任朝陽 李清

摘要：上市公司會(huì)計(jì)舞弊風(fēng)險(xiǎn)指數(shù)是對(duì)其所蘊(yùn)藏的全部舞弊風(fēng)險(xiǎn)的綜合量化評(píng)估，較之于事后識(shí)別或單一維度的舞弊風(fēng)險(xiǎn)研究，具有前瞻性和集成性等優(yōu)點(diǎn)。以2010—2014年我國滬深A(yù)股非金融類上市公司為樣本，從公司特征、公司治理結(jié)構(gòu)等角度選取變量，構(gòu)建多元線性回歸模型，實(shí)證考察了上市公司會(huì)計(jì)舞弊風(fēng)險(xiǎn)指數(shù)的影響因素。研究發(fā)現(xiàn)，股權(quán)集中度較高、董事會(huì)或監(jiān)事會(huì)規(guī)模較適度、高層團(tuán)隊(duì)男性成員占比較大、平均年齡較大、受教育程度較高或任職時(shí)間較長的公司，會(huì)計(jì)舞弊風(fēng)險(xiǎn)較低，而董事會(huì)會(huì)議次數(shù)較多或監(jiān)事會(huì)會(huì)議次數(shù)較少的公司，會(huì)計(jì)舞弊風(fēng)險(xiǎn)較高。

關(guān)鍵詞：會(huì)計(jì)舞弊風(fēng)險(xiǎn)指數(shù)；影響因素；公司特征；公司治理結(jié)構(gòu)

文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A文章編號(hào)：100228482017（05）006709

一、 引言

會(huì)計(jì)舞弊對(duì)資本市場危害深重。隨著我國資本市場改革的推進(jìn)，會(huì)計(jì)信息的真實(shí)性愈加重要，針對(duì)上市公司信息披露違法違規(guī)行為的行政處罰也更為嚴(yán)厲。2014年10月16日，中國證監(jiān)會(huì)發(fā)布的《關(guān)于改革完善并嚴(yán)格實(shí)施上市公司退市制度的若干意見》明確規(guī)定，上市公司存在欺詐發(fā)行、重大信息披露違法等行為，而被證監(jiān)會(huì)依法給予行政處罰，或因涉嫌犯罪被證監(jiān)會(huì)依法移送司法機(jī)關(guān)的，證券交易所應(yīng)當(dāng)暫停其股票上市交易。因此，評(píng)估上市公司會(huì)計(jì)舞弊風(fēng)險(xiǎn)，探明會(huì)計(jì)舞弊風(fēng)險(xiǎn)的影響因素，提高會(huì)計(jì)舞弊風(fēng)險(xiǎn)預(yù)警及時(shí)性便尤為重要。已有研究大多基于統(tǒng)計(jì)或人工智能識(shí)別模型，將上市公司識(shí)別為舞弊或非舞弊兩類，思路簡單，邏輯清晰，卻有失粗糙。更普遍地講，對(duì)于一個(gè)公司而言，往往不是舞弊與否，而是舞弊程度大小的問題。每個(gè)公司出于自身利益的考慮可能均存在舞弊風(fēng)險(xiǎn)[1]?；谶@一思路，任朝陽利用滬深A(yù)股上市公司年報(bào)公開數(shù)據(jù)，以舞弊四因素理論為依據(jù)選取舞弊識(shí)別指標(biāo)，構(gòu)建了綜合性會(huì)計(jì)舞弊風(fēng)險(xiǎn)指數(shù)，實(shí)現(xiàn)了對(duì)全部上市公司會(huì)計(jì)舞弊風(fēng)險(xiǎn)的量化評(píng)估，細(xì)致刻畫了上市公司不同程度的舞弊風(fēng)險(xiǎn)，提高了對(duì)會(huì)計(jì)舞弊的早期預(yù)警能力[2]。本文在此研究基礎(chǔ)上，進(jìn)一步考察影響會(huì)計(jì)舞弊風(fēng)險(xiǎn)指數(shù)的公司特征、公司治理結(jié)構(gòu)等微觀層面因素，剖析導(dǎo)致上市公司會(huì)計(jì)舞弊的微觀機(jī)理，為會(huì)計(jì)舞弊治理提供政策依據(jù)。

二、 文獻(xiàn)回顧

（一）會(huì)計(jì)舞弊風(fēng)險(xiǎn)評(píng)估

到目前為止，有關(guān)會(huì)計(jì)舞弊風(fēng)險(xiǎn)評(píng)估的研究大致可以分為兩類，即定性評(píng)估和定量評(píng)估。大多數(shù)研究屬于定性評(píng)估，即通過選取舞弊風(fēng)險(xiǎn)識(shí)別指標(biāo)和經(jīng)驗(yàn)樣本，進(jìn)行參數(shù)訓(xùn)練，進(jìn)而構(gòu)建數(shù)理模型，將待識(shí)別公司區(qū)分為舞弊或非舞弊兩類。這一方面的代表性研究成果豐富，根據(jù)使用模型的不同，可以大致劃分為基于統(tǒng)計(jì)模型的研究[34]和基于人工智能模型的研究[56]等。該類研究優(yōu)點(diǎn)在于數(shù)理邏輯嚴(yán)謹(jǐn)、方法成熟，但缺點(diǎn)是劃分比較粗糙，難以對(duì)舞弊風(fēng)險(xiǎn)水平進(jìn)行及時(shí)預(yù)警，無法比較不同公司的風(fēng)險(xiǎn)程度高低。相對(duì)而言，基于量化評(píng)估的研究則更為細(xì)致，此類研究認(rèn)為上市公司在會(huì)計(jì)舞弊問題上更可能是程度大小的問題，而非涇渭分明的有無問題[17]。指數(shù)得分的高低有效區(qū)分了不同程度的舞弊風(fēng)險(xiǎn)水平，對(duì)于提高舞弊識(shí)別效率，降低投資風(fēng)險(xiǎn)具有重要參考價(jià)值。

