施工項目經(jīng)理舞弊行為分析模型構(gòu)建與致因解釋

李晶晶，陳赟，王靖，朱文喜

施工項目經(jīng)理舞弊行為分析模型構(gòu)建與致因解釋

李晶晶1，陳赟1，王靖2，朱文喜1

(1. 長沙理工大學(xué) 交通運輸工程學(xué)院，湖南 長沙 410114；2. 長沙公共資源交易中心，湖南 長沙 410023)

以舞弊三角理論為基礎(chǔ)，構(gòu)建建設(shè)工程施工項目經(jīng)理(CPM)舞弊“直接動因?調(diào)節(jié)動因?行為傾向”量化分析模型。開發(fā)含壓力、借口和機(jī)會三維度的舞弊動因量表及地材采購、偽造證據(jù)做假賬沖平賬目和投其所好3項舞弊傾向情景模擬實驗。通過240份有效樣本數(shù)據(jù)，構(gòu)建直接致因結(jié)構(gòu)方程路徑分析遞歸模型、調(diào)節(jié)致因分組回歸模型與多層線性回歸模型，揭示舞弊行為特征與致因關(guān)系：CPM行賄傾向最顯著，侵吞資產(chǎn)傾向次之，貪污腐敗傾向不顯著；舞弊動因可聯(lián)合解釋舞弊傾向，關(guān)系壓力、制度缺陷和非利己借口是舞弊主要致因因素；機(jī)會強(qiáng)解釋貪污腐敗傾向和侵吞資產(chǎn)傾向，借口強(qiáng)解釋侵吞資產(chǎn)傾向；個體因素較環(huán)境因素對舞弊傾向有更強(qiáng)的解釋作用；人格特質(zhì)顯著調(diào)節(jié)行賄傾向，過度自信正向調(diào)節(jié)機(jī)會與侵吞資產(chǎn)傾向關(guān)系，風(fēng)險偏好正向調(diào)節(jié)機(jī)會與貪污腐敗傾向關(guān)系。研究結(jié)論為CPM舞弊行為規(guī)律發(fā)現(xiàn)和有效防范提供支持。

舞弊；行為分析模型；施工項目經(jīng)理；致因解釋；情景模擬實驗

舞弊行為由于其發(fā)生普及、形式多樣、原因復(fù)雜、損失巨大、隱蔽性導(dǎo)致偵測困難等特征，成為法律、審計、職業(yè)與企業(yè)管理長期關(guān)注的問題[1]，工程建設(shè)領(lǐng)域是舞弊案件的多發(fā)區(qū)，舞弊造成的損失巨大[2]。建設(shè)工程施工項目經(jīng)理(后用CPM表示)管財、管物、管事、管人，容易為謀取利益而利用職務(wù)之便，故意誤用、濫用或盜用組織資源或資產(chǎn)發(fā)生舞弊行為。盡管我國工程建設(shè)領(lǐng)域法規(guī)制度不斷完善，反腐成效卓著，但近五年我國CPM舞弊刑事案件呈顯著上升趨勢，工程建設(shè)領(lǐng)域舞弊問題仍然嚴(yán)峻，舞弊行為出現(xiàn)主體群體化、手段隱蔽化、過程復(fù)雜化和形式智能化等新的發(fā)展態(tài)勢。舞弊研究成果中，研究對象多為會計人員和國有企業(yè)管理者；形成了冰山理論、三角理論、GONE理論、風(fēng)險因子說等經(jīng)典舞弊理論[3]；研究方法主要有：從犯罪學(xué)角度，通過大量案件分析犯罪的構(gòu)成要件與動因；從社會學(xué)角度，分析文化、人口統(tǒng)計學(xué)特征、教育與職業(yè)道德培訓(xùn)等因素與舞弊的關(guān)系[4-5]；從經(jīng)濟(jì)角度分析舞弊得失，構(gòu)建成本?收益模型或博弈分析模型用以估計舞弊行為風(fēng)險[6]，或利用財務(wù)相關(guān)報告構(gòu)建統(tǒng)計分析模型或回歸模型，分析舞弊傾向[7-8]；從行為學(xué)角度，采用訪談與問卷調(diào)查方法研究個體特征，如認(rèn)知偏差、風(fēng)險偏好與過度自信等與舞弊的關(guān)系[9-10]。對CPM舞弊研究成果多為典型案例的現(xiàn)狀調(diào)查、特征與防治措施等定性分析與論述，包括從經(jīng)濟(jì)角度構(gòu)建博弈模型分析道德風(fēng)險、從法律與制度視角探討掛靠經(jīng)營中侵吞資產(chǎn)行為及舞弊審計方法[11]、犯罪行為認(rèn)定等。鮮有以CPM為對象的舞弊致因量化研究。由于CPM任職臨時性、工作任務(wù)一次性，很難通過經(jīng)濟(jì)指標(biāo)統(tǒng)計分析與回歸模型構(gòu)建分析舞弊致因。為此，本文基于影響最大、使用最廣的舞弊三角理論[12-13]，運用行為學(xué)與心理學(xué)研究方法，構(gòu)建CPM“直接動因?調(diào)節(jié)動因?行為傾向”舞弊致因分析模型，探索能夠揭示舞弊成因及其作用關(guān)系的量化分析方法，為實現(xiàn)有效預(yù)防舞弊提供方法與路徑參考。

