管理層風險偏好與內控缺陷認定標準

鄭石橋 柯遵妍

【摘要】內控缺陷認定標準的選擇與盈余管理均為公司印象管理行為， 管理層作為公司決策的主體， 其個人特征不僅會影響公司發展， 還會影響公司印象管理程度。 以2016 ～ 2020年滬深A股披露了內控缺陷認定標準的公司為研究樣本， 以偏好特征為切入點， 從公司風險資產投資程度與管理層個人偏向層面出發， 探究管理層風險偏好與內控缺陷認定標準之間的相關關系。 實證結果顯示： 管理層風險偏好程度越高， 越傾向于進行盈余管理; 同時， 為避免盈余管理行為的曝光， 管理層在內控缺陷認定標準的選擇上會更傾向于寬松。 在兩職合一的公司中， 管理層風險偏好對內控缺陷認定標準選擇的影響更為顯著;在由非“四大”會計師事務所審計的公司中， 管理層風險偏好與內控缺陷認定標準的正相關關系更顯著。

【關鍵詞】管理層風險偏好;內控缺陷認定標準;盈余管理;心理特質;印象管理

【中圖分類號】F239.43? ? ? 【文獻標識碼】A? ? ? 【文章編號】1004-0994（2022）19-0046-10

一、引言

自美國SOX法案實施之后， 內控缺陷逐漸成為公司關注的重點話題。 近年來， ?ST康美、康得新、欣泰電氣等財務粉飾與造假事件頻繁爆出， 更使得對內控信息尤其是內控缺陷信息的關注度及需求增加。 當前， 內控缺陷認定標準多由公司自身確定并對外披露， 即管理層①在內控缺陷認定標準的寬松設置和選擇上擁有較大的“自由裁量權”。 那么， 管理層風險偏好是否會影響內控缺陷認定標準？ 兩者呈現怎樣的關系？ 前者又是如何影響后者的？

相較于以往文獻， 本文可能的貢獻在于： 第一， 基于心理特質角度， 從管理層風險偏好視角探究了其對內控缺陷認定標準的影響， 將內控缺陷認定標準的研究擴展至心理學層面。 第二， 基于印象管理行為理論， 以盈余管理為切入點， 考察了盈余管理在這一影響機理中所起的部分中介作用， 對優化內控體系及其質量具有一定的參考價值， 豐富了現有研究成果。

二、文獻綜述

（一）管理層風險偏好的經濟后果

1. 企業創新層面。 湯穎梅、王懷明和白云峰[1] 以技術密集型產業為研究樣本， 發現CEO風險偏好與企業研發支出之間具有顯著正相關關系。 陳金勇和舒維佳[2] 基于創新活動所處階段的不同， 發現管理層風險偏好與企業技術創新間并未呈現出線性關系， 而是隨著創新活動階段的變化呈倒“U”型發展態勢。

2. 財務舞弊、財務重述及企業違規層面。 孔晨和陳艷[3]、孔晨[4] 以管理層財務舞弊傾向及行為作為研究對象， 發現風險偏好越大的管理層更容易滋生財務舞弊行為， 且在國有企業中這種偏好更易誘發管理層的財務舞弊傾向。 杜麗貞、李香和田祥宇[5] 研究發現， 風險偏好度越高的CEO所在的企業越容易發生財務重述。 李世輝和卿水娟等[6] 就管理層風險偏好與企業違規傾向之間的關系進行了研究， 得出CEO風險偏好與企業違規傾向具有正相關關系。

3. 會計選擇、盈余質量層面。 張鐵鑄[7] 指出， 管理層越偏好風險， 上市公司的會計選擇越激進， 就越會誘發盈余管理行為， 進而影響上市公司的盈余質量。

4. 內部人交易、現金股利分配層面。 王鵬和毛霽箴[8] 選用 2013 ～ 2015 年我國深市 A 股上市公司數據作為研究樣本， 得出CEO 越偏好風險， 發生內部人交易的可能性越大。 王洪洲和孫麗華[9] 認為， 高風險偏好的管理者更易導致過度投資， 從而出現留存現金不足的問題， 進而減少對股東股利的分配。

