您好,欢迎来到华佗健康网。
搜索
您的当前位置:首页高管薪酬与企业内部控制实证研究

高管薪酬与企业内部控制实证研究

来源:华佗健康网
管理创新高管薪酬与企业内部控制实证研究

屠迪英

【摘 要】内部控制对企业来说非常重要,如何提高内部控制的有效性达到内部控制的目标是企业研究者非常关心的问题。影响企业内控效果的因素有许多,反过来受到内控效果影响的也很多。高管薪酬就是其中的因素之一。本文探讨高管薪酬与企业内部控制的关系,目的是求证高管薪酬与内部控制的关系,为企业调整好二者之间的关系增加企业效益提供一些依据。【关键词】高管薪酬;企业内部控制;相关性

21世纪以来,随着时间的推移,我国中国特色社会主义市场经济高速发展的弊端逐渐显露。一方面,存在许多企业认为内部控制只是纸质的规章制度,毫无实际约束力,因此毫不重视内控制度的落实,结果因为控制不严格、管理不善陷入困境,甚至倒闭;另一方面,由于国内没有完善的内部控制法律环境,因此部分企业为了利益选择铤而走险,造成了许多耸人听闻的事件,如“三鹿奶粉”。

人作为企业的实际经营者,必然对企业有着更深入的了解。而委托人因为对企业的了解情况大多来自于企业经营者,因此为了更好地保障自身的权利就必然需要的拥有专业知识的第三方来监督和审查代理人实际运营状况。理论上,其实代理人与审计师不存在任何利益的相关,所以委托人和审计师便能形成合理适当的审计契约关系。由于委托代理会相应产生代理成本,而代理成本和审计质量成显性负相关关系。这就意味着规模越大的企业,就愈加需要能够提供高质量高保证的审计服务与具备声誉的审计师来降低其代理成本。

高管薪酬具有制衡作用

假设3a:采用两职分离的内部治理结构的企业,高管薪酬较低

假设3b:设立薪酬委员会的企业,高管薪酬较低

假设3c:监事会规模越大的企业,高管薪酬越低

假设3d:董事比例较高的企业,高管薪酬越低

(二)样本选取

从2014-2016年在沪的上市企业样本中,剔除数据有缺失的、金融行业、高管发生变更、及第一年上市的部分企业后,共得到2727个有效的样本数据(见表 1各年度样本分布)。

表1 各年度样本分布

一、理论基础

委托代理理论:现代企业制度中,由于企业财产的所有权和经营权逐渐分离,更多的股东倾向于将财务委托给职业的经理人代为管理和经营,同时赋予了代理人在一定程度上执行和处理有关事务的权利,由此出现了委托代理的关系。在此规定的范围内,代理人和委托人之间形成了权力和利益分享的一种关系。为了使企业能够更好地运作,股东会挑选出富有经营才能的经理人来代理经营自己的企业。但由于信息的不对称性,代理人可能会采取财务重述归属等手段进行盈余管理,从而来提高企业的经营能力、最大化自身利益。正因如此,委托代理问题也就此出现了。代理

二、实证研究

(一)研究假设与样本设计根据理论分析,查阅大量资料,本文的研究假设如下:

假设1:内部控制有效性与高管薪酬存在相关性

假设1a:内部控制信息披露机制与高管薪酬呈正相关

假设1b:外部监督机制与高管薪酬呈负相关

假设2:企业业绩与高管薪酬呈正相关

假设3:合理的管理层权力设置对

年度

20142015828

2016942

总计2727

样本数957

(三)变量设计1、被解释变量

本文选取高管薪酬(Salary)作为下文中分析的因变量。本文中的高管薪酬仅为年报中披露高管的货币薪酬(即,工资、奖金等)。经过考虑,最终选择前三位薪酬最高的高管年薪的自然对数作为因变量。

2、解释变量

(1)内部控制有效性(ICE)

82

ECONOMIC & TRADE UPDATE

ICE1代表内部控制五要素信息披露程度,本文根据上市企业年报中披露的内部控制信息及企业公布的相关信息,建立起简单的内部控制有效性分析体系,即,将内部控制信息披露根据五要素分为5个二级指标,再进一步地细分成11个三级指标。上市企业所公布的信息中,每包含一个三级指标,计1分,最高可得11分。

