桂 萍(教授),王 婷
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(fēng)險(xiǎn)防范機(jī)制和公司治理機(jī)制的有效途徑,是企業(yè)實(shí)現(xiàn)長期穩(wěn)定發(fā)展、抵御內(nèi)外部風(fēng)險(xiǎn)、提高自身競爭力和經(jīng)營績效的保障,對其進(jìn)行研究有著深遠(yuǎn)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(xué)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(huì)打破原有組織關(guān)系網(wǎng),導(dǎo)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(shí)施,從而降低內(nèi)部控制質(zhì)量。學(xué)者對內(nèi)部控制與財(cái)務(wù)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(biāo)之一就是保證財(cái)務(wù)報(bào)告的真實(shí)可靠性。由此可見,內(nèi)部控制與財(cái)務(wù)造假是存在一定聯(lián)系的。此外,部分學(xué)者以上市公司為對象研究發(fā)現(xiàn),在高管團(tuán)隊(duì)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(jìn)行文獻(xiàn)梳理發(fā)現(xiàn),現(xiàn)今學(xué)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(shí),內(nèi)部控制、高管變更與財(cái)務(wù)造假三者之間的內(nèi)在關(guān)系值得進(jìn)一步探討。
房地產(chǎn)業(yè)作為國民經(jīng)濟(jì)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(gè)國民經(jīng)濟(jì)中占據(jù)重要地位。經(jīng)濟(jì)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(shí)也擴(kuò)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(kuò)大,導(dǎo)致其內(nèi)部管理也面臨嚴(yán)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。《中國非金融類上市公司財(cái)務(wù)安全評估報(bào)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(bào)表粉飾即財(cái)務(wù)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(cái)務(wù)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(jī)制,在公司高管變更與財(cái)務(wù)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(cái)務(wù)造假的內(nèi)在聯(lián)系,完善相關(guān)研究。同時(shí),本文的研究對于加強(qiáng)企業(yè)內(nèi)部治理及外部監(jiān)督有一定的現(xiàn)實(shí)意義。
國內(nèi)外學(xué)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(dāng)年會(huì)負(fù)向操作公司盈余。在此基礎(chǔ)上,學(xué)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(dāng)年出現(xiàn)負(fù)向操縱盈余的行為。Hazarika等(2012)研究表明,CEO的任期與財(cái)務(wù)報(bào)告的真實(shí)性及盈余質(zhì)量正相關(guān)。新任CEO出于業(yè)績壓力,會(huì)進(jìn)行一定程度的報(bào)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(dāng)年存在負(fù)向盈余管理行為,并且兩者關(guān)系會(huì)受到股權(quán)特征的影響。林永堅(jiān)等(2013)指出CEO變更當(dāng)年,會(huì)引發(fā)基于應(yīng)計(jì)項(xiàng)目的負(fù)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(shí)變更時(shí)更大。盧鑫、李慧敏和陳爍輝(2015)從舞弊動(dòng)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(cái)務(wù)舞弊行為密切相關(guān),并得出高管特征對舞弊行為嚴(yán)重性也有影響的結(jié)論。錢蘋、羅玫(2015)在研究財(cái)務(wù)造假預(yù)測模型時(shí),總結(jié)了前人的研究中有關(guān)財(cái)務(wù)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(jí)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(fēng)險(xiǎn)顯著正相關(guān),并指出違約風(fēng)險(xiǎn)高的企業(yè)操縱財(cái)務(wù)報(bào)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(zhǔn)備進(jìn)行盈余管理。
盈余管理與財(cái)務(wù)造假的相同之處為行為主體對會(huì)計(jì)信息的人為調(diào)控,以達(dá)到行為主體的目的。高管特征如年齡、性別、學(xué)歷等因素都會(huì)因人而異,當(dāng)高管人員發(fā)生變更,意味著高管的背景特征亦相應(yīng)改變,從而也會(huì)影響財(cái)務(wù)舞弊行為。隨著近幾年我國相關(guān)政策的實(shí)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(jìn)行財(cái)務(wù)造假的可能性相應(yīng)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(cái)務(wù)造假之間的關(guān)系作如下假設(shè):
