■李冬偉，喻子秦

本文以2013～2016年滬深兩市A股主板上市公司為研究對象，利用多元回歸模型研究管理層權(quán)力、產(chǎn)品市場競爭與內(nèi)控缺陷認定標準披露質(zhì)量之間的關(guān)系。研究發(fā)現(xiàn)：在其他情況一定的條件下，管理層權(quán)力越大，內(nèi)控缺陷認定標準的披露質(zhì)量越低；產(chǎn)品市場競爭程度越高，越能提高內(nèi)控缺陷認定標準的披露質(zhì)量；產(chǎn)品市場競爭在管理層權(quán)力與內(nèi)部控制缺陷認定標準披露質(zhì)量之間存在負向調(diào)節(jié)效應(yīng)，即產(chǎn)品市場競爭程度越高，越能抑制管理層權(quán)力對內(nèi)控缺陷認定標準披露質(zhì)量的影響。進一步研究發(fā)現(xiàn)，披露高質(zhì)量的內(nèi)控缺陷認定標準能夠顯著提升公司產(chǎn)品市場競爭優(yōu)勢。本文的研究表明，適當制約管理層權(quán)力、加強產(chǎn)品市場競爭外部治理環(huán)境建設(shè)，對于提高內(nèi)控缺陷認定標準披露質(zhì)量具有重要作用。

一、引言

近年來，資本市場中內(nèi)控機制失效的事件不斷發(fā)生，*ST博元、欣泰電氣、輝山乳業(yè)等違規(guī)或造假的案例受到了社會廣泛的關(guān)注，投資者對內(nèi)控信息尤其是缺陷信息的需求越來越明確和強烈。由于內(nèi)控缺陷認定標準是管理層認為一項缺陷在何種重要性水平下構(gòu)成重大或重要缺陷的依據(jù)（陳武朝，2012），是內(nèi)控信息披露的焦點（尹律，2016），因此對其披露質(zhì)量的把控顯得極為重要。為了能讓投資者掌握更為細致的內(nèi)控缺陷認定標準，中國財政部門已經(jīng)對企業(yè)內(nèi)控缺陷認定標準的披露做出規(guī)定。然而，事實上，很多公司的內(nèi)控缺陷認定標準的披露依舊停留在表面，未能從“動作遵從”轉(zhuǎn)為“實質(zhì)改進”。根據(jù)財政部會計司發(fā)布的《我國上市公司執(zhí)行企業(yè)內(nèi)部控制規(guī)范體系情況分析報告》，2014～2016年，在發(fā)布內(nèi)部控制評價報告的公司中，每年平均有98.9%的上市公司表明不存在重大內(nèi)控缺陷。然而，數(shù)據(jù)反映的良好現(xiàn)象與我國頻繁出現(xiàn)內(nèi)控機制失效案例的情況不符。究其原因，是因為影響我國內(nèi)控缺陷認定標準披露的因素尚未被完全開發(fā)出來，缺乏對影響因素針對性的控制，多數(shù)企業(yè)更傾向隱瞞現(xiàn)有的重大內(nèi)控缺陷，造成企業(yè)內(nèi)控機制失效，給資本市場、企業(yè)的內(nèi)控建設(shè)帶來不利影響。因此管理層權(quán)力和產(chǎn)品市場競爭是否影響內(nèi)控缺陷認定標準披露質(zhì)量是本文重點研究之一。

管理層作為制定和執(zhí)行企業(yè)內(nèi)控體系的決策者，在內(nèi)控缺陷認定標準的披露中發(fā)揮重要的作用。就我國的資本市場情況來看，上市企業(yè)“所有者缺位”和“一股獨大”的股權(quán)結(jié)構(gòu)賦予管理層控制披露內(nèi)控缺陷認定標準披露質(zhì)量的權(quán)力，在信息不對稱下往往滋生管理層利用權(quán)力尋租的現(xiàn)象。因此深入分析管理層權(quán)力對內(nèi)控缺陷認定標準披露質(zhì)量的影響，對于增強管理層對企業(yè)內(nèi)控建設(shè)的理解，限制管理層權(quán)力尋租有著重要的作用。此外，中國企業(yè)所處的產(chǎn)品市場競爭環(huán)境能對管理層起到監(jiān)督作用。激烈的產(chǎn)品市場競爭，能夠緩解信息不對稱，具有加強企業(yè)破產(chǎn)風險、公開管理層經(jīng)營程度的作用，從而限制管理層權(quán)力尋租行為，對管理層權(quán)力與內(nèi)控缺陷認定標準披露質(zhì)量的關(guān)系產(chǎn)生一定的影響。鑒于此，本文旨在分析管理層權(quán)力、產(chǎn)品市場競爭與內(nèi)控缺陷認定標準披露質(zhì)量之間的關(guān)系，從管理層權(quán)力、產(chǎn)品市場競爭角度探究內(nèi)控缺陷認定標準披露的影響因素，研究管理層權(quán)力在不同的市場競爭環(huán)境中對內(nèi)控缺陷認定標準披露質(zhì)量產(chǎn)生的不同影響。