        (1)

ICE2代表外部监管机制。本文认为,选择披露内部控制缺陷的企业的内控制度更有完善有效,高管薪酬更加合理。同ICE1,将外部监管评价机制细分为5个三级指标,报告中每包含一个指标,计1分,最低为0分,最高可得5分。

                                              (2)

内部控制有效性各级指标的详细情况,如表2所示:

表2 ICE各项指标定义

一级指标二级指标三级指标内审机构(KH1)控制环境(KH)企业治理结构(KH2)企业管理文化(KH3)风险评估(FP)

财务杠杆(FP1)内控五要素经营杠杆(FP2)(ICE1)

控制活动(KA)措施(KA1)活动程序制定(KA2)

信息与沟通(XG)

信息(XG1)沟通(XG2)监督(JD)持续性监督(JD1)个别评估(JD2)

内部控制报告(ICR)

内部控制评价报告(ICR1)内部控制审计报告(ICR2)外部控制(ICE2)

内控重要活动披露(ICI1)

内部控制披露信息(ICI)

缺陷披露(ICI2)体系改进措施(ICI2)

表3 变量定义

变量名称变量简称变量定义

高管薪酬

SALARY报酬最高的前三名高管薪酬的自然对数

内部控制五要素ICE1

内控五要素信息ICE1(1-11分),大于样本平均值,取

1;否则,取0

外部监督ICE2

内控评价报告等信息ICE2(1-5分),大于样本平均

值,取1;否则,取0

净资产收益率ROE净利润/净资产平均余额领导权结构MP1两职分离,取1;否则,取0薪酬委员会MP2设立薪酬委员会,取1;否则,取0监事会规模MP3监事会人数超过样本平均值,取1;否则取0董事比例MP4董事比例超过样本平均值,取1;否则取0企业规模GM资产总数的自然对数所有者类型SL国有控股取1;非国有控股,取0股权集中度GJ前十大股东持股比例的平方和基本每股收益MS税后利润与股本总数的比率

年份YEAR年度虚拟变量(2)管理层权力(MP)

MP1代表领导权结构。董事长与总经理两职合一时,总经理的影响力扩张,可能会影响高管薪酬的制定。衡量变量时,若企业内董事长与总经理两职分离,取1;否则,取0。

管理创新MP2代表是指在企业治理结构中是否存在的薪酬委员会。薪酬委员会的主要职责是制定薪酬,因为薪酬委员应不包含执行董事,因此可以有效降低高管对制定自己薪酬过程的影响。衡量变量时,企业内设立薪酬委员会,取1;没有设立薪酬委员会,取0。

MP3代表监事会的规模。监事会的规模可以有效地反映企业内部监督水平及内控有效性等情况。衡量监事会变量时,若企业监事会人数超过样本平均值,取1;否则,取0。

MP4代表董事比例。董事能够更加公正、有效地对管理者进行监督。一般来说,董事比例越高,董事会的性就越高。衡量变量时,若董事比例超过样本平均值,取1;否则取0。

(3)企业业绩(ROE)

根据委托代理理论,企业业绩越好,高管薪酬应该相应增加,这样可以降低代理人出现道德风险的概率。ROE代表净资产收益率,是企业经营状况的综合体现。因此选取企业净资产收益率表现企业业绩情况。

3、控制变量(CV)(1)企业规模(GM)

基于规模效应,高管薪酬受到所在企业的规模的影响,规模大的企业有较高的经济实力来吸引和保留人才,所以规模越大,高管薪酬更能越高。为了方便计算,本文选取企业总资产的自然对数作为企业规模的替代变量。

(2)所有者类型(SL)

根据之前的研究发现,国有产权所占比例越大,高管与企业之间共同利益越少,高管薪酬与企业业绩敏感性就会越低。衡量变量时,国有企业取1;非国有企业取0。所有变量的定义如表3变量定义示。

(四)模型构建

基于“价值创造”理论,内部控制有效性及激励原理,构建的高管薪酬模

ECONOMIC & TRADE UPDATE

83

管理创新型,如式(3)所示。

    (3)

