内部控制对高管薪酬激励的影响研究

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内部控制对高管薪酬激励的影响研究——基于薪酬能力业绩敏感性和薪酬运气业绩敏感性的视角内部控制对高管薪酬激励的影响研究
——基于薪酬能力业绩敏感性和薪酬运气业绩敏感性的视角

摘 要： 突破业绩同质性的假设，将薪酬业绩敏感性分解为“薪酬能力业绩敏感性”和“薪酬运气业绩敏感性”，在考虑业绩异质性的基础上，检验内部控制对薪酬业绩敏感性的影响。以2010—2015年上市公司为样本，实证研究发现我国上市公司存在“薪酬能力业绩敏感性”和“薪酬运气业绩敏感性”，有效的内部控制能够提高“薪酬能力业绩敏感性”，降低“薪酬运气业绩敏感性”。进一步研究表明，内部控制抑制“薪酬运气业绩敏感性”的作用仅在高管权力较低、产品市场竞争程度较高的公司中显著存在。

关键词： 内部控制； 薪酬能力业绩敏感性； 薪酬运气业绩敏感性

一、引言

近年来，高管薪酬与业绩“倒挂”现象频现，*ST吉恩2014年至2016年度连续亏损，2017年暂停上市，同时公司面临巨额到期负债和诸多法律诉讼，与广大投资者预期相反的是该公司高管薪酬却一直飙升；中联重工2016年净利润下降1 092.58%，但其高管薪酬却大幅增长。高管薪酬合理性和正当性引起社会公众的广泛质疑，核心问题在于薪酬是否反映了高管的能力及其对企业的贡献。薪酬契约本应以高管的努力程度为基准，但现实世界中薪酬契约的制定是一个复杂的过程，由于高管努力程度的不可获取性，主要以公司整体业绩为基础考察高管薪酬。由此薪酬业绩敏感性应运而生，并被定义为高管薪酬与业绩的关联程度[1]，若高管薪酬与业绩的关联程度显著为正，则表明公司为业绩向高管支付薪酬，即存在薪酬业绩敏感性。薪酬业绩敏感性却低于预期水平，究其原因可能是业绩存在异质性，Bertrand和Mullaination(2000)[2]研究发现公司业绩由能力业绩和运气业绩不同业绩构成，其中能力业绩为受高管可控因素造成的业绩；运气业绩由非高管可控的行业、经济环境等外部因素造成的业绩。不同性质的业

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绩在高管薪酬激励过程中的作用并不相同，以能力业绩为基础的薪酬具有较强的正向激励作用；而以运气业绩为基础的薪酬由于与高管努力并不相关，因而不具有激励作用，甚至存在负向激励作用。大量学者从公司治理[3]、外部关注[4]、会计信息质量[5]等不同视角对该问题进行深入剖析。而该领域的研究主要是基于经典的最优契约理论，即以公司整体业绩为基础考察薪酬业绩敏感性，忽略了业绩异质性的存在。基于此本文将高管薪酬业绩敏感性分解为“薪酬能力业绩敏感性”和“薪酬运气业绩敏感性”，即高管薪酬与能力业绩的关联程度和高管薪酬与运气业绩的关联程度，若高管薪酬与两类业绩的关联程度分别显著为正，则表明公司为能力业绩和运气业绩向高管支付薪酬，即存在“薪酬能力业绩敏感性”和“薪酬运气业绩敏感性”。真正有效的薪酬激励不仅是具有较高的薪酬与整体业绩敏感性，而是能力业绩对薪酬具有较高的解释程度，运气业绩对薪酬不存在或仅存在较低的解释程度。那么，我国上市公司是否存在“薪酬能力业绩敏感性”和“薪酬运气业绩敏感性”？如何能够有效提高“薪酬能力业绩敏感性”、抑制“薪酬运气业绩敏感性”？这两个问题的研究具有较强的理论价值和现实意义。

在众多影响高管薪酬契约的因素中，内部控制的作用备受关注。财政部等五部委发布《企业内部控制基本规范》和《企业内部控制配套指引》，规范和完善我国企业内部控制的建设和实施。在不完全契约条件下，内部控制应该能够通过一系列制度安排和流程设计，有效弥补薪酬契约的不完全性，合理配置契约主体各方权利，约束高管层的自利行为，有效形成一个相互约束和制衡的控制系统，影响高管的薪酬激励体系。由此，本文从内部控制的视角，在考虑业绩异质性的基础上，寻求提高高管“薪酬能力业绩敏感性”、抑制“薪酬运气业绩敏感性”的有效途径。另外，内部控制作用的发挥受到企业内、外部环境的影响，本研究引入高管权力和产品市场竞争程度，研究不同高管权力和产品市场环境下，内部控制对“薪酬能力业绩敏感性”和“薪酬运气业绩敏感性”的影响。

本文的贡献和意义在于：其一，现有高管薪酬的研究大多基于经典的最优契约理论，即以公司整体业绩衡量高管能力，并以公司总体业绩为基础确定高管薪酬水平。但实际中业绩并不是完全同质的，业绩中不仅包含高管能力造成的业绩，同时还包含非高管可控的运气因素造成的业绩。本研究突破业绩同质性的假设，以高管是否可控为基础划分业绩异质性，将高管薪酬业绩敏感性分解为“薪酬能力业绩敏感性”和“薪酬运气业绩敏感性”，从而更为有效地研究高管薪酬激励有效性，在一定程度上拓展了最优契约理论的认识，为高管薪酬激励的进一步研究奠定基础。其二，尽管目前薪酬业绩敏感性的研究已经硕果颇丰，但尚缺乏考虑业绩异质性基础上，提高高管薪酬契约有效性途径和方法的研究。本研究以内部控制为视角，寻求提高高管“薪酬能力业绩敏感性”，抑制“薪酬运气业绩敏感性”的途径，具有较强的理论价值。与此同时，本研究结论证实了我国上市公司不仅存在“薪酬能力业绩敏感性”而且存在“薪酬运气业绩敏感性”，并且有效的内部控制能够提高高管薪酬激励有效性，对于企业完善内部控制制度、提升高管薪酬激励有效性具有较强的现实指导意义。

“柳哥人才可惜了啊。”寝室二床说道，“柳哥这成绩，出国拿全奖，毕业美利坚啊！”当然，这都是大学寝室里没有任何恶意、近乎习惯的互捧。

二、文献综述(一)薪酬业绩敏感性研究概述

本文以薪酬业绩敏感性为研究主题，对薪酬业绩敏感性的既有研究进行梳理和分析。依据最优契约理论，以业绩为基础的高管薪酬激励能够促使高管按照股东利益最大化的标准努力工作[6]。以业绩为基础激励高管的原因在于业绩能够反应高管的行为[7]，并且高管薪酬与业绩相关联能够提高对高管的激励和约束作用，促使高管按照股东利益最大化的标准努力工作[6]。薪酬业绩敏感性的存在性和程度是文献集中的话题，从已有研究可以看出薪酬业绩敏感性大体上表现为从无到有、从低到高的过程，但仍未得出一致结论。早期研究发现薪酬和业绩的敏感性并不理想[1]，其后，研究发现薪酬业绩存在敏感性，且逐渐提高[8]。但Firth等(2006)[9]的研究表明中国上市公司薪酬业绩敏感性依然较低。由此可知，虽然薪酬业绩敏感性有所改善，但薪酬业绩对高管薪酬的解释程度仍未达到预期水平。

