基于中国情境的上市公司财务舞弊诱导因素实证分析

2024-01-08陶思奇刘慧哲吴凤菊

管理现代化 2023年2期

□ 陶思奇周莎刘慧哲吴凤菊

（1.南京审计大学金审学院，江苏南京 210033；2.南京财经大学红山学院，江苏南京 210003）

一、引言

近年来公司财务舞弊事件引起社会广泛关注。财务舞弊打击了投资者信心，削弱了市场配置功能，阻碍了市场良性发展，损害了社会风气。因此，研究分析公司的财务舞弊特征并构建财务舞弊识别模型意义重大。

我国的政治制度、文化思想、经济发展模式与西方国家存在较大差异，舞弊三角理论、GONE 理论、舞弊风险因子理论等西方理论难以与我国情境和文化完美契合。基于我国情境的财务舞弊诱导因素理论指出，文化、需求和机会诱导因素对舞弊行为影响显著。其中，文化诱导因素为财务舞弊提供了滋生的土壤，是不可忽视的决定性因素（胡华夏等，2019）[1]，但理论界尚未开展相关实证研究。

本文以基于我国情境的上市公司舞弊诱导因素模型为基础，从文化、需求、机会三方面展开实证研究。在提取指标时，本文一方面从政企关系、管理模式、高管特征等方面提取文化指标，针对文化诱导因素重点展开分析探讨，另一方面对现有的需求和机会相关指标进行了优化，并结合实证结果提出了抑制财务舞弊的方法和建议。

二、文献综述

（一）舞弊文化理论研究

上市公司财务舞弊是学术界研究的热点问题。运用舞弊三角理论、GONE 理论、舞弊风险因子理论最为广泛，针对文化诱导因素开展的舞弊研究在深度和广度上尚有不足。已有包含文化因素的理论有M-I-C-E 理论、舞弊诱导因素模型、财务舞弊四因子假说等。M-I-C-E 理论指出舞弊动机包含财务问题、意识形态、威逼压迫和自负心理（Dorminey 等，2012）[2]。权威者的威逼压迫容易产生舞弊文化，导致舞弊行为呈现出无意识的常态化特征（孔晨和于洪鉴，2015）[3]。Messner 和Rosenfeld 指出，企业价值观若过于看重短期利益会诱导管理层实施舞弊行为。Coban 等（2019）[4]发现企业的道德行为会对经营产生长期影响，不道德行为会损害公司声誉，造成极高的运营成本。Fernandhytia 等（2020）[5]认为个人道德和伦理价值对舞弊倾向有显著影响，良好的职业道德可以减少欺诈行为。上述理论大多运用归纳法，通过对大量舞弊案例分析提取舞弊影响因子，但能否适应我国情境还需进一步验证。

国内的财务舞弊研究在非财务指标的提取和验证方面已取得一定成果，但关于文化诱导因素方面的理论研究和验证工作仍有不足。舞弊文化是孕育财务舞弊的土壤（胡华夏等，2019）[1]，文化对财务舞弊影响深刻且长远。基于不同的国情，我国学者尝试对舞弊文化动因理论进行优化。娄权（2004）[6]认为，当文化、机会、动机和权衡四因子皆存在时，财务舞弊就会发生。胡华夏等（2019）[1]提出基于中国情境的上市公司财务舞弊诱导因素理论，构建了需求、机会、文化舞弊诱导因素模型。谢航雨（2017）[7]指出良好的企业文化可抑制舞弊行为的发生。高湛东（2017）[8]从中国传统文化视角分析了财务舞弊的成因与对策。然而，上述研究均未针对文化因素展开进一步的实证验证。

