隨著市場經濟的發展，資本的趨利本質得到充分的發揮和體現，上市公司會計舞弊更是頻繁發生。2001 年 12月2日，美國能源巨頭安然公司申請破產保護，揭開了一系列震驚全球的公司會計舞弊案。

　　摘要：本文以滬深A股上市公司為樣本，驗證內部控制形式有效性和實質有效性分別與會計舞弊的關系。結果表明：內部控制形式有效性因素與會計舞弊的關系不顯著，而實質有效性因素與會計舞弊的關系顯著，表明解決會計舞弊問題需要從內部控制實質有效性因素出發，即從抑制會計舞弊動機因素出發，運用人本主義的管理思路和方法開展內部控制――人本化內部控制。

　　關鍵詞：會計師論文發表范文,會計舞弊,人本化內部控制

　　環球電信、世界通信、凱馬特、施樂、甲骨文軟件等紛紛卷入，之后國外會計舞弊案依然相繼發生，如美國南方保健舞弊丑聞、通用電氣被控違規等;國內從最早的“327 國債期貨”事件、“瓊民源”、“紅光”到后來引起廣泛關注的鄭百文、銀廣夏事件以及近年來發生的金城造紙案、廣東科龍案、萬福生科案、勤上光電案等各種違法違規現象和道德失范行為不斷滋生。

　　一、文獻綜述

　　(一)國外文獻 Loebbecke 和 Willingham(1989)認為，當管理當局個人存在舞弊心理，又有一定的動機，借助于一定的條件，則將有較大可能性會發生會計舞弊。他們還發現，管理當局不誠實、人格異常、曾有過舞弊史、說謊、逃避責任、財務披露政策激進、企業業績不佳、存在以會計數字為基礎的契約、所在行 業為夕陽行業，決策高度集權化、存在大量關聯交易、內部控制薄弱等也是會計舞弊的信號。Ferely和Joy (2006)對404這一條例所產生的效用做了研究分析，其結論是由于企業機會主義的這種契機而導致了盈余管理行為的的產生，而使用了404條款有效地將其減少了，并把財務報務的質量相應的提升了。Anjula ，Berry，Thinkmilk和 LaFond (2008)的研究設計了以下問題：披露內部控制缺陷的公司是否表現噪音更大的應計和更大的非正常應計;審計師對前期內部控制問題的糾正是否導致后期應計質量提高;隨著對公司內部控制審計意見類型不同，公司應計質量表現出相應的變化。通過一系列檢驗，檢驗結論發現，公司內部控制的有效性直接對公司財務報告的可靠性造成了影響。

　　(二)國內文獻 秦江萍(2006)以滬深兩市上市公司中選取1998年至2004年間39家舞弊公司的51份年報為研究樣本，采用Logistic 回歸方法，研究發現營運資金與總資產的比率、現金債務總額比、凈利潤現金保證率、應收賬款周轉率、存貨占總資產的比重、每股未分配利潤、非標準無保留審計報告、股權集中度8個在計劃中規定達到的目標是有效的造假預兆，它和會計的造假行為發生的可能性有著很明顯的關系。張龍平等(2010)探討了我國內部控制鑒證對會計盈余質量的相關關系，證實內部控制鑒證是否實現了提高財務信息質量的目標。其根據對滬市2005年至2007年內A股公司內部的控制鑒證的經驗證據而作了實證分析研究，結果表明在我國，企業內部控制鑒證的這種做法對會計盈余質量加以提升了，并基于此提出了完善內部控制鑒證的政策建議。張曉杰(2010)在現有內部控制基本規范和實務的基礎上創新性地提出以關鍵控制點為核心建立矩陣式內部控制機制的設想。其首先借助矩陣圖法確定關鍵控制點―― 企業“橫向價值流”和“縱向管理柱”的交點，以關鍵控制點為核心制定風險應對措施和內部控制標準，從而開展內部控制活動，并提出應該注意關注內部控制矩陣圖所涵蓋范圍之外的風險因素及控制。

　　二、研究設計

　　(一)研究假設 本文擬從以下方面作出研究假設。

　　(1)內部控制形式有效性。在股權結構方面，我國上市公司的股權結構具有“國有股一股獨大”的特點，然而由于沒有機構能夠代表國家利益來行使權利，國家股權所有者缺位現象嚴重。政府和行業主管部門不是投資的受益人，不享有剩余索取權，只是行使監管權，因此，缺乏有效監督經營者的激勵，從而使經營者易于形成事實上的內部人控制。因此假設：