H1:高管變更與財(cái)務(wù)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(fù)相關(guān),并且在國有產(chǎn)權(quán)背景下,這種負(fù)向關(guān)系更為顯著。林鐘高等(2017)從動(dòng)態(tài)視角驗(yàn)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(huì)導(dǎo)致高管的變更,而高管的變更則會(huì)加強(qiáng)內(nèi)部控制缺陷的修復(fù)。Johnstone等(2011)研究發(fā)現(xiàn),企業(yè)在發(fā)生財(cái)務(wù)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(cái)務(wù)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(fù)向關(guān)系的結(jié)論,是基于一個(gè)靜態(tài)視角而非動(dòng)態(tài)修復(fù)的過程。后兩位學(xué)者是以內(nèi)部控制存在缺陷為出發(fā)點(diǎn),在此基礎(chǔ)上才得出內(nèi)部控制存在缺陷時(shí)高管會(huì)發(fā)生變更,且變更后會(huì)修復(fù)內(nèi)部控制缺陷的結(jié)論,這是一個(gè)動(dòng)態(tài)循環(huán)過程,從而導(dǎo)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(cái)務(wù)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(rèn)為高管變更與內(nèi)部控制質(zhì)量負(fù)相關(guān)。
鐘小麗(2016)系統(tǒng)地分析了我國房地產(chǎn)企業(yè)財(cái)務(wù)內(nèi)部控制的現(xiàn)狀,指出房地產(chǎn)企業(yè)財(cái)務(wù)內(nèi)部控制體系存在較大的問題,其中財(cái)務(wù)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(cái)務(wù)內(nèi)部控制意識(shí)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(gè)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(huì)牽動(dòng)整個(gè)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(shí)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(dǎo)致高管人員的流動(dòng)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(fù)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(bào)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(huì)導(dǎo)致公司運(yùn)作的戰(zhàn)略與制度出現(xiàn)一定程度的變動(dòng),另一方面,高管作為內(nèi)部環(huán)境的組成部分,其變更會(huì)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(dǎo)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(shè):
H2:高管變更與內(nèi)部控制質(zhì)量負(fù)相關(guān)。
Hermanson(2000)以美國熟悉財(cái)務(wù)信息的相關(guān)人員(包括內(nèi)部審計(jì)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(bào)告的認(rèn)知,研究發(fā)現(xiàn)內(nèi)部控制質(zhì)量能夠有效減少財(cái)務(wù)造假行為。我國學(xué)者楊麗莎(2013)以奧林巴斯造假案為例,對其造假全過程進(jìn)行了細(xì)致的分析,發(fā)現(xiàn)公司內(nèi)部控制問題十分嚴(yán)重,各個(gè)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(gè)因素。
不少學(xué)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(diǎn)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(yù)售的特點(diǎn),因此房企的盈虧狀況是以能夠確認(rèn)的銷售收入為基礎(chǔ)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(fù)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(yùn)營和治理的各個(gè)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(yùn)營受到阻礙,企業(yè)的外部抗風(fēng)險(xiǎn)能力及核心競爭力也會(huì)隨之下降,導(dǎo)致經(jīng)營業(yè)績的下滑,從而引發(fā)財(cái)務(wù)造假。因此,本文對房地產(chǎn)業(yè)內(nèi)部控制質(zhì)量與財(cái)務(wù)造假的關(guān)系作如下假設(shè):
