋變量是企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)（Risk），企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)是給企業(yè)帶來可能存在的以及不確定性的高盈利機(jī)會。一般來說，不同風(fēng)險項目意味著不同的經(jīng)濟(jì)收益，高管對風(fēng)險投資項目的選擇也有不同程度的差異，導(dǎo)致了高管的承擔(dān)風(fēng)險的意愿也會存在差異。企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)會給企業(yè)帶來更有前景的發(fā)展機(jī)會，但也給企業(yè)帶來更高風(fēng)險，在激勵政策的驅(qū)動下，企業(yè)高管會做出導(dǎo)致企業(yè)風(fēng)險的投資決策，最終通過企業(yè)的風(fēng)險指標(biāo)體現(xiàn)出來。本文借鑒 John（2008）、Faccio（2011、2016）、余明桂（2013）等人的研究方法，選取企業(yè)盈利的波動性來衡量企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)（Risk）。更高的風(fēng)險承擔(dān)水平意味著企業(yè)的現(xiàn)金流入不確定性增加，導(dǎo)致現(xiàn)金流波動性增加，企業(yè)盈利的波動性具體可以表示為每三年的總資產(chǎn)收益率（ROA）的標(biāo)準(zhǔn)差，即ROA第t到t+2年的滾動標(biāo)準(zhǔn)差。

2.高管股權(quán)激勵。解釋變量高管股權(quán)激勵（Stockratio）的衡量指標(biāo)有相對數(shù)（即1和0）和絕對數(shù)，絕對數(shù)可以更好地反映股票激勵的強度。因此本文選用絕對數(shù)指標(biāo)，采用高管持股數(shù)量與總股數(shù)的比值作為高管股權(quán)激勵的衡量指標(biāo)。CEO、總裁、副總經(jīng)理和年報上公布的高級管理人員來表示企業(yè)高管。數(shù)據(jù)來源于CSMAR，由于CSMAR中高管持股數(shù)占公司總股數(shù)的比例統(tǒng)計中含有兼任情況重復(fù)計算股數(shù)的問題，因此本文選用的是管理層持股數(shù)（依據(jù)CSMAR對管理層有兼任情況下不會重復(fù)計算持股數(shù)量）占公司總股本（公司期末總股數(shù)）的比例，來衡量管理層股權(quán)激勵程度（Stockratio），也是目前學(xué)者較多使用的股權(quán)激勵的替代變量。

3.內(nèi)部控制質(zhì)量。內(nèi)部控制質(zhì)量作為本文的調(diào)節(jié)變量，選用的數(shù)據(jù)來自深圳迪博（DIB）企業(yè)風(fēng)險管理數(shù)據(jù)庫，直接獲取的迪博（ DIB） 內(nèi)部控制綜合指數(shù)作為內(nèi)部控制質(zhì)量的評價標(biāo)準(zhǔn)，該指數(shù)基于公司內(nèi)部控制的五個要素和內(nèi)部控制目標(biāo)的實現(xiàn)程度、以及公司發(fā)布的內(nèi)部控制評估報告，同時依據(jù)上市公司審計報告中披露的內(nèi)部控制缺陷和內(nèi)部控制報告的審計意見，綜合分析得出的內(nèi)部控制綜合指數(shù)來計算，該評價指數(shù)相對較為全面和客觀，能在一定程度上作為反映企業(yè)內(nèi)部控制質(zhì)量好壞的依據(jù)。該指標(biāo)（ICQ）越大，代表企業(yè)的內(nèi)部控制越有效、內(nèi)部控制質(zhì)量越高。

4.控制變量。為減少其他因素對企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)的影響，本文借鑒了國內(nèi)外學(xué)者對企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)的研究，選取了以下控制變量：現(xiàn)金流比例（Cashratio）、企業(yè)規(guī)模（Size）、公司上市時間（Age）、資產(chǎn)負(fù)債率（Lev）、企業(yè)成長性（Growth）、企業(yè)產(chǎn)權(quán)性質(zhì)（Nature）、前十大股東持股比例之和（Top10）、經(jīng)濟(jì)增長率（Gdpg）、勞動力密集度（Lnlabor）、資本密集度（Cap）、總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率（Turnover）、高管薪酬（Compensation）、獨董比例（Indratio）、總經(jīng)理與董事長是否為同一人（Dual）。同時，對年度（Year）的固定效應(yīng)進(jìn)行了控制。