(二)业绩异质性与高管薪酬的研究

业绩异质性是将薪酬业绩敏感性分解为“薪酬能力业绩敏感性”和“薪酬运气业绩敏感性”的基础。由于能力业绩和运气业绩的形成机理不同，对高管薪酬的影响存在较大差异。最优契约理论认为薪酬契约应以高管能力为基础，不应受高管不可控的运气因素影响[10]。以业绩为基础制定的薪酬契约越能有效反应高管能力，薪酬契约越有效[11]。当股东无法确定高管能力时，以业绩为基础的薪酬激励有效性将有所减弱[12]。为了更为准确地考察管理层薪酬激励有效性，Bertrand和Mullainathan(2001)[13]将公司业绩划分为不受高管可控因素造成的业绩，即运气业绩；受高管可控因素造成的业绩，即能力业绩。具体来讲，第一，能力业绩越高，薪酬水平越高[14-15]；第二，运气业绩与正常业绩一样，都会带来高管薪酬的增加[16]，但运气业绩并不具有正向的激励效应[17]。由以上研究可知，业绩异质性的存在可能是总体业绩对薪酬解释力度低于预期水平的重要原因。

近年来的研究认为，活性氧等自由基在衰老、心血管疾病和癌症等人类疾病发生过程中起重要作用[41]。羟自由基(OH·)和超氧阴离子自由基是生物体内主要的自由基，这些自由基产生过多或清除过慢，会引起人体内脂质过氧化而造成人体的衰老和疾病的产生。因此，清除人体内过量的活性氧等自由基，对减少人类疾病发生具有重要的意义[42]。

(三)内部控制与高管薪酬业绩敏感性的研究

内部控制作为影响高管薪酬业绩敏感性的途径受到学者的广泛关注。既有研究表明内部控制缺陷降低高管薪酬业绩敏感性[18]，有效的内部控制能够提高薪酬业绩敏感性[19]。具体而言，国有上市公司内部控制对薪酬业绩敏感性的影响更为显著[20]。相对于会计层面存在内部控制缺陷的公司，公司层面存在内部控制缺陷的公司，薪酬业绩敏感性更低[21]。杨程程和程小可(2015)[22]发现披露内部控制缺陷的公司相比于未披露内部控制缺陷的公司，高管薪酬水平更高，即内部控制缺陷与高管薪酬呈现出“倒置”的现象。但该领域的研究仍未考虑业绩异质性对薪酬业绩敏感性的影响。

综上所述，尽管高管薪酬业绩敏感性的研究已经相当丰富，但该领域的研究主要是基于经典的最优契约理论，以公司整体业绩作为高管能力的代理变量。然而，现实世界中总体业绩不仅包含高管能力业绩，同时还包含非高管可控的因素引起的运气业绩，简单的以公司总体业绩衡量高管能力难免存在偏差。本文基于业绩异质性，将高管薪酬业绩敏感性划分为“薪酬能力业绩敏感性”和“薪酬运气业绩敏感性”，其中，“薪酬能力业绩敏感性”为能力业绩对高管薪酬的解释程度；“薪酬运气业绩敏感性”为运气业绩对高管薪酬的解释程度。既有研究主要采用薪酬与业绩的回归系数反映薪酬业绩敏感性，由此本研究采用薪酬与能力业绩的回归系数反映“薪酬能力业绩敏感性”，若该回归系数显著为正，则表明存在“薪酬能力业绩敏感性”即能力业绩越高，高管薪酬水平越高，公司因能力业绩为高管支付薪酬；采用薪酬与运气业绩的回归系数反映“薪酬运气业绩敏感性”若该回归系数显著为正，则表明存在“薪酬运气业绩敏感性”，即运气业绩越高，高管薪酬水平越高，公司因运气业绩为高管支付薪酬。在此基础上寻求提高高管薪酬激励有效性的途径，对高管薪酬业绩敏感性进行系统的理论分析和实证检验。试图探讨考虑业绩异质性因素后，我国上市公司是否存在“薪酬能力业绩敏感性”和“薪酬运气业绩敏感性”，并从内部控制的视角研究提高薪酬激励有效性的途径，检验内部控制能否影响高管薪酬业绩敏感性，即高质量内部控制能否提高“薪酬能力业绩敏感性”，降低“薪酬运气业绩敏感性”，以及在不同外部市场环境和内部权力分布情况下，内部控制对薪酬业绩敏感性的影响是否存在差异，以期为有效提高高管薪酬激励有效性提供理论支持和经验证据。

三、理论分析与研究假设(一)“能力业绩”和“运气业绩”对高管薪酬的影响分析

依据Bebchuk和Fried(2003)[23]提出的最优契约理论，薪酬是为高管能力而支付的报酬，是激发高管能力在公司经营过程中充分发挥的有效途径。高管不可能对所有方面都具备全面的知识，高管的既有能力决定了其对相关信息的解释力。也就是说，高管能力直接影响决策效率[24]，并影响公司业绩。因此，能否聘任到高能力的高管、并促进其能力的充分发挥对公司的发展至关重要。人力资本理论认为薪酬是个体能力付出的补偿，同时也是个体能力实现收益权的主要手段。当高管能力得到认可，并给予相应的回报时，高管才愿意将其能力充分发挥。公司为争夺和保留“能力”这类稀缺资源，通常给予高能力的高管更高的薪酬水平，以保证优质的高管能够更好地供职于本公司[15]。由此推测，“能力业绩”与高管薪酬具有关联性。

运气业绩是外部行业或经济整体环境变化导致的业绩，这部分业绩为非高管可控因素造成的[2]。由于运气业绩并不是由高管努力而来，契约理论认为公司不会为这些因素支付报酬，但实际中为运气支付的报酬几乎与为能力业绩支付的报酬同样多[2]。原因在于：第一，薪酬契约具有不完备性，由于外部环境变化的复杂性，薪酬契约难以包含未来所有事项，不可控因素的变化可能超出薪酬契约涵盖的范围。薪酬契约的不完备性使得公司为运气支付薪酬[25]。第二，依据最优契约理论，业绩是高管薪酬激励的基础，但业绩评价体系仍存在诸多缺陷。虽然多年来我国上市公司不断寻求一套有效的业绩评价方法，但业绩评价体系仍存在目标制定不合理、指标选取不恰当、指标定义不准确、权重缺乏合理性等诸多缺陷，对高管业绩考核和评估偏误可能是为“运气”支付报酬的原因。第三，薪酬可能成为高管寻租的一种途径。在薪酬契约实际的实施过程中，高管可能利用薪酬进行寻租[23]，通过“运气业绩”伪装高能力高管，进而提高薪酬水平，从而谋取个人私利。由此可推断出“运气业绩”很可能对高管薪酬具有解释作用。由此提出假设1。

