管理层风险偏好与内控缺陷认定标准——基于盈余管理中介效应的检验

郑石桥（博士生导师），柯遵妍

一、引言

自美国SOX法案实施之后，内控缺陷逐渐成为公司关注的重点话题。近年来，ST康美、康得新、欣泰电气等财务粉饰与造假事件频繁爆出，更使得对内控信息尤其是内控缺陷信息的关注度及需求增加。当前，内控缺陷认定标准多由公司自身确定并对外披露，即管理层在内控缺陷认定标准的宽松设置和选择上拥有较大的“自由裁量权”。那么，管理层风险偏好是否会影响内控缺陷认定标准？两者呈现怎样的关系？前者又是如何影响后者的？

相较于以往文献，本文可能的贡献在于：第一，基于心理特质角度，从管理层风险偏好视角探究了其对内控缺陷认定标准的影响，将内控缺陷认定标准的研究扩展至心理学层面。第二，基于印象管理行为理论，以盈余管理为切入点，考察了盈余管理在这一影响机理中所起的部分中介作用，对优化内控体系及其质量具有一定的参考价值，丰富了现有研究成果。

二、文献综述

（一）管理层风险偏好的经济后果

1.企业创新层面。汤颖梅、王怀明和白云峰以技术密集型产业为研究样本，发现CEO风险偏好与企业研发支出之间具有显著正相关关系。陈金勇和舒维佳基于创新活动所处阶段的不同，发现管理层风险偏好与企业技术创新间并未呈现出线性关系，而是随着创新活动阶段的变化呈倒“U”型发展态势。

2.财务舞弊、财务重述及企业违规层面。孔晨和陈艳、孔晨以管理层财务舞弊倾向及行为作为研究对象，发现风险偏好越大的管理层更容易滋生财务舞弊行为，且在国有企业中这种偏好更易诱发管理层的财务舞弊倾向。杜丽贞、李香和田祥宇研究发现，风险偏好度越高的CEO所在的企业越容易发生财务重述。李世辉和卿水娟等就管理层风险偏好与企业违规倾向之间的关系进行了研究，得出CEO风险偏好与企业违规倾向具有正相关关系。

3.会计选择、盈余质量层面。张铁铸指出，管理层越偏好风险，上市公司的会计选择越激进，就越会诱发盈余管理行为，进而影响上市公司的盈余质量。

4.内部人交易、现金股利分配层面。王鹏和毛霁箴选用2013～2015年我国深市A股上市公司数据作为研究样本，得出CEO越偏好风险，发生内部人交易的可能性越大。王洪洲和孙丽华认为，高风险偏好的管理者更易导致过度投资，从而出现留存现金不足的问题，进而减少对股东股利的分配。

5.企业信用评级、审计意见购买层面。郑海元和杜莹研究发现，管理层风险偏好会影响信用评级机构对企业整体信用风险的评估，一般而言管理层风险偏好越大，企业整体信用评级越高。张凤丽和陈娇娇研究发现，越具有风险偏好的管理层往往伴随着越多的审计意见购买行为，风险偏好型上市公司更倾向于通过审计意见购买获得对自身更有利的审计意见。

（二）内控缺陷认定标准的影响因素

1.管理层特质层面。施赟和胡为民等探讨了CEO防御对内控缺陷认定标准制定的影响，认为CEO防御程度越高，企业越倾向于制定宽松的内控缺陷认定标准。尹律、陈良和杨婧以高管年龄为切入点，实证研究了高管年龄背景对内控缺陷认定标准选择的影响，发现年长高管更倾向于选择更加宽松的内控缺陷认定标准。尹律发现，董事会特征与内控缺陷认定标准的选择息息相关。李庆玲和沈烈指出，当董事会类型由外部董事主导时，董事会倾向于制定严格的内控缺陷认定标准。李冬伟和喻子秦分析了管理层权力与内控缺陷认定标准披露质量之间的关系，研究发现管理层权力越大，内控缺陷认定标准披露质量越低。

2.制度环境层面。杨婧和许晨曦研究得出，产品市场竞争与管理层股权激励在对内控缺陷认定标准的影响上具有显著协同作用。尹律、徐光华和易朝晖研究得出，产品市场竞争有助于提升内控缺陷认定标准的披露质量，环境敏感性正向调节产品市场竞争对于内控缺陷认定标准披露质量的影响。

