艾永芳，佟孟華，孫光林

（東北財經(jīng)大學 經(jīng)濟學院 遼寧 大連 116025）*

·財務(wù)與會計·

公司戰(zhàn)略、大股東持股與財務(wù)欺詐

艾永芳，佟孟華，孫光林

（東北財經(jīng)大學 經(jīng)濟學院 遼寧 大連 116025）*

以2001—2015年我國A股上市公司為樣本，考察企業(yè)公司戰(zhàn)略定位對財務(wù)欺詐行為的影響，研究發(fā)現(xiàn)：公司戰(zhàn)略對財務(wù)欺詐行為有顯著影響，公司戰(zhàn)略定位越激進，越可能導致財務(wù)欺詐行為的發(fā)生；經(jīng)過穩(wěn)健性測試后，結(jié)果依然成立。進一步研究發(fā)現(xiàn)：提高大股東持股比例，可以增強大股東對管理者的“監(jiān)督效用”，從而提升企業(yè)內(nèi)部監(jiān)督效率，進而抑制公司戰(zhàn)略對財務(wù)欺詐行為的影響。

公司戰(zhàn)略；財務(wù)欺詐；大股東持股

一、引 言

關(guān)于上市公司財務(wù)欺詐的成因，美國現(xiàn)代內(nèi)部審計之父Lawrence B.Sawyer早在20世紀50年代就提出著名的舞弊三角理論,Albrecht和Chad（2004）進一步發(fā)展了該理論，提出財務(wù)舞弊是由動機、機會和借口等三要素共同作用下產(chǎn)生的[1]?，F(xiàn)有文獻大都以此為基礎(chǔ)研究財務(wù)欺詐問題。然而，從公司戰(zhàn)略角度研究財務(wù)欺詐的文獻并不多見。

已有研究認為，不同的公司戰(zhàn)略會影響企業(yè)的盈利模式、高管薪酬以及組織結(jié)構(gòu)[2]。盈利模式與高管薪酬會影響高管與股東之間的代理沖突，從而影響高管進行財務(wù)欺詐的動機[3-5]。另外，組織結(jié)構(gòu)的不同會導致企業(yè)內(nèi)部監(jiān)督效率的差異，從而影響高管進行財務(wù)舞弊的機會[6，7]。如此，公司戰(zhàn)略與企業(yè)財務(wù)欺詐之間應該是存在著一種影響路徑，即公司戰(zhàn)略影響企業(yè)高管進行財務(wù)欺詐的動機和機會，進而影響財務(wù)欺詐發(fā)生的概率。對這一問題的深入研究，可以找到導致企業(yè)發(fā)生財務(wù)欺詐行為的內(nèi)在原因。然而，我國很少有文獻將公司戰(zhàn)略與企業(yè)財務(wù)欺詐行為結(jié)合起來進行深入研究。

基于上述考慮，本文以2001—2015年我國A股上市公司為樣本，研究了公司戰(zhàn)略定位對財務(wù)欺詐行為的影響。研究發(fā)現(xiàn)：首先，相對于比較保守的防御型戰(zhàn)略，比較激進的進攻型戰(zhàn)略更容易發(fā)生財務(wù)欺詐；其次，大股東持股比例可以影響公司戰(zhàn)略對財務(wù)欺詐的作用程度，大股東持股比例越高，越有助于抑制公司戰(zhàn)略對財務(wù)欺詐的影響。

二、文獻綜述及假設(shè)提出

（一）文獻綜述

現(xiàn)有關(guān)于財務(wù)欺詐成因的文獻分別從動機、機會和借口等三種因素入手進行研究。具體來講，企業(yè)進行財務(wù)造假的動機因素大體包括：快速增長[3]、以股票期權(quán)形式激勵高管[4，5]、 外部融資需要[6]、較差的業(yè)績表現(xiàn)[8]。企業(yè)進行財務(wù)造假的機會因素主要有：低效率的監(jiān)督機制[6]、內(nèi)部控制缺失[7]。更具體的，比如外部董事比例[9]、 獨立董事規(guī)模[10]、董事會規(guī)模和董事會持股比例[11]、 監(jiān)事會規(guī)模[12]以及大股東持股[13，14]等。借口因素主要涉及到高管個人因素，比如高管的品德[15]以及高管對造假行為的態(tài)度[16]。然而，諸如高管的品德和高管的態(tài)度一般難以量化，現(xiàn)有研究大多用高管的背景特征來預測高管的行為，比如高管的學歷[17]、CEO的任職時間[18]、高管性別[19]以及高管年齡[20]。

