上市公司会计舞弊风险指数影响因素研究

任朝阳 李清

摘要：上市公司会计舞弊风险指数是对其所蕴藏的全部舞弊风险的综合量化评估，较之于事后识别或单一维度的舞弊风险研究，具有前瞻性和集成性等优点。以2010—2014年我国沪深A股非金融类上市公司为样本，从公司特征、公司治理结构等角度选取变量，构建多元线性回归模型，实证考察了上市公司会计舞弊风险指数的影响因素。研究发现，股权集中度较高、董事会或监事会规模较适度、高层团队男性成员占比较大、平均年龄较大、受教育程度较高或任职时间较长的公司，会计舞弊风险较低，而董事会会议次数较多或监事会会议次数较少的公司，会计舞弊风险较高。

关键词：会计舞弊风险指数；影响因素；公司特征；公司治理结构

文献标识码：A文章编号：100228482017（05）006709

一、 引言

会计舞弊对资本市场危害深重。随着我国资本市场改革的推进，会计信息的真实性愈加重要，针对上市公司信息披露违法违规行为的行政处罚也更为严厉。2014年10月16日，中国证监会发布的《关于改革完善并严格实施上市公司退市制度的若干意见》明确规定，上市公司存在欺诈发行、重大信息披露违法等行为，而被证监会依法给予行政处罚，或因涉嫌犯罪被证监会依法移送司法機关的，证券交易所应当暂停其股票上市交易。因此，评估上市公司会计舞弊风险，探明会计舞弊风险的影响因素，提高会计舞弊风险预警及时性便尤为重要。已有研究大多基于统计或人工智能识别模型，将上市公司识别为舞弊或非舞弊两类，思路简单，逻辑清晰，却有失粗糙。更普遍地讲，对于一个公司而言，往往不是舞弊与否，而是舞弊程度大小的问题。每个公司出于自身利益的考虑可能均存在舞弊风险[1]。基于这一思路，任朝阳利用沪深A股上市公司年报公开数据，以舞弊四因素理论为依据选取舞弊识别指标，构建了综合性会计舞弊风险指数，实现了对全部上市公司会计舞弊风险的量化评估，细致刻画了上市公司不同程度的舞弊风险，提高了对会计舞弊的早期预警能力[2]。本文在此研究基础上，进一步考察影响会计舞弊风险指数的公司特征、公司治理结构等微观层面因素，剖析导致上市公司会计舞弊的微观机理，为会计舞弊治理提供政策依据。

二、 文献回顾

（一）会计舞弊风险评估

到目前为止，有关会计舞弊风险评估的研究大致可以分为两类，即定性评估和定量评估。大多数研究属于定性评估，即通过选取舞弊风险识别指标和经验样本，进行参数训练，进而构建数理模型，将待识别公司区分为舞弊或非舞弊两类。这一方面的代表性研究成果丰富，根据使用模型的不同，可以大致划分为基于统计模型的研究[34]和基于人工智能模型的研究[56]等。该类研究优点在于数理逻辑严谨、方法成熟，但缺点是划分比较粗糙，难以对舞弊风险水平进行及时预警，无法比较不同公司的风险程度高低。相对而言，基于量化评估的研究则更为细致，此类研究认为上市公司在会计舞弊问题上更可能是程度大小的问题，而非泾渭分明的有无问题[17]。指数得分的高低有效区分了不同程度的舞弊风险水平，对于提高舞弊识别效率，降低投资风险具有重要参考价值。

