随着市场经济的发展，资本的趋利本质得到充分的发挥和体现，上市公司会计舞弊更是频繁发生。2001 年 12月2日，美国能源巨头安然公司申请破产保护，揭开了一系列震惊全球的公司会计舞弊案。
摘要：本文以沪深A股上市公司为样本，验证内部控制形式有效性和实质有效性分别与会计舞弊的关系。结果表明：内部控制形式有效性因素与会计舞弊的关系不显著，而实质有效性因素与会计舞弊的关系显著，表明解决会计舞弊问题需要从内部控制实质有效性因素出发，即从抑制会计舞弊动机因素出发，运用人本主义的管理思路和方法开展内部控制――人本化内部控制。
关键词：会计师论文发表范文,会计舞弊,人本化内部控制
环球电信、世界通信、凯马特、施乐、甲骨文软件等纷纷卷入，之后国外会计舞弊案依然相继发生，如美国南方保健舞弊丑闻、通用电气被控违规等;国内从最早的“327 国债期货”事件、“琼民源”、“红光”到后来引起广泛关注的郑百文、银广夏事件以及近年来发生的金城造纸案、广东科龙案、万福生科案、勤上光电案等各种违法违规现象和道德失范行为不断滋生。
一、文献综述
(一)国外文献 Loebbecke 和 Willingham(1989)认为，当管理当局个人存在舞弊心理，又有一定的动机，借助于一定的条件，则将有较大可能性会发生会计舞弊。他们还发现，管理当局不诚实、人格异常、曾有过舞弊史、说谎、逃避责任、财务披露政策激进、企业业绩不佳、存在以会计数字为基础的契约、所在行 业为夕阳行业，决策高度集权化、存在大量关联交易、内部控制薄弱等也是会计舞弊的信号。Ferely和Joy (2006)对404这一条例所产生的效用做了研究分析，其结论是由于企业机会主义的这种契机而导致了盈余管理行为的的产生，而使用了404条款有效地将其减少了，并把财务报务的质量相应的提升了。Anjula ，Berry，Thinkmilk和 LaFond (2008)的研究设计了以下问题：披露内部控制缺陷的公司是否表现噪音更大的应计和更大的非正常应计;审计师对前期内部控制问题的纠正是否导致后期应计质量提高;随着对公司内部控制审计意见类型不同，公司应计质量表现出相应的变化。通过一系列检验，检验结论发现，公司内部控制的有效性直接对公司财务报告的可靠性造成了影响。
(二)国内文献 秦江萍(2006)以沪深两市上市公司中选取1998年至2004年间39家舞弊公司的51份年报为研究样本，采用Logistic 回归方法，研究发现营运资金与总资产的比率、现金债务总额比、净利润现金保证率、应收账款周转率、存货占总资产的比重、每股未分配利润、非标准无保留审计报告、股权集中度8个在计划中规定达到的目标是有效的造假预兆，它和会计的造假行为发生的可能性有着很明显的关系。张龙平等(2010)探讨了我国内部控制鉴证对会计盈余质量的相关关系，证实内部控制鉴证是否实现了提高财务信息质量的目标。其根据对沪市2005年至2007年内A股公司内部的控制鉴证的经验证据而作了实证分析研究，结果表明在我国，企业内部控制鉴证的这种做法对会计盈余质量加以提升了，并基于此提出了完善内部控制鉴证的政策建议。张晓杰(2010)在现有内部控制基本规范和实务的基础上创新性地提出以关键控制点为核心建立矩阵式内部控制机制的设想。其首先借助矩阵图法确定关键控制点―― 企业“横向价值流”和“纵向管理柱”的交点，以关键控制点为核心制定风险应对措施和内部控制标准，从而开展内部控制活动，并提出应该注意关注内部控制矩阵图所涵盖范围之外的风险因素及控制。
二、研究设计
(一)研究假设 本文拟从以下方面作出研究假设。
