企業績效對內部控制與高管薪酬關系的中介效應研究——基于滬市2010-2012年上市公司的經驗數據

桂林電子科技大學商學院 常啟軍 陸夢珍

一、引言

我國內部控制的發展始于20世紀90年代。經過二十幾年的發展，如今企業內部控制不再僅僅是政府監管部門防止企業會計信息失真的手段，它已經滲透到企業的各個方面，能有效控制企業在生產經營中面臨的各種內、外部風險，能促進企業經營效率和效果的提高和企業戰略目標的實現，能決定一個企業管理和運營的成敗。然而，很多企業仍然暴露出財務造假、信息披露違規等問題，這無疑是內部控制功能弱化的一個體現。將管理層實施內部控制的情況與其所獲取的報酬相聯系來強化管理層的受托責任，使其建立有效內部控制就顯得十分有必要。現今大多數學者主要是從會計信息透明度、投資效率、并購績效、代理成本、企業績效等角度來實證研究內部控制質量高低所引起的經濟后果，而很少有學者從高管薪酬的角度去研究內部控制質量對高管薪酬的影響，甚至內部控制質量如何影響高管薪酬的作用機理也鮮有文獻探討。因此，本文將內部控制、企業業績和高管薪酬聯系起來，運用中介變量方法論證內部控制質量對高管薪酬影響和作用路徑，以此通過高管薪酬的管理來降低高管的道德風險和約束其逆向選擇行為，強化高管的受托責任，督促高管加強內部控制建設的有效性，從而保證企業發展運營良好。

二、理論分析與研究假設

2010年4月26日，我國財政部等五部委聯合發布了《企業內部控制配套指引》，該指引指出企業內部控制的目標就是合理保證企業經營管理合法合規、財務信息真實可靠、資產保值增值，從而促進企業經營效率的提升以及公司發展戰略的實現。如果內部控制沒能有效實施，出現董事、監事和高級管理人員舞弊、違法違規以及錯報財務信息的情況，那么高管作為建立并保持內部控制有效性的最高責任人，是否會因為沒有執行好內部控制制度而受到相應的處罰？國內學者以及社會一般比較關注高管薪酬的激勵有效性，對高管進行薪酬激勵有助于降低代理成本，完善公司治理。付增貴（2012）、范利民和劉龍（2013）以及國外Henry etal.（2011）研究發現對高管進行適當的薪酬激勵對建立有效的內部控制具有促進作用。然而，僅僅強調對高管進行正面的激勵往往是不夠的。Robison和Santore（2006）發現，高管的權益性薪酬激勵會增加高管進行虛假陳述或者虛構利潤等舞弊行為的概率。因此，對于高管的沒有履行好受托責任，導致公司因內部控制缺陷而發生違規、舞弊或者高管本人進行“尋租”的行為，公司應對高管進行相應的懲罰，從而提高公司對高管行為的約束效應。Ettredge etal.（2007）研究發現，有內部控制缺陷的公司相比于沒有缺陷的公司，CFO的更換率高。說明CFO會因為內部控制缺陷而受到解雇的懲罰。國內學者主要是從更細的角度去研究，如王海燕和陳華（2011）研究發現公司因違法違規（內部控制無效的表現）受到證監會、財政部等監管部門的處罰后，公司會對主要負責人施加現金薪酬的處罰，進一步研究發現，對高管本期的違法違規行為進行現金薪酬的處罰能減少下期該公司的違法違規行為。謝羽婷等（2010）的研究也發現財務報表重述與高管變更呈正相關的關系，相關系數為5.1672，p值小于0.01。可見，若高管沒有有效的實施內部控制制度，不僅會受到貨幣薪酬的懲罰，也會承擔被解雇的風險。因此本文提出如下假設：

