国家审计、内部控制和央企管理层能力

State Audit, Internal Control and Management Ability of Central Enterprises

摘要: 本文基于审计署发布的中央企业财务收支审计结果，选择2007~2018年央企控股的上市公司作为本文的研究对象，采用PSM-DID模型探究国家审计与内部控制对于央企管理层能力的作用，以及两者对管理层能力的作用是否具有协同治理效应。研究发现：1) 国家审计、内部控制均对央企管理层能力具有正向作用；2) 国家审计与内部控制在治理央企管理层、提高管理层能力方面呈现替代效应。

Abstract: Based on the audit results of the financial income and expenditure of central enterprises released by the Audit Commission, this paper selects the listed companies held by central enterprises from 2007 to 2018 as the research object of this paper, and adopts the PSM-DID model to explore the roles of state audit and internal control on the management ability of central enterprises, and whether the roles of both of them have synergistic governance effects on the management ability. The study finds that: 1) State audit and internal control both have positive effects on the management ability of central enterprises; 2) State audit and internal control present a substitution effect in governing the management of central enterprises and improving the role of management ability.

1. 引言

中央企业作为国有经济的中坚力量，肩负着繁荣国有经济的时代重任，因此对央企管理层进行履职监督是开展国家治理的需要，因此产生了国家审计 [1] 。为加强对央企管理层的监督，引导其担当作为，聚焦企业经济效益，发挥自身才能，政府相继颁布《党政主要领导干部和国有企业领导人员经济责任审计规定》《关于完善审计制度若干重大问题的框架意见》及《关于实行审计全覆盖的实施意见》等法律文件，提出对国有资产实施审计全覆盖以及将领导干部经济责任审计同财政审计相融合等要求。那么国家审计是否能够真正促使管理层发挥自身能力，提高企业经济效益，是本文进行探究的第一个问题。其次，从监管视角来看，国家审计作为外部监管措施对于管理层能力可能产生影响，那么内部控制作为企业内部治理及监管机制，是权力的分配与再分配机制，是否也可能对管理层能力具有正向促进作用，是本文进行探究的第二个问题。最后，2015年国务院办公厅印发的《关于加强和改进企业国有资产监督防止国有资产流失的意见》中表明，要求将内部控制与国家审计协同联合形成国有资产监督体系。那么两者对于管理层能力的作用是否可以实现协同效应，是本文进行研究的第三个问题。

由于央企领导人的决策对于企业的经济绩效有着举足轻重的影响 [2] ，而领导人的决策很大程度依赖于其能力的高低，或者表现出的能力水平。本文从管理层能力这一微观视角出发，探究国家审计与内部控制的治理作用，并将两者纳入同一体系探究其对管理层能力的作用。由于现实社会中，对于央企管理层的治理往往是多种制度安排共同作用的效果，因此研究不同治理制度安排下的治理效果更加具有现实意义。

2. 文献综述

现有文献中主要将管理层能力视为管理层恒定的特征探究对于企业的经济后果，如融资约束 [3] 、创新能力 [4] 等。然而实践中，管理层能力可能会受到内部或者外部的影响，从而未能有效地发挥出来。现有研究主要关注从管理层行为方面展开对企业经济后果的影响，缺乏从管理层能力可变的角度分析，存在研究空白领域。

张敦力等(2015)认为，企业管理层开发和利用自身能力的程度会受到外界环境的影响，从而使得管理层可能会出于自利做出偏移管理层能力最大化的决策，从而导致企业价值受损 [5] 。杨瑞龙等(2013)将央企管理层的身份特征划分为“经济人”与“政治人”的概念 [2] 。现有学者关于影响管理层能力的“经济人”因素的研究主要集中于薪酬安排和管理层权力。如当管理层感知到自身在薪酬安排上受到不公正对待时，会大大降低自身管理层能力发挥的水平 [5] ，也促使管理层选择在职消费作为满足薪酬的补偿 [6] 。卢锐等(2008)研究认为，管理层的权力越大，越有可能进行权力寻租 [7] ，严重损害管理层能力的利用程度。学术界关于影响管理层能力的“政治人”因素的研究集中于出于政治动机的代理行为 [2] [8] ，具体体现在邀功和避责的政治行为。因此，学术界关于国家审计与内部控制对于管理层治理的研究也主要从上述原因着手。

