張寧（西安財經(jīng)大學商學院 陜西西安 710100）

會計舞弊是指企業(yè)出于各種目的（如追求不正當經(jīng)濟利益或是礙于業(yè)績要求、政府施壓等），利用信息不對稱，向外界披露虛假的會計信息，以達到維持上市資格或吸引更多投資者投資等目的。隨著我國資本市場的發(fā)展，上市公司的會計舞弊行為反而呈現(xiàn)出愈演愈烈的態(tài)勢。因會計舞弊而對外界披露虛假會計信息不僅會使投資者的決策發(fā)生偏差，打擊投資者的投資信心和投資熱情（韓文明，2005），而且會減弱市場的資源配置功能，甚至對整個社會經(jīng)濟造成影響，因此，解決上市公司會計舞弊問題至關重要。要想有效解決會計舞弊問題，首先需要找出影響上市公司會計舞弊行為的各種因素。本文以我國采礦業(yè)上市公司為例，研究公司特征、高管人員等各因素與會計舞弊可能性的相關關系，以期得出有意義的結(jié)論。

一、文獻綜述

國內(nèi)外學者對會計舞弊的動因進行了大量剖析，主要包括內(nèi)外部兩方面。

關于企業(yè)內(nèi)部動因的剖析。企業(yè)的目標是追求自身利益最大化，當提供虛假的會計信息預期可以獲得更多的經(jīng)濟利益時，企業(yè)就傾向于會計舞弊行為（許文靜、王君彩、梁靜，2017）。當企業(yè)出現(xiàn)會計舞弊傾向時，企業(yè)內(nèi)部治理結(jié)構的缺陷，如內(nèi)部控制制度的缺失，為會計舞弊的實施提供了可能（岳殿民、韓傳模，2015）。另外，謝小瑩、孫燕東（2014）認為管理者為了獲得更多的勞動報酬或是職位的晉升，在企業(yè)業(yè)績不達標時，會出現(xiàn)利用會計舞弊以達到自己業(yè)績承諾的行為傾向，而信息占有不對稱則為管理者實施并掩蓋會計舞弊行為提供了便利（王艷平，2011）。

關于企業(yè)外部動因的剖析。有研究認為，企業(yè)的外部環(huán)境不僅會提高會計舞弊發(fā)生的可能性，還會使會計舞弊不易被發(fā)現(xiàn)。由于我國關于會計舞弊的法律法規(guī)尚不完善，即使企業(yè)的會計舞弊行為或者注冊會計師合謀舞弊的行為被發(fā)現(xiàn)，處罰力度也比較輕，舞弊收益遠遠大于舞弊成本，這也縱容了會計舞弊的發(fā)生（曾月明、許素，2019）。此外，王遂昆、鄭珂（2019）認為我國對會計人員職業(yè)道德教育的缺失、“官本位”思想的影響，使得會計人員在面對管理層的無理要求時，不能堅定自己的立場，正確地履行職責。

現(xiàn)有文獻廣泛地研究了會計舞弊的動因。本文在此基礎上，利用我國采礦業(yè)上市公司的數(shù)據(jù)，進一步研究了各因素與采礦業(yè)上市公司會計舞弊行為的相關關系。

二、理論分析與研究假設

隨著我國對資本市場改革的不斷深化，對上市公司披露的信息的真實性要求日益嚴格，證監(jiān)會對于發(fā)生會計舞弊的上市公司的行政處罰力度也日益加大。在此背景下，本文在已有研究的基礎上，從公司特征、高管人員等角度選取變量，利用采礦業(yè)上市公司的數(shù)據(jù)，考察各變量對上市公司會計舞弊行為的影響，以期為后續(xù)會計舞弊的治理研究提供相關的對策建議。