5. 企業信用評級、審計意見購買層面。 鄭海元和杜瑩[10] 研究發現， 管理層風險偏好會影響信用評級機構對企業整體信用風險的評估， 一般而言管理層風險偏好越大， 企業整體信用評級越高。 張鳳麗和陳嬌嬌[11] 研究發現， 越具有風險偏好的管理層往往伴隨著越多的審計意見購買行為， 風險偏好型上市公司更傾向于通過審計意見購買獲得對自身更有利的審計意見。

（二）內控缺陷認定標準的影響因素

1. 管理層特質層面。 施赟和胡為民等[12] 探討了CEO 防御對內控缺陷認定標準制定的影響， 認為CEO防御程度越高， 企業越傾向于制定寬松的內控缺陷認定標準。 尹律、陳良和楊婧[13] 以高管年齡為切入點， 實證研究了高管年齡背景對內控缺陷認定標準選擇的影響， 發現年長高管更傾向于選擇更加寬松的內控缺陷認定標準。 尹律[14] 發現， 董事會特征與內控缺陷認定標準的選擇息息相關。 李慶玲和沈烈[15] 指出， 當董事會類型由外部董事主導時， 董事會傾向于制定嚴格的內控缺陷認定標準。 李冬偉和喻子秦[16] 分析了管理層權力與內控缺陷認定標準披露質量之間的關系， 研究發現管理層權力越大， 內控缺陷認定標準披露質量越低。

2. 制度環境層面。 楊婧和許晨曦[17] 研究得出， 產品市場競爭與管理層股權激勵在對內控缺陷認定標準的影響上具有顯著協同作用。 尹律、徐光華和易朝暉[18] 研究得出， 產品市場競爭有助于提升內控缺陷認定標準的披露質量， 環境敏感性正向調節產品市場競爭對于內控缺陷認定標準披露質量的影響。

綜上所述， 已有文獻在管理層風險偏好的經濟后果和內控缺陷認定標準的影響因素研究上已經取得一定成果， 但仍有需要補充拓展之處。 那么， 管理層風險偏好會影響內控缺陷認定標準的選擇嗎？風險偏好程度越高的管理層是會放寬還是會加緊內控缺陷認定標準？ 本文擬分析這些問題。

三、理論分析與研究假設

內控缺陷認定標準是內部控制的重要組成部分， 依據內控缺陷認定標準， 可以將內控缺陷劃分為重大缺陷、重要缺陷和一般缺陷。 該認定標準由公司自行確定， 管理層負責內部控制制度的建設與執行， 因而對內控缺陷認定標準具有“充分裁量權”。 管理層的特質將對內控缺陷認定標準的確定與選擇產生重要影響， 尤其是管理層風險偏好作為一種心理特質， 相較于其他個人特征具有更為直接的影響。 管理層風險偏好是指管理層在面對大量不確定因素時對風險所表現出的態度。 根據風險偏好程度的不同， 可以將風險態度劃分為風險偏好型、風險規避型和風險中性型。 風險偏好為公司發展帶來的機遇與挑戰并存， 不同程度的風險偏好為公司發展帶來的影響具有異質性。 管理層偏好程度越高， 公司面臨的風險也越大， 就越容易出現一些“壞消息”。 依據壞消息隱匿理論以及信息不對稱理論， 這會使得管理層越傾向于進行盈余管理， 而內控缺陷披露與盈余管理行為之間存在相關關系， 內控缺陷的披露容易引來相關方對管理層管理能力的質疑及關注， 增加盈余管理被揭露的可能性， 因而管理層會放大自身所擁有的對內控缺陷認定標準的充分裁量權， 調節內控缺陷認定標準的評級， 從而影響內控缺陷被評級為重大以及重要的程度。 將上述過程加以概括， 如圖1所示， 這也是本文的研究框架。