具體變量定義見表1。

表1 主要變量定義

（三）模型構(gòu)建

1.高管股權(quán)激勵對企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)影響的檢驗?zāi)Ｐ?。將管理層持股比例表示作為解釋變量Stockratio，連續(xù)三年的滾動ROA作為被解釋變量Risk，將其他影響企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)的因素，如企業(yè)規(guī)模（Size）等作為控制變量Controls，利用模型（1）檢驗高管股權(quán)激勵對企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)的影響。

在模型（1）中，我們將重點考察Stockratio的系數(shù)r1，結(jié)合假設(shè)1，如果r1系數(shù)為正數(shù)，則高管股權(quán)激勵會增加企業(yè)的風(fēng)險承擔(dān)水平，如果r1系數(shù)為負(fù)數(shù)，則高管股權(quán)激勵會降低企業(yè)的風(fēng)險承擔(dān)水平。

2.內(nèi)部控制質(zhì)量對企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)的影響的檢驗?zāi)Ｐ汀⒌喜┕镜膬?nèi)部控制綜合評價指數(shù)ICQ作為解釋變量，其他變量不變，利用模型（2）檢驗內(nèi)部控制質(zhì)量對企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)的影響。

在模型（2）中，我們將重點考察ICQ的系數(shù)r1，結(jié)合假設(shè)2，如果r1系數(shù)為正數(shù)，則企業(yè)高質(zhì)量的內(nèi)部控制質(zhì)會增加企業(yè)的風(fēng)險承擔(dān)水平，如果r1系數(shù)為負(fù)數(shù)，則高質(zhì)量的內(nèi)部控制質(zhì)量會降低企業(yè)的風(fēng)險承擔(dān)水平。

3.內(nèi)部控制質(zhì)量在高管股權(quán)激勵中對企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)影響的調(diào)節(jié)作用的檢驗?zāi)Ｐ?。將管理層持股比例表示作為解釋變量Stockratio，連續(xù)三年的滾動ROA作為被解釋變量Risk，加入了ICQ和Stockratio的交互項，其他變量不變，利用模型（3）檢驗內(nèi)部控制質(zhì)量在高管股權(quán)激勵中對企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)影響的調(diào)節(jié)作用。

在模型（3）中，我們除了要關(guān)注r1系數(shù)和r2系數(shù)的正負(fù)，還要重點關(guān)注 ICQ和Stockratio的交互項系數(shù)r3，結(jié)合三個系數(shù)來判斷內(nèi)部控制在高管股權(quán)激勵中對企業(yè)風(fēng)險的影響。內(nèi)部控制是公司內(nèi)部治理的重要組成部分，提高內(nèi)部控制質(zhì)量可以通過減少管理者決策的風(fēng)險和增加資源的使用來有效地限制管理高管股權(quán)激勵對企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)的不利影響。

四、實證檢驗與結(jié)果分析

（一）描述性統(tǒng)計

表2為主要變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果。結(jié)果顯示，被解釋變量企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)（Risk）的平均數(shù)為0.0263，最大值為0.1974，最小值為0.0006，標(biāo)準(zhǔn)差為0.033，中位數(shù)為0.0153，表明總體樣本都存在一定的風(fēng)險承擔(dān)水平，不同上市制造企業(yè)的風(fēng)險承擔(dān)水平差距較大，部分企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)水平高。解釋變量我國制造業(yè)上市公司管理層持股比例（Stockratio）的均值為0.1298，標(biāo)準(zhǔn)差為0.2002，中位數(shù)為0.002，表現(xiàn)為整體持股比例較低且上市企業(yè)間差距較大。內(nèi)部控制指數(shù)（ICQ）的均值為668.1604，由于內(nèi)部控制指數(shù)數(shù)值較大，標(biāo)準(zhǔn)差數(shù)值相對較大為78.6651，相對其他變量標(biāo)準(zhǔn)差值較大，中位數(shù)為676.68，表現(xiàn)為各上市制造企業(yè)內(nèi)部控制質(zhì)量差距較大?？刂谱兞恐?，現(xiàn)金流比例均值為0.0463，中位數(shù)為0.0439，標(biāo)準(zhǔn)差為0.0676，總體表現(xiàn)差距不大。同時，公司規(guī)模（Size）的標(biāo)準(zhǔn)差為1.1201，說明我國制造業(yè)上市公司的規(guī)模差異較大。資產(chǎn)負(fù)債率（Lev）的均值為 0.4122，均值為0.4053，表明我國上市制造企業(yè)的資產(chǎn)結(jié)構(gòu)中負(fù)債比率略低于凈資產(chǎn)的比率，顯示出相對合理的資本結(jié)構(gòu)。從股權(quán)集中度（前十名）的角度來看，前十名股東的平均持股比例為57.21%，最小持股比例為22.17%，最大為88.33%，可見我國制造業(yè)上市公司的股權(quán)集中度較高。