其中,Salary为被解释变量:企业高管薪酬;依次为以上各解释

变量的回归系数;β0、µ分别为常数项和随机扰动项。

如果假设1a成立,预期β1为正;如果假设1b成立,预期β2为负。

如果假设2成立,预期β3为正。

如果假设3成立,预期为β4、β5β6β7 为负。(五)实证分析1、描述性统计分析

ICE1代表内部控制五要素信息披露程度,根据本文建立的内部控制有效性分析体系,将筛选过后剩余的全部2727个企业样本进行评分,在将评分结果进行汇总,整理成表4。

表4 内部控制五要素频率统计

得分5678910

11合计频率17397807806491190192727百分比0.62%14.56%29.59%29.56%18.01%

6.97%

0.70%

100.00%

数据来源:SPSS统计数据整理编制

表5 外部监督频率统计

得分02345总计频率372110886911972727百分比13.64%0.04%39.90%2.53%43.89%100.00%表6 相关变量描述性分析(1)

变量类型观测值均值标准差最小值最大值被解释变量:SALARY2,72714.320.72511.3617.35核心解释变量:

ICE12,7270.5520.49701ICE22,7270.4640.49901ROE2,7270.01520.942-48.327.445MP12,7270.7950.40301MP22,7270.8170.38701MP32,7270.3650.48101MP4

2,7270.3910.48801其他控制变量:

GM2,72722.521.48717.2828.51SL2,7270.5350.49901GJ2,7270.3730.2130.0001741.023YEAR

2,727

2015

0.835

2014

2016

表4样本股企业中,不存在企业未披露任何的内部控制信息,得分为零;有44.77%的样本股企业内部控制信息的披露情况处于中间水平,得分为5-7分;有54.53%的企业披露内部控制信息的情况较好,得分为8-10分完整;仅有0.7%的企业信息披露完整,得最高11分。

根据2011-2012年的统计结果,该年度有30.1%的企业为披露任何内部控制五要素相关信息,得分为0分。而在2014-2016年,得分为0的比例降低为0%。由此可见,在2011-2016年间,我国上市企业一直在努力提高内部控制发展水平,重视

84

ECONOMIC & TRADE UPDATE

内部控制信息的披露,规范内部控制信息的披露模式,加深内部控制信息的披露程度。

如表5所示:样本股企业中,存在

13.64%的企业未披露任何的内部控的相关性的外部监督信息,得分为零;有42.43%的企业外部监督的情况较好,得分为3-4分完整;并且有43.89%的企业

信息披露完整,得满分5分。

根据数据进一步分析得知:样本企业内部控制自我评价报告和内部控制审计报告出具比例达到86%以上,但是披露内部控制缺陷及改进建议的企业占比为46.42%和42.37%。这表明,我国上市企业对于披露缺陷仍然有回避心理。

通过对收集整理得到的样本股企业2014年2016年的数据进行分析,给出了相关变量的描述性统计表,如表6。

表7 相关变量描述性分析(2)

变量N极小值极大值均值标准差ICE127275117.7311.176ICE22727053.4891.666

从表10、表7数据可以看出:

(1)内部控制信息指标的最小值为5,最大值为11,均值为7.73,样本股整体情况超过内部控制指标的平均值,因此整体的内部控制信息披露程度较好。但是标准差为1.176,表明个体间的内部控制信息披露程度还存在较大差异,说明我国内部控制信息披露制度还有待进一步落实和完善。

(2)外部监督信息指标的最小值为0,最大值为5,均值为3.49,与内部控制信息指标相似,整体情况良好,但是标准差和极差都非常大,说明样本股企业个体间的披露情况存在极大差异。需要进一步加强对于内部控制的外部监督制度实施。从企业领导权结构情况来看,样本中董事长与总经理两职分离的占总数79.4%,相较于2011-2012年研究统计结果的占比72.1%,可以看到明显的改善。董事在董事会中比例超过样本平均值的比例达到39.3%。更进一步说董事的比例的平均值巳经达到

管理创新37.36%,最高的样本中达到了67%。

表8 分组(所有者类型)描述性分析(3)

