審計委員會治理、財務報告質量與企業投資效率

胡曉明 田情情

【摘 要】 審計委員會治理作為緩解信息不對稱的重要機制，對推動內部管理規范化和經濟決策科學化具有重要作用，但鮮有研究關注其經濟后果。文章以2014—2021年我國非金融類上市公司為樣本，考察審計委員會對企業投資效率的治理效應及其作用機制。研究發現：審計委員會獨立性越強，企業非效率投資程度越低，財務報告質量是審計委員會治理效應的重要機制；審計委員會的勝任力對企業非效率投資并未存在顯著影響。進一步分析發現，審計委員會治理特征能夠有效抑制企業的過度投資并緩解企業投資不足。此外，審計委員會對企業投資效率的治理效應在管理層權力較低的企業中更顯著。研究擴展和深化了審計委員會治理在提高決策科學性方面的理論研究，為新時期貫徹落實黨的二十大精神、以審計現代化推進中國式現代化提供了理論指導。

【關鍵詞】 審計委員會； 獨立性； 勝任力； 非效率投資

【中圖分類號】 F239.4；F275? 【文獻標識碼】 A? 【文章編號】 1004-5937（2023）18-0020-08

一、引言

新發展階段，我國經濟增長動能已從投資規模驅動轉向投資效率驅動[ 1 ]。黨的二十大報告指出“增強消費對經濟發展的基礎性作用和投資對優化供給結構的關鍵作用”，闡明了我國以投資優化經濟結構性體制性改革推動高質量發展的基本政策導向。效率是中國經濟持續發展的真正源泉，也是微觀企業永恒追求的目標。具體實踐中，由于外部環境和信息不對稱等因素的影響，企業投資往往會偏離最佳投資規模[ 2 ]。非效率投資不僅會降低企業價值[ 3 ]，而且會引發股價崩盤風險[ 4 ]。投資是決定企業生產經營成效及未來收益的經常性增值活動[ 5 ]。黨的二十大報告對未來如何深化重要領域改革、防范化解重大風險等做出了一系列戰略部署，因此，著眼于如何提升投資效率對促進經濟高質量發展進而貫徹落實黨的二十大精神具有一定的現實意義。

我國于2001年引入審計委員會制度，2007年明確要求上市公司須在年報中披露審計委員會的履職情況，正式將審計委員會的履職能力制度化和透明化。十九大以來，黨中央著眼于構建集中統一、全面覆蓋、權威高效的審計監督體系，審計監督效能顯著提升。與眾多國家不同，我國先后引進“二元制”和“一元制”公司監督治理結構，我國的制度背景決定審計委員會的隸屬層級和成員設置具有很強的靈活性，現有研究對審計委員會治理效應存在爭議。同樣是分析審計委員會對內部控制質量等的影響，Menon和Williams[ 6 ]、Krishnan和Visvanathan[ 7 ]得到“審計委員會無效”的結論，而陳漢文和王韋程[ 8 ]、張瑤和郭雪萌[ 9 ]則認為“審計委員會有效”。本文假設，審計委員會治理效應是審計委員會防止或發現會計錯報的能力（即勝任力）以及向董事會或外部審計師報告錯報傾向（即獨立性）的函數，獨立性是審計委員會有效發揮職能的前提，勝任力是審計委員會履職能力的保證，結合信息不對稱理論和產權理論，以2014—2021年A股上市公司為研究樣本，考察審計委員會對企業投資效率的治理效應及其影響機制。主要貢獻：第一，基于獨立性和勝任力綜合衡量審計委員會特征，拓展了審計委員會監督職能的研究視角，有助于理解審計委員會作為一個有效的公司治理結構的決定因素。第二，在理論上和實證上檢驗審計委員會對企業投資效率的治理作用及其異質性，提供了審計委員會治理提升企業投資效率更為直接和穩健的經驗證據。第三，考察財務報告質量在審計委員會治理與企業投資效率關系中是否承擔中介作用，為關聯研究提供思路。

二、理論分析與研究假設

（一）審計委員會治理與企業投資效率

目前我國企業普遍存在非效率投資問題。一方面，信息不對稱條件下，企業外源融資成本過高，無法獲取足夠的資金支持，進而放棄NPV為正的項目，即投資不足。另一方面，代理問題的存在說明管理者為了自身利益進行盈余操縱，甚至投資NPV為負的項目，即投資過度。

