吴成颂， 王鹏飞
(安徽大学 商学院,安徽 合肥 230601)
当前，我国经济发展的基本特征已由高速增长转向高质量发展[1]。为了实现高质量发展，必须要创造一个稳定的金融环境，在这个稳定的环境里企业持续健康发展；
同时要全面加强风险监管，将企业的风险控制在一个合理的水平上。从近三年数据来看，退市公司数量正在逐渐上升，2019、2020和2021年被退市的上市公司分别为10家、16家和20家。这表明之前的高速发展模式下积累的问题逐渐显现[2]。目前必须对以前的发展模式加以改变，同时也应该积极了解企业财务风险的影响因素与作用机制，这对于推动我国经济高质量发展具有重要的现实意义。
管理者在企业日常经营活动中扮演着重要的角色[3]，其素质的高低影响了企业的发展好坏。本文以财务风险作为切入点，试图解答以下问题：管理者能力与企业的财务风险有什么联系？二者之间的作用机制又是怎样的呢？管理者权力的大小一直是股东关注的问题，一方面股东要向管理者授权，另一方面股东又畏惧管理者权力过大导致自身的利益受损。了解管理者权力对于二者关系的影响很有必要，那么按照管理者权力大小分组后二者之间的关系是否有显著的不同呢？国有企业与非国有企业除了股权性质的差异外，还在社会责任的承担与履行、经营的目标等方面存在巨大的差异，那么按照产权性质分组后管理者能力对企业财务风险会不会产生不同的影响呢？
鉴于此，本文基于2010-2019年我国上市企业的数据，研究企业管理者能力与企业财务风险之间是否具有相关关系。研究结果表明管理者的能力与企业财务风险显著负相关。另外，通过对二者的作用机制检验，发现内部控制质量起到部分中介的作用。通过区分管理者权力大小进行分组回归，检验了二者在低管理者权力组与高管理者权力组之间的区别，发现管理者权力越大，二者的负相关越明显；
通过分产权回归，检验了二者在非国有企业和国有企业之间的区别，发现在前者中管理者能力对财务风险的负相关关系更显著。
本文的贡献在于：首先，研究结论丰富了企业财务风险的研究内容。现有文献中关于企业财务风险的成因的研究主要集中在公司管理者的异质性、资产金融化和外部环境等视角[4-6]，但是有关公司管理者的异质性的相关文献中并没有涉及管理者能力这一视角。本文则在财务风险的因素中加入管理者能力这一要素，扩充了现有的对于财务风险的研究。其次，丰富了管理者能力的相关研究。之前关于管理者能力的文献主要集中在管理者能力对企业财务绩效等方面的影响[7]。此外，本文还探究了高能力的管理者降低企业财务风险的内在机理，指出内部控制质量在管理者能力对企业财务风险中的重要作用，对管理者能力和财务风险的相关文献进行了扩展和补充。
1.文献回顾
财务研究的一个重要领域就是探究企业管理者如何影响财务绩效。Hambrick和Mason提出的“高层梯队理论”指出管理者基于自身的认知模式做出决策，进而影响企业的经营状况[8]。自该理论提出后，国内外学者开始不断探究管理者的人口统计学特征(学历、性别等)对企业行为的影响[9]。然而张敦力和江新峰认为管理者的人口统计学特征不是直接作用于企业行为，而是通过管理者能力影响企业的诸多行为[10]。Demerjian等采用“DEA-TOBIT”模型测度了管理者的能力，发现管理者能力与企业的盈余质量显著正相关[11-12]。自此国内外的学者在该测度方法的基础上不断研究，发现管理者能力在加快企业的创新效率[13]、提升企业的业绩与价值[14]、加强企业信息质量[15]、缓解企业激进的避税行为[16]等方面发挥了重要的作用。
目前关于企业财务风险的文献主要分两类：一类是关于财务风险的度量，另一类是讨论财务风险的影响因素。本文主要关注第二类文献。孙芳城等研究发现总经理的财务背景优势与职业生涯关注对企业风险分别起到了不同的作用：具体表现为前者显著抑制，后者显著促进[4]；
针对目前我国上市公司越来越多地购买董事高管责任保险，胡国柳和彭远怀认为由于存在保险公司在公司日常经营中的监督行为，表现出购买董事高管责任保险的企业具有更低的财务风险[17]；
刘柏和琚涛认为资产金融化主要是通过提升企业发展能力从而降低了企业的财务风险[5]。此外，良好的法制和法律环境将有效降低企业的财务风险，而政府的监管力度反而会显著提升企业财务风险[6]。
