控制权配置作为公司治理因素的核心环节,其模式的划分并未形成定论。本文以财务报告舞弊作为研究切入点,研究控制权配置对上市公司的财务报告舞弊是有着制约还是放纵作用。研究发现:第一,面临财务困境的公司更容易实施财务报告舞弊;第二,不同控制权配置模式下上市公司发生财务报告舞弊的状况有很大差别,股东控制型这一控制权配置模式会放纵公司实施财务报告舞弊。第三,特定控制权配置模式对财务报告舞弊的影响超过财务困境。在我国资本市场上,财务报告舞弊的影响因素中公司治理因素更为主要,作为公司治理当中的核心环节控制权配置更是尤为重要。本研究主要有以下三方面的创新:第一,本文对于控制权配置模式的划分考虑了股东、经理层和董事会在控制权配置过程中的具体角色,将控制权配置划分为股东控制型、股东控制董事会监督型、经理层控制型、经理层控制董事会监督型四种控制权配置模式。第二,本研究验证了我国的资本市场背景下财务困境与财务报告舞弊的关系,并对中国上市公司财务困境判别阈值选取进行了有益的尝试。第三,本研究将影响财务报告舞弊的两大因素(公司特征因素和公司治理因素)放在同一个框架下进行研究,以比较两类因素的作用强弱。 As the key link of corporate governance, scholars have not reached consensus on the dividing me-thod of allocation of control rights. The paper investigates the effects of allocation of control rights on financial report fraud: restricting or indulging. Research findings are as follows: First, the listed company which is faced with financial distress is more inclined to implement financial report fraud. Second, the allocation of control rights twists the relationship between financial distress and financial report fraud. Specific allocation of control rights’ mode such as shareholder control will indulge company’s financial report fraud. Last but not the least, in Chinese capital market, corporate governance is the most important factor in financial report fraud. As the core part of corporate governance, the allocation of control rights is particularly important. There are three main innovations in this study: First, based on the consideration of shareholders, managers and the board of directors’ role in allocation of control rights, the paper divides allocation of control rights into four modes: shareholders control, shareholders control as the board of directors supervises, managers control, managers control as the board of directors supervises. Second, this study verifies the relationship between the capital market background, financial distress and financial report fraud in China and makes useful attempt of choosing the threshold of financial distress judgment model. Third, this study puts corporate characteristics and corporate governance factors in the same framework. The study finds that the specific control allocation mode has more impact on financial report fraud than financial distress.
张丹,刘琳
东华大学管理学院,上海
收稿日期:2017年11月14日;录用日期:2017年11月28日;发布日期:2017年12月5日
控制权配置作为公司治理因素的核心环节,其模式的划分并未形成定论。本文以财务报告舞弊作为研究切入点,研究控制权配置对上市公司的财务报告舞弊是有着制约还是放纵作用。研究发现:第一,面临财务困境的公司更容易实施财务报告舞弊;第二,不同控制权配置模式下上市公司发生财务报告舞弊的状况有很大差别,股东控制型这一控制权配置模式会放纵公司实施财务报告舞弊。第三,特定控制权配置模式对财务报告舞弊的影响超过财务困境。在我国资本市场上,财务报告舞弊的影响因素中公司治理因素更为主要,作为公司治理当中的核心环节控制权配置更是尤为重要。本研究主要有以下三方面的创新:第一,本文对于控制权配置模式的划分考虑了股东、经理层和董事会在控制权配置过程中的具体角色,将控制权配置划分为股东控制型、股东控制董事会监督型、经理层控制型、经理层控制董事会监督型四种控制权配置模式。第二,本研究验证了我国的资本市场背景下财务困境与财务报告舞弊的关系,并对中国上市公司财务困境判别阈值选取进行了有益的尝试。第三,本研究将影响财务报告舞弊的两大因素(公司特征因素和公司治理因素)放在同一个框架下进行研究,以比较两类因素的作用强弱。
关键词 :控制权配置,财务报告舞弊,财务困境
Copyright © 2017 by authors and Hans Publishers Inc.