良好的公司治理結構有助于減少代理成本，緩解代理問題，減少企業非效率投資，提升企業投資效率。審計委員會制度是解決委托代理類“外部影響”重要的內部治理機制，作為董事會下設的專門機構，審計委員會承擔了董事會的監督職能，負責對企業內部控制執行狀況、會計合規狀況以及財務風險狀況進行及時控制和監督，而高水平的內部控制和財務報告在一定程度上能夠通過緩解信息不對稱降低企業非效率投資程度。與此同時，審計委員會負責提議聘請或更換外部審計機構，能夠與外部審計實時溝通，切斷管理層與外部審計師的聯系，減少管理層徇私舞弊、操縱公司財務信息披露等行為的發生。另外，審計委員會成員具有維護自身專家身份和履行職責的動機，能夠從專業角度識別盈余操縱行為，提升監督治理效能。勝任力視角下，Bedard等[ 10 ]的研究結果表明，只有全體成員為獨立董事且至少有一名成員具有財務專業知識的審計委員會才能顯著降低盈余管理水平。審計委員會成員一般是具有高學歷、高聲譽、高知名度的行業專家，更具勝任力的審計委員會成員能夠獲取投資決策的信息[ 11 ]，改善“管理層基調”。綜上所述，本文提出如下假設。

H1：控制其他因素后，審計委員會的治理效應對企業投資效率提升具有促進作用。

（二）審計委員會治理與財務報告質量

我國《上市公司治理準則》明確審計委員會的職責之一是審核財務信息及其披露。財務報告的有效性取決于基礎財務報告的質量和審計人員報告的質量[ 12 ]，前者依賴于內部治理機制的有效性，后者由外部審計決定。審計委員會的職責決定其可以在源頭提高財務報告的真實可靠性，作為公司內部相對獨立的治理機制，通過履行對內部控制、外部審計等的治理效應，有效連接內外部治理機構，發揮重要的監督和制衡作用。一方面，審計委員會通過審查內部控制制度的設計和運行的有效性，有利于優化內部控制，減少財務報告編制過程中的錯誤和舞弊行為，提高信息披露質量。同時，審計委員會通過對企業經營管理和財務報告流程的監督，有助于約束企業盈余管理行為，提高財務報告質量。另一方面，獨立于管理層的審計委員會以“超然”的立場更能客觀公正地審核會計信息，獨立自主地與外部審計師進行合理有效的溝通，并在必要的時候給予其協助與支持，提高外部審計發現重大錯報的能力以發表客觀獨立的審計意見，進一步提高財務報告的可靠性。基于此，本文提出如下假設。

H2：控制其他因素后，審計委員會的治理效應對提升企業財務報告質量具有促進作用。

（三）審計委員會治理、財務報告質量與企業投資效率

財務報告作為內部治理和外部監督的集中體現，通過企業融資與公司治理等途徑改善信息不對稱問題，提升企業投資效率。諸多研究表明，高質量的財務報告有助于改善契約和監督，緩解信息不對稱，提升企業投資效率[ 13-14 ]。一方面，財務報告存在“決策職能”，其披露的高質量會計信息可以有效緩解企業與外部資金提供者之間的信息不對稱，幫助其形成正確的投資決策，降低企業面臨的融資約束進而減少企業投資不足；另一方面，通過治理職能，財務報告為代理人的努力程度提供了衡量尺度和相應的反饋機制，改善并監督契約的履行情況，降低投資者約束管理者的信息成本和激勵成本[ 15 ]，抑制管理層的機會主義行為，從而減少企業投資過度。此外，高質量的會計信息有利于提高管理層對投資機會的識別能力，進一步提升企業投資效率。

綜上所述，審計委員會能夠通過修復內部控制缺陷和建立權力制衡機制，確保會計信息真實可靠，而高質量的會計信息不但能夠降低投資者索要額外報酬的可能性，緩解融資約束，而且能夠對代理人的行為形成有效監督和抑制，減少代理人進行非效率投資的可能性，即財務報告質量在審計委員會對企業投資決策的治理效應中起到了中介作用。基于此，提出如下假設。