縱觀上述研究，雖沒有以公司戰(zhàn)略為視角來研究財務(wù)欺詐成因的文獻，但卻為本文研究提供了理論支持。

（二）研究假設(shè)提出

Miles等（1978）按照企業(yè)對市場變化的反應速度將公司戰(zhàn)略分為進攻型、防御型和分析型[2]。進攻型對市場變化反應最快，防御型反應最慢，分析型介于二者之間，兼具二者的特點，所以分析起來并不方便。鑒于此，與其他研究一樣[21，22]，本文將主要關(guān)注進攻型戰(zhàn)略和防御型戰(zhàn)略。

不同的公司戰(zhàn)略定位決定了不同的盈利模式、高管薪酬結(jié)構(gòu)以及組織結(jié)構(gòu)，從而導致企業(yè)高管進行財務(wù)欺詐的動機和機會也不同。因此，本文認為公司戰(zhàn)略會影響企業(yè)財務(wù)欺詐行為的發(fā)生率，即相對于比較保守的防御型戰(zhàn)略，比較激進的進攻型戰(zhàn)略更容易發(fā)生財務(wù)欺詐風險。具體分析如下：

首先，進攻型企業(yè)研發(fā)投入和營銷費用都非常高，同時產(chǎn)出具有較大的不確定性[2]，導致了該類企業(yè)的業(yè)績波動風險非常大[23]。同時，為了鼓勵高管創(chuàng)新和風險承擔，該類企業(yè)在高管薪酬結(jié)構(gòu)安排上，與業(yè)績掛鉤的浮動薪酬占比較高，而固定工資較低[25]。較高的業(yè)績波動風險與較高的浮動薪酬比例造成進攻型企業(yè)的高管的貨幣性薪酬波動較大，很可能會因為企業(yè)業(yè)績不良而獲得非常低的報酬，這在很大程度上加劇了高管與股東之間的代理沖突，從而催生了高管進行財務(wù)造假的動機。相對而言，由于采取防御型戰(zhàn)略的企業(yè)只在比較狹窄的領(lǐng)域生產(chǎn)經(jīng)營，并采取漸進式的創(chuàng)新模式，因此該類企業(yè)的研發(fā)投入和營銷費用相對較少，而且產(chǎn)出也容易預測[2]。同時，在防御型企業(yè)的高管薪酬結(jié)構(gòu)中，固定薪酬占比較高[25]，因此，高管薪酬相對穩(wěn)定，從而高管與股東之間的代理沖突比較小，進而削弱了其進行財務(wù)造假的動機。由此可見，同防御型企業(yè)相比，進攻型企業(yè)的高管進行財務(wù)欺詐的動機更高，因此更容易發(fā)生財務(wù)造假現(xiàn)象。

其次，進攻型公司通過不斷創(chuàng)新立足于市場，這種戰(zhàn)略定位注定了該類企業(yè)的人員流動比較強，導致組織結(jié)構(gòu)不穩(wěn)定[2]。同時，為了適應企業(yè)在多個產(chǎn)品領(lǐng)域同時發(fā)展，進攻型企業(yè)的組織結(jié)構(gòu)趨于分散化，因此，如何促使各個部門間的協(xié)調(diào)發(fā)展是這類公司面臨的首要問題。鑒于此，進攻型企業(yè)在公司治理結(jié)構(gòu)的構(gòu)建和內(nèi)部控制制度的制定上均重視部門間的協(xié)調(diào)，而忽略了監(jiān)督。與之相對應，防御型企業(yè)由于產(chǎn)品線比較單一，因此組織結(jié)構(gòu)比較穩(wěn)定，管理模式趨于集中化，協(xié)調(diào)機制也比較簡單[2]，所以，其公司治理結(jié)構(gòu)和內(nèi)部控制更加注重監(jiān)督效率。而低效率的監(jiān)督機制[6]、內(nèi)部控制缺失[7]等因素為高管隱瞞公司信息提供了機會，大大降低了企業(yè)信息的透明度，從而也為財務(wù)欺詐創(chuàng)造了條件。由此可以判斷，同防御型企業(yè)相比，進攻型企業(yè)更有可能發(fā)生財務(wù)欺詐風險。

通過以上理論分析，提出以下假設(shè):