　　假設1.1 控股股東為國有股的上市公司較控股股東為非國有股的上市公司發生會計舞弊的可能性更大;

　　假設1.2 股權集中度越高，發生會計舞弊的可能性越大

　　在治理結構方面，我國上市公司的公司法人治理結構由股東會或者股東大會、董事會、監事會和經理四個部分組成，各部分遵循法定原則、職責明確原則、協調運轉原則和有效制衡原則行使職權。由于股東會不是常設機構，其將企業決策的大部分權利委托給董事會，并將對董事會和經理部門的監督權委托給監事會。由此可見，對會計造假產生主要影響的是董事會和監事會等的管理層設置。因此假設：

　　假設1.3 董事會規模不合規范，發生會計舞弊的可能性增大;

　　假設1.4 董事長和總經理兩個職位合為一體，使會計造假行為發生的可能性增大;

　　假設1.5 獨立董事的比例和會計造假行為負相關，即前者越大后者產生的可能性就越小

　　目前我國對于會計造假行為和監事會成員的持股比例兩者間關系的研究很少，雖然很多大規模的監事會能夠減輕監事擔心揭發自己的領導而遭致個人利益受損的心理，但這依然只是被動的措施。假如讓所有監事會的成員都有專屬個人的股份，這樣將會使其的積極性增強，讓其能夠更認真負責的履行其監督的職責，這樣將會使會計造假風險大大減少。因此假設：

　　假設1.7 監事會人數越多，發生會計舞弊的可能性越小;

　　假設1.8 監事會成員持股比例越高，發生會計舞弊的可能性越小

　　經理人在對待企業風險時采取的措施都是取決于經理人本身對風險的處理態度，年齡較小的和年齡較大的經理人對待風險的態度都各不相同。按一般來說，年齡較小的經理人在擔任該職務時間較短，思想相對比較固守，在遇到企業風險時就會努力且積極的采取相應的措施加以補救，以減少企業的風險;而年齡較大的經理人則相反，因為任該職位時間較長，有著很豐富的經驗，抗風險的能力相比年齡小的經理人要強很多，在遇到風險的時候一般會不是很重視損失，反而采用了冒險精神，因此假設： 　　假設1.9 總經理的年齡越大，發生會計舞弊的風險越大

　　一個好的公平公正且規范的人力資源政策才能夠很好的調動員工的積極性以及主動性，所以它同樣對會計造假風險起著一定的影響。公司治理結構在很大程度上體現著對人的約束，人力資源政策雖然也有約束機制如辭退、降職等，但它具備激勵“人”的功能，最普通的便是薪酬政策。此外，人力資源政策還突出表現在招聘員工上，招聘員工的要求很大程度上體現著企業的文化。本文覺得，任職員工如果受教育程度越高，那么就相對有著更高的素質以及責任心，而且他們的理解能力都相對較強，對公司的所有行政政策都較熟悉和理解，這樣才能夠更好的把內部制度落實，因而經營管理的風險就降低了。據此，提出以下假設：

　　假設1.10 董事會成員報酬越高，發生會計舞弊的風險越小;

　　假設1.11 經理薪酬越高，發生會計舞弊的風險越小;

　　假設1.12職員工如果受教育程度越高，那么會計造假發生的可能性就越小

　　針對于風險評估。所謂風險評估即是指及時識別、科學分析影響企業內部控制目標實現的各種不確定因素并采取應對策略的過程。管理層通常在會議中討論風險和應對措施，因此本文認為如果董事會日常工作中披露了關于風險的討論事宜則公司的會計舞弊風險較小。據此作出以下假設性的研究：

　　假設2 ：如果上市公司在年報中提及了有關風險的提示以及相對應的措施和對策，那么會使會計造假行為發生的可能性降低

　　對活動的控制。控制活動直接影響著控制會計造假風險行為的產生，其對會計造假行為有著直接的效用。高層管理員如果一旦發現了會計造假行為，就會采取相應的對策，然后會根據相應的措施，把其想法變為實際的行動，這樣直接會影響其產生風險的大小。假如在董事會的平常工作中，包含了這些必要的控制活動，則表示公司對會計造假行為采取了控制措施，這樣將會一定程度的影響著會計造假風險的大小。據此作出以下假設性的研究：