综上所述，已有文献在管理层风险偏好的经济后果和内控缺陷认定标准的影响因素研究上已经取得一定成果，但仍有需要补充拓展之处。那么，管理层风险偏好会影响内控缺陷认定标准的选择吗？风险偏好程度越高的管理层是会放宽还是会加紧内控缺陷认定标准？本文拟分析这些问题。

三、理论分析与研究假设

内控缺陷认定标准是内部控制的重要组成部分，依据内控缺陷认定标准，可以将内控缺陷划分为重大缺陷、重要缺陷和一般缺陷。该认定标准由公司自行确定，管理层负责内部控制制度的建设与执行，因而对内控缺陷认定标准具有“充分裁量权”。管理层的特质将对内控缺陷认定标准的确定与选择产生重要影响，尤其是管理层风险偏好作为一种心理特质，相较于其他个人特征具有更为直接的影响。管理层风险偏好是指管理层在面对大量不确定因素时对风险所表现出的态度。根据风险偏好程度的不同，可以将风险态度划分为风险偏好型、风险规避型和风险中性型。风险偏好为公司发展带来的机遇与挑战并存，不同程度的风险偏好为公司发展带来的影响具有异质性。管理层偏好程度越高，公司面临的风险也越大，就越容易出现一些“坏消息”。依据坏消息隐匿理论以及信息不对称理论，这会使得管理层越倾向于进行盈余管理，而内控缺陷披露与盈余管理行为之间存在相关关系，内控缺陷的披露容易引来相关方对管理层管理能力的质疑及关注，增加盈余管理被揭露的可能性，因而管理层会放大自身所拥有的对内控缺陷认定标准的充分裁量权，调节内控缺陷认定标准的评级，从而影响内控缺陷被评级为重大以及重要的程度。将上述过程加以概括，如图1所示，这也是本文的研究框架。

图1 研究框架

（一）管理层风险偏好与盈余管理

管理层作为公司决策的主导者，其个人特征的异质性必将对公司产生不同影响。依据高层梯队理论，受到环境不确定、信息不对称等固有限制的约束，管理层无法做到对任何领域的精通，这就导致管理层只能依据自身认知对所获取的信息进行决策。因此，管理层风险偏好作为管理者心理认知的体现，将影响管理层的决策过程。

风险偏好型管理层更具冒险精神，对未来发展更为乐观，也更倾向于选择增加投资，不惧选择风险—收益水平较高的项目。然而，一方面，高收益往往与高风险并行，公司取得快速增长的同时必定会遇到一些无法规避的风险，进而影响到公司发展的可持续性，增加公司发展的不确定性；另一方面，管理层风险偏好程度越高，越会增加其激进选择的概率，管理层就越可能做出非效率投资的行为，最终超出公司承受能力而过度投资，从而增加公司的经营风险。与之相反，风险规避型的管理层在思维和态度上则更为保守，通常在投资时会谨慎选择，且普遍不愿承担过多风险，倾向于选择风险—收益水平较低的项目进行投资。这虽然为公司发展规避了些许风险，但容易造成公司投资不足，降低了公司的投资效率，限制了公司的发展。此外，管理层风险偏好会直接影响公司的财务信息披露和对“坏消息”的处理。偏好于风险的管理层有更大的动机粉饰财务报表甚至是进行舞弊，且通常对“坏消息”不敏感，甚至会选择隐藏一些公司的“坏消息”或者推迟披露这些“坏消息”；风险规避型管理层则对公司不易发现的“坏消息”更加敏感，会及时披露公司的“坏消息”。

依据委托代理理论，在公司“股东—管理层”这一代理链条上，管理层作为代理人需对委托人股东负责，且二者之间存在因两权分离所产生的信息不对称问题。如果管理层因其自身过度的风险偏好导致战略决策上出现误判，使得公司承担了过度的风险，增加了财务恶化的可能性，就会让做出决策的管理者感知到来自薪酬水平提升的难度和职业晋升的压力。那么，为维护自身利益不受影响，管理者会倾向于选择增加盈余管理而对公司财务报表进行有目的性的调整，隐瞒和掩盖公司发展中可能存在的困境和问题，传递公司发展良好的信号，令股东、投资者和债权人相信公司业绩的真实性，维持其对公司发展的信心，减轻其对管理层胜任能力的质疑，进而便利管理层掩饰其过失，逃脱股东、债权人等委托人的追责，谋求自身在该职位上的稳定和高薪酬，减轻自身应承担的责任。综上所述，管理层风险偏好程度越高越易诱发盈余管理行为，增加公司盈余管理程度。