1 CPM舞弊行為、舞弊動因及量測

1.1 CPM舞弊行為及量測

ACFE將舞弊分為侵吞資產(chǎn)、貪污腐敗和財務(wù)報表欺詐3類，2012~2018年4期《國家報告》[2]顯示工程建設(shè)領(lǐng)域侵吞資產(chǎn)最常見，貪污腐敗居中，財務(wù)報表欺詐少；侵吞資產(chǎn)案件中，欺詐性計費方案4期案件占比分別為36.2%，34.9，27.9%和42%，欺詐性費用報銷分別為占12.8%，27.9%，20.9%和37%。通過CPM舞弊裁判文書的查閱，建設(shè)領(lǐng)域職務(wù)犯罪常涉及CPM行賄，我國住建部建筑市場監(jiān)管司于2017年在企業(yè)資信中新增對行賄犯罪企業(yè)的限制性要求。鑒于上述原因，本文從舞弊手段和目的出發(fā)，重點考察CPM貪污腐敗、侵吞資產(chǎn)和行賄3類舞弊行為。貪污腐敗采用索要手段、以經(jīng)濟(jì)利益為目的，典型行為包括索要禮物或拿回扣、私自轉(zhuǎn)包或分包相關(guān)業(yè)務(wù)；侵吞資產(chǎn)采用財務(wù)手段、以經(jīng)濟(jì)利益為目的，包括占用或挪用工程款和資源(建筑材料、機(jī)械設(shè)備、商業(yè)秘密)等；行賄采用給予手段，以經(jīng)濟(jì)或關(guān)系管理為目的，違反法律規(guī)定，以各種名義，給予項目管理相關(guān)人員以財物或其使用權(quán)。

由于舞弊行為敏感且隱蔽、多變，直接研究主體行為難度大、成本高，通過行為傾向來預(yù)測實際行為發(fā)生可能性得到廣泛認(rèn)可[14]。行為傾向又稱行為意圖，是采取行動前的一種心理準(zhǔn)備狀態(tài)。本文采用行為傾向量測CPM未來發(fā)生舞弊行為的可能程度。對CPM舞弊傾向尚無成熟量表。通過建構(gòu)一定的指標(biāo)體系，采用調(diào)查方式，以行為主觀評價為基礎(chǔ)，對行為傾向進(jìn)行現(xiàn)實估測，是行為分析中受到一致認(rèn)同與高度重視的測量方法[15]。

本文基于行為學(xué)與心理學(xué)研究中廣泛、可靠的情境模擬實驗研究理論[16]，借鑒國外典型實驗等研究框架，充分考慮CPM職務(wù)、工作內(nèi)容與特征，參考法律裁判文書中描述的典型案例進(jìn)行情景實驗設(shè)計。