1) 国家审计对于管理层的作用研究

褚剑和方军雄(2016)研究发现，国家审计显著抑制了央企管理层进行超额在职消费的行为 [9] 。刘瑾等(2021)进一步证实了国家审计进行限制管理层权力的方式改变了其超额在职消费的行为 [10] 。由于央企管理层拥有着“政治人”的身份属性，所以将文献综述的范围进一步扩大到国家审计对于官员的影响上。蒲丹琳等(2014)研究认为，经济责任审计是被审官员考核和政治晋升的重要依据 [11] 。已有文献主要从国家审计对管理层行为的影响、对于企业产生的经济后果进行研究，但是直接探究国家审计对于管理层能力的作用却仍处于空白。

2) 内部控制对于管理层的作用研究

彭桃英等(2014)认为，内部控制是公司内部治理的措施，是对于权力的安排与再次谈判机制，主要可以通过对于管理层的决策过程进行事前安排、事中监督，制定合适的激励机制以及事后提供高质量财务报告进行事后监督的方式降低管理层与所有者的代理冲突，从而使得其能最大程度发挥自身能力做出最优企业的决策 [12] 。李万福(2011)持相似观点，认为有效的内部控制制度能够限制经理做出有利于自身利益但不符合股东利益的决策 [13] 。有效的内部控制还能够通过进行信息有效的传递与沟通，从而减少契约各方的信息不对称，降低代理成本。Bertrand和Mullainathan (2003)研究发现，信息不对称可能会滋生代理成本，损害管理层能力的利用，导致企业投资不足 [14] 。学术界关于内部控制对于管理层行为的影响成果丰富，认为有效的内部控制能够限制管理层进行现金侵占 [15] 、内部交易获利 [16] 、逆向选择 [17] 等，但是鲜有文献直接探讨内部控制与管理层能力的关系。

3) 国家审计与内部控制的关系研究

国家审计与内部控制作为外部治理安排和内部治理机制构成国有资产监督管理体系的主要组成部分，对于国家治理的意义若车之两轮不可或缺。然而，两者之间的关系在现有文献中却存在着较大的争议。贺星星和胡金松(2022)、郭檬楠和倪静洁(2021)通过实证检验了国家审计与内部控制在促进国有资产保值增值上存在替代效应 [18] [19] 。池国华等(2019)通过实证检验了国家审计与内部控制在治理高管在职消费上存在程序上的互补效应 [20] 。尽管关于国家审计与内部控制的关系学术界呈现众说纷纭的态势，但是却未曾有学者从管理层能力的视角探究国家审计与内部控制之间的关系。

3. 理论基础和研究假设

3.1. 国家审计对于央企管理层能力的影响

我国的国有企业的产权特性决定了其面临着所有者缺位的企业治理结构，随之引发的内部管理层控制问题严峻，真正的股东行使其权力的先天条件不足 [6] ，管理层因个人偏好使得企业的决策偏离最优，未能有效施展管理层能力。同时，由于政府和市场施行的薪酬管制使得管理层缺乏激励机制，管理层为追求个人私利的“经济人”行为为其进行庸懒怠管理提供了动机。其次，由于央企管理层的晋升机制使得其处于理想的内部劳动力市场 [21] ，其“政治人”身份产生的政治目的的代理行为更为显著 [2] ，从而影响了其管理层能力的利用程度。具体表现为当央企管理层有着较强的政治晋升动机时，会倾向于做出牺牲长期利益而追逐短期利益的决策 [8] ，郑志刚等(2012)通过对于国企进行案例研究证实了央企管理层追逐政治晋升是国企开展形象工程的诱因之一 [22] ；当央企管理层有避责倾向时，为规避风险其会表现出不作为或庸懒怠 [8] 。国家审计作为国家治理制度的重要组成部分，是治理央企管理层的重要机制，国家审计的特性使得其能够通过影响管理层的行为，从而提高其管理能力。

第一，国家审计绝对的独立性与权威性。国家审计从实质上是用权力去制约权力的国家治理方式，宪法赋予审计机关执行国家审计的监督权，因此具有高度的权威性。其次，审计机关实施国家审计时不受其他权力主体的制约与干涉，具有绝对的独立性，并且其审计结果会作为被审干部的考核参照依据 [11] ，因此影响管理层履行职责，提高其自身管理能力的开发和利用程度。

