詹雅晴 王凌峰（教授/博士）

（廈門華廈學(xué)院 福建廈門 361000 桂林電子科技大學(xué)商學(xué)院 廣西桂林 541004）

一、引言

現(xiàn)代股份制企業(yè)所有權(quán)與經(jīng)營權(quán)分離，企業(yè)所有者和經(jīng)營者的利益經(jīng)常并不一致，股東通過設(shè)計有效的薪酬契約對高管進行激勵，促使股東與高管的利益趨于一致（Jen?sen和 Meckling，1976）。評價管理層薪酬契約是否有效，一個重要方面是高管薪酬-績效敏感性。多年來，我國上市公司不乏管理層薪酬“高薪低績”現(xiàn)象，2020年有868家上市公司業(yè)績下滑但高管薪酬出現(xiàn)不同程度的增加，其中正源股份凈利潤同比減少3591.17%，高管薪酬總額卻較上年同期增長191.46%。

影響高管薪酬-績效敏感性的因素很多，其中被長期、持續(xù)研究與關(guān)注的兩個變量是機構(gòu)投資者與內(nèi)部控制質(zhì)量。機構(gòu)投資者從資本市場層面在公司外部對高管行為進行監(jiān)督（Hartzell和 Starks，2003；Almazan A等，2005；Dong M 等，2008；張敏等，2010；伊志宏等，2010；吳先聰，2015）。內(nèi)部控制質(zhì)量從公司內(nèi)部對高管行為進行制約（Henry等，2011；Brown K E等，2012；羅莉等，2015；楊程程等，2015；羅正英等，2016；張炳發(fā)等，2017；陳林榮等，2017）。

現(xiàn)有文獻集中于異質(zhì)機構(gòu)投資者持股、內(nèi)部控制質(zhì)量、高管薪酬-績效敏感性三者之間兩兩關(guān)系的討論，沒有同時討論機構(gòu)投資者持股、內(nèi)部控制質(zhì)量對高管薪酬-績效敏感性的影響（毛磊等，2011；盧銳等，2011；杜曉榮等，2017）。因此，本文將探討異質(zhì)性機構(gòu)投資者與內(nèi)部控制質(zhì)量兩者如何作用于公司的高管薪酬-績效敏感性？

本文的主要貢獻在于：研究結(jié)論方面，同時討論機構(gòu)投資者、內(nèi)部控制兩個重要公司治理變量對高管薪酬-績效敏感性的影響，豐富了高管薪酬-績效敏感性問題的研究結(jié)論，彌補了相關(guān)文獻的不足。

二、理論分析與研究假設(shè)

（一）異質(zhì)機構(gòu)投資者持股與高管薪酬-績效敏感性

機構(gòu)投資者是否進行監(jiān)督取決于監(jiān)督收益與機構(gòu)投資者成本之間的權(quán)衡。機構(gòu)投資者的類型不同，相應(yīng)的投資偏好、投資理念不同，與被投資公司是否存在業(yè)務(wù)關(guān)系也不得而知，將所有的機構(gòu)投資者視為同質(zhì)就不太適宜。目前國內(nèi)外對機構(gòu)投資者類型的劃分普遍借鑒Brickley J A（1988）的做法，因此本文將機構(gòu)投資者與被投資公司是否存在商業(yè)關(guān)系，分為壓力敏感型與壓力抵制型機構(gòu)投資者。Dong M等（2008）選取英國2000—2004年間563家非金融公司的信息，采用平均橫截面分析法，發(fā)現(xiàn)機構(gòu)投資者整體上限制了董事薪酬并加強了薪酬績效關(guān)系，機構(gòu)投資者越有動力監(jiān)督管理者活動，公司薪酬績效關(guān)系更強。伊志宏等（2010）研究發(fā)現(xiàn)，壓力抵制型機構(gòu)投資者比壓力敏感型機構(gòu)投資者對上市公司高管薪酬-績效敏感性的促進作用更大。毛磊等（2011）發(fā)現(xiàn)，機構(gòu)投資者整體持股比例和證券投資基金顯著提高了高管薪酬及其薪酬-業(yè)績敏感性。