1.1.1 貪污腐敗行為傾向——地材采購情景實驗設(shè)計

設(shè)計“地材采購情景實驗”：擔(dān)任CPM期間，需采購地材一批50 000 m3。考慮5位材料供應(yīng)商在出價與回扣(賄賂博弈經(jīng)濟(jì)學(xué)實驗?zāi)Ｐ蚚17]、回扣[18])、質(zhì)量、生產(chǎn)能力、與CPM關(guān)系(2017鄂1221刑初76號、2017鄂2802刑初230號等)、被發(fā)現(xiàn)概率(Frank和Schulze、孔晨(2015))等6方面存在的差異，設(shè)計情景實驗選項，見表1。

表1 地材供應(yīng)商情況

由被訪CPM選擇供應(yīng)商。對應(yīng)題項采用5點量表，供應(yīng)商編號對應(yīng)得分，分值越大貪污腐敗傾向越顯著。

1.1.2 侵吞資產(chǎn)行為傾向——偽造證據(jù)做假賬沖平賬目情景實驗

根據(jù)法律裁判文書案件描述，侵吞資產(chǎn)事件多為偽造非實際開支證據(jù)在項目中開支，如虛假材料采購、幽靈職工、虛開發(fā)票等，設(shè)計情景實驗：由于各種原因，如實際發(fā)生很多開支不好處理、為項目團(tuán)隊利益、為個人利益等，可以在設(shè)備采購、材料采購等環(huán)節(jié)增開發(fā)票金額或者增加運輸發(fā)票等方式處理。題項設(shè)計：1)此類事件在項目施工過程中發(fā)生可能性；2)如您擔(dān)任CPM，允許此類事件發(fā)生頻率。

CPM根據(jù)自身真實感覺和體會對表述的符合程度進(jìn)行評分，并參照風(fēng)險矩陣，據(jù)發(fā)生可能與自身行為發(fā)生頻率綜合確定侵吞資產(chǎn)傾向。

1.1.3 行賄行為傾向——投其所好情景實驗

根據(jù)法律裁判文書案件描述，行賄案件主要分為兩類，以重要節(jié)日或特殊事件發(fā)生日為契機(jī)的行賄；主管領(lǐng)導(dǎo)有資金需求，投其所好的行賄，設(shè)計“投其所好情景實驗”：雇主項目主管子女在國外留學(xué)，經(jīng)濟(jì)壓力很大，且有愛打麻將的嗜好。為獲取雇主在施工管理、工程款撥付、工程決算、工程變更等方面的便利和幫助，CPM以閑暇娛樂方式與其溝通，投其所好，產(chǎn)生項目合同外開支。題項設(shè)計：1) 此類事件在項目施工過程中發(fā)生可能性；2) 如您擔(dān)任CPM，此類事件發(fā)生頻率。

CPM根據(jù)自身真實感覺和體會對表述的符合程度進(jìn)行評分，并參照風(fēng)險矩陣，據(jù)發(fā)生可能與自身行為發(fā)生頻率綜合確定行賄傾向。

1.2 CPM舞弊直接動因及量測

舞弊三角理論是近年來在舞弊行為分析中最有影響力的理論之一，被廣泛地應(yīng)用于舞弊研究中，將舞弊動因分為壓力、機(jī)會和借口。眾多研究表明，任何類型的舞弊行為都存在某種壓力，包括經(jīng)濟(jì)壓力、惡癖壓力、與工作有關(guān)的壓力(關(guān)系壓力)，只是壓力的具體形式有所差異；機(jī)會被概括為企業(yè)高風(fēng)險性質(zhì)、組織結(jié)構(gòu)復(fù)雜與不穩(wěn)定性、內(nèi)部控制存在缺陷3方面；借口包括條文制度不清、別人都這么做、暫時困難、某一愿望等[19]。基于舞弊三角理論，參考財務(wù)舞弊相關(guān)研究成果、施工項目經(jīng)理舞弊法律裁判文書，將施工項目經(jīng)理壓力、機(jī)會和借口具體化描述為問卷題項。對設(shè)計的舞弊直接動因問卷進(jìn)行因子分析與驗證性因子分析，驗證合格后用于后續(xù)致因解釋研究。

