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经济新常态下高管薪酬激励对公司内部控制有效性的影响 ——基于中国A股主板上市公司的经验数据
日期:2016-05-05

 

摘要

本文以新常态下2012-2014A股主板上市公司数据为样本,从现金薪酬和股权薪酬两个方面实证检验高管薪酬激励对内部控制有效性的影响,并进一步检验在不同终极控股股东的上市公司中,高管薪酬激励对内部控制有效性影响程度的差异。

以往的大多数文献均以现金薪酬代替薪酬变量,忽略了股权薪酬对高管激励的影响作用,然而经过近几年的发展,股权激励逐渐被大众认识和运用,实施股权激励的上市公司数量不断增多,本文加入股权薪酬哑变量,考察其对内部控制有效性的影响。

本文内控有效性基于内部控制五要素来度量,原因在于内部控制各个要素之间具有紧密联系、相互牵制的逻辑关系,以内部控制五要素为框架构建的内部控制评价体系符合我国《企业内部控制基本规范》及其《配套指引》对内部控制评价的要求。

通过实证研究发现,内部控制有效性与高管现金薪酬呈现正相关关系,且国有终极控股权的公司更愿意支付给管理人员高的现金报酬,来换取有效的内部控制,即与非政府控制的上市公司相比,政府控制上市公司的高管现金薪酬激励对内部控制有效性的影响更大。而内部控制有效性与高管股权薪酬激励没有呈现正相关关系,不能证明对高管实施股权激励会显著提升内部控制的有效性。但是在国有终极控股权公司中,对高管实施股权激励与内部控制有效性显著正相关,说明与非政府控制的上市公司相比,政府控制上市公司的高管股权薪酬激励对内部控制有效性的影响更大。

关键词:新常态、现金薪酬激励、股权激励、内部控制有效性


1.绪论

1.1研究背景

2002726日,美国为了应对安然事件及随后的一系列上市公司的财务丑闻,在一片混乱中,2004年萨班斯-奥克斯利法案出台了。这项关于会计和公司治理一揽子改革的法案,完善了虚假处理财务报表、财务审计舞弊、财务证据销毁等方面的漏洞,将内部风险控制在全球范围内提升到一个新高度,重树了投资者对证券市场和上市公司的信心。作为“萨班斯法案”中最重要的条款之一的404条款,更是明确规定了内部控制结构的职责,该条款要求上市公司在年报中对内部控制报告和内部控制评价报告进行披露,确保公司财务报告的真实性和可靠性。

《萨班斯法案》的出台,对违规企业的高管做出了轻则罚款、重则牢狱的惩罚规定,苛刻严厉的404条款更是备受争议,以致于一些公司以退市作为代价。但不可否认的是,该法案对美国乃至世界的财务管理影响都非常大,即便是已经退市的公司,仍然认为萨班斯法案始终是值得长期遵循的标准。

2004年萨班斯法案诞生到如今内部控制建设如火如荼,10年多的时间让中国企业经历了内部控制从无到有,从困惑到相对成熟,一定程度上帮助企业提高了对各项风险的管理能力。我国在内部控制制度建设方面成就显著,一方面建立了以《企业内部控制基本规范》和配套指引为主的一整套内部控制制度体系和法律规范,另一方面越来越多的上市公司在通过设立、 实施和维护内部控制来促使公司走向规范化、制度化经营的轨道。而内部控制有效性,又表现在两个方面:设计上的有效性和运行实施上的有效性。而内部控制的建立和实施都需要通过企业高级管理者来推行和实践。

基于现代企业制度的两权分离,经营者在所有者的委托之下,管理企业的日常经营活动,掌握着企业的经营权。在对企业进行管理的过程中,经营者并非事事亲力亲为,而是将企业的日常经营管理的实际执行权下放到内部各部门机构,同时监督各机构的执行情况。由此可见,企业高管作为内部控制的执行者,在整个控制过程中的作用极其重要,他们对内部控制的态度如何,可以说决定着内部控制能否在企业的运转中起到作用。

企业实施内部控制的目标之一,为了提高企业经营的效率和效果,保证企业的经营管理遵循法律法规,约束高管人员的自利行为,激励高管团队发挥有效作用,尽职尽责投入内部控制建设,实现企业战略目标。为了实现以上目标,就需要管理者与股东利益趋于一致,约束管理层的逆向选择和道德风险,这正是薪酬激励的关键。

上市公司高管在构建内部控制体系、维持内部控制体系有效运行、评价与发布内部控制报告时,必然会考虑其所获取的报酬与践行内部控制的相关法规所带来的额外成本,从而会注重并运用内部控制的作用,使得自身的薪酬与公司绩效挂钩,以弥补因自利行为缺失的那部分报酬。

2009年金融危机正当时,德勤企业风险管理部专家在接受采访时就曾指出,公众公司尤其上市公司,应注重加强内部控制体系建设,先“管好”高管,在“管好”内控,这样有助于公司应对经济寒冬的挑战。我国法规要求,自200971日起,上市公司须对本公司内部控制的有效性进行评价,同时披露年度内控评价报告,可见国家层面对上市公司内部控制有效性的在意和关注程度。就目前的情况来看,许多中国企业已投身内控建设和实施中。企业对内控的重视,绝不仅仅是为了遵守内控基本规范,而是希望借此机会真正通过内部控制梳理各项业务和监管流程,建立相应控制机制,促进企业的健康发展。

如果高管薪酬激励合理有效,激励制度实施效果显著,高管在管理和实践过程中主动强化公司内部控制机制和效果,提升企公司的内部控制有效性,继而反过来又能提高激励机制和约束机制的合理性,激发高管的工作动力,约束高管的自力行为,带动经营业绩的上升,起到良性循环。由此可见,研究高管薪酬激励对公司内部控制有效性的影响显得很有必要。

1.2研究意义与主要贡献

国外关于高管薪酬和股权激励对企业内部控制有效性的研究已经取得了大量的成果,但是我国在这方面研究的起步较晚,且我国的企业制度、经济体制以及高管薪酬、持股问题的历史发展与西方国家有很大的不同,与国外的研究相比还是有着较大的差距,我国企业高管薪酬激励机制还在探索发展之中。

2012年以来我国经济增长速度放缓,告别了过去30多年10%左右的高速增长,2012年、2013年和2014年增速分别为7.7%7.7%7.4%,经济增长阶段发生根本性转换,经济下行压力加大,进入新常态。本文将以新常态下上市公司数据为样本,深入研究高管现金薪酬激励和股权薪酬激励对内部控制有效性的影响。

从理论上来看,本文的研究将会丰富高管薪酬激励、股权激励与内部控制有效性相关领域的研究成果,提供更多的经验证据和理论依据,同时为企业合理制定高管薪酬契约、提升内部控制有效性、降低代理成本提供理论依据。

从现实意义来看,本文的研究有助于推进上市公司高管薪酬激励制度和内部控制体系的进一步建设,将内部控制有效性纳入管理层的考核体系中,使管理层增加对内部控制的重视程度,自觉履行管理者的职责。对所有者而言可以缓解代理问题,促使管理层的行为与公司整体的利益趋于一致,提高经营业绩,实现股东财务最大化的财务管理目标,实现企业健康持续发展的目的。

本文的主要贡献有两个:

一是以新常态下A股主板上市公司数据为样本,考虑到近几年来股权激励逐渐被上市公司董事长和大股东所认可和运用,在对高管薪酬激励进行度量时,加入了股权薪酬激励因素,考察其对内部控制有效性的影响;

二是在对内部控制有效性进行衡量时,主要基于COSO委员会提出的内部控制五要素(内部环境,风险评估,控制活动,信息与沟通和监督)的理念,但在对五要素的度量和指标的选取上进行了部分修改。之所以选择五要素的衡量方法,首先是因为COSO委员会自颁布《内部控制整合框架》以来,一直在对内部控制框架的内容和注意点进行修订和细化,20135月,COSO委员会发布了最新的内部控制框架,基于原有的COSO五要素提出了17条核心内控原则,从而大幅度增强了五要素的可操作性;其次,内部控制各个要素之间具有紧密联系、相互牵制的逻辑关系,《内部控制整合框架》是被最广泛认可的关于内部控制整体框架的国际标准;最后,以内部控制五要素为框架构建的内部控制评价体系符合我国《企业内部控制基本规范》及其《配套指引》对内部控制评价的要求,便于实施和推广。此外,在操作方法上,本文通过用因子分析法对20个指标降维处理,提取公因子,再通过权重的设定(单个的公因子的方差贡献率/累积方差贡献率),计算出内部控制有效性综合评价指数。

1.3相关概念界定

1.3.1内部控制有效性

19929月,COSO委员会颁布了《内部控制—整体框架》,COSO内部控制框架对内部控制进行了定义,即内部控制是由企业董事会、管理层和其他人员共同影响,为提升企业经营效率、提升财务报告的可靠性、相关法规的遵循性等目标的实现,而提供合理保证的过程。COSO将内部控制的目标分为经营营运目标、财务数据真实可靠目标和法律法规遵循性目标三类,并认为内部控制系统是由内控环境、风险评估、内控活动、信息与沟通、监督五个重要的要素组成。COSO对内部控制的定义,通常被后来的学者认为是具有权威的定义,受到全世界的广泛认可和借鉴。

2008年我国财政部、审计署、证监会、保监会、银监会五个部门在借鉴国际上先进的内部控制规范及立足中国特殊国情的基础上,联合颁布了《企业内部控制基本规范》,该规范将内部控制界定为:内部控制是由企业董事会、证监会、经理层和全体员工实施的、旨在实现控制目标的过程。《基本规范》认为内部控制的目标可以概括为资产安全、经营目标、报告目标、合规目标、战略目标五个,有助于提高经营效率和结果,促进企业实现发展战略。

1.我国颁布的主要内部控制相关法规

时间

发布部门

法规名称

2001

中注协

内部控制审核制度意见

证监会

证券公司内部控制指引

财政部

内部控制会计控制规范基本规范(试行)

2002

银监会

商业银行内部控制指引

2006

上交所

上海证券交易所上市公司内部控制指引

深交所

深圳证券交易所上市公司内部控制指引

卫生部

医疗机构财务会计内部控制规定(试行)

国务院国资委

中央企业全面风险管理指引

2008

财务部等五部委

企业内控控制基本规范

2010

财务部等五部委

企业内控控制配套指引

内部控制的有效性,是建立在内部控制实施效果是否有效之上的,是对内部控制目标的实现程度。内部控制的目标实现的程度越高,相应的,内部控制的有效性水平就越高。内部控制的有效性可以从制度设计和运行实施两个层面来观察。首先,科学、合理的内部控制适度是实现企业内部控制有效性的基础,当内部控制制度与企业的内部环境、文化、战略相适应,相关人员在实施的过程中遇到的不合理阻碍较少时,说明内部控制可以发挥合理的功效,即在制度设计层面上实现了内部控制目标,内部控制是有效的。其次,内部控制受到很强的人为因素的影响,设计再完美的内部控制制度,如果实施、运行非效率,即使耗费再多的人力和财力,也只是无用功,优质的内控制度和规范需要通过人员来实施,并在实施的过程中不断的维护和改进,控制实施的进度和过程。通过权力和责任相配置、风险的评估和控制、人员的监督和激励来运行和执行内控控制的目标,如果内部控制实现的效率较高,说明在运行实施层面上内部控制是有效的。本文所讲的内部控制有效性,是指在既定的合理的目标下,使得内部控制保持在一个合理的区间内,帮助企业的经营管理实现预期目标。

