王鐵肩+陳震

【摘 要】 文章以2011年至2013年滬深A(yù)股上市公司的高管薪酬—業(yè)績(jī)敏感性為對(duì)象，首先單獨(dú)研究?jī)?nèi)部控制質(zhì)量對(duì)其影響，然后引入董事會(huì)結(jié)構(gòu)特征，考察不同董事會(huì)獨(dú)立性和董事會(huì)規(guī)模環(huán)境下內(nèi)部控制對(duì)高管薪酬—業(yè)績(jī)敏感性的影響程度。實(shí)證結(jié)果表明：提高內(nèi)部控制質(zhì)量能顯著提升高管薪酬—業(yè)績(jī)敏感性，并且在董事會(huì)獨(dú)立性較高以及董事會(huì)規(guī)模較小的公司，內(nèi)部控制的作用更為顯著。文章豐富了高管薪酬激勵(lì)研究方面的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)，以期為公司治理及政府監(jiān)管提供相關(guān)指導(dǎo)。

【關(guān)鍵詞】 薪酬—業(yè)績(jī)敏感性; 內(nèi)部控制; 董事會(huì)結(jié)構(gòu)

中圖分類號(hào)：F272.92;F224 ?文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A ?文章編號(hào)：1004-5937（2016）03-0044-06

一、引言

委托代理理論認(rèn)為，在現(xiàn)代企業(yè)兩權(quán)分離和理性人假設(shè)的前提下，效用函數(shù)的差異造成所有者關(guān)注企業(yè)價(jià)值而管理者追求個(gè)人利益;同時(shí)，基于信息不對(duì)稱理論，管理者處于信息優(yōu)勢(shì)地位，股東無(wú)法進(jìn)行有效監(jiān)督，導(dǎo)致了委托代理問(wèn)題（Berle和Means，1932）。因此，企業(yè)所有者需要通過(guò)采取與公司業(yè)績(jī)掛鉤的激勵(lì)機(jī)制，促使所有者與管理者的利益趨于一致，進(jìn)而在一定程度上約束管理者追求個(gè)人利益的動(dòng)機(jī)（Jensen和Meckling，1976），有助于改善委托代理問(wèn)題（Jensen和Murphy，1990;Kaplan，1994）。其中，高管薪酬—業(yè)績(jī)敏感性是上述問(wèn)題的重要度量指標(biāo)。

有學(xué)者研究表明，內(nèi)部控制與高管薪酬—業(yè)績(jī)敏感性有密切關(guān)聯(lián)，除管理職責(zé)外，管理者還必須履行內(nèi)部控制的設(shè)計(jì)和測(cè)試控制運(yùn)行的有效性等誠(chéng)信職責(zé)（Indjejikian和Matejka，2009）。我國(guó)《證券交易所上市公司內(nèi)部控制指引》和《企業(yè)內(nèi)部控制基本規(guī)范》同樣要求管理者對(duì)企業(yè)內(nèi)部控制負(fù)責(zé)，評(píng)價(jià)企業(yè)自身內(nèi)部控制并對(duì)外披露。內(nèi)部控制的核心目標(biāo)之一是保證財(cái)務(wù)信息的合法合規(guī)，內(nèi)部控制缺陷將導(dǎo)致企業(yè)會(huì)計(jì)信息質(zhì)量降低（Skaife et al.，2008;Doyle et al.，2007），從而無(wú)法準(zhǔn)確反映高管的努力和公司的業(yè)績(jī)，同時(shí)管理者的自利行為也會(huì)因?yàn)閮?nèi)部控制的失效而增加，造成高管薪酬—業(yè)績(jī)敏感性降低。從上市公司的角度看，完善的內(nèi)部控制是否確實(shí)能提升高管薪酬—業(yè)績(jī)敏感性？