假設1：在其他條件相同的情況下，內部控制質量與高管薪酬正相關

內部控制有助于提升公司的業績。首先，從內部控制可以提高信息質量的角度來看，健全有效的內部控制可以降低信息不對稱程度。內部控制的五大要素之一是信息與溝通，內部信息傳遞越及時、準確，越能降低企業與外部投資者以及企業各個管理層之間的信息不對稱程度。眾所周知，財務報告是企業向內部人員及外部投資者傳遞公司信息的傳統方式，而內部控制合理保證了財務報告的可靠性和合規性（SEC，2003）。內部控制質量越高，越有助于提高財務報告質量（Doyle等，2007）。由于財務報告信息披露的及時性、準確性與可靠性，使得投資者能根據這些信息來改進投資決策，提高投資效率。更多投資者的投資使得公司減少外部融資成本，促進公司業績的提升。其次，從內部控制可以控制經營活動的風險的角度來看，完善有效的內部控制可以預先識別各項交易的主要風險點并對其控制，從而降低交易過程中的不確定性風險，降低各項交易成本，提升公司的經營效率。最后，內部控制可以給企業建立一個很好的內部環境。一個良好的內部環境會使得內部員工團結協作、互相信任，管理層職責明確、獎罰分明，并且公司會設立專門的內部控制機構來管理公司的一系列的活動，使得公司的管理活動、經營活動處于良好的運作狀態，從而促進公司管理效率、經營效率的提升。因此本文提出如下假設：

假設2：在其他條件相同的情況下，內部控制質量與企業業績正相關

最早研究薪酬水平與公司業績相關性的是Taussings和Baker（1925），他們發現經營者報酬與公司業績之間的相關性很小。Zhou（2000）研究發現高管薪酬與企業業績的敏感性隨著公司規模的增大而增大。可見，公司規模越大，薪酬業績敏感性越強。Neslihan Ozkan（2011）研究發現CEO薪酬與業績的敏感系數只有0.075，也就是業績提高100，薪酬只提高7.5，說明兩者的相關關系不強。而KJSigler（2011）研究結果卻表明CEO薪酬與公司業績（股票收益率）具有顯著的正相關關系。國內學者也對此進行了研究。劉建中（2011）研究發現，高管人員的年度薪酬與公司績效之間顯著正相關。而且相對于短期激勵，長期激勵模式下，高管薪酬與業績的相關性更強。

從上面的分析可以看出，內部控制質量、企業業績、高管薪酬之間存在相互之間的關系，內部控制質量對企業業績產生影響時，內部控制無效的表現（如公司違法違規、財務報表重述等）對高管薪酬產生負面影響，企業業績對高管薪酬也具有顯著的影響，那么內部控制質量對高管薪酬的影響是否是通過企業業績來傳導的呢。根據委托代理理論，由于委托人與代理人的利益目標不一致，導致委托代理沖突的產生，為了解決代理沖突，減少代理人的道德風險和逆向選擇，委托人會制定一份契約使得代理人的薪酬與公司的業績相掛鉤。而代理人為了增加自己的財富，會更加努力的經營公司或者尋求其他方法來提高公司的業績。內部控制的有效執行可以保證公司財務報告信息的真實可靠、公司資產的完整安全，更重要的是內部控制有助于企業業績的提升。因此本文認為，內部控制質量對高管薪酬的影響通過企業業績來傳導的。本文提出如下假設：

假設3：在其他條件相同的情況下，企業業績是內部控制質量與高管薪酬的中介變量，三者之間存在傳導關系

三、研究設計

（一）樣本選取與數據來源 本文選取了2010-2012年滬市主板A股上市公司的數據，并對數據進行了以下處理：剔除金融類上市公司的數據，金融類上市公司與其他上市公司在內部控制制度要求方面存在較大差異，因此不納入樣本；剔除ST、*ST、SST、S*ST、PT類的樣本，因為這些公司經營出現異常，并且已經連續兩年或三年出現虧損，納入樣本必將影響回歸結果；剔除三年不連續的樣本；剔除財務數據缺失的樣本。經過以上處理，在截面上共有789個滬市主板A股上市公司作為樣本，分三年觀測，共2367個混合樣本。這些數據主要來自于國泰安數據庫、銳思數據庫和巨潮資訊網站。研究過程中使用Excel2010進行數據的整理，運用SPSS17.0進行描述性統計分析、單變量均值比較分析，運用stata12.0進行多元回歸分析。