1.3.2高管薪酬

在日常生活中,我们一般认为企业高管指那些对公司的经营决策、投资决策和战略规划等具有决策权的,但又需要对企业的经营效益承担责任的高级管理人员。虽然独立董事对公司重要决策的审议具有关键的一票决定权,也从上市中里领取固定的薪酬,但考虑到其对经营活动的决定权主要体现在审核上,且不需对经营业绩的负责,薪酬与公司绩效不挂钩,因此,公司的独立董事不在高级管理人员的范围内。同理,公司的董事会和监事会成员,也不包括在高级管理人员的范围内。在《公司法》2005年的修订中,高管的范围得以界定:高级管理人员是指公司的经理、副经理、财务负责人,上市公司董事会秘书和公司章程规定的其他人员。

薪酬是指支付给公司员工的各种形式的劳务所偿,日常生活中常见的薪酬一般包括工资、奖金、福利三种,其中工资又可以划分为基本工资和绩效工资,奖金包含各种现金分红、股票股权等,而福利的范围更广包括带薪休假、商业保险、交通补贴,话费报销等等。按照性质划分薪酬包括货币性薪酬和非货币性薪酬两大类。考虑到非货币性薪酬在各公司之间差异较大,且难以衡量和量化,故本文在研究高管薪酬时,为了降低薪酬差异过大可能引起异常,为了数据收集的简便性及可靠性,采用上市公司年报中根据证监会要求所披露的高管年度报酬总额,作为本文高管现金薪酬的变量,以是否实施股权激励哑变量作为高管股权薪酬的变量。

1.3.3股权激励

股权激励是指股东通过授予经营者一定股权的形式,使经营者能以股东身份参与企业决策,分享企业剩余利润的同时也要分担市场风险,作为一种有效的长期激励方式,将股东的利益与经营者自身联系在一起,使他们从股东角度出发勤勉尽责地为股东服务,实现股东财富最大化,能有效缓解现代企业的代理冲突。上市公司的股权激励是指上市公司授予员工尤其是高级管理人员一定数量的公司股权,以经营业绩的达标为前提,将员工的薪酬与公司的长远利益挂钩,使员工利益与公司利益趋同,解决公司所有者与员工之间的利益矛盾。

据悉,在当今世界五百强的企业中,有将近85%的企业对高管实施股权激励。我国的股权激励政策指引起步较晚,经历了十几年的摸索与探究,证监会终于20051231日出台了《上市公司股权激励管理办法》,股权激励机制正式在我国获得认可,2006又相继颁布了《公司法》和《证券法》两大法,为股权激励的实施提供依据和保障。此后股权激励计划在上市公司中逐步蔓延开来,特别是2014年,A股市场有682家上市公司陆续推出股权激励,154家上市公司披露了具体的股权激励计划,员工持股计划也吸引了多家上市公司的关注和试水,股权激励在激发员工公司热情的实践中,取得了不小的成果。

与现金薪酬激励方式相比,股权激励可以在一定程度上弥补契约的不完全性,缓解因两权分离产生的委托代理问题,使风险与收益相对匹配、激励与约束相对应、剩余索取权与剩余控制权相统一,激发员工的工作积极性和效率,从而提升公司的内部凝聚力,降低代理成本,提高市场竞争力和经营业绩。

高管人员的自身利益因为股权激励的实施而与企业利益相关联,这进一步激发了提升内部控制有效性的需求,一方面,拥有股权的高管会努力提高内部控制的质量和效率,以减少内控缺陷去股价造成的消极影响;另一方面,拥有股权的高管会努力通过有效的内部控制保证公司持续经营,提高经营效率,从而促使受业绩影响的股价上升。

1.4研究思路及方法

本文在研究过程中结合了文献分析法、理论演绎法、比较分析法和实证研究法多种研究方法。通过规范研究和实证研究相结合的方法,使得论据和论点被充分认可。

首先,通过对已有文献的回顾、整理和研究,梳理了国内外学者对于高管薪酬与内部控制有效性之间研究成果和前沿动态,为本文的写作提供了丰富的素材,让作者在短时间内发现了现有研究的贡献与不足之处,并结合目前我国新常态下上市公司的相关情况,找到切入点,明确研究方向,从而建立初步的研究思路。其次,基于内部控制、高管薪酬、委托代理理论、契约理论和利益趋同假说等相关概念与理论的分析,通过逻辑的推演,在此基础上提出研究假设,对可能存在的影响方向和途径进行剖析和阐述,为后续实证研究提供理论基础。

再者,通过对样本数据的初步比较,对照研究假设探讨可能的规律和结论,通过多个层次、多方面的交叉对比,为后续的实证研究提供支持,从而使得研究的结论更具说服力。最后,采用实证研究方法,包括:因子分析法、Pearson相关性分析、独立样本T检验和多元线性回归,通过建立实证模型,运用EXCELSTATA12.0,对2012年至2014年沪深A股主板上市公司的高管现金薪酬、股权薪酬与内部控制之间的关系进行研究,并分别从国有终极控股权和非国有终极控股权的角度,研究不同终极控股权性质下高管薪酬激励对内部控制有效性作用发挥程度的影响。

1.5研究框架

本文共分六章,框架结构的概要如下:

第一章绪论,具体介绍了论文的选题背景和意义、相关概念界定、研究内容和方法、全文结构安排。

第二章文献综述,对国内外内部控制有效性相关研究文献和高管薪酬激励与内部控制有效性的相关研究文献进行归纳和总结。

第三章高管薪酬激励与内部控制有效性的机理分析。对影响高管行为及内部控制的相关理论进行分析,为后文的模型设计和假设提出奠定理论基础。

第四章是研究设计与假设。在这一章中首先决定样本的选择及数据来源,其次对衡量指标进行选择,对变量进行定义,最后在前文的基础上提出了本文的研究假说,并对模型进行设计。

第五章是实证结果分析。运用描述性统计,独立样本T检验、因子分析、Pearson相关性检验、多元回归分析等计量方法,深入探讨和分析高管薪酬激励对内部控制有效性的影响。对模型结果进行分析,进而得出结论,并进行稳健性检验使结论更具可行性。

第六章是全文结论和建议。对文章进行总结,并进一步对中国上市公司高管薪酬机制和内部控制建设提出建议,最后说明本文的不足。

1.本文结构框架


 

2. 文献综述

2.1内部控制有效性度量相关研究综述

19929月,COSO委员会颁布了《内部控制整合框架》,COSO将内部控制的目标分为经营营运目标、财务数据真实可靠目标和法律法规遵循性目标三类,并认为内部控制系统是由内控环境、风险评估、内控活动、信息与沟通、监督五个重要的要素组成。COSO对内部控制的定义,通常被后来的学者认为是具有权威的定义,受到全世界的广泛认可和借鉴。2008年我国财政部、审计署、证监会、保监会、银监会五个部门在借鉴国际上先进的内部控制规范及立足中国特殊国情的基础上,联合颁布了《企业内部控制基本规范》,认为内部控制的目标可以概括为资产安全、经营目标、报告目标、合规目标、战略目标五个,有助于提高经营效率和结果,促进企业实现发展战略。

内部控制的有效性,是建立在内部控制实施效果是否有效之上的,是对内部控制目标的实现程度。内部控制的目标实现的程度越高,内部控制的有效性水平就越高。内部控制的有效性可以从制度设计和运行实施两个层面来观察。首先,科学、合理的内部控制适度是实现企业内部控制有效性的基础,当内部控制制度与企业的内部环境、文化、战略相适应,相关人员在实施的过程中遇到的不合理阻碍较少时,说明内部控制可以发挥合理的功效,即在制度设计层面上实现了内部控制目标,内部控制是有效的。其次,内部控制受到很强的人为因素的影响,设计再完美的内部控制制度,如果实施、运行非效率,即使耗费再多的人力和财力,也只是无用功。

对于内部控制有效性的衡量,在实证研究的过程中,一直是学者们关注和研究的难点和重点。目前国内学者对内部控制有效性的度量还没有达成统一的标准,但存在三种主流的方法,分别是以内部控制报告的披露情况来进行度量、基于内部控制包含的要素来进行度量、基于内部控制目标的实现进行度量。

第一种有效性度量方法是以内部控制报告的披露情况来评价公司的内控是否有效,报告通常是内部控制自我评价报告、内部控制审计报告、内部控制鉴证报告或内控评价报告缺陷情况表。国外如Hoitash & Johnstone (2007)以内部控制重大缺陷的披露情况度量有效性,Deumes & Knechel(2008)以内部控制自愿披露的程度来衡量有效性;国内学者如杨有红(2009)、卢锐等(2011)、范利民(2013)和简玉峰(2014都是采用内控自我评价报告、审计报告和鉴证报告披露情况方法来度量有效性。

第二种有效性度量方法是基于内部控制包含的要素来进行的,如依据COSO委员会颁布的《内部控制整合框架》,其认为内部控制系统是由内控环境、风险评估、内控活动、信息与沟通、监督五个重要的要素组成。具体操作方法是对五要素逐项衡量及评分后,再进行最后的权重加总和评分。如骆良彬和王河流(2008)、章铁生等(2011)、朱珊珊(2013)、郭菁晶(2014)、池国华(2015等学者均采用类此方法来度量内控有效性。

第三种有效性度量方法是基于内部控制目标导向来评价公司的内控是否有效。如2008年我国财政部、审计署、证监会等五个部门联合颁布的《企业内部控制基本规范》,将内部控制的目标概括为资产安全、经营目标、报告目标、合规目标、战略目标五个。具体操作方法类似第二种,先为5个目标寻找替代的变量用以衡量每个子目标的实现情况,再按一定的权重加以汇总和评分,得到内部控制指数。代表是张兆国(2011)、中国上市公司内部控制指数研究课题组(2011和迪博·中国上市公司内部控制指数采用类此方法来度量内控有效性。

2.2高管薪酬激励与内部控制有效性的相关研究综述

高级管理人员立足于股东和经营者之间,是公司重要战略决策的制定者和执行者之一(生育新,2009,受董事会的委托直接对股东负责,对公司的生产、经营和管理活动实施监控。股权激励机制是经营者与股东利益之间的一条纽带,可以形成长期稳定的有效激励,有效减少代理成本,促使管理层有意愿维护和加强内部控制,助力公司长远发展。