H3：財務報告質量在審計委員會對企業投資效率的治理效應中發揮“中介”效應。

三、研究設計

（一）樣本選擇與數據來源

本文以2014—2021年滬深A股上市公司為研究樣本，審計委員會成員背景數據來源于巨潮資訊網披露的上市公司年度報告，公司財務數據和治理數據均來自國泰安CSMAR數據庫。為防止異常值對實證結果的影響，對所有連續變量進行上下1%分位數的Winsorize處理。此外，本研究剔除金融保險業公司、特殊處理（ST和*ST）的公司和主要數據缺失的樣本，最終得到7 472個觀測樣本。

（二）變量定義

1.審計委員會治理效應的度量

審計委員會的治理效應主要體現在其獨立性和勝任力特征上，現有研究多以獨立董事占比衡量審計委員會的獨立性，在微觀企業內部，獨立董事對公司的重大決策發揮著監督和建議的作用，但該代理變量能否反映審計委員會的治理效應仍存爭議[ 16 ]。由于我國“強管理者、弱所有者”的治理情境，獨立董事信息不對稱、受聘和津貼安排受制于管理層，“花瓶獨董”現象盛行，且獨立董事往往在多家上市公司同時任職，時間和精力有限，無法做到勤勉履職。本文借鑒已有研究[ 17 ]，以業績快報質量ABSROEDiff衡量審計委員會的獨立性。具體地，業績快報質量采用業績快報中的預測ROE與實際ROE的差值取絕對值進行衡量，該值越大，表明經過審計委員會審核的財務數據與最終經過事務所審計的年報數據之間的差異越大，即審計委員會的治理效應越差。采用該指標是因為審計委員會需要對業績快報進行審計，但外部審計師不需要審核業績快報，因此該指標能夠較好地隔離外部審計的治理作用而只體現審計委員會的治理效應。參考王守海等[ 18 ]的研究，以審計委員會中財務專家比例ACfin衡量審計委員會的勝任力。審計委員會成員滿足下列條件之一則認為是財務專家：具備注冊會計師、高級會計師、注冊稅務師等執業資格或高級職稱，總會計師，有豐富的財務理論知識的教授、副教授或畢業于相關財會專業及相關專業人員，財務專家占比越高，表明審計委員會的勝任力越強。對于審計委員會治理特征的度量，本文根據樣本數據中每個特征因素的中位數進行二分賦值，若業績快報誤差低于所在行業中位數，ACI取值為1，否則為0，以該虛擬變量衡量審計委員會的獨立性（ACI）；若審計委員會中的財務專家占比高于所在行業中位數，ACC取值為1，否則為0，以該虛擬變量衡量審計委員會的勝任力（ACC）。然后進行加和，以獨立性和勝任力加和衡量審計委員會的綜合治理能力（AC），AC的取值范圍為0、1、2，該值越大代表審計委員會的治理效應越高。

2.投資效率的度量

參考Richardson[ 19 ]的模型，將總投資Inv_T分為維持性投資Inv_M和新增投資支出Inv_A，其中：

總投資=購建固定資產、無形資產和其他長期資產支付的現金+取得子公司及其他營業單位支付的現金凈額-處置固定資產、無形資產和其他長期資產收回的現金凈額-處置子公司及其他營業單位收到的現金凈額

維持性投資=固定資產折舊+無形資產攤銷+長期待攤費用攤銷，即維持機器、設備及其他經營性資產正常運營的總的必要的投資花費估計，以保證公司運營能力。

參考關于企業投資效率的測度方法[ 20-21 ]，構建如下回歸模型衡量企業投資效率水平：

其中，下標i代表公司，t代表年份。Inv_A表示新增投資支出；TobinQ定義為總市值與總資產的比例；Lev為資產負債率；Cash為現金持有水平，等于經營活動產生的現金流量凈額與期初總資產的比值；Age為企業上市年齡，定義為當期年度減去IPO年度；Size為企業規模，定義為年末總資產的自然對數；Ret為股票收益率，用考慮現金紅利再投資的年個股回報率表示；Year為年份虛擬變量，Industry代表行業虛擬變量。對模型（1）進行回歸，得到殘差值，若殘差值為正數，表示投資過度，為負數則表示企業投資不足。本文對殘差取絕對值INVEFF衡量企業非效率投資水平，INVEFF越大表示非效率投資水平越高，企業投資效率越低，INVEFF越小表示企業投資效率越高。