（一）公司特征與會計舞弊可能性

1.上市情況。公司的上市年限不同，發(fā)生會計舞弊的可能性也不同。上市年限越長的公司，對資本市場的運營機制更加熟悉，更有可能利用國家法律法規(guī)、會計制度等可能存在的漏洞進行會計舞弊，由此本文提出假設1：

H1：上市年限越長，會計舞弊可能性越大。

2.股權結(jié)構。委托代理理論認為，發(fā)揮股東監(jiān)督作用的有效性可以降低公司的代理成本。大股東由于實力較強，一般具有較為強烈的監(jiān)督意愿并具備監(jiān)督能力，可以預期，股權越集中的公司會計舞弊的可能性越低。此外，大股東之間也具有彼此監(jiān)督、互相制約的作用，充分發(fā)揮大股東互相制約作用的上市公司，披露的信息更加可信，做出會計舞弊決策的可能性更低。由此本文提出假設2和假設3：

H2：股權集中度越高，會計舞弊可能性越小。

H3：股權制約度越高，會計舞弊可能性越小。

（二）高管人員與會計舞弊可能性

在委托代理制度下，信息獲取不對稱，給高管人員為了營造業(yè)績假象而進行會計舞弊提供了可能。公司治理是為了減少高管人員的逆向選擇，緩解委托代理沖突。由此可見，研究上市公司高管人員與會計舞弊的關系是必要的。

1.高管人員平均年薪。高管人員作為股東的代理人，需要為股東利益最大化服務，但同時要考量自身的利益，實現(xiàn)高管人員個人利益與股東利益的統(tǒng)一需要借助合理的薪酬制度。合理有效的薪酬制度可以激發(fā)高管人員的工作熱情，增強其責任感，同時降低高管人員利用會計舞弊謀取私利的可能性。由此本文提出假設4：

H4：高管人員平均年薪越高，會計舞弊可能性越小。

2.高管人員持股比例。對于高管人員持股比例與會計舞弊的關系存在兩種截然相反的理論：利益趨同假說和掘壕自守假說。利益趨同假說認為，隨著高管人員持股比例的增加，高管人員和股東的利益趨于一致，會計舞弊的動機隨之減弱；掘壕自守假說認為，隨著高管人員持股比例的增加，高管人員的收益與股價息息相關，高管人員為了獲取更多的利潤，有動機利用其信息優(yōu)勢操縱會計報表，進行虛假的盈余管理。由此本文提出假設5：

H5a：高管人員持股比例越高，會計舞弊可能性越大；

H5b：高管人員持股比例越高，會計舞弊可能性越小。

三、研究設計

（一）樣本選擇

本文以2015—2019年發(fā)生會計舞弊的采礦業(yè)上市公司為樣本，剔除資料不全的上市公司，篩選出了94個觀測值，將其歸類為會計舞弊公司組，同時按照以下標準及優(yōu)先順序，從2015—2019年滬深兩市非金融類上市公司中篩選出相應的公司，歸類為非會計舞弊公司組：（1）2015—2019年未受到證監(jiān)會和證券交易所處罰的上市公司；（2）相關數(shù)據(jù)與會計舞弊公司的相關數(shù)據(jù)為同一會計年度的；（3）與會計舞弊公司的資產(chǎn)規(guī)模相當，按照資產(chǎn)規(guī)模升序排序，選擇比會計舞弊公司資產(chǎn)規(guī)模大且最臨近的公司為配對公司。經(jīng)過篩選后，同樣得到了94個觀測值。會計舞弊公司、非會計舞弊公司及其他相關信息均來自于CSMAR數(shù)據(jù)庫。