（二）基于我国国情展开舞弊研究的重要性

我国的政治制度、文化传承、经济发展、风土人情等方面与西方国家截然不同，运用国外舞弊理论并不完全适用于我国国情。在制度方面，新《证券法》虽然提升了惩处力度，但是舞弊罚款金额与违法所得相比仍有巨大差距（黄世忠等，2020）[9]。在企业组织架构方面，大型企业往往采用金字塔式的总分架构。在传统的官本位制度的影响下，采用总分式组织架构的企业易形成集权管理模式，高管人员权力较大，可以对公司的内控制度、公司章程和企业文化等产生影响，对其权力制约的效果有限（董红星，2016）[10]。在政企关系方面，国有企业与政府联系紧密，政府官员的考核与企业的经营业绩和社会效益相关（邹瑾等，2022）[11]。此外，政府的监管和党组织的介入也会对企业产生影响。国有企业党组织参与公司治理可以发挥“把方向，管大局，保落实”的重要作用，减少信息不对称和国企高管的非理性决策，增加舞弊违规成本，对财务舞弊行为有良好的抑制作用（陈艳等，2022）[12]。运用基于我国情境的财务舞弊理论开展舞弊分析与识别研究具有重要意义。

三、研究假设

基于中国情境的上市公司财务舞弊诱导因素理论指出文化、需求和机会等诱导因素的相互影响诱发了财务舞弊，如图1 所示。其中，文化诱导因素是决定性因素，是孕育财务舞弊的土壤。舞弊不良文化会对人们的行为产生潜移默化的影响，当企业经营者面临需求因素诱导时，会主动寻求和制造舞弊机会。内部管理和外部监督的失效为实施舞弊提供了机会。

图1 基于我国情境的上市公司财务舞弊诱导因素模型

（一）文化诱导因素

文化诱导因素相关指标难以量化，在财务舞弊实证领域研究较少。如图1 所示，文化诱导因素包含政企关系、企业管理模式和企业高管特征等方面。财务舞弊根本上是文化和道德问题，舞弊文化是实施财务舞弊的前提。

1.政企关系

政企关系方面，社会主义国家的政府对国有企业有一定的“善意”和“强制”的文化影响（Kornai，2014）[13]。经济发展层面，上市公司可以带动区域经济发展，募集地区发展资金，稳定政府税收来源，提高资源配置水平。政府也会通过土地、项目、税收政策、财政补贴等方式帮助上市公司发展。履行就业、扶贫等社会责任方面，政府对国有企业有更高的要求。此外，国有企业党组织往往以“组织嵌入”的方式参与公司治理，在决策原则与决策程序上对公司的治理机制有完善作用，可以有效抑制财务舞弊（陈艳等，2022）[12]。考虑我国政企关系的特殊性，提出以下假设：

H 1.1：国有企业财务舞弊的可能性较小；

2.企业管理模式

公司“一股独大”的股权结构容易产生集权式管理模式，影响公司的治理效率，降低公司的经营绩效（李汉军和刘小元，2015）[14]。集权式管理模式容易产生专权的企业文化，当控股股东侵占中小股东权益或高层要求财务人员配合舞弊时，制约机制的效果有限。此外，企业高层人事变动会引起人员结构调整，驱动公司开展组织战略变革，打破组织一贯的行为方式（曾萍等，2021）[15]。职位变动会使企业过往形成的小团体逐渐解散，减少舞弊发生的可能性。根据上述分析，提出如下假设：

H 1.2：集权式管理与财务舞弊可能性正相关；

H 1.3：高管职位变更与财务舞弊可能性负相关；

3.企业高管特征

女性在工作时可以发挥审时度势、响应机遇的作用（伦蕊，2020）[16]，女性高管稳健的决策风格、谨慎细心的性格可以中和激进与冒失的决策（卢佳友和万春荣，2019）[17]。此外，我国传统文化重视道德文化的传承，强调知识分子要具备清高、正直等优良道德和品质。道德诚信的品质对舞弊文化有抑制作用。当企业内外部均认为财务舞弊是正常的，“没有哪家公司一点问题都没有”、“自己不做也会有别人做”等思想盛行时，财务舞弊的发生就只是时间问题（胡华夏等，2019）[1]。因此，我们认为随着学历的提升，高管的法律意识会更加完善，对自身的道德要求更高，可以抵制舞弊文化的侵蚀，也有实力以跳槽等方式拒绝财务舞弊。据此提出以下假设：