第二，国家审计的全面性。国家审计的全面性表现在对权力主体以及权力运行过程的全覆盖，这意味着央企管理层接受审计的概率越高，其次因权力行使不规范而受到的处罚的几率也随之更高，能够有效抑制央企管理层的机会主义行为。其次，通过对公共权力的行使过程进行监督，并开展事后的问责与追责，可以有效遏制管理层进行权力滥用 [23] ，提高企业经营决策质量，从而促使提升管理层经营企业的能力。

第三，审计信息的传播效应。审计信息的公告与流转会引起相关监管部门与资本市场的注意，外部监管力量的增强给管理层增加更多决策压力，从而促使其改变自身行为，加强公司内部治理，规范企业经营活动，提高经营决策质量，从而降低自身所面临的监管风险以及政治风险。

国家审计作为国有资产监督管理体系中强有力的外部治理手段，使得央企管理层所面对的政治环境发生巨大变化，一方面能够通过监管与追责遏制管理层追求个人利益与政治晋升而实施的短视行为，另一方面能够对于管理层不思进取、庸懒怠行为进行督促整改，从而提高管理层经营企业的能力。

综上所述，基于上述分析，提出假说H1：

H1：其他条件一定时，国家审计对于央企管理层能力具有正向促进作用。

3.2. 内部控制对于央企上市公司管理层能力的影响

池国华等(2019)归纳整理了央企审查意见，发现内部控制存在缺陷是多数国家审计审查出问题的根源 [20] 。为什么内部控制缺陷是多数问题的根源呢？为了洞悉其原因，由内部控制的本质为起点寻找原因。谢志华(2009)认为，内部控制的本质是各个权力主体对于权力的制衡与监督 [24] ，从而限制管理层权力的滥用。李万福(2011)认为，有效的内部控制制度能够限制经理做出利于自身利益但不符合股东利益的决策 [13] 。其次，内部控制内嵌于企业架构之中，通过控制活动以及监督的方式对于管理层决策进行约束与监督，并且降低各个权力主体间的信息不对称，实现治理层有效对管理层的行为进行监督，从而抑制其腐败行为 [25] 。最后，内部控制可以通过制定对于管理层行之有效的激励方案，从而降低其与所有者之间目标函数差异，促使其发挥自身能力，提高企业经营效率。方红星和金玉娜(2013)实证检验了有效的激励机制能够促使管理层做出更加符合企业价值的决策 [26] 。据此提出假设H2：

H2：其他条件一定时，有效的内部控制有助于提高央企管理层能力。

3.3. 国家审计与内部控制之间的效应

我国关于国有企业治理体系是由多种治理制度同时发挥作用，然而不同的治理制度之间可能存在相互影响，如郭泽光等(2015)发现，企业内部治理机制运行的有效性会影响外部治理机制实施的效果 [27] 。基于此，本文将国家审计与内部控制至于同一框架下探究对于管理层能力的影响效果。

目前两者的关系在学术界仍处于争议之中，主要基于制度的互补与重叠衍生出互补论与替代论。互补论认为，国家审计与内部控制尽管在治理目标上具有相似性，但是国家审计更强调事后问责，而内部控制着重在于事前与事中控制，认为有效的内部控制能够提供高质量的审计证据并且决策过程留痕，从而提高国家审计的审计效果 [20] 。池国华等(2019)进行实证验证了国家审计与内部控制在治理管理层在职消费上存在互补作用 [20] 。而替代论认为，由于国家审计与内部控制在制度上存在重叠效果，因此会产生挤出效应。替代论认为，首先，内部控制属于事前控制与事中控制，因此能够在管理层有机会主义行为倾向时便遏制了其行为；其次，由于审计资源的紧张与稀缺，难以做到所有央企一次性全部进行审计，为了将审计资源利用程度最大化，审计署会优先考虑针对内部控制质量较低的企业进行审计，最大化程度发挥国家审计的作用；最后，审计署进行审计时仍需考虑成本效益原则，在进行实质性审计程序时，会进行内部控制测试，从而决定是否减少实质性审计程度，因此从程序上具有替代效应。贺星星和胡金松(2022) [18] 、郭檬楠和倪静洁(2021) [19] 也相继进行实证检验了国家审计与内部控制在进行国有资产保值增值的治理效果上存在替代效应。

