桂 萍（教授），王 婷

一、引言

自2008年以來，我國相關(guān)部門相繼發(fā)布《企業(yè)內(nèi)部控制基本規(guī)范》以及《企業(yè)內(nèi)部控制配套指引》。內(nèi)部控制作為企業(yè)風險防范機制和公司治理機制的有效途徑，是企業(yè)實現(xiàn)長期穩(wěn)定發(fā)展、抵御內(nèi)外部風險、提高自身競爭力和經(jīng)營績效的保障，對其進行研究有著深遠的意義。

根據(jù)高階管理理論，高管人員是公司重大戰(zhàn)略和制度的制定者，對企業(yè)內(nèi)部控制與績效有著重大影響。學者因此探討了高管人員因素與內(nèi)部控制質(zhì)量的關(guān)系，以及內(nèi)部控制質(zhì)量對盈余質(zhì)量和企業(yè)績效的影響。研究均表明高管人員因素如其特征、異質(zhì)性、變更對企業(yè)內(nèi)部控制有著重大影響。其中，高管變更會打破原有組織關(guān)系網(wǎng)，導致企業(yè)內(nèi)部控制環(huán)境的不穩(wěn)定，影響內(nèi)部控制制度的實施，從而降低內(nèi)部控制質(zhì)量。學者對內(nèi)部控制與財務舞弊相關(guān)性的研究結(jié)論并未統(tǒng)一，分為無關(guān)論和相關(guān)論。而美國《內(nèi)部控制——整體框架》和我國《企業(yè)內(nèi)部控制基本規(guī)范》均表明，內(nèi)部控制的目標之一就是保證財務報告的真實可靠性。由此可見，內(nèi)部控制與財務造假是存在一定聯(lián)系的。此外，部分學者以上市公司為對象研究發(fā)現(xiàn)，在高管團隊因素與企業(yè)績效和盈余管理的關(guān)系中，內(nèi)部控制起到了中介和調(diào)節(jié)作用（常啟軍等，2015；孫文萃，2016）。進行文獻梳理發(fā)現(xiàn)，現(xiàn)今學者得出的研究結(jié)論均基于所有上市公司，故具體到特定行業(yè)時，內(nèi)部控制、高管變更與財務造假三者之間的內(nèi)在關(guān)系值得進一步探討。

房地產(chǎn)業(yè)作為國民經(jīng)濟的支柱產(chǎn)業(yè)，加速了家用電器、耐用品、住宅裝修、家具、建材等一系列上、下游產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，在整個國民經(jīng)濟中占據(jù)重要地位。經(jīng)濟的高速發(fā)展、城鎮(zhèn)化水平的提高及城鎮(zhèn)人口的快速增長同時也擴大了房地產(chǎn)業(yè)的市場需求，房地產(chǎn)公司快速壯大起來。然而，房地產(chǎn)公司在數(shù)量和規(guī)模上的擴大，導致其內(nèi)部管理也面臨嚴峻的挑戰(zhàn)。從2016年11月15日中海地產(chǎn)執(zhí)行董事、主席兼行政總裁郝建民離職開始，金科、萬科、龍湖、保利、中糧、碧桂園等品牌房企接連爆出高管離職事件?！吨袊墙鹑陬惿鲜泄矩攧瞻踩u估報告（2017春季）》顯示，在138家房地產(chǎn)上市公司中，71%的公司存在不同程度的報表粉飾即財務造假嫌疑。

由此可見，較其他行業(yè)而言，房地產(chǎn)業(yè)出現(xiàn)高管變更和財務造假的現(xiàn)象更為普遍，而內(nèi)部控制作為保證企業(yè)穩(wěn)定發(fā)展、提升企業(yè)經(jīng)營業(yè)績的機制，在公司高管變更與財務造假的關(guān)系中可能起到關(guān)鍵作用。故本文以內(nèi)部控制質(zhì)量為中介變量，探討其與高管變更和財務造假的內(nèi)在聯(lián)系，完善相關(guān)研究。同時，本文的研究對于加強企業(yè)內(nèi)部治理及外部監(jiān)督有一定的現(xiàn)實意義。

二、文獻回顧與研究假設

國內(nèi)外學者對高管變更的研究主要集中于其與盈余管理的關(guān)系研究。Moore（1973）最早研究發(fā)現(xiàn)，CEO變更當年會負向操作公司盈余。在此基礎上，學者們相繼得出高管變更與盈余管理的關(guān)系顯著的結(jié)論。