H 1.4：女性高管比例与财务舞弊可能性负相关；

H 1.5：高管学历越高，财务舞弊可能性越小。

（二）需求诱导因素

需求诱导因素是财务舞弊发生的动机和导火索。若上市公司已经受到舞弊文化的侵蚀，在需求诱导因素的影响下，上市公司会主动寻求、利用和制造机会实施财务舞弊。

1.经营业绩需求

根据证券法、公司法、证监会以及沪深两市的有关规定，上市公司经营不善会面临风险警示，甚至触发强制退市。公司上市的等待时间和退市时间较久，拥有上市资格不易，这给壳资源的交易创造了时机。正常经营的公司可借助上市渠道融资，经营业绩较差的公司也可以通过卖壳获得丰厚资金，保壳成为“带帽”公司的重要需求。此外，在正常的生产经营中，公司财务指标的变化相对稳定，不会偏离合理区间（刘志洋和韩丽荣，2018）[18]。舞弊公司则会为了达到目的和实现利益针对性地变动财务指标，但其往往难以同时满足针对性的财务指标的变动和财务上的勾稽关系的平衡。因此，舞弊公司在财务数据上会出现异常波动、自相矛盾的窘境。据此提出以下假设：

H 2.1：面临T 处理和退市的公司，舞弊概率增大；

H 2.2：财务指标异常波动幅度与财务舞弊正相关；

2.外部压力需求

信息不对称的客观存在、资源供给的客观限制、投资者水平参差不齐等会造成“理性人”在信息干扰下做出跟风和主观冒进的决策。当上市公司发布亏损的业绩预告时，投资者会降低预期，抛售股票，形成对公司的外部压力。此外，不同性质的控股股东会对上市公司的管理决策和绩效产生显著影响（黄世忠等，2020）[9]，流通股股东可以通过“用脚投票”的方式抛售或者拒绝购买不良上市公司的股票，从而反制舞弊行为的发生（陈关亭，2007）[19]。据此提出以下假设：

H 2.3：上市公司业绩预告为亏损时，舞弊概率增大；

H 2.4：流通股比例与财务报告舞弊负相关；

3.个人利益需求

公司的治理结构赋予了高层对公司的领导权和控制权。证监会发布的《上市公司股权激励管理办法》指出，上市公司可以设置公司业绩指标和个人绩效指标考核对董事和高管进行激励。公司业绩决定了董事和高管的薪酬与利益，会激发个人利益需求。企业经营管理权与持股比例正相关，管理层持股越多，掌握和使用会计信息的程度越高，可索取的剩余价值就越多，更易诱发舞弊行为（洪荭等，2017）[20]。据此提出以下假设：

H 2.5：管理层薪酬变动幅度与财务舞弊可能性正相关；H 2.6：管理层持股比例与财务舞弊可能性正相关。

（三）机会诱导因素

当舞弊文化诱导因素和需求诱导因素已经存在时，企业会借助内部管理的失效和外部监管的漏洞制造和利用机会诉诸财务舞弊，使成功实施财务舞弊行为成为可能。

1.内部管理失效

财务舞弊与公司规模呈反比关系，完善的公司规模对舞弊有抑制作用（黄世忠等，2020）[9]。董事会、监事会规模与公司规模正相关，完善的董事会和监事会可以更好地执行监督和管理职能，从而起到抑制舞弊的效果。在内控制度方面，不健全的内控体系会造成股东与管理者的权责交叠，组织体系和内部控制流于形式，增大财务舞弊概率（黄世忠等，2020）[9]。独立董事具有独立客观地决策、监督上市公司经理层以及维护中小股东权益的权利，可防止控制股东及管理层损害公司整体利益并维护中小股东合法权益不受侵害。据此提出以下假设：