壓力抵制型機構(gòu)投資者與被投資公司一般不具有商業(yè)聯(lián)系，獲取公司內(nèi)部信息相對困難，投資期限相對較長。因此，壓力抵制型機構(gòu)投資者會更加關(guān)注如何使自己的收益最大化，更有可能通過持股直接（參與公司治理）或間接（偏好和交易）參與管理層薪酬制度的設(shè)計，引導(dǎo)其發(fā)揮更加高效的激勵作用，提高公司的薪酬-績效敏感度。而壓力敏感型機構(gòu)投資者通常與被投資公司存在商業(yè)關(guān)系，其投資期限短、規(guī)模小、比例低，更注重獲取短期利益，對公司的監(jiān)督受到關(guān)系制約，因此往往采取中庸態(tài)度或者是與大股東聯(lián)合“掏空”降低高管薪酬-績效敏感性。

基于以上分析，提出如下假設(shè)：

H1：壓力抵制型機構(gòu)投資者持股能顯著提高高管薪酬-績效敏感性。

H2：壓力敏感型機構(gòu)投資者持股對高管薪酬-績效敏感性的影響不顯著或者負相關(guān)。

（二）內(nèi)部控制質(zhì)量對異質(zhì)機構(gòu)投資者持股與高管薪酬-績效敏感性的中介作用

Gillan（2006）提出緩解代理問題的內(nèi)部和外部治理機制，其中內(nèi)部治理機制包括董事會、所有權(quán)結(jié)構(gòu)以及內(nèi)部控制。吳益兵等（2009）和林鐘高等（2012）認為，機構(gòu)投資者有目的、有動力對高管實行密切監(jiān)督，有利于提升內(nèi)部控制的質(zhì)量。壓力抵制型機構(gòu)投資者由于自身特征，會積極參與公司治理，有動機抑制和彌補公司內(nèi)部控制缺陷，對上市公司的“內(nèi)部人”和管理層進行監(jiān)督，使經(jīng)營管理更加規(guī)范，有效提升內(nèi)部控制質(zhì)量。壓力敏感型機構(gòu)投資者參與公司治理的職能可能受到持股比例和商業(yè)關(guān)系限制，導(dǎo)致他們不能發(fā)揮有效的監(jiān)督，因而不注重抑制和彌補公司內(nèi)部控制缺陷來提升內(nèi)部控制質(zhì)量。

Cohen等（2004）、Jha R等（2013）研究發(fā)現(xiàn)，高管薪酬-績效敏感性與內(nèi)部控制質(zhì)量顯著負相關(guān)。Henry等（2011）選擇2004—2006年期間的2 128個公司年度觀察數(shù)據(jù)和可用數(shù)據(jù)，采用兩階段回歸進行分析，研究發(fā)現(xiàn)內(nèi)部控制質(zhì)量與高管薪酬顯著相關(guān)。Brown K E等（2012）研究發(fā)現(xiàn)，當(dāng)公司報告非公開信息時，隨著報告的非公開信息數(shù)量的增加，高管薪酬-績效敏感性逐漸降低。Hoitash等（2012）發(fā)現(xiàn)，在披露內(nèi)部控制重大缺陷時，與治理較弱的公司的首席財務(wù)官相比，治理較強的公司的首席財務(wù)官的薪酬下降得更多。