董事會(huì)與內(nèi)部控制是內(nèi)部監(jiān)管與外部制度環(huán)境的關(guān)系（方紅星、金玉娜，2013），COSO在《企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)管理——整合框架》中也明確指出董事會(huì)是內(nèi)部環(huán)境的關(guān)鍵要素，但鮮有學(xué)者考慮在不同的董事會(huì)環(huán)境情況下，內(nèi)部控制如何影響高管薪酬—業(yè)績(jī)敏感性。董事會(huì)通常被視作最為重要的內(nèi)部控制機(jī)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(dāng)?shù)男匠昙?lì)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(huì)環(huán)境僅考慮影響最顯著的董事會(huì)結(jié)構(gòu)特征，即董事會(huì)規(guī)模與董事會(huì)獨(dú)立性。已有學(xué)者得出結(jié)論，高質(zhì)量的公司治理能提高內(nèi)部控制的有效性（Hoitash和Goh，2009），內(nèi)部控制能夠提升高管薪酬—業(yè)績(jī)敏感性也被一些學(xué)者證實(shí)。但在不同的董事會(huì)環(huán)境下，內(nèi)部控制如何影響企業(yè)高管薪酬—業(yè)績(jī)敏感性？

為解決上述兩個(gè)問(wèn)題，本文選取2011年至2013年滬深A(yù)股公司的數(shù)據(jù)，實(shí)證檢驗(yàn)內(nèi)部控制、董事會(huì)結(jié)構(gòu)特征與高管薪酬—業(yè)績(jī)敏感性之間的關(guān)系，以驗(yàn)證內(nèi)部控制是否能有效影響高管薪酬—業(yè)績(jī)敏感性，并探究?jī)?nèi)部控制在不同董事會(huì)結(jié)構(gòu)特征下對(duì)高管薪酬—業(yè)績(jī)敏感性的作用程度。本文豐富了在內(nèi)部控制視角下高管薪酬的研究成果，以期為企業(yè)提供內(nèi)部治理、為政府提供外部監(jiān)管方面的指導(dǎo)。

二、理論分析與研究假設(shè)

（一）內(nèi)部控制與高管薪酬—業(yè)績(jī)敏感性

本文認(rèn)為，內(nèi)部控制主要通過(guò)兩種途徑影響高管薪酬—業(yè)績(jī)敏感性。

其一，有效的內(nèi)部控制能減少高管自利行為?！皟?nèi)部人控制”是許多公司難以避免的問(wèn)題。權(quán)小鋒（2010）認(rèn)為高管擁有對(duì)公司的直接控制權(quán)，通過(guò)薪酬契約異化的方式來(lái)獲取高收入。Bebchuk（2009）認(rèn)為高管濫用權(quán)力尋租的行為將績(jī)效付酬變?yōu)榉强?jī)效付酬。盧銳、柳建華和許寧（2011）認(rèn)為內(nèi)部控制的機(jī)制在于約束管理者的自利行為，同時(shí)也應(yīng)有相應(yīng)的制度來(lái)激勵(lì)管理者，使得管理者與股東的利益基本一致。Kaplan（1994）認(rèn)為較好的選擇是將高管薪酬與公司業(yè)績(jī)聯(lián)系起來(lái)。李萬(wàn)福（2011）研究表明，過(guò)度投資是管理者牟利的途徑，而內(nèi)部控制是抑制這一行為的有效途徑。因此盧銳（2011）認(rèn)為，既然管理者的自利行為因?yàn)閮?nèi)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(yīng)該通過(guò)改善企業(yè)業(yè)績(jī)來(lái)提高自己的薪酬水平，用于補(bǔ)償以前的“灰色收入”。

其二，有效的內(nèi)部控制能提高會(huì)計(jì)信息的有效性，進(jìn)而準(zhǔn)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(huì)計(jì)信息質(zhì)量提高的基礎(chǔ)是建立有效的內(nèi)部控制。董育軍和談多嬌（2012）研究表明，低質(zhì)量的會(huì)計(jì)信息會(huì)對(duì)企業(yè)績(jī)效的評(píng)價(jià)造成干擾，從而對(duì)高管努力造成干擾，降低高管薪酬—業(yè)績(jī)敏感性。洪峰（2010）的研究同樣表明管理者的薪酬—業(yè)績(jī)敏感度受到低質(zhì)量會(huì)計(jì)信息的影響。陳林榮和辛金國(guó)（2013）認(rèn)為，科學(xué)有效的績(jī)效考評(píng)機(jī)制是高質(zhì)量的內(nèi)部控制的一部分，考評(píng)結(jié)果影響其薪酬。這種與內(nèi)部控制掛鉤的激勵(lì)機(jī)制會(huì)促使管理者更努力地提升公司業(yè)績(jī)，結(jié)果即高管薪酬—業(yè)績(jī)敏感度提高。綜上，本文提出假設(shè)1：