H 3.1 : 董事会、监事会规模与舞弊概率负相关；

H 3.2 : 内部控制有效程度与舞弊概率负相关；

H 3.3 : 独立董事比例越高，舞弊可能性越小；

2.外部监督失效

会计师事务所是重要的外部监督力量。学术界普遍认为会计师事务所规模越大，舞弊概率越小（熊方军和张龙平，2016）[21]，审计报告意见类型与财务舞弊负相关（洪荭等，2017）[20]。然而，美国安然事件表明会计师事务所的规模并不能保证其不会合谋舞弊。根据中国注册会计师官网披露的数据，2022 年无保留意见的财务报表审计报告有4663 家，占比97%，无保留意见的内部控制审计报告有2470 家，占比约为98%。因此，本文不采用审计报告类型和会计师事务所规模进行实证分析。会计师事务所审计过程中会发现财务舞弊的端倪，情节严重会拒绝审计工作。据此提出以下假设：

H 3.4 : 舞弊审计年度前三年内，更换会计师事务所越频繁，财务舞弊可能性越大。

四、样本、变量与模型

（一）样本选择

本文选取1998 ～2022 年CSMAR 数据库中因财务舞弊受到处罚的上市公司作为初始样本，并进行了如下剔除：金融保险业上市公司，推迟披露、出资违规、擅自改变资金用途、占用公司资产、内幕交易、违规买卖股票、操纵股价、违规担保、关键数据缺失和其他非财务报告舞弊公司（阚宝奎等，2012）[22]。最终获得306 家财务报告舞弊样本公司，因部分公司不止一次舞弊，最终得到391 条舞弊样本。此外，选取306 家与舞弊样本公司同行业、同年限、规模相近、未因财务舞弊受到公开处罚的上市公司作为配对样本，对比样本数量为387 条。

（二）变量选择与模型建立

本文依据上市公司财务舞弊的诱导因素理论选择了代表文化、需求、机会三项诱导因素的解释变量，详见表1。为保证Logistic 回归模型实证分析的有效性和准确性，满足样本数量的要求（高永祥和张晋昕，2018）[23]，本文针对文化诱导因素、需求诱导因素、机会诱导因素分别开展实证研究，回归模型如下：

模型一（文化诱导因素）：FRAUD =β1GER +β2EA+β3EMF +β4 FE+β5 BD+β6 MD+Ɛ1

模型二（需求诱导因素）：FRAUD =β7 PDW+β8 YV+β9 ALR+β10 NPR+β11 TTA+β12 PSC+β13 EF+β14 MSH+β15 ARD+β16 ARS +β17 AEP+Ɛ2

模型三（机会诱导因素）：FRAUD=β18 BS+β19 SBS+β20 PID+β21 EIC+β22RAN+Ɛ3

其中FRAUD 为被解释变量，GER，……，RAN 为解释变量，β1，……，β22 为系数，ε1 等为随机误差项。

五、实证分析

（一）描述性统计

描述性统计与T 检验结果如表2 所示。在文化诱导因素方面，政企关系（GER）、管理模式（EA、EMF）、企业高管特征（FE、BD、MD）对舞弊行为影响显著。在需求诱导因素方面，被处理需求（PDW）、财务指标异常波动（YV、ALR、NPR、TTA）、业绩预告（EF）、管理层薪酬变动幅度（ARD、ARS、AEP）影响显著，流通股比例（PSC）和管理层持股比例（MSH）有待进一步验证。在机会诱导因素方面，除内部控制有效程度（EIC）显著性较弱以外，公司治理指标（BS、SBS、PID）和频繁更换会计师事务所（RAN）显著。

表3 文化诱导因素回归结果

表4 需求诱导因素回归结果

表5 机会诱导因素回归结果

（二）Logistic 回归分析

基于OR 数值表述准确性的考虑，本文对财务指标变动率、流通股比例、管理层持股比例、管理层薪酬变动幅度等指标采取将连续变量转化为有序多分类变量的处理方式带入回归模型。Logistic 回归结果和分析如下：

