【《管理層過度自信、內(nèi)部控制與企業(yè)創(chuàng)新投資關(guān)系實證研究（論文）》9700字】

1 2 3 5 5 5 7 7 7 9 本文提出假設(shè)1:(二)變量選擇 (2010)[16的方法，本文選擇以企業(yè)當年研發(fā)投入數(shù)額和期末總資產(chǎn)的比值所以本文選擇了滯后一期(2013-201類型號量企業(yè)創(chuàng)新研發(fā)投入/營業(yè)收入管理層過度自信管理層年末持股數(shù)量與年初持股數(shù)量的比值，若比值大于1,則表明管理層過度自信，令CON=1,否則CON=0DUAL=1,否則DUAL=0內(nèi)部控制迪博內(nèi)部控制指數(shù)(取自然對數(shù))公司規(guī)模期末總資產(chǎn)(取自然對數(shù))資產(chǎn)負債率資產(chǎn)收益率凈利潤/平均總資產(chǎn)東持股比例第一大股東持股數(shù)量/總股本貨幣資金貨幣資金/期末總資產(chǎn)公司成長性(本年末總資產(chǎn)-上年末總資產(chǎn))/上年末總資產(chǎn)模比例產(chǎn)權(quán)性質(zhì)國企=1,民企=0(三)模型設(shè)計構(gòu)建模型(1)是為了檢驗管理層過度自信對企業(yè)創(chuàng)新投資的影響，即驗證構(gòu)建模型(2)是為了檢驗管理層過度自信對內(nèi)部控制的影響，即驗證H2:通過參考溫忠麟等(2004)的中介效應檢驗的方法，構(gòu)建了模型(3),可以檢驗內(nèi)部控制對企業(yè)創(chuàng)新投資的影響以及內(nèi)部控制在管理層過度自信和企業(yè)創(chuàng)(一)描述性分析從表2的統(tǒng)計結(jié)果可以看出，企業(yè)創(chuàng)新投資(Innovate)的最大值為0.100,最小值為8.06e-05,均值為0.0222,中位數(shù)為0.0189,說明樣本公司的創(chuàng)新投資創(chuàng)新。管理層過度自信(CON)的均值為0.328,標準差為0.469,說明樣本公控制(IC)的最大值為6.695,最小值為5.854,均值為6.480,標準差為0.117,中位數(shù)為6.499,說明樣本公司的內(nèi)部控制波動較小，大部分樣本公司的內(nèi)部控N001195001(二)相關(guān)性分析表3各變量相關(guān)性檢驗結(jié)果NA1N11**求11A117*水18**求4**求11注：***、**、*分別表示在1%、5%、10%的水平上顯著(三)回歸結(jié)果分析從表4模型(1)的回歸結(jié)果來看，管理層過度自信與企業(yè)創(chuàng)新投資在1%根據(jù)中介效應檢驗的步驟，表4模型(1)的回歸結(jié)果表示管理層過度自信與企業(yè)創(chuàng)新投資在1%的置信水平上顯著正相關(guān)，相關(guān)系數(shù)為0.001;模型(2)關(guān)系數(shù)為0.014;模型(3)的回歸結(jié)果表示管理層過度自信與企業(yè)創(chuàng)新投資在(四)穩(wěn)健性檢驗性檢驗2所示。從表5穩(wěn)健性檢驗1的回歸結(jié)果和表6穩(wěn)健性檢驗2的回歸結(jié)果可以看出，1.793**求注：***、**、*分別表示在1%、5%、10%的水注：***、**、*分別表示在1%、5%、10%的水平上顯著;括號內(nèi)為t值(一)研究結(jié)論(二)政策建議[1]劉靜，楊中軍.管理層背景特征與現(xiàn)金股利政策研究——基于融資約束的視角[J].企業(yè)經(jīng)[4]KangSungHur,DongHyunKim,BehaviorofR&DExpenditures[J].Sustainability,2019,11(18).[5]黃新建，李孟珂.股權(quán)質(zhì)押、過度自信與企業(yè)創(chuàng)新——來自我國民營企業(yè)的經(jīng)驗證據(jù)[J].[7]王俊.內(nèi)部控制缺陷選擇性披露的經(jīng)濟后果研究——“掩飾有效”還是“得不償失”?[8]許寧寧.管理層認知偏差與內(nèi)部控制信息披露行為選擇——基于存在內(nèi)部控制重大缺陷[11]王亞男，戴文濤.內(nèi)部控制抑制還是促進企業(yè)創(chuàng)新?——中國的邏輯[J].審計與經(jīng)濟研[17]UlrikeMalmendier,TimothyTaylor.OntheVergesofOverconfidence[J].JournaloPerspectives,