內部控制、董事會結構與高管薪酬—業績敏感性

王鐵肩+陳震

【摘 要】 文章以2011年至2013年滬深A股上市公司的高管薪酬—業績敏感性為對象，首先單獨研究內部控制質量對其影響，然后引入董事會結構特征，考察不同董事會獨立性和董事會規模環境下內部控制對高管薪酬—業績敏感性的影響程度。實證結果表明：提高內部控制質量能顯著提升高管薪酬—業績敏感性，并且在董事會獨立性較高以及董事會規模較小的公司，內部控制的作用更為顯著。文章豐富了高管薪酬激勵研究方面的經驗證據，以期為公司治理及政府監管提供相關指導。

【關鍵詞】 薪酬—業績敏感性; 內部控制; 董事會結構

中圖分類號：F272.92;F224 ?文獻標識碼：A ?文章編號：1004-5937（2016）03-0044-06

一、引言

委托代理理論認為，在現代企業兩權分離和理性人假設的前提下，效用函數的差異造成所有者關注企業價值而管理者追求個人利益;同時，基于信息不對稱理論，管理者處于信息優勢地位，股東無法進行有效監督，導致了委托代理問題（Berle和Means，1932）。因此，企業所有者需要通過采取與公司業績掛鉤的激勵機制，促使所有者與管理者的利益趨于一致，進而在一定程度上約束管理者追求個人利益的動機（Jensen和Meckling，1976），有助于改善委托代理問題（Jensen和Murphy，1990;Kaplan，1994）。其中，高管薪酬—業績敏感性是上述問題的重要度量指標。

有學者研究表明，內部控制與高管薪酬—業績敏感性有密切關聯，除管理職責外，管理者還必須履行內部控制的設計和測試控制運行的有效性等誠信職責（Indjejikian和Matejka，2009）。我國《證券交易所上市公司內部控制指引》和《企業內部控制基本規范》同樣要求管理者對企業內部控制負責，評價企業自身內部控制并對外披露。內部控制的核心目標之一是保證財務信息的合法合規，內部控制缺陷將導致企業會計信息質量降低（Skaife et al.，2008;Doyle et al.，2007），從而無法準確反映高管的努力和公司的業績，同時管理者的自利行為也會因為內部控制的失效而增加，造成高管薪酬—業績敏感性降低。從上市公司的角度看，完善的內部控制是否確實能提升高管薪酬—業績敏感性？

董事會與內部控制是內部監管與外部制度環境的關系（方紅星、金玉娜，2013），COSO在《企業風險管理——整合框架》中也明確指出董事會是內部環境的關鍵要素，但鮮有學者考慮在不同的董事會環境情況下，內部控制如何影響高管薪酬—業績敏感性。董事會通常被視作最為重要的內部控制機制，用于矯正管理層作出的不符合股東利益的決策（Fama，1980;Jensen，1993），以適當的薪酬激勵契約和外部約束減緩委托代理矛盾。本文參考前人研究成果，所研究的董事會環境僅考慮影響最顯著的董事會結構特征，即董事會規模與董事會獨立性。已有學者得出結論，高質量的公司治理能提高內部控制的有效性（Hoitash和Goh，2009），內部控制能夠提升高管薪酬—業績敏感性也被一些學者證實。但在不同的董事會環境下，內部控制如何影響企業高管薪酬—業績敏感性？

為解決上述兩個問題，本文選取2011年至2013年滬深A股公司的數據，實證檢驗內部控制、董事會結構特征與高管薪酬—業績敏感性之間的關系，以驗證內部控制是否能有效影響高管薪酬—業績敏感性，并探究內部控制在不同董事會結構特征下對高管薪酬—業績敏感性的作用程度。本文豐富了在內部控制視角下高管薪酬的研究成果，以期為企業提供內部治理、為政府提供外部監管方面的指導。