（二）變量定義 （1）因變量：高管薪酬（Lnpay）。國內大多數學者一般是以金額最高的前三名高級管理人員的薪酬總額來度量高管薪酬，因此本文也采用這一做法。為了減小被解釋變量異方差性和偏態性對回歸模型中系數估計帶來的負面影響，因此取高管前三名薪酬總額的自然對數。（2）中介變量：企業績效（ROA）。本文用用總資產收益率衡量企業績效。（3）自變量：內部控制質量（ICD）。本文通過整合國內學者在評價內部控制有效性所使用的代理變量，即整理出財務報表審計意見類型（黃壽昌和楊雄勝，2010）、財務重述（董育軍和談多嬌，2012）、違法違規（方紅星和張志平，2012）、訴訟（王宏等，2011）以及內部控制自我評價報告和鑒證報告（于海云，2011；孫光國和楊金鳳，2013）六個指標，運用改進的熵值法來對這六個指標賦權重，以構建內部控制質量綜合評價體系。內部控制質量評價指標的計算如表1所示。

表1 內部控制質量評價指標體系

本文采用改進的熵值賦權法對以上六個變量進行權重設計，并計算總得分，具體有以下八個步驟。

第一步：初始數據矩陣的建立。假設有m個上市公司，每個公司由6個評價指標構成，那么可以形成評價系統的初始數據矩陣X=｛xij｝m×6：

其中xij表示第i個公司第j項評價指標的數值。

第二步：各項指標的標準化處理。由于各項指標的量綱、數量級均有差異，因此為消除因量綱不同對綜合評價結果的影響，需要對初始數據進行標準化處理。具體方法如下：

則x'ij為標準化后的數值，其中正向指標數值越高越好，負向指標數值越低越好。

第三步：坐標平移，消除負值。指標x'ij經過坐標平移后變為x''ij，即x''ij=x'ij+k，k為坐標平移幅度。

第四步：計算第j項評價指標下第i個公司占該指標的比重。

第五步：計算第項評價指標的信息熵值。

第六步：計算第j項評價指標的差異性系數θj。其公式為：θj=1-ej，θj表示信息效用價值，它取決于該指標的信息熵ej與1之間的差值，它的值直接影響權重的大小，信息效用值越大，對評價的重要性越大，權重也就越大。

第八步：計算公司i的內部控制綜合評價值ICDi為：

（4）控制變量：根據王俊秋和張奇峰（2009）、梁杰和田秋宇（2011）、王志強和張瑋婷等（2011）、向銳和李琪琦（2010）、Michael和Murphy（1990）、楊偉國和吳邦正（2013）、王愛娟（2011）等的研究，本文選取的控制變量包括公司規模（Size）、資產負債率（Debt）、股權集中度（Ps）、營業收入增長率（Grow）、董事長和總經理是否兼任（Jianr）、薪酬委員會設立（Xinch）、公司產權性質（Own）等。另外本文還加入了公司所屬行業（Indu）、公司所在地區（Region）以及年度（Year）控制變量。控制變量的具體定義見表2所示。

表2 變量定義表

（三）模型建立 本文采用中介變量的檢驗方法來驗證企業績效是否是內部控制質量影響高管薪酬的中介變量，從而找出影響高管薪酬的傳導過程。其傳導路徑需三個步驟進行驗證為：步驟一：驗證內部控制質量與高管薪酬之間的關系；步驟二：驗證傳導路徑是否可行，即內部控制質量和公司業績之前是否存在顯著的對應關系；步驟三：驗證傳導路徑是否顯著性，即內部控制質量對高管薪酬的影響是否顯著地通過企業績效進行傳導。構建的三個回歸模型如下所示：