　　假設3：在董事會的平常工作中，包含了這些內部控制活動，則會降低發生會計造假的風險

　　信息溝通。缺乏對公司的了解就無法根據公司的具體情況提出合理準確的決策，無法及時地發現公司存在的舞弊風險并采取措施，因此獨立董事參加會議顯得意義很大。同一樣道理，監事會也是通過如開監事會才將信息迅速傳遞，然后一起行使監督職責。由此可以看出，董事會及監事會所召開會議的次數，直接表現了他們履行自己職責的程度以信信息交流的質量水平。本文認為，董事會和監事會會議次數多有利于加強信息交流和溝通，更容易發現會計舞弊跡象，從而采取措施降低會計舞弊風險。據此假設：

　　假設4.1 獨立董事在董事會會議如開后出席率越高，則會減小發生會計造假的風險;

　　假設4.2 董事會會議次數越多，發生會計舞弊的風險越小;

　　假設4.3 監事會會議次數越多，也會減少會計造假行為的發生

　　內部監督對其會計造假行為的影響。內部監督組織分為持續性監督和獨立性評估兩個方面。在上市企業組織內部里面，都有設置專門審計會計信息的審計機構，他們在特定的范圍內都有著監督權，會持續的履行監督職能，能夠在內部發現重大缺陷的時候及時發現并予以披露，這直接提升了會計信息的質量。因此本文認為對內部控制缺陷的披露的上市公司發生會計造假的風險性較小。據此假設：

　　假設5.1 如果上市企業對內部的不足加以及時披露，這樣將會減少發生會計造假的風險;

　　假設5.2 如果上市企業除了對內部不足加以披露之外，還可以為此作出自我評估報告，這樣則發生會計造假風險性將會減小

　　(2)內部控制實質有效性。高管持股方面。當高管持有公司的股份時，將追逐自身經濟利益與追求公司高業績目標完全統一起來，將追求公司高業績作為獲得自身經濟利益的重要手段，當這種利益驅使扭曲之后便出現舞弊風險。據此假設：

　　假設6：高管持股比例越高，發生舞弊的可能性越大;

　　T處理或退市。根據政策規定，如果一家上市公司連續兩年虧損要予以特別處理，如果公司最近三年連續虧損則將被暫停上市。因此，一般來講，若公司已經成為 ST 公司或者已經有一年發生虧損則將對退市或者被 T 處理產生恐懼心理，因此舞弊的動機也將進一步加深。基于此，提出假設如下：

　　假設7：承受著被 T 處理或退市壓力的上市公司更易于發生舞弊;

　　(3)財務危機。當上市公司面臨巨大的財務危機乃至將導致破產時，他們迫切地希望通過再融資方式獲得充足的資金流協助公司擺脫困境，因此為達到此目的而實施舞弊成為可能。從我國有關會計舞弊因素的研究來看，基本上是透過會計信息(財務指標)發現舞弊公司的異常，并將這類財務指標作為識別舞弊的特征。本文運用 Alterman 的 Z-score 模型計算財務危機值，用該值衡量財務危機的壓力。基于 Z―Score 模型的研究分析得出 Z 值與公司發生財務危機的可能性成反比，因此假設：