（二）会计舞弊风险影响因素

国外学者已从公司特征、公司治理及外部审计等角度进行了考察，取得了较为丰富的成果。早前，Beasley研究发现，舞弊公司独立董事比例显著低于非舞弊公司，且随着独立董事持有本公司股票的增加、任期的延长及外部兼职的减少，会计舞弊风险显著降低[8]。Dechow等指出，公司治理缺陷导致监管缺位是会计舞弊滋生的重要原因，具体表现为舞弊公司的董事会常被管理者支配、二职合一、首席执行官（CEO）由公司创始人担任、缺少审计委员会等[9]。Abbott等发现，审计委员会独立性与勤勉度与会计舞弊显著负相关，而审计委员会有财务专家任职的公司，舞弊可能性更低[10]。Dunn认为，舞弊公司的董事会被内部人控制的比例较高[11]。Farber研究发现，舞弊公司外部董事较少、二职合一现象更突出，审计委员会开会次数更少、财务专家占比更小且年报由“四大”审计的比例更低[12]。Chen等研究同样发现，舞弊公司外部董事较少、董事会开会次数较多、董事长任期更短[13]。Troy等考察了CEO的人口统计特征及股票期权持有情况与会计舞弊的关系。研究发现，年轻的、工作年限较少、没有商科背景或持有更多股票期权的CEO实施会计舞弊的可能性更高[14]。Hasnan等利用马来西亚的样本研究发现，曾经违规、创始人出任董事会成员、处于财务困境、董事兼职较多、审计费用较低的公司舞弊的可能性较大，而家族控股的公司舞弊的可能性较小[15]。

国内针对会计舞弊影响因素的研究也有不少发现。具体地，黄世忠和叶丰滢以南方保健公司为例，研究发现，审计师缺乏职业审慎、审计重要性被人为规避，以及审计委员会、薪酬委员会等专门机构负责人的糊涂与麻木是舞弊发生的重要原因[16]。陈关亭从压力和机会两方面考察了舞弊风险的影响因素。研究发现，避免被特别处理（ST）或退市是舞弊公司面临的主要压力，而股权集中度高、独立董事占比少、董事会会议少、二职合一、监事会规模过大、审计师变更等为会计舞弊提供了机会[17]。陈国欣等研究发现，舞弊公司的管理层持股比例高、独立董事人数少、被出具“非标”审计意见的概率更高[18]。杨清香等考察了董事会特征对会计舞弊的影响，研究发现，保持适度董事会规模和较低的董事会持股、二职分离、高层团队稳定，能够有效抑制会计舞弊[19]。

综上可知，国内外学者对会计舞弊风险影响因素的研究已取得了较大进展，但已有研究大多基于有限的配对样本。由于舞弊行为的潜伏性，“非舞弊”样本通常不可靠。会计舞弊风险指数的提出则为打破这一制约提供了契机。由于会计舞弊风险指数研究较少，尚未见到对指数影响因素的研究。本文选取2010—2014年沪深A股上市公司年报数据，基于任朝阳[2]构建的会计舞弊风险指数，从公司特征、公司治理结构等角度考察了会计舞弊风险指数的影响因素。监管者可以据此制定对策，加大对重点公司的监管力度，实现对会计舞弊的精准治理，提高监管效率。上市公司可以通过改善相关影响因素，降低舞弊风险。endprint

三、 理论分析与研究假设

任朝阳[2]基于会计舞弊动因的四因素理论，从压力（尤指财务压力，包括纵向财务压力，如应收账款周转指数、期间费用指数等以及横向财务压力，如非主营业务收入占比、盈余现金流量差等）、机会（如内部控制水平）、合理化（审计意见）和能力（管理者自负）等维度选取并构建了舞弊风险识别指标体系，以2010—2014年沪深A股9716个上市公司年度样本，基于多数原则法分年度、分行业对样本公司进行“高、中、低”风险等级划分和风险赋值，并对单个指标风险得分进行计量和加总，最终得到每个上市公司会计舞弊风险指数。综合量化的风险评估是为了更有效地进行风险治理。本文基于这一研究结果，从公司特征、公司治理结构角度选取变量，考察其对会计舞弊风险指数的影响，为舞弊风险的治理提供政策建议。