假設(shè)1：企業(yè)內(nèi)部控制有效性與高管薪酬—業(yè)績(jī)敏感性顯著正相關(guān)。

（二）內(nèi)部控制、董事會(huì)結(jié)構(gòu)特征與高管薪酬—業(yè)績(jī)敏感性

1.董事會(huì)獨(dú)立性

本文認(rèn)為，董事會(huì)中獨(dú)立董事占比較高的公司，其內(nèi)部控制有效性較高，對(duì)高管的約束作用更加明顯。

獨(dú)立董事比例是衡量董事會(huì)控制的一個(gè)指標(biāo)，Boyd（1994）將獨(dú)立董事比例作為衡量公司治理水平的指標(biāo)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(yè)績(jī)更差，即高管薪酬—業(yè)績(jī)敏感性較差。唐國(guó)瓊（2012）發(fā)現(xiàn)股票回報(bào)率與高管薪酬增加水平在獨(dú)立董事比例較高的公司顯著正相關(guān)，但獨(dú)立董事比例較低的公司卻不顯著，表明獨(dú)立性較高的董事會(huì)能更好地監(jiān)督和治理高管薪酬—業(yè)績(jī)敏感性。Harve和Shrieves（2001）也從公司治理機(jī)制和代理人分擔(dān)風(fēng)險(xiǎn)的角度證明獨(dú)立董事的存在增強(qiáng)了高管薪酬—業(yè)績(jī)敏感度。那么董事會(huì)獨(dú)立性如何通過(guò)影響公司內(nèi)部控制從而影響高管薪酬—業(yè)績(jī)敏感性呢？Beng Wee Goh（2009）從內(nèi)部控制的矯正機(jī)制研究了這個(gè)問(wèn)題，通過(guò)選取新加坡2003年至2004年內(nèi)部控制有重大缺陷的208個(gè)工廠進(jìn)行研究，發(fā)現(xiàn)董事會(huì)獨(dú)立性較高的公司能及時(shí)矯正內(nèi)部控制缺陷。Fama和Jensen（1983）也提出公司的“內(nèi)部人控制”問(wèn)題可以在一定程度上通過(guò)獨(dú)立董事制度解決，同時(shí)促進(jìn)內(nèi)部控制制度的建立與運(yùn)行。Dalton和Daily（1999），羅新華和隋敏（2008）的研究都表明獨(dú)立董事的存在使得公司能夠在決策時(shí)獲取外部信息和獨(dú)立判斷，使公司免受“內(nèi)部人控制”。本文認(rèn)為，董事會(huì)獨(dú)立性越高，經(jīng)營(yíng)所參考的獨(dú)立信息也就越多，越有利于完善和執(zhí)行內(nèi)部控制制度;即使公司內(nèi)部控制存在偏差，也能夠及時(shí)進(jìn)行矯正;管理者受到的監(jiān)督越多，牟取私利的動(dòng)機(jī)越小，就越能專注于公司經(jīng)營(yíng)。