（二）會(huì)計(jì)舞弊風(fēng)險(xiǎn)影響因素

國外學(xué)者已從公司特征、公司治理及外部審計(jì)等角度進(jìn)行了考察，取得了較為豐富的成果。早前，Beasley研究發(fā)現(xiàn)，舞弊公司獨(dú)立董事比例顯著低于非舞弊公司，且隨著獨(dú)立董事持有本公司股票的增加、任期的延長及外部兼職的減少，會(huì)計(jì)舞弊風(fēng)險(xiǎn)顯著降低[8]。Dechow等指出，公司治理缺陷導(dǎo)致監(jiān)管缺位是會(huì)計(jì)舞弊滋生的重要原因，具體表現(xiàn)為舞弊公司的董事會(huì)常被管理者支配、二職合一、首席執(zhí)行官（CEO）由公司創(chuàng)始人擔(dān)任、缺少審計(jì)委員會(huì)等[9]。Abbott等發(fā)現(xiàn)，審計(jì)委員會(huì)獨(dú)立性與勤勉度與會(huì)計(jì)舞弊顯著負(fù)相關(guān)，而審計(jì)委員會(huì)有財(cái)務(wù)專家任職的公司，舞弊可能性更低[10]。Dunn認(rèn)為，舞弊公司的董事會(huì)被內(nèi)部人控制的比例較高[11]。Farber研究發(fā)現(xiàn)，舞弊公司外部董事較少、二職合一現(xiàn)象更突出，審計(jì)委員會(huì)開會(huì)次數(shù)更少、財(cái)務(wù)專家占比更小且年報(bào)由“四大”審計(jì)的比例更低[12]。Chen等研究同樣發(fā)現(xiàn)，舞弊公司外部董事較少、董事會(huì)開會(huì)次數(shù)較多、董事長任期更短[13]。Troy等考察了CEO的人口統(tǒng)計(jì)特征及股票期權(quán)持有情況與會(huì)計(jì)舞弊的關(guān)系。研究發(fā)現(xiàn)，年輕的、工作年限較少、沒有商科背景或持有更多股票期權(quán)的CEO實(shí)施會(huì)計(jì)舞弊的可能性更高[14]。Hasnan等利用馬來西亞的樣本研究發(fā)現(xiàn)，曾經(jīng)違規(guī)、創(chuàng)始人出任董事會(huì)成員、處于財(cái)務(wù)困境、董事兼職較多、審計(jì)費(fèi)用較低的公司舞弊的可能性較大，而家族控股的公司舞弊的可能性較小[15]。

國內(nèi)針對(duì)會(huì)計(jì)舞弊影響因素的研究也有不少發(fā)現(xiàn)。具體地，黃世忠和葉豐瀅以南方保健公司為例，研究發(fā)現(xiàn)，審計(jì)師缺乏職業(yè)審慎、審計(jì)重要性被人為規(guī)避，以及審計(jì)委員會(huì)、薪酬委員會(huì)等專門機(jī)構(gòu)負(fù)責(zé)人的糊涂與麻木是舞弊發(fā)生的重要原因[16]。陳關(guān)亭從壓力和機(jī)會(huì)兩方面考察了舞弊風(fēng)險(xiǎn)的影響因素。研究發(fā)現(xiàn)，避免被特別處理（ST）或退市是舞弊公司面臨的主要壓力，而股權(quán)集中度高、獨(dú)立董事占比少、董事會(huì)會(huì)議少、二職合一、監(jiān)事會(huì)規(guī)模過大、審計(jì)師變更等為會(huì)計(jì)舞弊提供了機(jī)會(huì)[17]。陳國欣等研究發(fā)現(xiàn)，舞弊公司的管理層持股比例高、獨(dú)立董事人數(shù)少、被出具“非標(biāo)”審計(jì)意見的概率更高[18]。楊清香等考察了董事會(huì)特征對(duì)會(huì)計(jì)舞弊的影響，研究發(fā)現(xiàn)，保持適度董事會(huì)規(guī)模和較低的董事會(huì)持股、二職分離、高層團(tuán)隊(duì)穩(wěn)定，能夠有效抑制會(huì)計(jì)舞弊[19]。