二、理論分析與研究假設

（一）內部控制與高管薪酬—業績敏感性

本文認為，內部控制主要通過兩種途徑影響高管薪酬—業績敏感性。

其一，有效的內部控制能減少高管自利行為。“內部人控制”是許多公司難以避免的問題。權小鋒（2010）認為高管擁有對公司的直接控制權，通過薪酬契約異化的方式來獲取高收入。Bebchuk（2009）認為高管濫用權力尋租的行為將績效付酬變為非績效付酬。盧銳、柳建華和許寧（2011）認為內部控制的機制在于約束管理者的自利行為，同時也應有相應的制度來激勵管理者，使得管理者與股東的利益基本一致。Kaplan（1994）認為較好的選擇是將高管薪酬與公司業績聯系起來。李萬福（2011）研究表明，過度投資是管理者牟利的途徑，而內部控制是抑制這一行為的有效途徑。因此盧銳（2011）認為，既然管理者的自利行為因為內部控制受到約束，使得隱形薪酬不再容易獲得，那么理性管理者應該通過改善企業業績來提高自己的薪酬水平，用于補償以前的“灰色收入”。

其二，有效的內部控制能提高會計信息的有效性，進而準確反映高管的努力程度。Doyle et al.（2007）、Skaife

et al.（2008）和方紅星（2011）的研究成果均表明會計信息質量提高的基礎是建立有效的內部控制。董育軍和談多嬌（2012）研究表明，低質量的會計信息會對企業績效的評價造成干擾，從而對高管努力造成干擾，降低高管薪酬—業績敏感性。洪峰（2010）的研究同樣表明管理者的薪酬—業績敏感度受到低質量會計信息的影響。陳林榮和辛金國（2013）認為，科學有效的績效考評機制是高質量的內部控制的一部分，考評結果影響其薪酬。這種與內部控制掛鉤的激勵機制會促使管理者更努力地提升公司業績，結果即高管薪酬—業績敏感度提高。綜上，本文提出假設1：

假設1：企業內部控制有效性與高管薪酬—業績敏感性顯著正相關。

（二）內部控制、董事會結構特征與高管薪酬—業績敏感性

1.董事會獨立性

本文認為，董事會中獨立董事占比較高的公司，其內部控制有效性較高，對高管的約束作用更加明顯。

獨立董事比例是衡量董事會控制的一個指標，Boyd（1994）將獨立董事比例作為衡量公司治理水平的指標之一，研究表明公司的代理成本隨公司治理水平的降低而增加，高管薪酬更多，公司業績更差，即高管薪酬—業績敏感性較差。唐國瓊（2012）發現股票回報率與高管薪酬增加水平在獨立董事比例較高的公司顯著正相關，但獨立董事比例較低的公司卻不顯著，表明獨立性較高的董事會能更好地監督和治理高管薪酬—業績敏感性。Harve和Shrieves（2001）也從公司治理機制和代理人分擔風險的角度證明獨立董事的存在增強了高管薪酬—業績敏感度。那么董事會獨立性如何通過影響公司內部控制從而影響高管薪酬—業績敏感性呢？Beng Wee Goh（2009）從內部控制的矯正機制研究了這個問題，通過選取新加坡2003年至2004年內部控制有重大缺陷的208個工廠進行研究，發現董事會獨立性較高的公司能及時矯正內部控制缺陷。Fama和Jensen（1983）也提出公司的“內部人控制”問題可以在一定程度上通過獨立董事制度解決，同時促進內部控制制度的建立與運行。Dalton和Daily（1999），羅新華和隋敏（2008）的研究都表明獨立董事的存在使得公司能夠在決策時獲取外部信息和獨立判斷，使公司免受“內部人控制”。本文認為，董事會獨立性越高，經營所參考的獨立信息也就越多，越有利于完善和執行內部控制制度;即使公司內部控制存在偏差，也能夠及時進行矯正;管理者受到的監督越多，牟取私利的動機越小，就越能專注于公司經營。