（一）公司特征与会计舞弊风险指数

1.上市情况。不同上市年限的公司可能具有不同的舞弊倾向。上市时间越长，对资本市场运行制度的理解越成熟，内部控制制度越健全，舞弊风险越低[20]。相对于在单一资本市场上市的公司，交叉上市公司受到的监管更全面，舞弊风险更低。基于此，提出如下假设：

H1：上市年限与会计舞弊风险指数负相关。

H2：[JP2]是否交叉上市与会计舞弊风险指数负相关。[JP]

2.股权结构。委托代理理论认为，股东监督有助于降低代理成本。大股东由于实力较强、风险集中，具有较强的监督能力和意愿[21]。相较于发达国家，我国资本市场发育尚不健全，个人投资者占比较大，普遍存在“搭便车”行为。可以预期，股权集中度较高的公司，舞弊风险较低。另一方面，大股东之间的相互制约有利于限制控股股东对上市公司的“掏空”行为，具有一定股权制衡度的公司，会计信息质量较高，有助于降低舞弊风险[22]。基于此，提出如下假设：

H3：股权集中度与会计舞弊风险指数负相关。

H4：股权制衡度与会计舞弊风险指数负相关。

（二）公司治理结构与会计舞弊风险指数

会计舞弊本质上是公司管理者通过重大误导性财务报告实施的有损股东和债权人等相关者利益的蓄意欺诈行为。而公司治理旨在通过建立健全公司激励与约束机制，促使管理者减少逆向选择行为，降低道德风险，缓解委托代理冲突。由此可见，建立健全公司治理机制是控制和降低会计舞弊风险的重要环境因素，公司治理机制的优化有助于抑制会计舞弊风险。综观已有研究，广泛关注的公司治理因素包括机构设置、人员特征及履职情况等。

1.机构设置。公司治理机构的设置直接影响公司的运转效率。适度的人员规模是公司相关业务正常开展的保障，规模过小的治理机构难以保证部门工作的顺利进行，而过于臃肿的机构亦不利于部门间的协调沟通，有损组织机动性和灵活性。研究表明，董事会规模与会计舞弊存在“U”型关系，即存在一个适度规模的董事会（而不是越大越好或越小越好），其对舞弊风险的治理效果达到最优[19]。监事会设置规模可能与会计舞弊风险存在类似关系。不妨使用经资产规模调整的董事会（监事会）规模的样本离差的相反数表示董事会（监事会）规模的适度性。该指标值越大，表示董事会（监事会）规模适度性越高。此外，审计委员会是专门负责公司内部审计、监督和核查工作的治理机构，被认为是抑制上市公司会计舞弊的重要屏障。基于此，提出如下假设：

H5：董事会规模适度性与会计舞弊风险指数负相关。

H6：监事会规模适度性与会计舞弊风险指数负相关。

H7：是否设置审计委员会与会计舞弊风险指数负相关。

2.人员特征。高层梯队理论认为，公司高层人员组成结构的不同可能导致不同的经济后果，包括性别、年龄、教育程度及任职年限等。一般而言，高层人员中女性比例的增加有助于抑制公司会计舞弊风险，而年龄较大、学历较高的人员对会计舞弊风险的态度可能更为谨慎，延长任期则有助于避免高层人员的短视行为，更偏向于采取实效措施改善公司业绩[2324]。据此提出如下假设：

H8：董监高性别比例与会计舞弊风险指数正相关。

H9：董监高平均年龄与会计舞弊风险指数负相关。

H10：董监高平均教育程度与会计舞弊风险指数负相关。

H11：董监高平均任职时间与会计舞弊风险指数负相关。

3.履职情况。为促进管理者受托责任如约履行，及时识别并控制或消除公司面临的诸如会计舞弊风险在内的潜在风险事项，公司治理层应勤勉尽责，及时做出适当而必要的反应。重大事务通常通过召开会议商讨决策，因而常使用治理机构召开会议的次数衡量其勤勉程度[17，25]。本文使用年度内董事会会议次数和监事会会议次数衡量治理机构勤勉度。据此提出如下假设：