H1：激進的公司戰(zhàn)略發(fā)生財務(wù)欺詐的風險更大。

大股東持股作為企業(yè)公司治理的重要組成部分，在內(nèi)部監(jiān)督中發(fā)揮著重要作用。已有文獻證明，提高大股東的持股比例可以增強大股東監(jiān)督的主觀能動性。如，Grossman和Hart（1980）認為，比較集中的股權(quán)結(jié)構(gòu)通過賦予大股東比較高的剩余索取權(quán)，提高其對管理者監(jiān)督的主觀意識，從而可以緩解第一類代理問題[13]。Shleifer和Vishny（1986）指出，大股東持股比例越高越有動力去監(jiān)督管理者的利己主義行為[14]。王化成等（2015）的研究認為，提高大股東持股比例可以激發(fā)其對管理者的“監(jiān)督效應”，從而降低股東與管理者間的代理成本，進而抑制股價暴跌[25]。由此可見，較高的大股東持股比例可以激發(fā)大股東的監(jiān)督作用，從而有效抑制管理者出于利己目的而進行的財務(wù)欺詐行為。那么，大股東持股比例的增加能否抑制公司戰(zhàn)略對財務(wù)欺詐行為的影響呢？為了回答此問題，提出以下假設(shè)：

H2：公司大股東持股比例的增加有利于抑制公司戰(zhàn)略對財務(wù)欺詐行為的影響。

三、研究設(shè)計

（一）樣本選取及來源

選擇我國2001—2015年所有A股上市公司的相關(guān)數(shù)據(jù)為研究樣本。之所以從2001年開始，是因為我國從1999年才開始披露公司員工人數(shù)相關(guān)數(shù)據(jù)，而員工波動率的計算需最近三年的數(shù)據(jù)。此外，剔除了金融類上市公司、被標記為ST的上市公司、相關(guān)實證變量有數(shù)據(jù)缺失的觀察值、上市不滿三年的上市公司。經(jīng)過以上篩選程序，獲得14321個“公司一年”度觀察值。除研發(fā)費用數(shù)據(jù)來自于WIND數(shù)據(jù)庫外，其他所有數(shù)據(jù)均來自CSMAR數(shù)據(jù)庫。為了避免極端值造成的影響，對所有存在離群值的連續(xù)性變量進行了Winsorize處理。

（二）變量選擇

1.財務(wù)欺詐。參照已有研究的做法[26，27]，將CSMAR數(shù)據(jù)庫違規(guī)類型中的“虛構(gòu)利潤”“虛列資產(chǎn)”“推遲披露”“虛假陳述”“重大遺漏”等違規(guī)行為確定為上市公司財務(wù)欺詐樣本。通過構(gòu)造虛擬變量的方式定義財務(wù)欺詐指標（Fdum）。當某公司某年度發(fā)生以上五項違規(guī)行為中的一項或多項，同時還被上海證券交易所、深證證券交易所、證監(jiān)會或財政部等部門中的一個或多個認定為違規(guī)行為時，虛擬變量Fdum取值為“1”，否則取值為“0”。

此外，引入受罰程度指標Fdeg。借鑒郝玉貴和陳奇薇（2012）的做法[28]，F(xiàn)deg的構(gòu)造方法如下：根據(jù)CSMAR系統(tǒng)中的上市公司違規(guī)數(shù)據(jù)庫，若公司當年未因財務(wù)欺詐受罰，賦值為“0”；若僅有高管受罰而公司未受罰或公司受罰類型為“其他”， 賦值為“1”；若公司受罰類型為批評或譴責，賦值為“2”；若公司受罰類型為警告、 罰款或沒收違法所得，賦值為“3”。同時受到多種處罰的取最嚴重的受罰類型，一年內(nèi)多次受罰采用受罰程度最嚴重的一次。

2.公司戰(zhàn)略。遵照Miles等 （1978）對公司戰(zhàn)略的劃分標準[2]，借鑒Bentley等（2013）的研究[29]，公司戰(zhàn)略變量的構(gòu)建主要關(guān)注以下六個方面的特征：研發(fā)費用占營業(yè)收入的比重、員工人數(shù)與營業(yè)收入的比值、 營業(yè)收入的歷史增長率、銷售費用和管理費用占營業(yè)收入的比重、員工人數(shù)的波動性以及固定資產(chǎn)占總資產(chǎn)比重。