（二）盈余管理与内控缺陷认定标准

盈余管理是管理层思维的隐形渗透。一般来说，对于利益相关方而言，盈余管理属于“坏消息”，是一种不良的提示信号，管理层出于自利动机，会倾向于对信息进行操控，隐藏披露坏消息。并且，随着当前会计监管力度的不断增大，应计盈余管理会使得公司现金流量与会计利润之间出现较大差异，这容易引起相关方的注意，使公司受到审查，因此管理层更加注重对其盈余管理行为的隐蔽处理。

首先，内控缺陷认定标准属于防御性印象管理的产物，旨在不利印象形成之前弱化自身不足，以防被利益相关方消极看待。从严确定内控缺陷认定标准，容易使管理层留下不佳的印象，增添其压力。这使得在当前对内控缺陷认定标准的制定尚未提出具体要求与规范的背景下，管理层基于趋利避害的考虑，可能出现为减少内控缺陷的对外披露而对缺陷进行降级认定的行为，影响内部控制目标的实现。

出于对盈余管理行为的掩饰目的，管理层在内控缺陷认定标准的选择上可能会有所不同。在事前阶段，宽松的内控缺陷认定标准能够减弱内部控制在事前规避上所起到的作用，降低管理层风险决策工作流程上的难度；在事中和事后阶段，宽松的内控缺陷认定标准会相对降低内部控制被认定为缺陷的概率，增加内控缺陷的不透明性，减少内控缺陷的对外披露能够降低监管机构对公司的关注度，减轻其对管理层胜任能力的质疑。

其次，盈余管理和内控缺陷的披露均为公司的印象管理行为，在某种程度上具备动机的一致性。与盈余管理的隐形渗透不同，内控缺陷及其认定标准披露更加强调对管理层思维的显性呈现，盈余管理的隐性思维透过内控缺陷以及其认定标准的显性披露得以外化。所以，盈余管理程度越高，内控缺陷的认定标准越不透明，管理层就越有动机左右内控缺陷认定标准的选择。

基于上述分析，越具有风险偏好的管理层越倾向于采取盈余管理行为，为了掩盖其盈余管理行为，可能会出现调高内控缺陷定量标准重要性水平的情形，进而减少内部控制被认定为具有重大和重要缺陷的概率，以维护自身职业稳定以及利益最大化，即倾向于调宽内控缺陷认定标准。

因此，本文认为，风险偏好程度较高的管理层为了维护其个人利益会更倾向于盈余管理，并基于同一动机影响内控缺陷认定标准的确定和选择，实现对内控缺陷认定标准的降级，减少对内控缺陷的披露，降低内控缺陷被评级为重大和重要程度的概率。

基于此，本文提出以下假设：

H1：在其他条件不变的情况下，管理层风险偏好程度越高，管理层越倾向于制定较为宽松的内控缺陷认定标准。

H2：在其他条件不变的情况下，盈余管理在管理层风险偏好与内控缺陷认定标准选择之间起到部分中介作用。

四、研究设计

（一）数据来源

本文选取2016～2020年披露内控缺陷认定标准的沪深A股上市公司作为研究样本，共10933个样本，且已剔除以下样本：一是ST或ST类公司样本；二是金融类、保险类样本；三是相关数据缺失的样本。所有连续变量均按上下1%的水平进行了Winsorize缩尾处理。其中，内控缺陷认定标准的数据来源于迪博数据库，并通过手工Excel整理计算得出，解释变量和其余变量数据来源于国泰安（CSMAR）数据库。

（二）变量和模型设计

1.被解释变量。本文借鉴郑石桥和杨婧等的做法，以财务报告重大缺陷的定量认定标准来界定认定标准的严格程度。将各上市公司财报定量重大缺陷评价指标（税前利润、资产总额或营业收入等）分别与其对应的临界百分比相乘，得到相应的重大缺陷评价指标临界值，各公司均取其中的最小值。进一步地，为规避规模效应带来的影响，将上述结果除以资产总额，以此来衡量内控缺陷认定标准（ICW），该值越大，表明内控缺陷认定标准越宽松，具体如公式（1）所示。

其中，SIZE表示资产总额，EAR表示收入总额，GP表示利润总额，SH表示税后净利润，QY表示所有者权益，a、b、c、d、e分别为对应的百分比。

2.解释变量。风险偏好是指决策者心理上对战略决策中存在的不确定性风险的态度，这种态度会进一步通过投资决策外在化。本文借鉴汤颖梅等、龚光明和曾照存的做法，从公司风险资产投资程度与管理层个人偏向两个层面对管理层风险偏好进行度量，具体采用以下两个变量：