基于以上分析，本文提出假設(shè)2a：

假設(shè)2a：董事會(huì)獨(dú)立性越高，內(nèi)部控制能更有效地影響高管薪酬—業(yè)績(jī)敏感性。

2.董事會(huì)規(guī)模

本文認(rèn)為，董事會(huì)規(guī)模較小的公司，不容易被管理層控制，其內(nèi)部控制機(jī)制能更有效地約束管理者。

Lipton和Lorsch（1992）的研究結(jié)論表明，如果董事會(huì)規(guī)模過(guò)大，董事之間的意見就難以協(xié)調(diào)一致，董事會(huì)的監(jiān)管職能受到影響，進(jìn)而影響對(duì)高管薪酬的監(jiān)督。Jensen（1993）從董事會(huì)治理效率角度得出結(jié)論：過(guò)大的董事會(huì)規(guī)模降低了治理效率，并且使每位董事的職責(zé)變得相對(duì)模糊，進(jìn)而影響薪酬管理。Core et al.（1999）通過(guò)實(shí)證研究表明董事會(huì)規(guī)模過(guò)大時(shí)，CEO的薪酬水平更高，但公司業(yè)績(jī)變得更差。那么董事會(huì)規(guī)模怎樣作用于內(nèi)部控制呢？Beasley（1996）選取75家發(fā)生舞弊的上市公司，證明董事會(huì)規(guī)模的擴(kuò)大顯著影響了公司舞弊的可能，同時(shí)，Beasley認(rèn)為董事會(huì)與管理層勾結(jié)現(xiàn)象在董事會(huì)規(guī)模較大的公司中越明顯。Jensen（1993）發(fā)現(xiàn)董事會(huì)規(guī)模超過(guò)7人時(shí)，CEO對(duì)董事會(huì)的控制變得更加容易，從而使得公司內(nèi)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(nèi)部控制存在問(wèn)題的企業(yè)往往有較大規(guī)模的董事會(huì)。董事會(huì)規(guī)模的擴(kuò)大造成了董事會(huì)治理效率的降低，同時(shí)權(quán)力的分散增加了管理者控制董事會(huì)的可能，使得公司內(nèi)部控制失效，管理者不顧公司長(zhǎng)遠(yuǎn)業(yè)績(jī)，攫取私利，從而降低高管薪酬—業(yè)績(jī)敏感性。

基于以上分析，提出假設(shè)2b：

假設(shè)2b：董事會(huì)規(guī)模越小，內(nèi)部控制能更有效地影響高管薪酬—業(yè)績(jī)敏感性。

三、研究設(shè)計(jì)

（一）模型構(gòu)建與變量定義

為驗(yàn)證假設(shè)1，筆者借鑒了研究高管薪酬—業(yè)績(jī)敏感性學(xué)者的模型設(shè)計(jì)（盧銳、柳建華、許寧，2010;陳震、張鳴，2008;董育軍、談多嬌，2012;唐國(guó)瓊、胡茂莉，2012），并根據(jù)本文需要設(shè)計(jì)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(shù)據(jù)數(shù)量級(jí)對(duì)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(duì)數(shù)。解釋變量為ROE、LN_ICI以及LN_ICI×ROE的交互項(xiàng)，ROE為公司的凈資產(chǎn)收益率，LN_ICI為上市公司內(nèi)部控制指數(shù)的自然對(duì)數(shù)。模型（1）通過(guò)考察LN_ICI×ROE交互項(xiàng)系數(shù)的正負(fù)號(hào)和顯著性進(jìn)行研究。若交互項(xiàng)系數(shù)顯著為正，則說(shuō)明提高內(nèi)部控制的有效性確實(shí)能提升高管薪酬—業(yè)績(jī)敏感性。多數(shù)文獻(xiàn)對(duì)內(nèi)部控制的度量基于內(nèi)部控制的“缺陷觀”：要么采用虛擬變量，當(dāng)上市公司披露內(nèi)部控制自我評(píng)估報(bào)告時(shí)取1，未披露取0（盧銳，2011）;要么以內(nèi)部控制五要素為基礎(chǔ)構(gòu)建內(nèi)部控制評(píng)價(jià)體系，并以總分度量?jī)?nèi)部控制質(zhì)量（池國(guó)華、郭菁晶，2015）。本文認(rèn)為我國(guó)上市公司傾向于不披露內(nèi)部控制缺陷，使得“缺陷觀”的使用缺乏理論基礎(chǔ)，度量難度大且并不全面，缺乏科學(xué)依據(jù)，度量結(jié)果并不具有客觀性。因此本文選用財(cái)政部會(huì)計(jì)司聯(lián)合迪博企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)管理技術(shù)有限公司發(fā)布的“迪博·上市公司內(nèi)部控制指數(shù)”，該指數(shù)綜合性強(qiáng)，較有權(quán)威性。

對(duì)于董事會(huì)結(jié)構(gòu)特征變量，本文選取國(guó)內(nèi)外學(xué)者研究較多的INDEPENDENCE（INDEP）和SCALE。INDEPENDENCE指董事會(huì)獨(dú)立性，用獨(dú)立董事人數(shù)除以董事會(huì)總?cè)藬?shù)計(jì)算得出（Hwang和Kim，2009;黃志忠，2009）。SCALE指董事會(huì)規(guī)模，用董事會(huì)總?cè)藬?shù)評(píng)價(jià)（Lipton和Lorsch，1992;Cyert，2002）。