　　假設3 ：Z 值越小，發生舞弊的可能性越大

　　(二)樣本選取和數據來源 2005年上海和深圳的證券交易所先后發布了有關內部控制的指引，而且連續發布了有關內部控制的自我評估報告。此文以為，這種指引的發布對內部控制的實施具有一定的導向作用，通過內部控制評價報告以及年度報告中有關內部控制方面的闡述，可以了解公司內部控制進展情況。通過篩選，在2009年至2012 年期間被查處的舞弊案件中，2007年及以后的舞弊案件數量與2007 年以前的舞弊數量相當(2007 年以前的舞弊樣本有23個，舞弊總樣本為48個)，有利于保證實證研究的客觀性。因此，本文選取了2008年至2011年被監證會查處的上市公司作為造假的研究樣本，其造假來源是因為他們披露了虛假信息。有關研究樣本的選擇標準如下：(1)若某一個上市公司多年來一直都有發生造假行為，那么就可以把此公司拿來作為一個研究樣本，而且將造假的最后一年作為研究的年份。因為公司在短時間內各項財務指標和內部控制建設不會發生大的變化，且舞弊年份具有持續性，通常上一年的舞弊會導致下一年的造假，所以，如果對許多個不相同企業造假的因素進行研究更有深遠的意義存在，它比只對一個上市企業的不同階段進行研究更好。(2)因為有兩個行業存在著較特殊的性質，即金融和保險兩個行業，因此在樣本選取中這兩個行業是不包含在內的。(3)每個股之間所處的環境以及其它條件都不相同，因此此文研究只針對于發生A股上市的公司。根據上面所述樣本選擇的標準把數據嚴重缺失的樣本予以剔除，總共選取造假的研究樣本為48 家。選取控制樣本。為了使其不受到外部環境所干擾和影響，所以需要對每個樣本企業選取一個沒有在會計信息方面造過假的企業來作為控制樣本，其選取的標準是：造假樣本公司造假的年份內和其是處于同一個行業;造假樣本的公司需要其在造假當年的收益以及資產總額都和造假企業樣本接近;他們上市的地點必須是在同一家的證券交易所，因為不同的證券交易所對上市公司的管理要求不同。本文研究數據均來自于一些數據庫，還有另外一些數據信息是通過監證會特定的其它信息網站以及各個公司年報上搜集的，所以信息來源還是具有權威和一致性的。 　　(三)變量選取 本文主要是根據前人研究成果，結合會計舞弊的影響因素與上市公司內部控制的一些特性，然后依據數據信息的獲得來源，以此來對變量過行選取的，根據研究假設，內部控制形式模型它所波及到的變量包含了五個方面。風險評估、控制活動、內部環境、信息溝通和內部監督見表(1)。內部控制實質有效性模型涉及的研究變量包括誘惑和壓力兩個方面見表(2)。

　　(四)模型建立 根據本文前述假設建立以下模型：

　　模型 1(內部控制形式有效性模型)：Ln(P(Fraud=1)/(1-P(Fraud

　　=1)))=b0+b1X1+b2X2+b3X3+b4X4+b5X5+b6X6+b7X7+b8X8+b9X9+b10 X10+ b11

　　X11+b12X12+b13X13+b14X14+b15X15+b16X16+b17X17+b18X18+b19 X19+ b20W3+b21

　　W4+b22W5+b23W6+b24W7+e;

　　模型2(內部控制實質有效性模型)：Ln(P(Fraud=1)/(1-P(Fraud

　　=1)))=?茁0+?茁1STOCK+?茁2ROE+?茁3TREAT+?茁4ZSCORE+?茁5W1+?茁6W2+?茁7

　　W3+?茁8W4+?著

　　三、實證檢驗分析

　　(一)描述性統計 對樣本公司與控制樣本公司進行了分組，即樣本公司按造假公司(1)，控制樣本公司按非造假本公司(0)，這兩組模型所涉及到的變量配對，描述性統計結果分別見表(3)和表(4)。從上述分析結果可知，在有關內部控制的模型中，有關于多個解釋變量，僅有股權集中度、內部控制活動安排、獨立董事會議出席率(X15)、監事會的會議次數以及內部控制缺陷的披露等變量在造假和非造假企業間有著很明顯的不同。根據平均值來看，與該模型的原假設、假設1.2和假設 4.3有沖突，在對比股權集中度中，造假公司比非造假公司要低，而對于召開的會議來講，造假公司所召開的監事會會議比非造假公司的次數要多，對于上述出現的矛盾，表明會議次數的多少和公司發生造假的機率等并不一定是簡單的線性關系，而應是曲線關系，也就是說當監事會議的次數在達到某一個值時，其也將會對造假的影響發生改變，雖然通過上述統計分析得知，獨立董 事會參與董事會議以及安排的內部控制活動等都在某一程度上對發生會計造假行為的可能性大大減少，這種概念和內部控制形式有效模型的原假設相同假設3、假設 4和 假設5。然而，19 個解釋變量顯示出可能是由于自變量之間而存在的多重共線性的僅只有 5 個變量。因此，又采用了F W進入方法進來進行回歸，這樣可以對解釋能力較弱的一些變量指標予以剔除。從表(4)描述性統計結果可以得出，在內部控制中在其有效性模型所涉及到的解釋變量中，高管持股比例(STOCK 變量)在舞弊公司組和非舞弊公司組之間的差異不顯著(P>0.05)，即不支持模型 2 的原假設 1;然而舞弊公司組與非舞弊公司組在配股/再融資誘惑，被 T 處理或退市的壓力以及財務壓力三方面存在顯著的差異，初步說明相對于高管追逐自身經濟利益而言，高管更注重追求名譽和聲望，即通過“提高”公司業績來證明自己的能力。舞弊公司的凈資產收益率(ROE)值落入[6.0，8.0]的概率較非舞弊公司大，舞弊公司中前一年發生虧損的上市公司多于非舞弊公司(在選擇控制樣本時保證了舞弊公司與非舞弊公司中 ST 公司數量相同)，舞弊公司的 ZSCORE 值小于非舞弊公司的 ZSCORE 值，即舞弊公司發生財務危機的可能性大，分別與該模型的原假設、假設6、假設7和假設8保持一致。