（一）管理層風險偏好與盈余管理

管理層作為公司決策的主導者， 其個人特征的異質性必將對公司產生不同影響。 依據高層梯隊理論， 受到環境不確定、信息不對稱等固有限制的約束， 管理層無法做到對任何領域的精通， 這就導致管理層只能依據自身認知對所獲取的信息進行決策。 因此， 管理層風險偏好作為管理者心理認知的體現， 將影響管理層的決策過程。

風險偏好型管理層更具冒險精神， 對未來發展更為樂觀， 也更傾向于選擇增加投資， 不懼選擇風險—收益水平較高的項目。 然而， 一方面， 高收益往往與高風險并行， 公司取得快速增長的同時必定會遇到一些無法規避的風險， 進而影響到公司發展的可持續性， 增加公司發展的不確定性; 另一方面， 管理層風險偏好程度越高， 越會增加其激進選擇的概率， 管理層就越可能做出非效率投資的行為， 最終超出公司承受能力而過度投資， 從而增加公司的經營風險。 與之相反， 風險規避型的管理層在思維和態度上則更為保守， 通常在投資時會謹慎選擇， 且普遍不愿承擔過多風險， 傾向于選擇風險—收益水平較低的項目進行投資。 這雖然為公司發展規避了些許風險， 但容易造成公司投資不足， 降低了公司的投資效率， 限制了公司的發展。 此外， 管理層風險偏好會直接影響公司的財務信息披露和對“壞消息”的處理。 偏好于風險的管理層有更大的動機粉飾財務報表甚至是進行舞弊， 且通常對“壞消息”不敏感， 甚至會選擇隱藏一些公司的“壞消息”或者推遲披露這些“壞消息”; 風險規避型管理層則對公司不易發現的“壞消息”更加敏感， 會及時披露公司的“壞消息”。

依據委托代理理論， 在公司“股東—管理層”這一代理鏈條上， 管理層作為代理人需對委托人股東負責， 且二者之間存在因兩權分離所產生的信息不對稱問題。 如果管理層因其自身過度的風險偏好導致戰略決策上出現誤判， 使得公司承擔了過度的風險， 增加了財務惡化的可能性， 就會讓做出決策的管理者感知到來自薪酬水平提升的難度和職業晉升的壓力。 那么， 為維護自身利益不受影響， 管理者會傾向于選擇增加盈余管理而對公司財務報表進行有目的性的調整， 隱瞞和掩蓋公司發展中可能存在的困境和問題， 傳遞公司發展良好的信號， 令股東、投資者和債權人相信公司業績的真實性， 維持其對公司發展的信心， 減輕其對管理層勝任能力的質疑， 進而便利管理層掩飾其過失， 逃脫股東、債權人等委托人的追責， 謀求自身在該職位上的穩定和高薪酬， 減輕自身應承擔的責任。 綜上所述， 管理層風險偏好程度越高越易誘發盈余管理行為， 增加公司盈余管理程度。

（二）盈余管理與內控缺陷認定標準

盈余管理是管理層思維的隱形滲透。 一般來說， 對于利益相關方而言， 盈余管理屬于“壞消息”， 是一種不良的提示信號[19] ， 管理層出于自利動機， 會傾向于對信息進行操控， 隱藏披露壞消息。 并且， 隨著當前會計監管力度的不斷增大， 應計盈余管理會使得公司現金流量與會計利潤之間出現較大差異， 這容易引起相關方的注意， 使公司受到審查， 因此管理層更加注重對其盈余管理行為的隱蔽處理。

首先， 內控缺陷認定標準屬于防御性印象管理的產物， 旨在不利印象形成之前弱化自身不足， 以防被利益相關方消極看待[14] 。 從嚴確定內控缺陷認定標準， 容易使管理層留下不佳的印象， 增添其壓力。 這使得在當前對內控缺陷認定標準的制定尚未提出具體要求與規范的背景下， 管理層基于趨利避害的考慮， 可能出現為減少內控缺陷的對外披露而對缺陷進行降級認定的行為， 影響內部控制目標的實現[12] 。