(1)内部控制形式有效性。在股权结构方面，我国上市公司的股权结构具有“国有股一股独大”的特点，然而由于没有机构能够代表国家利益来行使权利，国家股权所有者缺位现象严重。政府和行业主管部门不是投资的受益人，不享有剩余索取权，只是行使监管权，因此，缺乏有效监督经营者的激励，从而使经营者易于形成事实上的内部人控制。因此假设：
假设1.1 控股股东为国有股的上市公司较控股股东为非国有股的上市公司发生会计舞弊的可能性更大;
假设1.2 股权集中度越高，发生会计舞弊的可能性越大
在治理结构方面，我国上市公司的公司法人治理结构由股东会或者股东大会、董事会、监事会和经理四个部分组成，各部分遵循法定原则、职责明确原则、协调运转原则和有效制衡原则行使职权。由于股东会不是常设机构，其将企业决策的大部分权利委托给董事会，并将对董事会和经理部门的监督权委托给监事会。由此可见，对会计造假产生主要影响的是董事会和监事会等的管理层设置。因此假设：
假设1.3 董事会规模不合规范，发生会计舞弊的可能性增大;
假设1.4 董事长和总经理两个职位合为一体，使会计造假行为发生的可能性增大;
假设1.5 独立董事的比例和会计造假行为负相关，即前者越大后者产生的可能性就越小
目前我国对于会计造假行为和监事会成员的持股比例两者间关系的研究很少，虽然很多大规模的监事会能够减轻监事担心揭发自己的领导而遭致个人利益受损的心理，但这依然只是被动的措施。假如让所有监事会的成员都有专属个人的股份，这样将会使其的积极性增强，让其能够更认真负责的履行其监督的职责，这样将会使会计造假风险大大减少。因此假设：
假设1.7 监事会人数越多，发生会计舞弊的可能性越小;
假设1.8 监事会成员持股比例越高，发生会计舞弊的可能性越小
经理人在对待企业风险时采取的措施都是取决于经理人本身对风险的处理态度，年龄较小的和年龄较大的经理人对待风险的态度都各不相同。按一般来说，年龄较小的经理人在担任该职务时间较短，思想相对比较固守，在遇到企业风险时就会努力且积极的采取相应的措施加以补救，以减少企业的风险;而年龄较大的经理人则相反，因为任该职位时间较长，有着很丰富的经验，抗风险的能力相比年龄小的经理人要强很多，在遇到风险的时候一般会不是很重视损失，反而采用了冒险精神，因此假设： 假设1.9 总经理的年龄越大，发生会计舞弊的风险越大
一个好的公平公正且规范的人力资源政策才能够很好的调动员工的积极性以及主动性，所以它同样对会计造假风险起着一定的影响。公司治理结构在很大程度上体现着对人的约束，人力资源政策虽然也有约束机制如辞退、降职等，但它具备激励“人”的功能，最普通的便是薪酬政策。此外，人力资源政策还突出表现在招聘员工上，招聘员工的要求很大程度上体现着企业的文化。本文觉得，任职员工如果受教育程度越高，那么就相对有着更高的素质以及责任心，而且他们的理解能力都相对较强，对公司的所有行政政策都较熟悉和理解，这样才能够更好的把内部制度落实，因而经营管理的风险就降低了。据此，提出以下假设：
假设1.10 董事会成员报酬越高，发生会计舞弊的风险越小;
假设1.11 经理薪酬越高，发生会计舞弊的风险越小;
假设1.12职员工如果受教育程度越高，那么会计造假发生的可能性就越小
针对于风险评估。所谓风险评估即是指及时识别、科学分析影响企业内部控制目标实现的各种不确定因素并采取应对策略的过程。管理层通常在会议中讨论风险和应对措施，因此本文认为如果董事会日常工作中披露了关于风险的讨论事宜则公司的会计舞弊风险较小。据此作出以下假设性的研究：
假设2 ：如果上市公司在年报中提及了有关风险的提示以及相对应的措施和对策，那么会使会计造假行为发生的可能性降低
对活动的控制。控制活动直接影响着控制会计造假风险行为的产生，其对会计造假行为有着直接的效用。高层管理员如果一旦发现了会计造假行为，就会采取相应的对策，然后会根据相应的措施，把其想法变为实际的行动，这样直接会影响其产生风险的大小。假如在董事会的平常工作中，包含了这些必要的控制活动，则表示公司对会计造假行为采取了控制措施，这样将会一定程度的影响着会计造假风险的大小。据此作出以下假设性的研究：