變量構(gòu)建過程如下：（1）將上述六個變量取過去三年的移動平均值。（2）對于上述前五個變量，在每一個“年度—行業(yè)”樣本中從小到大平均分為5組，最小的賦值為1分，最大的賦值為5分；對于第六個變量，分組方式相反，即最小的賦值為5分，最大的賦值為1分。（3）對于每一個“公司一年度”樣本，將六個變量的分組得分相加，得到6～30分的度量變量——公司戰(zhàn)略（Strategy3）。較高取值的Strategy3意味著較為激進的戰(zhàn)略，而較低取值的Strategy3意味著較為保守的戰(zhàn)略。

出于穩(wěn)健性考慮，還構(gòu)造了另一個公司戰(zhàn)略變量Strategy5。構(gòu)造方法是將上述操作步驟的第1步中的三年移動平均改為五年移動平均，然后重復第二、三步，便得到Strategy5。

3.控制變量。參照已有相關(guān)文獻的研究[25]，選取了如下控制變量：公司規(guī)模（Size）、賬面市值比（BTM）、資產(chǎn)收益率（Roa）、資產(chǎn)負債率（Lev）、是否四大會計師事務(wù)所（Bign）。所有變量的定義和度量如表1所示。

表1 變量定義及度量

（三）檢驗模型的設(shè)定

1.假設(shè)H1的檢驗模型。采用模型（1）檢驗假設(shè)H1。

+YearDum+IndDum+ξi,t

（1）

其中，因變量Fraud，代表公司財務(wù)欺詐。本文用財務(wù)欺詐啞變量Fdum來度量；同時，用財務(wù)欺詐受罰程度Fdeg進行補充測試。當因變量為Fdum時，采用Logit模型進行估計；當因變量為Fdeg時，采用Oligit模型進行估計。解釋變量Strategy為公司戰(zhàn)略，本文分別用Strategy3和Strategy5進行度量。Control為控制變量集。Controlk代表第k個控制變量。同時還加入了年度啞變量和行業(yè)啞變量，以分別控制年度和行業(yè)固定效用。在模型（1）中，預期β1>0，即公司的戰(zhàn)略越激進，公司越容易發(fā)生財務(wù)欺詐行為。

2.假設(shè)H2的檢驗模型。本文將采用兩種方法檢驗假設(shè)H2。

（1）采用模型（2）對假設(shè)H2進行檢驗。

Fraudi,t=β0+β1Strategyi,t+β2First

（2）

其中，因變量與模型（1）相同。First為大股東持股比例。交互項First×Strategy度量了大股東持股比例和公司戰(zhàn)略對財務(wù)欺詐的交互作用。若H2成立，則β2<0，即大股東持股有助于削弱公司戰(zhàn)略對財務(wù)欺詐風險的影響。

（2）以全樣本中大股東持股比例（First）的均值作為臨界點，大于均值的樣本代表股權(quán)集中組，取值為“1”；小于均值的代表股權(quán)分散組，取值為“0”。分別在股權(quán)集中組和股權(quán)分散組估計模型（1）。如果假設(shè)H2成立，那么股權(quán)集中組中，公司戰(zhàn)略的系數(shù)β1的估計值的顯著性應該弱于股權(quán)分散組。

四、實證結(jié)果及分析

（一）變量的描述性統(tǒng)計

表2 給出了主要變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果。財務(wù)欺詐啞變量Fdum的均值為0.09，說明在備選樣本中有9.42%的樣本發(fā)生了財務(wù)違規(guī)，同時，該指標的標準差為0.29，說明該指標在樣本公司中存在較大差異。受懲罰程度指標Fdeg的均值為0.15，標準差為0.52，說明在所選樣本中其變異性也很大。兩個公司戰(zhàn)略指標Strategy3和Strategy5的均值分別為17.36和17.46，標準差分別為3.85和3.89，最小值為6，最大值為30。Pros和Defe的均值分別為0.0623和0.1017，說明樣本中進攻型企業(yè)和防御略企業(yè)的占比分別為6.23%和10.17%。大股東持股比例（First）的均值為36.98%，與現(xiàn)有研究相差不大[26]。

表2 變量的描述統(tǒng)計結(jié)果

注：所有變量定義見表 1 。

（二）單變量分析

表3列出了單變量分析結(jié)果。結(jié)果顯示：隨著企業(yè)戰(zhàn)略定位激進程度的增加，兩個代表財務(wù)欺詐的變量均有顯著上升，表明公司戰(zhàn)略可以影響財務(wù)欺詐行為的發(fā)生率和嚴重程度，即公司戰(zhàn)略越激進，公司越有可能發(fā)生財務(wù)欺詐，且程度越嚴重。