1.文化诱导因素

企业股权性质（GER）为国企与舞弊呈现显著的负向影响关系，假设1.1 得以验证，该结果说明国有股权性质和紧密的政企关系对财务舞弊有抑制作用。国有企业需要接受政府的监督与管理，党组织参与公司治理会让企业在管理流程、公司规章、治理体系等方面更加规范，可以起到抑制舞弊的效果。此外，政府会要求国有企业积极承担社会责任，非国有企业在此方面没有过多的压力与限制，对财务数据反而可能具有了操纵的空间。我国政企关系与国外不同，政府如何做到既维护社会稳定、增加就业与税收，又引导企业合规经营、履行社会责任，是值得深入研究和探讨的议题。

集权式管理（EA）与财务舞弊呈显著正向影响关系，集权式管理舞弊概率是非集权企业的2.509 倍，假设1.2得到验证。职位变更（EMF）与财务舞弊呈显著负向影响关系，职位变更减少小团体产生概率，破坏舞弊产生的土壤，假设1.3 得到验证。女性高管比例（FE）与舞弊呈现显著负向影响关系，更多女性参与决策与管理有利于减少财务舞弊发生的概率，假设1.4 得到验证。文化程度方面，本科比例与舞弊显著正相关，硕士比例与舞弊显著负相关。原因可能在于大学不断扩招，导致本科生数量持续增加，本科学历含金量下降，工作质量相对较低，跳槽难度较大，不得已配合舞弊。而硕士毕业难度相对较大，会更加珍惜羽毛，亦可以采取跳槽等方式拒绝舞弊，假设1.5 得到验证。

2.需求诱导因素

（1）企业经营需求

在企业经营需求方面，面临T 处理和退市压力的公司（PDW）与舞弊呈现显著正相关关系，假设2.1得到验证。在财务指标异常波动方面，资产负债率的变动率（ALR）总体对财务舞弊影响不显著，仅在[0.25,0.5）区间有一定参考价值。净资产收益率变动率（YV）在[0.5,3）区间上表现显著。净利润变动率（NPR）影响显著，OR 数值随着其数值的增大不断上升，从侧面验证了操纵利润是财务舞弊的主要目的和针对性目标。总资产周转率变动幅度以0.5 为分界线，当其小于0.5 时，与财务舞弊正相关，大于0.5 时则为负相关。说明总资产周转变动率增幅超过0.5 时，资产管理效率和利用效率提升，对舞弊有抑制作用，或者当总资产周转速度急速下降超过0.5 时，企业营运不堪挽回，不再有舞弊的必要。综合考虑，财务指标异常波动时，财务舞弊可能性越大，假设2.2 得到验证。

（2）外部压力需求

业绩预告类型（EF）对财务舞弊影响显著，呈正向相关关系，业绩预告为亏损的企业是非亏损企业舞弊概率的3.55 倍，假设2.3 得以验证。流通股比例结果不显著，假设2.4 无法验证。

（3）个人利益需求

在个人利益需求方面，管理层持股比例（MSH）高于20%时影响显著，与舞弊正向相关，小于20%时负相关。说明管理层持股比例越高，谋求个人利益实施舞弊的概率越大。董事平均薪酬变动绝对数（ARD）在[0.25-0.5）变动区间正向相关，舞弊概率增加，其余数值区间为反向相关。监事平均薪酬变动绝对数（ARS）影响不显著。高管平均薪酬变动绝对数（AEP）变动幅度小于25%时呈现负相关关系，大于25%时则相反。该结果说明公司高层面对25%以上的超额薪酬得利时，舞弊概率增大。假设2.5和2.6 得以验证。

3.机会诱导因素

内部管理方面，董事会和监事会人数与财务舞弊显著负相关，完善的董事会和监事会对舞弊有抑制作用，假设3.1 得到验证。内控有效程度与舞弊概率呈现负相关，但不显著，假设3.2 不成立。独立董事占比（PID）与财务舞弊不存在线性关系，占比小于30% 时与财务舞弊显著相关，高于30% 时则没有参考性。说明合理的独董规模可以有效抑制舞弊。外部监督方面，3 年内频繁变更会计师事务所（RAN）与财务舞弊显著正相关。频繁变更会计师事务所的企业的舞弊概率是不频繁变更会计师事务所企业的8.7 倍，假设3.4得以验证。