国外研究较早的关注到了管理层与内部控制质量之间的联系。Turnbull Report (1999)为内部控制的操作提供了指引,认为管理层应对公司的内部控制负责,应制定正确的内部控制政策,并寻求日常的保证,使内部控制系统有效发挥作用,进一步确保内部控制在风险管理方面是有效的。同时公司员工有义务将内部控制作为实现其责任目标。Bebchuk2005将高管激励分为股权激励与现金激励,研究发现股权激励对企业管理能力产生显著的正面影响,而现金激励对公司管理的影响存在较大不确定性。Hoitash & Johnstone (2007) 研究发现首席财务官的薪酬与内部控制重大缺陷的披露存在负相关关系,即首席财务官要求得到较高的奖金,才会自觉披露内部控制存在的重大缺陷。Deumes & Knechel2008研究发现内部控制自愿披露的程度与管理层股权激励程度之间的负相关关系,即对高管进行股权激励的程度越高,内部控制自愿披露水平越低,这是管理层权衡成本和效益的结果。Steven等(2012得到相反的结果,通过对萨班斯法案第404条款实施后披露公司内部控制缺陷的数据进行收集,运用倾向评分配对方法,验证了股权激励与内部控制实质性缺陷存在负相关性,即股权激励程度越高,内部控制缺陷出现的程度越低。Henry等学者(2011认为企业应给予高管更多的激励,才能促使其有足够的动力去践行内部控制的相关法规,弥补所带来的额外成本。

国外较多是从内部控制缺陷的角度进行的研究,但在其制度背景下研究的成果并不一定适合中国,从我国在该领域的研究成果来看,经历了从理论到实证、从直接薪酬到股权薪酬的不断探索。

朱荣恩等学者(2003)从美国萨班斯法案404条款出发,理论分析了管理层对内部控制有效性负责,同时公司的审计师对管理层的评估进行认证和报告。管理层要选择适当的控制标准对公司的内部控制有效性进行评价,评估可以分四个步骤来完成,分别为计划、设计有效性评价、执行有效性评价、评估和报告。而早期股权薪酬激励对对公司内部控制的影响不显著,朱国泓和方荣岳(2003)通过对沪市AB股上市公司进行问卷调查,结果显示管理层持股对加强内部控制,提高会计信息质量的作用并不特别明显。

申富平和马世强(2009选取2005-2007年,五部门联合颁布《企业内部控制基本规范》之前的我国商业银行数据,对高管人员薪酬与银行内部控制关系进行了实证研究,得到的结果是高管人员薪酬激励不能对内部控制起到促进作用。

张先治和戴文涛(2010 按照《企业内部控制基本规范》要求,采用调查问卷方法研究,通过对国内内部控制专家、负责内控的企业高管等的调查研究发现,高管薪酬比例对内部控制的影响相对较小。

董召奎(2011采用2007-2009A股主板上市公司样本为数据,应用实证方法考察公司管理层激励对内部控制质量的影响。发现高管人员薪酬与内部控制质量正相关,这说明我国企业的薪酬激励的效果很好,有利于减少第一类代理成本。得到类似研究结果的还要李育红(2011)、卢锐等(2011)、董育军等(2012)和付增贵(2012)。

杨星(2013在实证检验了薪酬激励对内部控制有效性的影响时,考虑了高管持股比例因素,研究发现直接薪酬和持股水平与内部控制有效性均显著正相关,从实证角度获得了丰富高管激励方式能提高内部控制有效性的支持性证据。

赵选民和舒琪(2014分别从理论分析和实证两条路线,结合内部控制的本质和代理问题,探讨高管激励机制对内部控制有效性的影响。认为股权激励可以形成长期稳定的有效激励,有效减少代理成本,促使高管有效维护和运行内部控制制度;在实施了高管股权激励的基础上,对高管实施薪酬激励,才能避免高管追求短期利润而造成内部控制失效,高管薪酬激励才能有效发挥作用,实现内部控制目标。作者选取2009-2011年上市公司数据为样本,研究发现高管年度薪酬激励与内部控制有效性不存在显著的相关性,而高管股权激励与内部控制有效性呈较显著的正相关关系。

简玉峰(2014将高管激励分为有效激励和无效激励两部分,剖析高管激励的内在差异性对企业内部控制质量的影响,以2009-2011年沪深A股上市公司为样本进行实证分析,结果显示“有效激励”对内部控制质量产生正面影响,而“无效激励”会对内部控制质量产生负面影响;股权激励比非股权激励对内部控制质量产生的影响更为显著。

2.3文献评述

现有的文献虽然针对高管薪酬激励和内部控制有效性的相关研究较多,但无论是国外还是国内的学者,得到的结论都不一致的。有的学者发现高管人员薪酬激励不能对内部控制起到促进作用;有的学者进一步研究发现,研究发现高管年度薪酬激励与内部控制有效性不存在显著的相关性,而高管股权激励与内部控制有效性呈较显著的正相关关系;而更多的学者得到的结论是丰富的高管激励方式能提高内部控制有效性。研究没有取得一致的结论的原因,可能与以往的研究中存在着一些局限性有关,如选取的样本年度处在不同内部控制相关政策期间、不同类型企业之间特性差异大、高管激励衡量标准单一、内部控制有效性衡量不合理等。

现有考察高管薪酬激励对内部控制有效性的实证研究文献中,同时考虑现金薪酬和股权薪酬的非常有限,且样本年份较早,不适合目前经济增长速度放缓,经济下行压力加大的新常态。本文将从内部控制五要素角度构建内部控制有效性评价体系,较为全面地分析高管现金薪酬和股权薪酬对内部控制质量的影响。此外本文还将从上市公司的终极控股股东属性这个角度探寻高管薪酬激励对内部控制的影响是否也表现不同,从而得到更加准确、更具有说服力的结论。


 

3. 理论分析与研究假设

3.1薪酬激励对内部控制的机理分析

3.1.1委托代理理论

Berle, Means(1932)最早就委托代理相关问题进行探讨,研究指出企业的所有者虽然拥有所有权,但往往不直接参与企业的营业管理,而是聘用职业经理人赋予其决策权代为管理企业的日常经营和重大决策,然而作为所有者的委托人与作为经营者的代理人所追求的目标不一致,委托人自身追求财富最大化,而代理人追求自身利益的最大化,包括薪酬、在职消费和闲暇时间,从而损害了委托人的利益,由此便产生了委托代理问题。

Jensen & Meckling(1976)在经典的《企业理论:经理行为、代理成本和所有权结构》中提出委托代理关系的本质是一种契约,如果委托代理双方均追求利益最大化,那么代理人会违背委托人的意愿而行动。他们并对代理成本进行了定义:代理成本是为了防止代理人侵害企业股东的利益,委托人通过明确的契约监督代理人而付出的代价,委托人为确保代理人将作最优决策而支付的补偿成本,以及因委托人与代理人的决策目标之间的差异而使得委托人遭受利益损失的代价。

委托代理理论揭示了管理者可能会为了自身的利益而损害股东利益,从而引发“逆向选择”和“道德风险”问题的出现,如果管理者的个人利益凌驾于公司利益之上,将会给股东及公司的发展带来不利的影响。为了促使双方利益的协同发展,Jensen & Murphy(1990)提出应将管理者的薪资报酬与企业的经营业绩联系起来,所有者依据取得绩效向管理者支付报酬,以平衡双方利益缓解代理问题。

由此可见,如何解决利益相冲突和降低代理成本是委托代理理论提出的意义所在。通过前文的分析,可以知道建立有效的高管薪酬激励机制,促使内部控制有效性的提高,可以很好的解决委托代理问题,降低利益冲突。

3.1.2契约理论

现代企业作为各要素投入者间缔结的一组契约,规范着企业的交易行为,彼此间存在复杂且紧密的契约关系。然而在现实生活中,由于信息不对称、经济人有限理性和信息不完全的存在,各要素的所有者在缔结合约时,很难将全部情况列入契约之中,使得企业这组契约相对于市场而言是不完备的,存在着剩余控制权。

而在企业的经营运作过程中,内部控制协调着各要素所有者的权利和责任,权衡着剩余索取权与剩余控制权,保障着这种竞争与合作关系能够持续与扩展,如此一来,内部控制机制便可以弥补这组契约存在的不完备性。我国学者刘明辉(2002)和戴彦(2005一致认为弥补企业契约的不完备性,促进企业的健康运作与发展,是内部控制的本质。因此,内部控制的有效性越高,越可以弥补这组不完备的契约。

此外,A.A阿尔钦和 H.德姆塞茨早在1972年的《生产、信息成本和经济组织》中就指出,在监督中引入管理者并使其享有剩余索取权,不仅能够减少代理成本,还能形成其对自身行为的监督与约束,解决消极怠工问题。而高管薪酬激励就是这么一种激励和约束机制,给予享有剩余控制权的经营者剩余索取权,而剩余控制权的利益又取决于其对剩余控制权的行使,如此一来便形成了经营者与所有者共担风险的最优契约,使得收益与风险对等。

3.1.3利益趋同假说

根据委托代理理论,对剩余价值的分配是所有权与经营权之间产生利益冲突的根源。Jensen & Meckling(1976) 提出利益趋同假说,认为如果管理人员持有本公司股票,便拥有了剩余索取权,其利益便会与公司的股东趋同,偏离价值最大化目标的可能性就会减少,有利于降低股东与经营者之间的代理成本,从而改善公司经营业绩,促进长远发展。

基于利益趋同假说,薪酬激励的实施,尤其是合理的股权激励,使经营者获得了参与剩余索取权分配的可能,有利于促使经营者与所有者利益目标趋于一致,有效地解决委托代理问题,更好地完善企业内部控制机制,提升内部控制的有效性。

3.2研究假设

公司内部控制活动中,高管作为双重委托代理关系的当事人对内部控制活动起着及其关键的作用。在第一层委托代理关系中,董事会作为股东的代表将公司经营决策权委托给高管,在第二层委托代理关系中,高管将经营决策的执行权委托给各层员工,同时对员工实施监督控制。公司治理层面的内部控制目标能否实现,与高管的行为高度密切相关。Holmstrom 1994根据其构建的方程,表明了薪酬激励机制在降低代理成本、协调委托人和代理人利益冲突中的独特作用。如果高管没有足够的动力为业务负责,为各层员工负责,将导致无法有效监督公司经营活动和员工的工作效率,公司的内部控制会得不到保障,因此,必须为高管提供有效的激励。

根据经济人假说,高管在日常经营活动中,会采取让自己利益最大化的决策和行动,只有当一项活动的收益超过支出,才可能使其具有行动的动机。Henry2011认为企业应为其高管付出较高的个人激励才能促使其有足够的动力去践行内部控制的相关法规所带来的额外成本。给予高管人员相当的激励收入,能够激励他们努力为公司的利益着想,改善公司经营水平,使得公司和股东利益得到提高。因此,给与高管必要的薪酬激励,是促使高管有足够的动力实施内部控制管理,提升内部控制有效性的必要条件。基于此,本文提出假设1

假设1:内部控制有效性与高管现金薪酬呈现正相关关系,即:高管薪酬越高,内部控制有效性越强。

高管人员的自身利益因为股权激励的实施而与企业利益相关联,这进一步激发了提升内部控制有效性的需求,一方面,拥有股权的高管会努力提高内部控制的质量和效率,以减少内控缺陷去股价造成的消极影响;另一方面,拥有股权的高管会努力通过有效的内部控制保证公司持续经营,提高经营效率,从而促使受业绩影响的股价上升。

代理问题的根本原因是委托人和代理人的目标不一致性,从而导致所做的决策与使效用最大化的决策之间存在偏差,造成了委托人的利益损失,即剩余损失。当代理人与委托人合二为一时,即当代理人与委托人共享“剩余索取权”时,两者的目标趋于一致,剩余损失降低,代理成本从而得到降低。Morck, Shleifer & Vishny1988发现管理者持股可以汇聚管理者自身和外部股东的利益,增加管理者的持股比例可以减少代理成本,最大化股东财富。