Wells（2000）、Godfrey等（2003）以澳大利亞公司為研究對象，發(fā)現(xiàn)高管變更當年出現(xiàn)負向操縱盈余的行為。Hazarika等（2012）研究表明，CEO的任期與財務報告的真實性及盈余質(zhì)量正相關(guān)。新任CEO出于業(yè)績壓力，會進行一定程度的報表粉飾，降低盈余質(zhì)量。

朱星文等（2010）研究發(fā)現(xiàn)，高管變更當年存在負向盈余管理行為，并且兩者關(guān)系會受到股權(quán)特征的影響。林永堅等（2013）指出CEO變更當年，會引發(fā)基于應計項目的負向盈余管理行為，而且這種調(diào)減利潤的程度在CEO和董事長同時變更時更大。盧鑫、李慧敏和陳爍輝（2015）從舞弊動因理論和高層階梯理論的角度出發(fā)，發(fā)現(xiàn)高管特征與財務舞弊行為密切相關(guān)，并得出高管特征對舞弊行為嚴重性也有影響的結(jié)論。錢蘋、羅玫（2015）在研究財務造假預測模型時，總結(jié)了前人的研究中有關(guān)財務造假、盈余管理等的影響因素，其中就包括高管（CEO和董事長）的任期?？梢钥闯?，高管特征、任期、變更都對盈余管理存在影響。

李爭光、李竑（2014）指出，在2006～2010年期間，共有321家房地產(chǎn)上市公司更換了高級管理人員。李爭光、張勇（2012）以房地產(chǎn)上市公司為對象，研究發(fā)現(xiàn)企業(yè)高管變更與違約風險顯著正相關(guān)，并指出違約風險高的企業(yè)操縱財務報表的可能性更大。上官鳴、王瑞麗（2011）及盛瑣巖、張玉蘭、權(quán)慧（2012）也以我國上市房地產(chǎn)企業(yè)為對象，研究發(fā)現(xiàn)房地產(chǎn)上市企業(yè)普遍利用資產(chǎn)減值準備進行盈余管理。

盈余管理與財務造假的相同之處為行為主體對會計信息的人為調(diào)控，以達到行為主體的目的。高管特征如年齡、性別、學歷等因素都會因人而異，當高管人員發(fā)生變更，意味著高管的背景特征亦相應改變，從而也會影響財務舞弊行為。隨著近幾年我國相關(guān)政策的實施，房地產(chǎn)業(yè)高管人員的業(yè)績壓力增大，高管變更日趨頻繁，而新任高管在內(nèi)外部壓力作用下進行財務造假的可能性相應增加。鑒于前人對于高管特征、變更與盈余管理關(guān)系的研究結(jié)論，本文對房地產(chǎn)業(yè)高管變更與財務造假之間的關(guān)系作如下假設：

H1：高管變更與財務造假正相關(guān)。

陳麗蓉等（2016）指出，高管變更與內(nèi)部控制質(zhì)量顯著負相關(guān)，并且在國有產(chǎn)權(quán)背景下，這種負向關(guān)系更為顯著。林鐘高等（2017）從動態(tài)視角驗證了高管變更與內(nèi)部控制缺陷的關(guān)系，研究表明內(nèi)部控制缺陷會導致高管的變更，而高管的變更則會加強內(nèi)部控制缺陷的修復。Johnstone等（2011）研究發(fā)現(xiàn)，企業(yè)在發(fā)生財務重述、內(nèi)部控制有重大缺陷等背景下，高管變更的可能性顯著增大，以此來解決財務和內(nèi)部控制存在的問題。

不難發(fā)現(xiàn)，陳麗蓉等（2016）得出的高管變更與內(nèi)部控制質(zhì)量呈負向關(guān)系的結(jié)論，是基于一個靜態(tài)視角而非動態(tài)修復的過程。后兩位學者是以內(nèi)部控制存在缺陷為出發(fā)點，在此基礎上才得出內(nèi)部控制存在缺陷時高管會發(fā)生變更，且變更后會修復內(nèi)部控制缺陷的結(jié)論，這是一個動態(tài)循環(huán)過程，從而導致結(jié)論有所差異。本文探討的高管變更對內(nèi)部控制質(zhì)量和財務造假的影響也是在靜態(tài)視角下，直接從高管變更的角度出發(fā)，因此本文認為高管變更與內(nèi)部控制質(zhì)量負相關(guān)。