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http://creativecommons.org/licenses/by/4.0/
良好的信息披露质量是证券市场健康发展的基石,财务报告舞弊和盈余管理作为失信行为都会对信息披露质量造成威胁。财务报告舞弊由于突破了法律和会计准则的规定性质更为恶劣。在2011至2015年期间,实施财务报告舞弊的上市公司达到1370家。层出不穷的财务报告舞弊丑闻极大地打击了投资者的信心,严重地制约着证券市场的健康发展。由此可见,研究影响财务报告舞弊的因素对于企业的规范化发展和资本市场信息披露制度的健全都具有重大意义。国外学者最早关注经济压力对实施舞弊的影响。无论是三角理论、GONE理论还是风险因子理论都认为经济压力会诱发行为人实施舞弊。从组织的层面上看舞弊的经济压力,国外学者认为面临财务困境的企业更容易实施财务报告舞弊。与国外学者相比,我国学者较少地关注财务困境对财务报告舞弊的影响,更多地探讨了公司治理因素与财务报告舞弊的关系。那么面临财务困境的公司更容易发生财务报告舞弊的结论是否适用于我国的上市公司?作为公司治理内核的控制权配置会扭曲还是放大财务困境与财务报告舞弊之间的关系?
本文根据股东、经理层对控制权的争夺角色以及董事会的共谋或监督角色对控制权配置进行划分,得到了股东控制型、股东控制董事会监督型、经理层控制型、经理层控制董事会监督型四种控制权配置模式。研究发现:第一,面临财务困境的公司更容易实施财务报告舞弊;第二,不同控制权配置模式下上市公司发生财务报告舞弊的状况有很大差别。股东控制型这一控制权配置模式会放纵公司的财务报告舞弊。此外,在实施财务报告舞弊的公司中股东隐形地掌握控制权的情况占有相当比例。虽然股东持有较低比例股份,但是,通过控制董事会或者经理层掌握控制权。第三,特定控制权配置模式对财务报告舞弊的影响超过财务困境。在我国资本市场上,财务报告舞弊的影响因素中公司治理因素更为主要,作为公司治理当中的核心环节控制权配置更是尤为重要。
根据以往学者的研究可以将影响财务报告舞弊的因素大致分为两类:公司特征因素和公司治理因素。Wallace [
公司治理状况也是影响财务报告舞弊的重要因素。学者们从股权结构、董事会特征等方面对财务报告舞弊公司的治理特征展开了研究。Laidroo [
目前的控制权理论大致可以分为三类:股东控制论、经理控制论和利益相关者控制论。Grossman & Hart [
伯利和米恩斯 [
在利益相关者控制论方面。Aghion & Bolton [
股东控制论、经济控制论和利益相关者控制论这三种控制权配置理论相应指出了控制权配置中的利益主体及相互关系,这为控制权配置模式的构建做了研究准备。
在控制权配置要素的研究上,学者们分别从终极控制权比例;股权制衡度;终极控制人性质;两权分离度;控制层级;股东对董事会控制等角度展开研究。但是,并未建立起整体的分析框架。实际上股东、董事会和管理层三者都仅是控制权配置中的要素之一,控制权配置这一整体概念则更能抽象地反映公司治理问题的实质。另外,与单独研究股东、董事会和管理层不同,控制权配置更侧重于三者之间的利益分配关系。瞿宝忠 [
实际上,将公司的治理权、经营权以及作为治理中枢的董事会都纳入控制权配置的考虑范围更能真实地反映公司控制权的配置情况。那股东、董事会和经理层在控制权配置过程中的关系怎样?三者对控制权争夺的竞争力一样吗?祝继高等 [
基于前述的控制权配置要素,本文借鉴刘红娟等 [
在对控制权配置涉及要素及相互关系中,本文阐释了股东、经理层在控制权争夺的主体地位和董事会在此过程中扮演的从属角色。刘星和刘伟 [
控制权配置类型1-9都属于股东控制型,但是股东的控制强度却有所不同。类型1中实际控制人的持股比例具有绝对优势,实际控制人能够控制董事会且(总)经理也是由实际控制人控制。类型2中,虽然实际控制人不能像类型1那样“为所欲为”。在公司合并、分离等重大问题上不具备一票通过的权力,但对其他决策仍具有掌控权。因此,类型2与类型1没有实质上的差别。类型3中,实际控制人的持股比例低于30%,属于弱态控股。但是,仍能控制董事会和经理层。类型3中股东对公司的控制力显著低于类型1和2,实际控制人无法保证绝对垄断权。类型123中,除了实际控制股东没有其他权利竞争者,股东取得了垄断的控制权。