假设1a 我国上市公司存在“薪酬能力业绩敏感性”。

假设1b 我国上市公司存在“薪酬运气业绩敏感性”。

(二)内部控制对薪酬业绩敏感性的影响分析

内部控制对高管薪酬业绩敏感性的影响通过信息优势效应、流程优化效应两个路径实现。第一，内部控制有助于业绩真实性的提高和业绩异质性的甄别，增强信息优势，有效识别业绩中的“水分”。首先，内部控制具有合理保证财务报告有效性的作用，能够通过提升会计业绩准确性，为以业绩为基础的薪酬契约的制定和执行奠定基础。会计盈余是高管薪酬激励的支撑性基础信息，高管为提升个人薪酬水平具有操纵会计盈余的动机和可能性[26]。我国《企业内部控制基本规范》将财务报告目标作为内部控制的重要目标之一，既有大量研究表明有效的内部控制能够抑制公司的盈余管理行为[27]。会计盈余越准确，越能有效衡量高管的能力水平，公司业绩评价和高管薪酬激励对会计盈余信息的采纳程度就越高，因此有效的内部控制通过提高盈余信息准确性，增强高管薪酬业绩敏感性。其次，内部控制要素——信息与沟通，有利于业绩异质性的甄别。有效的信息与沟通有利于信息真实、准确、及时地传递[28]，为薪酬委员会等相关部门更为准确发掘外生因素的影响，理解和认识业绩的真正来源提供信息基础，进而提高相关专员的职业判断能力，识别和分析业绩的真正属性，降低高管利用运气业绩操控薪酬的可能性，并为高能力高管提供相应的薪酬水平。

第二，内部控制通过制度和流程的优化设计，有效挤出薪酬中的“水分”。首先，内部控制通过制度和流程的设计，抑制高管利用运气业绩进行薪酬操控。依据高管权力理论，高管具有运用掌握的权力进行薪酬操控或干预的动机[23]。内部控制通过制度和流程的设计，具有缓解代理冲突补充不完备契约的作用[29]。一方面，内部控制通过有约束力的规则，促使高管利益与公司利益相一致[29]，降低因高管与公司目标函数不一致而导致的薪酬操纵动机；另一方面，有效的控制活动增加高管薪酬操控的实施成本和被发现的概率，降低高管薪酬操纵行为的发生。其次，内部控制中的绩效考评控制为薪酬激励提供基础条件。绩效考评是高管薪酬激励的基础，直接决定了高管薪酬激励有效性。我国《企业内部控制基本规范》将绩效考评控制作为内部控制的控制活动之一，有效的绩效考评控制有利于公司绩效考评的准确开展。在相同条件下，业绩考评越完备，公司越有可能有效的依据高管能力业绩开展高管的薪酬激励，降低运气业绩在薪酬激励中的干扰。因此预期有效的内部控制通过制度和流程的优化，提高高管薪酬激励有效性。由此提出假设2。

假设2a 内部控制能够提高“薪酬能力业绩敏感性”。

假设2b 内部控制能够降低“薪酬运气业绩敏感性”。

(三)高管权力、内部控制与薪酬业绩敏感性

由于环境动态性、经营不确定性以及组织结构设计差异等因素的存在，高管权力成为影响内部控制作用发挥的重要因素。较高的高管权力可能降低内部控制在提高高管薪酬业绩敏感性中的信息优势效应以及相关制度和流程的有效实施。

第一，高管权力对内部控制带来的信息优势效应的影响。机会主义认为，高管具有追求个人私利最大化的动机。当高管拥有较高权力时，可能利用掌控的权力降低内部控制的实施效应，干预向董事会提交的信息，尤其是不利于自己的信息，由此提高了董事会甄别运气业绩的难度，导致公司为运气业绩支付薪酬。同时，较高的高管权力将降低内部控制提高会计信息质量的作用[42]，进而影响以会计业绩为基础的薪酬契约的有效性。

第二，过高的高管权力将降低内部控制相关制度和流程作用的有效发挥。依据我国《企业内部控制基本规范》，内部控制的建立和实施应遵循制衡性原则。高管掌控的权力越大，公司越难形成有效的监督和制衡机制[30]。高管可能运用掌控的权力，干预董事会及薪酬委员会成员构成，在薪酬契约设计时即提出利己的方案，并在实施环节放松对高管的监督。在高管权力较高的环境下，高管可能凌驾于内部控制之上[31]，甚至绕过内部控制，使内部控制成为“装饰品”[32]。同时，当高管权力过大甚至影响董事会时，内部控制缺陷将难以有效整改和修正。高管权力越大，越有可能隐藏内部控制的缺陷[41]。由此，内部控制缺陷未能及时发现和修正，内部控制应有的作用难以有效发挥，高管更可能利用运气业绩等非可控业绩进行薪酬辩护和掩饰，表面上提高薪酬运气业绩敏感性，实则降低薪酬激励有效性。薪酬能力业绩敏感性体现为高管能力而支付的报酬，即便高管权力较高亦不会运用掌控的权力降低因能力而获得的薪酬。因此，在不同高管权力环境下，内部控制对薪酬业绩敏感性影响的差异主要体现在“薪酬运气业绩敏感性”，由此提出假设3。

假设3 其他条件相同的条件下，内部控制降低“薪酬运气业绩敏感性”的作用在高管权力低的公司中更为有效。

(四)产品市场竞争、内部控制与薪酬业绩敏感性

产品市场竞争作为重要的外部治理机制，有利于增强内部控制在提升高管薪酬业绩敏感性中的信息优势和流程优化效应。第一，产品市场竞争具有增强内部控制信息优势的作用。依据信息比较理论，产品市场竞争程度越高，越能够促进企业进行信息披露，产品市场竞争通过行业“标杆”的形式，传递出公司实际经营业绩和高管行为能力的信息[33]。较高竞争程度的产品市场汇集了大量的可比信息，高质量的内部控制要素——信息与沟通，将市场信息进行有效传递，有利于缓解信息不对称程度，提高董事会甄别企业业绩真实属性的能力，降低运气业绩导致的低效率薪酬激励。与之相反，若产品市场竞争程度较低，市场中可比信息较少，在缺少“业绩标杆”等相关基础信息的环境下，即便公司建立了完备的信息与沟通机制，亦难保证具有充足的信息量进行有效的业绩甄别，由此加大了运气业绩识别的难度。

第二，产品竞争能够提高内部控制的流程优化效应。首先，产品市场竞争程度越高，公司越倾向于完善内部控制。较高的产品市场竞争程度将提高公司的流动性风险，增大公司破产和管理者薪酬损失的概率，即存在破产威胁效应。由于内部控制具有提高经营效率效果和风险防范的作用，在产品市场竞争程度较高时，公司更有动机完善内部控制[34]，由此更高质量的内部控制，提高高管薪酬契约有效性的作用也应该越强。其次，产品市场竞争通过压力传导机制，具有放大内部控制作用的联合效应。较高的产品市场竞争能够缓解代理冲突[35]，进而影响高管决策行为，不但能降低高管薪酬操纵的动机，还能促进高管更为尽职地引领全体员工提高内部控制的实施效率[34]。反之，较低的产品市场竞争，将降低内部控制建设的需求，并可能影响内部控制的实施效率，内部控制对具有更高信息要求和控制流程需要的“薪酬运气敏感性”的抑制作用将由此受到影响，提出假设4。