基于以上分析，本文提出假設2a：

假設2a：董事會獨立性越高，內部控制能更有效地影響高管薪酬—業績敏感性。

2.董事會規模

本文認為，董事會規模較小的公司，不容易被管理層控制，其內部控制機制能更有效地約束管理者。

Lipton和Lorsch（1992）的研究結論表明，如果董事會規模過大，董事之間的意見就難以協調一致，董事會的監管職能受到影響，進而影響對高管薪酬的監督。Jensen（1993）從董事會治理效率角度得出結論：過大的董事會規模降低了治理效率，并且使每位董事的職責變得相對模糊，進而影響薪酬管理。Core et al.（1999）通過實證研究表明董事會規模過大時，CEO的薪酬水平更高，但公司業績變得更差。那么董事會規模怎樣作用于內部控制呢？Beasley（1996）選取75家發生舞弊的上市公司，證明董事會規模的擴大顯著影響了公司舞弊的可能，同時，Beasley認為董事會與管理層勾結現象在董事會規模較大的公司中越明顯。Jensen（1993）發現董事會規模超過7人時，CEO對董事會的控制變得更加容易，從而使得公司內部控制失效。朱海坤（2010）使用2004年至2008年滬深主板上市公司為樣本，證明內部控制存在問題的企業往往有較大規模的董事會。董事會規模的擴大造成了董事會治理效率的降低，同時權力的分散增加了管理者控制董事會的可能，使得公司內部控制失效，管理者不顧公司長遠業績，攫取私利，從而降低高管薪酬—業績敏感性。

基于以上分析，提出假設2b：

假設2b：董事會規模越小，內部控制能更有效地影響高管薪酬—業績敏感性。

三、研究設計

（一）模型構建與變量定義

為驗證假設1，筆者借鑒了研究高管薪酬—業績敏感性學者的模型設計（盧銳、柳建華、許寧，2010;陳震、張鳴，2008;董育軍、談多嬌，2012;唐國瓊、胡茂莉，2012），并根據本文需要設計了模型（1）：

LN_PAY=？茁0 + ？茁1LN_ICI + ？茁2ROE + ？茁3LN_ICI×ROE+

？茁4SIZE + ？茁5LEV + ？茁6CONTROLLER + ？茁7GROWTH +

？茁8SCALE+？茁9INDEPENDENCE+？著 ?（1）

在模型（1）中，LN_PAY是被解釋變量，為消除數據數量級對回歸方程的影響，LN_PAY為上市公司高管薪酬前三名總和的自然對數。解釋變量為ROE、LN_ICI以及LN_ICI×ROE的交互項，ROE為公司的凈資產收益率，LN_ICI為上市公司內部控制指數的自然對數。模型（1）通過考察LN_ICI×ROE交互項系數的正負號和顯著性進行研究。若交互項系數顯著為正，則說明提高內部控制的有效性確實能提升高管薪酬—業績敏感性。多數文獻對內部控制的度量基于內部控制的“缺陷觀”：要么采用虛擬變量，當上市公司披露內部控制自我評估報告時取1，未披露取0（盧銳，2011）;要么以內部控制五要素為基礎構建內部控制評價體系，并以總分度量內部控制質量（池國華、郭菁晶，2015）。本文認為我國上市公司傾向于不披露內部控制缺陷，使得“缺陷觀”的使用缺乏理論基礎，度量難度大且并不全面，缺乏科學依據，度量結果并不具有客觀性。因此本文選用財政部會計司聯合迪博企業風險管理技術有限公司發布的“迪博·上市公司內部控制指數”，該指數綜合性強，較有權威性。

對于董事會結構特征變量，本文選取國內外學者研究較多的INDEPENDENCE（INDEP）和SCALE。INDEPENDENCE指董事會獨立性，用獨立董事人數除以董事會總人數計算得出（Hwang和Kim，2009;黃志忠，2009）。SCALE指董事會規模，用董事會總人數評價（Lipton和Lorsch，1992;Cyert，2002）。