以曾經(jīng)擔(dān)任和現(xiàn)任CPM為對象，通過網(wǎng)絡(luò)問卷發(fā)放初始量表，經(jīng)因子分析，調(diào)整和命名后得到CPM舞弊直接動因量表；再次發(fā)放網(wǎng)絡(luò)問卷獲有效問卷232份，運用IBM SPSS Statistics 24 AMOS分析軟件建立驗證性因子分析模型，整體適配度檢驗2值為43.526，顯著性概率值=0.364＞0.05，模型與樣本特征數(shù)據(jù)適配，檢驗合格后的直接動因量表見表2。

表2 CPM舞弊直接動因量表

其中，題項5參照風(fēng)險矩陣，據(jù)發(fā)生頻度與開銷大小綜合確定惡癖壓力分值。

1.3 CPM舞弊調(diào)節(jié)動因及量測

調(diào)節(jié)動因是在直接動因與行為傾向之間的關(guān)系隨調(diào)節(jié)動因的變動而改變，即=(,)+，此時稱為?關(guān)系的調(diào)節(jié)變量。心理學(xué)與行為經(jīng)濟(jì)學(xué)研究表明，個體性特征是影響行為人決策的重要心理因素[10]。人格特質(zhì)是個體行為產(chǎn)生持續(xù)性和一致性的根源，是預(yù)測個體行為的有效變量，學(xué)者們以不同職業(yè)人員為對象，研究人格特質(zhì)與行為之間的關(guān)系，如人格特質(zhì)與工作倦怠(紀(jì)春磊2016)、離職(Kathleen2014)、沖突(王潤偉2019)、建言行為(沈翔鷹2013)等。由于過度自信，行為人夸大自身才華，高估自身控制力，高估成功概率，影響個體甚至群體行為決策[10]。風(fēng)險偏好是在行為事件中表現(xiàn)出來的行為傾向性，影響行為人決策。陳艷等研究發(fā)現(xiàn)國企管理人員過度自信、風(fēng)險偏好均與舞弊傾向正相關(guān)，風(fēng)險偏好較過度自信對舞弊影響更為顯著。借鑒上述成果，通過分析CPM舞弊行為在不同調(diào)節(jié)變量作用下的變化，力爭使舞弊動因?qū)ξ璞變A向的解釋更為精細(xì)。

選擇廣泛使用的成熟問卷進(jìn)行調(diào)節(jié)動因量測。John等統(tǒng)計揭示大五人格問卷的使用量大約是傳統(tǒng)問卷使用量的7倍[20]，將人格特質(zhì)分為外傾性、嚴(yán)謹(jǐn)性、開放性、隨和性、神經(jīng)質(zhì)5大類，本文選用中國簡化版大五人格量表。在成熟量表GSES基礎(chǔ)上，挑選過度自信相關(guān)題項，從偏離校準(zhǔn)、控制幻覺、優(yōu)于常人心理、自我歸因偏差4方面計分，得分越高，過度自信越顯著。風(fēng)險偏好測量方法采用Nicholson等設(shè)計的風(fēng)險傾向量表，得分越高，風(fēng)險傾向越顯著。

2 “直接動因?調(diào)節(jié)動因?行為傾向”致因分析模型構(gòu)建

2.1 模型映射關(guān)系

分析直接動因(含壓力1，借口2和機(jī)會3)及調(diào)節(jié)動因(含人格特質(zhì)、過度自信、風(fēng)險偏好)與CPM舞弊傾向(含貪污腐敗傾向，侵吞資產(chǎn)傾向，行賄傾向)之間的作用關(guān)系，構(gòu)建“直接動因?調(diào)節(jié)動因?行為傾向”致因分析模型，見 圖1。

圖1 “直接動因-調(diào)節(jié)動因-行為傾向”模型

1) 直接致因模型

2) 調(diào)節(jié)致因模型

自變量壓力、借口、機(jī)會和人格特質(zhì)均為顯變量，人格特質(zhì)為類型變量，且壓力、借口、機(jī)會為連續(xù)變量，采用分組回歸分析法，進(jìn)行回歸系數(shù)差異檢驗，若差異顯著，則調(diào)節(jié)效應(yīng)顯著。

