内部控制质量对创新投入的影响：基于信息披露质量的中介作用

摘 要：针对内部控制质量、信息披露质量与创新投入的关系问题，以2010—2021 年中国A股上市公司作为研究样本，运用双向固定效应模型，分析内部控制质量对创新投入的影响。研究表明：内部控制质量提高会促使企业增加创新投入；信息披露质量提高会促使企业增加创新投入；信息披露质量在内部控制质量与创新投入的关系中发挥中介作用。研究结论对企业完善内部控制，提高企业信息披露质量和增加创新投入具有指导意义。

关键词：内部控制；内部控制质量；信息披露质量；创新投入；固定效应模型

中图分类号：F270 文献标志码：A 文章编号：1008-391X（2025）01-0033-09

0 引言

近年来，创新成为全球经济增长重要推动力，各国对创新活动的支持力度不断增大，企业的创新投入也在不断增加。许多学者分析了公司规模、资本结构、股权结构、高管特征、经济政策、市场环境等对创新活动的影响。良好的内部控制不仅是企业各项经济效益指标顺利实现的必要保障，也是企业健康平稳发展的制度保障。高质量信息披露不仅会减少信息不对称带来的不利影响，还可以缓解委托代理问题，提升企业形象，增强企业进行创新的意愿，增加创新投入。目前对于内部控制影响创新投入的研究大多是基于融资约束、委托代理问题以及风险承担方面展开，本文将从信息披露视角探究二者的关系。

1 文献综述

已有文献将关于内部控制与企业创新投入的关系主要分为“内部控制抑制论”和“内部控制促进论”两种观点。SIMONS[1]认为，企业建立完善实用的内控体系能够促进各部门之间的有效沟通和资源配置，缓解利益冲突，形成良好的内部环境，从而激发研发人员的创新想法，促使企业在创新活动中投入更多资源。DEY[2]认为，内部控制可以降低创新所带来的高风险，提高内部风险承受能力，进而推动企业研发投入的增加。钟凯等[3]研究发现，内部控制配套指引实施后企业创新投入水平有所提升。杨道广等[4]认为，在企业战略目标的指引下，内部控制能够合理发挥其风险管控作用，并利用厦大指数衡量内部控制质量，实证检验发现，内部控制质量与企业创新投入水平正相关。周雪峰等[5]在剔除披露内部控制重大缺陷的样本后，利用迪博指数衡量企业内部控制质量，发现高质量的内部控制通过提升企业创新投入水平提升企业绩效，且内部控制质量的提高有助于提升创新投入对企业绩效的促进作用。

也有部分学者提出了相反的观点。BARGERON等[6]认为，相较于规模较小的企业，规模较大的企业执行SOX 法案后创新投入水平大大降低。JENSEN[7]认为，当市场出现产能过剩、经济不景气等情况，企业所建立的较为严苛、制度化的内控体系反而不利于其灵活应对这些变化，僵化的管理方式使得员工缺乏创新思维，不利于有效开展技术创新活动，企业也会进一步减少创新投入。倪娟等[8]利用有调节的中介效应模型检验发现，高质量的内部控制抑制了企业管理层能力，导致研发投入减少，最终降低企业研发绩效，严格的内部控制限制了有能力的管理者加大企业创新投入。

信息披露作为联结企业内外部的纽带发挥着重要作用，信息披露可以从融资和薪酬两种渠道影响企业创新。一方面，随着信息披露水平的提高，股东与管理层之间的信息不对称程度也会随之降低，这会使逆向选择成本降低，进而降低企业的外部筹资成本，促进企业创新。另一方面，更透明的信息披露可以通过在薪酬合同中使用会计数字，强化对经理投资决策的监控，从而减少道德风险问题，促进企业创新[9]。金祥义等[10]认为，如果企业信息披露质量评定结果偏低，不能达到投资者的期望，投资者会减少投入，企业面临融资困难，限制企业后续的创新发展。朱松等[11]的调查显示，信用评级机构更加注重企业发布的信息质量，并据此对企业进行评级，信息披露质量越高，企业信用评级越好，从而提高投资者信任度，降低企业资本成本。

内部控制对创新投入影响的研究结论并不统一，大部分研究是基于融资约束、委托代理等方面展开。本文以A股上市公司作为研究对象，运用双向固定效应模型，检验内部控制质量对企业创新投入的影响以及信息披露质量所发挥的中介作用。