假设4 其他条件相同的条件下，内部控制降低“薪酬运气业绩敏感性”的作用在产品市场竞争较为激烈行业的公司中更为有效。

四、研究设计(一)样本与数据来源

选取2010—2015年沪深两市主板上市公司为研究样本，剔除以下样本：(1)金融业样本；(2)数据缺失的样本；(3)高管薪酬为零；(4)资不抵债(资产负债率大于1)。对以上样本进行剔除后，最后得到7 061个样本。本文数据主要来自于国泰安(CSMAR)数据库，内部控制数据来自于迪博. 内部控制与风险管理数据库。为避免极端值对研究可能存在的影响，对连续性变量进行了1%和99%的Winsorize处理。

(二)变量选择

1.能力业绩和运气业绩的度量方法

借鉴Garvey和Milbourn(2006)[36]和Bertrand和Mullainathan(2001)[13]的研究，采用公司业绩中能够被不受高管控制的行业业绩所解释的部分作为运气业绩的代理变量，不能被行业业绩解释的部分作为能力业绩的代理变量。

玉皇大帝曾赐给汉人竹片片，让汉人记录他们的历史、言行，也给了傈僳人獐皮，用以写信等。但是，领獐皮的是一个小孩，他想獐皮这样笨重难拿，不如吃了还可以饱肚子。于是，在一块玉米地里偷偷地吃了，回到家里说獐皮被人抢走了，或者在遇到人时说玉帝什么也没给，因此，傈僳无记录之纸，也就不能创造文字了。[注]李永宪、马云喜：《盐边县岩门公社傈僳族调查报告》，编写组：《四川省苗族傈僳族傣族白族满族社会历史调查》，四川省社会科学院出版社，1986年。

Perfi,t=α0+α1Ind_Perfi,t+α2Xi,t+εi,t

(1)

其中，Perf为公司业绩，采用ROA(利润与资产之比)，Ind_Perf为i公司所在行业业绩的均值，X为控制变量，包括公司规模、上市时间和控制人性质。运气业绩(Luck)为由其不可控因素(行业影响)导致的公司业绩，即可由模型(1)解释的部分。用公司的实际业绩减去可解释业绩，得到能力业绩(Skill)。使用样本数据对模型(1)进行回归分析，得到能力业绩和运气业绩。

2.实证模型

为检验内部控制对高管薪酬激励的影响，构建如下模型

Comi,t=β0+β1Skilli,t+β2Lucki,t+β3ICi,t+β4Skilli,t*ICi,t+β5Lucki,t*ICi,t+β6Sizei,t+β7Agei,t+β8Stocki,t+β9Numi,t+β10Nati,t+εi,t

(2)

模型(2)中，被解释变量Com为高管薪酬。我国上市公司激励包括基本年薪、绩效年薪和中长期激励，但由于股权激励等中长期激励计划并不普遍存在，因此本文的研究定位于高管货币薪酬。借鉴Brookman和Thistle(2013)[14]的方法，选取上市公司年报披露的前三高管薪酬的自然对数(Com)，衡量高管薪酬水平，并采用高管平均薪酬进行稳健性检验。解释变量Skill和Luck为能力业绩和运气业绩，具体计算方法详见模型(1)。IC为上市公司内部控制质量，采用迪博内部控制指数，该指数取值范围在1-1 000之间，因此将内部控制指数除以1 000，以消除量纲影响。

为控制其他可能对研究结论产生影响的因素，借鉴既有研究，选取公司规模(Size)、公司上市时间(Age)、高管持股(stock)、高管人数(Num)和控制人性质(Nat)作为控制变量，并按照证监会行业分类指引和实际所在年份，控制行业和年份的影响。

本文试图基于业绩异质性的视角探讨内部控制对高管薪酬的影响，研究假设认为我国上市公司存在“薪酬能力业绩敏感性”和“薪酬运气业绩敏感性”，因此，预期β1和β2显著为正；内部控制能够提高薪酬能力业绩敏感性，降低预期薪酬运气业绩敏感性，因此，预期β4显著为正，β5显著为负。

为研究在不同高管权力环境下，内部控制对高管薪酬业绩敏感性的影响，按照高管权力对公司样本进行分组。高管权力选取董事长与总经理是否兼任(兼任为1，否则为0)、独立董事比例、董事会规模、股权集中度(前十大股东持股的赫芬达尔指数)，借鉴白重恩等(2005)[37]方法，采用主成分分析法，并选取第一大主成分度量高管权力。当高管权力大于公司当年所属行业中位数时，将公司划分为高高管权力组；当高管权力小于公司当年所属行业中位数时，将公司划分为低高管权力组。按照模型(2)对不同高管权力环境下内部控制对高管薪酬业绩敏感性展开研究。

上市公司由于所处的市场环境不同，不同公司面临不同的产品竞争程度。为检验不同产品市场竞争环境下，内部控制对高管薪酬业绩敏感性的影响，按照公司所处产品竞争程度进行分组。以公司营业收入占公司所在行业当年营业总收入比重衡量产品市场竞争程度，当该值大于当年中位数时，将该公司划分为低产品市场竞争组，当该值小于当年中位数时，将该公司划分为高产品市场竞争组。按照模型(2)对不同产品市场竞争环境下内部控制对高管薪酬业绩敏感性展开研究。

(三)实证检验与结果分析

1.描述性统计

在对上市公司能力业绩和运气业绩有效度量的基础上，为研究涉及的主要变量进行描述性统计，对样本数据的统计结果和分布情况进行初步分析见表1。

表1 变量的描述性统计

     

变量平均值中位数标准差最大值最小值Com14.14114.1520.71816.00712.283IC0.6510.6760.1390.9150Skill0-0.0030.0480.143-0.170Luck0.0320.0310.0150.096-0.001Size22.36322.2391.37526.27219.151Age13.85614.0004.76822.0001Stock0.00500.0280.2210Num6.61662.51615.0002Nat0.64710.47810

由表1可知，高管薪酬虽然进行了极端值处理，差异仍然存在，前三高管薪酬取自然对数后的最小值为12.283，最大值为16.007。内部控制的均值为0.651，最大值为0.915，最小值为0。能力业绩的均值为0.000，最大值为0.143，最小值为-0.170，说明样本公司中高管能力存在一定差距。运气业绩的均值为0.032，最大值为0.096，最小值为-0.001，表明样本公司存在运气业绩。

2.实证结果分析

(1)能力业绩和运气业绩的度量。为检验上市公司是否存在薪酬能力业绩敏感性和薪酬运气业绩敏感性，采用样本公司数据按照模型(1)计算能力业绩和运气业绩，结果见表2。

表2 能力业绩、运气业绩的度量模型

     

变量系数T值Constant-0.053∗∗∗(-5.084)Ind_Perf0.493∗∗∗(23.253)Size0.004∗∗∗(8.199)Age-0.001∗∗∗(-4.868)Nat-0.010∗∗∗(-7.817)N7 061Adj R20.088