基于此，本文提出竞争性假说：

H3a：在其他条件一定时，内部控制与国家审计在提高管理能力方面存在互补效应；

H3b：在其他条件一定时，内部控制与国家审计在提高管理能力方面存在替代效应。

4. 样本选择和研究设计

4.1. 样本选择与数据来源

本文样本的选择区间为2007~2018年，区间选择主要基于审计署发表审计公告的年限为2010年至2018年。因为审计署发表审计公告具有滞后性，如审计署于2010年发表央企的审计公告是基于2009年实施审计审查2008年的财务收支结果而得出的，并且本文研究设计采用的PSM-DID要求样本数据需至少将实际审查年份提前一年。

本文选取沪深A股所有上市作为初始样本。实验组审计署公告进行财务收支审计的中央企业控股上市公司，剔除金融类企业，去除缺失值，通过比对国泰安数据库中“直接控股股东名称”以及“实际控制人”手工整理被审计过的中央企业上市公司共计265家，共2406个观测值。

为获取对照组样本，本文采用得分倾向匹配(PSM)中邻近匹配法按照1:2的比例在对照组样本选取进行匹配，并进行以下筛选：1) 剔除金融类企业；2) 鉴于地方国有企业也会被审计署进行审计，但是却不会进行公告，避免地方国企国家审计的干扰，剔除地方国有企业。经过上述筛选共得到中央企业控股上市公司270个观测值，民营企业上市公司12,979个观测值，共计对照组观测值为13,249个，实验组观测值共计2406个，共计样本总数为15,655个。并对连续变量按年份进行双边1%缩尾。本文采用的内部控制数值来源于“迪博(DIB)数据库的内部控制指数”，其余数据均来自CSMAR数据库。本文使用的数据分析处理工具为EXCEL 2021、STATA 16.0以及DEA-SOLVER Pro 5.0。

4.2. 变量定义

4.2.1. 被解释变量

管理层能力(Management，简称MA)。参考Demerjian等(2012)的做法 [28] ，采用DEA-Tobit模型进行计算。基本步骤如下：

第一步，采用数据包络法综合衡量企业的总体经营效率。公式如下：

$Max\theta =\frac{Sales}{V_{1}COGS+V_{2}SG\&A+V_{3}PPE+V_{4}INTAN+V_{5}R\&D+V_{6}GW}$ (1)

其中：θ (标准化后取值为0~1)为企业的最大经营效率；Sales为企业的营业收入；COGS为企业营业成本；SG&A为销售费用与管理费用之和；PPE为固定资产净额；INTAN为无形资产净额；R&D为研发投入金额；GW为商誉。其中，若商誉和研发投入金额为空值，则用0代替，其他数据缺失，则剔除。

第二步，估计出管理层能力(MA)。企业的经营效率取决于管理层与自身企业特征，因此需要运用Tobit模型进行分离。参考以往学者的方法，公司的规模、上市年龄、自由现金流、市场份额、多样化经营、是否存在海外子公司都属于企业经营效率的重要影响因素 [29] ，同时控制行业与年份实施回归分离，回归残差极为管理层能力。

$\begin{array}{c}{\theta }_{i,t}={\partial }_0+{\partial }_1\ln asse{t}_{i,t}+{\partial }_{2}M{S}_{i,t}+{\partial }_{3}FC{F}_{i,t}+{\partial }_{4}Ag{e}_{i,t}\\ +{\partial }_{5}BHH{I}_{i,t}+{\partial }_{6}F{C}_{i,t}+{{\displaystyle \sum }}^{\text{}}Year+{\epsilon }_{i,t}\end{array}$ (2)

其中：θ为公司经营效率；lnasset为公司期末总资产的自然对数；MS为市场份额，用营业收入在行业内的总营收占比代替；FCF为企业自由现金流量，数值大于0即为1，否则为0；Age为上市年限；BHHI为企业多元化经营的水平，采用1-赫芬德尔指数代替，数值越大，表明多元化程度越高；FC为是否存在海外子公司，存在则为1，否则为0。

4.2.2. 解释变量

1) 国家审计。本文根据审计署发布的央企审计结果公告，通过搜查比对实际控制人手工整理中央企业控股上市公司，借鉴褚剑和方军雄(2016) [9] 、池国华等(2019) [20] 的模型设计，设置哑变量上市公司是否被审计过(Audit)，当上市公司的控股央企集团被审计署审计过时，取1，否则取0；设置哑变量国家审计实施前后(Postaudit)，央企控股上市公司在审计署实施审计及之后年度取1，否则取0。对于多次受到审计署审计以及部分在样本区间更换所属央企集团的上市公司，均按第一次被审计时间计。

