高管薪酬内部控制质量探究

1、高管薪酬内部控制质量探究 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程度高于行业均值时，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、饮料制造业将来如何进步公司绩效程度提供建议。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2022年食品、饮料工业在八

2、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%，说明我国食品、饮料产业日益壮大。食品质量平安日益成为高度关注焦点，而一系列食品平安事件沉重打击国内食品、饮料制造业绩效程度。20222022年我国食品平安问题爆发次数呈悬崖式增长，从2022年29378件上升至2022年146750件，仅2022年12月已发生30227件食品平安问题。不断完善的食品平安法无法遏制食品平安问题，只有从源头公司自身出发，努力进步高管团队责任心、完善内部控制制度、减少食品平安风险来提升公司绩效程度。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

3、占制造业中的小局部，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程度、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程度因素，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，应收账款回收才能、存货管理才能对于食品、饮料制造业上市公司流动性和盈利才能很重要，会影响绩效程度，因此选择区别其他研究的对公司绩

4、效程度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、文献综述高管薪酬程度进步有效进步高管人员工作积极性来进步绩效程度，但过度高管现金薪酬会减少公司流动资金，降低公司绩效程度。章迪诚和严由亮【1】2022、杨宝和甘孜露【2】2022发现高管薪酬鼓励与企业绩效显著正相关。廖静静和张政【3】2022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】2022研究认为，高管人员的现金报酬程度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】2022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

5、苏【6】2022，Prawitt、Smith和Wood2022支持。以内部控制为途径研究影响绩效因素，如杨凯淇和卿松【7】2022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2022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Hodder2022。二、理论分析与假设薪酬契约论将代理本钱最小化以协调经营者与所有者利益冲突。高管薪酬鼓励能增强高管工作热情，降低企业代理本钱，防范食品平安风险来进步公司绩效程度。当公司高管薪酬高于行业均值程度时，高管薪酬比照效应更加强烈，高管会提升本身对薪酬程度比拟期望，

6、使绩效程度不断提升。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程度时正相关性更显著。有效内部控制可以缓解代理问题，监视管理者行为，有效躲避治理或监视机制方面风险。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光滑作用。信息不对称理论指各利益相关者掌握信息程度不同，产生较大优劣差异，内部控制机制监视防止经理人自利行为，降低信息不对称程度。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应与潜在投资者青睐，提升绩效程度。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

7、司绩效间关系存在一定根据。完善的内部控制制度，能在一定代理和鼓励本钱下，监视和约束高管薪酬制度，影响高管薪酬程度和构造，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20222022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。样本挑选如下：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其余数据采用总资产净利率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

8、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；经营才能Zzca，当年营业收入总额除以年末总资产；公司复杂度plex，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+a1xSalaryi,t+a2xICi,t+a3xCR1i,t+a4xLevi,t+a5xSizei,t+a6xGrowi,t+a7xStatei,t+a8xplexi,t+a9xZzcai,t+ei,t模型1根底上纳入内部控制质量为调

9、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+a1xSalaryi,t+a2xICi,t+a3xSalaryi,txICi,t+a4xCR1i,t+a5xLevi,t+a6xSizei,t+A7xGrowi,t+a8xStatei,t+a9xplexi,t+a10 xZzcai,t+ei,ta0为截距项；t=2022，2022，2022，2022，2022；ei,t代表随机误差。四、实证结果分析一描绘性统计分析。ROA均值0.0763，最小值-0.2580，最大值0.4772，说明整体盈利才能较差，绩效程度低且差距较大

10、。SALARY均值5.2366，说明样本公司高管薪酬程度适中，最小值3.1372，最大值8.0672，标准差0.8289，说明高管薪酬程度差异大。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。高管薪酬程度、内部控制质量差异为下文实证研究提供根据。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。

11、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%程度上正相关，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%程度上与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缺乏0.5，初步判断不存在严重多重共线性问题。五分组回归检验。按高管薪酬均值分为高额组和低额组进展分组回归检验，表1高额组中，大局部变量与ROA在1%程度上相关，调整后R2为0.434，说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%程度上相关，调整后R2为0.440，模型整体解释度良好。

12、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程度时，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%程度或5%程度上相关，调整后R2为0.472，说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%程度上相关，公司复杂度、公司规模、内部控制质量和高管薪酬与ROA在5%程度上相关，调整

13、后R2为0.358，说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%程度上显著正相关。内部控制质量与公司绩效在5%程度上显著正相关。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进展多元线性回归分析，结果没有发生根本性改变，通过交换被解释变量得到回归结果与上文结论一致。五、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程度时，高管薪酬程度进步对公司绩效程度的促进作用更强。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