上市公司財務(wù)報告舞弊的識別

上市公司財務(wù)報告舞弊的識別

一、問題的提出根據(jù)美國審計準(zhǔn)則第99號(SASNo.99)，我們認(rèn)為財務(wù)報告舞弊是指為欺騙財務(wù)報告使用者而對財務(wù)報告所列示的數(shù)據(jù)或披露的信息進(jìn)行蓄意的錯報或漏報，導(dǎo)致財務(wù)報告忽略了某些關(guān)鍵財務(wù)信息，違背了公認(rèn)會計原則。財務(wù)報告舞弊的后果極其嚴(yán)重：美國安然、朗訊等公司的財務(wù)丑聞極大打擊了資本市場的信心，使得美國各類組織年損失超過4000億美元①；我國鄭百文、銀廣夏、藍(lán)田股份等公司的舞弊事件同樣震動了資本市場和社會公眾?？梢姡R別和防范上市公司財務(wù)報告舞弊對資本市場的完善與發(fā)展，甚至對經(jīng)濟(jì)的發(fā)展都是至關(guān)重要的。在解釋財務(wù)報告舞弊動因的理論中，美國注冊會計師協(xié)會(AmericanInstituteofCertifiedPublicAccountants,AICPA)與中國注冊會計師協(xié)會都根據(jù)三角形理論的三個因素制訂了相關(guān)的審計準(zhǔn)則（SASNo.99；審計準(zhǔn)則第1141號（征求意見稿）)，顯示了三角形理論在識別舞弊方面的優(yōu)勢。因此，本文以三角形理論為基礎(chǔ)，結(jié)合SASNo.99的舉例與我國實(shí)際情況，對2000～2009年上市公司財務(wù)報告舞弊事件進(jìn)行實(shí)證研究，構(gòu)建財務(wù)報告舞弊識別模型，為審計準(zhǔn)則的完善提供建議，提高監(jiān)管部門、注冊會計師和投資者對上市公司舞弊的識別率，防范財務(wù)報告舞弊的發(fā)生及其帶來的風(fēng)險或損失。二、文獻(xiàn)回顧（一）理論基礎(chǔ)在上世紀(jì)50年代，Cressey通過對舞弊人員的大量采訪，將舞弊所共有的三個方面歸結(jié)為包含機(jī)會(Opportunity)、壓力(Pressure)和借口(Rationalization)的“三角形”；Albrecht(1995)發(fā)展了三角形理論，認(rèn)為舞弊是由壓力、機(jī)會和借口三要素合力產(chǎn)生。其中，壓力是指誘發(fā)舞弊者的行為動機(jī)，包括經(jīng)濟(jì)壓力、惡癖壓力、與工作相關(guān)的壓力、其他壓力四種類型，據(jù)統(tǒng)計前兩種類型的壓力大約占95%②。機(jī)會是指實(shí)施舞弊而又不被發(fā)現(xiàn)或能逃避處罰的時機(jī)，包括發(fā)現(xiàn)舞弊行為的內(nèi)部控制的缺乏或無效、無法判斷工作質(zhì)量、缺乏懲罰措施、信息不對稱、能力不足和審計制度不健全六種機(jī)會。借口則為行為人實(shí)施舞弊找到了與其道德觀念、行為準(zhǔn)則相吻合的理由，無論這一解釋本身是否真正合理。壓力、機(jī)會和借口中缺少任何一項(xiàng)要素，舞弊都不可能真正發(fā)生。SASNo.99通過舉例具體描述了這三個因素：（二）有關(guān)舞弊識別的研究目前舞弊識別的研究主要是識別舞弊的征兆，即從紛繁復(fù)雜的信息中尋找舞弊征兆，通過實(shí)證研究驗(yàn)證征兆在舞弊識別中的作用。其中，財務(wù)因素是人們必然想到的征兆之一。