综上所述，目前鲜有学者研究管理者能力与企业财务风险二者之间的联系。因此，本文将从理论与实证方面探索二者的关系以及作用机制。
2.研究假设
(1)管理者能力和企业财务风险 首先，高能力的公司管理者可以更快地收集、整理和总结企业经营中的各种信息。表现为高能力的管理者在降低企业破产的可能性和通过降低并购双方的信息不对称程度等方面具有优势，从而抑制并购溢价[18-19]。高能力的管理者可以根据自己得到的有效信息，在决策制定、人员管理等方面制定更加灵活多变且与企业的实际充分结合的决策。这有利于企业高效利用有限的资源，达到资源的高效配置。而能力较低的管理者可能会难以处理不断变化的企业日常经营信息，最终会在竞争日趋激烈的市场上被淘汰。
其次，由于管理者的知名度，企业有很大的可能从公开市场上顺利募集到资金，债权人和股票持有者愿意为管理者的声誉买单。企业由于可以更加容易获得应急的资金，陷入财务困境的机会明显变小。
最后，由于管理者虽然可以通过自身的一系列行为在公司的日常经营中为自己谋得私利，也可以通过信息的“捂盘”行为使得管理者所在的公司获得不错的收益。但是有能力的管理者通常注重自己的声誉，即有能力的管理者通常会为自己的未来做出更加长远的打算，而不会陷入短期的利益陷阱之中。由于重视“自身羽毛”，高能力的管理者通常减少“在职消费”，防止自身声誉受损[20]。因此，高能力的管理者可以缓解企业的财务风险问题。
基于上述分析，本文提出假设1：
H1：管理者能力与企业的财务风险负相关。
(2)管理者能力和内部控制质量 对于一个企业来说，要想实现公司的有效运行与持续健康发展，内部控制质量起了至关重要的作用。内部控制的五要素包括了内部环境、风险评估、控制活动、信息与沟通、内部监督。管理者能力影响内部控制的这五个要素。首先，对于内部环境而言，其是优秀的内部控制质量的前提与基础。管理者作为企业文化的总设计师，其对于内部控制的认知必然会决定管理者对内部控制的态度。具体表现为管理者支持内部控制体系的建设，给企业创造一个良好的内部环境。何威风和刘巍认为管理者能力与建立完善内部控制的意愿正相关[21]。有了管理者作为坚强的后盾，内部控制体系的建设就会变得非常容易。其次，对于风险评估而言，其主要作用是对企业风险进行分析并做出评价。何威风等认为高能力的管理者在风险控制方面存在优势[22]。具体表现为高能力的管理者善于识别、化解企业中存在的风险。再次，对于控制活动而言，其是指那些有助于管理层决策顺利实施的一系列程序。随着企业的发展，所涉及的业务可能会逐渐多元化，高能力的管理者精通公司的业务活动，可以凭借丰富的知识储备制定和执行适合公司自身的各项控制政策和程序。另外，对于信息与沟通而言，其是指企业内部人员之间可以畅通无阻地传递消息。高能力管理者善于信息的搜集与下属的沟通，这些优势都为内部控制的实施创造了良好的基础。最后，对于内部监督而言，其是内部控制有效性的“守门员”。高能力的管理者有能力也有动力对内控的建立与实施情况进行督察，及时发现企业内部控制的缺陷并进行纠偏。综上，管理者能力的差异对内部控制质量的影响反映在内部控制的每一个要素上。
基于以上的分析，本文提出假设2：
H2：管理者能力与内部控制质量正相关。
(3)管理者能力、内部控制质量和企业财务风险 管理者能力对企业的财务风险的影响可能不是一个单一的过程。高能力的管理者可以通过提升企业的内部控制质量从而降低企业的财务风险。
企业的管理者与内部控制的关系可以从两方面来看：一方面，管理者要为企业的内部控制负责，推动、维持企业的内部控制程序流畅运行。另一方面，内部控制系统的正常运转又会约束管理者的违规行为。管理者如果忽视内部控制质量的重要性，必然会导致企业的失败。高能力的管理者非常注重自身的声誉效应，对事物的认知水平高，有动力也有能力推动企业的内部控制程序健康运行。由于管理者个人的时间与精力都是有限的，不能做到对企业所处的经营环境了如指掌。能力强的管理者往往重视内部控制体系的建设，通过完善的内部控制体系实现企业信息在企业内、外部良好沟通[23]，从而管理者可以更快更准确地发现企业所存在的风险问题。此外，有效的内部控制体系能把一些风险行为杜绝在萌芽期，如通过有效的规章制度阻止企业财务方面的违规行为，使管理者规避掉一些可能发生的财务风险问题。