張炳發(fā)等（2017）和盧銳等（2011）認為，有效的內(nèi)部控制能夠約束高管的自利行為，理性的管理層必然會要求將其薪酬與公司的業(yè)績掛鉤，從而實現(xiàn)自身報酬的彌補。研究發(fā)現(xiàn)，內(nèi)部控制質(zhì)量與高管薪酬業(yè)績的敏感性具有協(xié)同性。羅莉、胡耀丹（2015）以2009—2011年滬深兩市非金融上市公司為樣本，分組檢驗發(fā)現(xiàn)高管可以利用操縱企業(yè)的非經(jīng)常性損益來掩蓋薪酬黏性特征，較高的內(nèi)部控制質(zhì)量可以抑制高管薪酬粘性，增強高管薪酬-績效敏感性。羅正英等（2016）發(fā)現(xiàn)，有效的內(nèi)部控制有利于提高公司出具真實、可靠的財務(wù)報告，在這種情況下，企業(yè)往往會根據(jù)會計業(yè)績來決定高管薪酬，從而導(dǎo)致公司高管薪酬-績效敏感性較高。陳林榮等（2017）也發(fā)現(xiàn)，有效的內(nèi)部控制會使管理層的薪酬激勵制度發(fā)揮出相應(yīng)的作用，從而增強了高管薪酬與企業(yè)績效的敏感性。報告有效內(nèi)部控制結(jié)構(gòu)的企業(yè)有更高質(zhì)量的收益、更少噪音的應(yīng)計項目。因此，內(nèi)部控制的有效性可以提升會計信息的質(zhì)量，減少反映高管努力的業(yè)績噪音，緩解由于信息不對稱產(chǎn)生的代理成本，約束經(jīng)理人行為，提升高管薪酬-績效敏感性。

如上所述，壓力抵制型機構(gòu)投資者注重提升內(nèi)部控制質(zhì)量，有效的內(nèi)部控制能夠影響高管薪酬-績效敏感性，于是內(nèi)部控制質(zhì)量就可能是壓力抵制型機構(gòu)投資者影響高管薪酬-績效敏感性的中介變量。壓力敏感型機構(gòu)投資者并不注重提升內(nèi)部控制質(zhì)量，那么，內(nèi)部控制質(zhì)量就可能不是壓力敏感型機構(gòu)投資者影響高管薪酬-績效敏感性的中介變量。由此提出假設(shè)3和假設(shè)4：

H3：內(nèi)部控制質(zhì)量是壓力抵制型機構(gòu)投資者持股與高管薪酬-績效敏感性的中介變量。

H4：內(nèi)部控制質(zhì)量不是壓力敏感型機構(gòu)投資者持股與高管薪酬-績效敏感性的中介變量。

三、研究設(shè)計

（一）樣本與數(shù)據(jù)

在數(shù)據(jù)選擇方面，考慮到2005年和2006年我國經(jīng)歷了股權(quán)分置改革、非流通股解禁，上市公司自2007年開始執(zhí)行新的會計準(zhǔn)則，因此本文的樣本時間年度為2007—2018年。為保證數(shù)據(jù)可比性，對初始樣本進行以下篩選：由于國有企業(yè)和民營企業(yè)的高管薪酬的市場化程度存在巨大差異，因此本文將研究樣本限定為民營上市公司；剔除相關(guān)指標(biāo)不可比的金融類行業(yè)上市公司；剔除ST和*ST類上市公司；剔除發(fā)行B股、H股的公司；剔除數(shù)據(jù)缺失的樣本。對部分變量在1%和99%的水平進行Winsorize處理。最終篩選12 504個觀測值。

（二）變量定義

1.被解釋變量：高管薪酬總額（LnCpay）。借鑒辛清泉和譚偉強（2009）等的做法，高管薪酬總額為公司前三名高管薪酬總額的自然對數(shù)。

2.解釋變量：公司績效（ROE）、壓力抵制型機構(gòu)投資者持股比例（resist）和壓力敏感型機構(gòu)投資者持股比例（sensi?tive）。本文選用大多數(shù)文獻中衡量公司績效的指標(biāo)凈資產(chǎn)收益率（ROE），主要是因為該指標(biāo)不僅能夠衡量企業(yè)資本運作情況，而且能夠綜合反映股東的收益，在穩(wěn)健性檢驗中則采用總資產(chǎn)收益率（ROA）來替代ROE進行檢驗。借鑒Brickley（1988）、伊志宏等（2010）的研究，本文所指的壓力抵制型機構(gòu)投資者持股比例（resist）是指年末證券投資基金、社?；鸷蚎FII持股比例之和；壓力敏感型機構(gòu)投資者持股比例（sensitive）是指年末保險公司、信托公司和綜合類券商持股比例之和。