鐘小麗（2016）系統(tǒng)地分析了我國房地產(chǎn)企業(yè)財務內(nèi)部控制的現(xiàn)狀，指出房地產(chǎn)企業(yè)財務內(nèi)部控制體系存在較大的問題，其中財務管理人員是其重要影響因素，管理人員的能力、素質(zhì)以及其財務內(nèi)部控制意識起到了決定性的作用。對于企業(yè)而言，穩(wěn)定的內(nèi)部環(huán)境是由各個利益相關(guān)主體共同形成的組織關(guān)系，高管的變更不僅影響企業(yè)以往的戰(zhàn)略與制度，還會牽動整個企業(yè)的關(guān)系網(wǎng)，打破以往利益相關(guān)主體建立的組織關(guān)系，造成內(nèi)部環(huán)境的不穩(wěn)定，使得內(nèi)部控制制度的實施受到阻礙，從而降低內(nèi)部控制質(zhì)量。對于房地產(chǎn)業(yè)而言，因業(yè)績壓力導致高管人員的流動率相比其他行業(yè)要高得多。前文已提到，李爭光、李竑（2014）指出在2006～2010年期間，共有321家房地產(chǎn)上市公司更換了高管。所以這種對組織內(nèi)部關(guān)系網(wǎng)和內(nèi)部控制環(huán)境的負面影響在房地產(chǎn)業(yè)更為明顯。甘勤（2016）也指出，在不考慮虛報作假的情況下，2014年有28.9%的房企存在一定程度的內(nèi)部控制缺陷。

高管變更，一方面會導致公司運作的戰(zhàn)略與制度出現(xiàn)一定程度的變動，另一方面，高管作為內(nèi)部環(huán)境的組成部分，其變更會帶來組織的利益相關(guān)者間資源的重新配置，以及組織關(guān)系的重建，導致內(nèi)部控制系統(tǒng)的不穩(wěn)定。因此，本文對房地產(chǎn)業(yè)高管變更與內(nèi)部控制質(zhì)量的關(guān)系作如下假設：

H2：高管變更與內(nèi)部控制質(zhì)量負相關(guān)。

Hermanson（2000）以美國熟悉財務信息的相關(guān)人員（包括內(nèi)部審計師、企業(yè)高管等九類）為研究對象，調(diào)查了其對內(nèi)部控制報告的認知，研究發(fā)現(xiàn)內(nèi)部控制質(zhì)量能夠有效減少財務造假行為。我國學者楊麗莎（2013）以奧林巴斯造假案為例，對其造假全過程進行了細致的分析，發(fā)現(xiàn)公司內(nèi)部控制問題十分嚴重，各個環(huán)節(jié)都存在一定的漏洞，其中內(nèi)部控制環(huán)境就是很重要的一個因素。

不少學者以房地產(chǎn)業(yè)為對象也得出了相同的結(jié)論。郭志豐（2017）系統(tǒng)地分析了房企在銷售與收款上的內(nèi)部控制問題，研究表明，內(nèi)部控制體系和制度的不完善是造成企業(yè)在銷售和收款上存在問題的重要原因。與郭志豐的觀點一致，晏祥菊（2012）指出房地產(chǎn)業(yè)開發(fā)的產(chǎn)品具有周期長、分割性銷售、預售的特點，因此房企的盈虧狀況是以能夠確認的銷售收入為基礎的，這為房企在銷售收入上造假創(chuàng)造了一定的條件。于冰如（2014）研究表明，我國房地產(chǎn)上市企業(yè)內(nèi)部控制質(zhì)量參差不齊、整體偏低，2012年有33.85%的房企存在著內(nèi)部控制缺陷，并以深振業(yè)等三家房地產(chǎn)上市公司為例，研究發(fā)現(xiàn)企業(yè)的內(nèi)部控制缺陷與盈余質(zhì)量負相關(guān)，內(nèi)部控制缺陷越多，盈余質(zhì)量越低。

綜上，內(nèi)部控制在公司運營和治理的各個環(huán)節(jié)中都起到了重要作用，一旦內(nèi)部控制存在缺陷，不僅企業(yè)內(nèi)部各部門的運營受到阻礙，企業(yè)的外部抗風險能力及核心競爭力也會隨之下降，導致經(jīng)營業(yè)績的下滑，從而引發(fā)財務造假。因此，本文對房地產(chǎn)業(yè)內(nèi)部控制質(zhì)量與財務造假的關(guān)系作如下假設：