表3 變量的單變量分析結(jié)果

注：***、**、*分別表示在1%、5%和10%水平上顯著，括號內(nèi)數(shù)值表示t 統(tǒng)計量。

（三）變量的相關(guān)性分析

表4 報告了主要變量間的相關(guān)系數(shù)。兩個財務(wù)欺詐指標與兩個公司戰(zhàn)略指標的相關(guān)系數(shù)均為正，都至少在10%的水平下顯著，說明激進的公司戰(zhàn)略確實可以加劇財務(wù)欺詐行為的發(fā)生，符合假設(shè)H1的預期。此外，大股東持股比例（First）與兩個財務(wù)欺詐指標的相關(guān)系數(shù)分別為-0.031和-0.032，且均在1%水平下顯著，說明大股東持股有抑制財務(wù)欺詐的作用，符合本文預期。其他指標的相關(guān)系數(shù)均在合理范圍內(nèi)。

表4 主要變量間的相關(guān)系數(shù)結(jié)果

注：***、**、*分別表示在1%、5%和10%水平上顯著。

（四）回歸分析

1.假設(shè)H1的檢驗。表5 報告了檢驗假設(shè)H1的回歸結(jié)果。首先，以財務(wù)欺詐啞變量Fdum和財務(wù)欺詐受罰程度Fdeg作為因變量，以公司戰(zhàn)略變量Strategy3為解釋變量。結(jié)果顯示，Strategy3的系數(shù)均為正，且在1%的水平下顯著。其次，當以Strategy5作為解釋變量時，其系數(shù)依然顯著為正。以上回歸結(jié)果表明，公司戰(zhàn)略對企業(yè)財務(wù)欺詐行為的發(fā)生有顯著影響，公司戰(zhàn)略越激進，企業(yè)越可能發(fā)生財務(wù)欺詐行為。這與本文假設(shè)H1的預期一致。

2.對假設(shè)H2的檢驗結(jié)果

（1）交互項分析結(jié)果。表6 列出了對假設(shè)H2檢驗的交互項分析結(jié)果。結(jié)果顯示無論是以Fdum作為因變量，還是以Fdeg作為因變量，兩個交互項指標First×strategy3和First×strategy5的回歸系數(shù)均顯著為負。這說明，大股東持股比例的增加確實可以抑制公司戰(zhàn)略對企業(yè)財務(wù)欺詐發(fā)生率的影響，這正符合假設(shè)H2的預期。

表5 檢驗假設(shè)H1的回歸分析結(jié)果

注：***、**、*分別表示在1%、5%和10%水平上顯著，括號內(nèi)數(shù)值表示Z統(tǒng)計量，以下類同。

表6 假設(shè)H2檢驗結(jié)果（交互項分析）

表7 假設(shè)H2檢驗結(jié)果（股權(quán)集中度對比分析）

（2）基于股權(quán)集中度的分組回歸結(jié)果。表7 給出了針對假設(shè)H2的基于股權(quán)集中度的分組回歸結(jié)果。在股權(quán)集中組的四個回歸模型中，兩個代表公司戰(zhàn)略的變量Strategy3和Strategy5的系數(shù)均不顯著。而在股權(quán)分散組的四個回歸模型中，Strategy3和Strategy5的系數(shù)均在1%的水平下顯著。以上結(jié)果表明，當公司的大股東持股比例較高時，大股東對高管的監(jiān)督作用，可以抑制公司戰(zhàn)略對財務(wù)欺詐行為的影響；而當大股東持股比例較低時，大股東對高管的監(jiān)督作用減弱，使公司戰(zhàn)略對財務(wù)欺詐的促進作用得以顯現(xiàn)。這同樣也支持假設(shè)H2的預期。