在高管的报酬中体现为股票和股票期权。股票和股票期权能使企业对高管的激励动态化、长期化,并能强化管理层的稳定性。高管拥有“剩余索取权”的同时也要承担一部分的风险,这不仅可以有效减少高管对股东利益的侵蚀,使得高管和股东的利益趋同,高管还会自觉加强对企业各项经营业务的监督,提高内部控制的质量,有效地执行企业的决策。

在一定的现金薪酬激励情况下,根据利益趋同假说,股权薪酬激励对象与股东的利益越趋同,激励对象会更加关注企业的可持续性和发展能力,而内部控制是企业可持续发展的有力根基,也是企业存在的前提条件。鉴于我国股权激励制度引入较晚,还处在股权激励不足的阶段,在一定程度上对高管实施股权激励,能促进高管做出更有利于股东利益的决策,进而提高公司的内部控制运行效率。基于此,本文提出假设2

假设2:内部控制有效性与高管股权薪酬激励呈现正相关关系,即:对高管实施股权激励,内部控制有效性越强。

国有终极控股权的公司的资源主要由政府直接调配,目标具有多元性、企业政策性负担重,会因为内部控制制度缺失和实施不到位,遭受更大的损失,后果也更加严重,不仅造成国有资产损失,甚至会引起社会的动荡。因此,国有终极控股权的公司会更加注重内部控制的有效性。相比国有企业,民营企业对内部控制的重视程度不够,在内控制度的设立和落实方面都存在一定的懈怠性和滞后性。且民营上市公司在内控方面的人才储备和设计水平上的投入的资源有限,也在一定的程度上影响了内部控制的实施效果。因此,在现金薪酬激励和股权薪酬激励下,国有控股上市公司高管更有动力去完善内部控制制度,提升内部控制的运行效率,则内部控制有效性会越高。基于此,提出本文的假设3和假设4

假设3:与非政府控制的上市公司相比,政府控制上市公司的高管现金薪酬激励对内部控制有效性的影响更大;

假设4:与非政府控制的上市公司相比,政府控制上市公司的高管股权薪酬激励对内部控制有效性的影响更大。


 

4. 模型设计与变量定义

4.1模型设计[Y1] 

为了检验前文提出的有关高管薪酬激励对内部控制有效性影响的相关假设,结合前文各变量关系的结构分析,建立了以下多元回归模型。

根据假设1(内部控制有效性与高管现金薪酬呈现正相关关系,即:高管薪酬越高,内部控制有效性越强),建立以下模型:

 (模型一)

根据假设2(内部控制有效性与高管股权薪酬激励呈现正相关关系,即:对高管实施股权激励,内部控制有效性越强),建立以下模型:

 (模型二)

根据假设3(与非政府控制的上市公司相比,政府控制上市公司的高管现金薪酬激励对内部控制有效性的作用更加显著)和假设4(与非政府控制的上市公司相比,政府控制上市公司的高管股权薪酬激励对内部控制有效性的作用更加显著),根据State的不同,建立以下模型:

 (模型三)  (模型四)

4.2样本选择与数据来源

本文选取2012年至2014年沪深主板上市公司的财务数据作为主要研究样本,所需财务数据大部分主要来源于CSMAR数据库,高管薪酬数据取自同花顺数据库,股权激励情况则参考Wind数据库。实证部分的处理与分析主要使用Excel进行数据整理、分类、筛选等简单操作,使用Stata12.0统计软件进行因子分析、person相关性检验、独立样本T检验和多元线性回归。

为了提高实证结论的可靠性、严密性和科学性,本文在筛选数据时,剔除掉不符合本文研究要求的样本,以剩余的样本作为研究对象。剔除原则如下:首先剔除出现财务困境的ST*ST的上市公司,这类样板业绩过差,本身在薪酬方面和内部控制方面可能就存在着比较严重的问题,因此不适合考察高管薪酬与内部控制有效性之间的相关性;其次,剔除金融行业的上市公司;最后,剔除内部控制要素披露不完全的样本,及存在其他指标缺失的样本。

此外,本文对存在极端值的控制变量通过winsorize缩尾处理的方法,消除极端值的影响。最终共留3751个有效样本用以进行实证分析。

2.本筛选过程

 

2012

2013

2014

合计

总样本

1404

1406

1449

4259

金融行业及ST样本(-

41

41

42

124

财务数据缺失样本(-

78

214

92

384

有效样本

1285

1151

1315

3751

 

 

 

 

 

 

4.3指标选择与变量定义

1.内部控制有效性ICEC

2013COSO委员会颁布的《内部控制整合框架》得到了进一步的修订,我国上市公司可以根据实际情况加以具体化和细化。本文对内部控制有效性的衡量再借鉴前人文献的基础上,紧紧围绕内部五要素:内部环境,风险评估,控制活动,信息与沟通和监督进行。内部控制的有效性指标ICEC,以这五要素为起点构建内部控制评价指标体系,以指标的大小为标准来评价内部控制的有效性的高低。

构建内部控制有效性指数的具体做法是:虽然评价指标较多,但各指标之间有很强的相关性,本文将采用因子分析法对20个指标降维处理,以得到较少的公因子,再通过设定的权重(单个的公因子的方差贡献率/累积方差贡献率),得出内部控制有效性综合评价指数。

因子分析法的基本目的是将联系密切的指标变量归为同一类,变成一个因子,使得少量的几个因子能描述多个指标变量,用较少的因子指标反映原指标变量中的大量信息。所以因子分析方法的整个过程是:第一步 KMO SMC检验;第二步提取公因子;第三步因子旋转及权重确定(各个公因子的方差贡献率/累积方差贡献率);第四步计算内部控制有效性指数。

3. 内部控制有效性评价指标

评价要素

计算公式及说明

参考

 

内部环境

交叉任职A1

董事长是否兼任总经理,兼任取1,否则取0

池国华(2014

越小越好

第一大股东持股A2

第一大股东持股比例按,按实际比例统计

朱珊珊(2013

 

独立董事比例A3

独立董事/董事人数,按实际比例统计

池国华(2014

 

两权分离度A4

控制权与所有权之间的差值

王照(2014

越小越好

风险评估

风险程度B1

贝塔系数

中国上市公司内部控制指数研究课题组(2011

越小越好

经营风险B2

营业杠杆

郭娟(2015

越小越好

财务风险 B3

财务杠杆

郭娟(2015

越小越好

诉讼事项B4

如果公司存在被诉讼的事项取值为1,否则为0

方红星和刘丹(2013

越小越好

控制活动

违规行为C1

如果公司存在违规行为取值为1,否则为0

方红星和刘丹(2013

越小越好

关联交易C2

如果公司存在关联交易取1,否则取0

李万福(2012

越小越好

违规担保C3

如果公司存在违规担保取值为1,否则为0

李万福(2012

越小越好

资本保值增值率C4

本期所有者权益合计期末值/上年所有者权益合计同期期末值

池国华(2014

 

信息沟通

董事会召开次数D1

按董事会会议的召开次数统计

朱珊珊(2013

 

监事会召开次数D2

按监事会会议的召开次数统计

朱珊珊(2013

 

委员会设立总数D3

按实际个数统计

吴永泽(2013

 

四委设立个数D4

按实际个数统计

吴永泽(2013

 

监督

内控审计报告意见E1

是否披露内控审计报告,披露取1,否则取0

朱珊珊(2013

 

内控评价报告E2

是否披露内控评价报告,披露取1,否则取0

吴永泽(2013

 

内部控制缺陷E3

内部控制是否存在缺陷,不存在缺陷取2,存在缺陷取1,未披露取0

吴永泽(2013

 

内控报告整改措施E4

内控评价报告是否披露采取的整改措施,无需整改取2,采取整改措施取1,未采取取0

吴永泽(2013

 

2. 高管现金薪酬水平Lnpay

高管现金薪酬一般是指公司支付给高管的作为工作报酬的货币基本工资及其他物质补偿,如奖金和福利。货币薪酬作为最能影响人们物质生活保障的因素,会严重影响到高管人员工作的积极性,直接决定高管人员的利益导向,从而决定公司经营效率。在本文的研究中,将从年报中获得的高管年度报酬总额的对数,作为对高管现金薪酬的变量来衡量。

3.高管股权激励情况EI

从薪酬形态来看,薪酬可以分为货币薪酬和股票期权两类,考虑到股票期权带来的收益较难衡量,本文参考wind数据库的股权激励一览,设置哑变量——是否实施股权激励作为自变量,如果公司对高管实施股权激励取1,否则取0,如果虽然发布了股权激励预案,但尚未通过审批,或实施后又终止的,则被认为没有实施股权激励。

4. 研究变量定义

变量类型

指标名称

指标简称

变量定义

因变量

内部控制有效性

ICEC

采用因子分析法对20个指标降维处理,以得到较少的公因子,再通过设定的权重,得出内部控制有效性综合评价指数。

解释变量

高管现金薪酬水平

Lnpay

高管年度报酬总额的对数

高管股权激励情况

EI

如果公司对高管实施股权激励取1,否则取0

终极控制权

State

如果上市公司终极控股股东为国有取1,否则取0

控制变量

公司规模

Size

总资产的自然对数

资产负债率

Lev

总负责/总资产

经营业绩

ROE

权益净利率,净利润/股东权益,

股权制衡度

H10

公司前10位流通股股东持股比例的平方和

年度虚拟变量

Year

2012-2014年,设置2个哑变量

行业虚拟变量

Ind

按证监会行业标准分为13类,设置12个哑变量

4. 终极控制权State

上市公司的终极控制权属性是我国公司所特有的一个状况,结合已有文献,上市公司高管薪酬业绩敏感性与公司终极控制权属性息息相关,且民营上市公司的内部控制制度普遍低于国有上市公司,故将终极控制权State引入模型中进行考量。本文的State指标来自Wind数据库的公司属性,如果上市公司的公司属性为中央国有或地方国有,State1,公司属性为公众、集体、民营或外资的,State0

5. 公司规模Size

行业的规模和公司的规模会显著影响高管的现金薪酬和实施股权激励的可能性,公司规模越大,高管的现金薪酬的总数越大,并且越有能力和实力研究和开发股权激励和员工持股。并且随着公司的不断扩张,业务的不断增加,愈考验高管的职能和发挥的作用,高管所能支配的资源也越多,内部控制的处理难度、把握力度和管理复杂程度更大,这就要求公司支付高管更高的人力成本。故公司的规模是影响高管激励与内部控制有效性的重要因素,本文以总资产的自然对数作为公司规模的变量。

6. 资产负债率Lev

资产负债率代表公司的长期偿债能力,反映公司的财务风险和财务灵活性,财务风险和资金流动能力均是公司内部控制的重要对象。此外,现有研究文献显示,资产负债率与高管薪酬业绩敏感性呈负相关关系,资产负债率越高的公司的高管薪酬水平相对较低,本文也考虑将产负债率列为控制变量加入模型中。