2) 内部控制质量(Internal Control Quality，简称ICQ)。本文选采取迪博数据库中内部控制指数进行衡量，数值越大，内部控制质量越高。

4.2.3. 控制变量

借鉴褚剑和方军雄(2016) [9] 、池国华等(2019) [20] 的相关研究成果，在模型中加入以下控制变量：企业规模(Lnasset)、资产负债率(Lev)、营业收入增长率(Growth)、两职合一(Dual)、股权集中度(Balance)、董事会规模(Boardsize)。同时，本文还控制了行业固定效应和时间固定效应。

各变量具体定义详见表1。

Table 1. Variable definition table

表1. 变量定义表

4.3. 模型设计

1) 考虑到审计署2010年至2018公布的央企审计公告每年只审计部分央企集团，因此可以看作为一场多期准自然实验，参考褚剑和方军雄(2016) [9] 、池国华等(2019) [20] 构建多期DID模型检验国家审计对于管理层能力的影响作用，即假设H1，具体如下：

$\begin{array}{c}M{A}_{i,t}=a_0+a_{1}Audi{t}_i+a_{2}Postaudi{t}_{i,t}+a_{3}Lnasse{t}_{i,t}+a_{4}Le{v}_{i,t}\\ +a_{5}Growt{h}_{i,t}+a_{6}Dua{l}_{i,t}+a_{7}Balanc{e}_{i,t}+a_{8}Boardsiz{e}_{i,t}\\ +{\displaystyle \sum Ind}+{\displaystyle \sum Year}+{\epsilon }_{i,t}\end{array}$ (3)

2) 为检验假说H2，即内部控制对管理层能力的影响作用，构建如下模型：

$\begin{array}{c}M{A}_{i,t}=a_0+a_{1}IC{Q}_{i,t}+a_{2}Lnasse{t}_{i,t}+a_{3}Le{v}_{i,t}+a_{4}Growt{h}_{i,t}\\ +a_{5}Dua{l}_{i,t}+a_{6}Balanc{e}_{i,t}+a_{7}Boardsiz{e}_{i,t}+{\displaystyle \sum Ind}\\ +{\displaystyle \sum Year}+{\epsilon }_{i,t}\end{array}$ (4)

3) 为检验假说H3，即国家审计与内部控制对于管理层能力的作用关系，借鉴褚剑和方军雄(2016) [9] 、郭檬楠和倪静洁(2021) [19] 的研究在模型(3)和模型(4)的基础上引入国家审计实施前后(Postaudit)与内部控制质量(ICQ)的交乘项，即ICQ × Postaudit，构建模型如下：

$\begin{array}{c}M{A}_{i,t}=a_0+a_{1}Audi{t}_{i,t}+a_{2}Postaudi{t}_{i,t}+a_{3}IC{Q}_{i,t}\\ +a_{4}IC{Q}_{i,t}\times Postaudi{t}_{i,t}+a_{5}Lnasse{t}_{i,t}+a_{6}Le{v}_{i,t}\\ +a_{7}Growt{h}_{i,t}+a_{8}Dua{l}_{i,t}+a_{9}Balanc{e}_{i,t}+a_{10}Boardsiz{e}_{i,t}\\ +{\displaystyle \sum Ind}+{\displaystyle \sum Year}+{\epsilon }_{i,t}\end{array}$ (5)

5. 实证分析

5.1. 描述性统计

由表2可知，MA的均值为−0.021，标准差为0.177，管理层之间的能力差异较大，并且中位数为−0.049，表示半数以上的管理层能力有待加强；Audit的均值是0.154，意味着在本次样本范围内受到国家审计的央企控股上市公司占比为15.4%；；Postaudit均值为0.079，意味着有7.9%的样本处于被实施审计及之后年度(若进行多次国家审计，取最早国家审计年份)。ICQ的均值为661.96，中位数为672.47，表明大部分企业的内部控制质量在平均水平之上，标准差为78.97，体现出不同企业之间的内部控制存在较大差异，与现有文献研究结果相似。其他控制变量与现有文献结果相似。

Table 2. Descriptive statistics of key variables

表2. 主要变量的描述性统计

5.2. 相关性分析

表3和表4分别对模型中的变量进行相关性检验(右上为Spearman，左下为Pearson)与方差膨胀因子检验，Audit、Postaudit、ICQ与MA的相关系数分都呈现正数，并且在1%水平上显著，初步验证了假设H1与假设H2。各个变量的VIF最大值为2.12，表明各变量间不存在严重共线性问题。