對于控制變量，本文在參考相關文獻的基礎上選取SIZE、LEV、GROWTH和CONTROLLER（CONTR）四個變量。SIZE指公司規模，取公司總資產的自然對數（Murphy，1985;Joseow和Shepard，1993;魏剛，2000;李增泉，2000）;LEV指資產負債率，用公司總負債除以總資產;GROWTH指公司成長性，用每年的銷售收入增長率反映;CONTROLLER指公司實際控制人性質，即產權性質，該變量為虛擬變量，若實際為國有控股取1，非國有控股則取0（陳震、張鳴，2008;盧銳，2011）。

為驗證假設2，本文對模型（1）稍加改動，變成模型（2）：

LN_PAY=？茁0 + ？茁1LN_ICI + ？茁2ROE + ？茁3LN_ICI×ROE+

？茁4SIZE+？茁5LEV+？茁6CONTROLLER+？茁7GROWTH+？茁8X+？著

（2）

模型（2）中，將董事會結構特征變量統稱X，當考察董事會獨立性變量時，則將變量INDEPENDENCE去除，并按照一定標準將全樣本分為兩個子樣本，用此方法單獨考察董事會獨立性的影響。考察董事會規模變量時同理。

文獻綜述中已提及Lipton和Lorsch（1993）研究發現小規模的董事會比大規模的董事會運行更有效率，且董事會的最大限度應為10人。因此本文選取10人作為分割樣本的標準。

Conyon和Peck（1998）的研究成果表明，外部董事比例超過40%的公司，其高管薪酬—業績敏感性較強。因此，本文選取40%作為分割樣本的標準。變量定義表如表1。

（二）樣本與數據來源

本文內部控制指數來源于迪博內部控制數據庫，其余所有數據均來自于國泰安數據庫（CSMAR）。本文選取2011年至2013年度滬深兩市A股上市公司作為研究樣本，并按如下規則剔除：（1）剔除金融、保險類型的上市公司;（2）剔除首次公開發行股票（IPO）公司;（3）剔除ST和*ST上市公司;（4）剔除缺少高管薪酬、ROE、董事會相關信息和公司特征等信息的上市公司;（5）剔除內部控制信息缺失的公司。

數據整理完畢后共有樣本4 894個，其中2011年1 462個，2012年1 665個，2013年1 767個，本文對總體樣本進行了描述性統計、相關分析以及回歸分析。同時將樣本按照前述標準分成若干子樣本進行進一步的回歸分析。初期數據處理篩選工作使用Excel2010完成，統計分析使用SPSS19.0完成。

四、相關性分析

為防止有數據不滿足Pearson檢驗的條件，本文從穩健的角度出發同時進行Pearson檢驗和Spearman檢驗。從表2所示Pearson相關系數和Spearman相關系數可知，LN_PAY與交互項LN_ICI×ROE呈正相關關系，且在1%水平上顯著，這表明上市公司內部控制指數越高，高管薪酬—業績敏感性越好。Pearson檢驗和Spearman檢驗都支持假設1成立。此外，還可以看出公司規模、資產負債率、產權性質、董事會規模和股權集中度都與高管薪酬正相關，證實了以前學者研究得出的結論。但是關于假設2的驗證此處無法得出結論，需要進一步進行回歸分析。

五、回歸分析

（一）描述性統計

表3列示了本文所研究主要變量的描述性統計。從表3可以看出，高管薪酬自然對數的標準差為0.6688，相較于其他指標較大，說明在不同公司之間前三名高管薪酬的總和差異較大。上市公司內部控制指數自然對數的均值為6.5125，最大值為6.8852，最小值為2.1939，但標準差僅為0.1507。從以上數據看出內部控制指數呈左偏分布，大多數公司的內部控制指數較高，只有少部分公司內部控制較差，這與我國自21世紀以來大力強調上市公司內部控制的重要性有密切聯系。至于董事會獨立性，均值為0.3703，最大值為0.7143，最小值為0.2000，說明各上市公司獨立董事比例差異懸殊，但多數公司的獨立董事比例在0.4左右。董事會規模和股權集中度也是如此，極值差異大，但總體呈現左偏或者右偏分布。上述各指標的差異說明各公司的選擇不同，這些差異為本文的研究提供了良好的契機。