7. 经营业绩ROE

高管的报酬会受公司经营绩效的影响,即存在业绩敏感性,对于自利的管理人员来说,会努力提高公司经营绩效来获取较高的报酬,而权益净利率ROE是公司经营业绩的综合体现,根据杜邦分析体系,权益净利率能够同时反映企业的盈利能力、营运能力和偿债能力,从而会进一步影响公司的内部控制有效性。故,本文选取权益净利率作为公司经营业绩的替代变量加入模型。

8. 股权制衡度H10

股权制衡度以前10位流通股股东持股比例的平方和的赫芬达尔指数来衡量,该指标会显示出“强者愈强、弱者愈弱”的马太效应,从而凸显出股东对公司的控制程度,将会对内部控制有效性产生影响,故作为控制变量加入模型。

 


 

5. 实证检验结果分析

5.1内部控制有效性指标因子分析

根据本文的第四章的说明,内部控制有效性将由五要素(20个指标)降维处理后衡量,借鉴之前学者的对内部控制有效性评价方法的研究,运用因子分析对多元变量进行简化。通过因子分析,将联系密切的指标变量归为同一类,提取少量的几个因子来代替大部分信息,再并通过赋予因子权重(单个的公因子的方差贡献率/累积方差贡献率)综合计算出内部控制有效性综合评价指数ICEC

第一步:KMOSMC检验:

本文运用STATA12.0对因子分析的结果进行KMOSMC检验。KMO统计量是取值在01之间,当所有变量间的相关系数平方和大于偏相关系数平方和时,KMO的值越接近于1,表明变量之间的共性越强,原有变量越适合作因子分析;当所有变量间的相关系数平方和接近0时,KMO的值接近于0,表明变量之间的共性越弱,原有变量不适合进行因子分析。根据Kaiser1974)给出的KMO检验评判标准,KMO大于0.6时,因子分析的结果可以接受。SMC是计算一个变量与其他所有变量的复相关系数的平方,也就是复回归方程的可决系数。SMC越高表明变量的线性关系越强,共性越强,因子分析就越合适。

5. KMOSMC检验结果[Y2] 

变量

KMO

SMC

std(A1)

0.5749

0.2035

std(A2)

0.6674

0.2037

std(A3)

0.5284

0.2243

std(A4)

0.4488

0.2533

std(B1)

0.769

0.3271

std(B2)

0.4624

0.3041

std(B3)

0.5739

0.3035

std(B4)

0.5987

0.3269

std(C1)

0.6466

0.2293

std(C2)

0.6611

0.2485

std(C3)

0.6774

0.2839

std(C4)

0.5382

0.2087

std(D1)

0.5728

0.2112

std(D2)

0.5758

0.2405

std(D3)

0.5055

0.6056

std(D4)

0.5042

0.6053

std(E1)

0.6964

0.3711

std(E2)

0.8343

0.5708

std(E3)

0.6117

0.9972

std(E4)

0.6119

0.9972

Overall

0.6522

-

从上表5可以看出,KMO0.6522 > 0.6,通过检验,从SMC值来看,各变量基本符合要求,可以进行因子分析。

2. 因子载荷图

第二步提取公因子:

因子分析选取特征值大于1的因子作为公共因子,从表6来看,特征值大于1的因子共有8个,起到了降维的作用,累积方差贡献率达到59.67%,涵盖了接近60%信息,能够解释原有20个指标中所包含的信息。再从因子分析碎石图来看,曲线的走势在达到第8个因子后趋于平坦,因此本文选取前8个因子作为公共因子较为恰当的。

6. 因子分析结果

因子

特征值

差异

方差贡献率

累积方差贡献率

Factor1

2.91457

1.02287

0.1457

0.1457

Factor2

1.8917

0.29303

0.0946

0.2403

Factor3

1.59867

0.29907

0.0799

0.3202

Factor4

1.2996

0.15243

0.065

0.3852

Factor5

1.14717

0.10634

0.0574

0.4426

Factor6

1.04084

0.00745

0.052

0.4946

Factor7

1.03338

0.02511

0.0517

0.5463

Factor8

1.00828

0.02258

0.0504

0.5967

Factor9

0.9857

0.00874

0.0493

0.646

Factor10

0.97696

0.03416

0.0488

0.6948

Factor11

0.9428

0.00535

0.0471

0.742

Factor12

0.93745

0.079

0.0469

0.7889

Factor13

0.85845

0.02662

0.0429

0.8318

Factor14

0.83183

0.05744

0.0416

0.8734

Factor15

0.77439

0.0888

0.0387

0.9121

Factor16

0.68558

0.14516

0.0343

0.9464

Factor17

0.54043

0.23139

0.027

0.9734

Factor18

0.30904

0.08726

0.0155

0.9888

Factor19

0.22177

0.22038

0.0111

0.9999

Factor20

0.00139

.

0.0001

1

3.因子分析碎石图

第三步因子旋转及权重确定:

7. 因子旋转及权重确定

因子

特征值

差异

方差贡献率

累积方差贡献率

权重

Factor1

2.84724

1.05983

0.1424

0.1424

23.86%

Factor2

1.78741

0.12713

0.0894

0.2317

14.98%

Factor3

1.66028

0.33562

0.0830

0.3147

13.91%

Factor4

1.32466

0.16546

0.0662

0.381

11.09%

Factor5

1.1592

0.0703

0.0580

0.4389

9.72%

Factor6

1.08891

0.05076

0.0544

0.4934

9.12%

Factor7

1.03814

0.00978

0.0519

0.5453

8.70%

Factor8

1.02836

.

0.0514

0.5967

8.61%

本文通过加权平均计算法设定公因子的权重,以各个公因子的方差贡献率/累积方差贡献率作为权重的值,其中:

w1=0.1424/0.5967=23.86%

w2=0.0894/0.5967=14.98%

w3=0.0830/0.5967=13.91%

w4=0.0662/0.5967=11.09%

w5=0.0580/0.5967=9.72%

w6=0.0544/0.5967=9.12%

w7=0.0519/0.5967=8.70%

w8=0.0514/0.5967=8.61%

 

8.因子旋转后的载荷矩阵

变量

Factor1

Factor2

Factor3

Factor4

Factor5

Factor6

Factor7

Factor8

X1

-0.0523

0.0114

-0.0726

0.6353

0.0665

0.0177

-0.1496

0.2215

X2

0.1552

-0.0653

-0.0833

0.6079

-0.1264

0.1318

0.1998

-0.1905

X3

-0.0534

0.0407

0.114

-0.0704

0.4387

0.1704

0.3556

-0.4660

X4

0.0022

0.0442

-0.0678

-0.051

0.7806

0.0079

-0.1191

0.1523

X5

0.1511

-0.0337

-0.2054

-0.0301

0.1338

-0.4447

0.1002

-0.0466

X6

-0.0227

-0.0007

-0.0583

0.0072

-0.0885

-0.0379

0.821

0.1367

X7

0.0101

0.0023

0.0893

-0.0105

0.137

0.0401

0.1846

0.7963

X8

0.079

-0.0244

-0.1446

-0.0885

-0.3692

0.4028

0.1129

0.1526

X9

0.0298

-0.0094

-0.1906

0.1756

-0.0059

0.5158

-0.1928

0.0127

X10

0.0102

-0.0204

-0.2304

-0.5433

0.1465

0.1006

0.0388

0.0585

X11

-0.0259

-0.0599

-0.499

-0.1958

-0.0626

-0.0289

-0.2211

0.1177

X12

0.0075

0.0383

0.0016

0.0141

-0.1305

-0.6289

-0.0415

0.0384

X13

0.0347

0.0195

0.7609

-0.0183

0.0635

0.0115

-0.0732

0.0399

X14

-0.0294

0.0342

0.797

-0.0384

-0.1018

-0.0542

-0.0301

0.0583

X15

0.0083

0.9401

0.033

0.0216

0.0223

-0.007

0.0063

-0.0097

X16

-0.0049

0.9411

0.009

-0.0338

0.0106

-0.0059

-0.0047

0.0066

X17

0.5623

-0.0318

-0.0299

0.3622

0.2801

-0.0362

0.084

-0.014

X18

0.8267

0.0132

0.0345

0.1737

0.1151

-0.0425

0.0242

-0.0071

X19

0.9446

0

-0.0097

-0.0538

-0.0601

0.0134

-0.0222

0.0095

X20

0.9445

0.0001

-0.0075

-0.0536

-0.0591

0.0126

-0.0229

0.0094

STATA采用最大方差旋转法对因子进行旋转,得到因子旋转后的载荷矩阵(表8),依据表8的数据,可以进一步得到8个公因子的因子得分表达式:

F1=0.0523 X10.1552 X20.0534X3……0.9445 X20

F2= 0.0114X10.0653X20.0407X3……0.0001X20

F3=0.0726X10.0833X20.114X3……0.0075X20

F4= 0.6353X10.6079X20.0704X3……0.0536X20

F5= 0.0665X10.1264X20.4387X3……0.0591X20

F6= 0.0177X10.1318X20.1704X3……0.0126X20

F7=0.1496X10.1998X20.3556X3……0.0229X20

F8= 0.2215X10.1905X20.4660X3……0.0094X20

第四步内部控制有效性指数计算:

根据上一步骤得到的8个公因子和设定的公因子权重,可以计算出内部控制有效性评价指数,即:ICEC=w1×F1+w2×F2+ w3×F3w4×F4+ w5×F5+ w6×F6+ w7×F7+ w8×F8

ICEC得分以0为标准,ICEC> 0且绝对值越大,说明内部控制有效性越高;ICEC< 0且绝对值越大,说明内部控制有效性越低。

5.2主要变量的描述统计

为了能够对我国上市公司高管现金薪酬、股权激励情况及内部控制有效性指标形成初步、直观的认识,表9对这三个主要变量按年进行了描述性统计。

Pay指标为高管年度报酬总额,以万元为单位,可以看出近3年来高管年度报酬总额呈现不断上升趋势,均值从2012年的522.72万元,上升到了2013年的586.19万元,再到2014年的600.11万元;最低度报酬总额出现在2012年,仅仅2.20万元,最高出现在2013年为11221.00万元。

EI指标为哑变量,代表是否实施股权激励,经过近几年的发展,股权激励逐渐被大众认识和运用,实施股权激励的上市公司数量不断增多,EI的均值也从20120.478,上升到2013年的0.483,再到2014年的0.492,由此可见,EI指标的值也在呈现上升趋势。

根据因子分析及权重设定得到的ICEC0为标准,ICEC越大说明内部控制有效性越高;ICEC越小说明内部控制有效性越低。2012年、2013年和2014年的ICEC的均值分别为-0.1130.0580.059,中位数分别为-0.0080.0670.073,可以看出近年来上市公司对内部控制的建设与实施越来越重视,并且其趋势与高管年度报酬总额(Pay)和股权激励情况(EI)一致。虽然三年的数据中ICEC的最大值(6.050)和最小值(-2.997)都出现在2014年,但ICEC值的差距在不断拉大,说明内部控制有效性会因对其的重视程度而产生明显变化。

9. 高管现金薪酬、股权激励情况、内部控制有效性描述统计

年份

 

ICEC

Pay(万)