注：***、**、*表示在1%、5%和10%水平显著。

由表2可知，公司所在行业业绩的均值与公司业绩的回归系数为0.493(在1%的水平显著)，与预期相一致，表明能力业绩和运气业绩的度量具有较强的合理性。

(2)内部控制对薪酬业绩敏感性的影响研究。为检验内部控制对高管薪酬业绩敏感性的影响，对样本公司数据按照模型(2)进行回归分析，结果见表3。

表3 内部控制对薪酬业绩敏感性的影响

     

变量系数T值系数T值Constant7.566∗∗∗(24.824)7.527∗∗∗(24.725)Skill2.863∗∗∗(18.871)3.020∗∗∗(19.522)Luck2.631∗∗∗(3.837)2.656∗∗∗(3.865)IC0.216∗∗∗(3.803)0.300∗∗∗(4.961)Skill∗IC——3.445∗∗∗(5.119)Luck∗IC——-5.515∗(-1.945)Size0.224∗∗∗(33.767)0.223∗∗∗(33.379)Age0.008∗∗∗(4.961)0.008∗∗∗(4.889)Stock1.006∗∗∗(3.973)0.984∗∗∗(3.894)Num0.046∗∗∗(15.575)0.046∗∗∗(15.551)Nat-0.071∗∗∗(-4.160)-0.072∗∗∗(-4.203)行业控制控制年份控制控制N7 0617 061Adj R20.3970.399

注：***、**、*表示在1%、5%和10%水平显著。

表3为内部控制对高管薪酬业绩敏感性影响的回归检验结果。首先为了检验我国上市公司是否存在“能力业绩”和“运气业绩”，仅将能力业绩和运气业绩纳入回归中。若Skill的回归系数β1显著为正，则表明能力业绩越高，高管薪酬越高，即存在“薪酬能力业绩敏感性”；若Luck的回归系数β2显著为正，则表明运气业绩越高，高管薪酬越高，即存在“薪酬运气业绩敏感性”。由回归分析结果可知，Skill和Luck的回归系数均显著为正(在1%的水平显著)，表明我国上市公司存在“薪酬能力业绩敏感性”和“薪酬运气业绩敏感性”。在此基础上检验内部控制对“薪酬能力业绩敏感性”和“薪酬运气业绩敏感性”的影响，在模型中分别加入内部控制与能力业绩的交乘项、内部控制与运气业绩的交乘项。若内部控制与能力业绩交乘项的回归系数β4显著为正，则表明内部控制能够提高“薪酬能力业绩敏感性”；若内部控制与运气业绩的回归系数β5显著为负，则表明内部控制能够降低“薪酬运气业绩敏感性”。回归结果可知，内部控制与能力业绩交乘项的回归系数为正(在1%的水平显著)，内部控制与运气业绩交乘项的回归系数显著为负(在10%的水平显著)，由回归结果可知，内部控制能够显著提高样本公司的“薪酬能力业绩敏感性”，降低“薪酬运气业绩敏感性”，即有效的内部控制能够提高高管薪酬激励有效性。

表4 高管权力、内部控制与薪酬业绩敏感性

     

变量低高管权力高高管权力Constant8.759∗∗∗(26.221)8.705∗∗∗(26.101)7.140∗∗∗(21.684)7.119∗∗∗(21.619)Skill3.268∗∗∗(14.609)3.396∗∗∗(15.086)2.487∗∗∗(11.978)2.637∗∗∗(12.224)Luck2.722∗∗∗(2.830)2.656∗∗∗(2.762)2.638∗∗∗(2.726)2.744∗∗∗(2.819)IC0.153∗(1.896)0.256∗∗∗(2.908)0.258∗∗∗(3.238)0.317∗∗∗(3.785)Skill∗IC—4.049∗∗∗(4.180)—2.395∗∗(2.544)Luck∗IC—-9.507∗∗(-2.295)—-1.378(-0.354)Size0.218∗∗∗(22.391)0.217∗∗∗(22.166)0.232∗∗∗(24.953)0.230∗∗∗(24.620)Age0.006∗∗(2.515)0.006∗∗(2.405)0.010∗∗∗(4.096)0.010∗∗∗(4.117)Stock0.179(0.385)0.152(0.328)1.359∗∗∗(4.429)1.346∗∗∗(4.387)Num0.043∗∗∗(10.524)0.043∗∗∗(10.597)0.050∗∗∗(11.191)0.050∗∗∗(11.146)Nat-0.047∗(-1.849)-0.050∗∗(-1.985)-0.094∗∗∗(-3.976)-0.093∗∗∗(-3.913)行业控制控制控制控制年份控制控制控制控制N3 6043 6043 4573 457Adj R20.3830.3860.4110.412

注：***、**、*表示在1%、5%和10%水平显著。

(3)高管权力、内部控制对薪酬业绩敏感性的影响研究。采用样本公司数据进行实证研究，检验不同高管权力条件下，内部控制对薪酬业绩敏感性的影响，结果见表4。

由表4可知，无论在高高管权力还是低高管权力的公司中，“薪酬能力业绩敏感性”和“薪酬运气业绩敏感性”均显著存在(均值1%水平显著)。内部控制在不同高管权力的公司中对高管薪酬业绩敏感性的影响并不相同。内部控制对“薪酬能力业绩敏感性”的影响在两组公司中均显著，对“薪酬业绩运气敏感性”的影响仅在低高管权力公司中显著，表明内部控制提高“薪酬能力业绩敏感性”的作用在不同高管权力条件下均显著，但内部控制抑制“薪酬运气业绩敏感性”的作用仅在高管权力较低时才能发挥作用，当高管权力较高时，运气业绩很可能成为薪酬辩护的手段。

(4)产品市场竞争程度、内部控制对薪酬业绩敏感性的影响研究。采用样本公司数据进行实证研究，检验不同产品市场竞争环境下，内部控制对薪酬业绩敏感性的影响，结果见表5。

表5 产品竞争、内部控制与薪酬业绩敏感性

     

变量低产品市场竞争高产品市场竞争Constant8.020∗∗∗(22.207)8.033∗∗∗(22.205)8.493∗∗∗(14.613)8.453∗∗∗(14.559)Skill3.702∗∗∗(15.632)3.695∗∗∗(15.619)1.927∗∗∗(9.604)2.045∗∗∗(9.540)Luck3.179∗∗∗(3.152)3.251∗∗∗(3.209)2.193∗∗(2.398)1.597∗(1.698)IC0.159∗(1.793)0.220∗∗(2.420)0.241∗∗∗(3.259)0.266∗∗∗(3.198)Skill∗IC—3.314∗∗∗(2.869)—1.794∗∗(2.046)Luck∗IC—1.227(0.272)—-11.704∗∗∗(-3.038)Size0.206∗∗∗(17.813)0.204∗∗∗(17.472)0.212∗∗∗(19.402)0.214∗∗∗(19.531)Age0.013∗∗∗(5.561)0.013∗∗∗(5.624)0.000(0.164)0.000(0.048)Stock0.355(1.029)0.357(1.034)1.378∗∗∗(3.733)1.356∗∗∗(3.677)Num0.050∗∗∗(12.881)0.050∗∗∗(12.789)0.034∗∗∗(7.396)0.034∗∗∗(7.414)Nat-0.115∗∗∗(-4.462)-0.115∗∗∗(-4.461)-0.031(-1.351)-0.037(-1.619)行业控制控制控制控制年份控制控制控制控制N3 5283 5283 5333 533Adj R20.4130.4150.3300.332