一是风险资产持有比例（CHA）：在不考虑行业影响的情况下，交易性金融资产、应收账款、可供出售金融资产、持有至到期投资与投资性房地产作为风险资产，其风险及收益的不确定性相对于其他投资项目而言较大。用风险资产占资产总额的比重可以衡量公司的风险资产持有比例（CHA），在一定程度上可以反映管理层风险偏好。

二是管理层风险偏好（GHA）。考虑行业异质性可能造成的影响，将交易性金融资产、应收账款、可供出售金融资产、持有至到期投资与投资性房地产五项风险投资年度总额占本年度资产总额的比重，与同行业平均水平比较，当其高于同行业平均水平时，管理层为风险偏好型，GHA取1，否则取0。

3.中介变量。应计盈余管理相较于真实盈余管理而言不会对利润总额产生影响，仅改变利润分布期间，成本更低且较为隐晦，管理层更有可能通过应计盈余管理影响内控缺陷认定标准。因此，本文以修正的Jones模型估计出的操纵性应计项的绝对值来衡量盈余管理程度。具体如下：

其中：TA为i公司第t期的总应计盈余，本文用营业利润与经营活动现金净流量的差额表示；Asset为i公司第t-1期的期末总资产；ΔREV为i公司第t期和第t-1期的主营业务收入之差；ΔREC为i公司第t期和第t-1期的应收账款之差；PPE为第t期的期末资产价值。本文分季度、分行业对模型（2）进行截面回归，得到回归系数，所得回归结果的残差即为操纵性应计数。为了避免偏误，选用操纵性应计数的绝对值来表示应计盈余管理的程度（ABSDA），该数值越大，表示应计盈余管理程度越严重。

4.控制变量。本文参考现有研究，选取的控制变量如下：资产收益率（ROA）、资产负债率（LEV）、公司规模（SIZE）、现金比率（CASH）、两职合一（DUAL）、股权性质（SOE）、是否为“四大”审计（BIG4）、审计费用（LNFEE）。同时，还控制了年份（YEAR）和行业（INDUS）虚拟变量。这些变量可分为如下几类：

一是反映财务状况的变量。将资产收益率（ROA）、资产负债率（LEV）以及现金比率（CASH）作为衡量公司盈利能力、偿债能力和变现能力的财务指标，一定程度上反映了公司的持续经营能力和所面临的经营风险，对内控缺陷认定标准的确定和选择有重要影响。

二是反映公司治理的变量。了解董事长和总经理是否两职合一（DUAL）有利于评估公司财务报表是否得到有效监督，当董事长和总经理由同一人担任时，将为舞弊创造机会，增加财务风险。基于此，管理层更可能因自利，倾向于选择较为宽松的内控缺陷认定标准。

三是反映公司规模的变量。公司规模的大小会影响内控缺陷认定标准的制定，因此本文将公司规模作为控制变量，以总资产取自然对数衡量公司规模（SIZE）。

四是反映股权性质的变量。控股股权的不同会影响公司性质，造成公司运行机制的异质性，影响公司的内部环境。因此，本文选用股权性质（SOE）作为控制变量。

五是反映外部监督的变量。外部监督质量对公司财务操纵行为有制约作用，了解外部审计机构是否为国内“四大”会计师事务所有利于评估公司是否受到有效的外部监督。因此，本文采用是否为“四大”审计（BIG4）作为控制变量。

本文主要变量及定义如表1所示。

表1 变量定义表

（三）研究设计

为检验公司风险资产持有比例以及管理层风险偏好对内控缺陷认定标准的影响，本文借鉴温忠麟等、陈文婷等的中介效应模型，设计了模型（3）～模型（8）：

其中，模型（3）与模型（4）分别检验风险资产持有比例与内控缺陷认定标准之间的关系及管理层风险偏好与内控缺陷认定标准之间的关系，模型（5）和模型（6）分别检验风险资产持有比例与盈余管理之间的关系及管理层风险偏好与盈余管理之间的关系，模型（7）和模型（8）分别检验管理层风险偏好（风险资产持有比例）、盈余管理与内控缺陷认定标准的关系，进而检验盈余管理在管理层风险偏好（风险资产持有比例）与内控缺陷认定标准选择之间的中介效应。