出于對盈余管理行為的掩飾目的， 管理層在內控缺陷認定標準的選擇上可能會有所不同。 在事前階段， 寬松的內控缺陷認定標準能夠減弱內部控制在事前規避上所起到的作用， 降低管理層風險決策工作流程上的難度; 在事中和事后階段， 寬松的內控缺陷認定標準會相對降低內部控制被認定為缺陷的概率， 增加內控缺陷的不透明性， 減少內控缺陷的對外披露能夠降低監管機構對公司的關注度， 減輕其對管理層勝任能力的質疑。

其次， 盈余管理和內控缺陷的披露均為公司的印象管理行為， 在某種程度上具備動機的一致性。 與盈余管理的隱形滲透不同， 內控缺陷及其認定標準披露更加強調對管理層思維的顯性呈現， 盈余管理的隱性思維透過內控缺陷以及其認定標準的顯性披露得以外化[19] 。 所以， 盈余管理程度越高， 內控缺陷的認定標準越不透明， 管理層就越有動機左右內控缺陷認定標準的選擇。

基于上述分析， 越具有風險偏好的管理層越傾向于采取盈余管理行為， 為了掩蓋其盈余管理行為， 可能會出現調高內控缺陷定量標準重要性水平的情形， 進而減少內部控制被認定為具有重大和重要缺陷的概率， 以維護自身職業穩定以及利益最大化， 即傾向于調寬內控缺陷認定標準。

因此， 本文認為， 風險偏好程度較高的管理層為了維護其個人利益會更傾向于盈余管理， 并基于同一動機影響內控缺陷認定標準的確定和選擇， 實現對內控缺陷認定標準的降級， 減少對內控缺陷的披露， 降低內控缺陷被評級為重大和重要程度的概率。

基于此， 本文提出以下假設：

H1： 在其他條件不變的情況下， 管理層風險偏好程度越高， 管理層越傾向于制定較為寬松的內控缺陷認定標準。

H2： 在其他條件不變的情況下， 盈余管理在管理層風險偏好與內控缺陷認定標準選擇之間起到部分中介作用。

四、研究設計

（一）數據來源

本文選取2016 ～ 2020年披露內控缺陷認定標準的滬深A股上市公司作為研究樣本， 共10933個樣本， 且已剔除以下樣本： 一是ST 或?ST 類公司樣本; 二是金融類、保險類樣本; 三是相關數據缺失的樣本。 所有連續變量均按上下1%的水平進行了Winsorize縮尾處理。 其中， 內控缺陷認定標準的數據來源于迪博數據庫， 并通過手工Excel整理計算得出， 解釋變量和其余變量數據來源于國泰安（CSMAR）數據庫。

（二）變量和模型設計

1. 被解釋變量。 本文借鑒鄭石橋和楊婧等[17] 的做法， 以財務報告重大缺陷的定量認定標準來界定認定標準的嚴格程度。 將各上市公司財報定量重大缺陷評價指標（稅前利潤、資產總額或營業收入等）分別與其對應的臨界百分比相乘， 得到相應的重大缺陷評價指標臨界值， 各公司均取其中的最小值。 進一步地， 為規避規模效應帶來的影響， 將上述結果除以資產總額， 以此來衡量內控缺陷認定標準（ICW）， 該值越大， 表明內控缺陷認定標準越寬松， 具體如公式（1）所示。

ICWi=Min（a×SIZEi， b×EARi， c×GPi， d×SHi， e×QYi）/SIZEi

（a≠0， b≠0， c≠0， d≠0， e≠0） （1）

其中， SIZE表示資產總額， EAR表示收入總額， GP表示利潤總額， SH表示稅后凈利潤， QY表示所有者權益， a、b、c、d、e 分別為對應的百分比。

2. 解釋變量。 風險偏好是指決策者心理上對戰略決策中存在的不確定性風險的態度， 這種態度會進一步通過投資決策外在化。 本文借鑒湯穎梅等[1] 、龔光明和曾照存[20] 的做法， 從公司風險資產投資程度與管理層個人偏向兩個層面對管理層風險偏好進行度量， 具體采用以下兩個變量：