***、**、*表示在1%、5%和10%水平显著。

由表5可知，在低产品市场竞争和高产品市场竞争公司中，“薪酬能力业绩敏感性”和“薪酬运气业绩敏感性”均显著存在。内部控制在不同产品竞争市场环境下，对高管薪酬业绩敏感性的影响并不相同。内部控制提高“薪酬能力业绩敏感性”的作用在不同产品市场竞争环境下均显著存在，但内部控制抑制“运气业绩敏感性”的作用仅在高产品竞争市场的公司中显著存在。

五、稳健性检验

为提高研究结论的稳健性，采用变更高管薪酬度量方式、考虑物价因子和内生性的方法对研究结论进行稳健性检验。

(一)变更高管薪酬度量方式

采用公司高管平均薪酬衡量高管薪酬水平，对样本公司数据进行稳健性检验，结果与研究结论基本一致，见表6。

为检验不同高管权力和产品市场竞争程度环境下，内部控制对薪酬业绩敏感性的影响，采用公司高管平均薪酬衡量高管薪酬水平，进行稳健性检验，与本文结论基本一致，结果见表7。

表6 内部控制对薪酬业绩敏感性的影响(高管平均薪酬)

     

变量系数T值系数T值Constant5.895∗∗∗(20.688)5.861∗∗∗(20.588)Skill2.893∗∗∗(20.392)3.029∗∗∗(20.940)Luck2.611∗∗∗(4.073)2.631∗∗∗(4.096)IC0.178∗∗∗(3.348)0.252∗∗∗(4.442)Skill∗IC——3.008∗∗∗(4.779)Luck∗IC——-4.921∗(-1.852)Size0.229∗∗∗(36.898)0.228∗∗∗(36.494)Age0.005∗∗∗(3.061)0.005∗∗∗(2.989)Stock0.314(1.327)0.295(1.248)Num0.024∗∗∗(8.718)0.024∗∗∗(8.683)Nat0.006(0.379)0.005(0.342)行业控制控制年份控制控制N7 0617 061Adj R20.4040.406

注：***、**、*表示在1%、5%和10%水平显著。

表7 高管权力、产品市场竞争、内部控制与薪酬业绩敏感性(高管平均薪酬)

     

变量管理层权力产品市场竞争程度低权力高权力低竞争高竞争Constant7.529∗∗∗(23.971)7.480∗∗∗(23.845)5.690∗∗∗(18.718)5.674∗∗∗(18.662)7.629∗∗∗(23.121)7.621∗∗∗(23.086)7.264∗∗∗(13.123)7.226∗∗∗(13.062)Skill3.176∗∗∗(15.103)3.288∗∗∗(15.530)2.604∗∗∗(13.519)2.740∗∗∗(13.691)3.473∗∗∗(15.936)3.469∗∗∗(15.932)2.172∗∗∗(11.338)2.307∗∗∗(11.265)Luck2.493∗∗∗(2.756)2.418∗∗∗(2.674)2.817∗∗∗(3.137)2.933∗∗∗(3.249)3.289∗∗∗(3.545)3.403∗∗∗(3.650)2.056∗∗(2.355)1.662∗(1.849)IC0.164∗∗(2.151)0.248∗∗∗(2.991)0.174∗∗(2.343)0.230∗∗∗(2.947)0.143∗(1.745)0.195∗∗(2.321)0.190∗∗∗(2.699)0.232∗∗∗(2.928)Skill∗IC—3.508∗∗∗(3.850)—2.132∗∗(2.442)—3.214∗∗∗(3.024)—1.856∗∗(2.217)Luck∗IC—-9.391∗∗(-2.410)—-0.385(-0.106)—-1.009(-0.241)—-8.372∗∗(-2.275)Size0.217∗∗∗(23.805)0.217∗∗∗(23.605)0.242∗∗∗(28.058)0.241∗∗∗(27.683)0.207∗∗∗(19.416)0.205∗∗∗(19.133)0.217∗∗∗(20.799)0.218∗∗∗(20.837)Age0.002(0.717)0.001(0.605)0.007∗∗∗(3.138)0.007∗∗∗(3.170)0.009∗∗∗(4.040)0.009∗∗∗(4.095)-0.001(-0.531)-0.001(-0.615)Stock-0.272(-0.623)-0.297(-0.682)0.592∗∗(2.082)0.583∗∗(2.048)-0.212(-0.666)-0.213(-0.672)0.623∗(1.766)0.607∗(1.725)Num0.021∗∗∗(5.512)0.021∗∗∗(5.577)0.028∗∗∗(6.594)0.027∗∗∗(6.548)0.027∗∗∗(7.386)0.026∗∗∗(7.303)0.016∗∗∗(3.558)0.016∗∗∗(3.584)Nat0.026(1.098)0.023(0.968)-0.012(-0.536)-0.010(-0.467)-0.019(-0.805)-0.019(-0.798)0.022(0.993)0.017(0.780)行业控制控制控制控制控制控制控制控制年份控制控制控制控制控制控制控制控制N3 6043 6043 4573 4573 5283 5283 5333 533Adj R20.3820.3840.4280.4290.4170.4180.3360.337

注：***、**、*表示在1%、5%和10%水平显著。

(二)考虑物价因子

物价变动是影响高管薪酬激励的因素，因此采用年度CPI衡量物价因子，在控制物价因子的条件下进行回归分析，结果与研究结论相一致，结果见表8。

表8 内部控制对薪酬业绩敏感性的影响(考虑物价因子)

     

变量系数T值系数T值Constant11.986∗∗∗(15.893)12.024∗∗∗(15.956)Skill2.863∗∗∗(18.871)3.020∗∗∗(19.522)Luck2.631∗∗∗(3.837)2.656∗∗∗(3.865)IC0.216∗∗∗(3.803)0.300∗∗∗(4.961)Skill∗IC——3.445∗∗∗(5.119)Luck∗IC——-5.515∗(-1.945)Size0.224∗∗∗(33.767)0.223∗∗∗(33.379)Age0.008∗∗∗(4.961)0.008∗∗∗(4.889)Stock1.006∗∗∗(3.973)0.984∗∗∗(3.894)Num0.046∗∗∗(15.575)0.046∗∗∗(15.551)Nat-0.071∗∗∗(-4.160)-0.072∗∗∗(-4.203)CPI-0.041∗∗∗(-6.303)-0.042∗∗∗(-6.421)行业控制控制年份控制控制N7 0617 061Adj R20.3970.399

注：***、**、*表示在1%、5%和10%水平显著。

为检验不同环境下高管权力、产品竞争环境下，内部控制对高管薪酬业绩敏感性的影响，在控制物价因子的条件下进行回归分析，结果与研究结论相一致，结果见表9。

表9 高管权力、产品竞争、内部控制与薪酬业绩敏感性(考虑物价因子)

     