H12：董事会会议次数与会计舞弊风险指数负相关。

H13：监事会会议次数与会计舞弊风险指数负相关。

四、 研究设计

（一）样本选择

以2010—2014年中國沪深A股非金融类上市公司为基础，考虑数据可获取性，删除自首次公开发行至被考察年度不满两年的公司。鉴于会计舞弊风险指数对单一行业样本公司数量的要求，进一步删除年度有效样本不足5家的行业（使用证监会2012年行业分类标准）。最终进入本文实证分析的观测样本共9716个，其中2010年1492个、2011年1638个、2012年1989个、2013年2228个、2014年2369个。数据取自色诺芬数据库（CCER）和国泰安数据库（CSMAR），并使用SPSS220软件进行处理。

（二）变量定义

1.被解释变量。以上市公司会计舞弊风险指数为被解释变量。该指数的理论取值范围为[0，93]，研究样本的实际最高得分为60，最低得分为0。指数整体分布情况如表1所示。

[FL）]endprint

由表可知，2010—2014各年度，超过74%的上市公司的舞弊风险指数得分位于[0，20]区间。[JP2]特别地，样本期内，指数得分为0者仅有14个（其中，2010年1个、2011年3个、2012年2个、2013年8个、2014[JP]年0个），其余或多或少皆存在会计舞弊风险。

2.解释变量。以上市年限、是否交叉上市等公司特征变量，及机构设置、人员特征和履职情况等方面的公司治理结构变量为解释变量，变量定义如表2所示。

3.控制变量。总结已有文献，考虑将资产规模[21]是否国有控股[26]、董监高持股比例[19]、董监高人事变更及权益激励情况（是否实施股票期权或限制性股票）[27]、独立审计（事务所规模、审计费用）[12]等因素，作为控制变量，变量定义如表2所示。

（三）模型设定

Fraud=α+β1X1+β2X2+…+β13X13+

∑[DD（]25[]i=14[DD）]βiXi+ε

Fraud表示上市公司会计舞弊风险指数。α，β为变量系数，若系数显著为正，表示该变量值越大，会计舞弊风险指数越高，反之则变量值越大，会计舞弊风险指数越低。ε为随机误差项。

五、 实证结果

（一）描述性统计与分析

变量描述性统计结果见表3。统计表明，样本公司平均上市年限为1128年，交叉上市的公司占全部样本的73%；股权结构方面，样本公司的股权集中度平均为0171，反映了我国资本市场投资者结构失衡问题，即中小投资者群体庞大、机构投资者发育迟缓，这一投资者结构问题往往导致上市公司受到来自股权层面的有效监督不足；股权制衡度均值小于1，意味着前十大股东之间亦缺乏有效的制衡力量，对于大股东可能侵害上市公司利益的行为缺乏制约机制；治理机构设置方面，样本公司董事会和监事会规模适度性平均状况较好；设置审计委员会的公司占比达到全部样本公司的922%；人员特征方面，男性成员在董事、监事及高管团队中占据绝对优势，平均比例达到839%，样本公司董监高人员的平均年龄为48岁，平均学历水平在本科及以上，平均任职时间在2—3年；履职情况方面，董事会会议次数和监事会会议次数分别为925次和353次，指标标准差较大（分别为406和258），反映了我国上市公司董事会、监事会对受托责任的履行程度仍存在较大差异的现实，部分公司的治理水平有待进一步提高。