3.財務報告質量的度量

本文參考大多數學者的研究方法，采用分年度分行業修正Jones模型估算的操縱性應計利潤的絕對值AbsDA作為財務報告質量的代理變量，具體模型如下：

其中，TAi，t為總應計項目，等于公司i第t年的營業利潤與經營活動產生的現金流量凈額的差值；Ai，t-1表示公司i在t-1年的資產總額；？駐REVi，t表示公司i在t年的營業收入變動額；？駐RECi，t表示公司i在t年的應收賬款變動額；PPEi，t表示公司i在第t年的固定資產凈額；？著為回歸模型的殘差項。對模型（2）進行分年度分行業回歸，得到回歸系數代入模型（3）得到不可操控利潤NDA，然后代入模型（4）得到修正的可操控性利潤DA，采用其絕對值AbsDA作為財務報告質量的代理變量。

（三）模型設定

為檢驗H1，構建如下回歸模型：

其中，下標i代表公司，t代表年份。被解釋變量INVEFFi，t衡量企業非效率投資程度。解釋變量ACi，t表示審計委員會治理特征，由三個指標進行測度：獨立性（ACI）、勝任力（ACC）和綜合治理能力（AC）。Control為該模型的控制變量，本文控制了審計特征變量：審計委員會規模（Num，用審計委員會的人數表示）和會計師事務所類型（Big4）。若上市公司年度財務報告由四大會計師事務所審計，取值為1，否則為0。同時控制了公司財務狀況和治理水平等：公司規模（Size），用資產總額的對數表示；財務杠桿（Lev），用總資產負債率表示；股權集中度（Top1），第一大股東持股比例；獨立董事比例（Indratio），獨立董事人員占所有董事人員的比例；管理層持股比例 （Managesh），高管持股數量與股本總額的比例；經營性現金流（CFO），經營活動產生的現金凈流量。此外，還對年度和行業變量進行了控制。

為了檢驗審計委員會治理對財務報告質量的影響，構建回歸模型（6）對H2進行檢驗：

為了進一步檢驗財務報告質量在審計委員會治理與企業投資效率中的中介效應，構建模型（7）并結合模型（5）和模型（6）對H3的中介效應進行檢驗：

本文的回歸分析都采用Robust調整標準誤差。相關變量定義與計算方法見表1。

四、實證結果分析

（一）描述性統計

表2報告了基于全樣本的描述性統計情況。非效率投資（INVEFF）的最小值和最大值分別為0.0005和0.3157，表明我國上市公司中投資效率差異較大且非效率投資問題普遍存在。審計委員會獨立性（ACI）的均值為0.4948，即大約50.52%的企業業績快報誤差較大，高于行業的中位數，存在改進的必要。審計委員會中財務專家占比（ACfin）的最小值為0，均值為0.4286，中位數為0.3333，表明樣本公司審計委員會中財務專家所占比重約為43%，總體上高于《上市公司治理準則》中對審計委員會中至少有一名獨立董事是會計專業人士的要求，但仍有約1/3的審計委員會成員構成不滿足該要求。以操縱性應計利潤絕對值衡量財務報告質量的均值為0.0555，表明樣本公司的財務報告質量整體處于較高水平。審計委員會規模的中位數為3，說明上市公司審計委員會人數偏少，規模較小。

（二）實證結果分析

1.審計委員會治理與企業投資效率的多元回歸結果分析

表3列（1）、列（2）結果可以看出，審計委員會綜合治理能力（AC）和審計委員會獨立性（ACI）與企業非投資效率（INVEFF）的相關系數為-0.003和-0.008，均顯著負相關，表明審計委員會獨立性能夠顯著降低企業的非效率投資。在經濟意義上，當審計委員會綜合治理能力（AC）增加一個單位，企業的非效率投資將下降約0.003，與平均非效率投資水平0.0464相比，這一邊際效應下降了6.47%，H1得到驗證。列（3）檢驗審計委員會的勝任力（ACC）對企業投資效率的影響，回歸系數沒有通過顯著性檢驗，表明當審計委員會缺乏獨立性時，其勝任力與企業投資效率無關，原因可能在于：第一，由于審計委員會沒有投資支持職能，因此，即使審計委員會成員具有系統的財務專業知識和豐富的財務實踐經驗，也不會主動向管理層提供投資咨詢服務，提升企業投資效率；第二，我國現行公司治理準則早已從專業角度對審計委員會成員任職資格提出要求，因此，不同公司之間的審計委員會勝任力的治理效應不存在顯著差異。