二、理論分析和研究假設(shè)

Finkelstein（1992）將管理層權(quán)力定義為執(zhí)行自身意愿的能力，這意味著管理層能在不同的公司環(huán)境下憑借自由的意志做出戰(zhàn)略決策；Reger（1996）從治理權(quán)衡的角度出發(fā)，認為管理層權(quán)力是管理層利用自己的權(quán)力壓制不一致的意見。從我國國情來看，管理層權(quán)力其實是當前我國所有權(quán)與經(jīng)營權(quán)分離的公司治理機制下，所有者賦予經(jīng)營者的一種經(jīng)營權(quán)力。隨著我國資本市場的發(fā)展，我國國企“所有者缺位”和民企“一股獨大”的股權(quán)形態(tài)造成管理層被賦予的權(quán)力越來越大，造成管理層權(quán)力過度集中的后果，使得管理層可以利用權(quán)力自由操縱企業(yè)內(nèi)控缺陷認定標準的披露質(zhì)量。

內(nèi)控缺陷認定標準是內(nèi)控缺陷認定的依據(jù)辦法，它的高披露質(zhì)量能夠減緩利益相關(guān)者與管理層之間的信息不對稱問題。在公司內(nèi)部治理中，管理層比所有權(quán)者擁有更多的信息，管理層會利用發(fā)布信息的優(yōu)勢做出不利于所有權(quán)者的行為（Boritz et al.，2013）；在公司的外部治理中，管理層比外部的利益相關(guān)者擁有更多的信息，利用信息優(yōu)勢方的地位做出不利于外部利益相關(guān)者的選擇（Michaely et al.，2015）。管理層作為內(nèi)控缺陷認定標準披露的決策者，在我國信息不對稱的環(huán)境下，相對于公司所有者和外部的利益相關(guān)者，管理層處于絕對的優(yōu)勢地位，為了自身的利益，管理層就有機會用權(quán)力披露低質(zhì)量內(nèi)控缺陷認定標準。為了影響利益相關(guān)者的預(yù)期從而實現(xiàn)自身的利益，管理層很有可能通過權(quán)力實施影響企業(yè)的治理與決策，利用權(quán)力操縱信息來獲得機會主義租金（趙息和趙寧寧，2013）。內(nèi)控缺陷認定標準的披露能夠降低信息不對稱，且內(nèi)控缺陷認定標準的制定與披露的過程具有不能直接觀察的特點，因此其披露很有可能成為管理層權(quán)力尋租的工具。因此，本文提出假設(shè)1。

H1：管理層權(quán)力與內(nèi)部控制缺陷認定標準披露質(zhì)量之間顯著負相關(guān)。

管理層權(quán)力能夠影響內(nèi)控缺陷認定標準披露質(zhì)量，但會受到股東、董事會和各種市場機制的制約，在監(jiān)督的環(huán)境中，管理層不得不重新對內(nèi)控缺陷認定標準的披露重新考量。產(chǎn)品市場競爭作為一種公司外部治理機制，可能會抑制管理層權(quán)力對內(nèi)控缺陷認定標準披露質(zhì)量的影響?，F(xiàn)有產(chǎn)品市場競爭的機制效用的觀點主要有兩種：破產(chǎn)威脅效應(yīng)和代理成本效應(yīng)。