机构 | 符号 | 定义 | 控制权配置类型 |
---|---|---|---|
股东大会 | Sn | 公司实际控制人(根据股权控制链计算得出)的持股比例为Sn,0 < Sn < 1 | 50% < Sn < 100%,此控股状态用Sa表示 30% < Sn ≤ 50%,此控股状态用Sb表示 0 < Sn ≤ 30%,此控股状态用Sc表示 |
董事会 | D | 实际控制人控制的董事占董事会总人数的比例和经理层控制的董事占董事会总人数的比例分别用Ds和Dm来表示 | A类:50% < Ds < 100%; B类:50% < Dm < 100%; C类:不属于以上两类的公司;实际控制人控制的董事人数大于经理层控制的董事人数,为Cs类;经理层控制的董事人数大于实际控制人控制的董事人数,为Cm类;实际控制人控制的董事人数等于经理层控制的董事人数,为Cb类 |
(总)经理 | M | 总经理是否受实际控制人控制来判别 | 若总经理或者CEO由实际控制人控制(M∈S),则记为Ms;若总经理非由实际控制人控制(M∉S),则记为Mm |
表1. 控制权配置类型划分基础
资料来源:本文依据以往刘红娟 [
模式特征 | 模式类型 | 控制状态 | 描述 |
---|---|---|---|
股东控制型 | 1SaAMs | 50% < Sn < 100%, 50% < Ds < 100%, M∈S | 股东绝对垄断型 |
2SbAMs | 30% < Sn ≤ 50%, 50% < Ds < 100%, M∈S | 股东相对垄断型 | |
3ScAMs | 0 < Sn ≤ 30%, 50% < Ds < 100%, M∈S | 股东弱垄断型 | |
4SaCMs | 50% < Sn < 100%, Ds、Dm < 50%, M∈S | 绝对控股,控制经理层 | |
5SaCMs | 30% < Sn ≤ 50%, Ds、Dm < 50%, M∈S | 相对控股,控制经理层 | |
6ScCMs | 0 < Sn ≤ 30%, Ds、Dm < 50%, M∈S | 弱态控股,控制经理层 | |
7SaAMm | 50% < Sn < 100%, 50% < Ds < 100%, M∉S | 绝对控股,控制董事会,经理层独立 | |
8SbAMm | 30% < Sn ≤ 50%, 50% < Ds < 100%, M∉S | 相对控股,控制董事会,经理层独立 | |
9ScAMm | 0 < Sn ≤ 30%, 50% < Ds < 100%, M∉S | 弱态控股,控制董事会,经理层独立 | |
股东控制董事会监督型 | 10SaBMm | 50% < Sn < 100%, 50% < Dm < 100%, M∉S | 绝对控股,经理层独立并控制董事会 |
11SaCmMm | 50% < Sn < 100%, Ds < Dm < 50%, M∉S | 绝对控股,经理层独立并在董事会取得微弱优势 | |
12SbBMm | 30% < Sn ≤ 50%, 50% < Dm < 100%, M∉S | 相对控股,经理层独立并控制董事会 | |
13SbCmMm | 30% < Sn ≤ 50%, Ds < Dm < 50%, M∉S | 相对控股,经理层独立并在董事会取得微弱优势 | |
经理层控制型 | 14ScBMm | 0 < Sn ≤ 30%, 50% < Dm < 100%, M∉S | 弱态控股,经理层独立并控制董事会 |
15ScCmMm | 0 < Sn ≤ 30%, Ds < Dm < 50%, M∉S | 弱态控股,经理层独立并在董事会取得微弱优势 | |
经理层控制董事会监督型 | 16ScCsMm | 0 < Sn ≤ 30%, Dm < Ds < 50%, M∉S | 股东持股十分分散但在董事会取得微弱优势,经理层独立 |