H3:內(nèi)部控制質(zhì)量與財(cái)務(wù)造假負(fù)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(huì)導(dǎo)致高管管理風(fēng)格與認(rèn)知的不同,從而影響組織績效。因此高管的變更一方面會(huì)導(dǎo)致公司運(yùn)作的戰(zhàn)略與制度出現(xiàn)變動(dòng),從而影響企業(yè)各部門的運(yùn)營,導(dǎo)致企業(yè)績效波動(dòng);另一方面,陳麗蓉、羅星、韓彬(2016)證實(shí)高管變更與內(nèi)部控制質(zhì)量之間存在負(fù)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(huì)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(dǎo)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(dòng)會(huì)對新任高管造成業(yè)績壓力,因此其有需要(動(dòng)機(jī))進(jìn)行財(cái)務(wù)造假,而變更引起的內(nèi)部控制缺陷,則會(huì)讓高管有機(jī)會(huì)進(jìn)行財(cái)務(wù)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(jī)會(huì)允許的情況下貪婪程度將會(huì)提升,根據(jù)GONE理論,高管極有可能進(jìn)行財(cái)務(wù)造假。因此,內(nèi)部控制質(zhì)量可能在高管變更與財(cái)務(wù)造假的關(guān)系中起到傳導(dǎo)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(shí),將內(nèi)部控制質(zhì)量作為中介變量。故本文提出如下假設(shè):
H4:內(nèi)部控制質(zhì)量在高管變更與財(cái)務(wù)造假的關(guān)系中起中介作用。
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(jìn)行篩選后,2012年和2013年各有118個(gè)樣本、2014年有117個(gè)樣本、2015年和2016年各有119個(gè)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(cái)務(wù)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(fù)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(jì)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(jì)分析借助SPSS17.0來完成,分析方法主要包括:描述性統(tǒng)計(jì)分析、相關(guān)分析、回歸分析和穩(wěn)健性檢驗(yàn)。
2.變量定義。
(1)自變量——高管變更(Turnover)。杜興強(qiáng)(2010)、林永堅(jiān)(2013)在探討高管變更與盈余管理的關(guān)系時(shí)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(shí),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(dǎo)著公司整體運(yùn)作與經(jīng)營,對于公司的管理有著很強(qiáng)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(dāng)年變量取值為1,無變更時(shí)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(gè)指標(biāo)加權(quán)打分,包括是否出具內(nèi)控評價(jià)報(bào)告和內(nèi)控審計(jì)報(bào)告、審計(jì)意見類型、會(huì)計(jì)師事務(wù)所、內(nèi)控缺陷、整改措施,最后得出內(nèi)部控制質(zhì)量的分?jǐn)?shù)。本文借鑒這種綜合評價(jià)法,選取是否披露內(nèi)控評價(jià)報(bào)告和內(nèi)控審計(jì)報(bào)告、內(nèi)部控制是否有效和審計(jì)意見類型這四個(gè)代理變量,每項(xiàng)賦予分值“1”,前三個(gè)代理變量為“是”時(shí)取值為1,否則為0,審計(jì)意見類型為“標(biāo)準(zhǔn)無保留”時(shí)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(cái)務(wù)造假(Fraud)。鄭海莉(2016)將財(cái)務(wù)造假定義為:為滿足自己的利益,行為主體通過各種不正當(dāng)?shù)氖侄蝸矸埏椮?cái)務(wù)報(bào)表,向會(huì)計(jì)信息使用者傳遞對自身有利的、虛假的、誤導(dǎo)性的財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)。本文借鑒上述定義,認(rèn)為財(cái)務(wù)造假是行為主體有目的、有針對性地違背會(huì)計(jì)準(zhǔn)則,篡改、捏造、錯(cuò)報(bào)財(cái)務(wù)數(shù)據(jù),使會(huì)計(jì)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(cái)務(wù)報(bào)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(cái)務(wù)報(bào)告作假是財(cái)務(wù)造假的重要手段,財(cái)務(wù)報(bào)告的審計(jì)意見類型也因此是國內(nèi)外學(xué)者評判財(cái)務(wù)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(cái)務(wù)報(bào)告的審計(jì)意見表明其沒有問題,仍屬于財(cái)務(wù)造假的范疇。