五、实证分析

（一）描述性分析

表2报告了主要变量的描述性统计结果。可以看出，样本公司内控缺陷认定标准（ICW）的最大值为0.0367，最小值为0.0001，均值为0.0057，标准差为0.0062，说明各公司在内控缺陷认定标准的制定上存在异质性。公司风险资产持有比例（CHA）最小值为0.0159，最大值为1.309，说明各上市公司在风险资产的持有上存在显著差异。管理层风险偏好（GHA）的最小值为0，最大值为1，平均值为0.456，说明在对外披露了内控缺陷认定标准的上市公司中，有45.6%的管理层风险偏好程度较高。

表2 描述性统计

（二）相关性分析

多元回归之前，本文进行了相关性分析，相关性检验的结果如表3所示，除去两个变量系数其余变量均小于0.5。经进一步VIF检验，所有变量的方差膨胀因子（VIF）均值报告为1.60，可以认定变量间不存在严重的多重共线性问题。

表3 相关性分析

（三）多元回归分析

本文的OLS多元回归结果报告于表4和表5。回归过程中，标准误已经过调整。

表4第（1）列报告了模型（3）的回归结果，公司风险资产持有比例（CHA）的系数为0.0013，在1%的水平上显著，说明从公司的风险项目投资支出上看，当公司将更多资金投入到风险项目时，管理层会更倾向于制定较宽松的内控缺陷认定标准。表4第（2）列报告了模型（4）的回归结果。管理层风险偏好（GHA）的系数均为0.0005，且在1%的水平上显著，说明管理层风险偏好对内控缺陷认定标准（ICW）有显著正向影响，即管理层越偏向风险，就越倾向于选择较为宽松的内控缺陷认定标准，验证了H1。

表4 多元线性回归结果

表5报告了盈余管理所起中介效应的检验结果。第（1）列和第（2）列分别报告了模型（5）和模型（6）的回归结果，目的是检验公司风险资产持有比例以及管理层风险偏好对盈余管理的影响。其中，公司风险资产持有比例（CHA）以及管理层风险偏好（GHA）的系数均在1%的水平上显著为正，说明公司投入的风险资产越多，管理层风险偏好程度越高，公司的盈余管理程度越高。第（3）列和第（4）列分别报告了模型（7）和模型（8）的回归结果。其中，盈余管理（ABSDA）均在1%的水平上显著为正，公司风险资产持有比例（CHA）在1%的水平上显著为正，管理层风险偏好（GHA）在5%的水平上显著为正。经Sobel检验报告Z值为3.68，起到6.5%的中介作用，即盈余管理在管理层风险偏好与内控缺陷认定标准中起到了部分中介作用，验证了H2。

表5 中介效应检验

（四）稳健性检验

为验证研究结论的可靠性，本文进行了以下稳健性检验。

1.保持解释变量定义不变，改变被解释变量的衡量方法。采用内部控制重大缺陷定量指标临界值的均值/资产总额（ICW2）作为内控缺陷认定标准的替代变量,回归结果如表6所示。可见，第（1）列中公司风险资产持有比例（CHA）的系数为0.0028，在1%的统计水平上显著；第（2）列中管理层风险偏好（GHA）的系数为0.0009，在1%的统计水平上显著；第（3）列和第（4）列中盈余管理（ABSDA）的系数均在5%的水平上显著为正，公司风险资产持有比例（CHA）和管理层风险偏好（GHA）的系数均在1%上显著为正。回归结果与之前得出的结论一致。

表6 稳健性检验

2.保持各变量不变，增加控制变量。考虑到管理层的人口特征可能对心理特质产生的影响，本文增加管理层性别（GEN）、管理层年龄（AGE）、管理层学历（EDU）以及管理层任期（Time）作为控制变量，进行稳健性检验，回归结果如表7所示。可见，第（1）列中公司风险资产持有比例（CHA）的系数为0.0015，在1%的统计水平上显著；第（2）列中管理层风险偏好（GHA）的系数为0.0007，在1%的统计水平上显著；第（3）列和第（4）列中盈余管理（ABSDA）的系数均在5%的水平上显著为正，公司风险资产持有比例（CHA）和管理层风险偏好（GHA）的系数均在1%的水平上显著为正。回归结果与之前得出的结论一致。