统计学意义。模型回归结果如表9所示。

表9 模型回归结果

分组均值标准差SL 014.294078760.813529596

SALARY

SL 114.341792530.638348400SL 00.5717665620.495017992

ICE1

SL 10.5352981490.498923495SL 00.4037854890.490849038

ICE2

SL 10.5167923240.49988928SL 022.037274121.315519878

GM

SL 122.939865671.500916121SL 00.3756396290.226533329GJ

SL 10.3711097440.199974119根据样本股的所有者类型进行分组,得到表8的数据结果。根据上表分析,发现以下几点特征:

一是国有上市企业中高管薪酬的均值为14.34高于非国有企业的14.29,且其标准差为0.63明显小于非国有企业的0.81,这表明国有企业的高管薪酬整体水平高于非国有企业,而且各个国有企业之间的薪酬差距较小。

二是国有上市企业的内部控制信息披露(ICE1)的均分为略低于非国有企业,但两者标准差分别为0.498和0.495,可以说是近似相同,这说明非国有企业内部控制信息披露制度的执行效果相对较好。

三是国有上市企业的外部监管信息均值远高于非国有企业,且两者的标准差分别为0.490和0.498,也是近似相同,这表明我国国有上市企业的外部监督情况较好。

四是以国有和非国有的所有者类型进行分类后,发现整体上而言,5个变量差异都不大,由此可知,所有者类型对于高管薪酬的影响较小。

2、回归结果

本文使用stata14.0统计软件以企业高管薪酬水平为被解释变量,内部控制、企业业绩、管理层权力、所有者类型、股权集中度、企业规模等为解释变量,对样本进行多元回归分析。

模型整体检验(F检验)的显著性水平均为0.0000小于临界值0.05,说明所有10个解释对被解释变量的影响达到了显著性水平,回归模型在总体上具有

变量变量核心解释变量:

ICE1ICE2ROEMP1MP2MP3MP4

其他控制变量:

GMSLGJYEARcons

Number of obsProb > FRAdj R

z值即为t值统计量。

被解释变量:高管薪酬(SALARY)

CoefficientStd. Errorz值0.0302-0.0356***0.0105***-0.0456-0.0203-0.0670***-0.0789***0.234***0.232***-0.248***9.191***

0.02580.01400.00580.03180.03400.02800.02540.009370.02780.0615控制0.1972,7270.00000.27150.2686

1.170-2.6202.810-1.430-0.600-2.390-3.11024.998.350-4.03046.61

注:(1)***、**、*分别表示1%、5%、10%的显著性水平;

三、研究结论

根据以上实证研究,得出以下结论:

1、内部控制有效性与高管薪酬存在相关性。外部监督机制与高管薪酬呈负相关;内部控制信息披露情况与高管薪酬呈正相关,但相关性并不显著,这可能是由于很多上市企业仅仅程序化的披露内部控制相关信息,而没有在实务中真正落实内部控制。

2、企业业绩与高管薪酬呈正相关。当高管经营企业,使企业业绩提高,等同于为股东创造了更多的财富,股东会相应的提高他们的薪酬作为一种激励形式。因此,企业业绩与高管薪酬呈正相关。

3、合理的管理层权力设置对高管薪酬具有制衡作用。两职分离的内部治理结构、设立薪酬委员会、监事会规模、董事比例与高管薪酬呈负相关。

4、外部监督、企业业绩、监事会规模、董事比例、企业规模、所有者类型以及股权集中度对高管薪酬有显著作用。

(浙江安道设计股份有限公司,浙江 杭州 310005)

参考文献:

[1]池国华,朱俊卿.上市公司内部控制信息披露:现状研究与改进建议——基于2008年深市A股公司的数据分析[J].科学决策,2009(12).

[2]张宜霞.财务报告内部控制审计收费的影响因素——基于中国内地在美上市公司的实证研究[J].会计研究,2011(12).

[3]方红星,张志平.内部控制质量与会计稳健性——来自深市A股公司2007-2010年年报的经验证据[J].审计与经济研究,2012,27(5).

ECONOMIC & TRADE UPDATE

85

因篇幅问题不能全部显示,请点此查看更多更全内容

Copyright © 2019- huatuo0.com 版权所有 湘ICP备2023021991号-1

违法及侵权请联系:TEL:199 1889 7713 E-MAIL:2724546146@qq.com

本站由北京市万商天勤律师事务所王兴未律师提供法律服务