假设3：在董事会的平常工作中，包含了这些内部控制活动，则会降低发生会计造假的风险
信息沟通。缺乏对公司的了解就无法根据公司的具体情况提出合理准确的决策，无法及时地发现公司存在的舞弊风险并采取措施，因此独立董事参加会议显得意义很大。同一样道理，监事会也是通过如开监事会才将信息迅速传递，然后一起行使监督职责。由此可以看出，董事会及监事会所召开会议的次数，直接表现了他们履行自己职责的程度以信信息交流的质量水平。本文认为，董事会和监事会会议次数多有利于加强信息交流和沟通，更容易发现会计舞弊迹象，从而采取措施降低会计舞弊风险。据此假设：
假设4.1 独立董事在董事会会议如开后出席率越高，则会减小发生会计造假的风险;
假设4.2 董事会会议次数越多，发生会计舞弊的风险越小;
假设4.3 监事会会议次数越多，也会减少会计造假行为的发生
内部监督对其会计造假行为的影响。内部监督组织分为持续性监督和独立性评估两个方面。在上市企业组织内部里面，都有设置专门审计会计信息的审计机构，他们在特定的范围内都有着监督权，会持续的履行监督职能，能够在内部发现重大缺陷的时候及时发现并予以披露，这直接提升了会计信息的质量。因此本文认为对内部控制缺陷的披露的上市公司发生会计造假的风险性较小。据此假设：
假设5.1 如果上市企业对内部的不足加以及时披露，这样将会减少发生会计造假的风险;
假设5.2 如果上市企业除了对内部不足加以披露之外，还可以为此作出自我评估报告，这样则发生会计造假风险性将会减小
(2)内部控制实质有效性。高管持股方面。当高管持有公司的股份时，将追逐自身经济利益与追求公司高业绩目标完全统一起来，将追求公司高业绩作为获得自身经济利益的重要手段，当这种利益驱使扭曲之后便出现舞弊风险。据此假设：
假设6：高管持股比例越高，发生舞弊的可能性越大;
T处理或退市。根据政策规定，如果一家上市公司连续两年亏损要予以特别处理，如果公司最近三年连续亏损则将被暂停上市。因此，一般来讲，若公司已经成为 ST 公司或者已经有一年发生亏损则将对退市或者被 T 处理产生恐惧心理，因此舞弊的动机也将进一步加深。基于此，提出假设如下：
假设7：承受着被 T 处理或退市压力的上市公司更易于发生舞弊;
(3)财务危机。当上市公司面临巨大的财务危机乃至将导致破产时，他们迫切地希望通过再融资方式获得充足的资金流协助公司摆脱困境，因此为达到此目的而实施舞弊成为可能。从我国有关会计舞弊因素的研究来看，基本上是透过会计信息(财务指标)发现舞弊公司的异常，并将这类财务指标作为识别舞弊的特征。本文运用 Alterman 的 Z-score 模型计算财务危机值，用该值衡量财务危机的压力。基于 Z―Score 模型的研究分析得出 Z 值与公司发生财务危机的可能性成反比，因此假设：
假设3 ：Z 值越小，发生舞弊的可能性越大
(二)样本选取和数据来源 2005年上海和深圳的证券交易所先后发布了有关内部控制的指引，而且连续发布了有关内部控制的自我评估报告。此文以为，这种指引的发布对内部控制的实施具有一定的导向作用，通过内部控制评价报告以及年度报告中有关内部控制方面的阐述，可以了解公司内部控制进展情况。通过筛选，在2009年至2012 年期间被查处的舞弊案件中，2007年及以后的舞弊案件数量与2007 年以前的舞弊数量相当(2007 年以前的舞弊样本有23个，舞弊总样本为48个)，有利于保证实证研究的客观性。因此，本文选取了2008年至2011年被监证会查处的上市公司作为造假的研究样本，其造假来源是因为他们披露了虚假信息。