對(duì)于控制變量，本文在參考相關(guān)文獻(xiàn)的基礎(chǔ)上選取SIZE、LEV、GROWTH和CONTROLLER（CONTR）四個(gè)變量。SIZE指公司規(guī)模，取公司總資產(chǎn)的自然對(duì)數(shù)（Murphy，1985;Joseow和Shepard，1993;魏剛，2000;李增泉，2000）;LEV指資產(chǎn)負(fù)債率，用公司總負(fù)債除以總資產(chǎn);GROWTH指公司成長(zhǎng)性，用每年的銷售收入增長(zhǎng)率反映;CONTROLLER指公司實(shí)際控制人性質(zhì)，即產(chǎn)權(quán)性質(zhì)，該變量為虛擬變量，若實(shí)際為國(guó)有控股取1，非國(guó)有控股則取0（陳震、張鳴，2008;盧銳，2011）。

為驗(yàn)證假設(shè)2，本文對(duì)模型（1）稍加改動(dòng)，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(huì)結(jié)構(gòu)特征變量統(tǒng)稱X，當(dāng)考察董事會(huì)獨(dú)立性變量時(shí)，則將變量INDEPENDENCE去除，并按照一定標(biāo)準(zhǔn)將全樣本分為兩個(gè)子樣本，用此方法單獨(dú)考察董事會(huì)獨(dú)立性的影響?？疾於聲?huì)規(guī)模變量時(shí)同理。

文獻(xiàn)綜述中已提及Lipton和Lorsch（1993）研究發(fā)現(xiàn)小規(guī)模的董事會(huì)比大規(guī)模的董事會(huì)運(yùn)行更有效率，且董事會(huì)的最大限度應(yīng)為10人。因此本文選取10人作為分割樣本的標(biāo)準(zhǔn)。

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

（二）樣本與數(shù)據(jù)來(lái)源

本文內(nèi)部控制指數(shù)來(lái)源于迪博內(nèi)部控制數(shù)據(jù)庫(kù)，其余所有數(shù)據(jù)均來(lái)自于國(guó)泰安數(shù)據(jù)庫(kù)（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(guī)則剔除：（1）剔除金融、保險(xiǎn)類型的上市公司;（2）剔除首次公開發(fā)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(huì)相關(guān)信息和公司特征等信息的上市公司;（5）剔除內(nèi)部控制信息缺失的公司。

數(shù)據(jù)整理完畢后共有樣本4 894個(gè)，其中2011年1 462個(gè)，2012年1 665個(gè)，2013年1 767個(gè)，本文對(duì)總體樣本進(jìn)行了描述性統(tǒng)計(jì)、相關(guān)分析以及回歸分析。同時(shí)將樣本按照前述標(biāo)準(zhǔn)分成若干子樣本進(jìn)行進(jìn)一步的回歸分析。初期數(shù)據(jù)處理篩選工作使用Excel2010完成，統(tǒng)計(jì)分析使用SPSS19.0完成。

四、相關(guān)性分析

為防止有數(shù)據(jù)不滿足Pearson檢驗(yàn)的條件，本文從穩(wěn)健的角度出發(fā)同時(shí)進(jìn)行Pearson檢驗(yàn)和Spearman檢驗(yàn)。從表2所示Pearson相關(guān)系數(shù)和Spearman相關(guān)系數(shù)可知，LN_PAY與交互項(xiàng)LN_ICI×ROE呈正相關(guān)關(guān)系，且在1%水平上顯著，這表明上市公司內(nèi)部控制指數(shù)越高，高管薪酬—業(yè)績(jī)敏感性越好。Pearson檢驗(yàn)和Spearman檢驗(yàn)都支持假設(shè)1成立。此外，還可以看出公司規(guī)模、資產(chǎn)負(fù)債率、產(chǎn)權(quán)性質(zhì)、董事會(huì)規(guī)模和股權(quán)集中度都與高管薪酬正相關(guān)，證實(shí)了以前學(xué)者研究得出的結(jié)論。但是關(guān)于假設(shè)2的驗(yàn)證此處無(wú)法得出結(jié)論，需要進(jìn)一步進(jìn)行回歸分析。

五、回歸分析

（一）描述性統(tǒng)計(jì)