变量管理层权力产品市场竞争程度低权力高权力低竞争高竞争Constant12.969∗∗∗(12.655)13.023∗∗∗(12.711)11.822∗∗∗(11.410)11.831∗∗∗(11.423)12.034∗∗∗(11.389)12.157∗∗∗(11.495)13.599∗∗∗(12.276)13.533∗∗∗(12.227)Skill3.268∗∗∗(14.609)3.396∗∗∗(15.086)2.487∗∗∗(11.978)2.637∗∗∗(12.224)3.702∗∗∗(15.632)3.695∗∗∗(15.619)1.927∗∗∗(9.604)2.045∗∗∗(9.540)Luck2.722∗∗∗(2.830)2.656∗∗∗(2.762)2.638∗∗∗(2.726)2.744∗∗∗(2.819)3.179∗∗∗(3.152)3.251∗∗∗(3.209)2.193∗∗(2.398)1.597∗(1.698)IC0.153∗(1.896)0.256∗∗∗(2.908)0.258∗∗∗(3.238)0.317∗∗∗(3.785)0.159∗(1.793)0.220∗∗(2.420)0.241∗∗∗(3.259)0.266∗∗∗(3.198)Skill∗IC—4.049∗∗∗(4.180)—2.395∗∗(2.544)—3.314∗∗∗(2.869)—1.794∗∗(2.046)Luck∗IC—-9.507∗∗(-2.295)—-1.378(-0.354)—1.227(0.272)—-11.704∗∗∗(-3.038)Size0.218∗∗∗(22.391)0.217∗∗∗(22.166)0.232∗∗∗(24.953)0.230∗∗∗(24.620)0.206∗∗∗(17.813)0.204∗∗∗(17.472)0.212∗∗∗(19.402)0.214∗∗∗(19.531)Age0.006∗∗(2.515)0.006∗∗(2.405)0.010∗∗∗(4.096)0.010∗∗∗(4.117)0.013∗∗∗(5.561)0.013∗∗∗(5.624)0.000(0.164)0.000(0.048)Stock0.179(0.385)0.152(0.328)1.359∗∗∗(4.429)1.346∗∗∗(4.387)0.355(1.029)0.357(1.034)1.378∗∗∗(3.733)1.356∗∗∗(3.677)Num0.043∗∗∗(10.524)0.043∗∗∗(10.597)0.050∗∗∗(11.191)0.050∗∗∗(11.146)0.050∗∗∗(12.881)0.050∗∗∗(12.789)0.034∗∗∗(7.396)0.034∗∗∗(7.414)Nat-0.047∗(-1.849)-0.050∗∗(-1.985)-0.094∗∗∗(-3.976)-0.093∗∗∗(-3.913)-0.115∗∗∗(-4.462)-0.115∗∗∗(-4.461)-0.031(-1.351)-0.037(-1.619)CPI-0.039∗∗∗(-4.275)-0.040∗∗∗(-4.390)-0.044∗∗∗(-4.834)-0.045∗∗∗(-4.867)-0.038∗∗∗(-4.123)-0.039∗∗∗(-4.237)-0.048∗∗∗(-5.447)-0.048∗∗∗(-5.421)行业控制控制控制控制控制控制控制控制年份控制控制控制控制控制控制控制控制N3 6043 6043 4573 4573 5283 5283 5333 533Adj R20.3830.3860.4110.4120.4130.4150.3300.332

注：***、**、*表示在1%、5%和10%水平显著。

(三)内生性

上市公司在权衡各种因素后，选择是否建立更为完善的内部控制，意味着研究设计中可能存在自选择的内生性问题，同时影响内部控制质量的企业特征也可能影响到高管薪酬激励，由此可能存在的自选择问题，回归分析可能存在估计偏误。为防止自选择内生性对研究结论的影响，采用Heckman两阶段测试法，对研究结论进行稳健性检验。第一阶段，借鉴李万福等(2011)[38]的研究，选取影响内部控制质量的变量，具体包括公司规模、审计师是否为四大、公司上市年数、是否亏损、机构投资者持股比例、高管持股比例、实际控制人性质，构建以内部控制为因变量的第一阶段回归模型，计算得出lambda(逆米尔斯比)；第二阶段，在控制逆米尔斯比的基础上进行回归，结果见表10。

表10 内部控制对薪酬业绩敏感性的影响(内生性)

     

变量系数T值系数T值Constant7.366∗∗∗(23.926)7.358∗∗∗(23.909)Skill3.091∗∗∗(19.094)3.187∗∗∗(19.547)Luck2.798∗∗∗(4.074)2.767∗∗∗(4.022)IC0.231∗∗∗(4.064)0.298∗∗∗(4.914)Skill∗IC——3.017∗∗∗(4.405)Luck∗IC——-6.151∗∗(-2.165)Size0.232∗∗∗(33.754)0.230∗∗∗(33.046)Age0.008∗∗∗(4.883)0.008∗∗∗(4.843)Stock1.029∗∗∗(4.055)1.007∗∗∗(3.973)Num0.046∗∗∗(15.546)0.046∗∗∗(15.523)Nat-0.067∗∗∗(-3.908)-0.069∗∗∗(-4.010)lambda36.028∗∗∗(4.180)30.016∗∗∗(3.408)行业控制控制年份控制控制N7 0227 022Adj R20.3980.400

注：***、**、*表示在1%、5%和10%水平显著。

为检验不同高管权力、产品市场竞争程度环境下，内部控制对薪酬业绩敏感性的影响，采用两阶段测试法对研究内容进行稳健性检验，结果与研究结论基本一致，见表11。

表11 高管权力、产品市场竞争、内部控制与薪酬业绩敏感性(内生性)

     