有关研究样本的选择标准如下：(1)若某一个上市公司多年来一直都有发生造假行为，那么就可以把此公司拿来作为一个研究样本，而且将造假的最后一年作为研究的年份。因为公司在短时间内各项财务指标和内部控制建设不会发生大的变化，且舞弊年份具有持续性，通常上一年的舞弊会导致下一年的造假，所以，如果对许多个不相同企业造假的因素进行研究更有深远的意义存在，它比只对一个上市企业的不同阶段进行研究更好。(2)因为有两个行业存在着较特殊的性质，即金融和保险两个行业，因此在样本选取中这两个行业是不包含在内的。(3)每个股之间所处的环境以及其它条件都不相同，因此此文研究只针对于发生A股上市的公司。根据上面所述样本选择的标准把数据严重缺失的样本予以剔除，总共选取造假的研究样本为48 家。选取控制样本。为了使其不受到外部环境所干扰和影响，所以需要对每个样本企业选取一个没有在会计信息方面造过假的企业来作为控制样本，其选取的标准是：造假样本公司造假的年份内和其是处于同一个行业;造假样本的公司需要其在造假当年的收益以及资产总额都和造假企业样本接近;他们上市的地点必须是在同一家的证券交易所，因为不同的证券交易所对上市公司的管理要求不同。本文研究数据均来自于一些数据库，还有另外一些数据信息是通过监证会特定的其它信息网站以及各个公司年报上搜集的，所以信息来源还是具有权威和一致性的。 (三)变量选取 本文主要是根据前人研究成果，结合会计舞弊的影响因素与上市公司内部控制的一些特性，然后依据数据信息的获得来源，以此来对变量过行选取的，根据研究假设，内部控制形式模型它所波及到的变量包含了五个方面。风险评估、控制活动、内部环境、信息沟通和内部监督见表(1)。内部控制实质有效性模型涉及的研究变量包括诱惑和压力两个方面见表(2)。
(四)模型建立 根据本文前述假设建立以下模型：
模型 1(内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(内部控制实质有效性模型)：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+?着
三、实证检验分析
(一)描述性统计 对样本公司与控制样本公司进行了分组，即样本公司按造假公司(1)，控制样本公司按非造假本公司(0)，这两组模型所涉及到的变量配对，描述性统计结果分别见表(3)和表(4)。从上述分析结果可知，在有关内部控制的模型中，有关于多个解释变量，仅有股权集中度、内部控制活动安排、独立董事会议出席率(X15)、监事会的会议次数以及内部控制缺陷的披露等变量在造假和非造假企业间有着很明显的不同。根据平均值来看，与该模型的原假设、假设1.2和假设 4.3有冲突，在对比股权集中度中，造假公司比非造假公司要低，而对于召开的会议来讲，造假公司所召开的监事会会议比非造假公司的次数要多，对于上述出现的矛盾，表明会议次数的多少和公司发生造假的机率等并不一定是简单的线性关系，而应是曲线关系，也就是说当监事会议的次数在达到某一个值时，其也将会对造假的影响发生改变，虽然通过上述统计分析得知，独立董 事会参与董事会议以及安排的内部控制活动等都在某一程度上对发生会计造假行为的可能性大大减少，这种概念和内部控制形式有效模型的原假设相同假设3、假设 4和 假设5。然而，19 个解释变量显示出可能是由于自变量之间而存在的多重共线性的仅只有 5 个变量。因此，又采用了F W进入方法进来进行回归，这样可以对解释能力较弱的一些变量指标予以剔除。