將列（3）的回歸結果和列（1）、列（2）比較發現，審計委員會的勝任力降低了審計委員會獨立性對企業投資效率的治理效應，這一結果與我國的治理結構有關，很多公司審計委員會成員兼任財務總監或總會計師，會產生自我評價的角色沖突，這些“內部的財務專家”的專業性可能被其獨立性的缺失所抵消，導致審計委員會的治理效應更多依賴于非財務專家的獨立性和勝任力，非財務專家具有更強的獨立性，但在審核財務報告、修正內部控制缺陷以及支持審計師進行必要的審計調整等方面勝任力有限，因而使回歸系數與預期相反。

2.審計委員會治理與財務報告質量的多元回歸結果分析

表4列（1）、列（2）結果表明，審計委員會綜合治理能力（AC）及其獨立性（ACI）與操縱性應計利潤（AbsDA）的絕對值呈顯著負相關關系，這表明，有效的審計委員會可以通過對組織內部控制、風險管理進行評價和確認，識別并阻止公司財務報告中的重大錯報，減少了操縱性應計利潤的絕對值，顯著提升企業財務報告質量，驗證了本文的H2。

3.財務報告質量在審計委員會治理與企業投資效率的中介效應檢驗

表4中列（3）和列（4）的回歸結果顯示，當審計委員會綜合治理能力（AC）和財務報告質量（AbsDA）同時作為變量進行回歸檢驗時，兩個變量的回歸系數都顯著，但審計委員會綜合治理能力的顯著性有所減弱，說明有效的審計委員會和財務報告質量都抑制了企業的非效率投資，且審計委員會對企業投資效率的影響至少有一部分是通過“財務報告中介路徑”實現的。因此，有效的審計委員會往往能通過對企業經營活動和內部控制的適當性、合法性及有效性的監督與評價，降低盈余操縱空間，提升企業財務報告質量，H3得到認證。

4.穩健性檢驗

為了進一步保證研究結論的可靠性，本文通過內生性檢驗和變量替代性測量進行了穩健性檢驗。

（1）個體固定效應。為排除公司層面的遺漏變量問題，本文控制了公司層面的個體固定效應。表5列（1）的結果顯示，控制了個體固定效應后，審計委員會綜合治理能力（AC）與企業非投資效率（INVEFF）的回歸系數為-0.006，在1%水平上統計顯著，H1仍然成立。

（2）替換解釋變量。考慮到獨立董事與非獨立董事監督權力的異質性，本文以審計委員會中獨立董事占比的二分變量作為審計委員會獨立性的替代指標，并通過其與審計委員會勝任力ACI的加和值構造審計委員會治理能力的替代性指標ACID。表5列（2）的結果表明，ACID的回歸系數仍然顯著為負，與本文基準回歸結果保持一致。

（3）被解釋變量敏感性測試。本文參考辛清泉[ 20 ]等的研究重新計量投資效率，使用“本年度購建固定資產、無形資產和其他資產支付的現金”除以年初總資產賬面價值衡量企業投資效率（Inv），表5列（3）報告了替換投資效率指標后的回歸結果，審計委員會綜合治理能力（AC）的回歸系數顯著為負，與前文研究結論保持一致。

（4）PSM+DID檢驗。為緩解樣本自選擇可能導致的內生性問題，本文運用雙重差分傾向得分匹配法進行穩健性檢驗。具體的，通過審計委員會獨立性（ACI）對協變量進行Logit回歸估計傾向得分，進行近鄰1：1匹配。共同支撐假設檢驗結果顯示，匹配后各協變量均不存在顯著性差異，被解釋變量存在顯著差異，即使用PSM-DID方法是合理的。匹配后保留匹配成功樣本以及匹配權數，進行DID回歸，基準回歸及截面PSM-DID回歸結果如表6所示，可以看出，無論是使用滿足共同支撐假設的樣本進行回歸還是使用頻數加權回歸，審計委員會獨立性都顯著降低了企業的非效率投資水平。這表明與獨立性較低的審計委員會相比，高獨立性的審計委員會對企業投資效率的治理效應更為顯著，證明了前文分析結論的穩健性。