自變量均為顯變量，且均為連續(xù)變量，采用多層線性回歸分析法驗證調(diào)節(jié)效應(yīng)。第1層回歸是以直接動因壓力、借口、機(jī)會為自變量進(jìn)行回歸。第2層回歸是在第1層基礎(chǔ)上加入調(diào)節(jié)變量過度自信(或風(fēng)險偏好)為自變量的回歸。第3層在第2層基礎(chǔ)上計入直接動因與過度自信(或風(fēng)險偏好)的交互項，如回歸系數(shù)顯著，則調(diào)節(jié)效應(yīng)顯著。

模型1：

模型2：

模型3：

2.2 數(shù)據(jù)采集

以網(wǎng)絡(luò)問卷為主，水電八局、中建五局等CPM量表發(fā)放為輔的形式，回收有效量表240份。其中，男性100%，本科及以上學(xué)歷92.5%，首次擔(dān)任CPM職務(wù)至今2~5 a 30.8%，6~10 a 31.7%，10 a以上18.3%，所屬公司性質(zhì)國有企業(yè)占90.4%。

舞弊直接動因量表Cronbach’sAlpha系數(shù)0.722，信度中等，舞弊傾向情景實驗量表0.819，信度良好。值為分別0.740，0.700，Bartlett球形度檢驗顯著性水平為0.000，效度良好。舞弊調(diào)節(jié)動因量表，過度自信Cronbach’s Alpha系數(shù)為0.849大于0.8，信度良好，值0.828大于0.7，Bartlett球形度檢驗顯著性水平小于0.05，效度良好。人格特征與風(fēng)險偏好Cronbach’s Alpha系數(shù)大于0.6小于0.8，信度尚可，值大于0.6小于0.7，Bartlett球形度檢驗顯著性水平小于0.05，效度尚可。

2.3 直接致因模型建立

據(jù)映射關(guān)系，構(gòu)建結(jié)構(gòu)方程路徑分析遞歸模型，見圖2。

圖2 CPM舞弊直接致因路徑分析-遞歸模型

模型整體適配度檢驗2值為5.068，顯著性概率值=0.167>0.05，不接受虛無假設(shè)，研究所用路徑分析遞歸模型與樣本特征數(shù)據(jù)適配。

2.4 調(diào)節(jié)致因模型建立

2.4.1 人格特質(zhì)調(diào)節(jié)致因模型

樣本數(shù)量限制，神經(jīng)質(zhì)組僅有3份有效問卷，不做神經(jīng)質(zhì)分組分析。首先將直接動因測量值減去它們的均值，得到去中心化的樣本數(shù)據(jù)；再按調(diào)節(jié)變量人格特質(zhì)取值分組，做因變量舞弊傾向，自變量舞弊直接動因壓力1，機(jī)會2和借口3的多元線性回歸模型，見表3。

表3 人格特質(zhì)分組多元線性回歸模型參數(shù)統(tǒng)計

2.4.2 過度自信調(diào)節(jié)致因模型與風(fēng)險偏好調(diào)節(jié)致因模型

調(diào)查數(shù)據(jù)經(jīng)中心化處理后，因變量舞弊傾向，自變量舞弊直接動因壓力1，借口2，機(jī)會3與調(diào)節(jié)動因過度自信，建立多層線性回歸估計模型，見表4。

表4 過度自信調(diào)節(jié)致因分層線性回歸模型參數(shù)統(tǒng)計

注：***，**，*分別表示在5%，10%，20%水平下顯著。

同理過度自信調(diào)節(jié)致因模型，構(gòu)建風(fēng)險偏好對舞弊傾向調(diào)節(jié)致因3層回歸模型，具體模型參數(shù)略。