綜上可知，國內(nèi)外學(xué)者對(duì)會(huì)計(jì)舞弊風(fēng)險(xiǎn)影響因素的研究已取得了較大進(jìn)展，但已有研究大多基于有限的配對(duì)樣本。由于舞弊行為的潛伏性，“非舞弊”樣本通常不可靠。會(huì)計(jì)舞弊風(fēng)險(xiǎn)指數(shù)的提出則為打破這一制約提供了契機(jī)。由于會(huì)計(jì)舞弊風(fēng)險(xiǎn)指數(shù)研究較少，尚未見到對(duì)指數(shù)影響因素的研究。本文選取2010—2014年滬深A(yù)股上市公司年報(bào)數(shù)據(jù)，基于任朝陽[2]構(gòu)建的會(huì)計(jì)舞弊風(fēng)險(xiǎn)指數(shù)，從公司特征、公司治理結(jié)構(gòu)等角度考察了會(huì)計(jì)舞弊風(fēng)險(xiǎn)指數(shù)的影響因素。監(jiān)管者可以據(jù)此制定對(duì)策，加大對(duì)重點(diǎn)公司的監(jiān)管力度，實(shí)現(xiàn)對(duì)會(huì)計(jì)舞弊的精準(zhǔn)治理，提高監(jiān)管效率。上市公司可以通過改善相關(guān)影響因素，降低舞弊風(fēng)險(xiǎn)。endprint

三、 理論分析與研究假設(shè)

任朝陽[2]基于會(huì)計(jì)舞弊動(dòng)因的四因素理論，從壓力（尤指財(cái)務(wù)壓力，包括縱向財(cái)務(wù)壓力，如應(yīng)收賬款周轉(zhuǎn)指數(shù)、期間費(fèi)用指數(shù)等以及橫向財(cái)務(wù)壓力，如非主營業(yè)務(wù)收入占比、盈余現(xiàn)金流量差等）、機(jī)會(huì)（如內(nèi)部控制水平）、合理化（審計(jì)意見）和能力（管理者自負(fù)）等維度選取并構(gòu)建了舞弊風(fēng)險(xiǎn)識(shí)別指標(biāo)體系，以2010—2014年滬深A(yù)股9716個(gè)上市公司年度樣本，基于多數(shù)原則法分年度、分行業(yè)對(duì)樣本公司進(jìn)行“高、中、低”風(fēng)險(xiǎn)等級(jí)劃分和風(fēng)險(xiǎn)賦值，并對(duì)單個(gè)指標(biāo)風(fēng)險(xiǎn)得分進(jìn)行計(jì)量和加總，最終得到每個(gè)上市公司會(huì)計(jì)舞弊風(fēng)險(xiǎn)指數(shù)。綜合量化的風(fēng)險(xiǎn)評(píng)估是為了更有效地進(jìn)行風(fēng)險(xiǎn)治理。本文基于這一研究結(jié)果，從公司特征、公司治理結(jié)構(gòu)角度選取變量，考察其對(duì)會(huì)計(jì)舞弊風(fēng)險(xiǎn)指數(shù)的影響，為舞弊風(fēng)險(xiǎn)的治理提供政策建議。

（一）公司特征與會(huì)計(jì)舞弊風(fēng)險(xiǎn)指數(shù)

1.上市情況。不同上市年限的公司可能具有不同的舞弊傾向。上市時(shí)間越長，對(duì)資本市場運(yùn)行制度的理解越成熟，內(nèi)部控制制度越健全，舞弊風(fēng)險(xiǎn)越低[20]。相對(duì)于在單一資本市場上市的公司，交叉上市公司受到的監(jiān)管更全面，舞弊風(fēng)險(xiǎn)更低?；诖?，提出如下假設(shè)：

H1：上市年限與會(huì)計(jì)舞弊風(fēng)險(xiǎn)指數(shù)負(fù)相關(guān)。

H2：[JP2]是否交叉上市與會(huì)計(jì)舞弊風(fēng)險(xiǎn)指數(shù)負(fù)相關(guān)。[JP]

2.股權(quán)結(jié)構(gòu)。委托代理理論認(rèn)為，股東監(jiān)督有助于降低代理成本。大股東由于實(shí)力較強(qiáng)、風(fēng)險(xiǎn)集中，具有較強(qiáng)的監(jiān)督能力和意愿[21]。相較于發(fā)達(dá)國家，我國資本市場發(fā)育尚不健全，個(gè)人投資者占比較大，普遍存在“搭便車”行為?？梢灶A(yù)期，股權(quán)集中度較高的公司，舞弊風(fēng)險(xiǎn)較低。另一方面，大股東之間的相互制約有利于限制控股股東對(duì)上市公司的“掏空”行為，具有一定股權(quán)制衡度的公司，會(huì)計(jì)信息質(zhì)量較高，有助于降低舞弊風(fēng)險(xiǎn)[22]?；诖?，提出如下假設(shè)：

H3：股權(quán)集中度與會(huì)計(jì)舞弊風(fēng)險(xiǎn)指數(shù)負(fù)相關(guān)。

H4：股權(quán)制衡度與會(huì)計(jì)舞弊風(fēng)險(xiǎn)指數(shù)負(fù)相關(guān)。

（二）公司治理結(jié)構(gòu)與會(huì)計(jì)舞弊風(fēng)險(xiǎn)指數(shù)