（二）變量定義

1.被解釋變量。本文選取上市公司是否發(fā)生會計舞弊為被解釋變量，以符號Fraud表示，會計舞弊公司取1，非會計舞弊公司取0。

2.解釋變量。本文選取的解釋變量包括上市年限、股權集中度、股權制約度、高管人員平均年薪、高管人員持股比例，分別以 Age、Center、Balance、Salary、Topmp 表示，其中，上市年限取值方法為發(fā)生會計舞弊的年度減公司上市年度；股權集中度是根據(jù)樣本公司前十大股東持股比例的平方和得到的；股權制約度是根據(jù)樣本公司第二至第十大股東持股比例之和除以第一大股東持股比例計算得到的；高管人員平均年薪是根據(jù)前三名高管人員年薪除以3計算得到的；高管人員持股比例是根據(jù)高管人員持股數(shù)除以樣本公司股本總數(shù)計算得到的。

3.控制變量。根據(jù)以往的文獻，本文將獨立董事比例、外部審計（是否選擇國內(nèi)八大會計師事務所）、內(nèi)部控制（是否有效）等因素作為控制變量，分別以Duli、Auditor、Ib表示，其中，獨立董事比例是根據(jù)樣本公司獨立董事數(shù)除以董事總數(shù)得到的；根據(jù)CSMAR數(shù)據(jù)庫中的信息，由國內(nèi)八大會計師事務所審計的樣本公司Auditor取1，否則取0；內(nèi)部控制有效的樣本公司Ib取1，否則取0。

各變量定義如表1所示。

表1 變量定義

（三）模型設計

根據(jù)本文的研究思路，上市公司做出會計舞弊決策的可能性應該受到上市年限、股權集中度、股權制約度、高管人員平均年薪、高管人員持股比例等因素的影響。據(jù)此，本文構建了以下實證模型：

Fraud=α+β1Age+β2Center+β3Balance+β4Salary+β5Topmp+β6Duli+β7Auditor+β8Ib+ε

Fraud表示上市公司是否發(fā)生會計舞弊。α、β為變量系數(shù)，若系數(shù)顯著為正，表示該變量值越大，上市公司做出會計舞弊決策的可能性越大；反之則越小。ε為隨機誤差項。

四、實證分析

（一）描述性統(tǒng)計分析

1.總體樣本的統(tǒng)計分析。

（1）主要變量的描述性統(tǒng)計。根據(jù)CSMAR數(shù)據(jù)庫數(shù)據(jù)，得到2015—2019年因發(fā)生會計舞弊而受到證監(jiān)會處罰的40家采礦業(yè)上市公司的94個觀察值，歸入會計舞弊公司組；為了對比會計舞弊公司組和非會計舞弊公司組在上市年限、股權集中度、股權制約度、高管人員平均年薪、高管人員持股比例等方面的差異，進而初步推斷各解釋變量與會計舞弊可能性的關系，本文依據(jù)一定的標準選取了相應的樣本公司歸入非會計舞弊公司組，將這188個觀測值經(jīng)過描述性統(tǒng)計分析，得到的結(jié)果如表2所示。

表2 主要變量的描述性統(tǒng)計

從表2可以看出，樣本公司平均上市年限為13.13年；平均股權集中度為45%，這說明樣本公司存在投資者結(jié)構不平衡的問題，即投資者群體以中小投資者為主，機構投資者發(fā)育緩慢，這一結(jié)構性問題往往會導致股東對上市公司的監(jiān)督有效性大幅減弱；平均股權制約度大于1，說明樣本公司前十名股東之間的相互制約相對有效；在高管人員方面，高管人員的平均年薪為85萬元，高管人員的平均持股比例為6%。

（2）會計舞弊公司組與非會計舞弊公司組均值T檢驗。由下頁表3的檢驗結(jié)果可知，是否為會計舞弊公司、高管人員特征在不同的顯著性水平上有顯著的差異。會計舞弊公司組的平均上市年限為14.38年，高于非會計舞弊公司組的平均上市年限11.88年，可以初步看出，會計舞弊公司組的上市年限組成總體高于非會計舞弊公司組，與本文假設一致。非會計舞弊公司組的股權集中度均值高于會計舞弊公司組，分別為0.68和0.22，與本文假設一致。非會計舞弊公司組的平均股權制約度為1.57，高于會計舞弊公司組的平均股權集中度0.65，可以看出總體上非會計舞弊公司組的股權制約度高于會計舞弊公司組，這與本文假設的情況一致。非會計舞弊公司組的高管人員年薪均值顯著高于會計舞弊公司組，分別為102萬元和69萬元，與本文的假設一致。非會計舞弊公司組的高管人員平均持股比例顯著高于會計舞弊公司組，分別為10%和3%，與本文的假設一致。