基于上文的分析，本文提出假设3：
H3：内部控制质量在管理者能力与企业财务风险之间起到部分中介作用。
1.样本来源
本文的研究对象为2010-2019年我国A股上市企业。为了保证回归结果的稳健性，本文对研究样本进行了以下处理：删除了金融行业的数据；
删除ST、PT等异常样本；
删除当年有管理者更换的样本；
删除杠杆率大于1的年度样本；
删除数据缺失的样本。最终得到20 373个样本观测值。研究所需的数据主要来自国泰安(CSMAR)数据库和万得(Wind)数据库。本文为了防止极值影响回归结果还对样本中所有连续变量在1%和99%的水平上进行了缩尾处理。
2.研究模型
本文借鉴李建军和韩珣的研究模型构建模型(1)检验样本企业是否符合假设1[24]。为了验证假设2和假设3，参考温忠麟等对于中介效应的研究[25]，在模型(1)的基础上构建模型(2)、(3)依次检测回归系数。
Z-Scorei,t=α0+α1×MAi,t+X+μi+ηt+εi,t
(1)
Ici,t=θ0+θ1×MAi,t+X+μi+ηt+εi,t
(2)
Z-Scorei,t=λ0+λ1×MAi,t+λ2Ici,t+X+μi+ηt+εi,t
(3)
其中：i代表观测企业，t代表观测年度；
被解释变量Z-Score为企业的财务风险；
X为控制变量；
μi、ηt分别为控制行业固定效应与时间固定效应；
εi，t为模型中的随机误差项；
Ic表示企业的内部控制质量，其原始数据来源于迪博内部控制数据库，由于原始数据数值较大，对其除以100得到Ic。
中介效应检验过程如下：在模型(1)中α1显著且模型(2)中的系数θ1显著的情况下，模型(3)中λ1不显著，而λ2显著，意味着存在完全中介效应；
若λ1和λ2均显著，则表明存在部分中介效应。同时本文在表4中汇报了Sobel等检验，以验证中介效应是否存在。
3.变量设计
被解释变量(Z-Score)：本文借鉴Altman的Z-score来度量企业的财务风险[26]，该指标计算公式为：
(4)
其中：WC为净营运资本；
TA为企业总资产；
retEARINGS为保留利润；
EBIT为息税前利润；
MV为股票总市值；
TL为企业总负债；
SALES为营业收入。Z-score越小表示该企业面临的财务风险越大。本文对其取相反数得到变量Z-Score，值越大表示企业的财务风险越大。
解释变量(MA)：本文借鉴Demerjian等[12]、张路等[27]、陈雪芩和曹丹婷[28]的研究与测度思路，采用“两步法”来测度管理者的能力，其主要思想是探究管理者将公司投入的资源转换成销售收入的效率。第一步是分行业采用数据包络分析方法。DEA中的投入产量为无形资产净额(NIA)、商誉(GW)、净研发费用(RD)、净经营租赁费用(NOLE)、固定资产净值(NVFA)、销售和管理费用之和(SSM)、主营业务成本(MBC)，产出变量为营业收入(SALE)。通过DEA分析计算得出企业的效率值，具体的方程如下：
(5)
第二步采用Tobit模型分离影响企业效率值的企业层面和管理者层面, 管理者能力为其所得的残差。由于得到的值很小，本文将残差乘10得到MA。在企业层面Tobit模型中主要控制了企业的规模大小(Size)、市场的份额大小(Marsh)、企业自由现金流(Posfcf)、企业成立的年限(Lisyear)、国际化程度(Bsc)和企业多元化程度(Fci)，具体方程如下：
FEi=α0+α1Sizei+α2Marshi+α3Posfcfi+α4Lisyeari+α5Bsci+α6Fcii+yeari+εi
(6)
在控制变量部分，参考张路等[27]、胡国柳和彭远怀[17]的处理方法，在回归分析中加入以下控制变量：公司的规模(Size)、企业股权性质(Soe)、第一大股东持股比例(Top1)、公司成立年限(Firmage)、托宾Q值(Tobinq)、营业收入增长率(Growth)、资产负债率(Lev)。各变量的名称、符号以及计算方式如表1所列：