表2 主要變量的描述性統(tǒng)計

（二）回歸分析

1.制造業(yè)上市公司高管股權(quán)激勵與企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)的關(guān)系。本文利用模型（1）檢驗二者之間的關(guān)系，回歸結(jié)果見表3列（1）：高管股權(quán)激勵（Stockratio）的系數(shù)為-0.0173，且顯著性水平為1%，該結(jié)果表明高管股權(quán)激勵會降低企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)水平，即我國上市制造企業(yè)高管股權(quán)激勵程度越大，企業(yè)的風(fēng)險承擔(dān)越低，驗證了假設(shè)1。

表3 制造業(yè)上市公司高管股權(quán)激勵、內(nèi)部控制質(zhì)量與企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)的回歸結(jié)果

表3列（1）中顯示：公司規(guī)模（Size）、現(xiàn)金凈流量（Cashratio）、公司上市時間（Age）、公司成長性（Growth）、勞動力密集度（Lnlabor）、總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率（Turnover）、高管薪酬（Compensation）均在1%的水平上顯著與被解釋變量企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)（Risk）負(fù)相關(guān)，說明公司規(guī)模越大、現(xiàn)金凈流量越大、上市時間越久、公司成長性越強、勞動力密集度越大、總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率越快、高管薪酬越高，企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)越低。同時，資產(chǎn)負(fù)債率（Lev）、公司性質(zhì)（Nature）、資本密集度（Cap）在1%的水平上顯著與企業(yè)風(fēng)險正相關(guān)，表明企業(yè)的資產(chǎn)負(fù)債率越高、公司越是國有企業(yè)、資本密集度越高，企業(yè)越具有高的風(fēng)險承擔(dān)。

2.制造業(yè)上市公司內(nèi)部控制質(zhì)量與企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)的關(guān)系。為驗證制造業(yè)上市公司內(nèi)部控制質(zhì)量對企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)的影響，本文用內(nèi)部控制質(zhì)量代替高管持股比例，作為被解釋變量。利用模型（2）檢驗制造業(yè)上市公司內(nèi)部控制質(zhì)量對企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)的影響，回歸結(jié)果見表3列（2）：內(nèi)部控制指數(shù)的系數(shù)為-0.0000465，且在1%的水平上顯著負(fù)相關(guān)。表明制造業(yè)上市公司內(nèi)部控制質(zhì)量越高，企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)越低，支持了假設(shè)2的結(jié)論。