表3 會計舞弊公司組與非會計舞弊公司組比較分析

2.會計舞弊公司的舞弊方式統(tǒng)計。為了解會計舞弊公司的舞弊方式，本文對舞弊類型進行了統(tǒng)計，如表4所示。在表4的統(tǒng)計中，以會計舞弊手段為計量單位，例如某公司同時采用了重大遺漏和虛假記載兩種舞弊手段，則記為進行了兩種會計舞弊行為。可以看出，會計舞弊公司有多種會計舞弊手段，其中信息違規(guī)披露占比58.54%，比例最高；在其他舞弊手段中，主要以借用他人賬戶違規(guī)買賣股票或其他重大事項為主，占比26.02%。此外，會計舞弊公司極少采用虛增利潤的方式進行會計舞弊，這是因為虛增利潤是極易被發(fā)現(xiàn)的一種舞弊方式。

表4 會計舞弊公司的舞弊類型統(tǒng)計

現(xiàn)對占比最高的會計信息違規(guī)披露方式進行具體的統(tǒng)計分析，如表5所示。會計信息違規(guī)披露有3種表現(xiàn)形式：推遲披露、非完整性披露及虛假披露。會計準則要求企業(yè)應當及時披露以真實的交易或事項為依據(jù)確認的各項會計信息，且披露的內(nèi)容應該完整。在信息違規(guī)披露中，違反了及時性、真實性和完整性原則，推遲披露、虛假披露和非完整性披露分別出現(xiàn)了32、21和19次，占比分別為44.44%、29.17%和26.39%，且偏好采用推遲披露的手段進行會計舞弊。推遲披露主要針對的是不利于公司利益的會計信息，會造成投資者做出投資決策缺乏真實的會計信息支持，加大了投資者未來面臨的風險。

表5 信息違規(guī)披露統(tǒng)計表

3.相關性分析。為了解本文研究的變量之間的相關情況，避免多重共線性問題，本文對模型中涉及的變量進行了Pearson相關分析，結(jié)果如表6所示。可以看出，上市年限Age與樣本公司是否發(fā)生會計舞弊存在顯著的正相關關系；高管人員平均年薪Salary、高管人員持股比例Topmp與樣本公司是否發(fā)生會計舞弊存在顯著的負相關關系；股權集中度、股權制約度與樣本公司是否發(fā)生會計舞弊存在負相關關系，但并不顯著。在控制變量方面，內(nèi)部控制是否有效與樣本公司是否發(fā)生會計舞弊存在顯著的負相關關系；獨立董事比例和是否選擇國內(nèi)八大會計師事務所與樣本公司是否發(fā)生會計舞弊分別存在正、負相關關系，但都不顯著，以上的相關關系與本文的假設基本一致。同時，通過表6還可以看出，各個自變量之間只存在較弱的相關關系，說明各個自變量之間不存在嚴重的多重共線性問題，能夠進行下一步的回歸分析。