表1 变量名称及计算方式
1.描述性统计分析
表2报告了本文主要变量的描述性统计结果，每个变量的个数均为20 373个。其中企业财务风险(Z-Score)的最大值和最小值分别为-0.317、-49.965，中位数为-3.801，这表明各个公司之间的财务风险相差较大。
管理者能力(MA)最大值和最小值分别为3.823与-3.119，中位数为-0.256，均值为-0.063，方差为1.524，可以看出各个样本企业的管理者能力差异比较明显但是分布较为均匀，不存在极端的现象。
在控制变量方面：资产负债率的平均数为0.338，最大值和最小值分别为0.846和0.002，最大值与最小值相差较大，这可能与不同的行业性质相关。其余控制变量的描述性统计基本上符合预期。
表2 描述性统计
续表
2.变量间的相关性
本文主要变量的Pearson相关系数矩阵见表3所列。在表3中，管理者能力与企业的财务风险显著负相关、营业收入增长率与财务风险不相关、其他的变量之间的相关系数均处于合理范围内。
表3 相关系数矩阵
3.实证结果分析
参考花冯涛和徐飞的中介效应的检验步骤与报告结果[29]，作用机制分析回归结果见表4所列。其中(1)列变量MA的系数为-0.464，且在1%的水平下显著。回归结果验证了假设1，即管理者能力与企业的财务风险显著负相关。(2)列MA的系数为0.037，在1%的水平下显著为正，表明管理者的能力越强，企业的内部控制质量越高，假设2得到验证。从控制变量来看，本文发现公司规模(Size)越大、第一大股东持股比例(Top1)越高、营业收入增长率(Growth)越快的公司内部控制质量越好，这可能是大公司的大股东在企业的日常经营中监督作用对企业内部控制起到了一定的作用。另外公司成立年限(Firmage)和企业资产负债率(Lev)均与内部控制质量显著负相关，这可能是因为随着公司成立时间变长，企业陷入僵化的模式，导致企业内部控制质量降低。(3)列MA与Ic的系数为分别为-0.452和-0.333，且在1%的水平下显著为负。这说明内部控制质量在管理者能力对企业财务风险的影响中发挥了部分中介的作用。上述结论证实了管理者能力对企业财务风险的作用机制，其中中介效应比例为0.027。表4中报告的三种显著性检验：
即Sobel、Goodman1和Goodman2检验均呈显著性，假设3的成立得到了支持。
表4 作用机制分析
续表
4.内生性与稳健性分析
为了确保研究结果可靠，本文使用了以下四种方案检验模型的内生性与稳健性，回归结果见表5所列。
一是工具变量法。本文参考姚立杰等的研究[30]，选取CEO学历(degree)和除公司本身外管理者所在行业能力均值(MAI)作为管理者能力的工具变量。限于CEO学历数据的可得性，最终获得16 310个样本。表5(1)～(2)列的回归结果表明，管理者能力与企业财务风险在1%的水平上显著负相关，即管理者能力的提高会显著降低企业的财务风险。在过度识别检验中p值为0.36，其大于0.05，这说明本文所选取的工具变量(degree与MAI)均为外生变量，是符合本文研究实际的。同时本文的F统计量为606.19，超过10，所以CEO学历(degree)与除公司本身外管理者所在行业能力均值(MAI)不是弱工具变量。综上，在采用工具变量法检验后，前文的研究结论依然成立。
二是滞后一期。考虑到管理者能力与公司财务风险可能存在的反向因果问题，即财务风险较大的公司，可能会聘请更有能力的管理者。为了解决上述问题，本文选择滞后一期解释变量研究管理者能力与企业财务风险的关系(见表5(3)～(4)列，其中(4)列的控制变量也滞后一期进行分析)。由于要滞后一期回归，样本量减少到16 795个。回归结果表明解释变量的符号和显著性与前述结论一致，进一步支持了本文的研究结论。
三是缩小企业样本。最终得到的20 373个样本中有13 260个样本属于制造业企业样本，制造业企业占据样本总数的六成以上，因此选择2010-2019年沪深A股制造业企业(行业代码为C)作为研究样本。表5(5)～(7)列的回归结果表明MA与Z-Score的符号和显著性与前述结论一致，本文研究结论依然成立。