Table 3. Correlation analysis results

表3. 相关性分析结果

注：^***、^**、^*分别表示在1%、5%、10%水平上具有显著性；括号内为t值。以下各表相同。

Table 4. Variable variance inflation factor VIF values

表4. 变量方差膨胀因子VIF值

5.3. 回归分析

5.3.1. 国家审计与管理层能力回归结果

表5分别展示了国家审计与管理层能力在未考虑控制年份、行业的回归结果、考虑年份、行业的回归结果、根据PSM匹配选择权重不为空的回归结果以及PSM匹配在共同支撑域的回归结果。回归结果显示，Postaudit的回归系数皆在1%的显著性水平下为正数，表明国家审计后管理层能力有所上升，说明假设H1成立。

Table 5. Regression results of state audit and management ability

表5. 国家审计与管理层能力回归结果

5.3.2. 内部控制与管理层能力回归结果

表6分别展示了内部控制与管理层能力在未考虑控制年份、行业的回归结果、考虑年份、行业的回归结果、根据PSM匹配选择权重不为空的回归结果以及PSM匹配在共同支撑域的回归结果。回归结果显示，ICQ的回归系数皆在1%的显著性水平下为正数，表明有效的内部控制能够提高管理层能力，提升企业价值，说明假设H2成立。

Table 6. Regression results of internal control and management ability

表6. 内部控制与管理层能力回归结果

5.3.3. 国家审计、内部控制与管理层能力

Table 7. Regression results for state audit, internal control and management ability

表7. 国家审计、内部控制与管理层能力回归结果

参考郭檬楠等(2021) [19] 的做法，本文通过构建交乘项的方式验证国家审计与内部控制在提高管理层能力是否存在互补或者替代效应。表7展示了引入交乘项后的回归结果。Postaudit、ICQ与MA仍在1%的显著性水平上呈现正相关关系。交乘项(Postaudit × ICQ)也均在10%的显著性水平以上的显著性程度上与MA呈现负相关关系，证实了国家审计与内部控制在治理管理层能力的机制上存在替代效应，即假设H3b成立。

5.4. 稳健性检验

管理层能力是本文的关键被解释变量，本文参考张路等(2019) [30] 为了降低管理层能力的噪音，将管理层能力按年份划分为1、2、3、4个标准，依此表示管理层能力从低至高，再次进行上述回归，结果仍呈现稳健性，详见表8、表9、表10。

Table 8. Robustness test of state audit and management ability

表8. 国家审计与管理层能力稳健性检验

Table 9. Robustness test of internal control and management ability

表9. 内部控制与管理层能力稳健性检验

Table 10. Robustness test for state audit, internal control and management ability

表10. 国家审计、内部控制与管理层能力稳健性检验

6. 研究结论与建议

本文从管理层能力可变的视角下研究了国有企业管理层的外部监管体系以及企业内部治理机制对于管理层的影响，选取我国中央企业控股的上市公司作为处理组，运用PSM-DID方法进行实证检验，研究发现，国家审计、内部控制均对央企管理层能力具有正向作用，并且国家审计与内部控制在治理央企管理层、提高管理层能力方面呈现替代效应。

基于上述研究发现，本文提出以下研究建议：

一、强化国家审计制度的实施

持续强化实施国家审计制度，确保审计的全面性与深度。研究结论显示，国家审计对于管理层能力的提升具有正向促进作用，应当持续强化对于央企管理层的审计力度，并加强“审计回头看”行动，确保国家审计能够持续产生作用。同时，推动建立更为透明、规范、科学的国家审计制度，提高审计结果的公信力。

二、加强央企内部控制建设

在审计资源有限的限制下，加强央企内部控制建设是实现国有资产保值增值的有力措施。应当鼓励央企建立健全其自身的内部控制制度，明确内部控制目标、流程和监测机制等，并且加强对于内部控制的审查，降低管理层凌驾于内部控制的特别风险，并促进其管理层能力的施展。

三、加强信息共享与协同机制的建立

由于内部控制的完善与国家审计的实施都需要耗费大量的成本，所以对于治理资源应当进行协调配置，加强国家审计与内部控制之间的信息传递，确保治理资源利用最大化，如将国家审计资源优先倾向于内部控制薄弱的企业，实现资源合理配置，以及在实施国家审计中尽可能利用可靠的内部控制报告所呈现的信息。

NOTES

^*文章由柴俊业负责。