五、進一步研究

（一）審計委員會治理對投資不足和投資過度的非對稱影響

投資不足和過度投資是非效率投資的兩種主要表現形式，審計委員會特征對投資不足與投資過度的影響是否存在差異？基于此，本文將非效率投資分為投資不足組（UnderInv）和投資過度組（OverInv）分別進行回歸。表7列（1）和列（2）的結果表明，投資不足組和投資過度組中審計委員會綜合治理能力（AC）的系數均顯著為負，即審計委員會能夠抑制企業投資不足和減少投資過度，從而降低企業非效率投資水平。具體地，審計委員會既能夠提高會計透明度，降低企業與外部投資者的信息不對稱，緩解企業融資約束，改善投資不足，又能夠緩解委托代理問題引發的投資過度，綜合提升企業投資效率。

（二）管理層權力分組檢驗

基于代理理論，管理層權力越大，其受到的監督和約束越小，管理層越有動機和能力謀求私人利益。因此，相對于管理層權力高的企業，管理層權力低的企業審計委員會對企業投資效率的提升作用更顯著。本文參照趙剛等[ 21 ]的研究，以兩職兼任、股權分散、高管長期在位三個單一維度指標度量管理層權力（Power），將樣本劃分為管理層權力較高（high_power）和較低（low_power）兩組分別進行檢驗，表7列（3）、列（4）報告了回歸結果。對比發現，與管理層權力高組相比，審計委員會綜合治理能力（AC）對企業非效率投資的抑制作用在管理層權力低組更加顯著，說明管理層權力過大，增加了管理層在投資決策中的話語權以及對監管部門的規避，導致審計委員會監督機制失效。

六、研究結論與啟示

審計委員會作為公司治理過程中的獨立觀察者，通過審查和評價企業業務活動和內部控制的有效性，與外部審計形成合力有效推進審計監督全覆蓋，促進企業完善治理結構，實現價值增值，而企業投資效率直接影響企業價值最大化目標的實現，因此，本文基于2014—2021年非金融類A股上市公司研究審計委員會治理對企業投資效率的影響及其作用機制。研究發現：審計委員會治理顯著抑制企業的非效率投資，且該抑制作用主要是通過其獨立性實現的，當不考慮其獨立性的影響時，審計委員會成員勝任力對企業投資效率未有明顯提升作用；財務報告質量在審計委員會治理效應發揮的過程中具有部分中介效應，構成審計委員會治理提升企業投資效率的傳導路徑。進一步分析發現，審計委員會治理特征能夠有效抑制企業的過度投資和緩解企業投資不足，且相較于管理層權力高的企業，審計委員會對企業投資效率的治理效應在管理層權力低的企業中更為顯著。

本文的研究結論闡明了審計委員會治理的經濟后果，有助于確保審計機關將黨的二十大精神貫徹落實到謀劃審計工作、實施審計項目全過程，對審計部門堅持黨的集中統一領導、扎實推進審計管理體制改革、實現高質量發展提供了直接的經驗證據，同時也為微觀企業借助現代公司治理結構實現價值增值提供了路徑參考。（1）強化審計委員會獨立性。于國家而言，獨立自主是我國經濟發展需要牢牢把握的重大原則；于企業而言，獨立性是審計委員會發揮治理效應的關鍵因素。因此，應該通過有效機制設計從隸屬機構、管理層次、成員任免和成員結構等提高審計委員會獨立性，推動健康、有序的治理渠道，充分發揮審計委員會提高決策科學性、促進制度完善和強化制度執行的職能。（2）提升審計委員會勝任能力。樣本公司中有1/3的審計委員會成員構成不符合《上市公司治理準則》中對審計委員會中至少有一名獨立董事是會計專業人士的要求，因此，要健全審計委員會的人員組成體系，根據《上市公司治理準則》中對審計委員會人數、獨立董事數量和財務專家的要求，以審慎監管為原則，不斷完善信息披露制度，從不同角度保證審計委員會的有效性，助力審計委員會在上市公司治理過程中發揮更為積極的作用。（3）完善治理結構。在管理者權力高的企業中，審計委員會對企業投資效率的治理作用是相對有限的。因此，建議監管層區別關注不同管理者權力中審計委員會治理作用的影響。譬如，強化外部審計、媒體監督或其他專業委員會等監督力量，從多方位考核管理者能力，抑制重視短期業績而造成的投資過度行為；積極加強監管和改革，逐步調整股權比例，防范管理層權力過度集中引發的尋租行為，提升審計委員會監督的治理質量。

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