四是替换被解释变量。借鉴胡国柳和彭远怀[17]的研究，选取ZMI模型计算企业的财务风险。表5(8)～(10)列的回归结果显示，公司管理者能力(MA)的系数在1%的水平上显著为负。替换被解释变量之后，数据结果仍然与上述假说相一致，即管理者能力越高，企业的财务风险越小，且内部控制质量是管理者能力与企业财务风险的中介变量，证实了结论的稳健性。该指标计量方法如下：
(7)
其中：NCI为净利润；
CLA为流动负债；
CAS为流动资产；
TLE为期末总负债；
TCA为企业总资产。ZMI指数越高表明企业财务困境风险越高。限于度量ZMI数据的可得性，最终得到17 945个样本。
表5 内生性与稳健性检验表
以上研究表明：管理者能力与企业的财务风险负相关，且内部控制质量起到了部分中介的作用。那么这种负相关是否在不同产权性质下存在差异呢？在不同的产权性质下管理者能力与企业内部控制质量还是正相关吗？此外，对于公司治理中的股东和高管之间代理问题延伸出的管理者权力问题，是否会对本文的假设产生影响呢？
为此，本文进一步区分了上市公司管理者权力差异与产权性质差异，分别分析了两种情况下管理者能力对企业的财务风险的影响。
1.区分管理者权力大小
前文研究表明管理者能力能够通过提高企业的内部控制质量来降低财务风险。由委托代理理论可知企业的实际管理者与实际拥有者之间存在一定的博弈关系。由于所有权与经营权的分离，全体股东必须要关注管理者权力大小的问题。权力大小对股东的利益直接相关，是一把双刃剑。因此对管理者能力与财务风险的影响有进一步分析的必要。一方面，缺乏有效监督与约束的管理者权力会给企业带来严重后果，这些严重后果是由管理者的专断行为产生，有时甚至会在企业内出现“一言堂”的现象，进而可能会削弱管理者能力对于内部控制与财务风险的影响。另一方面，随着更高层次的需求理论的提出，这时突破委托代理理论的限制，可能会聚焦于管家理论。即管理者可能将自身依附于公司，同公司一荣俱荣、一损俱损。此时管理者权力越大越会在岗位上勤勤恳恳、精益求精，高效率地配置公司资源，进而可能会加强管理者能力对于内部控制与财务风险的影响。
本文借鉴郭宏等对管理者权力的度量方法[31]。从公司的控制权结构constr和所有权结构ownstr出发，将其按照标准化后的结果相加最终得到管理者权力power，最终获得20 160个样本数据，该变量的值越大表明管理者权力越大。其中constr用企业两职合一情况度量：按照CEO兼任董事长、CEO兼任董事和CEO不兼任分别赋值3、2和1。ownster用第一大股东持股比例占前十大股东中去除第一大股东持股比例的比值度量。
表6 按照管理者权力分组的均值差异检验
根据管理者权力的大小，以管理者权力中位数为界，进行均值差异检测的结果见表6所列。其中G1(0)与G1(1)分别表示低管理者权力组与高管理者权力组的样本数量；
Mean1与Mean2分别表示低管理者权力组与高管理者权力组的各个变量的均值；
Mean-Diff表示均值之间的差异。由表5可知：低管理者权力组与高管理者权力组的指标之间存在明显的差异，相对于高管理者权力组，低管理者权力组财务风险显著偏大，这初步验证了上文的管家理论。同时也可以看出低管理者权力组的管理者能力也显著偏大。
对低管理者权力组与高管理者权力组进行分组回归，观察不同管理者权力大小的企业管理者能力对其财务风险造成的影响，结果见表7所列。表7(1)～(3)列为高管理者权力组；
表7(4)～(6)列为低管理者权力组。在低管理者权力组与高管理者权力组管理者能力与内部控制质量均为正相关，且都在1%的水平下显著为正，在低管理者权力组与高管理者权力组中内部控制质量在管理者能力与企业财务风险之间都起到了部分中介作用。两组回归结果显示管理者能力与企业的财务风险均负相关，其中高管理者权力组MA的系数绝对值更大，且都在1%的水平下显著为负，说明管理者权力在管理者能力与财务风险之间起到了正向的调节作用。即管理者权力越大，管理者能力越抑制企业的财务风险。
表7 分权力大小回归
续表
2.区分不同的产权性质