H3：內(nèi)部控制質(zhì)量與財務造假負相關(guān)。

高管是公司重大戰(zhàn)略和制度的制定者，根據(jù)高階理論，高管特征的差異性會導致高管管理風格與認知的不同，從而影響組織績效。因此高管的變更一方面會導致公司運作的戰(zhàn)略與制度出現(xiàn)變動，從而影響企業(yè)各部門的運營，導致企業(yè)績效波動；另一方面，陳麗蓉、羅星、韓彬（2016）證實高管變更與內(nèi)部控制質(zhì)量之間存在負向關(guān)系。高管本身作為內(nèi)部環(huán)境的組成部分，其變更會帶來組織的利益相關(guān)者間資源的重新配置，以及組織關(guān)系的重建，導致內(nèi)部控制系統(tǒng)不穩(wěn)定，從而影響內(nèi)部控制質(zhì)量。

高管變更引起的公司績效波動會對新任高管造成業(yè)績壓力，因此其有需要（動機）進行財務造假，而變更引起的內(nèi)部控制缺陷，則會讓高管有機會進行財務造假，且造假行為暴露的可能性降低。作為擁有控制權(quán)的高管人員，在機會允許的情況下貪婪程度將會提升，根據(jù)GONE理論，高管極有可能進行財務造假。因此，內(nèi)部控制質(zhì)量可能在高管變更與財務造假的關(guān)系中起到傳導作用。此外，常啟軍等（2015）也在研究高管因素對企業(yè)績效的影響時，將內(nèi)部控制質(zhì)量作為中介變量。故本文提出如下假設：

H4：內(nèi)部控制質(zhì)量在高管變更與財務造假的關(guān)系中起中介作用。

三、研究設計

1.樣本選擇與數(shù)據(jù)收集。本文以2012～2016年我國A股房地產(chǎn)上市公司為初始樣本，并刪除了以下樣本：①?ST、ST公司；②內(nèi)部控制存在重大缺陷的公司；③數(shù)據(jù)缺失或不詳?shù)墓?。進行篩選后，2012年和2013年各有118個樣本、2014年有117個樣本、2015年和2016年各有119個樣本?？倶颖居^測記錄為591條。

上市公司高管變更的數(shù)據(jù)來自CSMAR數(shù)據(jù)庫，內(nèi)部控制質(zhì)量和財務造假的數(shù)據(jù)來自CSMAR數(shù)據(jù)庫和RESSET數(shù)據(jù)庫，控制變量如企業(yè)規(guī)模、資產(chǎn)負債率、資產(chǎn)凈利率以及股權(quán)集中度的數(shù)據(jù)來自RESSET數(shù)據(jù)庫。統(tǒng)計分析使用的數(shù)據(jù)來自作者手工整理。

數(shù)據(jù)的統(tǒng)計分析借助SPSS17.0來完成，分析方法主要包括：描述性統(tǒng)計分析、相關(guān)分析、回歸分析和穩(wěn)健性檢驗。

2.變量定義。

（1）自變量——高管變更（Turnover）。杜興強（2010）、林永堅（2013）在探討高管變更與盈余管理的關(guān)系時指出，高管的變更即董事長或CEO職位的變更。陳麗蓉等（2016）在研究高管變更與內(nèi)部控制質(zhì)量的關(guān)系時，也是將高管變更定義為董事長或CEO的變更。董事長和CEO擁有公司的控制權(quán)，制定公司的總體戰(zhàn)略以及制度，指導著公司整體運作與經(jīng)營，對于公司的管理有著很強的代表性，本文將董事長和CEO作為公司高管的代表，將高管變更定義為董事長或CEO職位的變更。職位變更當年變量取值為1，無變更時取值為0。

