高管薪酬、内部控制质量与公司绩效

张雪娜 张岩

摘要：食品、饮料产业日益壮大，已成为我国最大产业部门。而高管薪酬和内部控制质量有重要影响，现有研究大多集中全行业，且结论不一致，较少专门研究食品、饮料制造业，因此基于食品、饮料制造业特殊性质，实证发现：公司高管薪酬与公司绩效正相关且当高管薪酬水平高于行业均值时，正相关性更显著;内部控制质量与公司绩效正相关;构建高管薪酬与内部控制质量交互项，发现内部控制质量在高管薪酬对公司绩效影响中起显著正向调节效应。从高管薪酬、内部控制质量方面对食品、饮料制造业未来如何提高公司绩效水平提供建议。

关键词：高管薪酬;内部控制质量;公司绩效;食品、饮料制造业

引言

2018年食品、饮料工业在八大产业工业总产值占比达31%，位居首位，食品工业增加值占全国工业增加值比重达10.6%，表明我国食品、饮料产业日益壮大。

食品质量安全日益成为高度关注焦点，而一系列食品安全事件沉重打击国内食品、饮料制造业绩效水平。2008—2016年我国食品安全问题爆发次数呈悬崖式增长，从2008年29378件上升至2016年146750件，仅2017年1—2月已发生30227件食品安全问题。不断完善的食品安全法无法遏制食品安全问题，只有从源头公司自身出发，努力提高高管团队责任心、完善内部控制制度、减少食品安全风险来提升公司绩效水平。

本文创新：研究视角方面，大多集中于全行业研究，研究结论不一，尽管食品、饮料制造业仅占制造业中的小部分，但由于其具有流动资产比率大，整体经营杠杆适中及存活保质期等特殊性质，关注食品、饮料制造业可以排除制造业内不同细分行业间高管薪酬水平、内部控制质量差异对公司绩效影响的噪音，一定程度上弥补高管薪酬和内部控制质量对食品、饮料制造业上市公司绩效影响、内部控制质量在高管薪酬对公司绩效影响中调节效应的理论研究空白。

控制变量方面，大量研究影响公司绩效水平因素，均未考虑资产质量对公司绩效影响，食品、饮料制造业流动资产比重较大，应特别关注流动资产构成和实际周转效率，应收账款回收能力、存货管理能力对于食品、饮料制造业上市公司流动性和盈利能力很重要，会影响绩效水平，因此选择区别其他研究的对公司绩效水平产生影响的控制变量：公司复杂度=（年末存货净额+年末应收账款净额）/年末总资产。

一、文献综述

高管薪酬水平提高有效提高高管人员工作积极性来提高绩效水平，但过度高管现金薪酬会减少公司流动资金，降低公司绩效水平。章迪诚和严由亮[1]（2017）、杨宝和甘孜露[2]（2018）发现高管薪酬激励与企业绩效显著正相关。廖静静和张政[3]（2018）研究新能源上市公司发现高管薪酬与公司绩效负相关。张俊瑞、赵进文和张建[4]（2003）研究认为，高管人员的现金报酬水平与企业的经营绩效间不存在显著正相关性。

叶陈刚、裘丽和张丽娟[5]（2016）研究非金融类上市公司发现民营企业内部控制质量与企业绩效显著正相关，该结论得到夏国祥与董苏[6]（2019），Prawitt、Smith 和 Wood[9]（2009）支持。以內部控制为路径研究影响绩效因素，如杨凯淇和卿松[7]（2019）实证发现VC参与能通过内部控制间接影响创新绩效。肖华与张国清[8]（2013）发现盈余持续性在内部控制质量与公司价值间的中介效应。少量研究认为内部控制与公司绩效不相关，如Beneish、Billings 与 Hodder[10]（2008）。

二、理论分析与假设

薪酬契约论将代理成本最小化以协调经营者与所有者利益冲突。高管薪酬激励能增强高管工作热情，降低企业代理成本，防范食品安全风险来提高公司绩效水平。当公司高管薪酬高于行业均值水平时，高管薪酬对比效应更加强烈，高管会提升本身对薪酬水平比较期望，使绩效水平不断提升。提出如下假设：

H1：高管薪酬与公司绩效正相关，且当高管薪酬高于行业内均值水平时正相关性更显著。

有效内部控制可以缓解代理问题，监督管理者行为，有效规避治理或监督机制方面风险。股权较为集中时，有效内部控制制度在控股股东与中小股东间发挥良好润滑作用。信息不对称理论指各利益相关者掌握信息水平不同，产生较大优劣差异，内部控制机制监督防止经理人自利行为，降低信息不对称水平。信息不对称性使企业主动向市场披露高质量信息，引起投资者关注，为公司带来更多市场反馈与潜在投资者青睐，提升绩效水平。提出如下假设：