表2. 控制权基本类型的分类及特征
资料来源:本文整理。
类型4-6与类型1-3最大的区别是:实际控制人没有控制董事会但控制了经理层,股东仍能通过经理层来控制公司的经营权。类型⑤中股东的持股比例弱于类型4,但二者没有实质差别。类型6中虽然股东持股比例相对分散,但是,在董事会有微弱优势且仍能控制经理层。类型6中,股东虽不能对公司实施有力控制且控制权具有极大的不稳定性。但是,股东仍可对公司进行控制。
类型7-9中,股东能够控制董事会。但是,(总)经理相对独立地掌握着公司的经营权。由于董事会具有对于经理的任命权力,股东可以通过董事会更换经理层。所以,将类型7-9划在股东控制型中。
类型10-14属于股东控制董事会监督型。股东持股比例有绝对或相对优势,在股东大会层面具有相当的控制权。然而,(总)经理独立并且经理层能够控制董事会或者在董事会具有微弱优势。董事会和经理层的“联盟”牵制了股东对于公司的控制。这种情况可能更多地出现在国有企业。股东凭借着其股份优势仍能保持对于公司的控制,只是掣肘于经理层和董事会的权力。因此,该种模式下公司控制权实际上仍掌握在股东手中。
类型14和15属于经理层控制型。其中实际控股股东的持股比例远低于30%是更为典型的经理层控制。由于股东持股比例十分分散,经理层独立并取得了董事会的控制或者在董事会中具有超过股东的优势,经理层实际上取得了公司的控制权。此时公司治理失效,会出现伯利和米恩斯 [
类型16属于经理层控制董事会监督型。该模式中实际控股股东的持股比例会远低于30%。但是,股东在董事会中的力量稍微强于经理层。由于股东持股的分散,股东力量薄弱,公司的控制权大部分掌握在经理层手中。但是,经理层没有控制董事会,股东在董事会中的微弱优势避免了经理层“一言堂”的局面,对于经理层的权力具有监督作用。
在现有研究中,我国学者已从盈利能力;偿债能力;发展能力;营运能力等角度考察我国上市公司财务状况与财务报告舞弊关系。但乏有研究从财务困境角度切入,研究财务困境与财务报告舞弊的关系。现有的国外研究表明财务困境这一公司特征容易引发财务报告舞弊。Macey [
H1:面临财务困境的公司更容易发生财务报告舞弊。
大量学者的研究表明财务报告舞弊大多是公司治理失效造成的。La Porta等 [
学者们已从股权结构、董事会特征等方面展开了诸多财务报告舞弊相关的研究。但是,在终极控制权结构存在的情况下,控制权配置更能深刻地反映公司治理情况。与单独研究股东、董事会和管理层不同,控制权配置更侧重于三者之间的利益分配关系。鲜有学者从控制权配置的角度研究财务报告舞弊。之前也有学者研究过控制权配置与公司治理效率、治理机制的关系,例如,徐细雄 [
H2:股东控制型的控制权配置模式会放纵财务报告舞弊。
本文认为样本时间阶段的选取应该考虑信息披露法律制度的阶段性。2005年的股权分置改革是资本市场的重大事件。2011年之后证券市场政策法制环境相对稳定,故本文的研究期间为2011至2015年。本文选取了因发生虚构利润、虚列资产、虚假记载(误导性陈述)、推迟披露和重大遗漏这五项信息披露违规行为而被中国证监会及其地方监管部门、沪深交易所和财政部公开谴责、公开批评或公开处罚的1370上市公司。在此期间多次实施财务报告舞弊的公司以第一次发生财务报告舞弊为准,对连续多年实施财务报告舞弊的公司以第一年发生财务报告舞弊为准进行数据处理得到了480上市公司。然后按1:1的比例根据行业、规模、年度、交易所、声誉五个因素为财务报告舞弊的上市公司进行配对,最终为305家财务报告舞弊公司找到了配对公司以此作为总样本。
本文所使用的数据包括上市公司违规信息、企业规模、公司资产负债表、利润表的部分数据、实际控制人持股比例、董事和(总)经理的背景。以上所有源数据均来自国泰安CSMAR数据库中的违规信息数据库、财务报表数据库和公司治理数据库。董事和(总)经理的背景是根据高管数据库和实际控制人数据库进行人工比对得到的。
本文以财务报告舞弊作为被解释变量,财务困境作为解释变量,企业规模和市场环境为控制变量,财务困境变量的赋值是根据财务困境预测模型得到的。财务困境预测模型可根据选取变量的不同分为现金流量指标、财务比率指标和市场收益率指标模型。目前研究中受到最广泛认可的财务困境预测模型为Altman [