銷售增長速度、財務(wù)杠桿、總應(yīng)計與總資產(chǎn)之比(Beneish,1997)、存貨、公司增長速度、資產(chǎn)報酬率（Summers和Sweeney,1998）、應(yīng)收款項(xiàng)比率、應(yīng)收款項(xiàng)周轉(zhuǎn)率、速動比率、主營業(yè)務(wù)稅金及附加比率、資產(chǎn)質(zhì)量、管理費(fèi)用和銷售費(fèi)用率（方軍雄，2003）都可作為財務(wù)報告舞弊的征兆或?yàn)樽R別舞弊提供信息。公司治理也是人們研究的重點(diǎn)。DechOW等(1996)發(fā)現(xiàn)公司治理結(jié)構(gòu)較弱的公司舞弊可能性最高，舞弊公司更傾向于由內(nèi)部人控制董事會，而且不設(shè)審計委員會；Dunn(2004)與Abbott等(2000)的研究結(jié)論較好地支持了Dechow等的研究，但Beasley(1996)指出，審計委員會的設(shè)立并沒有對其產(chǎn)生影響；楊清香等(2009)也發(fā)現(xiàn)獨(dú)立董事比例和審計委員會與之不存在相關(guān)關(guān)系。很多學(xué)者還從其他方面進(jìn)行了有益的嘗試（如Green和Choi,1997;Joseph,2009），這些研究基本都是圍繞三角形理論的一個或多個因素進(jìn)行的，但明確以三角形理論為基礎(chǔ)并充分利用三因素進(jìn)行研究的文獻(xiàn)并不多見。陳關(guān)亭(2007)明確利用三角形理論的壓力和機(jī)會兩個因素進(jìn)行了研究，但在壓力描述上有所欠缺，同時缺少對借口的考察；Christopher等(2008)充分利用了SASNo.99對三角形理論的描述，構(gòu)建了較為有效的識別模型。本文借鑒上述二者的思路，以三角形理論為基礎(chǔ)，結(jié)合SASNo.99與我國情況，借鑒前人在財務(wù)報告舞弊識別方面的研究成果，以期構(gòu)建能夠適應(yīng)我國情況、且能有效識別舞弊的模型。三、變量選取與模型的構(gòu)建基于三角形理論，舞弊基本模型為：FRAUD=f(Pressure,Opportunity,Rationalization)(1)由于三因素不可直接測量，需要根據(jù)SASNo.99（表1）、我國實(shí)際情況以及前人研究，確定三因素的代表性指標(biāo)。（一）壓力的代表性指標(biāo)1.財務(wù)穩(wěn)定性財務(wù)穩(wěn)定性和盈利能力受到經(jīng)濟(jì)、行業(yè)、公司經(jīng)營狀況的影響，而公司的銷售增長和公司規(guī)模變化能夠反映后者變動情況（Loebbecke等，1989），因此選取毛利率(GPM)、銷售增長（SCHANGE;Beasley,1996;Summers和Sweeney,1998）和資產(chǎn)增長（ACHANGE;Beneish,1997;Beasley等，2000）作為財務(wù)穩(wěn)定性的代表性指標(biāo)，以舞弊前兩年銷售（資產(chǎn)）變化比例的平均值度量。公司正常運(yùn)營中經(jīng)營現(xiàn)金流量與營業(yè)利潤之間的關(guān)系應(yīng)該是穩(wěn)定的。而舞弊公司的某些舞弊手段將會使得這種關(guān)系發(fā)生變化，因此可考慮將營業(yè)利潤與經(jīng)營現(xiàn)金流量關(guān)系CATA（Christopher等，2008）作為代表性指標(biāo)：同時選取應(yīng)收賬款周轉(zhuǎn)率(SALAR)、存貨周轉(zhuǎn)率(SALINV)和總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率(SALTA)進(jìn)一步描述財務(wù)穩(wěn)定性。