一是風險資產持有比例（CHA）： 在不考慮行業影響的情況下， 交易性金融資產、應收賬款、可供出售金融資產、持有至到期投資與投資性房地產作為風險資產， 其風險及收益的不確定性相對于其他投資項目而言較大。 用風險資產占資產總額的比重可以衡量公司的風險資產持有比例（CHA）， 在一定程度上可以反映管理層風險偏好。

二是管理層風險偏好（GHA）。 考慮行業異質性可能造成的影響， 將交易性金融資產、應收賬款、可供出售金融資產、持有至到期投資與投資性房地產五項風險投資年度總額占本年度資產總額的比重， 與同行業平均水平比較， 當其高于同行業平均水平時， 管理層為風險偏好型， GHA取1， 否則取0。

3. 中介變量。 應計盈余管理相較于真實盈余管理而言不會對利潤總額產生影響， 僅改變利潤分布期間， 成本更低且較為隱晦， 管理層更有可能通過應計盈余管理影響內控缺陷認定標準。 因此， 本文以修正的Jones模型估計出的操縱性應計項的絕對值來衡量盈余管理程度[19] 。 具體如下：

（2）

其中： TAi，t為i公司第t期的總應計盈余， 本文用營業利潤與經營活動現金凈流量的差額表示; Asseti，t-1為i公司第t-1期的期末總資產; ?REVi，t為i公司第t期和第t-1期的主營業務收入之差; ?RECi，t為i公司第t期和第t-1期的應收賬款之差; PPEi，t為第t期的期末資產價值。 本文分季度、分行業對模型（2）進行截面回歸， 得到回歸系數， 所得回歸結果的殘差即為操縱性應計數。 為了避免偏誤， 選用操縱性應計數的絕對值來表示應計盈余管理的程度（ABSDA） ， 該數值越大， 表示應計盈余管理程度越嚴重。

4. 控制變量。 本文參考現有研究[12-15] ， 選取的控制變量如下： 資產收益率（ROA）、資產負債率（LEV）、公司規模（SIZE）、現金比率（CASH）、兩職合一（DUAL）、股權性質（SOE）、是否為“四大”審計（BIG4）、審計費用（LNFEE）。 同時， 還控制了年份（YEAR）和行業（INDUS）虛擬變量。 這些變量可分為如下幾類：

一是反映財務狀況的變量。 將資產收益率（ROA）、資產負債率（LEV）以及現金比率（CASH）作為衡量公司盈利能力、償債能力和變現能力的財務指標， 一定程度上反映了公司的持續經營能力和所面臨的經營風險， 對內控缺陷認定標準的確定和選擇有重要影響。

二是反映公司治理的變量。 了解董事長和總經理是否兩職合一（DUAL）有利于評估公司財務報表是否得到有效監督， 當董事長和總經理由同一人擔任時， 將為舞弊創造機會， 增加財務風險。 基于此， 管理層更可能因自利， 傾向于選擇較為寬松的內控缺陷認定標準。

三是反映公司規模的變量。 公司規模的大小會影響內控缺陷認定標準的制定， 因此本文將公司規模作為控制變量， 以總資產取自然對數衡量公司規模（SIZE）。

四是反映股權性質的變量。 控股股權的不同會影響公司性質， 造成公司運行機制的異質性， 影響公司的內部環境。 因此， 本文選用股權性質（SOE）作為控制變量。

五是反映外部監督的變量。 外部監督質量對公司財務操縱行為有制約作用， 了解外部審計機構是否為國內“四大”會計師事務所有利于評估公司是否受到有效的外部監督。 因此， 本文采用是否為“四大”審計（BIG4）作為控制變量。