3 CPM舞弊致因解釋

3.1 行為傾向顯著性與直接動因影響強(qiáng)度解釋

CPM“偽造證據(jù)做假賬沖平賬目情景實驗”中侵吞資產(chǎn)傾向顯著(≧3)占69.16%，傾向非常強(qiáng)烈(=5)占19.17%。在“投其所好情景實驗”中行賄傾向顯著占91.67%，傾向非常強(qiáng)烈占8.75%。在“地材采購情景實驗”中貪污腐敗傾向顯著占22.5%，傾向非常強(qiáng)烈占2.08%?？梢?，CPM舞弊行賄傾向最為顯著，侵吞資產(chǎn)傾向顯著，貪污腐敗傾向不顯著。此結(jié)論與法律裁判文書案件統(tǒng)計情況一致。

舞弊動因壓力、借口、機(jī)會均采用量表題項均值[21]，采用極大似然法估計路徑分析遞歸模型路徑系數(shù)，見圖2。對舞弊傾向影響為正向效果。壓力、借口、機(jī)會呈顯著的低度正相關(guān)，壓力1借口0.168，借口1機(jī)會0.143，壓力1機(jī)會0.380。

3.2 直接致因作用關(guān)系解釋

3.2.1 舞弊直接動因可聯(lián)合解釋舞弊傾向，正向影響舞弊傾向

根據(jù)圖2，復(fù)回歸分析決定系數(shù)表明壓力、借口和機(jī)會3個舞弊動因可以聯(lián)合解釋舞弊傾向，聯(lián)合解釋貪污腐敗傾向72.2%，行賄傾向68.7%，侵吞資產(chǎn)傾向69.9%的變異量。據(jù)路徑系數(shù)即標(biāo)準(zhǔn)化回歸系數(shù)，直接致因因素對貪污腐敗傾向的解釋作用從大至小依次為機(jī)會0.55、壓力0.43、借口0.12，對侵吞資產(chǎn)傾向的解釋作用從大至小依次為機(jī)會0.43、借口0.40、壓力0.37，對行賄傾向的解釋作用從大至小依次為借口0.63，機(jī)會0.31，壓力0.21?？梢姡瑝毫?、借口、機(jī)會正向影響舞弊行為，機(jī)會對貪污腐敗傾向和侵吞資產(chǎn)傾向有更強(qiáng)的解釋作用，而借口對侵吞資產(chǎn)傾向有更強(qiáng)的解釋作用。

3.2.2 關(guān)系壓力、制度缺陷和非利己借口是舞弊主要直接致因因素

根據(jù)舞弊動因驗證性因子分析，舞弊影響因素解釋程度從大到小依次為：對壓力的解釋，關(guān)系壓力0.62，經(jīng)濟(jì)壓力0.38，惡癖壓力0.34；對機(jī)會的解釋，制度缺陷0.73，公司庇護(hù)0.27，社會監(jiān)督不利0.26，考核失效0.21，審計失效0.21；對借口的解釋，非利己0.70，非主觀0.47，從眾0.46?？梢?，CPM舞弊主要影響因素(＞0.6)為關(guān)系壓力、制度缺陷和非利己借口。

3.2.3 個體因素較環(huán)境因素對舞弊傾向有更強(qiáng)的解釋作用

從個體與環(huán)境2個維度歸因，個體含壓力與借口，環(huán)境為機(jī)會。不難發(fā)現(xiàn)，對貪污腐敗傾向的解釋作用個體因素0.55、環(huán)境因素0.55；對侵吞資產(chǎn)傾向的解釋作用個體因素0.77、環(huán)境因素0.43；對行賄傾向的解釋作用個體因素0.84、環(huán)境因素0.31?？梢姡瑐€體因素較環(huán)境因素對舞弊傾向有更強(qiáng)的解釋作用，從個體心理防治是預(yù)防舞弊的根本途徑。

3.3 調(diào)節(jié)致因解釋

3.3.1 人格特征調(diào)節(jié)致因解釋

按人格特質(zhì)分4組建立回歸模型，見表3。計算統(tǒng)計量，F=0.800 8，F=2.127 8，F= 5.380 9。由分布知1%的顯著性水平下，分子自由度為3，分母自由度為231，的臨界值為3.78。根據(jù)鄒檢驗，F和F小于臨界值，人格特征對貪污腐敗、侵吞資產(chǎn)直接致因與貪污腐敗、侵吞資產(chǎn)傾向之間不存在顯著調(diào)節(jié)致因作用；而F值大于3.78，即存在結(jié)構(gòu)變化，即人格特質(zhì)對行賄行為直接致因與行賄傾向之間有顯著調(diào)節(jié)致因作用。