2.外部壓力外部壓力主要來自股票市場和債權(quán)人，財務(wù)杠桿(LEV)是相關(guān)外部利益者尤其是債權(quán)人重點(diǎn)關(guān)注的指標(biāo)；公司也面臨融資壓力，壓力大小與公司經(jīng)營、投資的現(xiàn)金流量有關(guān)，因此選擇自由現(xiàn)金流量(FREEC)以反映公司融資需求；融資能力(FINANCE)是衡量融資壓力的另一方面，可由財務(wù)報告舞弊之前三年的資本支出衡量（Dechow等，1996）：其中，第t年為舞弊發(fā)生年。當(dāng)該指標(biāo)為負(fù)時，越小外部融資壓力越大。3.個人財務(wù)需求持有公司股份的管理人員，其個人財務(wù)狀況會受到公司的財務(wù)業(yè)績影響，所以舞弊前一年管理層持股比例(OSHIP)可代表個人財務(wù)需求。4.財務(wù)目標(biāo)資產(chǎn)收益率(ROA)常用于評價管理者業(yè)績等情況，在舞弊公司與非舞弊公司之間也存在顯著差異（Summers和Sweeney,1998），因此該指標(biāo)可選為代表性指標(biāo)。在我國，來自公司上市、發(fā)行新股、避免ST或退市和炒作股價的壓力最有可能使得上市公司進(jìn)行舞弊（閆長樂，2004）。但陳關(guān)亭(2007)指出，新股上市、配股、增股的壓力對財務(wù)報告舞弊行為沒有顯著影響。況且，新股上市、配股、增股所需滿足的條件難以量化，因此本文選取避免ST或退市(ST)作為壓力代表性指標(biāo)進(jìn)入模型：令ST=1，為舞弊發(fā)生年的前一年或前兩年ROA＜0，否則為0。（二）機(jī)會的代表性指標(biāo)1.關(guān)聯(lián)方交易關(guān)聯(lián)方交易作為描述行業(yè)或公司業(yè)務(wù)性質(zhì)的因素之一，極易為舞弊創(chuàng)造機(jī)會。在我國，由于歷史與體制原因使得上市公司與母公司或集團(tuán)公司之間存在更為密切的關(guān)系，關(guān)聯(lián)方交易的地位更為突出，可成為識別舞弊的重要指標(biāo)，反映行業(yè)或公司業(yè)務(wù)性質(zhì)。關(guān)聯(lián)方交易(RPT)涉及范圍廣，為整體反映上市公司關(guān)聯(lián)方交易情況，本文以舞弊當(dāng)年公司全部關(guān)聯(lián)交易額之和與期末資產(chǎn)之比來衡量。2.無效監(jiān)管根據(jù)上文所述，董事會成員中外部人員比例、是否設(shè)立審計委員會及其規(guī)模都可作為識別舞弊的征兆，反映無效監(jiān)管程度。由于董事會成員中外部人員比例(BDOUT)數(shù)據(jù)不易獲得，以未從公司領(lǐng)取薪酬的董事和獨(dú)立董事代表外部人員。同時令：AUDCOMM=1，如果公司設(shè)有審計委員會，否則為0；AUDCSIZE代表審計委員會人數(shù)，即審計委員會規(guī)模。3.組織結(jié)構(gòu)當(dāng)CEO在公司身兼數(shù)職時，其所掌握的權(quán)力足以左右公司決策的制定，為舞弊創(chuàng)造機(jī)會，所以選?。篊EO=1，如果董事會主席兼任CEO或總裁；否則為0。而高管人員流動性程度反映了公司組織結(jié)構(gòu)的穩(wěn)定性和復(fù)雜性，所以可用公司高管的離職人數(shù)（TOTALTURN，以舞弊前兩年離職人數(shù)衡量）反映公司組織結(jié)構(gòu)的穩(wěn)定程度。