（1）內部控制質量與高管薪酬關系的檢驗模型

（2）內部控制質量與企業績效關系的檢驗模型

（3）內部控制質量、企業績效和高管薪酬關系的檢驗模型

模型（1）檢驗內部控制質量與高管薪酬的關系，只有顯著了，才能進行模型（2）的檢驗，如果內部控制質量與高管薪酬相關不顯著，則停止中介效應的分析。模型（2）檢驗內部控制質量對企業績效的影響。模型（3）是檢驗中介變量是否具有傳導作用，如果ROA的系數θ2顯著，同時系數θ1比模型（1）中的系數b1顯著相抵，那么內部控制質量對高管薪酬的影響部分是通過企業績效來傳導的；如果ROA的系數θ2顯著，同時系數θ1不顯著，則認為內部控制質量對高管薪酬的影響完全是通過企業業績來傳導的。

四、實證分析

（一）描述性統計 表3給出了模型中主要變量的描述性統計。從表3可知，高管前三名薪酬總額（Lnpay）的最小值是11.534，而最大值是16.964，前者大約是后者的1.47倍，可見前三名高級管理人員的薪酬總額差距較大。內部控制質量（ICD）的平均值為1.781，說明2010年4月財政部等五部委發布《企業內部控制配套指引》以來，企業對建立健全內部控制的重視程度有所加強，內部控制平均水平有了提高。從標準差來看，各個公司的內部控制水平差距不是很大。總資產收益率（ROA）的平均值為4.2%，說明滬市主板公司的整體業績水平不高。從公司規模（Size）的標準誤差來看，各個公司規模差距較大。資產負債率（Debt）的平均值為55.3%，說明公司的風險程度不高，償債能力較好。營業收入增長率（Grow）出現100%的負增長，平均值為57.56%，標準差為達到2766.76，說明各個公司成長狀況和發展能力差距大，有些公司發展勢頭好，而有些公司的發展已進入衰退期，但是不排除公司對其利潤進行操縱的情況。第一大股東持股比例（Ps）在不同的公司的差異性很大，從最小值2.19%，到最大值86.35%，平均值為37.08%。只有12.1%的公司存在董事長和總經理兼任（Jianr），說明大多數公司比較注重這兩個職位相互分離。薪酬委員會（Xinch）的設立情況較好，98%以上的公司都設立了薪酬委員會，說明公司在薪酬方面的治理機制健全。

表3 其他主要變量的描述性統計

（二）單變量均值比較分析 為了解內部控制質量高低的情況下，高管薪酬和企業績效有何差異，本文進行了均值檢驗。以內部控制質量的平均值（1.781）為分界點，將低于1.781的公司視為內部控制質量低組，將高于1.734的公司視為內部控制質量高組。檢驗變量的基本信息見表4，其中內部控制質量高組的Lnpay和ROA的均值分別為14.253和0.046，均在5%或更高的統計水平上顯著高于內部控制質量低組的均值。

表4 主要變量均值t檢驗表

（三）回歸分析 根據中介變量的檢驗方法，本文利用2367家樣本公司的數據分別對內部控制質量與高管薪酬、內部控制質量與企業業績，以及內部控制質量與企業績效對高管薪酬的影響進行了回歸檢驗，檢驗結果如表5所示。