（2）中介變量——內(nèi)部控制質(zhì)量（ICQ）。陳麗蓉等（2016）用內(nèi)控指數(shù)來衡量企業(yè)內(nèi)部控制質(zhì)量。常啟軍等（2015）參考前人的研究成果，將與內(nèi)部控制相關(guān)的六個指標加權(quán)打分，包括是否出具內(nèi)控評價報告和內(nèi)控審計報告、審計意見類型、會計師事務所、內(nèi)控缺陷、整改措施，最后得出內(nèi)部控制質(zhì)量的分數(shù)。本文借鑒這種綜合評價法，選取是否披露內(nèi)控評價報告和內(nèi)控審計報告、內(nèi)部控制是否有效和審計意見類型這四個代理變量，每項賦予分值“1”，前三個代理變量為“是”時取值為1，否則為0，審計意見類型為“標準無保留”時取值為1，否則為0。所以內(nèi)部控制質(zhì)量最小取值為0，最大取值為4。

（3）因變量——財務造假（Fraud）。鄭海莉（2016）將財務造假定義為：為滿足自己的利益，行為主體通過各種不正當?shù)氖侄蝸矸埏椮攧請蟊恚驎嬓畔⑹褂谜邆鬟f對自身有利的、虛假的、誤導性的財務數(shù)據(jù)。本文借鑒上述定義，認為財務造假是行為主體有目的、有針對性地違背會計準則，篡改、捏造、錯報財務數(shù)據(jù)，使會計信息失真，只披露對行為主體有利的信息的行為。由于信息不對稱，財務報告所披露的信息是投資者、現(xiàn)有股東了解上市公司經(jīng)營現(xiàn)狀的重要途徑，故財務報告作假是財務造假的重要手段，財務報告的審計意見類型也因此是國內(nèi)外學者評判財務造假的依據(jù)之一。另一種評判方法則以是否受到監(jiān)管部門的處罰為依據(jù)，部分在經(jīng)營過程中存在造假行為而受到監(jiān)管部門處罰的公司，即使財務報告的審計意見表明其沒有問題，仍屬于財務造假的范疇。

由于第二種評判方法會導致造假樣本少，本文借鑒第一種財務造假評判方法，當年審計意見為非“標準無保留”的企業(yè)為財務造假樣本，取值為1，否則取值為0。

（4）控制變量。錢蘋、羅玫（2015）在研究上市公司財務造假預測模型時，總結(jié)了國內(nèi)外學者發(fā)現(xiàn)的影響公司財務造假、盈余管理、財務重述等方面的因素，包括八大特征指標，如財務業(yè)績指標、公司治理指標等。在這八大特征指標中，包括資產(chǎn)負債率、股權(quán)集中度、資產(chǎn)凈利率等。本文在探討高管變更對財務造假的影響時，有必要排除這三個因素對結(jié)果的干擾，所以將這三個因素作為控制變量引入模型。陳麗蓉等（2016）在研究高管變更與內(nèi)部控制質(zhì)量的關(guān)系時，除引入資產(chǎn)負債率、股權(quán)集中度、資產(chǎn)凈利率這三個因素外，還將企業(yè)規(guī)模和年份也作為控制變量加入研究模型。本文借鑒上述三位學者的思想，將資產(chǎn)負債率（LEV）、股權(quán)集中度（OwnCon1）、資產(chǎn)凈利率（ROA）、企業(yè)規(guī)模（Size）和年份（Year）作為控制變量，具體定義見表1。

表1 控制變量定義

3.模型設計。本文從高管變更的角度出發(fā)研究其對上市公司財務造假行為的影響，通過對文獻的回顧與梳理，本文大膽假設高管變更不僅會直接影響財務造假，并且還存在另一條作用路徑，即通過影響內(nèi)部控制質(zhì)量來作用于財務造假行為，內(nèi)部控制質(zhì)量在兩者的關(guān)系中扮演中介變量的角色。根據(jù)中介效應的檢驗過程，本文提出了四個假設、三個變量的關(guān)系圖整理如下：

理論模型圖

根據(jù)假設與理論模型，本文建立了四個回歸模型來檢驗假設，如下所示：

模型一，高管變更與財務造假的回歸分析模型，其中高管變更（Turnover）為解釋變量，財務造假（Fraud）為被解釋變量：

模型二，高管變更與內(nèi)部控制質(zhì)量的回歸分析模型，其中高管變更（Turnover）為解釋變量，內(nèi)部控制質(zhì)量（ICQ）為被解釋變量：

模型三，內(nèi)部控制質(zhì)量與財務造假的回歸分析模型，其中內(nèi)部控制質(zhì)量（ICQ）為解釋變量，財務造假（Fraud）為被解釋變量：

模型四，內(nèi)部控制質(zhì)量在高管變更與財務造假關(guān)系中的中介效應的回歸分析模型，其中高管變更（Turnover）為解釋變量，財務造假（Fraud）為被解釋變量，內(nèi)部控制質(zhì)量（ICQ）為中介變量：