會(huì)計(jì)舞弊本質(zhì)上是公司管理者通過重大誤導(dǎo)性財(cái)務(wù)報(bào)告實(shí)施的有損股東和債權(quán)人等相關(guān)者利益的蓄意欺詐行為。而公司治理旨在通過建立健全公司激勵(lì)與約束機(jī)制，促使管理者減少逆向選擇行為，降低道德風(fēng)險(xiǎn)，緩解委托代理沖突。由此可見，建立健全公司治理機(jī)制是控制和降低會(huì)計(jì)舞弊風(fēng)險(xiǎn)的重要環(huán)境因素，公司治理機(jī)制的優(yōu)化有助于抑制會(huì)計(jì)舞弊風(fēng)險(xiǎn)。綜觀已有研究，廣泛關(guān)注的公司治理因素包括機(jī)構(gòu)設(shè)置、人員特征及履職情況等。

1.機(jī)構(gòu)設(shè)置。公司治理機(jī)構(gòu)的設(shè)置直接影響公司的運(yùn)轉(zhuǎn)效率。適度的人員規(guī)模是公司相關(guān)業(yè)務(wù)正常開展的保障，規(guī)模過小的治理機(jī)構(gòu)難以保證部門工作的順利進(jìn)行，而過于臃腫的機(jī)構(gòu)亦不利于部門間的協(xié)調(diào)溝通，有損組織機(jī)動(dòng)性和靈活性。研究表明，董事會(huì)規(guī)模與會(huì)計(jì)舞弊存在“U”型關(guān)系，即存在一個(gè)適度規(guī)模的董事會(huì)（而不是越大越好或越小越好），其對(duì)舞弊風(fēng)險(xiǎn)的治理效果達(dá)到最優(yōu)[19]。監(jiān)事會(huì)設(shè)置規(guī)?？赡芘c會(huì)計(jì)舞弊風(fēng)險(xiǎn)存在類似關(guān)系。不妨使用經(jīng)資產(chǎn)規(guī)模調(diào)整的董事會(huì)（監(jiān)事會(huì)）規(guī)模的樣本離差的相反數(shù)表示董事會(huì)（監(jiān)事會(huì)）規(guī)模的適度性。該指標(biāo)值越大，表示董事會(huì)（監(jiān)事會(huì)）規(guī)模適度性越高。此外，審計(jì)委員會(huì)是專門負(fù)責(zé)公司內(nèi)部審計(jì)、監(jiān)督和核查工作的治理機(jī)構(gòu)，被認(rèn)為是抑制上市公司會(huì)計(jì)舞弊的重要屏障?；诖?，提出如下假設(shè)：

H5：董事會(huì)規(guī)模適度性與會(huì)計(jì)舞弊風(fēng)險(xiǎn)指數(shù)負(fù)相關(guān)。

H6：監(jiān)事會(huì)規(guī)模適度性與會(huì)計(jì)舞弊風(fēng)險(xiǎn)指數(shù)負(fù)相關(guān)。

H7：是否設(shè)置審計(jì)委員會(huì)與會(huì)計(jì)舞弊風(fēng)險(xiǎn)指數(shù)負(fù)相關(guān)。

2.人員特征。高層梯隊(duì)理論認(rèn)為，公司高層人員組成結(jié)構(gòu)的不同可能導(dǎo)致不同的經(jīng)濟(jì)后果，包括性別、年齡、教育程度及任職年限等。一般而言，高層人員中女性比例的增加有助于抑制公司會(huì)計(jì)舞弊風(fēng)險(xiǎn)，而年齡較大、學(xué)歷較高的人員對(duì)會(huì)計(jì)舞弊風(fēng)險(xiǎn)的態(tài)度可能更為謹(jǐn)慎，延長任期則有助于避免高層人員的短視行為，更偏向于采取實(shí)效措施改善公司業(yè)績[2324]。據(jù)此提出如下假設(shè)：

H8：董監(jiān)高性別比例與會(huì)計(jì)舞弊風(fēng)險(xiǎn)指數(shù)正相關(guān)。

H9：董監(jiān)高平均年齡與會(huì)計(jì)舞弊風(fēng)險(xiǎn)指數(shù)負(fù)相關(guān)。

H10：董監(jiān)高平均教育程度與會(huì)計(jì)舞弊風(fēng)險(xiǎn)指數(shù)負(fù)相關(guān)。

H11：董監(jiān)高平均任職時(shí)間與會(huì)計(jì)舞弊風(fēng)險(xiǎn)指數(shù)負(fù)相關(guān)。

3.履職情況。為促進(jìn)管理者受托責(zé)任如約履行，及時(shí)識(shí)別并控制或消除公司面臨的諸如會(huì)計(jì)舞弊風(fēng)險(xiǎn)在內(nèi)的潛在風(fēng)險(xiǎn)事項(xiàng)，公司治理層應(yīng)勤勉盡責(zé)，及時(shí)做出適當(dāng)而必要的反應(yīng)。重大事務(wù)通常通過召開會(huì)議商討決策，因而常使用治理機(jī)構(gòu)召開會(huì)議的次數(shù)衡量其勤勉程度[17，25]。本文使用年度內(nèi)董事會(huì)會(huì)議次數(shù)和監(jiān)事會(huì)會(huì)議次數(shù)衡量治理機(jī)構(gòu)勤勉度。據(jù)此提出如下假設(shè)：

H12：董事會(huì)會(huì)議次數(shù)與會(huì)計(jì)舞弊風(fēng)險(xiǎn)指數(shù)負(fù)相關(guān)。

H13：監(jiān)事會(huì)會(huì)議次數(shù)與會(huì)計(jì)舞弊風(fēng)險(xiǎn)指數(shù)負(fù)相關(guān)。