H2：内部控制质量与公司绩效正相关

高内部控制质量对公司高管行为增加约束力，使高管薪酬与公司绩效间关系存在一定依据。完善的内部控制制度，能在一定代理和激励成本下，监督和约束高管薪酬制度，影响高管薪酬水平和结构，作用于高管薪酬对公司绩效的影响。提出如下假设：

H3：内部控制质量在高管薪酬对公司绩效正向影响中发挥调节效应。

三、样本选择与研究设计

以2014—2018年沪深A股食品制造业，酒、精制茶、饮料制造业上市公司为研究样本。样本筛选如下：剔除数据严重缺失公司;剔除ST、*ST类公司;剔除内部控制质量为0的公司。本文内部控制质量衡量指标来自“深圳迪博.中国上市公司内控指数”，其余数据来自国泰安数据库。

公司绩效为被解释变量，采用总资产净利率（ROA）。高管薪酬（Salary）和内部控制质量（IC）作为解释变量，分别用“高管前三名薪酬总额”平均薪酬的自然对数、迪博内部控制指数衡量。纳入以下控制变量：股权集中度（CR1），第一大股东持股比例;公司规模（Size），期末资产总额对数;资产负债率（LEV）;成长性（Grow），净利润增长率;实际控制人（State），国有为1，非国有为0;经营能力（Zzca），当年营业收入总额除以年末总资产;公司复杂度（Complex），年末存货净额与年末应收账款净额的总和除以年末总资产。

构建多元线性回归模型（1）证明假设一和假设二。

ROAi，t=a0+a1×Salaryi，t+a2×ICi，t+a3×CR1i，t+

a4×Levi，t+a5×Sizei，t+a6×Growi，t+a7×Statei，t+

a8×Complexi，t+a9×Zzcai，t+ei，t

模型（1）基础上纳入内部控制质量为调节变量，构建交互项模型（2）。分析调节效应时，将解释变量与调节变量中心化处理，中心化对调节效应结果无影响。

ROAi，t=a0+a1×Salaryi，t+a2×ICi，t+a3×Salaryi，t×

ICi，t+a4×CR1i，t+a5×Levi，t+a6×Sizei，t+A7×Growi，t+

a8×Statei，t+a9×Complexi，t+a10×Zzcai，t+ei，t

a0为截距项;t=2014，2015，2016，2017，2018;ei，t代表随机误差。

四、实证结果分析

（一）描述性统计分析

ROA均值0.0763，最小值-0.2580，最大值0.4772，表明整体盈利能力较差，绩效水平低且差距较大。SALARY均值5.2366，表明样本公司高管薪酬水平适中，最小值3.1372，最大值8.0672，标准差0.8289，表明高管薪酬水平差异大。IC平均值626.16，最小值0，整体内部控制质量不高，但其中有些内部控制制度运行较好，整个样本内部控制质量存在较大差异。高管薪酬水平、内部控制質量差异为下文实证研究提供依据。

（二）分组差异检验

按高管薪酬均值将样本分为两组，纵向看，高额高管薪酬组中ROA高于低额高管薪酬组中ROA，证明高管薪酬与公司绩效可能存在正相关，初步验证假设一。

按内部控制质量均值分为两组，发现高内部控制质量组ROA明显高于低额组中ROA，证明内部控制质量与公司绩效可能存在正相关。

（三）相关性分析

对变量相关性检验可初步验证高管薪酬、内部控制质量与公司绩效在1%水平上正相关，这种影响效果是否稳定需经下阶段线性回归检验;控制变量中除公司规模和实际控制人外，其余控制变量在1%水平上与ROA相关，本文所涉相关变量对被解释变量具备较高解析度，解释变量与各控制变量间相关系数不足0.5，初步判断不存在严重多重共线性问题。

（四）全样本回归检验

模型（1）线性回归检验结果，显著性小于0.05的有股权集中度、公司规模、资产负债率、成长性、经营能力、内部控制质量、高管薪酬、公司复杂度，绝大部分变量与ROA具有显著性，模型整体解释度良好，回归结果调整后R2为0.432，模型拟合程度较理想。解释变量的方差膨胀因子值小于2，模型（1）回归不存在多重共线性问题。

模型（1）回归结果系数值0.008，显著性0.046<0.05，即高管薪酬在1%水平上与ROA正相关，即高管薪酬水平提高可以显著提升公司绩效水平，证明假设一。

内部控制质量系数值0.001，显著性大于0.05，即内部控制质量在1%水平上与ROA正相关，即内部控制质量高的公司，绩效水平会更加突出，证明假设二。

交互项模型（2）调节效应与模型（1）回归结果相似，大部分变量与ROA存在显著相关性，调整后R2为0.430，比模型（1）的回归调整后R20.422高，表明模型拟合效果良好。内部控制质量与高管薪酬交互项系数为正数，在1%水平上具有显著性，表明内部控制质量正向调节了高管薪酬对公司绩效水平的影响，证明假设三。