2 理论分析与研究假设

2.1 内部控制质量与企业创新投入

创新是企业发展最为重要的驱动力之一，决定了一家企业未来的发展方向。基于委托代理理论，内部控制质量高的企业会营造良好的公司氛围，改善公司治理水平，促使企业积极开展创新活动，增加对创新活动的投入。钟凯等[3]从委托代理的视角验证了内部控制体系对企业开展创新活动的重要性。企业开展创新活动风险较高，企业的各利益相关方对此无法持一致意见，代理人一旦从中阻挠，企业创新活动就无法有效开展。企业建立行之有效的内部控制体系，可以制衡董事会、监事会及管理层之间的权力，减少委托代理问题，使企业更加有序顺利地开展创新活动，增加对创新活动的投入。同时，内部控制质量提升可以将相关利益方凝聚在一起，使创新活动受多方监督，降低企业创新风险。综上所述，高质量的内部控制可以将企业创新活动开展情况透明、清楚地呈现，同时也接受全面的监督，降低企业创新过程中的风险。据此， 提出假设H1。

假设H1：内部控制质量提高会促进企业增加创新投入。

2.2 信息披露质量与企业创新投入

企业缺乏足够的资金或管理层不愿进行创新活动都会影响创新活动的开展。所以，融资约束和代理问题是企业技术创新的两大瓶颈[12］。高质量的信息披露可以有效减少企业与投资者之间的信息不对称程度，从而降低融资约束，改善企业的现金流水平，缓解公司的委托代理问题。信息披露质量高的企业通过向外部投资者释放利好信息，增强投资者的信心，从而以较低的融资成本获得更多的投资，增加企业创新投入。王萍等[13]基于成本角度研究认为，自愿披露内控信息可以显著促进企业创新，使企业内外部信息沟通更加顺畅，降低融资成本，减少逆向选择和道德风险，有利于企业开展创新活动。据此，提出假设H2。

假设H2：信息披露质量提高会促进企业增加创新投入。

2.3 信息披露质量在内部控制质量与企业创新投入关系中的中介作用

内部控制的有效实施，可以促进企业进行信息披露，提高信息披露质量，缓解信息不对称问题，促进企业创新。两权分离的公司治理模式下，股东与管理层利益来源不同，就会产生委托代理问题。通过提高企业内部控制质量，增强股东对管理层的监督，降低了管理层为了自身利益粉饰经营成果的倾向，从而提高企业信息披露质量。从信息不对称角度分析，公司管理层比股东更清楚企业真实状况，若股东不能对企业管理层形成有效掌控，不了解企业真实状况，管理层在信息披露方面就可能产生盈余管理行为。通过提高内部控制质量能够促使企业形成良好的内控环境，使管理层得到有效监督，缓解委托代理问题与信息不对称问题。同时信息披露质量提高使公司外部投资者可以对公司的各项活动进行更好的监管，进而有效抑制大股东与管理层的利益侵占，增强管理层开展创新活动的意愿，增加创新投入。企业积极进行信息披露，有助于投资者清晰了解企业的经营状况，塑造良好形象，降低融资成本，获得更多资金，从而增加创新投入。基于上述分析，提出假设H3。

假设H3：信息披露质量在内部控制质量与企业创新投入的关系中发挥中介作用。

3 研究设计

3.1 样本选取

基于中国企业会计准则变革历程，企业研发投入会计处理变化较大，考虑对企业创新投入的滞后影响，选择2010—2021 年中国上市公司为研究对象，数据来自CSMAR数据库及各公司年报， 并采用Excel 和Stata15.0 软件对数据进行处理与分析。同时，借鉴文献[14]的方法对数据进行以下处理：①剔除ST 企业、*ST 企业；②剔除金融行业样本；③剔除数据缺失或异常值的企业样本。最终选取了1 135 家企业的样本数据，共得到了12 645 个观测值，为避免极端值产生的影响，对所有变量进行了1%缩尾处理。

3.2 变量设计

（1） 被解释变量

企业创新投入RD 为被解释变量。对创新活动的衡量主要有两种：创新投入和创新产出。创新投入主要由物质和人力资本驱动，而创新产出主要表现为企业的专利申请数、专利授权数、新产品的数量等。冯根福等[15]认为，管理层很难对专利数量进行控制，其受外部影响更大，并且可比性较差。因此，借鉴鲁桐等[16]的研究成果，用研发支出总额与总资产的比值来衡量企业创新投入。