与欧美国家相比，我国上市公司有部分是国有控股。与非国有企业相比，国有控股企业的最终控制人是政府，在企业的人事任命部分可能会出现“排资论辈”等现象，同时在土地、资金的获取上会更加容易。而相比较而言，非国有企业可以在很多方面自主决策，政府只能起到监督和指导的作用。国有企业的员工由于其较为稳定的收入来源，对企业的财务风险识别与化解并不敏感。由于没有政府兜底，非国有企业的管理层对风险更敏感，即在其他条件相同的情况下非国有企业的管理者可能对内部控制质量的影响更大。所以产权性质的不同会给企业的经营结果带来巨大的差异。
按照企业性质分组的均值差异结果见表8所列。其中G2(0)与G2(1)分别表示非国有企业与国有企业的样本数量；
Mean1与Mean2分别表示非国有企业与国有企业的各个变量的均值；
Mean-Diff表示均值之间的差异。由表7可知：国有企业指标与非国有企业的指标之间存在明显的差异，相对于非国有企业，国有企业财务风险大，但国有企业管理者的能力更大。
表8 按照企业性质分组的均值差异检验
根据产权性质分组的回归结果见表9所列。表9(1)～(3)列为国有企业组，表9(4)～(6)列为非国有企业组。在两组中管理者能力与内部控制质量均呈现正相关关系，且都在1%的水平下显著为正，在国有企业与非国有企业中内部控制质量在管理者能力与企业财务风险之间都起到了部分中介作用。但是非国有企业组Ic的系数更大，说明在非国有企业中管理者能力对内部控制质量的正向促进效应越大，这与上文的猜想基本一致。还可以发现管理者能力与企业的财务风险均负相关关系。在两组回归结果中MA的系数都显著为负，但是非国有企业组样本的MA系数绝对值更大，说明在非国有上市公司中管理者能力对财务风险影响更大。其原因可能是：由于处在不同的产权制度之下，管理者在面对同一件事时可能做出不同的选择。在不同产权制度下，管理者声誉机制的作用会产生差异, 不同的管理者能力对股价崩盘风险产生了不同的影响[32]。金静和汪燕敏认为国有企业高管具有行政级别，属于国家干部，可能会更加关心自己的政治前途或者晋升机会，而非国有企业高管则可能注重自身的收益[33]。在这样的背景之下，国有企业的高能力管理者可能会安于现状，而非国有企业的高级管理者为了自己在经理人市场有一个好的声誉以及一个较高的薪酬回报会尽心尽力干实事，发挥出自己的全部实力。
表9 分股权性质回归
管理者能力限于其衡量的困难性，鲜有研究涉及其与财务风险关系分析。本文运用DEA-TOBIT模型测度管理者的能力，以2010-2019年沪深A股上市公司为样本，探究了管理者能力对企业财务风险的影响。研究发现管理者能力越高，对应的财务风险就越小。进一步发现管理者能力通过提升企业的内部控制质量的方式降低企业的财务风险。通过区分管理者权力大小，检验了二者在低管理者权力组与高管理者权力组之间的区别，发现管理者权力越大，管理者能力对财务风险关系的抑制作用越明显；
通过分产权回归，检验了二者在国有企业与非国有企业之间的区别，发现管理者能力对企业财务风险的负相关关系在非国有企业组中更显著。本文研究了管理者能力对企业财务风险的影响及作用机制，将有助于丰富管理者能力和企业财务风险关系的研究内容。企业财务风险如果处理不当，必然会影响企业的长远发展。本文为财务风险理论演进及实践探索的进一步推进提供了参考。
基于研究结论，本文主要的政策启示：首先，要摒弃传统的选聘公司管理者的方式，可以在选聘公司的管理者时将管理者的能力放在首要考虑的位置。但是在实践中，诸多董事会以股东代表型董事会的形式存在，通常会出现实际控制人超额委派董事的现象[34]。因此可以在公司中进一步发挥“累积投票制”的积极作用，让公司的中小股东发挥出比以前更大的作用。其次，提高对于内控信息披露的监管。良好的披露制度可以在一定程度上提升内部控制的质量，而内部控制质量在管理者能力与财务风险之间起到了部分中介的作用。因此相关部门需要重视披露的监管工作，防止企业出现披露不充分、不真实的情况。最后，对于管理者权力较低的企业与非国有企业。相关金融机构与其合作时要做好充分的调查，包括对于企业财务现状与管理者能力的调查。
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