本文主要變量及定義如表1所示。

（三）研究設計

為檢驗公司風險資產持有比例以及管理層風險偏好對內控缺陷認定標準的影響， 本文借鑒溫忠麟等[21] 、陳文婷等[22] 的中介效應模型， 設計了模型（3） ～ 模型（8）：

ICW=α+β1CHA+β2ROA+β3LEV+β4SIZE+

β5CASH+β6DUAL+β7SOE+β8BIG4+β9LNFEE+

β10YEAR+β11INDUS+ε （3）

ICW =α+β1GHA+β2ROA+β3LEV+β4SIZE+

β5CASH+β6DUAL+β7SOE+β8BIG4+β9LNFEE+β10YEAR +β11INDUS+ ε （4）

ABSDA=α+β1GHA+β2ROA+β3LEV+β4SIZE+β5CASH+β6DUAL+β7SOE+β8BIG4+β9LNFEE+

β10YEAR+β11INDUS+ε （5）

ABSDA=α+β1GHA+β2ROA+β3LEV+β4SIZE+β5CASH+β6DUAL+β7SOE+β8BIG4+β9LNFEE+

β10YEAR+β11INDUS+ε （6）

ICW=α+β1GHA+β2ABSDA+β3ROA+β4LEV+β5SIZE+β6CASH+β7DUAL+β8SOE+β9BIG4+

β10LNFEE+β11YEAR+β12INDUS+ε （7）

ICW=α+β1GHA+β2ABSDA+β3ROA+β4LEV +β5SIZE+β6CASH+β7DUAL+β8SOE+β9BIG4+

β10LNFEE+β11YEAR+β12INDUS+ε? （8）

其中， 模型（3）與模型（4）分別檢驗風險資產持有比例與內控缺陷認定標準之間的關系及管理層風險偏好與內控缺陷認定標準之間的關系， 模型（5）和模型（6）分別檢驗風險資產持有比例與盈余管理之間的關系及管理層風險偏好與盈余管理之間的關系， 模型（7）和模型（8）分別檢驗管理層風險偏好（風險資產持有比例）、盈余管理與內控缺陷認定標準的關系， 進而檢驗盈余管理在管理層風險偏好（風險資產持有比例）與內控缺陷認定標準選擇之間的中介效應。

五、實證分析

（一）描述性分析

表2報告了主要變量的描述性統計結果。 可以看出， 樣本公司內控缺陷認定標準（ICW）的最大值為0.0367， 最小值為0.0001， 均值為0.0057， 標準差為0.0062， 說明各公司在內控缺陷認定標準的制定上存在異質性。 公司風險資產持有比例（CHA）最小值為0.0159， 最大值為1.309， 說明各上市公司在風險資產的持有上存在顯著差異。 管理層風險偏好（GHA）的最小值為0， 最大值為1， 平均值為0.456， 說明在對外披露了內控缺陷認定標準的上市公司中， 有45.6%的管理層風險偏好程度較高。

（二）相關性分析

多元回歸之前， 本文進行了相關性分析， 相關性檢驗的結果如表3所示， 除去兩個變量系數其余變量均小于0.5。 經進一步VIF檢驗， 所有變量的方差膨脹因子（VIF）均值報告為1.60， 可以認定變量間不存在嚴重的多重共線性問題。

（三）多元回歸分析

本文的OLS多元回歸結果報告于表4和表5。 回歸過程中， 標準誤已經過調整。

表4第（1）列報告了模型（3）的回歸結果， 公司風險資產持有比例（CHA）的系數為0.0013， 在1%的水平上顯著， 說明從公司的風險項目投資支出上看， 當公司將更多資金投入到風險項目時， 管理層會更傾向于制定較寬松的內控缺陷認定標準。 表4第（2）列報告了模型（4）的回歸結果。 管理層風險偏好（GHA）的系數均為0.0005， 且在1%的水平上顯著， 說明管理層風險偏好對內控缺陷認定標準（ICW）有顯著正向影響， 即管理層越偏向風險， 就越傾向于選擇較為寬松的內控缺陷認定標準， 驗證了H1。