采用逐步檢驗法檢驗內(nèi)部控制質(zhì)量的中介作用前，只有模型一中的β11、模型二中的β21以及模型三中的β31顯著時，才能繼續(xù)檢驗模型四中的中介效應。

四、實證檢驗與結(jié)果分析

1.描述性統(tǒng)計。樣本的描述性統(tǒng)計結(jié)果如表2所示。由表2可見，高管變更的最小值為0，最大值為1，均值為0.320，反映出房地產(chǎn)業(yè)高管的變更比較普遍，且標準差為0.468，行業(yè)內(nèi)差異較大。內(nèi)部控制質(zhì)量的最小值為0，最大值為4，均值為3.720，標準差為0.779，行業(yè)內(nèi)差異較大。財務造假的最小值為0，最大值為1，標準差為0.254，說明不同房企間造假行為差異較小。資產(chǎn)凈利率的最小值為-0.152，最大值為0.790，均值為0.028，標準差為0.048，說明房地產(chǎn)業(yè)的盈利水平偏低且差異較小。資產(chǎn)負債率最小值為0.046，最大值為1.202，均值為0.652，反映出房地產(chǎn)業(yè)負債率偏高，償債能力較差。股權(quán)集中度最小值為0.071，最大值為0.894，均值為0.397，反映在房地產(chǎn)業(yè)第一大股東持股比例還是有較大差異的。企業(yè)規(guī)模最小值為19.189，最大值為27.446，平均值為23.194，標準差為1.396，反映出房地產(chǎn)業(yè)的公司規(guī)模存在較大差異。

表2 樣本描述性統(tǒng)計

2.相關(guān)性分析。各變量之間的相關(guān)系數(shù)如表3所示。從表3中的數(shù)據(jù)來看，高管變更與財務造假的相關(guān)系數(shù)為0.305，兩者呈正相關(guān)關(guān)系；高管變更與內(nèi)部控制質(zhì)量的相關(guān)系數(shù)為-0.135，兩者呈負相關(guān)關(guān)系；內(nèi)部控制質(zhì)量與財務造假的相關(guān)系數(shù)為-0.232，兩者呈負相關(guān)關(guān)系。

此外，所有變量間的相關(guān)系數(shù)均小于0.5，表明模型合理，且共線性情況較好。

表3 相關(guān)性分析結(jié)果

3.多元回歸分析。本文以2012～2016年591家A股房地產(chǎn)上市公司的數(shù)據(jù)為樣本，對高管變更、內(nèi)部控制質(zhì)量、財務造假三個變量兩兩之間的關(guān)系進行了回歸分析，并進一步驗證了內(nèi)部控制質(zhì)量在高管變更與財務造假關(guān)系中的中介效應，具體的數(shù)據(jù)分析結(jié)果如表4所示。

模型一為高管變更與財務造假的回歸分析結(jié)果。數(shù)據(jù)顯示，F(xiàn)值為21.138，sig＜0.01，回歸方程顯著，調(diào)整的R2=0.146，擬合優(yōu)度較低，說明因變量財務造假可以被模型一解釋的部分較少。高管變更與財務造假的回歸系數(shù)為0.160，在1%的水平上兩者呈顯著的正相關(guān)關(guān)系。數(shù)據(jù)表明，當董事長或者CEO職位發(fā)生變更時，會引發(fā)公司財務造假行為，回歸分析結(jié)果驗證了H1。各變量回歸系數(shù)的VIF在（1，10）之間且明顯小于10，D-W值為1.678，證明各變量間不存在多重共線性和序列相關(guān)。

模型二為高管變更與內(nèi)部控制質(zhì)量的回歸分析結(jié)果。數(shù)據(jù)顯示，F(xiàn)值為11.769，sig＜0.01，回歸方程顯著，調(diào)整的R2=0.084，擬合優(yōu)度很低，說明因變量內(nèi)部控制質(zhì)量可以被模型二解釋的部分很少。高管變更與內(nèi)部控制質(zhì)量的回歸系數(shù)是-0.204，在1%的水平上兩者呈顯著的負相關(guān)關(guān)系。數(shù)據(jù)表明，當董事長或者CEO職位發(fā)生變更時，會導致內(nèi)部控制質(zhì)量的下降，回歸分析結(jié)果驗證了H2。各變量回歸系數(shù)的VIF在（1，10）之間且明顯小于10，D-W值為1.360，證明各變量間不存在多重共線性和序列相關(guān)。