五、穩(wěn)健性檢驗

為提高結(jié)果的穩(wěn)健性，進一步對上述結(jié)果進行檢驗。分別以啞變量Pros和Defe作為公司戰(zhàn)略的度量，并將二者引入到回歸模型中。其中，Pros代表進攻型戰(zhàn)略，Defe代表防御型戰(zhàn)略?；貧w結(jié)果見表8 。首先，在全樣本中，當以Fdum作為因變量時，Pros的系數(shù)為正，并接近顯著；當以Fdeg為因變量時，Pros的系數(shù)在10%水平下顯著為正。這說明，進攻型戰(zhàn)略會加劇企業(yè)財務(wù)欺詐行為的發(fā)生。另外，無論以Fdum為因變量，還是以Fdeg為因變量，Defe的系數(shù)均在1%下顯著為負。這表明，采取防御型戰(zhàn)略的企業(yè)確實不易發(fā)生財務(wù)欺詐現(xiàn)象?？傊?，以上回歸結(jié)果與假設(shè)H1預期一致。其次，通過將股權(quán)集中組和股權(quán)分散組的回歸結(jié)果進行對比可以發(fā)現(xiàn)：在股權(quán)集中組中，Pros的系數(shù)雖為正，但并不顯著；在股權(quán)分散組中，Pros的系數(shù)在10%的水平下顯著為正。這說明，大股東持股比例較高的情況下，即便企業(yè)采取的公司戰(zhàn)略比較激進也不會顯著增加企業(yè)財務(wù)欺詐行為的發(fā)生率。此結(jié)果支持假設(shè)H2。此外，Defe的回歸系數(shù)在股權(quán)集中組和股權(quán)分散組之間并不存在顯著差異，并且無論以Fdum為因變量，還是以Fdeg為因變量，其系數(shù)值均顯著為負。該結(jié)果并不違背假設(shè)H2，因為Defe代表的防御型戰(zhàn)略無論從財務(wù)欺詐的動機方面考慮，還是從發(fā)生財務(wù)欺詐的機會方面考慮，均不易發(fā)生財務(wù)欺詐現(xiàn)象，所以大股東的治理作用不會對該類企業(yè)產(chǎn)生顯著影響。

表8 公司戰(zhàn)略不同測度方法下的穩(wěn)健性檢驗結(jié)果

注：限于篇幅，控制變量的回歸結(jié)果未列出。

六、結(jié)論

以上以2001—2015年我國A股上市公司為樣本，考察了公司戰(zhàn)略對上市公司財務(wù)欺詐行為的影響。研究發(fā)現(xiàn)：公司戰(zhàn)略對上市公司財務(wù)欺詐行為有顯著影響，企業(yè)采取的公司戰(zhàn)略越激進，越有可能發(fā)生財務(wù)欺詐行為，經(jīng)過穩(wěn)健性檢驗后，該結(jié)論依然成立。同時，結(jié)合公司戰(zhàn)略影響財務(wù)欺詐行為的內(nèi)在機理以及大股東在內(nèi)部監(jiān)督中的作用，本文探討了大股東持股在公司戰(zhàn)略對企業(yè)財務(wù)欺詐行為影響過程中的作用。研究結(jié)果表明：提高大股東持股比例，可以更大限度地發(fā)揮大股東的監(jiān)督作用，從而可以有效地削弱公司戰(zhàn)略對財務(wù)欺詐行為的影響。

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（責任編輯:漆玲瓊）

Corporate Strategy,Major Shareholders and Financial Fraud

AI Yongfang，TONG Menghua，SUN Guanglin

（DongbeiUniversityofFinanceandEconomics,Dalian,Liaoning116025,China）

This paper uses A-share listed companies from 2001 to 2015 in China’s capital market as the sample,and empirically analyzes the relationship between corporate strategy and financial fraud.It comes to the results as follows:firstly,the corporate strategy has a significant influence on financial fraud; the more radical of corporate strategic positioning，the more likely the companies financial fraud occurs; furthermore，and after a series of robustness tests，the result remains valid.Secondly,improving the shareholding ratio of strong shareholders could strengthen the “supervision effect” of major shareholders to managers，which will improve enterprise internal supervision efficiency，thereby inhibiting the impact of the corporate strategy on financial fraud.

corporate strategy;financial fraud;major shareholders

2016-12-13

國家社會科學基金項目（14AZD089）.

艾永芳（1984—），男，滿族，河北承德人，東北財經(jīng)大學經(jīng)濟學院博士生，研究方向：實證金融與公司治理；佟孟華（1965—），女，吉林白城人，東北財經(jīng)大學經(jīng)濟學院教授、博士生導師，研究方向：數(shù)理金融與實證金融；孫光林（1988—），男，新疆伊犁人，東北財經(jīng)大學經(jīng)濟學院博士研究生，研究方向：數(shù)理金融與實證金融。

F270

A

1003-7217（2017）04-0070-07