四、 研究設(shè)計(jì)

（一）樣本選擇

以2010—2014年中國滬深A(yù)股非金融類上市公司為基礎(chǔ)，考慮數(shù)據(jù)可獲取性，刪除自首次公開發(fā)行至被考察年度不滿兩年的公司。鑒于會(huì)計(jì)舞弊風(fēng)險(xiǎn)指數(shù)對(duì)單一行業(yè)樣本公司數(shù)量的要求，進(jìn)一步刪除年度有效樣本不足5家的行業(yè)（使用證監(jiān)會(huì)2012年行業(yè)分類標(biāo)準(zhǔn)）。最終進(jìn)入本文實(shí)證分析的觀測樣本共9716個(gè)，其中2010年1492個(gè)、2011年1638個(gè)、2012年1989個(gè)、2013年2228個(gè)、2014年2369個(gè)。數(shù)據(jù)取自色諾芬數(shù)據(jù)庫（CCER）和國泰安數(shù)據(jù)庫（CSMAR），并使用SPSS220軟件進(jìn)行處理。

（二）變量定義

1.被解釋變量。以上市公司會(huì)計(jì)舞弊風(fēng)險(xiǎn)指數(shù)為被解釋變量。該指數(shù)的理論取值范圍為[0，93]，研究樣本的實(shí)際最高得分為60，最低得分為0。指數(shù)整體分布情況如表1所示。

[FL）]endprint

由表可知，2010—2014各年度，超過74%的上市公司的舞弊風(fēng)險(xiǎn)指數(shù)得分位于[0，20]區(qū)間。[JP2]特別地，樣本期內(nèi)，指數(shù)得分為0者僅有14個(gè)（其中，2010年1個(gè)、2011年3個(gè)、2012年2個(gè)、2013年8個(gè)、2014[JP]年0個(gè)），其余或多或少皆存在會(huì)計(jì)舞弊風(fēng)險(xiǎn)。

2.解釋變量。以上市年限、是否交叉上市等公司特征變量，及機(jī)構(gòu)設(shè)置、人員特征和履職情況等方面的公司治理結(jié)構(gòu)變量為解釋變量，變量定義如表2所示。

3.控制變量?？偨Y(jié)已有文獻(xiàn)，考慮將資產(chǎn)規(guī)模[21]是否國有控股[26]、董監(jiān)高持股比例[19]、董監(jiān)高人事變更及權(quán)益激勵(lì)情況（是否實(shí)施股票期權(quán)或限制性股票）[27]、獨(dú)立審計(jì)（事務(wù)所規(guī)模、審計(jì)費(fèi)用）[12]等因素，作為控制變量，變量定義如表2所示。

（三）模型設(shè)定

Fraud=α+β1X1+β2X2+…+β13X13+

∑[DD（]25[]i=14[DD）]βiXi+ε

Fraud表示上市公司會(huì)計(jì)舞弊風(fēng)險(xiǎn)指數(shù)。α，β為變量系數(shù)，若系數(shù)顯著為正，表示該變量值越大，會(huì)計(jì)舞弊風(fēng)險(xiǎn)指數(shù)越高，反之則變量值越大，會(huì)計(jì)舞弊風(fēng)險(xiǎn)指數(shù)越低。ε為隨機(jī)誤差項(xiàng)。

五、 實(shí)證結(jié)果

（一）描述性統(tǒng)計(jì)與分析

變量描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果見表3。統(tǒng)計(jì)表明，樣本公司平均上市年限為1128年，交叉上市的公司占全部樣本的73%；股權(quán)結(jié)構(gòu)方面，樣本公司的股權(quán)集中度平均為0171，反映了我國資本市場投資者結(jié)構(gòu)失衡問題，即中小投資者群體龐大、機(jī)構(gòu)投資者發(fā)育遲緩，這一投資者結(jié)構(gòu)問題往往導(dǎo)致上市公司受到來自股權(quán)層面的有效監(jiān)督不足；股權(quán)制衡度均值小于1，意味著前十大股東之間亦缺乏有效的制衡力量，對(duì)于大股東可能侵害上市公司利益的行為缺乏制約機(jī)制；治理機(jī)構(gòu)設(shè)置方面，樣本公司董事會(huì)和監(jiān)事會(huì)規(guī)模適度性平均狀況較好；設(shè)置審計(jì)委員會(huì)的公司占比達(dá)到全部樣本公司的922%；人員特征方面，男性成員在董事、監(jiān)事及高管團(tuán)隊(duì)中占據(jù)絕對(duì)優(yōu)勢，平均比例達(dá)到839%，樣本公司董監(jiān)高人員的平均年齡為48歲，平均學(xué)歷水平在本科及以上，平均任職時(shí)間在2—3年；履職情況方面，董事會(huì)會(huì)議次數(shù)和監(jiān)事會(huì)會(huì)議次數(shù)分別為925次和353次，指標(biāo)標(biāo)準(zhǔn)差較大（分別為406和258），反映了我國上市公司董事會(huì)、監(jiān)事會(huì)對(duì)受托責(zé)任的履行程度仍存在較大差異的現(xiàn)實(shí)，部分公司的治理水平有待進(jìn)一步提高。