（1）內部控制質量對高管薪酬影響的回歸檢驗。從表5模型一的回歸結果來看，內部控制質量（ICD）與高管薪酬(Lnpay)的回歸系數在1%的顯著性水平下呈顯著的正相關關系（t=5.16），其回歸系數為0.3996。這一結果表明內部控制越有效，則高管薪酬越高；相反，內部控制出現缺陷，高管將受到貨幣薪酬的懲罰，假設1得到驗證。回歸整體性檢驗F值在為42.24，在1%的顯著性水平上通過檢驗，整個回歸方程的擬合優度R2為0.3594，方程擬合較好。各變量的VIF值（方差膨脹因子）稍微大于1，但均明顯小于10，因此，可以認為各自變量之間不存在多重共線性。模型二和模型三中的各變量之間的多重共線性檢測原理與此處相同，則下文不再做詳細闡述了。為節省篇幅，此處省略各控制變量檢驗結果的分析。

（2）內部控制質量對企業業績影響的回歸檢驗。從表5模型二可以看出，內部控制質量（ICD）與企業績效（ROA）在5%的顯著性下正正相關（t=2.09）,其回歸系數為0.0205。這表明內部控制執行越有效，越有助于企業業績的提升，同時內部控制信息披露提高了信息透明度，降低了利益相關之間的不對稱程度，公司的資本成本也降低了，因此對公司的經營業績具有促進作用，假設2得到驗證。

（3）內部控制質量、企業業績與高管薪酬的傳導效應檢驗。模型一和模型二分別是內部控制質量對高管薪酬與內部控制質量對企業績效的回歸檢驗結果，而模型三是在引入企業績效中介變量后，內部控制質量、企業績效共同對高管薪酬的影響的回歸檢驗。從表5模型三的結果來看，在加入企業績效中介變量后，內部控制質量對高管薪酬的影響在1%的水平下呈顯著的正相關關系，內部控制質量（ICD）的回歸系數由模型一中的0.3996下降到模型三中的0.3735，而模型一的回歸方程擬合度R2也是由0.3594提高到模型三中的0.3698，根據中介變量的判定原理，三個步驟中的回歸方程都顯著為正相關，說明企業業績對內部控制質量與高管薪酬之間存在中介效應。并且模型三中內部控制質量（ICD）的回歸系數是0.3735，不為0，說明企業業績對內部控制質量與高管薪酬之間起到的是不完全中介效應，只是起到了部分中介效應。為檢驗內部控制質量對高管薪酬的回歸系數是否出現顯著下降，則要用到嚴格的統計方法進行檢驗。本文采用了Freedman等（1992）、王化成和李志杰等（2008）、張軍華（2013）所采用的中介效果度量方法，進一步驗證內部控制質量在模型一中的回歸系數和模型三中的回歸系數之差是否存在顯著異于零。統計量的計算方法為：

其中σb1為b1的標準誤差，σθ1為θ1的標準誤差，ρXM是內部控制質量與中介變量企業業績的相關系數。經過計算，t值為13.17，大于t統計量臨界值2.0369，因此拒絕零假設，接受內部控制質量回歸系數的降低具有顯著性的假設，這說明企業業績在內部控制質量對高管薪酬影響中發揮著部分中介效應的作用，假設3得到證實。

五、結論

本文以企業績效為中介變量，采用2010-2012年滬市主板A股上市公司的數據為研究樣本，檢驗企業績效在上市公司的內部控制質量和高管薪酬之間的傳導作用，研究結果發現：自變量內部控制質量與高管薪酬、自變量內部控制質量與中介變量企業績效都呈現顯著的相關關系，而在引入企業績效變量后，內部控制質量對高管薪酬依然具有顯著的正向影響，且內部控制質量回歸系數的降低具有統計意義上的顯著性（T檢驗顯著），證實了企業績效是內部控制質量和高管薪酬的中介變量，即內部控制越有效，越能促進企業績效的提高，則高管薪酬水平也越高；相反，內部控制出現缺陷，高管的貨幣薪酬不僅因為業績而受到影響，也會因為沒有有效實施內部控制而受到貨幣薪酬的懲罰。這一研究成果以期能在某種程度上提高高管的內部控制意識，促使高管人員更加完善內部控制的有效實施，持續關注內部控制的缺陷并加以改進，從而提高內部控制水平來保證企業財務信息的可靠性以及經營效率和效果的提升。