（2） 解释变量

解释变量为内部控制质量IC。借鉴范经华等[17]的研究，采用迪博指数衡量企业内部控制质量。迪博内部控制指数考虑了目标实现受修正内部控制缺陷的影响，能够反映上市公司内控质量。

（3） 中介变量

中介变量为信息披露质量Deg。依据深交所对上市公司的年度信息披露考评结果，将优秀、良好、合格和不合格4 个考评等级，分别赋值为4、3、2、1。

（4） 控制变量

企业规模Size，取上市公司期末总资产的自然对数。企业规模是影响企业创新的因素之一，大企业拥有充足的资源，更有优势开展创新活动，持续进行创新投入。

资本结构Lev，以资产负债率来衡量企业的资本结构。创新投入本身具有高风险特征，而资产负债率较高的企业往往对开展高风险活动的意愿较低，即较高的资产负债率会抑制企业创新投入的意愿。

盈利能力Roa，总资产报酬率。盈利水平高的企业，一般具有较深的底蕴与资金积累，会有更多的资金用于创新活动，即盈利能力强的企业创新投入较多。

股权集中度Top1，第一大股东持股比例。股权集中度高的企业，大股东掌握着极大的控制权，为了满足自身利益，可能减少对创新的投入。杨建君等[18]研究表明，股权集中度不宜过高或过低，否则都会抑制经理人的创新行为，导致企业减少创新投入。

董事会规模Bosize，董事会人数。代表股东利益的董事人数越多，董事会规模越大，各董事之间产生分歧的概率就越高，协调成本也就越大，成本越大就会挤占创新活动的投入。

企业发展能力Growth，营业收入增长率，为上期营业收入增长额与当期营业收入之比。企业的发展能力越强，成长空间越大，越有可能开展未来能带来更高收益的创新活动。

此外，对年度、行业特征进行控制。变量说明见表1。

3.3 模型构建

为了验证假设，构建相关模型为

4 实证检验及结果分析

4.1 描述性统计

变量的描述性统计结果见表2。由表2可知，总体纳入分析的样本为12 645 个，企业创新投入RD的平均值为0.048，标准差为0.051，最小值为0，最大值为0.983，表明不同企业之间创新投入差别较大，平均水平较低，有较大的提升空间；内部控制质量IC的平均值为5.161，标准差为2.614，最小值为0，最大值为6.900，波动幅度较大，表明样本企业的内部控制质量参差不齐，部分企业的内部控制仍需进一步完善；信息披露质量Deg 的平均值为3.023，标准差为0.519，表明不同企业信息披露质量的差别较大。

在控制变量方面，企业规模Size 最大值和最小值相差较大，标准差较大，表明不同企业规模差距较大；资本结构Lev 均值为0.379，表明我国企业负债整体水平相对比较合理； 盈利能力Roa 的平均值为0.042，标准差为0.067，表明我国上市公司的盈利能力差异较大；股权集中度Top1 最大值为0.758，最小值为0.083，平均值为0.332，表明我国上市公司股权结构比较集中；董事会规模Bosize 最大值为2.708，均值为2.125，表明我国董事会人数差异不大；企业发展能力Growth 最小值为-0.659，最大值为4.330，表明我国上市公司的发展程度相差较大。

4.2 相关性分析

（1） Pearson 检验

运用Stata15.0 对变量进行相关性检验。变量相关系数见表3，由表3 可知，内部控制质量IC 与企业创新投入RD 的相关系数为0.035，在1% 的水平上显著为正，表明内部控制质量与企业创新投入存在比较明显的正相关关系，即高质量的内部控制能够提高企业的创新投入， 假设H1 得到初步验证。信息披露质量Deg 与企业创新投入RD 的相关系数为0.046， 在1% 的水平上显著为正，表明信息披露质量会促进企业创新投入， 假设H2 得到初步验证。同时，控制变量与被解释变量之间的相关系数均显著， 表明控制变量的选择比较合理。

为检验内部控制质量对创新投入的影响，在控制了其他变量的情况下进行偏相关检验，计算得到p 值为0.000 5，在1%的水平上显著，表明两者存在相关关系。一般认为，变量间相关系数的绝对值大于0.65 时，需要处理变量间多重共线性的问题。Pearson检验结果显示， 变量间相关系数最大为0.541，均低于0.65，不存在严重的多重共线性问题。