破產(chǎn)威脅效應(yīng)認為，激烈的產(chǎn)品市場競爭容易讓企業(yè)面臨破產(chǎn)等風險壓力，這會迫使管理層提高內(nèi)控缺陷認定標準披露質(zhì)量。在激烈的產(chǎn)品市場競爭環(huán)境下，企業(yè)的當期利潤會被壓縮，而且未來還會面臨產(chǎn)品銷量、利潤持續(xù)下滑的風險，增大企業(yè)發(fā)生損失和破產(chǎn)的可能性，從而給管理層帶來極大的外在壓力。內(nèi)控建設(shè)是提高企業(yè)經(jīng)營管理水平和風險防范能力的重要途徑，管理層可以據(jù)此方式來提高企業(yè)的經(jīng)營能力和競爭力，抵御企業(yè)潛在的運營風險。在當前我國強制要求披露內(nèi)控缺陷認定標準的環(huán)境下，處于高產(chǎn)品市場競爭環(huán)境下的企業(yè)，管理層會有更強的動力去提高內(nèi)控缺陷認定標準披露質(zhì)量，規(guī)范企業(yè)內(nèi)控制度、增強內(nèi)控的執(zhí)行力度，使企業(yè)在面對激烈的競爭時更有底氣。

代理成本效應(yīng)認為，激烈的產(chǎn)品市場競爭能夠降低管理層與利益相關(guān)者之間的信息不對稱，增強監(jiān)督作用，具有降低代理成本效應(yīng)，限制管理層利用權(quán)力披露不透明的內(nèi)控缺陷認定標準。Defond&Park（1999）研究表明，產(chǎn)品市場競爭會降低股東的監(jiān)督成本，市場競爭越激烈，管理層工作的努力程度越高。Giroud&Mueller（2011）研究發(fā)現(xiàn)，激烈的市場競爭能夠提供更多有關(guān)管理層的信息，有助于限制管理層權(quán)力尋租，督促管理層更為勤勉地工作，市場競爭越激烈，管理層被激勵得越多。尹律等（2017）認為，企業(yè)公開的內(nèi)控缺陷認定標準可以體現(xiàn)管理層對企業(yè)內(nèi)控建設(shè)的努力程度，理性的管理層可以將內(nèi)控缺陷認定標準的高披露質(zhì)量作為長期內(nèi)對企業(yè)盈利能力產(chǎn)生積極影響的附加優(yōu)勢。因此，激烈的產(chǎn)品市場競爭能夠大程度避免信息不對稱帶來的影響，提供競爭對手的信息披露機會，管理層為了企業(yè)和個人形象，會更盡職地披露內(nèi)控缺陷認定標準，這無形中增強了監(jiān)督作用，抑制了管理層權(quán)力對內(nèi)控缺陷認定標準披露質(zhì)量的影響。因此，本文提出假設(shè)2。

H2：產(chǎn)品市場競爭與內(nèi)部控制缺陷認定標準披露質(zhì)量之間顯著正相關(guān)，產(chǎn)品市場競爭抑制管理層權(quán)力對內(nèi)部控制缺陷認定標準披露質(zhì)量的影響。

三、樣本選擇和研究設(shè)計

（一）數(shù)據(jù)來源和樣本確定

本研究選取2013～2016年滬深兩市A股主板上市企業(yè)為研究對象，通過迪博—內(nèi)部控制與風險管理數(shù)據(jù)庫初步確定7244個樣本，并剔除了金融行業(yè)企業(yè)、財務(wù)數(shù)據(jù)缺失企業(yè)以及簡稱前原本就具有ST、*ST、SST、S*ST等字樣的企業(yè)，最終獲得2792份樣本。管理層權(quán)力數(shù)據(jù)與其他財務(wù)數(shù)據(jù)主要來源于國泰安數(shù)據(jù)服務(wù)中心。內(nèi)部控制缺陷認定標準披露質(zhì)量是由財務(wù)報告內(nèi)部控制定量、定性標準和非財務(wù)報告內(nèi)部控制定量、定性標準披露的賦值加總而來，每家觀測上市公司的內(nèi)部控制缺陷認定標準披露都是由筆者和本土會計師事務(wù)所職業(yè)的注冊會計師二者單獨量化分析，一致性檢驗表明結(jié)果不存在顯著的差異。