（二）變量共線性

變量共線性將導(dǎo)致系數(shù)估計(jì)標(biāo)準(zhǔn)誤的上升，進(jìn)而增加犯第二類錯(cuò)誤的概率。表3列示了各變量的方差膨脹因子（VIF）。該指標(biāo)值越大，對(duì)應(yīng)變量可以被其他變量或變量組合解釋的部分占比就越大，即共線性越強(qiáng)。一般地，當(dāng)VIF≤2時(shí)，可以認(rèn)為變量間不存在嚴(yán)重的共線性。觀察發(fā)現(xiàn)，解釋變量方面，董事會(huì)規(guī)模適度性和監(jiān)事會(huì)規(guī)模適度性的共線程度較高?？刂谱兞糠矫?，資產(chǎn)規(guī)模、董事會(huì)持股比例、高管層持股比例的共線程度較高。對(duì)于模型重點(diǎn)考察的解釋變量，不宜簡單進(jìn)行刪除處理，不妨對(duì)存在共線性的解釋變量采用輪換輸入法分別進(jìn)行系數(shù)估計(jì)；而對(duì)于控制變量，可以直接予以刪除，以保證系數(shù)估計(jì)的可靠性。

（三）回歸分析

以上市公司會(huì)計(jì)舞弊風(fēng)險(xiǎn)指數(shù)為被解釋變量，建立多元線性回歸模型，實(shí)證檢驗(yàn)各變量對(duì)上市公司會(huì)計(jì)舞弊風(fēng)險(xiǎn)指數(shù)的影響，分別得到模型（1）和模型（2），回歸結(jié)果見表4。

由表可知，從上市公司特征看，上市年限和是否交叉上市對(duì)會(huì)計(jì)舞弊風(fēng)險(xiǎn)指數(shù)無顯著影響。從股權(quán)結(jié)構(gòu)看，股權(quán)集中度越高，會(huì)計(jì)舞弊風(fēng)險(xiǎn)指數(shù)越小，假設(shè)3得到支持；股權(quán)制衡度與會(huì)計(jì)舞弊風(fēng)險(xiǎn)指數(shù)無顯著相關(guān)關(guān)系，可能的原因是我國上市公司普遍缺乏股權(quán)制衡（樣本均值小于1），未能有效發(fā)揮股權(quán)制衡對(duì)會(huì)計(jì)舞弊風(fēng)險(xiǎn)的制約作用。從公司治理結(jié)構(gòu)看，董事會(huì)規(guī)模適度性及監(jiān)事會(huì)規(guī)模適度性與會(huì)計(jì)舞弊風(fēng)險(xiǎn)指數(shù)顯著負(fù)相關(guān)，假設(shè)5、6得到支持，意味著保持適度規(guī)模的董事會(huì)和監(jiān)事會(huì)，有助于避免部門臃腫或人才短缺，保障治理機(jī)構(gòu)的運(yùn)行效率，從而抑制會(huì)計(jì)舞弊風(fēng)險(xiǎn)；而是否設(shè)置審計(jì)委員會(huì)與會(huì)計(jì)舞弊風(fēng)險(xiǎn)指數(shù)無顯著相關(guān)關(guān)系，原因可能是樣本中設(shè)置審計(jì)委員會(huì)的公司已占全部樣本的922%，致使該變量水平值的區(qū)分度過低。董監(jiān)高人員性別比例、平均年齡、平均教育程度及平均任職時(shí)間均與會(huì)計(jì)舞弊風(fēng)險(xiǎn)指數(shù)顯著負(fù)相關(guān)，假設(shè)8未得到支持，而假設(shè)9、10、11得到支持，意味著高層團(tuán)隊(duì)中男性成員比例、平均年齡和學(xué)歷及任職時(shí)間的提高，有助于降低會(huì)計(jì)舞弊風(fēng)險(xiǎn)。這一結(jié)論與以往研究發(fā)現(xiàn)不同的是，高層團(tuán)隊(duì)中男性成員的增加對(duì)會(huì)計(jì)舞弊風(fēng)險(xiǎn)的抑制作用得到證實(shí)而非相反。董事會(huì)會(huì)議次數(shù)和監(jiān)事會(huì)會(huì)議次數(shù)與會(huì)計(jì)舞弊風(fēng)險(xiǎn)指數(shù)分別呈現(xiàn)顯著的正、負(fù)相關(guān)關(guān)系，即假設(shè)12的符號(hào)與原假設(shè)相反，而假設(shè)13得到支持，意味著董事會(huì)開會(huì)越多的公司，會(huì)計(jì)舞弊風(fēng)險(xiǎn)越高，而監(jiān)事會(huì)充分履職則有助于抑制會(huì)計(jì)舞弊風(fēng)險(xiǎn)。