　　(二)回歸分析 根據回歸模型進行如下分析：

　　(1)內部控制形式有效性回歸分析。表(5)對其模型系數作了卡方檢驗。所謂卡方檢驗也叫卡方擬合優度檢驗，主要是用來檢驗因變量以及自變量間的線性關系是不是很明顯。假如數值為零，那么之兩者間則沒有很明顯的關系。根據表(5)可以看出，值為0.046<0.04，因此，在此模型表中，兩者之間是存在著很明顯的線性關系的。Nagelkerke R Square 是Cox & Kerry的改正，直接將該模型對因變量的解釋程度反映出來了，最后值越接近數字1就越好。從表(6)可以看出，Nagelkerke R Square為0.063，非常的小，表明這個模型結合度差，即多個造假因素幾乎不能根據模型組建來對因變量作出解釋。表(7)在該模型中顯示的是 hosmer and Lemeshow 檢驗結果論。接近于 0，說明觀察頻數和預測的概率頻數兩者間并沒有存在很明顯的差異，模型結合很差，也就是把內部控制的有效性因素的樣本質導入此模型表中，得到的預測結果是，兩個值之間存在著很大的差異。表(8)描述了運用 Forward Wald 方法逐步回歸時每一步回歸模型對樣本的預測準確程度，從表中得知，通過逐步回歸，模型的預測準確率從 50.6%上升到 59.3%，效果不好，可見該內部控制形式有效性模型預測舞弊風險的效果不好，內部控制形式上是否符合規范標準對防范會計舞弊影響不大。從表(9)可以看出，在一個較顯著的水平下(0.1)，其結果是披露內部控制缺陷的只存在于自變量，所以也只有它進入了該模型方程，其顯著性不高，這也表明了對于這一規定，對于上市企業對自身內部制度是否完善在進行審查時，在很大程度上是有利于上市企業的，對于造假的公司來說，因為其自身的財務報表有著造假的問題，所以不太愿意通過披露內部控制缺陷而使其被大眾給予太多的關注，害怕自己的造假行為會被揭發出來。反之，對于非造假的公司來說，因為其本身就是行的端坐的正的，所以不會對這種披露內部控制缺陷的行為加以擔心，也不會擔心因為這種行為引起大眾的懷疑。反而會讓別人認為其對內部建設的高度重視，因而可以提高自己的聲譽。表中所有為負的數值，表明了對于內部控制所產生的缺陷加以披露的這類上市公司是存在著的，而也因此降低了發生的會計造假行為。而針對其它配對樣本在檢驗中，數值為0.1的水平下有著明顯的不同的四個變量，即為上述有提到過的幾個變量最后都沒有進入到模型。根據內部控制的五個要素來說，首要基礎是內部的控制環境，在模型中設計了十二個變量，其它四個要素大都受其控制環境的影響。風險評估、控制活動、信息溝通以及內部監督，這些都依賴于組織的安排，即受內部環境的影響。然而，公司治理理論日漸成熟起來，制度也在不斷的完善中，也因此上市公司在組織結構這一方面的差異性越來越小。所以在內部控制的模型中，研究得出了在內部控制中，造假公司和非造假公司兩者間沒有存在著明顯的差異是能夠理解的。但是最后只有一個變量進入模型，卻明顯性不高，模型結合度也很差，很難建立內部控制的有效性模型，這說明了企業關注內部制度上的完善程度并不能防范會計造假行為的產生。 　　(2)內部控制實質有效性回歸分析。由表(10)得知，2 值為19.611，