表5報告了盈余管理所起中介效應的檢驗結果。 第（1）列和第（2）列分別報告了模型（5）和模型（6）的回歸結果， 目的是檢驗公司風險資產持有比例以及管理層風險偏好對盈余管理的影響。 其中， 公司風險資產持有比例（CHA）以及管理層風險偏好（GHA）的系數均在1%的水平上顯著為正， 說明公司投入的風險資產越多， 管理層風險偏好程度越高， 公司的盈余管理程度越高。 第（3）列和第（4）列分別報告了模型（7）和模型（8）的回歸結果。 其中， 盈余管理（ABSDA）均在1%的水平上顯著為正， 公司風險資產持有比例（CHA）在1%的水平上顯著為正， 管理層風險偏好（GHA）在5%的水平上顯著為正。 經Sobel檢驗報告Z值為3.68， 起到6.5%的中介作用， 即盈余管理在管理層風險偏好與內控缺陷認定標準中起到了部分中介作用， 驗證了H2。

（四）穩健性檢驗

為驗證研究結論的可靠性， 本文進行了以下穩健性檢驗。

1. 保持解釋變量定義不變， 改變被解釋變量的衡量方法。 采用內部控制重大缺陷定量指標臨界值的均值/資產總額（ICW2）作為內控缺陷認定標準的替代變量， 回歸結果如表6所示。 可見， 第（1）列中公司風險資產持有比例（CHA）的系數為0.0028， 在1%的統計水平上顯著; 第（2）列中管理層風險偏好（GHA）的系數為0.0009， 在1%的統計水平上顯著; 第（3）列和第（4）列中盈余管理（ABSDA）的系數均在5%的水平上顯著為正， 公司風險資產持有比例（CHA）和管理層風險偏好（GHA）的系數均在1%上顯著為正。 回歸結果與之前得出的結論一致。

2. 保持各變量不變， 增加控制變量。 考慮到管理層的人口特征可能對心理特質產生的影響， 本文增加管理層性別（GEN）、管理層年齡（AGE）、管理層學歷（EDU）以及管理層任期（Time）作為控制變量， 進行穩健性檢驗， 回歸結果如表7所示。 可見， 第（1）列中公司風險資產持有比例（CHA）的系數為0.0015， 在1%的統計水平上顯著; 第（2）列中管理層風險偏好（GHA）的系數為0.0007， 在1%的統計水平上顯著; 第（3）列和第（4）列中盈余管理（ABSDA）的系數均在5%的水平上顯著為正， 公司風險資產持有比例（CHA）和管理層風險偏好（GHA）的系數均在1%的水平上顯著為正。 回歸結果與之前得出的結論一致。

3. 保持被解釋變量不變， 將解釋變量滯后一期， 消除一定的內生性影響。 回歸結果如表8所示， 第（1）列中公司風險資產持有比例（CHA）的系數為0.0009， 在1%的統計水平上顯著; 第（2）列中管理層風險偏好（GHA）的系數為0.0005， 在5%的統計水平上顯著; 第（3）列中盈余管理（ABSDA）的系數在5%的統計水平上顯著為正， 公司風險資產持有比例（CHA）的系數在1%的水平上顯著為正; 第（4）列中盈余管理（ABSDA）的系數在10%的統計水平上顯著為正， 管理層風險偏好（GHA）的系數在5%的水平上顯著為正。 回歸結果與之前得出的結論一致。