3.中介變量：內(nèi)部控制質(zhì)量（IC）。本文使用迪博中國上市公司內(nèi)部控制指數(shù)庫提供的中國上市公司內(nèi)部控制指數(shù)，取其自然對數(shù)后作為內(nèi)部控制的衡量指標(biāo)（IC）。迪博公司研究提供的公司內(nèi)部控制指數(shù)能夠綜合反映公司內(nèi)控程度和風(fēng)險管理控制水平的內(nèi)部控制指數(shù)。內(nèi)部控制指數(shù)越大，表明內(nèi)部控制越有效，內(nèi)部控制質(zhì)量越好。

4.控制變量?；诿诘龋?011）、盧銳等（2011）的研究，本文將公司規(guī)模、資產(chǎn)負債率、董事長與總經(jīng)理兩職重合情況、股權(quán)集中度、獨立董事比例、年度和行業(yè)作為控制變量。

具體的變量定義如表1所示。

表1 變量定義表

（三）模型構(gòu)建

本文分為兩個部分進行檢驗，第一部分是檢驗機構(gòu)投資者持股與高管薪酬-績效敏感性的主效應(yīng)，來驗證假設(shè)1和假設(shè)2；第二部分是檢驗內(nèi)部控制質(zhì)量對機構(gòu)投資者與高管薪酬-績效敏感性之間的中介效應(yīng)，來驗證假設(shè)3和假設(shè)4。使用溫忠麟等（2014）的中介效應(yīng)檢驗流程，具體按以下三個程序進行模型設(shè)計。

根據(jù)假設(shè)1和假設(shè)2建立模型（1）。考察機構(gòu)投資者持股與高管薪酬-績效敏感性相互關(guān)系，檢驗α是否顯著。如果顯著，則按照中介效應(yīng)立論，否則，按照遮掩效應(yīng)立論。但無論顯著與否，都要進行程序二。

其中，回歸系數(shù)α代表是否存在薪酬-績效敏感性，回歸系數(shù)α代表機構(gòu)投資者持股對高管薪酬-績效敏感性的影響程度，Controls是控制變量的統(tǒng)稱。

將機電一體化技術(shù)應(yīng)用到工程機械設(shè)備中，通過該技術(shù)的信息控制系統(tǒng)，可對機械的作業(yè)過程進行自動化控制，如此一來，極大地提高了作業(yè)的精準(zhǔn)度。例如，將機電一體化技術(shù)應(yīng)用到瀝青的攤鋪機中，就可以實現(xiàn)自動找平、自動供料，不僅提高了施工的質(zhì)量，也提高了施工的效率?？梢哉f，通過機電一體化技術(shù)的應(yīng)用，基本上實現(xiàn)了工程機械的半自動化 操作，進一步降低了人工操作中出現(xiàn)的誤差現(xiàn)象，提高了施工作業(yè)的精準(zhǔn)度，滿足了現(xiàn)代工程施工的要求[3]。

根據(jù)假設(shè)3和假設(shè)4建立模型（2）和（3）。若模型（1）中α顯著，則進一步檢驗機構(gòu)投資者持股與內(nèi)部控制質(zhì)量的關(guān)系，檢驗?zāi)Ｐ停?）中β是否顯著。接著再揭示機構(gòu)投資者持股與高管薪酬-績效敏感性中內(nèi)部控制質(zhì)量可能存在的中介效應(yīng)，檢驗回歸系數(shù)γ是否顯著。

結(jié)合模型（2）和（3），如果β與γ至少有一個不顯著，用Bootstrap法直接檢驗H：βγ=0。如果顯著，意味著機構(gòu)投資者持股與高管薪酬-績效敏感性的影響至少有一部分是通過內(nèi)部控制質(zhì)量實現(xiàn)的，接著判斷γ；否則停止分析。如果β與γ都顯著，說明間接效應(yīng)顯著，要進一步檢驗γ的顯著性。如果γ不顯著，表明存在完全中介效應(yīng)，即機構(gòu)投資者持股與高管薪酬-績效敏感性的關(guān)系均是通過內(nèi)部控制質(zhì)量傳導(dǎo)的，內(nèi)部控制質(zhì)量是機構(gòu)投資者持股影響高管薪酬-績效敏感性的唯一傳導(dǎo)路徑。如果γ顯著，可能存在部分中介效應(yīng)，即機構(gòu)投資者持股與高管薪酬-績效敏感性影響一部分是通過內(nèi)部控制質(zhì)量實現(xiàn)的，除此之外還有提升高管薪酬-績效敏感性的其他路徑，還需要進一步比較βγ和γ的符號。