（二）变量共线性

变量共线性将导致系数估计标准误的上升，进而增加犯第二类错误的概率。表3列示了各变量的方差膨胀因子（VIF）。该指标值越大，对应变量可以被其他变量或变量组合解释的部分占比就越大，即共线性越强。一般地，当VIF≤2时，可以认为变量间不存在严重的共线性。观察发现，解释变量方面，董事会规模适度性和监事会规模适度性的共线程度较高。控制变量方面，资产规模、董事会持股比例、高管层持股比例的共线程度较高。对于模型重点考察的解释变量，不宜简单进行删除处理，不妨对存在共线性的解释变量采用轮换输入法分别进行系数估计；而对于控制变量，可以直接予以删除，以保证系数估计的可靠性。

（三）回归分析

以上市公司会计舞弊风险指数为被解释变量，建立多元线性回归模型，实证检验各变量对上市公司会计舞弊风险指数的影响，分别得到模型（1）和模型（2），回归结果见表4。

由表可知，从上市公司特征看，上市年限和是否交叉上市对会计舞弊风险指数无显著影响。从股权结构看，股权集中度越高，会计舞弊风险指数越小，假设3得到支持；股权制衡度与会计舞弊风险指数无显著相关关系，可能的原因是我国上市公司普遍缺乏股权制衡（样本均值小于1），未能有效发挥股权制衡对会计舞弊风险的制约作用。从公司治理结构看，董事会规模适度性及监事会规模适度性与会计舞弊风险指数显著负相关，假设5、6得到支持，意味着保持适度规模的董事会和监事会，有助于避免部门臃肿或人才短缺，保障治理机构的运行效率，从而抑制会计舞弊风险；而是否设置审计委员会与会计舞弊风险指数无显著相关关系，原因可能是样本中设置审计委员会的公司已占全部样本的922%，致使该变量水平值的区分度过低。董监高人员性别比例、平均年龄、平均教育程度及平均任职时间均与会计舞弊风险指数显著负相关，假设8未得到支持，而假设9、10、11得到支持，意味着高层团队中男性成员比例、平均年龄和学历及任职时间的提高，有助于降低会计舞弊风险。这一结论与以往研究发现不同的是，高层团队中男性成员的增加对会计舞弊风险的抑制作用得到证实而非相反。董事会会议次数和监事会会议次数与会计舞弊风险指数分别呈现显著的正、负相关关系，即假设12的符号与原假设相反，而假设13得到支持，意味着董事会开会越多的公司，会计舞弊风险越高，而监事会充分履职则有助于抑制会计舞弊风险。

从控制变量方面看，是否国有控股的系数显著为负，意味着国有控股公司的会计舞弊风险相对较低；内部人持股方面，监事会持股比例的系数显著为负，意味着提高监事会持股比例有助于抑制会计舞弊风险；人事变更方面，董事长是否变更、总经理是否變更的系数显著为正，意味着董事长或总经理变更的公司会计舞弊风险较高，保持高管团队的稳定性对于会计舞弊风险治理具有重要意义；权益性激励方面，是否实施股票期权、是否实施限制性股票的系数显著为负，意味着对高管人员实行权益性激励的公司会计舞弊风险较低；独立审计方面，事务所规模和审计费用的系数显著为负，意味着由大所审计、审计费用较高的上市公司，会计舞弊风险较低。

（四）稳健性检验

以上市公司会计舞弊风险指数当年的行业均值为界，将样本公司划分为高舞弊风险组（高于行业均值）和低舞弊风险组（低于行业均值）。将被解释变量转换为哑变量，若上市公司存在高舞弊风险记为1，低舞弊风险记为0，其他同前，构建Logistic回归模型，重新考察各因素对上市公司会计舞弊风险指数的影响，回归结果见模型（3）和模型（4）。结果表明，主要变量的系数符号及显著性保持不变。endprint