表7 增加控制变量检验

3.保持被解释变量不变，将解释变量滞后一期，消除一定的内生性影响。回归结果如表8所示，第（1）列中公司风险资产持有比例（CHA）的系数为0.0009，在1%的统计水平上显著；第（2）列中管理层风险偏好（GHA）的系数为0.0005，在5%的统计水平上显著；第（3）列中盈余管理（ABSDA）的系数在5%的统计水平上显著为正，公司风险资产持有比例（CHA）的系数在1%的水平上显著为正；第（4）列中盈余管理（ABSDA）的系数在10%的统计水平上显著为正，管理层风险偏好（GHA）的系数在5%的水平上显著为正。回归结果与之前得出的结论一致。

表8 解释变量滞后一期回归结果

（五）进一步分析

考虑到管理层风险偏好对内控缺陷认定标准的影响可能因内外部治理环境的不同而存在差异，本文基于内部环境和外部环境分别进行了分样本回归，回归结果如表9所示。

1.内部治理环境。在内部治理环境中，管理层基于理性人假设，可能会出于个人利益，做出牺牲所有者利益的不道德行为。董事长与总经理两职分离可以缓解代理冲突，更好地发挥董事会对总经理的考核与监督作用，加强各部门的互相牵制和监督。若董事长兼任总经理，则会使得内部控制环境薄弱，内部审计质量较低。此时，风险偏好型的管理层会更加具备影响内控缺陷认定标准设置和选择的优势。由此，设置两职合一（DUAL）变量，当董事长和总经理为一人时为1，否则为0。如表9第（1）和第（2）列所示，相对于DUAL=0，当DUAL=1时，t值为2.1447，大于2.0309，GHA的显著性更强，且其系数0.0007大于0.0004。说明若董事长与总经理两职合一时，管理层风险偏好程度更高，更倾向于选择宽松的内控缺陷认定标准。

表9 内部治理环境的调节作用

2.外部监督环境。在外部监督环境中，国内“四大”的审计师所具备的审计能力越强、经验越丰富，越能够准确和全面地识别公司内部控制风险，通过影响内控缺陷认定标准的选择和制定，进而抑制管理层的机会主义行为，减少管理层对与内控缺陷相关坏消息的隐藏。由此，设置外部审计机构是否来自国内“四大”（BIG4）变量，若外部审计机构来自于国内“四大”则取1，否则取0。如表9第（3）和第（4）列所示，如果外部审计由来自非国内“四大”的审计师开展，即在外部监督效力较弱的一组中，GHA的系数在1%的水平上显著为正；而当外部审计的审计师来自于国内“四大”，即外部监督效力较强的一组中，GHA的系数不显著。这说明外部审计的监督效力会削弱管理层风险偏好对内控缺陷认定标准的影响。

六、结论与建议

内控缺陷认定标准作为衡量内控评价是否真实有效的“标尺”，决定了内控缺陷信息披露质量。本文从管理层心理特质角度出发，以2016～2020年对外披露内控缺陷认定标准的沪深A股上市公司为研究对象，探究了管理层风险偏好与内控缺陷认定标准之间的关系。得出结论如下：第一，管理层风险偏好程度越高，管理层越倾向于选择较为宽松的内控缺陷认定标准；第二，盈余管理在管理层风险偏好影响内控缺陷认定标准选择的过程中起到部分中介作用；第三，在呈现两职合一特质的公司中，管理层风险偏好对内控缺陷认定标准选择的影响更为显著，即当公司董事长与总经理为同一人时，风险偏好程度越高的管理层越倾向于制定宽松的内控缺陷认定标准；第四，外部监督质量能够削弱管理层风险偏好对内控缺陷认定标准选择的影响。

依据上述结论，本文提出以下建议：第一，增加内控缺陷认定标准基准、指标等选取过程的透明度，在内控自评报告中予以披露，从而减少管理层通过盈余操纵影响内控缺陷认定标准选择的自利行为，提高内控缺陷信息披露质量；第二，两职合一的公司内部环境容易损害公司的内控建设，因而应进一步完善公司治理结构、加强内部治理；第三，外部监督能够对内控质量起到较好的监督作用，除了聘请更专业的审计师，我国对于内控缺陷信息隐匿以及内控缺陷认定标准不透明的处罚也应当加强。

【注释】

①需特别说明的是，由于公司CEO要先提出内部控制缺陷认定标准，而后董事会再对认定标准进行评估、监督，故内部控制缺陷认定标准的严宽由CEO与董事会共同决定。目前学术界对管理层的定义尚未有明确定论，有学者认为董事对企业决策具有重大影响，也应将其纳入管理层的概念中。因此，本文将管理层锁定为公司的CEO和董事会。

（责任编辑·校对：罗萍 刘钰莹）