（二）研究設(shè)計

1.主要變量確定

（1）管理層權(quán)力

本文借鑒 Finkelstein（1992）、譚慶美（2014）的研究，將從組織權(quán)力、所有權(quán)權(quán)力、專家權(quán)力和聲譽權(quán)力四個維度來反映管理層權(quán)力。具體測量方法詳見表1。本文將對上述九個指標進行主成分分析，最終獲得管理層權(quán)力得分。KMO和Bartlett檢驗結(jié)果表明，KMO值為0.594，Bartlett值檢驗顯著（sig=0）。通過相關(guān)性檢驗后，前4個主成分的累計貢獻率達81.476%，用前4個主成分計算得到的綜合得分衡量管理層權(quán)力①限于篇幅，相關(guān)檢驗結(jié)果未給出，留存?zhèn)渌??！?/p>

（2）內(nèi)部控制缺陷認定標準披露質(zhì)量

本文參考尹律（2017）研究方法，并按照財政部提出的企業(yè)內(nèi)控體系建設(shè)問題，補充設(shè)計了內(nèi)部控制缺陷認定標準披露的評價體系，增加了是否分別披露財報和非財報認定標準披露的前提和定量指標的數(shù)量細化。內(nèi)控缺陷認定標準披露質(zhì)量評價體系中，在披露的形式上：a.區(qū)分財報和非財報內(nèi)部控制缺陷認定標準賦值為3；b.未區(qū)分財報和非財報內(nèi)部控制缺陷認定標準賦值為2；c.僅披露財報內(nèi)控缺陷認定標準賦值為1。在披露的定量數(shù)量指標上：a.定量多指標賦值為2；b.定量單指標賦值為1。在披露的定量內(nèi)容上：a.百分比結(jié)合絕對金額賦值為2；b.基準指標百分比賦值為1；c.絕對金額賦值為1。在披露的定性內(nèi)容上：a.分開描述可能導致重大、重要缺陷的事件賦值為2；b.僅描述可能導致重大缺陷的事件賦值為1；c.合并描述可能導致重要、一般缺陷的事件賦值為1；d.合并描述可能導致重大、重要缺陷的事件賦值為1。然而，在內(nèi)控缺陷認定標準披露的實際中，未披露的有以下三種情況都賦值為0：a.僅披露缺陷的定義，并沒有披露缺陷認定的具體標準；b.僅簡單描述缺陷的刻畫角度和維度，并未在報告中詳細披露并形成文字性的認定標準；c.報告中雖然提及“制定認定標準”字眼但是并未展開進一步描述。

表1 管理層權(quán)力指標計量方法

（3）產(chǎn)品市場競爭

本文借鑒譚慶美（2014）等的研究，采用赫芬達爾指數(shù)（hhi）來測量產(chǎn)品市場競爭程度。赫芬達爾指數(shù)采用各企業(yè)主營業(yè)務(wù)收入占行業(yè)內(nèi)市場整體的主營業(yè)務(wù)收入比重的平方和計算。赫芬達爾指數(shù)越小，表明市場集中度越低，產(chǎn)品市場競爭程度越大；赫芬達爾指數(shù)越大，表明市場集中度越高，產(chǎn)品市場競爭程度越小。

（4）控制變量

本文參考現(xiàn)有與內(nèi)控缺陷信息披露相關(guān)的文獻，選取以下與公司治理結(jié)構(gòu)相關(guān)的變量，以控制可能影響內(nèi)控缺陷認定標準披露質(zhì)量的因素：a.管理層為了避免公司再次受到財務(wù)處罰，會向市場傳遞提升財務(wù)質(zhì)量的信號，更有動力提升內(nèi)控缺陷認定標準披露質(zhì)量。若公司在上個會計年度披露財務(wù)重述報告，則取值為1，否則為0。b.高質(zhì)量的內(nèi)控缺陷認定標準的披露可能會造成公司內(nèi)控缺陷的全面暴露，產(chǎn)生較高的融資成本對公司的融資行為造成不利的影響。若公司在重述當年或下個會計年度存在融資行為（增發(fā)、配股或可轉(zhuǎn)換債券等），則取值為1，否則為0。c.取期末資產(chǎn)總額的自然對數(shù)來測量企業(yè)規(guī)模；d.取主營業(yè)務(wù)收入增長率來測量企業(yè)成長性；e.取資產(chǎn)負債率來測量企業(yè)償債力；f.貨幣資金占總資產(chǎn)的比值來測量企業(yè)資產(chǎn)結(jié)構(gòu)。此外，采用虛擬變量分別測量企業(yè)產(chǎn)權(quán)性質(zhì)、年份和行業(yè)，國有企業(yè)賦值為1，非國有企業(yè)賦值為0；觀測值落在當年年份則賦值為1，否則賦值為0；觀測值落在該行業(yè)則賦值為1，否則賦值為0。所有變量具體測量的方式見表2。