比較βγ和γ的符號。如果符號相同，說明存在部分中介效應(yīng)；否則屬于遮掩效應(yīng)。此外，進一步計算中介效應(yīng)占總效應(yīng)的比例βγ/α。

四、實證分析

（一）描述性統(tǒng)計

從表2的描述性統(tǒng)計結(jié)果可以看出，2007—2018年我國壓力敏感型機構(gòu)投資者與壓力抵制型機構(gòu)投資者年末持股比例的均值差距巨大。在此期間，我國上市公司高管薪酬的均值為14.12，還原為原始金額為135.6萬元，但是不同公司之間的差異較大，最小值為14萬元，最大值為1 393.62萬元。凈資產(chǎn)收益率（ROE）的均值和中位數(shù)分別為0.0750和0.0730，表明樣本公司的績效普遍處于一個較好的狀態(tài)。內(nèi)部控制質(zhì)量（IC）的均值為6.484，最大值與最小值分別為6.889、3.690，表明各上市公司內(nèi)部控制水平高低存在差異。公司資產(chǎn)規(guī)模（asset）集中于21.66，標(biāo)準(zhǔn)誤差為1.022，可見各個公司規(guī)模差異性比較大；多數(shù)上市公司的資產(chǎn)負債率（LEV）維持在0.383左右；兩職兼任（dual）的均值為0.720，表明董事長和總經(jīng)理的雙重任職在我國上市公司中還是比較少的；獨立董事比例（RID）為37.3%，符合證監(jiān)會的規(guī)定。股權(quán)集中度（Shrcr）的均值為0.579，最小值為0.0830，最大值為0.960，說明我國上市公司股權(quán)集中度差異較大，同時均值為0.579也說明了我國上市公司股權(quán)集中度較高的現(xiàn)象。在本文的樣本期間內(nèi)，公司負債比率在0.7%到98.6%之間，顯示樣本公司并非集中在債務(wù)性質(zhì)的公司。

表2 變量描述性統(tǒng)計

（二）相關(guān)系數(shù)檢驗

上頁表3是各變量之間的相關(guān)系數(shù)矩陣，各變量之間的相關(guān)性均不超過0.5，VIF最高值不超過2，說明變量之間不存在嚴(yán)重的多重共線性問題。由表3可知，高管薪酬和公司績效存在顯著正相關(guān)，初步表明上市公司存在高管薪酬-績效敏感性。

表3 變量相關(guān)性分析（Pearson系數(shù)）

（三）回歸分析

上頁表4列1報告了模型（1）的回歸結(jié)果，高管薪酬變量LnCpay都與ROE顯著正相關(guān)，因此可以推測樣本公司存在高管薪酬-績效敏感性。壓力抵制型機構(gòu)投資者ROE*resist在1%的水平上顯著為正，說明壓力抵制型機構(gòu)投資者持股提升了民營上市公司的高管薪酬-績效敏感性，故假設(shè)1成立。

表4 機構(gòu)投資者持股與高管薪酬-績效敏感性影響的 多元回歸結(jié)果

表4列2表明壓力敏感型機構(gòu)投資者相應(yīng)指標(biāo)回歸系數(shù)為負但不顯著，說明在民營上市公司中，壓力敏感型機構(gòu)投資者持股對高管薪酬績效-敏感性的影響不顯著，支持假設(shè)2。實證結(jié)論說明，壓力抵制型機構(gòu)投資者是積極參與公司治理的外部股東，能通過各種措施監(jiān)督高管薪酬制度的設(shè)計，提高公司的薪酬-績效敏感度；而壓力敏感型機構(gòu)投資者由于考慮到與被投資公司的商業(yè)關(guān)系，不能成為有效的監(jiān)督者甚至可能與大股東合謀降低高管薪酬-績效敏感性。