由于第二種評判方法會(huì)導(dǎo)致造假樣本少,本文借鑒第一種財(cái)務(wù)造假評判方法,當(dāng)年審計(jì)意見為非“標(biāo)準(zhǔn)無保留”的企業(yè)為財(cái)務(wù)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(cái)務(wù)造假預(yù)測模型時(shí),總結(jié)了國內(nèi)外學(xué)者發(fā)現(xiàn)的影響公司財(cái)務(wù)造假、盈余管理、財(cái)務(wù)重述等方面的因素,包括八大特征指標(biāo),如財(cái)務(wù)業(yè)績指標(biāo)、公司治理指標(biāo)等。在這八大特征指標(biāo)中,包括資產(chǎn)負(fù)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(cái)務(wù)造假的影響時(shí),有必要排除這三個(gè)因素對結(jié)果的干擾,所以將這三個(gè)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(shí),除引入資產(chǎn)負(fù)債率、股權(quán)集中度、資產(chǎn)凈利率這三個(gè)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(xué)者的思想,將資產(chǎn)負(fù)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(shè)計(jì)。本文從高管變更的角度出發(fā)研究其對上市公司財(cái)務(wù)造假行為的影響,通過對文獻(xiàn)的回顧與梳理,本文大膽假設(shè)高管變更不僅會(huì)直接影響財(cái)務(wù)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(cái)務(wù)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(yīng)的檢驗(yàn)過程,本文提出了四個(gè)假設(shè)、三個(gè)變量的關(guān)系圖整理如下:
理論模型圖
根據(jù)假設(shè)與理論模型,本文建立了四個(gè)回歸模型來檢驗(yàn)假設(shè),如下所示:
模型一,高管變更與財(cái)務(wù)造假的回歸分析模型,其中高管變更(Turnover)為解釋變量,財(cái)務(wù)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(cái)務(wù)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(cái)務(wù)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(cái)務(wù)造假關(guān)系中的中介效應(yīng)的回歸分析模型,其中高管變更(Turnover)為解釋變量,財(cái)務(wù)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(yàn)法檢驗(yàn)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(shí),才能繼續(xù)檢驗(yàn)?zāi)P退闹械闹薪樾?yīng)。
1.描述性統(tǒng)計(jì)。樣本的描述性統(tǒng)計(jì)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(biāo)準(zhǔn)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(biāo)準(zhǔn)差為0.779,行業(yè)內(nèi)差異較大。財(cái)務(wù)造假的最小值為0,最大值為1,標(biāo)準(zhǔn)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(biāo)準(zhǔn)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(fù)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(fù)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(biāo)準(zhǔn)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(jì)
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(cái)務(wù)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(fù)相關(guān)關(guān)系;內(nèi)部控制質(zhì)量與財(cái)務(wù)造假的相關(guān)系數(shù)為-0.232,兩者呈負(fù)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(cái)務(wù)造假三個(gè)變量兩兩之間的關(guān)系進(jìn)行了回歸分析,并進(jìn)一步驗(yàn)證了內(nèi)部控制質(zhì)量在高管變更與財(cái)務(wù)造假關(guān)系中的中介效應(yīng),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(cái)務(wù)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(cái)務(wù)造假可以被模型一解釋的部分較少。高管變更與財(cái)務(wù)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(dāng)董事長或者CEO職位發(fā)生變更時(shí),會(huì)引發(fā)公司財(cái)務(wù)造假行為,回歸分析結(jié)果驗(yàn)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(fù)相關(guān)關(guān)系。數(shù)據(jù)表明,當(dāng)董事長或者CEO職位發(fā)生變更時(shí),會(huì)導(dǎo)致內(nèi)部控制質(zhì)量的下降,回歸分析結(jié)果驗(yàn)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(cái)務(wù)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(cái)務(wù)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(cái)務(wù)造假的回歸系數(shù)是-0.064,在1%的水平上兩者呈顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系。