3.制造業(yè)上市公司內(nèi)部控制質(zhì)量對高管股權(quán)激勵與企業(yè)風(fēng)險關(guān)系的調(diào)節(jié)作用。為驗證制造業(yè)上市公司內(nèi)部控制質(zhì)量對高管股權(quán)激勵和企業(yè)風(fēng)險關(guān)系之間的調(diào)節(jié)作用，本文利用模型（3），在將高管持股比例與內(nèi)部控制質(zhì)量作為解釋變量的同時，加DIB公司的內(nèi)部控制指數(shù)與高管股權(quán)激勵的交乘項（ICQ*Stockratio），為防止變量間產(chǎn)生共線性，對交互項做了中心化處理?；貧w檢驗結(jié)果如表3列（3）所示：加入交乘項后，高管股權(quán)激勵的系數(shù)為-0.0174、內(nèi)部控制質(zhì)量的系數(shù)為-0.0000422，且均在1%水平上顯著負(fù)相關(guān)；內(nèi)部控制指數(shù)與高管激勵的交乘項（ICQ*Stockratio）的系數(shù)為0.0000935，在1%的水平上顯著正相關(guān)，交乘項的系數(shù)與高管股權(quán)激勵的系數(shù)相反，表明內(nèi)部控制質(zhì)量越高，越能緩解高管股權(quán)激勵對企業(yè)風(fēng)險的負(fù)相關(guān)關(guān)系，制造業(yè)上市公司內(nèi)部控制質(zhì)量對高管股權(quán)激勵與企業(yè)風(fēng)險關(guān)系具有負(fù)向調(diào)節(jié)作用，從而驗證了假設(shè)3。

（三）穩(wěn)健性檢驗

為了進(jìn)一步確認(rèn)研究結(jié)論的穩(wěn)健性，本文進(jìn)行了以下檢驗：（1）改變企業(yè)風(fēng)險的度量方式，將表示企業(yè)風(fēng)險的指標(biāo)（標(biāo)盈利的波動性）多延后一年，即使用每四年的總資產(chǎn)收益率（ROA）的滾動標(biāo)準(zhǔn)差，即ROA第t到t+3年的滾動標(biāo)準(zhǔn)差作為企業(yè)風(fēng)險（Risk）的替代變量。（2）采用營業(yè)收入的三年滾動標(biāo)準(zhǔn)差作為企業(yè)風(fēng)險（Risk）的替代變量進(jìn)行實證檢驗。研究結(jié)論仍然成立，限于文章篇幅，回歸結(jié)果從略。

五、研究結(jié)論與政策建議

本文基于2008—2019年滬、深兩市 A 股上市制造行業(yè)企業(yè)的財務(wù)數(shù)據(jù)和迪博公司的內(nèi)部控制指數(shù)為研究對象，實證檢驗了我國制造業(yè)上市公司高管股權(quán)激勵對企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)的影響以及內(nèi)部控制質(zhì)量對這一影響的調(diào)節(jié)作用。實證結(jié)果表明：（1）制造業(yè)上市企業(yè)高管股權(quán)激勵會降低企業(yè)的風(fēng)險承擔(dān)?？梢?，上市制造行業(yè)企業(yè)高管股權(quán)激勵越大，公司盈利的波動性越小，公司的風(fēng)險承擔(dān)越低。（2）我國制造業(yè)上市公司內(nèi)部控制有效性會降低企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)。在《企業(yè)內(nèi)部控制基本規(guī)范》及其《配套指引》頒布后，各制造業(yè)上市公司對內(nèi)部控制建設(shè)越來越重視，內(nèi)部控制制度不斷完善，在公司重大投資決策以及日常經(jīng)營中內(nèi)部控制作用突顯，做到及時進(jìn)行風(fēng)險評估，實時進(jìn)行有效的內(nèi)部監(jiān)督，大大降低了企業(yè)的風(fēng)險承擔(dān)。（3）制造業(yè)上市公司有效的內(nèi)部控制能夠弱化高管股權(quán)激勵對企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)的負(fù)向影響。有效的內(nèi)部控制對企業(yè)全體員工及各項經(jīng)營業(yè)務(wù)能夠形成高效的監(jiān)督和制約，在一定程度上可以幫助高管在投資大的項目中規(guī)避風(fēng)險，因此，內(nèi)部控制的加入降低了高管股權(quán)激勵對企業(yè)的風(fēng)險承擔(dān)的影響。

基于上述研究結(jié)論，一方面，企業(yè)應(yīng)根據(jù)自身的生產(chǎn)經(jīng)營特點和所屬行業(yè)的特殊性，給予高管適當(dāng)?shù)墓蓹?quán)激勵，避免過高的股權(quán)激勵造成的高管保守經(jīng)營行為。另一方面全面加強內(nèi)控建設(shè)，從而有效地將高管在股權(quán)激勵后對企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)的影響控制在合理的水平，助力我國制造業(yè)的蓬勃發(fā)展。