表2 所有變量測量

2.模型確定

本文為了研究管理層權(quán)力與內(nèi)控缺陷認定標準披露質(zhì)量的關(guān)系以及產(chǎn)品市場競爭的調(diào)節(jié)作用，構(gòu)建以下回歸模型：

上式中，ε為隨機干擾項，表示其他次要因素對內(nèi)控缺陷認定標準披露質(zhì)量的影響。

四、實證結(jié)果及分析

（一）描述性統(tǒng)計分析

描述性統(tǒng)計結(jié)果如表3所示。從樣本的觀測值看，內(nèi)控缺陷認定標準（discqua）的均值是7.99，最小值是0，最大值是15，標準差是3.180，表明我國上市公司內(nèi)控認定標準披露的質(zhì)量整體偏低，而且具有一定的跨度，內(nèi)控缺陷認定標準的披露質(zhì)量有待進一步提高。管理層權(quán)力（power）經(jīng)過主成分分析提取公因子之后，均值為1.502，最小值為0.774，最大值為2.041，標準差為0.438，該值越大，代表管理層權(quán)力越大，表明我國企業(yè)管理層權(quán)力普遍較大，也反映“所有者缺位”和“一股獨大”的專權(quán)現(xiàn)象確實嚴重。產(chǎn)品市場競爭（hhi）是按照全部樣本企業(yè)赫芬達爾指數(shù)的平均值作為分割點，最小值為0.04，最大值為1，均值為0.42，表明我國產(chǎn)品市場競爭程度整體偏低，市場化程度需要繼續(xù)加強。

表3 描述性統(tǒng)計

（二）相關(guān)性分析

為了檢驗管理層權(quán)力、產(chǎn)品市場競爭及各控制變量與內(nèi)控缺陷認定標準披露質(zhì)量之間的關(guān)系，本文對主要變量進行Pearson相關(guān)性分析①限于篇幅，相關(guān)系數(shù)矩陣未給出，留存?zhèn)渌?。。主要變量之間的相關(guān)系數(shù)均處于-0.5～0.5之間，說明主要變量之間不存在嚴重的多重共線性。在變量之間關(guān)系中，管理層權(quán)力（power）與內(nèi)部控制缺陷認定標準披露質(zhì)量（discqua）之間的相關(guān)系數(shù)為-0.456，且在1%水平上顯著，說明兩者之間是顯著負相關(guān)關(guān)系，即管理層權(quán)力越大，管理層越有可能利用權(quán)力進行尋租，披露低質(zhì)量的內(nèi)控缺陷認定標準，初步驗證了假設(shè)1；產(chǎn)品市場競爭（hhi）與內(nèi)控缺陷認定標準披露質(zhì)量（discqua）之間的相關(guān)系數(shù)為0.274，且在1%水平上顯著，說明兩者之間是顯著正相關(guān)關(guān)系，即高產(chǎn)品市場競爭能提升內(nèi)部控制缺陷認定標準的披露質(zhì)量，產(chǎn)品市場競爭的激烈程度越高，越能帶動我國內(nèi)控信息披露進程的發(fā)展，初步驗證了假設(shè)2。

（三）回歸分析

表4列（1）所示，Adj_R2值為0.416，遠大于0.1，且F值為196.215，并在1%水平上顯著，說明模型1與變量數(shù)據(jù)之間具有較高的擬合度，模型1的構(gòu)建合理。管理層權(quán)力（power）與內(nèi)控缺陷認定標準披露質(zhì)量之間的回歸系數(shù)為-0.299，且在1%水平上顯著，表明兩者之間顯著負相關(guān)，即管理層權(quán)力越大，管理層越有可能利用權(quán)力進行尋租，披露低質(zhì)量的內(nèi)控缺陷認定標準，充分證明了本文的假設(shè)1。