EI

2012

1285

均值

-0.113

522.72

0.478

中位数

-0.008

379.62

0.000

最小值

-1.970

2.20

0.000

最大值

0.953

10699.00

1.000

2013年(1151

均值

0.058

586.19

0.483

中位数

0.067

422.78

0.000

最小值

-1.069

40.51

0.000

最大值

2.189

11221.00

1.000

2014

1315

均值

0.059

600.11

0.492

中位数

0.073

427.00

0.000

最小值

-2.997

32.90

0.000

最大值

6.050

8703.50

1.000

Total

3751

均值

0.000

569.33

0.484

中位数

0.047

409.43

0.000

最小值

-2.997

2.20

0.000

最大值

6.050

11221.00

1.000

 

从表10来看,从公司规模Size均值为22.48,最大值为28.51,最小值为16.76,方差为1.43,说明沪深圳主板上市公司之间的还是存在一定的规模差异的。从公司资产负债率Lev来看,Lev的均值为52.38%,最大值为94.78%,最小值为8.41,方差达到20.41%,说明我国沪深主板上市公司的负债率较高,存在一定的偿债风险,需要进一步优化资本结构。从公司的权益净利率ROE来看,ROE的均值为6.19%,最大值为37.43%,最小值为-54.77%,中位数为6.46%,方差为11.62%,可见上市公司的经营业绩差异较大。从公司的股权制衡度H10来看,H10    的均值为13.02%,最大值为79.94%,最小值为0,方差达到12.81%,可以发现主板上市公司之间的股权制衡度相差非常大。从终极控制权State来看,State的均值为62.68%,说明主板上市公司中,有超过一半的上市公司为国有终极控制权,此外也反映出民营终极控制权上市公司的内部控制有效性指标缺失的情况更多一些。

                                                       10. 其他主要变量的描述统计            

Variables

观察值

均值

方差

最小值

中位数

最大值

Size

3751

22.48

1.43

16.76

22.35

28.51

Lev

3751

52.38%

20.41%

8.41%

53.44%

94.78%

ROE

3751

6.19%

11.62%

-54.77%

6.46%

37.43%

H10

3751

13.02%

12.81%

0.00%

9.14%

79.94%

State

3751

62.68%[Y3] 

48.37%

0.00

1.00

1.00

根据监会行业门类分类来看,剔除金融行业之后,样本分在了17个大类。从表11的样本行业分布情况来看,制造业样本最多,占了总体的53.64%,其次是房地产业,样本占了总体的9.57%,第三是批发和零售业,占了总体的9.25%,电力、热气、燃气及水生产和供应行业和交通运输、仓储行业分别占5.73%5.41%,剩余行业的样本数都较少。一方面是这些实体经济行业的上市公司数量较多,另一方面也体现出这些行业的上市公司的内部控制有效性评价指标数据较全,比较注重内部控制。

从表11的高管现金薪酬Pay均值来看,房地产业、信息传输、软件和信息技术服务业,及租赁和商务服务业,这三个行业的高管现金薪酬的均值最高,分别为862.34万元、791.01万元和705.84万元。房地产行业近3年发展地如火如荼,高管薪酬相应上升;近3年计算机、互联网、信息科技在2012-2014得到了迅猛发展,公司业绩普遍较好,高管薪酬也水涨船高,使得信息技术业的现金薪酬均值位居第二;租赁和商务服务业旨在为生产、商务活动提供服务,是社会分工深化的产物,随着第三产业GDP占比持续上升,租赁和商务服务行业的高管现在薪酬水平也在持续上升,位居第三。而教育业的高管现金薪酬均值最低,仅仅193.73万元。

从表11的股权激励实施情况EI均值来看,由于教育行业的样本较少仅3个,EI均值为1。持此之外,科学研究和技术服务业的EI均值为0.67,位居第二;信息传输、软件和信息技术服务业的EI均值为0.63,位居第三;批发和零售业的EI均值为0.55,位居第四,可以看出高成长性和成熟性行业对高管实施股权激励的情况更多。

再从表11的内部控制有效性ICEC均值来看,房地产业、建筑业和农林牧渔业的ICEC均值排前三,分别为0.1450.0890.077,说明这几个行业的内部控制有效性较高;而水利、环境和公共设施管理业和社会工作行业的内部控制有效性两个较低,分别为-0.144-0.251,说明公司事业类行业的上市公司的内部控制有效性较低。由此可知,所属不同行业的上市公司对内部控制及其有效性的重视程度不一样,高管也会因所处的行业的差异而对薪酬补偿存在不用的想法。因此,须将行业变量加入到模型中起到控制的作用。

11. 行业分布情况

行业代码

行业名称

样本数量

样本

占比

高管现金薪酬Pay均值(万)

股权激励实施情况EI均值

内部控制有效性ICEC均值

A

农林牧渔业

55

1.47%

297.24

0.31

0.077

B

采矿业

156

4.16%

635.00

0.33

0.076

C

制造业

2012

53.64%

528.59

0.52

-0.035

D

电力、热气、燃气及水生产和供应业

215

5.73%

451.50

0.46

0.043

E

建筑业

99

2.64%

626.91

0.33

0.089

F

批发和零售业

347

9.25%

568.63

0.55

-0.041

G

交通运输、仓储业

203

5.41%

594.54

0.44

0.025

H

住宿和餐饮业

27

0.72%

276.22

0.30

0.016

I

信息传输、软件和信息技术服务业

88

2.35%

791.01

0.63

-0.004

K

房地产业

359

9.57%

862.34

0.44

0.145

L

租赁和商务服务业

37

0.99%

705.84

0.46

0.024

M

科学研究和技术服务业

3

0.08%

555.27

0.67

-0.079

N

水利、环境和公共设施管理业

37

0.99%

351.83

0.38

-0.144

P

教育业

3

0.08%

193.73

1.00

-0.137

Q

卫生和社会工作

2

0.05%

364.15

0.50

-0.251

R

文化、体育和娱乐业

48

1.28%

542.95

0.27

0.018

S

综合

60

1.60%

410.82

0.42

-0.020

 

合计

3751

100.00%

569.33

0.48

0.000

5.3 Person相关性检验分析

本文在对模型进行回归分析前,先对回归模型中的所有变量进行了Person相关性检验,通过检验单变量之间的相关性系数和显著程度,希望能与后续的回归分析的结果起到相辅相成的作用。表12为各变量间的相关系数矩阵。

从表12来看,内部控制有效性ICECLnpay1%水平上显著性正相关,与EI5%水平上显著性正相关,加入终极控股权State后,ICEC与交叉项Lnpay*StateEI_State都在1%水平上显著性正相关,说明在国有终极控股权性质的上市公司中,现金薪酬激励和股权薪酬激励对高管提高内部控制质量,提升内部控制有效性的作用更大。

并且,ICECLnpay的相关系数0.230 > ICECEI的相关系数0.035,说明现金薪酬激励比股权薪酬激励对高管的刺激作用来的大的多;ICECLnpay_State的相关系数0.285 > ICECEI_State的相关系数0.163,说明在国有终极控股权的上市公司中,也是现金薪酬激励比股权薪酬激励的作用要大;ICECLnpay_State的相关系数0.285 > ICECLnpay的相关系数0.230,说明在国有终极控股权的上市公司中,高管现金薪酬激励的作用大于民营上市公司;ICECEI_State的相关系数0.163 > ICECEI的相关系数0.035,说明在国有终极控股权的上市公司中,高管股权薪酬激励的作用也大于民营上市公司。

此外,表12中其他控制变量的Pearson相关系数均小于0.4,说明将这控制变量加入模型进行回归分析时,不会产生很强的多重共线性问题,回归模型是可行的。

相关性检验的结果与本文的假设1、假设2、假设3和假设4都相一致:内部控制有效性与高管现金薪酬呈现正相关关系,内部控制有效性与高管股权薪酬激励呈现正相关关系,与非政府控制的上市公司相比,政府控制上市公司的高管现金薪酬激励对内部控制有效性的影响越大,与非政府控制的上市公司相比,政府控制上市公司的高管股权薪酬激励对内部控制有效性的影响越大,进一步为多元线性归分析奠定了基础。

12.主要变量之间的Person相关性分析结果

ICEC

Lnpay

EI

Lnpay*State

EI*State

Size

Lev

ROE

H10

ICEC

1

Lnpay

0.230***

1

EI

0.035**

0.255***

1

Lnpay_State

0.285***

0.139***

-0.074

1

EI_State

0.163***

0.184***

0.647***

0.497***

1

Size

0.289***

0.172***

0.152***

0.269***

0.187***

1

Lev

0.043***

-0.014**

-0.021**

0.018**

0.007**

0.060***

1

ROE

0.029**

0.060***

-0.008**

-0.017***

-0.024**

0.008**

-0.013**

1

H10

0.196***

0.115***

-0.111**

0.274***

0.058***

0.318***

0.018***

-0.006**

1

5.4独立样本T检验分析

为了研究高管现金薪酬高低对内部控制有效性的影响,以及股权激励是否对内部控制有效性产生影响,本文按照高管现金薪酬高低及是否实施股权激励对样本进行分组,运用独立样本T检验以反映内部控制有效性对现金薪酬激励和股权薪酬激励的敏感度,检验结果如表13所示。

从表13的左半部分可以看出,Lnpay高的上市公司的ICEC(均值为0.0633)在1%的水平上显著大于Lnpay低的上市公司的ICEC(均值为-0.0633,即:现金薪酬越高,内部控制有效性越强。并且,无论是在国有终极控制权的上市公司中,还是非国有终极控制权的上市公司中均是如此。假设1和假设3进一步到验证,为后续的回归分析奠定了基础。

从表13的右边部分可以看出,对高管实施股权激励的上市公司的ICEC(均值为0.0136)在5%的水平上显著大于没有对高管实施股权激励的上市公司的ICEC(均值为 -0.0128),即:对高管实施股权激励,内部控制有效性越强。并且,无论是在国有终极控制权的上市公司中,还是非国有终极控制权的上市公司中均是如此。假设2和假设4进一步到验证,为后续的回归分析奠定了基础。

13.内部控制有效性与高管现金薪酬和股权激励实施情况分组检验

高管现金薪酬Lnpay

T检验

是否实施股权激励EI

T检验

ICEC

0.0633

-0.0633

10.37***

0.0136

-0.0128

2.14**

N=1875

N=1876

N=1815

N=1936

ICECState=1

0.1151

0.0450

5.87***

0.0985

0.0676

2.56**

N=1226

N=1125

N=1058

N=1293

ICECState=0

-0.0345

-0.2254

7.89***

-0.1050

-0.1745

2.82***

N=649

N=751

N=757

N=643

注:t>2.58t>1.96t>1.65分别表示1%5%10%水平上显著

为了检验不同终极控制权下上市公司内部控制有效性、现金薪酬激励和股权薪酬激励之间的差异,本文进一步将样本分为国有终极控制权和非国有终极控制权进行独立样本T检验。

从表14的上半部分可以看出,国有终极控制权上市公司本身的Lnpay均值(15.28)显著大于非国有的Lnpay均值(15.15),而国有终极控制权上市公司EI均值(0.45)小于非国有EI的均值(0.54),说明民营上市公司对高管进行股权激励的情况更多,也有可能是对现金薪酬不足的一种补偿。此外,从表14的下半部分可以看出,国有终极控制权上市公司ICEC均值(0.0815)显著大于非国有的ICEC均值-0.1369),说明国有终极控制权上市公司的内部控制有效性比非国有的来的强,更愿意为提升公司的内部控制而对高管进行激励。假设3和假设4与初步得到验证。