（2） 方差膨胀因子检验

为保证研究的科学严谨，进一步通过方差膨胀因子VIF 检验变量之间是否存在多重共线性的问题。检验结果见表4，由表4 可知， 各个变量间的方差膨胀系数最大为1.98，中位数为1.36。因为当VIFgt;10 时，变量之间才存在多重共线性，因此，变量间不存在多重共线性的问题，可以进行多元回归分析。

4.3 回归分析

数据为面板数据，为了确定更好的计量模型以保证研究的精确性，首先对面板数据进行豪斯曼检验。豪斯曼检验结果显示，Chi2 统计量的p 值为0.000，拒绝原假说，选择固定效应模型更为合理。将行业变量和年份变量定义为虚拟变量，运用双向固定效应模型进行实证分析。

回归分析结果见表5，模型1 列中，内部控制质量IC的回归系数为0.622 8，在1%的水平上显著为正，表明高质量的内部控制能够促进企业开展创新活动，提高企业的创新投入，假设H1 得到验证。模型2 列中，信息披露质量正向影响企业创新投入，回归系数为0.087 0，在1%的水平上显著，表明上市公司信息披露质量提高能缓解委托代理问题和融资约束问题，从而增强企业创新意愿，增加创新投入，验证了假设H2。

对于Deg 回归结果，内部控制质量IC的回归系数为0.038 2，且在1%的水平上显著，表明高质量的内部控制会提高企业的信息披露质量。通过中介效应检验，模型3中回归系数为0.576 2 且与主回归同号，即信息披露质量在内部控制质量与企业创新投入之间的关系中起部分中介作用，假设H3 成立。

4.4 稳健性检验

为使实证检验结果更加稳健，采取替换被解释变量与改变样本研究区间的方法对多元回归结果进行稳健性检验。首先，替换被解释变量创新投入，用研发投入占营业收入之比RD2 进行替换，其余相关变量保持不变，重复前述的回归分析过程进行稳健性检验结果见表6 的模型1 列和模型2 列；其次，更改样本研究区间，将样本区间调整为2010—2019 年，重新进行回归分析。观测值的选择符合统计学要求，稳健性检验结果见表6的Deg 回归结果列和模型3 列。

稳健性检验共有10 392 个研究样本，表6 模型1 列中，内部控制质量与新替换变量企业创新投入正相关，回归系数为0.716 1，在1%的水平上显著，验证了假设H1。信息披露质量与新替换变量企业创新投入正相关，回归系数为0.005 3，在1%的水平上显著，验证了假设H2。通过中介效应检验，模型3 回归系数为0.662 7 且与主回归同号，即信息披露质量在内部控制质量与企业创新投入之间的关系中起部分中介作用，验证了假设H3。

运用Bootstrap 法对中介效应回归结果的稳定性加以验证。结果显示，间接效应置信区间上限为0.001 038， 下限为0.000 503，直接效应置信区间上限为0.008 606，下限为0.004 336，置信区间均不含0，说明在内部控制质量对企业创新投入的影响中，信息披露质量发挥了部分中介作用，验证了假设H3。稳健性检验的主回归系数与显著性水平与前文的研究结果基本一致，验证了研究结果的可靠性。

5 结论与启示

5.1 结论

（1） 高质量的内部控制能够促进企业创新投入的提高。高质量的内部控制能够缓解委托代理问题，改善公司治理水平，降低融资风险，促进企业开展创新活动从而提高创新投入。

（2） 信息披露质量提高会促进企业创新投入，即企业较高的信息披露水平通过缓解信息不对称等问题促进企业进行创新，增加创新投入。

（3） 信息披露质量在内部控制质量对企业创新投入影响过程中起部分中介作用。信息披露能降低企业与投资者、管理者与股东之间的信息不对称程度，增强股东对管理层监督力度，缓解委托代理问题，促进企业开展创新活动，增加创新投入。

5.2 启示

（1） 企业要在完备内部控制建设的基础上，加强对内部控制运行有效性的监控，及时发现和弥补内控体系中的不足，降低企业创新发展中的风险，提升企业创新能力。

（2） 企业要强化管理层的信息披露意识，形成企业自己的信息披露文化，做好信息披露工作，提高信息披露质量。

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