　　且值為0.000<0.05，因此拒絕零假設。因此，該模型中的自變量不同時為0， 自變量與因變量之間的線性關系顯著。 表(11)中的 Nagel-

　　kerke R Square為0.246，模型擬合程度一般，即內部控制實質有效性模型中，解釋變量高管持股比例(STOCK變量)、再融資誘惑(ROE)、被T處理或退市壓力(TREAT)、財務危機壓力(ZSCORE)這四個因素能夠在一般程度上解釋因變量――舞弊(FRAUD)。表(12)為 hosmer and Lemeshow 檢驗結果，值為 0.985>0.05，可以看出，觀察頻數和預測的概率頻數兩者間并沒有存在很明顯的差異，模型結合很好，也就是把內部控制的有效性因素的樣本質導入模型方程，最后得到的預測，因變量值和原本樣本中因變量的觀察值沒有明顯的差異。表(13)描述了運用 Forward Wald 方法逐步回歸時每一步回歸模型對樣本的預測準確程度，從表中得知，模型預測準確率從 50%上升到 66.7%，效果一般，可見該內部控制實質有效性模型能夠在一般程度上預測舞弊風險，即內部控制是否起到防范會計舞弊的作用主要體現在內部控制制度的建立是否對行為主體的意識起到“控制”作用，行為主體的意識因素與會計舞弊行為的發生概率關系顯著。從表(14)回歸結果看，在 0.05 顯著水平下，自變量財務危機的壓力(ZSCORE)和配股/再融資的誘惑(ROE)逐步進入了模型，說明財務危機的壓力和配股/再融資的誘惑對舞弊行為的發生產生顯著性的影響，能夠解釋舞弊產生的原因。從系數符號來看，與內部控制實質有效性模型的原假設 H4、H2 一致，即當 ZSCORE 值越小，發生財務危機的可能性越大，舞弊的可能性也就越大;凈資產收益率(ROE)值落入配股條件邊緣的上市公司存在舞弊的可能。其中，被 T 處理或退市的壓力指標(TREAT)雖然在配對 T 檢驗中通過檢驗，但最終并未進入模型，可能的解釋是被 T 處理或者退市的條件與公司是否發生財務危機有關，從 T 處理/退市制度上來說，當公司的財務狀況惡化到一定程度時將滿足被 T 處理或退市的條件，因此 TREAT 與ZSCORE 變量本身存在相關性，財務危機同樣是被 T 處理或者退市的原因。因此，最終得出內部控制實質有效性模型如下：Ln(P(Fraud=1)/(1- P(Fraud=1)))=0.691-0.307ZSCORE+2.398ROE

　　從以上對內部控制形式有效性與內部控制實質有效性分析，內部控制形式有效性因素對發生舞弊行為解釋力比較弱，甚至無法解釋，而內部控制實質有效性的因素能夠在一定程度上解釋舞弊行為。本文認為內部控制形式上防范會計造假的作用較小，而產生造假行為根本原因是行為主體存在著造假心理，所以對人的心理實施控制才是內部控制真正發揮作用的出發點。

　　四、結論

　　本文實證研究結果得出公司治理指標在內的內部控制的形式有效性因素，與發生會計舞弊的可能性之間相關性不顯著的結論，這與前人研究結果存在差異。內部控制實質有效性因素的結果表明實質有效性因素(動機因素)才是發生會計舞弊的主要原因，內部控制形式有效性因素作為機會因素對會計舞弊不起決定性作用，這一結論揭示了開展人本化內部控制的必要性。

　　參考文獻：

　　[1]陳曉、江東：《會計舞弊研究》，《經濟研究》2009年第9期。

　　[2]李壽喜、產權：《代理成本和代理效率》，《經濟研究》2010年第9期。

　　[3]劉小玄：《民營化改制對公司治理的效果分析》，《經濟研究》2010年第10期。

　　[4]孫永祥、黃祖輝：《上市公司的股權結構與績效》，《經濟研究》2011年第9期。