六、 政策建议与启示

（一）监管者視角

监管者可以通过重点关注上市公司高层团队特征、治理机构履职情况、重大人事变更及股权性质等因素，提高舞弊风险监管效率。

首先，鉴于高层团队中男性成员比例较低、平均年龄较小、受教育程度较低或任职时间较短的上市公司舞弊风险较高，监管者可以重点加强对高层团队具有此类特征的上市公司的监管力度。其次，董事会会议次数与会计舞弊风险正相关意味着，频繁召开董事会会议可能已经成为上市公司为风险事件“补窟窿”的被动反应，甚至可能已经蜕变为舞弊风险推卸责任的粉饰活动，监管者不妨重点关注异常频繁董事会会议的公司。再次，重大人事变更往往是上市公司压力失控的体现，而压力往往伴随着风险。关键人事变更期间，岗位监督的缺失亦有可能引发会计舞弊。监管者宜重点关注董事长或总经理变更的上市公司。最后，相对国有控股公司，非国有控股公司会计舞弊风险较高，监管者宜加强对非国有上市公司舞弊风险的监管。

（二）上市公司视角

上市公司可以通过改善相关影响因素，降低舞弊风险。从股权结构视角看，上市公司可以通过适当提高股权集中度，充分发挥大股东的治理作用，有效抑制会计舞弊风险。

从公司治理视角看，在机构设置方面，维持适度规模的董事会和监事会，有助于保持组织灵活性，避免推诿，及时发现潜在的舞弊风险；在高管特征方面，高管团队应保持一定的男性成员比例，而适当延长高管任期有助于减少短视行为；在内部人持股方面，考虑适当提高监事会持股比例以增强其监督积极性和话语权，建立和完善公司内部人员参与舞弊风险治理的激励机制；在高管激励方面，实施股票期权或限制性股票等权益性激励的公司舞弊风险较低。从我国上市公司对高管权益性激励的实施情况看，其对舞弊风险治理的作用尚有较大发挥空间。

从外部审计视角看，由国际“四大”或国内“十大”事务所审计、审计费用较高的公司舞弊风险较低。上市公司可以通过聘用大所、增加审计费用方面的支出以购买更高质量的审计服务，巩固舞弊风险治理的最后一道屏障。

本文基于综合量化的会计舞弊风险指数，以2010—2014年我国沪深A股非金融类上市公司为样本，从公司特征、公司治理结构等角度选取变量，构建多元线性回归模型，考察了会计舞弊风险指数的影响因素，为舞弊风险的预警和治理提出了针对性建议。研究有助于促进监管者和上市公司加强会计舞弊风险治理，降低投资者风险。值得注意的是，由于会计舞弊风险的影响因素众多，涉及公司特征、公司治理等方方面面，其治理也并非一招一式所能奏效，而应当在全面的系统性调研基础上，提出综合治理方案。鉴于舞弊手段的复杂性，监管政策应尽量避免“一刀切”，宜在权衡监管成本与效率的同时，针对不同舞弊手法的典型特征和治理对象的重大风险点，实行精准治理和典型治理，提高舞弊风险治理效果。

[WT][HS2][HT5H]参考文献：[HT5”SS]

[1][ZK（#]李清， 任朝阳. 上市公司会计舞弊风险指数构建及预警研究 [J]. 西安交通大学学报（社会科学版）， 2016， 36（1）： 3644.

[2]任朝阳. 中国上市公司会计舞弊识别与治理研究 [D]. 吉林大学博士学位论文， 2016.

[3]Bell T B， Carcello J V. A decision aid for assessing the likelihood of fraudulent financial reporting [J]. Auditing： A Journal of Practice & Theory， 2000， 19（1）： 169184.

[4]姜金玲， 李延喜， 高锐. 基于Logistic的上市公司利润操纵行为识别模型研究 [J]. 经济管理， 2008， 30（19/20）： 7782.

[5]Kirkos E， Spathis C， Manolopoulos Y. Data mining techniques for the detection of fraudulent financial statements [J]. Expert Systems with Applications， 2007， 32（4）： 9951003.

[6]李双杰， 陈星星. 基于BP神经网络模型与DEA模型的中国上市公司利润操纵研究 [J]. 数理统计与管理， 2013（3）： 440451.