（五）進一步分析

考慮到管理層風險偏好對內控缺陷認定標準的影響可能因內外部治理環境的不同而存在差異， 本文基于內部環境和外部環境分別進行了分樣本回歸， 回歸結果如表9所示。

1. 內部治理環境。 在內部治理環境中， 管理層基于理性人假設， 可能會出于個人利益， 做出犧牲所有者利益的不道德行為。 董事長與總經理兩職分離可以緩解代理沖突， 更好地發揮董事會對總經理的考核與監督作用， 加強各部門的互相牽制和監督。 若董事長兼任總經理， 則會使得內部控制環境薄弱， 內部審計質量較低。 此時， 風險偏好型的管理層會更加具備影響內控缺陷認定標準設置和選擇的優勢。 由此， 設置兩職合一（DUAL）變量， 當董事長和總經理為一人時為1， 否則為0。 如表9第（1）和第（2）列所示， 相對于DUAL=0， 當DUAL=1時， t值為2.1447， 大于2.0309， GHA的顯著性更強， 且其系數0.0007大于0.0004。 說明若董事長與總經理兩職合一時， 管理層風險偏好程度更高， 更傾向于選擇寬松的內控缺陷認定標準。

2. 外部監督環境。 在外部監督環境中， 國內“四大”的審計師所具備的審計能力越強、經驗越豐富， 越能夠準確和全面地識別公司內部控制風險， 通過影響內控缺陷認定標準的選擇和制定， 進而抑制管理層的機會主義行為， 減少管理層對與內控缺陷相關壞消息的隱藏。 由此， 設置外部審計機構是否來自國內“四大”（BIG4）變量， 若外部審計機構來自于國內“四大”則取1， 否則取0。 如表9第（3）和第（4）列所示， 如果外部審計由來自非國內“四大”的審計師開展， 即在外部監督效力較弱的一組中， GHA的系數在1%的水平上顯著為正; 而當外部審計的審計師來自于國內“四大”， 即外部監督效力較強的一組中， GHA的系數不顯著。 這說明外部審計的監督效力會削弱管理層風險偏好對內控缺陷認定標準的影響。

六、結論與建議

內控缺陷認定標準作為衡量內控評價是否真實有效的“標尺”， 決定了內控缺陷信息披露質量。 本文從管理層心理特質角度出發， 以2016 ～ 2020年對外披露內控缺陷認定標準的滬深A股上市公司為研究對象， 探究了管理層風險偏好與內控缺陷認定標準之間的關系。 得出結論如下： 第一， 管理層風險偏好程度越高， 管理層越傾向于選擇較為寬松的內控缺陷認定標準; 第二， 盈余管理在管理層風險偏好影響內控缺陷認定標準選擇的過程中起到部分中介作用; 第三， 在呈現兩職合一特質的公司中， 管理層風險偏好對內控缺陷認定標準選擇的影響更為顯著， 即當公司董事長與總經理為同一人時， 風險偏好程度越高的管理層越傾向于制定寬松的內控缺陷認定標準; 第四， 外部監督質量能夠削弱管理層風險偏好對內控缺陷認定標準選擇的影響。

依據上述結論， 本文提出以下建議： 第一， 增加內控缺陷認定標準基準、指標等選取過程的透明度， 在內控自評報告中予以披露， 從而減少管理層通過盈余操縱影響內控缺陷認定標準選擇的自利行為， 提高內控缺陷信息披露質量; 第二， 兩職合一的公司內部環境容易損害公司的內控建設， 因而應進一步完善公司治理結構、加強內部治理; 第三， 外部監督能夠對內控質量起到較好的監督作用， 除了聘請更專業的審計師， 我國對于內控缺陷信息隱匿以及內控缺陷認定標準不透明的處罰也應當加強。

【 注 釋 】

①需特別說明的是，由于公司CEO要先提出內部控制缺陷認定標準，而后董事會再對認定標準進行評估、監督，故內部控制缺陷認定標準的嚴寬由CEO與董事會共同決定。目前學術界對管理層的定義尚未有明確定論，有學者認為董事對企業決策具有重大影響，也應將其納入管理層的概念中。因此，本文將管理層鎖定為公司的CEO和董事會。

【 主 要 參 考 文 獻 】

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【基金項目】國家社會科學基金后期資助重點項目（項目編號：20FJYA001）;教育部重大招標項目（項目編號：19JZD027）

【作者單位】1. 南京審計大學審計科學研究院， 南京 211815;2. 南京審計大學政府審計學院， 南京 211815