表3列示了本文所研究主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)。從表3可以看出，高管薪酬自然對(duì)數(shù)的標(biāo)準(zhǔn)差為0.6688，相較于其他指標(biāo)較大，說(shuō)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(nèi)部控制指數(shù)自然對(duì)數(shù)的均值為6.5125，最大值為6.8852，最小值為2.1939，但標(biāo)準(zhǔn)差僅為0.1507。從以上數(shù)據(jù)看出內(nèi)部控制指數(shù)呈左偏分布，大多數(shù)公司的內(nèi)部控制指數(shù)較高，只有少部分公司內(nèi)部控制較差，這與我國(guó)自21世紀(jì)以來(lái)大力強(qiáng)調(diào)上市公司內(nèi)部控制的重要性有密切聯(lián)系。至于董事會(huì)獨(dú)立性，均值為0.3703，最大值為0.7143，最小值為0.2000，說(shuō)明各上市公司獨(dú)立董事比例差異懸殊，但多數(shù)公司的獨(dú)立董事比例在0.4左右。董事會(huì)規(guī)模和股權(quán)集中度也是如此，極值差異大，但總體呈現(xiàn)左偏或者右偏分布。上述各指標(biāo)的差異說(shuō)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(jī)。

（二）回歸結(jié)果及分析

1.全樣本回歸

如表4所示，模型（1）檢驗(yàn)的F值為164.575，通過(guò)了檢驗(yàn)，表明模型具有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義。

全樣本回歸以LN_PAY作為被解釋變量，解釋變量交叉項(xiàng)LN_ICI×ROE的回歸系數(shù)為2.857，P值為0.000，遠(yuǎn)遠(yuǎn)低于0.01，表明在1%水平下顯著。這符合前人的研究結(jié)論和筆者的預(yù)期，說(shuō)明每提高1單位的內(nèi)部控制指數(shù)的自然對(duì)數(shù)就能提高2.857個(gè)單位的高管薪酬—業(yè)績(jī)敏感性。內(nèi)部控制有效性與高管薪酬—業(yè)績(jī)敏感性顯著正相關(guān)，提升內(nèi)部控制有效性能顯著提升高管薪酬—業(yè)績(jī)敏感性。假設(shè)1得到驗(yàn)證。

2.董事會(huì)獨(dú)立性子樣本回歸

如表5所示，為驗(yàn)證假設(shè)2a，去除了模型中的變量INDEP，并按照研究設(shè)計(jì)中所述的40%標(biāo)準(zhǔn)將全樣本分為獨(dú)立性大于0.4的子樣本（1）和獨(dú)立性小于0.4的子樣本（2）。兩個(gè)子樣本回歸方程檢驗(yàn)的F值分別為51.479和135.713，都通過(guò)了F檢驗(yàn)，證明回歸方程有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義。

子樣本（1）和（2）的交互項(xiàng)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(shù)為3.349，子樣本（2）的系數(shù)為2.851，即內(nèi)部控制指數(shù)的自然對(duì)數(shù)每提高1個(gè)單位，子樣本（1）的高管薪酬—業(yè)績(jī)敏感性將會(huì)提高3.349個(gè)單位，而子樣本（2）只會(huì)提高2.851個(gè)單位，同比增加17.47%。說(shuō)明在獨(dú)立董事比例更大的情況下，內(nèi)部控制質(zhì)量對(duì)高管薪酬—業(yè)績(jī)敏感性的促進(jìn)作用更明顯。假設(shè)2a得到驗(yàn)證。

3.董事會(huì)規(guī)模子樣本回歸

如表6所示，為驗(yàn)證假設(shè)2b，去除了模型中的變量SCALE，并按照研究設(shè)計(jì)中所述的10人標(biāo)準(zhǔn)將全樣本分為董事會(huì)規(guī)模大于10人的子樣本（3）和董事會(huì)規(guī)模小于10人的子樣本（2），兩個(gè)子樣本回歸方程檢驗(yàn)的F值分別為30.706和152.890，都通過(guò)了F檢驗(yàn)，表明模型具有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義。

子樣本（3）的交互項(xiàng)LN_ICI×ROE系數(shù)為0.977，P值為0.258，遠(yuǎn)遠(yuǎn)大于0.01，表明沒有通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，但子樣本（4）在1%水平上顯著。說(shuō)明在董事會(huì)規(guī)模大于10人時(shí)，內(nèi)部控制質(zhì)量與高管薪酬—業(yè)績(jī)敏感性相關(guān)性不顯著，但董事會(huì)規(guī)模小于10人時(shí)，內(nèi)部控制質(zhì)量與高管薪酬—業(yè)績(jī)敏感性顯著正相關(guān)。換言之，在更小的董事會(huì)規(guī)模下，內(nèi)部控制質(zhì)量的提高能更有效地提升高管薪酬—業(yè)績(jī)敏感性。假設(shè)2b得到驗(yàn)證。