表5 多元線性回歸分析表

［1］ 孫光國、楊金鳳：《高質量的內部控制能提高會計信息透明度嗎？》，《財經問題研究》2013年第7期。

［2］ 李萬福、林斌、宋璐：《內部控制在公司投資中的角色:效率促進還是抑制?》，《管理世界》2011年第2期。

［3］ 趙息、張西栓：《內部控制、高管權力與并購績效》，《南開管理評論》2013年第2期。

［4］ 楊玉鳳、王火欣、曹瓊：《內部控制信息披露質量與代理成本相關性研究》，《審計研究》2010年第1期。

［5］ 張曉嵐、沈豪杰、楊默：《內部控制信息披露質量與公司經營狀況》，《審計與經濟研究》2012年第2期。

［6］ 李明輝：《試論管理當局對內部控制的責任》，《財經論叢（浙江財經學院學報）》2002年第5期。

［7］ 付增貴：《董事會治理、高管薪酬對內部控制有效性的影響》，《企業經濟》2012年第9期。

［8］ 范利民、劉龍：《高管薪酬因素對內部控制有效性的影響研究》，《廣西大學學報（哲學社會科學版）》2013年第3期。

［9］ 王海燕、陳華：《違規監管、管理層薪酬與公司治理》，《商業研究》2011年第4期。

［10］ 謝羽婷、江金鎖、劉陽：《上市公司管理機制創新研究》，《科技管理研究》2010年第3期。

［11］ 齊保壘、田高良、李留闖：《上市公司內部控制缺陷與財務報告信息質量》，《管理科學》2010年第4期。

［12］ 張金麟、趙勍：《中國上市公司高管薪酬與公司業績相關性實證研究》，《經濟問題探索》2010年第6期。

［13］ 黃壽昌、楊雄勝：《內部控制報告、財務報告質量與信息不對稱》，《財經研究》2010年第7期。

［14］ 董育軍、談多嬌：《內部控制缺陷與高管薪酬有效性》，《中國會計學會2012年學術年會》2012年。

［15］ 方紅星、張志平：《內部控制質量與會計穩健性》，《審計與經濟研究》2012年第5期。

［16］ 王宏等：《中國上市公司內部控制指數研究》，《會計研究》2011年第12期。

［17］ 于海云：《內部控制質量、信用模式與企業價值》，《財經理論與實踐》2011年第3期。

［18］ 孫光國、莫冬燕：《內部控制對財務報告可靠性起到保證作用了嗎？》，《財經問題研究》2012年第3期。

［19］ 王化成、李志杰、孫健：《境外上市背景下治理機制對公司價值的影響》，《會計研究》2008年第7期。

［20］ 張軍華：《產品市場競爭對股權資本成本的影響研究》，《財經理論與實踐》2013年第3期。

［21］ Henry;T;F;Shon;J;J.Weiss R E.Does Executive Compensation Incentivize Managers to Create Effective Internal Control Systems？.Research in Accounting Regulation.2011.

［22］ Li;C;Sun;L;Ettredge;M.Financial Executive Qualificati ons,Financial Executive Turnover,and Adverse SOX 404 opinions.Journal of Accounting and Economics.2010.

［23］ Doyle;J;T;Ge;W;McVay;S.Accruals Quality and Internal Control over Financial Reporting.The Accounting Review.2007.

［24］ Taussig;F;W;Barker;W;S.American Corporations and Their Executives:A Statistical Inquiry.The Quarterly Journal of Economics.1925.

［25］ Zhou;X.CEOPay,Firm Size,and Corporate Performance:Evidence from Canada.Canadian Journal of Economics.2000.

［26］ Ozkan;N.CEO Compensation and Firm Performance:An Empirical Investigation of UK Panel Data.European Financial Management.2011.

［27］ Sigler;K;J.CEO Compensation and Company Performance.Businessand Economics Journal.2011.