數(shù)據(jù)表明,當(dāng)內(nèi)部控制質(zhì)量下降時(shí),會(huì)引發(fā)公司財(cái)務(wù)造假行為,回歸分析結(jié)果驗(yàn)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(cái)務(wù)造假關(guān)系中的中介效應(yīng)的回歸分析結(jié)果。在模型一的基礎(chǔ)上,引入內(nèi)部控制質(zhì)量,將所有變量放到回歸模型中進(jìn)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(cái)務(wù)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(cái)務(wù)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(cái)務(wù)造假的回歸系數(shù)是-0.053,在1%的水平上兩者呈顯著的負(fù)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(cái)務(wù)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(cái)務(wù)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(cái)務(wù)造假,還通過影響內(nèi)部控制質(zhì)量間接影響財(cái)務(wù)造假,回歸分析結(jié)果驗(yàn)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(yàn)。本文采用變量替換法,對回歸分析結(jié)論進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn),以保證研究結(jié)論的可靠性??刂谱兞恐校悦抗墒找妫‥PS)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(yàn)結(jié)果如表5所示,可以看出高管變更與財(cái)務(wù)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(cái)務(wù)造假的回歸系數(shù),以及中介效應(yīng)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。
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(shí)證分析了高管變更、內(nèi)部控制質(zhì)量與財(cái)務(wù)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(cái)務(wù)造假顯著正相關(guān)。根據(jù)舞弊動(dòng)因理論,高管擁有公司的控制權(quán),有機(jī)會(huì)進(jìn)行財(cái)務(wù)造假,且來自公司內(nèi)外部的績效壓力會(huì)導(dǎo)致新任高管發(fā)生財(cái)務(wù)造假行為。
(2)高管變更與內(nèi)部控制質(zhì)量顯著負(fù)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(huì)牽動(dòng)整個(gè)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(luò),造成內(nèi)部環(huán)境的不穩(wěn)定,使得內(nèi)部控制制度的實(shí)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(cái)務(wù)造假顯著負(fù)相關(guān)。內(nèi)部控制不完善,制度實(shí)施受阻,會(huì)使原本相互協(xié)作與牽制的平衡局面被打破,從而導(dǎo)致利益主體為個(gè)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(cái)務(wù)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(cái)務(wù)造假,還通過影響內(nèi)部控制質(zhì)量進(jìn)而影響財(cái)務(wù)造假。
表5 穩(wěn)健性檢驗(yàn)
本文以我國A股房地產(chǎn)上市公司為研究對象,在此基礎(chǔ)上得出的研究結(jié)論針對性比較強(qiáng),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(yuǎn)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(gè)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(lì)制度。對高管的激勵(lì)制度不應(yīng)停留在績效薪酬制,實(shí)施股權(quán)激勵(lì)制度能綁定高管與企業(yè)的長期利益,增強(qiáng)激勵(lì)與約束作用。
(2)企業(yè)需加大內(nèi)部控制建設(shè)力度。內(nèi)部控制貫穿于企業(yè)的整個(gè)運(yùn)營管理過程,因此應(yīng)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(jì)部門的授權(quán),加大對財(cái)報(bào)工作的審核監(jiān)察力度。
(3)落實(shí)高管信息系統(tǒng)。高管變更引起的財(cái)務(wù)造假是一種短視行為,只有當(dāng)所得利益高于造假成本時(shí),才會(huì)發(fā)生財(cái)務(wù)造假。統(tǒng)一建立高管信息庫,記錄高管信譽(yù),可以提高其造假成本,減少高管變更引起的財(cái)務(wù)造假。
(4)外部機(jī)構(gòu)加強(qiáng)對企業(yè)內(nèi)部控制質(zhì)量的監(jiān)督與審計(jì)工作。加強(qiáng)內(nèi)部控制法律法規(guī)建設(shè),制定內(nèi)部控制規(guī)范細(xì)則,鞭策企業(yè)加強(qiáng)內(nèi)部控制體系的建設(shè),同時(shí)完善對財(cái)務(wù)造假行為的懲罰機(jī)制,實(shí)現(xiàn)違法必究。
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