表6 Pearson相關系數(shù)表

（二）logistic回歸分析

利用模型（1）對控制變量與樣本公司是否發(fā)生會計舞弊之間的關系進行了實證分析，為了更好地考察公司特征和高管人員對樣本公司是否發(fā)生會計舞弊行為的影響，本文分別將上市年限、股權集中度、股權制約度、高管人員平均年薪、高管人員持股比例各個變量單獨放入模型，最后將所有自變量放在同一模型中進行回歸，結(jié)果如下頁表7所示。模型（1）顯示，內(nèi)部控制是否有效與樣本公司是否發(fā)生會計舞弊在5%的水平上顯著負相關。模型（2）顯示，上市年限與樣本公司是否發(fā)生會計舞弊在1%的水平上顯著正相關，說明樣本公司上市交易的時間越長，越容易發(fā)生會計舞弊行為，驗證了假設1。模型（3）顯示股權集中度與樣本公司是否發(fā)生會計舞弊存在負相關關系，但不顯著，假設2不成立。模型（4）顯示股權制約度與樣本公司是否發(fā)生會計舞弊在10%的水平上顯著負相關，說明股權制約度越高越不容易發(fā)生會計舞弊，假設3成立。模型（5）顯示高管人員平均年薪與樣本公司是否發(fā)生會計舞弊在1%的水平上顯著負相關，說明樣本公司高管人員平均年薪越高，越不容易發(fā)生會計舞弊，假設4成立。模型（6）顯示高管人員持股比例與樣本公司是否發(fā)生會計舞弊在1%的水平上顯著負相關，說明高管人員持股比例越高，越不容易發(fā)生會計舞弊，假設5b得到驗證。模型（7）是將所有自變量加入模型后的回歸結(jié)果，公司特征和高管人員對樣本公司是否發(fā)生會計舞弊行為的影響與前述回歸結(jié)果基本一致。

表7 多元回歸分析

（三）穩(wěn)健性測試

為了檢驗上述結(jié)果的可靠性，本文進行了穩(wěn)健性測試。將樣本期間改為2010—2014年，對前文的假設重新進行檢驗，回歸結(jié)果如表8所示。通過穩(wěn)健性檢驗發(fā)現(xiàn)，結(jié)果與上述結(jié)論并無顯著性差異，所以本文結(jié)論是可靠的。

表8 穩(wěn)健性檢驗

五、結(jié)論

本文通過對2015—2019年發(fā)生會計舞弊的采礦業(yè)上市公司進行實證研究，發(fā)現(xiàn)上市年限與其是否發(fā)生會計舞弊正相關；股權制約度與其是否發(fā)生會計舞弊負相關；高管團隊中高管人員的平均年薪與其是否發(fā)生會計舞弊負相關；高管人員的持股比例與其是否發(fā)生會計舞弊負相關。針對本文研究結(jié)果，對于上市公司會計舞弊的治理建議如下：

（一）上市公司角度

利用股權制衡度與會計舞弊可能性之間的顯著負相關關系，采礦業(yè)上市公司應優(yōu)化股權結(jié)構，建立多個股東共同制衡機制，防止大股東的“掏空行為”；在高管人員激勵方面，考慮適當提高高管人員持股比例和年薪，建立和完善高管人員參與會計舞弊防范與治理的激勵機制，以增強其監(jiān)督的積極性，使其有更大的動力為股東利益服務；在內(nèi)部控制方面，采礦業(yè)上市公司應設計和完善內(nèi)部控制制度，改善內(nèi)部控制質(zhì)量；另外應增強獨立董事的獨立性，為獨立董事獨立發(fā)表對財務報告的意見創(chuàng)造條件。

（二）外部監(jiān)管角度

根據(jù)本文的研究結(jié)論，上市公司發(fā)生會計舞弊的可能性與是否委托國內(nèi)八大會計師事務所進行審計并沒有顯著相關關系，結(jié)合已有研究，反映出我國注冊會計師執(zhí)業(yè)能力參差不齊，會計師事務所與上市公司合謀舞弊的事件不斷出現(xiàn)，外部審計并未充分發(fā)揮作用，應加強對審計人員職業(yè)素質(zhì)的培養(yǎng)，提高其責任感；加強法律制度建設，提高對會計師事務所合謀舞弊的處罰力度，以提高會計師事務所的審計質(zhì)量，鞏固防治會計舞弊的最后一道防線。