从表(4)描述性统计结果可以得出，在内部控制中在其有效性模型所涉及到的解释变量中，高管持股比例(STOCK 变量)在舞弊公司组和非舞弊公司组之间的差异不显著(P>0.05)，即不支持模型 2 的原假设 1;然而舞弊公司组与非舞弊公司组在配股/再融资诱惑，被 T 处理或退市的压力以及财务压力三方面存在显著的差异，初步说明相对于高管追逐自身经济利益而言，高管更注重追求名誉和声望，即通过“提高”公司业绩来证明自己的能力。舞弊公司的净资产收益率(ROE)值落入[6.0，8.0]的概率较非舞弊公司大，舞弊公司中前一年发生亏损的上市公司多于非舞弊公司(在选择控制样本时保证了舞弊公司与非舞弊公司中 ST 公司数量相同)，舞弊公司的 ZSCORE 值小于非舞弊公司的 ZSCORE 值，即舞弊公司发生财务危机的可能性大，分别与该模型的原假设、假设6、假设7和假设8保持一致。
(二)回归分析 根据回归模型进行如下分析：
(1)内部控制形式有效性回归分析。表(5)对其模型系数作了卡方检验。所谓卡方检验也叫卡方拟合优度检验，主要是用来检验因变量以及自变量间的线性关系是不是很明显。假如数值为零，那么之两者间则没有很明显的关系。根据表(5)可以看出，值为0.046<0.04，因此，在此模型表中，两者之间是存在着很明显的线性关系的。Nagelkerke R Square 是Cox & Kerry的改正，直接将该模型对因变量的解释程度反映出来了，最后值越接近数字1就越好。从表(6)可以看出，Nagelkerke R Square为0.063，非常的小，表明这个模型结合度差，即多个造假因素几乎不能根据模型组建来对因变量作出解释。表(7)在该模型中显示的是 hosmer and Lemeshow 检验结果论。接近于 0，说明观察频数和预测的概率频数两者间并没有存在很明显的差异，模型结合很差，也就是把内部控制的有效性因素的样本质导入此模型表中，得到的预测结果是，两个值之间存在着很大的差异。表(8)描述了运用 Forward Wald 方法逐步回归时每一步回归模型对样本的预测准确程度，从表中得知，通过逐步回归，模型的预测准确率从 50.6%上升到 59.3%，效果不好，可见该内部控制形式有效性模型预测舞弊风险的效果不好，内部控制形式上是否符合规范标准对防范会计舞弊影响不大。从表(9)可以看出，在一个较显著的水平下(0.1)，其结果是披露内部控制缺陷的只存在于自变量，所以也只有它进入了该模型方程，其显著性不高，这也表明了对于这一规定，对于上市企业对自身内部制度是否完善在进行审查时，在很大程度上是有利于上市企业的，对于造假的公司来说，因为其自身的财务报表有着造假的问题，所以不太愿意通过披露内部控制缺陷而使其被大众给予太多的关注，害怕自己的造假行为会被揭发出来。反之，对于非造假的公司来说，因为其本身就是行的端坐的正的，所以不会对这种披露内部控制缺陷的行为加以担心，也不会担心因为这种行为引起大众的怀疑。反而会让别人认为其对内部建设的高度重视，因而可以提高自己的声誉。表中所有为负的数值，表明了对于内部控制所产生的缺陷加以披露的这类上市公司是存在着的，而也因此降低了发生的会计造假行为。而针对其它配对样本在检验中，数值为0.1的水平下有着明显的不同的四个变量，即为上述有提到过的几个变量最后都没有进入到模型。根据内部控制的五个要素来说，首要基础是内部的控制环境，在模型中设计了十二个变量，其它四个要素大都受其控制环境的影响。风险评估、控制活动、信息沟通以及内部监督，这些都依赖于组织的安排，即受内部环境的影响。然而，公司治理理论日渐成熟起来，制度也在不断的完善中，也因此上市公司在组织结构这一方面的差异性越来越小。所以在内部控制的模型中，研究得出了在内部控制中，造假公司和非造假公司两者间没有存在着明显的差异是能够理解的。但是最后只有一个变量进入模型，却明显性不高，模型结合度也很差，很难建立内部控制的有效性模型，这说明了企业关注内部制度上的完善程度并不能防范会计造假行为的产生。 (2)内部控制实质有效性回归分析。由表(10)得知，2 值为19.611，