表4列3、列4報告了模型（2）的回歸結(jié)果。resist在1%的水平上正顯著，其回歸系數(shù)為0.143；而sensitive的回歸系數(shù)并不顯著。因此，在民營上市公司中，壓力抵制型機構(gòu)投資者持股與內(nèi)部控制質(zhì)量之間顯著正相關(guān)，而壓力敏感型機構(gòu)投資者并不注重提高內(nèi)部控制質(zhì)量。

表4列5、列6報告了模型（3）的回歸結(jié)果，列5中ROE*resist系數(shù)的絕對值小于列1相應(yīng)結(jié)果，同時ROE*IC顯著為正，說明內(nèi)部控制質(zhì)量對壓力抵制型機構(gòu)投資者與高管薪酬-績效敏感性可能存在部分中介作用，還需要進一步通過比較符號檢驗假設(shè)。綜合列4和列6，sensitive和ROE*IC中有一個回歸系數(shù)不顯著，用Bootstrap法進一步檢驗列4中sensitive和列6中ROE*IC回歸系數(shù)的乘積是否顯著為0，經(jīng)檢驗，兩系數(shù)乘積并不顯著為0，說明內(nèi)部控制質(zhì)量并不是壓力敏感型機構(gòu)投資者與高管薪酬-績效敏感性的中介作用，假設(shè)4得到驗證。

表4列3中resist系數(shù)和列5中ROE*IC系數(shù)乘積與列5中ROE*resist系數(shù)同號，說明存在部分中介效應(yīng)且中介效應(yīng)占總效應(yīng)的比例為3.4%，表明內(nèi)部控制質(zhì)量的部分中介效應(yīng)在本文樣本中顯著存在，假設(shè)3得到驗證。

（四）進一步檢驗

由前文分析可知，壓力抵制型機構(gòu)投資者持股越高，不僅可以直接促進高管薪酬-績效敏感性提升，還可以通過提升公司的內(nèi)部控制質(zhì)量進而提升高管薪酬-績效敏感性。接下來，我們將考察在不同的公司治理環(huán)境中，壓力抵制型機構(gòu)投資者持股對高管薪酬-績效敏感性的作用機制是否會發(fā)生改變。本文借鑒蘇武康（2003）的研究，采用股權(quán)集中度衡量公司治理環(huán)境。本文將第一大股東持股比例大于50%定義為絕對控股組；將第一大股東持股比例小于20%定義為股權(quán)分散組；剩余的為相對控股組。將總樣本劃分為三組，使用模型（1）—（3）檢驗三組子樣本的中介效應(yīng)。

上頁表5列1—3為股權(quán)分散組，列1結(jié)果表明，壓力抵制型機構(gòu)投資者持股ROE*resist對高管薪酬-績效敏感性的回歸系數(shù)顯著為正（回歸系數(shù)為2.914），壓力抵制型機構(gòu)投資者持股可以給高管薪酬-績效敏感性帶來正面效應(yīng)；列2結(jié)果表明，壓力抵制型機構(gòu)投資者持股resist對內(nèi)部控制質(zhì)量IC的回歸系數(shù)顯著為正（回歸系數(shù)為0.215），表明壓力抵制型機構(gòu)投資者持股可以提升內(nèi)部控制質(zhì)量；列3結(jié)果表明，內(nèi)部控制質(zhì)量對高管薪酬-績效敏感性的回歸系數(shù)顯著為正（回歸系數(shù)為1.022），且控制了內(nèi)部控制質(zhì)量對高管薪酬-績效敏感性的影響后，壓力抵制型機構(gòu)投資者持股ROE*resist對高管薪酬-績效敏感性的回歸系數(shù)顯著為正（回歸系數(shù)為2.616），結(jié)果表明，存在部分中介效應(yīng)且中介效應(yīng)占總效應(yīng)的比例為7.5%。同理，內(nèi)部控制質(zhì)量的部分中介效應(yīng)在相對控股組樣本中顯著存在，中介效應(yīng)占總效應(yīng)的比例為5.4%。

