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）

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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

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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

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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).

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