14. 不同终极控股权下的分组检验

国有State=1

非国有State=0

T检验

高管现金薪酬Lnpay

15.2893

15.1516

5.28***

N=2351

N=1400

是否实施股权激励EI

0.4500

0.5407

-5.40***

N=2351

N=1400

内部控制有效性ICEC

0.0815

-0.1369

17.77***

N=2351

N=1400

注:t>2.58t>1.96t>1.65分别表示1%5%10%水平上显著

5.5多元线性回归分析

前面已经对因变量和自变量进行了初步的相关性分析和独立样本T检验,而要得到内部控制有效性与高管现金薪酬激励和股权薪酬激励的关系,还需要进一步建立模型进行回归分析。本文通过统计软件Stata12.0对四个模型进行回归分析,考察变量之间的相互关系,下面将依次对每个模型进行回归结果分析。

5.4.1内部控制有效性与现金薪酬激励回归分析

拟合优度检验是对回归结果总体拟合程度的检验,可以说明模型中解释变量对被解释变量的解释程度,拟合程度越高,说明模型对样本数据拟合程度越好。由表15可以看到,回归模型的R20.1621,调整后的R20.1569,说明所建模型的自变量可以解释因变量的15.69%,达到了可以接受的水平。F值主要用于检验所建立的回归模型是否具有统计意义,模型一的F值为31.34,对应的概率值为0.000,在1%水平上显著,说明模型通过了有效性检验,回归方程具有统计意义。且方差膨胀因子(VIF)的均值为3.08 < 10,通过了多重共线性诊断,说明可以用线性关系描述内部控制有效性ICEC与高管现金薪酬Lnpay之间的关系,回归结果可以接受。

15的下半部分是对应假设1所建立的回归模型一的各变量的回归系数和显著性检验情况,由Lnpay的回归系数为0.0602,并通过了1%水平下的显著性检验,可知假设1成立,表明高管的现金薪酬越高,公司的内部控制有效性越高,即公司内部控制有效性与高管现金薪酬呈现正相关关系。公司给予高管人员相当的激励收入,能够激励他们努力为公司的利益着想,促使高管有足够的动力实施内部控制管理,提升内部控制有效性。

此外,从表15中还可以看出,ICECSizeLevROEH10这四个控制变量均呈现正相关关系,说明随着公司规模的扩大、资产负债率上升、经营业绩提升和股权制衡度加大,公司的内部控制有效性也会加强。

15.模型一拟合优度检验及回归结果

Number of obs =    3751

F(23,3727)    =   31.34

Prob > F      =  0.0000

R-squared     =  0.1621

Adj R-squared =  0.1569

Root MSE      =  0.3482

ICEC

Coef.

Std.Err.

t

P>|t|

[95% Conf.Interval]

VIF

1/VIF

Lnpay

0.0602

0.0093

6.47

0.000

0.0420

0.0784

1.65

0.6064

Size

0.0476

0.0053

8.93

0.000

0.0372

0.0581

1.82

0.5502

Lev

0.0283

0.0143

1.98

0.048

0.0003

0.0562

1.05

0.9568

ROE

0.2794

0.0511

5.47

0.000

0.3795

0.1792

1.09

0.9145

H10

0.3653

0.0472

7.74

0.000

0.2727

0.4579

1.14

0.8753

截距

-2.1304

0.1221

-17.45

0.000

-2.3698

-1.8911

 

 

年份

控制

行业

控制

Mean VIF

3.08

注:t>2.58t>1.96t>1.65分别表示1%5%10%水平上显著

从表16可以看到,回归模型的R20.1966,调整后的R20.1917,说明所建模型的自变量可以解释因变量的19.17%,达到了可以接受的水平。模型三的F值为39.66,对应的概率值为0.000,在1%水平上显著,说明模型通过了有效性检验。模型的VIF均值为3.04 < 10,通过了多重共线性诊断,说明可以用线性关系描述ICEC与交叉项Lnpay_State之间的关系,且回归结果可以接受。

16的下半部分是对应假设3所建立的回归模型三的各变量的回归系数和显著性检验情况,由Lnpay_State的回归系数为0.0105,并通过了1%水平下的显著性检验,可知假设3成立,表明与非政府控制的上市公司相比,政府控制上市公司的高管现金薪酬激励对内部控制有效性的影响越大。

国有终极控股权的公司的资源主要由政府直接调配,目标具有多元性、企业政策性负担重,会因为内部控制制度缺失和实施不到位,遭受更大的损失,后果也更加严重,不仅造成国有资产损失,甚至会引起社会的动荡。因此,国有终极控股权的公司会比民营的公司更加注重内部控制的有效性。

16. 模型三拟合优度检验及回归结果

Number of obs =    3751

F(23,3727)    =   39.66

Prob > F      =  0.0000

R-squared     =  0.1966

Adj R-squared =  0.1917

Root MSE      =  0.3409

ICEC

Coef.

Std.Err.

t

P>|t|

[95% Conf.Interval]

VIF

1/VIF

Lnpay_State[Y4] 

0.0105

0.0008

12.96

0.000

0.0089

0.0121

1.21

0.8292

Size

0.0551

0.0044

12.40

0.000

0.0464

0.0638

1.29

0.7768

Lev

0.0235

0.0140

1.68

0.093

-0.0039

0.0510

1.04

0.9619

ROE

0.1698

0.0491

3.46

0.001

0.2660

0.0735

1.05

0.9551

H10

0.2122

0.0473

4.48

0.000

0.1194

0.3049

1.19

0.8426

截距

-1.4679

0.0960

-15.29

0.000

-1.6562

-1.2796

 

 

年份

控制

行业

控制

Mean VIF

3.04

注:t>2.58t>1.96t>1.65分别表示1%5%10%水平上显著

5.4.2内部控制有效性与股权薪酬激励回归分析

从表17可以看到,回归模型的R20.1541,调整后的R20.1488,说明所建模型的自变量可以解释因变量的14.88%,达到了可以接受的水平。模型二的F值为29.51,对应的概率值为0.000,在1%水平上显著,说明模型通过了有效性检验。模型的VIF均值为3.03 < 10,通过了多重共线性诊断,说明可以用线性关系描述内部控制有效性ICEC与高管股权薪酬EI之间的关系,且回归结果可以接受。

17的下半部分是对应假设2所建立的回归模型二的各变量的回归系数和显著性检验情况。EI的回归系数为正的0.0120,但没有通过显著性检验,即假设2没有得到验证,不能证明内部控制有效性与高管股权薪酬激励呈现正相关关系,即对高管实施股权激励并没有显著提升内部控制的有效性。

17. 模型二拟合优度检验及回归结果

Number of obs =    3751

F(23,3727)    =   29.51

Prob > F      =  0.0000

R-squared     =  0.1541

Adj R-squared =  0.1488

Root MSE      =  0.3498

ICEC

Coef.

Std.Err.

t

P>|t|

[95% Conf.Interval]

VIF

1/VIF

EI

0.0120

0.0119

1.01

0.311

-0.0112

0.0353

1.09

0.9162

Size

0.0661

0.0045

14.6

0.000

0.0572

0.0749

1.30

0.7694

Lev

0.0222

0.0143

1.55

0.121

-0.0059

0.0503

1.04

0.9609

ROE

0.2098

0.0502

4.18

0.000

0.3083

0.1114

1.05

0.9537

H10

0.3475

0.0480

7.24

0.000

0.2534

0.4416

1.16

0.8594

截距

-1.6349

0.0979

-16.7

0.000

-1.8269

-1.4430

 

 

年份

控制

行业

控制

Mean VIF

3.03

注:t>2.58t>1.96t>1.65分别表示1%5%10%水平上显著

模型二得到的结果与之前的假设不符,股权激励对公司内部控制有效性的影响存在较大的不确定性,下面将加入终极控制权这一因素,考察下不同的终极控制权下,股权激励对内部控制有效性的影响。

从表18可以看到,回归模型的R20.1685,调整后的R20.1634,说明所建模型的自变量可以解释因变量的16.34%,达到了可以接受的水平。模型四的F值为32.84,对应的概率值为0.000,在1%水平上显著,说明模型通过了有效性检验。模型的VIF均值为3.03< 10,通过了多重共线性诊断,说明可以用线性关系描述ICEC与交叉项EI_State之间的关系,且回归结果可以接受。

18的下半部分是对应假设4所建立的回归模型四的各变量的回归系数和显著性检验情况,由EI_State的回归系数为0.0977,并通过了1%水平下的显著性检验,可知假设4成立,说明在国有公司中内部控制有效性与高管股权薪酬激励呈现正相关关系,与非政府控制的上市公司相比,政府控制上市公司的高管股权薪酬激励对内部控制有效性的影响越大。

此外,模型四的回归结果也进一步说明假设2之所以没有得到验证,是因为在民营终极控股权的企业中,无论是否对高管实施股权激励,对内部控制有效性不会产生任何影响。而在国有终极控股权的企业中,对高管实施股权激励,会显著提升内部控制的有效性。

18. 模型四拟合优度检验及回归结果

Number of obs =    3751

F(23,3727)    =   32.84

Prob > F      =  0.0000

R-squared     =  0.1685

Adj R-squared =  0.1634

Root MSE      =  0.3468

ICEC

Coef.

Std.Err.

t

P>|t|

[95% Conf.Interval]

VIF

1/VIF

EI_State[Y5] 

0.0977

0.0129

7.55

0.000

0.0724

0.1231

1.06

0.9405

Size

0.0609

0.0045

13.6

0.000

0.0521

0.0697

1.29

0.7781

Lev

0.0231

0.0142

1.62

0.105

-0.0048

0.0509

1.04

0.9618

ROE

0.2074

0.0497

4.17

0.000

0.3048

0.1099

1.04

0.9597

H10

0.3397

0.0470

7.24

0.000

0.2477

0.4318

1.13

0.8821

截距

-1.5415

0.0974

-15.82

0.000

-1.7326

-1.3505

 

 

年份

控制

行业

控制

Mean VIF

3.03

注:t>2.58t>1.96t>1.65分别表示1%5%10%水平上显著

综上,研究假设的验证情况如表19所示:

19.假设验证情况汇总

 

假设

结果

H1

内部控制有效性与高管现金薪酬呈现正相关关系,即:高管薪酬越高,内部控制有效性越强。

验证

H2

内部控制有效性与高管股权薪酬激励呈现正相关关系,即:对高管实施股权激励,内部控制有效性越强。

拒绝

H3

与非政府控制的上市公司相比,政府控制上市公司的高管现金薪酬激励对内部控制有效性的影响越大

验证

H4

与非政府控制的上市公司相比,政府控制上市公司的高管股权薪酬激励对内部控制有效性的影响越大。

验证

5.6稳健性检验

为了保证本文研究结果的稳健性,确保实证结果的稳定而非偶然,本文首先以前三名高管的薪酬替代公司全部高管的薪酬总额衡量高管现金薪酬激励情况,再通过被解释变量采用滞后一期数据,解决内生性问题的方法,对模型和样本进行稳健性检验分析。