表4 管理層權(quán)力、產(chǎn)品市場競爭與內(nèi)控缺陷認定標準披露質(zhì)量的回歸結(jié)果

表4列（2）所示，Adj_R2值為0.342，遠大于0.1，且F值為183.350，并在1%水平上顯著，說明模型2與變量數(shù)據(jù)之間具有較高的擬合度，證明模型2的構(gòu)建合理。產(chǎn)品市場競爭（hhi）與內(nèi)控缺陷認定標準的回歸系數(shù)為0.081，且在1%水平上顯著，表明兩者之間是正相關(guān)關(guān)系，即產(chǎn)品市場競爭程度越高的企業(yè)，越會披露高質(zhì)量的內(nèi)控缺陷認定標準，反映了外部治理環(huán)境的把控程度對我國內(nèi)控制度建設(shè)具有重要影響。因此，可以看出產(chǎn)品市場競爭能夠正向影響內(nèi)控缺陷認定標準披露質(zhì)量，本文的假設(shè)2得以驗證。

表4列（3）顯示，Adj_R2值為0.419，相較于未加入交互項的模型，調(diào)整后R方值增加了0.004，F(xiàn)值為203.763，且在1%水平上顯著，說明模型3具有較高的擬合性，模型3的構(gòu)建合理。管理層權(quán)力與產(chǎn)品市場競爭的交乘項power*hhi與內(nèi)控缺陷認定標準披露質(zhì)量之間的回歸系數(shù)為-0.045，且在1%的水平上顯著，表明兩者之間是顯著負相關(guān)關(guān)系，即產(chǎn)品市場競爭程度越高，越能抑制管理層權(quán)力對內(nèi)控缺陷認定標準披露質(zhì)量的影響。

（四）內(nèi)生性檢驗

首先，當年的內(nèi)控缺陷認定標準披露質(zhì)量不會影響上年的管理層權(quán)力，但是上年的管理層權(quán)力可能會對當年的內(nèi)控缺陷認定標準披露質(zhì)量產(chǎn)生影響。為避免內(nèi)控缺陷認定標準披露質(zhì)量可能反向影響管理層權(quán)力，本文選取管理層權(quán)力滯后一項再次進行回歸以消除反向因果?；貧w結(jié)果與主檢驗結(jié)果一致，說明管理層權(quán)力對內(nèi)控缺陷認定標準披露質(zhì)量有著顯著影響。其他控制變量結(jié)論與上文一致。其次，究竟是產(chǎn)品市場競爭影響了內(nèi)控缺陷認定標準披露質(zhì)量，還是由于內(nèi)控缺陷認定標準披露質(zhì)量的提高而加劇了產(chǎn)品市場競爭程度？是否遺漏同時影響產(chǎn)品市場競爭程度與內(nèi)控缺陷認定標準披露質(zhì)量的關(guān)鍵變量，進而導致本文的研究結(jié)果？對于第一個質(zhì)疑，本文以當期內(nèi)控缺陷認定標準為因變量，用產(chǎn)品市場競爭與控制變量滯后一期的值對其進行回歸分析；對于第二個質(zhì)疑，本文運用所有變量當期值與滯后一期值的變化值進行回歸分析，以消除未考慮到的關(guān)鍵變量的影響。內(nèi)生性檢驗結(jié)果驗證了本文的研究結(jié)論。

（五）進一步分析

內(nèi)控缺陷認定標準的高披露質(zhì)量能否提高企業(yè)的產(chǎn)品市場競爭優(yōu)勢？本文采用Heckman兩階段自選擇矯正模型進行檢驗。第一階段使用內(nèi)控缺陷認定標準披露質(zhì)量影響因素的Probit模型對全樣本進行回歸，計算得到 Inverse Mill′s Ratio（imr）值。第二階段建立如下模型來檢驗內(nèi)控缺陷認定標準披露質(zhì)量對產(chǎn)品市場競爭優(yōu)勢的影響。模型如下：

其中epcm為產(chǎn)品市場競爭優(yōu)勢，本文借鑒Peress（2010）的做法，首先用營業(yè)收入扣除營業(yè)成本和三個費用（銷售費用、管理費用以及財務(wù)費用）之后，除以營業(yè)收入得到價格成本邊際值，再減去行業(yè)均值得到超額價格成本邊際（epcm），作為產(chǎn)品市場競爭優(yōu)勢的代理變量。discqua0為內(nèi)控缺陷認定標準披露質(zhì)量的虛擬變量，大于中位數(shù)則取值為1，否則為0。