從控制變量方面看，是否國有控股的系數(shù)顯著為負(fù)，意味著國有控股公司的會(huì)計(jì)舞弊風(fēng)險(xiǎn)相對(duì)較低；內(nèi)部人持股方面，監(jiān)事會(huì)持股比例的系數(shù)顯著為負(fù)，意味著提高監(jiān)事會(huì)持股比例有助于抑制會(huì)計(jì)舞弊風(fēng)險(xiǎn)；人事變更方面，董事長是否變更、總經(jīng)理是否變更的系數(shù)顯著為正，意味著董事長或總經(jīng)理變更的公司會(huì)計(jì)舞弊風(fēng)險(xiǎn)較高，保持高管團(tuán)隊(duì)的穩(wěn)定性對(duì)于會(huì)計(jì)舞弊風(fēng)險(xiǎn)治理具有重要意義；權(quán)益性激勵(lì)方面，是否實(shí)施股票期權(quán)、是否實(shí)施限制性股票的系數(shù)顯著為負(fù)，意味著對(duì)高管人員實(shí)行權(quán)益性激勵(lì)的公司會(huì)計(jì)舞弊風(fēng)險(xiǎn)較低；獨(dú)立審計(jì)方面，事務(wù)所規(guī)模和審計(jì)費(fèi)用的系數(shù)顯著為負(fù)，意味著由大所審計(jì)、審計(jì)費(fèi)用較高的上市公司，會(huì)計(jì)舞弊風(fēng)險(xiǎn)較低。

（四）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

以上市公司會(huì)計(jì)舞弊風(fēng)險(xiǎn)指數(shù)當(dāng)年的行業(yè)均值為界，將樣本公司劃分為高舞弊風(fēng)險(xiǎn)組（高于行業(yè)均值）和低舞弊風(fēng)險(xiǎn)組（低于行業(yè)均值）。將被解釋變量轉(zhuǎn)換為啞變量，若上市公司存在高舞弊風(fēng)險(xiǎn)記為1，低舞弊風(fēng)險(xiǎn)記為0，其他同前，構(gòu)建Logistic回歸模型，重新考察各因素對(duì)上市公司會(huì)計(jì)舞弊風(fēng)險(xiǎn)指數(shù)的影響，回歸結(jié)果見模型（3）和模型（4）。結(jié)果表明，主要變量的系數(shù)符號(hào)及顯著性保持不變。endprint

六、 政策建議與啟示

（一）監(jiān)管者視角

監(jiān)管者可以通過重點(diǎn)關(guān)注上市公司高層團(tuán)隊(duì)特征、治理機(jī)構(gòu)履職情況、重大人事變更及股權(quán)性質(zhì)等因素，提高舞弊風(fēng)險(xiǎn)監(jiān)管效率。

首先，鑒于高層團(tuán)隊(duì)中男性成員比例較低、平均年齡較小、受教育程度較低或任職時(shí)間較短的上市公司舞弊風(fēng)險(xiǎn)較高，監(jiān)管者可以重點(diǎn)加強(qiáng)對(duì)高層團(tuán)隊(duì)具有此類特征的上市公司的監(jiān)管力度。其次，董事會(huì)會(huì)議次數(shù)與會(huì)計(jì)舞弊風(fēng)險(xiǎn)正相關(guān)意味著，頻繁召開董事會(huì)會(huì)議可能已經(jīng)成為上市公司為風(fēng)險(xiǎn)事件“補(bǔ)窟窿”的被動(dòng)反應(yīng)，甚至可能已經(jīng)蛻變?yōu)槲璞罪L(fēng)險(xiǎn)推卸責(zé)任的粉飾活動(dòng)，監(jiān)管者不妨重點(diǎn)關(guān)注異常頻繁董事會(huì)會(huì)議的公司。再次，重大人事變更往往是上市公司壓力失控的體現(xiàn)，而壓力往往伴隨著風(fēng)險(xiǎn)。關(guān)鍵人事變更期間，崗位監(jiān)督的缺失亦有可能引發(fā)會(huì)計(jì)舞弊。監(jiān)管者宜重點(diǎn)關(guān)注董事長或總經(jīng)理變更的上市公司。最后，相對(duì)國有控股公司，非國有控股公司會(huì)計(jì)舞弊風(fēng)險(xiǎn)較高，監(jiān)管者宜加強(qiáng)對(duì)非國有上市公司舞弊風(fēng)險(xiǎn)的監(jiān)管。

（二）上市公司視角

上市公司可以通過改善相關(guān)影響因素，降低舞弊風(fēng)險(xiǎn)。從股權(quán)結(jié)構(gòu)視角看，上市公司可以通過適當(dāng)提高股權(quán)集中度，充分發(fā)揮大股東的治理作用，有效抑制會(huì)計(jì)舞弊風(fēng)險(xiǎn)。

從公司治理視角看，在機(jī)構(gòu)設(shè)置方面，維持適度規(guī)模的董事會(huì)和監(jiān)事會(huì)，有助于保持組織靈活性，避免推諉，及時(shí)發(fā)現(xiàn)潛在的舞弊風(fēng)險(xiǎn)；在高管特征方面，高管團(tuán)隊(duì)?wèi)?yīng)保持一定的男性成員比例，而適當(dāng)延長高管任期有助于減少短視行為；在內(nèi)部人持股方面，考慮適當(dāng)提高監(jiān)事會(huì)持股比例以增強(qiáng)其監(jiān)督積極性和話語權(quán)，建立和完善公司內(nèi)部人員參與舞弊風(fēng)險(xiǎn)治理的激勵(lì)機(jī)制；在高管激勵(lì)方面，實(shí)施股票期權(quán)或限制性股票等權(quán)益性激勵(lì)的公司舞弊風(fēng)險(xiǎn)較低。從我國上市公司對(duì)高管權(quán)益性激勵(lì)的實(shí)施情況看，其對(duì)舞弊風(fēng)險(xiǎn)治理的作用尚有較大發(fā)揮空間。