3.3.2 過度自信調(diào)節(jié)致因解釋

過度自信調(diào)節(jié)致因分析各回歸模型均具有顯著的統(tǒng)計學(xué)意義，見表4，模型1回歸系數(shù)均大于0，且在5%水平下顯著，說明壓力、借口、機(jī)會可正向預(yù)測舞弊傾向。

模型2，考慮過度自信的調(diào)節(jié)作用時，過度自信對貪污腐敗傾向、侵吞資產(chǎn)傾向、行賄傾向的回歸系數(shù)均大于0，且在5%水平下顯著，模型的調(diào)整后R2分別由0.718升高至0.771，0.695升高至0.772，0.683升高至0.708，說明可由過度自信獨立解釋的舞弊傾向分別為5.3%，7.7%，2.5%。

模型3貪污和行賄直接動因與過度自信的交互項的增加降低了2，說明過度自信與貪污和行賄舞弊直接動因交互效應(yīng)不明顯?？梢?，過度自信對貪污腐敗和行賄無調(diào)節(jié)效應(yīng)?？紤]過度自信與侵吞資產(chǎn)舞弊直接動因交互作用中，2由0.772升高至0.777，在顯著性水平為10%下，“機(jī)會×過度自信”回歸系數(shù)為0.104，表明過度自信可正向調(diào)節(jié)“機(jī)會”與侵吞資產(chǎn)傾向；在顯著性水平為20%下，“借口×過度自信”、“壓力×過度自信”回歸系數(shù)分別為?0.064、?0.055，表明過度自信可反向調(diào)節(jié)“借口”、“壓力”與侵吞資產(chǎn)傾向之間關(guān)系。綜上所述，考慮顯著性水平為10%下，過度自信在侵吞資產(chǎn)直接動因與侵吞資產(chǎn)傾向之間的調(diào)節(jié)效應(yīng)顯著。

3.3.3 風(fēng)險偏好調(diào)節(jié)致因解釋

風(fēng)險偏好調(diào)節(jié)致因分析各回歸模型均具有顯著的統(tǒng)計學(xué)意義，模型1回歸系數(shù)均大于0。

模型2考慮風(fēng)險偏好的調(diào)節(jié)作用時，風(fēng)險偏好對貪污腐敗傾向、侵吞資產(chǎn)傾向、行賄傾向的回歸系數(shù)均大于0，且在5%水平下顯著，模型的調(diào)整后R2分別由0.718升高至0.750，0.695升高至0.728，0.683升高至0.693，說明可由風(fēng)險偏好獨立解釋的舞弊傾向分別為3.2%，3.3%，1.0%。

模型3貪污腐敗舞弊傾向因增加了舞弊直接動因與風(fēng)險偏好的交互項2由0.750上升為0.751，在顯著性水平為10%下，“機(jī)會×風(fēng)險偏好”回歸系數(shù)分別為0.096，說明風(fēng)險偏好正向調(diào)節(jié)機(jī)會與貪污腐敗傾向之間的關(guān)系。侵吞資產(chǎn)傾向因增加了舞弊直接動因與風(fēng)險偏好的交互項2由0.728上升為0.729，在顯著性水平為20%下，“機(jī)會×風(fēng)險偏好”回歸系數(shù)分別為0.055，說明風(fēng)險偏好正向調(diào)節(jié)機(jī)會與侵吞資產(chǎn)傾向之間的關(guān)系。行賄傾向因增加了舞弊直接動因與風(fēng)險偏好的交互項，2降低了，說明過度自信與貪污腐敗、行賄直接動因交互效應(yīng)不明顯。綜上所述，考慮顯著性水平為10%下，風(fēng)險偏好調(diào)節(jié)貪污腐敗直接動因與行為貪污腐敗傾向間關(guān)系，風(fēng)險偏好正向調(diào)節(jié)機(jī)會與貪污腐敗傾向之間的關(guān)系。