（三）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

本文作了如下方面的穩(wěn)健性檢驗(yàn)，用以支持本文結(jié)論的普遍性與可靠性：

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

2.將模型中度量公司業(yè)績(jī)的變量?jī)糍Y產(chǎn)報(bào)酬率ROE替換為總資產(chǎn)報(bào)酬率ROA，構(gòu)成模型（3）和（4），并對(duì)其根據(jù)本文方法按照該模型對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行回歸，主要的回歸結(jié)果仍支持三個(gè)假設(shè)。

3.對(duì)于董事會(huì)獨(dú)立性子樣本的分割標(biāo)準(zhǔn)，采取均值0.37對(duì)其進(jìn)行重新分割，回歸結(jié)果雖不如上文顯著，但仍支持假設(shè)2a。

4.對(duì)于董事會(huì)規(guī)模子樣本的分割標(biāo)準(zhǔn)，采取均值9對(duì)其進(jìn)行重新分割，回歸結(jié)果仍顯著，支持假設(shè)2b。

5.增加行業(yè)和年度兩個(gè)新的控制變量，回歸結(jié)果仍支持本文假設(shè)。

六、結(jié)論及啟示

薪酬激勵(lì)制度一直是國(guó)內(nèi)外學(xué)者在公司治理方面的研究熱點(diǎn)。本文認(rèn)為，有效的內(nèi)部控制通過(guò)抑制高管自利行為和提升會(huì)計(jì)信息質(zhì)量來(lái)增強(qiáng)高管薪酬—業(yè)績(jī)敏感性，而且董事會(huì)結(jié)構(gòu)特征會(huì)影響內(nèi)部控制對(duì)高管薪酬—業(yè)績(jī)敏感性的作用。董事會(huì)獨(dú)立性作用于內(nèi)部控制制度的制定、執(zhí)行和矯正，董事會(huì)規(guī)模作用于董事會(huì)治理效率和權(quán)力的集中程度，可能導(dǎo)致內(nèi)部控制失效，進(jìn)而影響內(nèi)部控制作用于高管薪酬—業(yè)績(jī)敏感性。

基于此，本文通過(guò)2011年至2013年滬深兩市4 894個(gè)樣本，研究了在不同董事會(huì)結(jié)構(gòu)特征背景下，內(nèi)部控制對(duì)高管薪酬—業(yè)績(jī)敏感性的作用程度。結(jié)果顯示：內(nèi)部控制質(zhì)量與高管薪酬—業(yè)績(jī)敏感性顯著正相關(guān)，說(shuō)明提高內(nèi)部控制質(zhì)量能有效改善第一類代理問(wèn)題。此外，相對(duì)于董事會(huì)獨(dú)立性較低的公司，在董事會(huì)獨(dú)立性較高的公司中，內(nèi)部控制作用于高管薪酬—業(yè)績(jī)敏感性的程度更加顯著，說(shuō)明內(nèi)部控制在董事會(huì)獨(dú)立性較高的環(huán)境下能更好地發(fā)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(xié)同。最后，相較于董事會(huì)規(guī)模較大的公司，在董事會(huì)規(guī)模較小的公司中，內(nèi)部控制與高管薪酬—業(yè)績(jī)敏感性的正相關(guān)關(guān)系更加顯著，表明內(nèi)部控制在董事會(huì)規(guī)模較小的公司能更有效地發(fā)揮其作用，說(shuō)明較小的董事會(huì)規(guī)模能夠提高治理效率，促進(jìn)內(nèi)部控制的運(yùn)行，進(jìn)而約束高管自利行為，使高管更關(guān)注經(jīng)營(yíng)。

本文的研究豐富了高管薪酬激勵(lì)影響因素的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)，并能在內(nèi)部控制與公司治理方面給予企業(yè)所有者一定的指導(dǎo)，同時(shí)為政府監(jiān)管提供思路，從而為改善第一類委托代理問(wèn)題提供新的視角。

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