变量管理层权力产品市场竞争程度低权力高权力低竞争高竞争Constant7.770∗∗∗(22.883)7.749∗∗∗(22.833)8.053∗∗∗(24.121)8.031∗∗∗(24.042)7.929∗∗∗(21.706)7.971∗∗∗(21.716)8.591∗∗∗(14.511)8.588∗∗∗(14.523)Skill3.404∗∗∗(14.583)3.489∗∗∗(14.925)2.787∗∗∗(12.344)2.869∗∗∗(12.489)3.806∗∗∗(15.355)3.753∗∗∗(15.079)2.211∗∗∗(10.052)2.286∗∗∗(9.973)Luck2.831∗∗∗(2.934)2.724∗∗∗(2.825)2.850∗∗∗(2.943)2.888∗∗∗(2.967)3.318∗∗∗(3.277)3.346∗∗∗(3.285)2.366∗∗∗(2.583)1.748∗(1.855)IC0.175∗∗(2.156)0.263∗∗∗(2.979)0.270∗∗∗(3.378)0.311∗∗∗(3.699)0.171∗(1.926)0.222∗∗(2.439)0.264∗∗∗(3.554)0.274∗∗∗(3.295)Skill∗IC—3.779∗∗∗(3.830)—1.846∗(1.929)—3.095∗∗∗(2.636)—1.462∗(1.653)Luck∗IC—-10.002∗∗(-2.405)—-2.023(-0.520)—0.468(0.102)—-11.665∗∗∗(-3.030)Size0.222∗∗∗(22.292)0.221∗∗∗(21.848)0.242∗∗∗(25.038)0.241∗∗∗(24.513)0.209∗∗∗(17.836)0.206∗∗∗(17.323)0.225∗∗∗(19.363)0.227∗∗∗(19.402)Age0.006∗∗(2.472)0.006∗∗(2.404)0.010∗∗∗(4.061)0.010∗∗∗(4.080)0.013∗∗∗(5.504)0.013∗∗∗(5.597)0.000(0.169)0.000(0.062)Stock0.163(0.351)0.140(0.302)1.417∗∗∗(4.610)1.403∗∗∗(4.565)0.354(1.020)0.357(1.030)1.412∗∗∗(3.830)1.389∗∗∗(3.772)Num0.043∗∗∗(10.572)0.043∗∗∗(10.640)0.050∗∗∗(11.056)0.050∗∗∗(11.018)0.050∗∗∗(12.853)0.050∗∗∗(12.775)0.034∗∗∗(7.412)0.034∗∗∗(7.413)Nat-0.045∗(-1.794)-0.050∗∗(-1.970)-0.088∗∗∗(-3.737)-0.088∗∗∗(-3.716)-0.113∗∗∗(-4.384)-0.114∗∗∗(-4.395)-0.029(-1.260)-0.035(-1.531)lambda32.566∗∗(2.052)24.090(1.486)37.693∗∗∗(3.622)34.044∗∗∗(3.201)45.970(1.522)26.285(0.836)32.244∗∗∗(3.363)30.645∗∗∗(3.172)行业控制控制控制控制控制控制控制控制年份控制控制控制控制控制控制控制控制N3 5873 5873 4353 4353 5173 5173 5053 505Adj R20.3840.3860.4120.4130.4130.4140.3320.333

注：***、**、*表示在1%、5%和10%水平显著。

采用高管平均薪酬、考虑物价因子、内生性后，结合与研究结论基本一致，表明研究结论具有较强的稳健性。

六、研究结论与启示

本文突破经典契约理论的业绩同质性假设，在Bertrand等(2000)[2]研究的基础上，尝试性地将高管薪酬业绩敏感性划分为“薪酬能力业绩敏感性”和“薪酬运气业绩敏感性”，并以内部控制为视角，寻求提高“薪酬能力业绩敏感性”、抑制“薪酬运气业绩敏感性”的途径和方法。通过理论分析和实证检验，结果发现：(1)我国上市公司不仅存在“薪酬能力业绩敏感性”，还存在“薪酬运气业绩敏感性”。这表明能力业绩和运气业绩对高管薪酬均具有解释能力，即上市公司不仅为能力业绩支付薪酬，同时为高管非可控因素造成的运气业绩支付薪酬。(2)有效的内部控制能够显著提高“薪酬能力业绩敏感性”，抑制“薪酬运气业绩敏感性”，表明内部控制通过制度和流程的优化，以及信息优势的增强，具有提高高管薪酬激励有效性的作用。(3)内部控制对高管薪酬业绩敏感性的影响受到内、外部环境的影响。在不同高管权力和产品竞争程度环境下，内部控制对高管“薪酬能力业绩敏感性”的提升作用依然显著，但内部控制对“薪酬运气业绩敏感性”的抑制作用仅在高管权力较低和产品市场竞争程度较高的公司中显著，表明良好的公司内部治理环境是内部控制发挥作用的基础，有效的外部市场环境对内部控制作用的发挥具有推动作用。

本文的实践启示在于：(1)高管薪酬契约的制定和实施过程，不仅要重视薪酬契约的基础性因素——业绩的真实性和准确性，同时还要进一步对业绩的异质性进行甄别，薪酬激励以高管能力业绩为基础，降低运气业绩在高管薪酬契约中的干扰。(2)内部控制在提高高管薪酬激励有效性过程中具有显著作用，应继续鼓励和支持内部控制建设，构建与企业战略目标相一致，与公司个体内、外环境相适应，促进控制目标有效实现的内部控制体系，充分发挥内部控制为公司决策和经营活动保驾护航的作用。(3)董事会应结合公司实际情况，通过权衡赋予高管权力的收益和成本，合理配置高管权力结构，并完善相关制衡机制，确保内部控制的作用能够有效发挥，抑制高管利用掌控的权利进行薪酬操控等机会主义行为。(4)以政府为主导，加快市场化进程，适度降低进入壁垒，提高产品市场竞争程度，通过市场自由竞争优化资源配置，增强产品市场监督和约束高管行为的外部治理效用，抑制高管薪酬操纵等机会主义行为。

而浙江省气象台此前使用的省级海洋业务平台因为开发应用多年,且主要功能以多种产品显示为主,不具有GIS缩放、格点订正等功能,无法很好展示近年来发展的海洋气象客观预报产品的精细化程度,已不能满足现代化海洋预报业务的需求。为此,省气象台及时组织力量开发新一代省级海洋预报业务平台。新一代海洋预报业务平台是立足于为全省气象预报员服务,基于海洋业务扁平化的理念,提供集数据采集、精细分析、格点订正、预报制作、快速发布、产品展示、工作记录等功能于一体,基于Silverlight和SQL数据库技术进行开发的专业业务平台,并将在使用中不断发展来更好满足台风和海洋气象预报业务需求。

本文的研究不足与展望：(1)本研究基于业绩异质性将公司整体业绩划分为能力业绩和运气业绩。能力业绩和运气业绩的度量采用Bertrand和Mullainathan(2001)[13]的方法，该方法虽得到学术界的广泛认可，但高管声誉、历史经营业绩等反映高管能力的相关因素尚未纳入到度量方法中，未来研究可以在既有研究的基础上，对能力业绩和运气业绩的度量方法展开进一步的深入研究。(2)本研究仅从内部控制的视角研究提高“薪酬能力业绩敏感性”，降低“薪酬运气业绩敏感性”的途径。未来研究可从机构投资者、分析师跟踪、媒体关注、公司治理等多方面，在有效划分薪酬业绩敏感性的基础上，寻求提高高管薪酬激励有效性的有效方式。

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The Impact of Internal Control on Executive Compensation Incentive——The Perspective of Pay-competency Performance Sensitivity and Pay-luck Performance Sensitivity

JIN Yu-na1.2

(1. School of Accounting, Central University of Finance and Economics, Beijing 100081, China;2. School of Accounting, Dongbei University of Finance and Economics, Dalian 116025, China)

Abstract：This paper breaks the hypothesis of homogeneity of performance. Pay performance sensitivity is divided into “Pay Capability Performance Sensitivity” and “Pay Luck Performance Sensitivity”. On the basis of considering the heterogeneity of performance, this paper examines the impact of internal control on the sensitivity of corporate pay performance. Taking the listed companies from 2010 to 2015 as the sample, the empirical study finds that the listed companies in China have “pay- competency performance sensitivity” and “pay-luck performance sensitivity”. Further study found that the impact of internal control on “pay-luck performance sensitivity” only plays a role in companies with lower executive power and higher product market competition. This study extends the understanding of the optimal contract theory. It will provide a reference for improving the effectiveness of executive compensation incentive.

Key words：pay-competency performance sensitivity; pay-luck performance sensitivity; internal control