（五）分组回归检验

按高管薪酬均值分为高额组和低额组进行分组回归检验，表1高额组中，大部分变量与ROA在1%水平上相关，调整后R2为0.434，表明模型整体解释度良好;低额组中，除实际控制人性质外，其他变量与ROA在1%水平上相关，调整后R2为0.440，模型整体解释度良好。两组高管薪酬显著性分别为0.001和0.007，均小于0.01，再次证实：高管薪酬与公司绩效显著正相关。高额组高管薪酬系数0.018，明显高于低额组高管薪酬系数0.003，验证高管薪酬与公司绩效正相关，且当公司高管薪酬高于行业整体均值水平时，高管薪酬与公司绩效正相关性更显著。

按内部控制质量均值分组，表2高质量组中，除公司成长性、实际控制人性质外，其余变量显著性小于0.05，即其余变量与ROA在1%水平或5%水平上相关，调整后R2为0.472，表明模型整体解释度好;低质量组中资产负债率、公司成长性与ROA在1%水平上相关，公司复杂度、公司规模、内部控制质量和高管薪酬与ROA在5%水平上相关，调整后R2为0.358，表明模型整体解释度良好。高质量组与低质量组中，高管薪酬与公司绩效均在5%水平上显著正相关。内部控制质量与公司绩效在5%水平上显著正相关。分组后高质量组中高管薪酬系数为0.008明显高于低质量组中高管薪酬系数0.005，即内部控制质量较高时，高管薪酬与公司绩效正相关性更强。

（六）稳健性检验

为确保实证结论稳定，以权益净利率（ROE）替代总资产报酬率（ROA），共315项数据，分别对全样本采用模型（1）与交互项中心化处理后模型（2）进行多元线性回归分析，结果没有发生根本性改变，通过替换被解释变量得到回归结果与上文结论一致。

结语

本文研究沪深A股食品、饮料制造业上市公司，通过理论分析和实证检验发现，高管薪酬与公司绩效显著正相关，当公司高管薪酬高于行业均值水平时，高管薪酬水平提高对公司绩效水平的促进作用更强。内部控制质量与公司绩效显著正相关。调节效应检验结果显示内部控制质量在高管薪酬与绩效间起到正向调节效应。食品、饮料制造业上市公司应构建合理高管薪酬制度，努力提高高管薪酬激励效应来降低食品安全风险，为公司带来更高绩效，尽量提高高管薪酬水平使其高于行业均值水平以满足高管团队对比效应，显著提高高管薪酬对公司绩效促进作用;提高内部控制质量来有效监督、识别各种风险，减少内部交易成本，发挥内部控制质量对公司绩效的促进作用;公司应特别关注流动资产构成和实际周转效率，食品、饮料存货具有保质期的特征，一旦存货过期将很难出售从而影响公司绩效水平，因此应努力提高存货管理水平。

参考文献

[1]章迪诚，严由亮.高管薪酬激励、第二类代理成本与企业绩效[J].会计之友，2017（17）：89–94.

[2]杨宝，甘孜露.财经媒体关注能提高高管薪酬—业绩敏感性吗——基于沪深A股上市公司的经验证据[J].财会月刊，2018（04）：76–81.

[3]廖静静，张政.高管激励与上市新能源企业绩效的实证研究[J].当代经济，2018（11）：66–69.

[4]张俊瑞，赵进文，张建.高级管理层激励与上市公司经营绩效相关性的实证分析[J].会计研究，2003（9）：29–34.

[5]叶陈刚，裘丽，张立娟.公司治理结构、内部控制质量与企业财务绩效[J].审计研究，2016（02）：104–112.

[6]夏国祥，董苏.内部控制、管理者过度自信与企业绩效的关系[J].会计之友，2019（20）：120–125.

[7]杨凯淇，卿松.风险投资对中小企业创新绩效的影响——以内部控制为路径[J].财会月刊，2019（20）：168–176.

[8]肖华，张国清.内部控制质量、盈余持续性与公司价值[J].会计研究，2013（05）：73–80.

[9]Prawitt D F，Smith J L，Wood D A.Internal Audit Quality and Earnings Management[J].Accounting Review，2008，84（4）：1255-1280.

[10]Beneish，M.D.，Billings，M.B.，Hodder，L.D.Internal Control Weaknesses and Information Uncertainty[J].The Accounting Review，2008，83（03）：665–704.