（二）回歸結果及分析

1.全樣本回歸

如表4所示，模型（1）檢驗的F值為164.575，通過了檢驗，表明模型具有統計學意義。

全樣本回歸以LN_PAY作為被解釋變量，解釋變量交叉項LN_ICI×ROE的回歸系數為2.857，P值為0.000，遠遠低于0.01，表明在1%水平下顯著。這符合前人的研究結論和筆者的預期，說明每提高1單位的內部控制指數的自然對數就能提高2.857個單位的高管薪酬—業績敏感性。內部控制有效性與高管薪酬—業績敏感性顯著正相關，提升內部控制有效性能顯著提升高管薪酬—業績敏感性。假設1得到驗證。

2.董事會獨立性子樣本回歸

如表5所示，為驗證假設2a，去除了模型中的變量INDEP，并按照研究設計中所述的40%標準將全樣本分為獨立性大于0.4的子樣本（1）和獨立性小于0.4的子樣本（2）。兩個子樣本回歸方程檢驗的F值分別為51.479和135.713，都通過了F檢驗，證明回歸方程有統計學意義。

子樣本（1）和（2）的交互項LN_ICI×ROE的P值小于0.01，都在1%水平上顯著，且子樣本（1）的系數為3.349，子樣本（2）的系數為2.851，即內部控制指數的自然對數每提高1個單位，子樣本（1）的高管薪酬—業績敏感性將會提高3.349個單位，而子樣本（2）只會提高2.851個單位，同比增加17.47%。說明在獨立董事比例更大的情況下，內部控制質量對高管薪酬—業績敏感性的促進作用更明顯。假設2a得到驗證。

3.董事會規模子樣本回歸

如表6所示，為驗證假設2b，去除了模型中的變量SCALE，并按照研究設計中所述的10人標準將全樣本分為董事會規模大于10人的子樣本（3）和董事會規模小于10人的子樣本（2），兩個子樣本回歸方程檢驗的F值分別為30.706和152.890，都通過了F檢驗，表明模型具有統計學意義。

子樣本（3）的交互項LN_ICI×ROE系數為0.977，P值為0.258，遠遠大于0.01，表明沒有通過顯著性檢驗，但子樣本（4）在1%水平上顯著。說明在董事會規模大于10人時，內部控制質量與高管薪酬—業績敏感性相關性不顯著，但董事會規模小于10人時，內部控制質量與高管薪酬—業績敏感性顯著正相關。換言之，在更小的董事會規模下，內部控制質量的提高能更有效地提升高管薪酬—業績敏感性。假設2b得到驗證。

（三）穩健性檢驗

本文作了如下方面的穩健性檢驗，用以支持本文結論的普遍性與可靠性：

1.由于異常值會影響回歸方程和樣本的代表性，因此對全樣本以及所有子樣本的極大和極小值的1%程度上進行Winsorize處理，回歸結果支持本文提出的假設。

2.將模型中度量公司業績的變量凈資產報酬率ROE替換為總資產報酬率ROA，構成模型（3）和（4），并對其根據本文方法按照該模型對數據進行回歸，主要的回歸結果仍支持三個假設。

3.對于董事會獨立性子樣本的分割標準，采取均值0.37對其進行重新分割，回歸結果雖不如上文顯著，但仍支持假設2a。

4.對于董事會規模子樣本的分割標準，采取均值9對其進行重新分割，回歸結果仍顯著，支持假設2b。

5.增加行業和年度兩個新的控制變量，回歸結果仍支持本文假設。

六、結論及啟示

薪酬激勵制度一直是國內外學者在公司治理方面的研究熱點。本文認為，有效的內部控制通過抑制高管自利行為和提升會計信息質量來增強高管薪酬—業績敏感性，而且董事會結構特征會影響內部控制對高管薪酬—業績敏感性的作用。董事會獨立性作用于內部控制制度的制定、執行和矯正，董事會規模作用于董事會治理效率和權力的集中程度，可能導致內部控制失效，進而影響內部控制作用于高管薪酬—業績敏感性。