4.股權(quán)結(jié)構(gòu)在我國由于小股東民事索賠訴訟還遠(yuǎn)遜于西方發(fā)達(dá)國家（閻長樂，2004），使得不合理的股權(quán)結(jié)構(gòu)都可能為財務(wù)報告舞弊創(chuàng)造機(jī)會。本文利用國有股比例(STATE)、法人股比例(LP)和流通股比例(TRADABLE)、股權(quán)集中度（H10，以前十大股東持股比例的平方和衡量）反映股權(quán)結(jié)構(gòu)。（三）借口的代表性指標(biāo)借口因素是三角形理論中最難衡量的因素。SASNo.99給出的例子中，與審計師溝通不順暢、頻繁糾紛、提出不合理的要求、對審計師加以正式或非正式的限制，都可能導(dǎo)致審計師出具保留意見書。因此，審計意見可描述借口因素：令A(yù)UDREPORT=0，如果舞弊當(dāng)年出具無保留意見書；否則為1。上述因素甚至可能導(dǎo)致公司更換審計師，因此審計師更換可作為借口的另一個代表性指標(biāo)：令A(yù)UDCHANG=1，如果舞弊發(fā)生的前兩年出現(xiàn)更換；否則為0。因此，基本模型(1)可以拓展為：四、樣本選取與統(tǒng)計性描述（一）樣本選取本文實(shí)證研究的樣本包括舞弊公司樣本和非舞弊公司樣本。舞弊公司樣本來自2000～2009年間中國證監(jiān)會處罰的A股上市公司，處罰公告中涉及財務(wù)報告舞弊的為104份。為提高舞弊公司特征的準(zhǔn)確性，滿足指標(biāo)計算的要求，本文僅選取2000～2009年間非金融業(yè)首次舞弊或相鄰兩次舞弊間隔3年及以上的公司，因此剔除金融業(yè)公司1家、重復(fù)舞弊公司4家，初步獲得99份舞弊公司樣本。該樣本涵蓋了12個行業(yè)，但48.08%發(fā)生在制造業(yè)（證監(jiān)會行業(yè)分類為C類）；舞弊年份涉及2000年到2007年，且多數(shù)公司為多年舞弊。本文參照Beasley(1996)的配對原則選取非舞弊公司樣本：1.與舞弊公司處于同一股票市場交易。2.舞弊發(fā)生前一年公司年末資產(chǎn)與舞弊公司最接近的一家，但不得超過或低于舞弊公司資產(chǎn)規(guī)模的30%；若無此類公司，以同期凈資產(chǎn)為標(biāo)準(zhǔn)（共涉及3家公司）③。3.與舞弊公司處于同行業(yè)。本文以中國證監(jiān)會行業(yè)分類為標(biāo)準(zhǔn)，除制造業(yè)按照二級分類外④，其他行業(yè)均選取一級分類。4.在舞弊公司舞弊期間內(nèi)該公司未發(fā)生過舞弊；為獲得較高質(zhì)量的配對樣本，本文要求該公司從未受過證監(jiān)會、財政部等監(jiān)管部門的處罰。經(jīng)篩選，7家舞弊公司未找到符合標(biāo)準(zhǔn)的配對公司，29組舞弊—非舞弊公司組數(shù)據(jù)不可獲得，最終獲得舞弊公司和非舞弊公司樣本各63份。本文所有數(shù)據(jù)均來自國泰安研究服務(wù)中心，使用SPSS18.0進(jìn)行數(shù)據(jù)處理。（二）統(tǒng)計性描述本文對所選取的變量進(jìn)行了配對樣本t檢驗(yàn)和Wilcoxon符號秩檢驗(yàn)（結(jié)果見表2）。CATA、LEV、FINANCE、ROA、ST、BDOUT、CEO、TOTALTURN、STATE、LP和H10在兩種檢驗(yàn)中顯著；SALAR和OSHIP在Wlicoxon檢驗(yàn)中顯著，SCHANG正在配對樣本t檢驗(yàn)中顯著?？梢?