4 結(jié)論

1) 以CPM為研究對象，構(gòu)建“直接動因?調(diào)節(jié)動因?行為傾向”舞弊致因分析模型，將定性分析轉(zhuǎn)向定量計算。根據(jù)CPM職務(wù)、工作內(nèi)容，嘗試性開發(fā)適用于任職臨時性、工作任務(wù)一次性為特征的CPM舞弊動因量表，并設(shè)計了3項舞弊傾向情景模擬實驗量表，經(jīng)驗證量表信度、效度良好。

2) CPM舞弊致因分析模型能夠描述舞弊動因與舞弊傾向之間的作用關(guān)系，樣本數(shù)據(jù)構(gòu)建的模型有效揭示了CPM舞弊特征、動因解釋程度與主要致因因素。研究結(jié)論為量化分析CPM舞弊行為規(guī)律提供了新的思路。

3) 通過致因解釋，發(fā)現(xiàn)有效的舞弊治理路徑為：強(qiáng)化關(guān)系管理，加強(qiáng)各參建主體責(zé)任與權(quán)力約束，建立責(zé)任追究制度，以規(guī)范各參建主體各方領(lǐng)導(dǎo)者行為，緩解關(guān)系壓力；強(qiáng)化制度建設(shè)，建立科學(xué)有效的企業(yè)內(nèi)控制度并執(zhí)行到位，強(qiáng)化制度約束，完善施工行賄行為監(jiān)管，鼓勵社會監(jiān)督，建立健全企業(yè)各項廉潔制度；個體心理根源防治是預(yù)防舞弊的根本途徑，糾正和有效監(jiān)管“非利己借口”舞弊事件發(fā)生，強(qiáng)化CPM職業(yè)道德教育；實施任職前人格特質(zhì)、過度自信、風(fēng)險偏好等調(diào)節(jié)致因量測，用以防范舞弊。

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Fraud analysis model construction and cause explanation of construction project managers

LI Jingjing1, CHEN Yun1, WANG Jing2, ZHU Wenxi1

(1.School of Traffic and Transportation Engineering, Changsha 410114, China;2. Changsha Public Resources Trading Center, Changsha 410023, China)

This paper constructed the “direct cause-Moderator cause-Behavior tendency” quantitative analysis model of the fraud behavior of construction project managers (CPM), based on the fraud triangle theory, developed a fraud factor scale with three dimensions of pressure, excuse and opportunities, and designed the situational experiments of fraud disposition include corruption, asset misappropriation and bribery. Then by model building include SEM recursive model of CPM fraud direct cause, multiple linear regression models and hierarchical linear regression models of CPM fraud moderator cause, and 240 sample data collecting to analysis revealing the characteristics and causation of fraud behavior, the results show that: bribery is most obvious, assets misappropriation takes second place and corruption is lesser obvious; the causes of fraud can jointly explain the fraud tendency, the key factors influencing CPM fraud are relationship pressure, system defect and non-egoism excuses; opportunity significant effects in corruption and bribery, and excuse significant effects in misappropriation of assets; individual factors explains fraud tendency more strongly than environmental factors; personality traits significantly regulate the direct cause of bribery, overconfidence positive adjustment opportunities and the tendency to embezzle assets, risk preference positive adjustment opportunities and corruption tendencies. The conclusions provide support for finding the behavior law, effective prevention CPM fraud.

fraud; behavior analysis model; construction project managers; cause explanation; situational experiment

C931；TU721

A

1672 ? 7029(2020)04 ? 1043 ? 10

10.19713/j.cnki.43?1423/u.T20190744

2019?08?25

國家自然科學(xué)基金資助項目(71771031)；湖南省哲學(xué)社會科學(xué)基金資助項目(2010YBA003)

李晶晶(1979?)，女，山東梁山人，講師，博士，從事工程管理研究；E?mail：ljj792@126.com

(編輯 蔣學(xué)東)