從外部審計(jì)視角看，由國際“四大”或國內(nèi)“十大”事務(wù)所審計(jì)、審計(jì)費(fèi)用較高的公司舞弊風(fēng)險(xiǎn)較低。上市公司可以通過聘用大所、增加審計(jì)費(fèi)用方面的支出以購買更高質(zhì)量的審計(jì)服務(wù)，鞏固舞弊風(fēng)險(xiǎn)治理的最后一道屏障。

本文基于綜合量化的會(huì)計(jì)舞弊風(fēng)險(xiǎn)指數(shù)，以2010—2014年我國滬深A(yù)股非金融類上市公司為樣本，從公司特征、公司治理結(jié)構(gòu)等角度選取變量，構(gòu)建多元線性回歸模型，考察了會(huì)計(jì)舞弊風(fēng)險(xiǎn)指數(shù)的影響因素，為舞弊風(fēng)險(xiǎn)的預(yù)警和治理提出了針對(duì)性建議。研究有助于促進(jìn)監(jiān)管者和上市公司加強(qiáng)會(huì)計(jì)舞弊風(fēng)險(xiǎn)治理，降低投資者風(fēng)險(xiǎn)。值得注意的是，由于會(huì)計(jì)舞弊風(fēng)險(xiǎn)的影響因素眾多，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，而應(yīng)當(dāng)在全面的系統(tǒng)性調(diào)研基礎(chǔ)上，提出綜合治理方案。鑒于舞弊手段的復(fù)雜性，監(jiān)管政策應(yīng)盡量避免“一刀切”，宜在權(quán)衡監(jiān)管成本與效率的同時(shí)，針對(duì)不同舞弊手法的典型特征和治理對(duì)象的重大風(fēng)險(xiǎn)點(diǎn)，實(shí)行精準(zhǔn)治理和典型治理，提高舞弊風(fēng)險(xiǎn)治理效果。

[WT][HS2][HT5H]參考文獻(xiàn)：[HT5”SS]

[1][ZK（#]李清， 任朝陽. 上市公司會(huì)計(jì)舞弊風(fēng)險(xiǎn)指數(shù)構(gòu)建及預(yù)警研究 [J]. 西安交通大學(xué)學(xué)報(bào)（社會(huì)科學(xué)版）， 2016， 36（1）： 3644.

[2]任朝陽. 中國上市公司會(huì)計(jì)舞弊識(shí)別與治理研究 [D]. 吉林大學(xué)博士學(xué)位論文， 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， 高銳. 基于Logistic的上市公司利潤操縱行為識(shí)別模型研究 [J]. 經(jīng)濟(jì)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]李雙杰， 陳星星. 基于BP神經(jīng)網(wǎng)絡(luò)模型與DEA模型的中國上市公司利潤操縱研究 [J]. 數(shù)理統(tǒng)計(jì)與管理， 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]黃世忠， 葉豐瀅. 美國南方保健公司財(cái)務(wù)舞弊案例剖析 [J]. 會(huì)計(jì)研究， 2003（6）： 5963.

[17]陳關(guān)亭. 我國上市公司財(cái)務(wù)報(bào)告舞弊因素的實(shí)證分析 [J]. 審計(jì)研究， 2007（5）： 9196.

[18]陳國欣， 呂占甲， 何峰. 財(cái)務(wù)報(bào)告舞弊識(shí)別的實(shí)證研究——基于中國上市公司經(jīng)驗(yàn)數(shù)據(jù) [J]. 審計(jì)研究， 2007（3）： 8893.

[19]楊清香， 俞麟， 陳娜. 董事會(huì)特征與財(cái)務(wù)舞弊——基于中國上市公司的經(jīng)驗(yàn)證據(jù) [J]. 會(huì)計(jì)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， 葉寶松， 周蘭. 舞弊治理： 基于上市公司財(cái)務(wù)舞弊特征的分析 [J]. 財(cái)經(jīng)理論與實(shí)踐， 2009， 30（3）： 5256.

[22]王躍堂， 朱林， 陳世敏. 董事會(huì)獨(dú)立性、股權(quán)制衡與財(cái)務(wù)信息質(zhì)量 [J]. 會(huì)計(jì)研究， 2008（1）： 5562.

[23]何威風(fēng)， 劉啟亮. 我國上市公司高管背景特征與財(cái)務(wù)重述行為研究 [J]. 管理世界， 2010（7）： 144155.

[24]盧馨， 李慧敏， 陳爍輝. 高管背景特征與財(cái)務(wù)舞弊行為的研究——基于中國上市公司的經(jīng)驗(yàn)數(shù)據(jù) [J]. 審計(jì)與經(jīng)濟(jì)研究， 2015（6）： 5868.

[25]李平， 林建飛， 王立群. 公司治理、財(cái)務(wù)狀況與財(cái)務(wù)報(bào)告舞弊關(guān)系的實(shí)證研究 [J]. 財(cái)會(huì)通訊， 2009（21）： 106109.

[26]洪葒， 胡華夏， 郭春飛. 基于GONE理論的上市公司財(cái)務(wù)報(bào)告舞弊識(shí)別研究 [J]. 會(huì)計(jì)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]責(zé)任編輯、 校對(duì)： 李斌泉[FL）]endprint