5.6.1以前三名高管的薪酬替代现金薪酬激励水平

本文的稳健性检验参考卢锐等(2011以前三名高管的薪酬替代公司全部高管的薪酬总额衡量高管现金薪酬激励情况,Lnsalary为前三名高管年度报酬总额的对数,再次对四个假设进行回归分析。模型分别如下:

        (模型一)

 (模型三)

从表20可以看出,模型一中ICECLnsalary1%的水平上显著正相关,假设1得到验证;模型三中ICECLnsalary_State1%的水平上显著正相关,假设3得到验证。用Lnsalary代替Lnpay后得到的结果与先前一致,说明实证结果稳健。

20. 稳健性检验一回归结果

 

模型一

模型三

因变量:ICEC

自变量:Lnsalary

自变量:Lnsalary_State

Lnsalary

0.034***

 

3.60

 

Lnsalary_State

0.012***

 

 

14.05

Size

0.005***

0.005***

 

11.04

12.08

Lev

0.019

0.016

 

1.35

1.14

ROE

0.285***

0.193***

 

5.49

3.93

H10

0.331***

0.179***

 

6.96

3.77

截距

-1.780***

-1.343***

 

 

 

年份

控制

行业

控制

N

3745

3745

Ad-R2

0.156

0.195

F

29.824

39.294

Mean VIF

3.07

3.04

注:******分别表示在1%5%10%的水平上显著,t>2.58t>1.96t>1.65分别表示1%5%10%水平上显著

5.6.2 被解释变量采用滞后一期数据

文本为了研究高管的现金薪酬激励和股权薪酬激励与公司内部控制有效性的相关性,将ICEC作为因变量,将LnpayEI分别作为自变量纳入模型。考虑到此间存在内生性问题,即:究竟是薪酬激励刺激高管去加强内部控制的有效性,还是内部控制有效性的提升反过来使得高管的薪酬激励更加完善和合理。考虑到文本意图考察高管的现金薪酬激励与股权薪酬激励对内部控制有效性的影响,故在稳健性检验中,对模型中的被解释变量均使用滞后一期的数据,用于研究上一期的现金薪酬激励和股权薪酬激励对下一期的内部控制有效性的影响。

本文构建以下模型,考察高管基于当年得到的现金薪酬和股权薪酬,将他们的努力程度与所获得的报酬进行衡量,在下一年内部控制的制定与实施中,是否会有所行动和改变,去提高内部控制的有效性效率。

 (模型一)

 (模型二)

 (模型三)

    (模型四)

从表21的回归结果可以看出,当期的ICEC与上一期的Lnpay显著正相关,当期ICEC与上一期的EI不相关,当期的ICEC与上一期的Lnpay_State显著正相关,且当期的ICEC与上一期的EI_State也显著正相关。四个模型得到的结果与先前一致,假设1、假设3和假设4得到验证,而假设2还是没有得到验证,说明实证结果稳健。

21. 稳健性检验二回归结果

模型一

模型二

模型三

模型四

因变量:ICEC

Lnpay

EI

Lnpay_State

EI_State

L.Lnpay

0.038***

(3.97)

L.EI

0.014

(1.20)

L.Lnpay_State

0.004***

(5.16)

L.EI_State

0.046***

(3.64)

L.Size

0.029***

0.041***

0.039***

0.040***

(4.90)

(8.11)

(7.84)

(7.87)

L.Lev

0.173***

0.160***

0.157***

0.159***

(5.37)

(4.97)

(4.90)

(4.95)

L.ROE

-0.052

-0.011

0.013

-0.008

(-0.96)

(-0.21)

(0.24)

(-0.15)

L.H10

0.113**

0.102**

0.040

0.094**

(2.39)

(2.16)

(0.83)

(2.01)

截距

-1.132***

-0.824***

-0.814***

-0.794***

(-8.47)

(-7.26)

(-7.27)

(-7.02)

N

2270

2270

2270

2270

Ad-R2

0.115

0.109

0.119

0.114

F

15.760

14.948

16.375

15.616

Mean VIF

3.36

3.30

3.31

3.29


 

6. 研究结论与展望

第五章的实证结果在一定程度上证明了高管薪酬激励对公司内部控制有效性的影响,且其影响程度对不同终极控股权企业的存在差异。目前我国上市公司内部控制的建立和实施还处在探索阶段,其效果和影响作用还偏弱,需要进一步发展和优化。本章节对研究结论进行总结,提出相关建议并指出本文的研究不足之处。

6.1研究总结

本文以我国沪深A股主板上市公司新常态下2012年至2014年的数据为样本,重点研究了高管现金薪酬、股权激励和公司内部控制有效性之间的关系,得到了如下结论:

首先,通过实证研究发现,内部控制有效性与高管现金薪酬呈现正相关关系,即:高管薪酬越高,内部控制有效性越强。薪酬与员工的切身利益息息相关,是人们的物质生活保障,可以直接影响到员工为企业付出多少努力的愿意和工作态度及效率,特别是高管人员。因此所有者若要高管努力践行内部控制,提升内部控制有效性,应为其付出较高的激励成本。

其次,将高管现金薪酬与终极控股权的交叉项加入模型,来看不同终极控股权下高管现金薪酬激励对内部控制有效性的影响程度,实证结果发现,与非政府控制的上市公司相比,政府控制上市公司的高管现金薪酬激励对内部控制有效性的影响更大。其原因可能在于国有终极控股权的公司的资源主要由政府直接调配,目标具有多元性、企业政策性负担重,会因为内部控制制度缺失和实施不到位,遭受更大的损失,后果也更加严重,不仅造成国有资产损失,甚至会引起社会的动荡。近年来,国企高管薪酬改革已经成为新一轮国企改革的“重头戏”。之所以如此,不仅是因为国企高管薪酬改革涉及到国企自身内部的利益分配,还关乎国企的经营效率以及全社会的收入分配体制改革,可谓是牵一发而动全身的关键之举。高管薪酬改革既能够有效地防止国企高管们的短期行为,又能够对他们的贡献予以必要的激励,从而为新一轮国企改革打下坚实的基础。所以国有终极控股权的公司更愿意支付给高管高的现金报酬,来换取有效的内部控制。

再者,在全样本下,通过实证研究本文并没有得到内部控制有效性与高管股权薪酬激励呈现正相关关系的结果,不能证明对高管实施股权激励会显著提升内部控制的有效性。然而在加入了股权激励哑变量与终极控股权的交叉项之后,得到显著结果,即在国有终极控股权下,对高管实施股权激励,内部控制有效性显著加强。说明与非政府控制的上市公司相比,政府控制上市公司的高管股权薪酬激励对内部控制有效性的影响更大。而之前在全样本中之所以结果不显著,也是因为民营终极控股权的样本的关系。

国外的经验证明,中长期激励中,最有效的方式就是股权激励。股权激励在国外被称为企业高管人员的“金手铐”。之所以如此,是因为股权激励能够有效地把公司高管人员的利益与公司的长远利益相挂钩,保证了激励和约束的一致性。2014年年初,随着新一轮国有企业改革的再次启动,股权激励计划也再次提上日程。国家陆续出台了一系列改革方案,其中就对这种中长期激励机制做出了原则性的规定。当前,股权激励成国企改革着力点,建立国企高管长期激励和约束机制,防止国企高管经营管理过程中的短期行为,促进内部控制的有效性。

最后,本文通过两种方法的稳健性检验,得到的结果与先前基本一致,说明得到的结果稳健、可信。

6.2相关建议

近些年来,随着我国上市公司内部控制指引及配套指引的陆续出台,上市公司逐步开始着手建立内部控制体系和内部控制制度,不断完善公司治理结构,对企业内部的风险进行管理。通过提升内部控制的有效性来加强公司治理及提高高管薪酬业绩敏感性受到理论界和实务界的广泛关注。根据实证结论,本文提出以下建议:

第一,加强上市公司对内部控制重要性的认知

内部控制贯穿于企业经营的方方面面,涉及到公司治理的各个环节,对公司的健康运行、持续经营、稳定发展起着重要的保障作用。建立和实施内部控制是上市公司可持续发展的必要举措。我国借鉴国外的先进思想和政策,先后颁布了企业内部控制指引及配套指引,初步形成了符合我国国情的内部控制规范体系。如果只有国家层面关注我国上市公司的内部控制的建设是远远不够的,还需要上市公司去很好地落实和在实施的过程中不断完善,特别是民营上市公司。公司股东应该配合对内部控制制度、体系合理有效的建设,支持对内部控制实施的评价和考核,督促高管对发现的缺陷进行整改,成立内控专门负责小组,并将责任落实到相关的人员身上。

第二,完善上市公司内部控制有效性评价体系

上市公司内部控制制度建立后,关键在于发现缺陷和进行改进,这便要求内部控制评价体系的准确和可靠。目前我国上市公司对内部控制有效性的评价主要基于会计师事务所出具的《内部控制审计报告》来衡量,但是会计师事务所出具的内部控制自我评价没有统一的标准和体现,使得评价结果存在争议。并且会计师事务所在执行内部控制审计的过程中是否尽职尽责、能力高低、专业知识的储备等因素都会影响到评价的结果。因此,我国需要进一步完善上市公司内部控制评价体系。2014年,财政部和证监会联合发布了《公开发行证券的公司信息披露编报规则第21号——年度内部控制评价报告的一般规定》,规定旨在推进上市公司内控评价信息披露质量,推动内部控制评价体系的完善。

第三,构建合理的高管薪酬契约

公司的薪酬机制涉及高管的切身利益,又影响到公司的健康发展和稳定成长,因此,合理的高管薪酬契约需要兼顾激励与监督。公司应深入认识到内部控制对高管薪酬的影响作用,将内部控制有效性纳入薪酬体系,建立恰当的奖惩机制,增加高管对经营业绩的敏感性,从而提升公司的业绩和价值。

6.3研究不足与展望

本文对高管薪酬激励对公司内部控制有效性的影响进行了研究,尽管本文得到了一定的研究成果,但还存在不少的不足之处和局限性,还需进一步的深入研究和完善。首先,本文主要立足于高管现金薪酬和是否对高管实施股权激励这两个方面对内部控制有效性的影响,而实际上,影响公司内部控制有效性的因素绝非这两个,一定程度上还依赖于外部宏观环境和行业中观环境。其次,本文对高管现金薪酬激励的衡量主要取决于年度工资,而事实上货币薪酬还涉及很多无法统一衡量的其他福利,对高管股权薪酬激励的衡量使用了哑变量,而无法统一衡量这些股权期权所值的价钱,无法全面反应高管总体薪酬情况。最后,本文对衡量内部控制有效性量表的设计局限于数据的可获得性,使得最后得到的内部控制有效性指标可能存在一定的偏差。此外,本文的样本基于新常态下2012年至2014年的沪深A股主板上市公司数据,在时间跨度上和公司规模的选择上都会对结果产生一定的偏差。因此,在以后的研究中,这些方面值得重点关注和改进,如扩大样本的时间跨度和规模,对公司的发展周期分类等,使用更合理的方法衡量高管薪酬激励和内部控制有效性,以获得更稳健、更具有说服力的研究结果。


 

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