模型三為內(nèi)部控制質(zhì)量與財務造假的回歸分析結(jié)果。數(shù)據(jù)顯示，F(xiàn)值為14.038，sig＜0.01，回歸方程顯著，調(diào)整的R2=0.099，擬合優(yōu)度很低，說明因變量財務造假可以被模型三解釋的部分很少。內(nèi)部控制質(zhì)量與財務造假的回歸系數(shù)是-0.064，在1%的水平上兩者呈顯著的負相關(guān)關(guān)系。數(shù)據(jù)表明，當內(nèi)部控制質(zhì)量下降時，會引發(fā)公司財務造假行為，回歸分析結(jié)果驗證了H3。各變量回歸系數(shù)的VIF在（1，10）之間且明顯小于10，D-W值為1.665，證明各變量沒有多重共線性和序列相關(guān)。

表4 回歸分析結(jié)果

模型四為內(nèi)部控制質(zhì)量在高管變更與財務造假關(guān)系中的中介效應的回歸分析結(jié)果。在模型一的基礎上，引入內(nèi)部控制質(zhì)量，將所有變量放到回歸模型中進行分析。數(shù)據(jù)顯示，F(xiàn)值為20.764，sig＜0.01，回歸方程顯著，且調(diào)整的R2由0.146增加到0.167，擬合優(yōu)度有所提高，說明因變量財務造假可以被模型四解釋的部分較多，此模型更合理、更優(yōu)。高管變更與財務造假的回歸系數(shù)是0.149，在1%的水平上兩者呈顯著的正相關(guān)關(guān)系。內(nèi)部控制質(zhì)量與財務造假的回歸系數(shù)是-0.053，在1%的水平上兩者呈顯著的負相關(guān)關(guān)系。與模型一對比，引入內(nèi)部控制質(zhì)量后，高管變更與財務造假的回歸系數(shù)由0.160變?yōu)?.149，且在1%的水平上顯著，表明內(nèi)部控制質(zhì)量在高管變更與財務造假的關(guān)系中存在部分中介作用。高管變更除直接作用于公司財務造假，還通過影響內(nèi)部控制質(zhì)量間接影響財務造假，回歸分析結(jié)果驗證了H4。各變量回歸系數(shù)的VIF在（1，10）之間且明顯小于10，D-W值為1.638，證明各變量間不存在多重共線性和序列相關(guān)。

4.穩(wěn)健性檢驗。本文采用變量替換法，對回歸分析結(jié)論進行穩(wěn)健性檢驗，以保證研究結(jié)論的可靠性?？刂谱兞恐?，以每股收益（EPS）替換資產(chǎn)凈利率（ROA），股權(quán)集中度的度量由第一大股東持股比例（OwnCon1）替換成前十大股東持股比例之和（OwnCon10）。穩(wěn)健性檢驗結(jié)果如表5所示，可以看出高管變更與財務造假的回歸系數(shù)、高管變更與內(nèi)部控制質(zhì)量的回歸系數(shù)、內(nèi)部控制質(zhì)量與財務造假的回歸系數(shù)，以及中介效應的回歸系數(shù)與前文無明顯差異，回歸結(jié)果與前文一致。因此本文的研究結(jié)論具有可靠性。

五、結(jié)論與建議

1.研究結(jié)論。本文選取我國A股房地產(chǎn)上市公司為研究對象，以2012～2016年的數(shù)據(jù)為樣本，實證分析了高管變更、內(nèi)部控制質(zhì)量與財務造假之間的關(guān)系，其中內(nèi)部控制質(zhì)量作為中介變量引入模型。研究結(jié)論如下：

（1）高管變更與財務造假顯著正相關(guān)。根據(jù)舞弊動因理論，高管擁有公司的控制權(quán)，有機會進行財務造假，且來自公司內(nèi)外部的績效壓力會導致新任高管發(fā)生財務造假行為。

（2）高管變更與內(nèi)部控制質(zhì)量顯著負相關(guān)。高管變更不僅影響企業(yè)以往的戰(zhàn)略與制度，還會牽動整個企業(yè)的關(guān)系網(wǎng)，打破以往利益相關(guān)主體建立的組織關(guān)系網(wǎng)絡，造成內(nèi)部環(huán)境的不穩(wěn)定，使得內(nèi)部控制制度的實施受到阻礙，降低內(nèi)部控制質(zhì)量。