表5 不同公司治理環(huán)境下，壓力抵制型機構(gòu)投資者通過 內(nèi)部控制質(zhì)量影響高管薪酬-績效敏感性的中介效應(yīng)

上頁表5列7—9為絕對控股組檢驗結(jié)果，壓力抵制型機構(gòu)投資者持股ROE*resist對高管薪酬-績效敏感性的回歸系數(shù)不顯著，說明在絕對控股的公司環(huán)境中，壓力抵制型機構(gòu)投資者持股可能難以提升高管薪酬-績效敏感性。

這一結(jié)果說明，隨著股權(quán)的集中，盡管壓力抵制型機構(gòu)投資者存在監(jiān)督的動機，但是絕對控股的現(xiàn)象往往會限制中小股東參與公司治理的權(quán)力。而在股權(quán)越分散的情況下，可以在股東之間形成相互制約和監(jiān)督。在這種環(huán)境下，壓力抵制型機構(gòu)投資者持股比例越高，越有能力且有動力監(jiān)督并限制管理者活動，從而抑制內(nèi)部控制缺陷的發(fā)生，提升內(nèi)部控制的質(zhì)量，進而提高高管薪酬-績效敏感性。

（五）穩(wěn)健性檢驗

為檢驗上述結(jié)論的穩(wěn)健性，進行如下穩(wěn)健性分析：

1.替換被解釋變量。用“董事、監(jiān)事及高管年薪總額”（LnSCpay）和“前三名董事薪酬總額”（LnDCpay）代替“上市公司前三名高管薪酬總額”（LnCpay）作為被解釋變量，得出的結(jié)論相同。由于篇幅限制，表6未列示替換“前三名董事薪酬總額”變量部分。

表6 穩(wěn)健性檢驗

2.替代解釋變量。選擇“資產(chǎn)收益率（ROA）”重做上述模型試驗，如表7所示，得出的結(jié)論相同。

表7 穩(wěn)健性檢驗

綜上所述，本文的結(jié)論具有較高的穩(wěn)健性。

五、結(jié)論與建議

本文選取2007—2018年我國A股民營上市公司12 504條數(shù)據(jù)為樣本，實證分析內(nèi)部控制質(zhì)量對異質(zhì)機構(gòu)投資者與高管薪酬-績效敏感性的中介傳導(dǎo)效應(yīng)。得出以下結(jié)論：壓力抵制型機構(gòu)投資者持股能顯著提高高管薪酬-績效敏感性、壓力敏感型機構(gòu)投資者對高管薪酬績效-敏感性的影響不顯著、內(nèi)部控制質(zhì)量是壓力抵制型機構(gòu)投資者與高管薪酬-績效敏感性的中介變量、內(nèi)部控制質(zhì)量不是壓力敏感型機構(gòu)投資者與高管薪酬-績效敏感性的中介變量、股權(quán)集中度的分散能夠提升內(nèi)部控制質(zhì)量對壓力抵制型機構(gòu)投資者與高管薪酬-績效敏感性之間的中介效應(yīng)，從而增強壓力抵制型機構(gòu)投資者對高管薪酬-績效敏感性的影響。

依據(jù)上述結(jié)論，本文提出以下建議：（1）優(yōu)化股權(quán)結(jié)構(gòu)，重視社會監(jiān)督。在大力發(fā)展機構(gòu)投資者的同時，要注重異質(zhì)機構(gòu)投資者對薪酬契約的差異影響，進而有效、有質(zhì)地引導(dǎo)異質(zhì)機構(gòu)投資者積極發(fā)揮治理效應(yīng)，促進機構(gòu)投資者和公司管理層良性發(fā)展。（2）不斷完善上市公司的內(nèi)部控制制度。內(nèi)部控制質(zhì)量的部分中介作用說明，良好的內(nèi)部管理，可以更加有效地監(jiān)督和約束高管的自利行為，提高企業(yè)的投資效率和經(jīng)營效率，進而增強企業(yè)的高管薪酬契約制度有效性。為此，上市公司需要建立完善的內(nèi)部控制制度。