且值为0.000<0.05，因此拒绝零假设。因此，该模型中的自变量不同时为0， 自变量与因变量之间的线性关系显著。 表(11)中的 Nagel-
kerke R Square为0.246，模型拟合程度一般，即内部控制实质有效性模型中，解释变量高管持股比例(STOCK变量)、再融资诱惑(ROE)、被T处理或退市压力(TREAT)、财务危机压力(ZSCORE)这四个因素能够在一般程度上解释因变量――舞弊(FRAUD)。表(12)为 hosmer and Lemeshow 检验结果，值为 0.985>0.05，可以看出，观察频数和预测的概率频数两者间并没有存在很明显的差异，模型结合很好，也就是把内部控制的有效性因素的样本质导入模型方程，最后得到的预测，因变量值和原本样本中因变量的观察值没有明显的差异。表(13)描述了运用 Forward Wald 方法逐步回归时每一步回归模型对样本的预测准确程度，从表中得知，模型预测准确率从 50%上升到 66.7%，效果一般，可见该内部控制实质有效性模型能够在一般程度上预测舞弊风险，即内部控制是否起到防范会计舞弊的作用主要体现在内部控制制度的建立是否对行为主体的意识起到“控制”作用，行为主体的意识因素与会计舞弊行为的发生概率关系显著。从表(14)回归结果看，在 0.05 显著水平下，自变量财务危机的压力(ZSCORE)和配股/再融资的诱惑(ROE)逐步进入了模型，说明财务危机的压力和配股/再融资的诱惑对舞弊行为的发生产生显著性的影响，能够解释舞弊产生的原因。从系数符号来看，与内部控制实质有效性模型的原假设 H4、H2 一致，即当 ZSCORE 值越小，发生财务危机的可能性越大，舞弊的可能性也就越大;净资产收益率(ROE)值落入配股条件边缘的上市公司存在舞弊的可能。其中，被 T 处理或退市的压力指标(TREAT)虽然在配对 T 检验中通过检验，但最终并未进入模型，可能的解释是被 T 处理或者退市的条件与公司是否发生财务危机有关，从 T 处理/退市制度上来说，当公司的财务状况恶化到一定程度时将满足被 T 处理或退市的条件，因此 TREAT 与ZSCORE 变量本身存在相关性，财务危机同样是被 T 处理或者退市的原因。因此，最终得出内部控制实质有效性模型如下：Ln(P(Fraud=1)/(1- P(Fraud=1)))=0.691-0.307ZSCORE+2.398ROE
从以上对内部控制形式有效性与内部控制实质有效性分析，内部控制形式有效性因素对发生舞弊行为解释力比较弱，甚至无法解释，而内部控制实质有效性的因素能够在一定程度上解释舞弊行为。本文认为内部控制形式上防范会计造假的作用较小，而产生造假行为根本原因是行为主体存在着造假心理，所以对人的心理实施控制才是内部控制真正发挥作用的出发点。
四、结论
本文实证研究结果得出公司治理指标在内的内部控制的形式有效性因素，与发生会计舞弊的可能性之间相关性不显著的结论，这与前人研究结果存在差异。内部控制实质有效性因素的结果表明实质有效性因素(动机因素)才是发生会计舞弊的主要原因，内部控制形式有效性因素作为机会因素对会计舞弊不起决定性作用，这一结论揭示了开展人本化内部控制的必要性。
参考文献：
[1]陈晓、江东：《会计舞弊研究》，《经济研究》2009年第9期。
[2]李寿喜、产权：《代理成本和代理效率》，《经济研究》2010年第9期。
[3]刘小玄：《民营化改制对公司治理的效果分析》，《经济研究》2010年第10期。
[4]孙永祥、黄祖辉：《上市公司的股权结构与绩效》，《经济研究》2011年第9期。