（3）內(nèi)部控制質(zhì)量與財務造假顯著負相關(guān)。內(nèi)部控制不完善，制度實施受阻，會使原本相互協(xié)作與牽制的平衡局面被打破，從而導致利益主體為個人目的做出造假行為。

（4）內(nèi)部控制質(zhì)量在高管變更與財務造假的關(guān)系中起到部分中介作用，高管變更不僅直接作用于財務造假，還通過影響內(nèi)部控制質(zhì)量進而影響財務造假。

表5 穩(wěn)健性檢驗

本文以我國A股房地產(chǎn)上市公司為研究對象，在此基礎上得出的研究結(jié)論針對性比較強，但也正因如此，可能對其他行業(yè)的適用性不足。未來研究可基于其他行業(yè)展開，得出更加具體的、有針對性的研究結(jié)論。

2.對策建議。內(nèi)部控制質(zhì)量的高低對于公司的長遠發(fā)展有著舉足輕重的影響，內(nèi)部控制質(zhì)量不僅來源于組織內(nèi)部的每個成員，組織外部的審查監(jiān)督力量也不容忽視。對此，本文提出如下建議：

（1）建立合理的高管層激勵制度。對高管的激勵制度不應停留在績效薪酬制，實施股權(quán)激勵制度能綁定高管與企業(yè)的長期利益，增強激勵與約束作用。

（2）企業(yè)需加大內(nèi)部控制建設力度。內(nèi)部控制貫穿于企業(yè)的整個運營管理過程，因此應因地制宜地制定內(nèi)部控制制度，而不是照搬其他。要定期自查、定期更新內(nèi)部控制體系，保證企業(yè)不同階段的穩(wěn)定發(fā)展。此外，加大對內(nèi)部審計部門的授權(quán)，加大對財報工作的審核監(jiān)察力度。

（3）落實高管信息系統(tǒng)。高管變更引起的財務造假是一種短視行為，只有當所得利益高于造假成本時，才會發(fā)生財務造假。統(tǒng)一建立高管信息庫，記錄高管信譽，可以提高其造假成本，減少高管變更引起的財務造假。

（4）外部機構(gòu)加強對企業(yè)內(nèi)部控制質(zhì)量的監(jiān)督與審計工作。加強內(nèi)部控制法律法規(guī)建設，制定內(nèi)部控制規(guī)范細則，鞭策企業(yè)加強內(nèi)部控制體系的建設，同時完善對財務造假行為的懲罰機制，實現(xiàn)違法必究。

主要參考文獻：

Hazarika S.， Karpoff J.M.， Nahata R.．Internal corporate governance，CEO turnover， and earnings management［J］．Journal of Financial Economics，2012（1）．

林永堅，王志強，李茂良．高管變更與盈余管理——基于應計項目操控與真實活動操控的實證研究［J］．南開管理評論，2013（1）．

盧馨，李慧敏，陳爍輝．高管背景特征與財務舞弊行為的研究——基于中國上市公司的經(jīng)驗數(shù)據(jù)［J］．審計與經(jīng)濟研究，2015（6）．

錢蘋，羅玫．中國上市公司財務造假預測模型［J］．會計研究，2015（7）．

李爭光，張勇．上市公司高管變更與公司違約風險關(guān)系研究：來自房地產(chǎn)上市公司的證據(jù)［J］．稅務與經(jīng)濟，2012（5）．

陳麗蓉，羅星，韓彬．高管變更對內(nèi)部控制質(zhì)量的影響研究［J］．財會通訊，2016（30）．

Johnstone K.，Li C.，Rupley K.H.．Changes in corporate governance associated with the revelation of internal control material weaknessesand their subsequent remediation［J］．Contemporary Accounting Research，2011（1）．

于冰如．內(nèi)部控制缺陷對盈余質(zhì)量的影響［D］．成都：西南財經(jīng)大學，2014．

常啟軍，王璐，金虹敏．內(nèi)部控制質(zhì)量、高管異質(zhì)性與企業(yè)績效［J］．財會月刊，2015（12）．

姜蕾．獨立董事、內(nèi)部控制與投資效率［J］．經(jīng)濟研究參考，2016（21）．