，無論何種檢驗(yàn)，都充分說明了在某些三因素理論的代表性指標(biāo)上，舞弊公司與非舞弊公司之間是存在顯著差異的，而這些指標(biāo)恰可作為識別舞弊的征兆進(jìn)入模型。五、實(shí)證結(jié)果由于因變量是二元因變量，解釋變量既包含連續(xù)變量又包括啞變量，所以采用Logistic回歸模型。本文先后將上述識別出的變量帶入模型，發(fā)現(xiàn)模型擬合優(yōu)度和變量顯著性效果較差，因此本文利用模型(2)進(jìn)行調(diào)整，最終得到擬合優(yōu)度較高的模型，模型檢驗(yàn)如下：-2Loglikelihood、Cox&Snell和Nagelkerke都是測量模型擬合優(yōu)度的指標(biāo)，前者數(shù)值越小、后兩個指標(biāo)越接近1，表示模型擬合度越好。從各項(xiàng)指標(biāo)值來看，能夠接受該模型。由于軟件在Logistic回歸中不能直接檢驗(yàn)多元共線性，因此本文利用相關(guān)矩陣⑥剔除了可能造成多元共線性的變量。值得注意的是，本文目的是建立舞弊識別模型，在變量取舍上是以模型識別率為目標(biāo)，所以構(gòu)建模型時即要考慮模型和變量的顯著性等問題，又考慮到模型識別力，在可容忍范圍內(nèi)盡量提高模型識別率?；貧w結(jié)果顯示，營業(yè)利潤-經(jīng)營現(xiàn)金流量(CATA)、總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率(SALTA)、避免ST或退市(ST)、董事會成員中外部人員比例(BDOUT)、主管離任人數(shù)(TOTALTURN)以及國有股比例(STATE)在1%水平下顯著，銷售增長(SCHANGE)、存貨周轉(zhuǎn)率(SALINV)、自由現(xiàn)金流量(FREEC)和董事會主席兼任CEO或總裁(CEO)在5%水平下顯著。過大的銷售增長變動和營業(yè)利潤-經(jīng)營現(xiàn)金流差額，較低的存貨周轉(zhuǎn)率、資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率，增加了公司財務(wù)的不穩(wěn)定性；較低水平的自由現(xiàn)金流量增加了公司外部壓力；面對被ST或退市直接帶來壓力。較少的外部董事使得監(jiān)管無效；主管流動性大、董事會主席兼任CEO或總裁增加了公司組織結(jié)構(gòu)的不穩(wěn)定性；國有控股水平較低又增加了管理層對公司的控制，這都為舞弊創(chuàng)造了機(jī)會。可見，本文在三角形理論上構(gòu)建的模型，能夠充分解釋舞弊的發(fā)生。根據(jù)回歸結(jié)果，構(gòu)造舞弊識別模型：將數(shù)據(jù)帶回模型，得到了舞弊分類檢驗(yàn)結(jié)果（見表4）。利用該模型進(jìn)行識別時，63家舞弊公司中4家被誤判，識別率93.7%；63家非舞弊公司中4家被誤判，識別率也為93.7%，整體識別率為93.7%，效果十分理想?？梢姡蛩乩碚搶ξ璞罪L(fēng)險因素的描述是客觀的，本文應(yīng)用該理論，結(jié)合Logistic回歸識別舞弊是可行的、有效的。六、結(jié)論與建議本文基于三角形理論，構(gòu)建了舞弊識別模型，提供了一種識別防范舞弊的方法，有助于監(jiān)管部門及時發(fā)現(xiàn)上市公司財務(wù)報告舞弊，進(jìn)而快速介入、防范發(fā)生；有助于審計準(zhǔn)則制定部門理解財務(wù)報告舞弊特征，進(jìn)而完善相關(guān)審計準(zhǔn)則；有助于審計