基于此，本文通過2011年至2013年滬深兩市4 894個樣本，研究了在不同董事會結構特征背景下，內部控制對高管薪酬—業績敏感性的作用程度。結果顯示：內部控制質量與高管薪酬—業績敏感性顯著正相關，說明提高內部控制質量能有效改善第一類代理問題。此外，相對于董事會獨立性較低的公司，在董事會獨立性較高的公司中，內部控制作用于高管薪酬—業績敏感性的程度更加顯著，說明內部控制在董事會獨立性較高的環境下能更好地發揮作用，用于限制高管的自利行為，促使所有者與管理者利益的協同。最后，相較于董事會規模較大的公司，在董事會規模較小的公司中，內部控制與高管薪酬—業績敏感性的正相關關系更加顯著，表明內部控制在董事會規模較小的公司能更有效地發揮其作用，說明較小的董事會規模能夠提高治理效率，促進內部控制的運行，進而約束高管自利行為，使高管更關注經營。

本文的研究豐富了高管薪酬激勵影響因素的經驗證據，并能在內部控制與公司治理方面給予企業所有者一定的指導，同時為政府監管提供思路，從而為改善第一類委托代理問題提供新的視角。

【參考文獻】

[1] 陳震，張鳴.業績指標、業績風險與高管人員報酬的敏感性[J].會計研究，2008（2）：47-54.

[2] 方軍雄.我國上市公司高管的薪酬存在粘性嗎[J].經濟研究，2009（3）：110-124.

[3] 盧銳，柳建華，許寧.內部控制、產權與高管薪酬業績敏感性[J].會計研究，2011（10）：42-96.

[4] 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[J].管理世界，2011（2）：81-99.

[5] 李增泉.激勵機制與企業業績：一項基于上市公司的實證研究[J].會計研究，2000（1）：24-30.

[6] 權小峰，吳世家，文芳.管理層權利、私有收益與薪酬操縱：來自中國國有上市企業的實證證據[J].經濟研究，2010（11）：73-87.

[7] 魏剛.高級管理層激勵與上市公司經營績效[J].經濟研究，2000（3）：32-39.

[8] 楊有紅，胡燕.試論公司治理與內部控制的對接[J].會計研究，2004（10）：14-18.

[9] 張鳴，陳震.高管報酬隱性激勵的實證研究[J].財經研究，2006（3）：56-63.

[10] BEBCHUK L A， FRIED J M. Executive compensation as an agency problem[Z].2003.

[11] JENSEN M C， FAMA E F. Agency problems and residual claims[J]. Law Econ，1983（26）：327-349.

[12] JENSEN M C， MURPHY K J. Performance pay and top-management incentives[J].Polit.Econ，1990（98）： 225-264.

[13] JENSEN M C， MECKLING W H. Theory of the firm： managerial behavior，agency costs and ownership structure[J]. Journal of Financial Economics，1976，3（4）： 305-360.

[14] CONYON M J， PECK S l. Board control，remuneration committees and top management compensation[J]. Academy of Management Journal，1998，41（2）： 146-157.

[15] BEASLEY M S. An empirical analysis of the relation between the board of director composition and financial statement fraud[J]. Accounting Review， 1996，71（4）：443-465.

[16] HARVEY K D. SHRIEVES R E. Executive compensation structure and corporate governance choices[J]. Journal of Financial Research，2001，24（4）： 495-512.

[17] MURPHY K J. Corporate performance and managerial remuneration：an empirical analysis[J]. Journal of Accounting and Economics，1985（7）：11-42.

[18] KAPLAN S. The effects ?of ?management ?buyouts ?on operating performance and value[J]. Journal of financial economics，1989，24（2）：217-254.