[7]Dechow P M， Ge W， Larson C R， et al. Predicting material accounting misstatements [J]. Contemporary Accounting Research， 2011， 28（1）： 1782.

[8]Beasley M S. An empirical analysis of the relation between the board of director composition and financial statement fraud [J]. Accounting Review， 1996， 71（4）： 443465.

[9]Dechow P M， Sloan R， Sweeney A. Causes and consequences of earnings manipulation： an analysis of firms subject to enforcement actions by the SEC [J]. Contemporary Accounting Research， 1996， 13（1）： 136.[ZK）]

[10][ZK（#]Abbott L J， Parker S， Peters G F. Audit committee characteristics and restatements [J]. Auditing： A Journal of Practice & Theory， 2004， 23（1）： 6987.endprint

[11]Dunn P. The impact of insider power on fraudulent financial reporting [J]. Journal of Management， 2004， 30（3）： 397412.

[12]Farber D B. Restoring trust after fraud： does corporate governance matter？ [J]. The Accounting Review， 2005， 80（2）： 539561.

[13]Chen G， Firth M， Gao D N， et al. Ownership structure， corporate governance， and fraud： evidence from China [J]. Journal of Corporate Finance， 2006， 12（3）： 424448.

[14]Troy C， Smith K G， Domino M A. CEO demographics and accounting fraud： who is more likely to rationalize illegal acts？ [J]. Strategic Organization， 2011， 9（4）： 259282.

[15]Hasnan S， Rahman R A， Mahenthiran S. Management motive， weak governance， earnings management， and fraudulent financial reporting： malaysian evidence [J]. Journal of International Accounting Research， 2013， 12（1）： 127.

[16]黄世忠， 叶丰滢. 美国南方保健公司财务舞弊案例剖析 [J]. 会计研究， 2003（6）： 5963.

[17]陈关亭. 我国上市公司财务报告舞弊因素的实证分析 [J]. 审计研究， 2007（5）： 9196.

[18]陈国欣， 吕占甲， 何峰. 财务报告舞弊识别的实证研究——基于中国上市公司经验数据 [J]. 审计研究， 2007（3）： 8893.

[19]杨清香， 俞麟， 陈娜. 董事会特征与财务舞弊——基于中国上市公司的经验证据 [J]. 会计研究， 2009（7）： 6470.

[20]Doyle J， Ge W， McVay S. Determinants of weaknesses in internal control over financial reporting [J]. Journal of Accounting and Economics， 2007， 44（9）： 193223.

[21]劉桂良， 叶宝松， 周兰. 舞弊治理： 基于上市公司财务舞弊特征的分析 [J]. 财经理论与实践， 2009， 30（3）： 5256.

[22]王跃堂， 朱林， 陈世敏. 董事会独立性、股权制衡与财务信息质量 [J]. 会计研究， 2008（1）： 5562.

[23]何威风， 刘启亮. 我国上市公司高管背景特征与财务重述行为研究 [J]. 管理世界， 2010（7）： 144155.

[24]卢馨， 李慧敏， 陈烁辉. 高管背景特征与财务舞弊行为的研究——基于中国上市公司的经验数据 [J]. 审计与经济研究， 2015（6）： 5868.

[25]李平， 林建飞， 王立群. 公司治理、财务状况与财务报告舞弊关系的实证研究 [J]. 财会通讯， 2009（21）： 106109.

[26]洪荭， 胡华夏， 郭春飞. 基于GONE理论的上市公司财务报告舞弊识别研究 [J]. 会计研究， 2012（8）： 8490.

[27]Johnson S A， Ryan H E， Tian Y S. Managerial incentives and corporate fraud： the sources of incentives matter [J]. Review of Finance， 2009， 13（1）： 115145.[ZK）]

[HT5K][JY]责任编辑、 校对： 李斌泉[FL）]endprint