通過表5可知，在控制了內(nèi)生性問題之后，模型Adj_R2值為0.285，F(xiàn)值為148.382，且在1%水平上顯著，說明模型構(gòu)建是合理的。內(nèi)控缺陷認定標準披露質(zhì)量的系數(shù)在1%的水平下顯著為正，說明高的內(nèi)控缺陷認定標準披露質(zhì)量能夠顯著提升公司在行業(yè)內(nèi)的產(chǎn)品市場競爭優(yōu)勢，內(nèi)控缺陷認定標準披露質(zhì)量越高，公司產(chǎn)品市場競爭的優(yōu)勢就越大。所以，出于提升公司產(chǎn)品市場競爭優(yōu)勢的考慮，處于激烈產(chǎn)品市場競爭環(huán)境下的管理層會更有動力加強企業(yè)內(nèi)控建設(shè)，再次驗證了本文提出的假設(shè)。

表5 內(nèi)部控制缺陷認定標準披露質(zhì)量與產(chǎn)品市場競爭

（六）穩(wěn)健性檢驗

為確保本文模型估計結(jié)果的有效性，本文進行了以下兩項檢驗測試：第一，以總經(jīng)理薪酬占前三位高管薪酬總額的比例（Remuneration ratio）代替管理層權(quán)力綜合指標進行了上述實證分析，結(jié)果無實質(zhì)性區(qū)別；第二，存貨周轉(zhuǎn)率（ito）和應(yīng)收賬款周轉(zhuǎn)率（arto）替換赫芬達爾指數(shù)（hhi）代理產(chǎn)品市場競爭，對研究結(jié)論進行補充驗證。經(jīng)過實證分析，結(jié)果無實質(zhì)區(qū)別①由于文章篇幅受限，未給出具體檢驗結(jié)果，留存?zhèn)渌??！?/p>

五、結(jié)論與政策啟示

本文研究了2013～2016年滬深兩市A股主板上市企業(yè)管理層權(quán)力、產(chǎn)品市場競爭與內(nèi)控缺陷認定標準披露質(zhì)量之間的關(guān)系，得出以下研究結(jié)論：（1）管理層權(quán)力越大，企業(yè)披露的內(nèi)控缺陷認定標準質(zhì)量越低。（2）在破產(chǎn)威脅效應(yīng)和代理成本效應(yīng)的作用下，產(chǎn)品市場競爭作為公司的外部治理機制，有助于提升企業(yè)的內(nèi)控缺陷認定標準披露質(zhì)量。（3）產(chǎn)品市場競爭對管理層權(quán)力與內(nèi)控缺陷認定標準披露質(zhì)量之間具有負向的調(diào)節(jié)作用，當產(chǎn)品市場競爭程度越高時，越能抑制管理層權(quán)力對內(nèi)控缺陷認定標準披露質(zhì)量的影響。

依據(jù)上述結(jié)論本文提出如下建議：（1）管理層權(quán)力過大會損害企業(yè)的內(nèi)控建設(shè)，因此，在我國當前制度環(huán)境下，為了防止管理層權(quán)力尋租行為出現(xiàn)，從根源上抑制管理層利用權(quán)力披露低質(zhì)量的內(nèi)控缺陷認定標準，因此應(yīng)完善公司的內(nèi)部治理，加強公司的關(guān)鍵內(nèi)部治理結(jié)構(gòu)，提高董事會的監(jiān)督力量，適當制衡管理層的權(quán)力，杜絕“內(nèi)部人控制”和大股東與管理層勾結(jié)等現(xiàn)象；（2）公司可以設(shè)計適當?shù)墓芾韺有匠昙钫?，進一步激勵管理層加強內(nèi)控建設(shè)的意志，讓管理層意識到只有如實披露企業(yè)的內(nèi)控缺陷認定標準才能更好地改進企業(yè)內(nèi)控體系，充分發(fā)揮內(nèi)控體系在推動企業(yè)戰(zhàn)略目標實踐中的積極作用；（3）我國的外部治理機制還處在不斷完善的階段，需要積極構(gòu)建外部的產(chǎn)品市場治理機制，加快資本市場化進程發(fā)展，優(yōu)化市場資源配置，通過激烈的競爭來進行優(yōu)勢劣汰，以此來約束管理層權(quán)力尋租行為。此外，西方國家上市公司違規(guī)成本較高，上市公司隱瞞披露內(nèi)控缺陷的后果將會極為嚴重，因此我國可以借鑒西方國家先進的成熟的披露政策，加強內(nèi)控認定標準披露不透明的處罰力度，督促企業(yè)披露高質(zhì)量的內(nèi)控缺陷認定標準。