Z = 1 . 2X1 + 1 . 4X2 + 3 . 3X3 + 0. 6X4 + 1 .0 X5
X1 = 营运资本/总资产;X2 = 留存收益/总资产;X3 = 息税前利润/总资产;X4 = 股票总市值/总负债,其中股票总市值包含了优先股和普通股的市值;X5 = 营业收入/资产总额。2.675是Altman [
Z ′ = 0. 717X1 + 0. 847X2 + 3 . 1 0 7X3 + 0. 42 0 X4 + 0. 998X5
修正后的Z’score model的判别阈值由原来的1.81变为1.23。Altman [
借鉴蔡志岳和吴世农 [
Logit ( p ) = ln ( p / ( 1 − p ) ) = α + β 1DIS + β 2Ln _ size + β 3Market
本文统计了305个样本的行业分布,如表4所示。发生财务报告舞弊的样本制造业的最多,占总样本的72.46%。信息技术业、房地产业、批发和零售业也占一定比例占比分别为:7.21%;6.56%;6.23%。这与蔡志岳和吴世农(2007)对于2001至2005年发生财务报告舞弊进行的行业统计结果十分相似。由此可见,特定行业的财务报告舞弊具有高发性。
按照前述控制权模式的划分标准,本文将305个财务报告舞弊样本划分为五个子样本。子样本一至四分别对应着四种控制权配置模式:股东控制型;股东控制董事会监督型;经理层控制型;经理层控制董事会监督型。子样本五没有明显的控制权配置特征,无法划分入前四种控制权配置模式。五个子样本中子样本一数量最多为153个。其中,股东绝对控股(50% < Sn < 100%)和相对控股(30% < Sn ≤ 50%)样本占比分别为30%和36%。股东弱式控股(0 < Sn ≤ 30%)但通过控制董事会、经理层取得弱式控股控制权的样本占比34%,即有相当一部分股东是通过唐建新(2013)研究中的社会资本链控制公司进而实施财务报告舞弊(表5)。
本文分别对305个财务报告舞弊样本及其配对样本的财务困境、企业规模和市场环境的平均值、中位数进行了显著性检验。检验结果表明:在0.05的显著性水平上,财务困境、企业规模和市场环境均未通过均值的独立样本T检验。这三个方面财务报告舞弊样本与控制样本之间没有显著差异。这里财务困境的判别阈值为Altman [
由于财务困境判别阈值可能受时间和国情等因素的影响。Altman [
类型 | 名称 | 符号 | 定义 |
---|---|---|---|
因变量 | 财务报告舞弊 | Fraud | 哑变量:在2011至2015年期间,是否因信息披露违规被公开谴责、公开批评或公开处罚,是为1,否为0 |
解释变量 | 财务困境 | DIS | 哑变量: Z’ = 0.717 X1 + 0.847 X2 + 3.107 X3 + 0.420 X4 + 0.998 X5 X1 = 营运资本/总资产;X2 = 留存收益/总资产;X3 = 息税前利润/总资产;X4 = 净资产账面价值/总资产;X5 = 营业收入/资产总额 Z’ < 1.23判定企业面临面临财务困境的风险,赋值1;Z’ ≥ 1.23判定企业不太可能面临面临财务困境的风险,赋值0 |
控制变量 | 企业规模 | Ln_size | 总资产的自然对数 |
市场环境 | Market | 三费比例 = (销售费用 + 管理费用 + 财务费用)/营业收入 |
表3. 变量定义
资料来源:本文整理。
行业类别 | 公司数目 | 占样本比例 | |
---|---|---|---|
A.农、林、牧、渔业 | 2 | 0.66% | |
B.采矿业 | 2 | 0.66% | |
C.制造业 | C26.化学原料和化学制品制造业 | 25 | 72.46% |
C27.医药制造业 | 29 | ||
C30.非金属矿物制品业 | 15 | ||
C34.通用设备制造业 | 14 | ||
C35.专用设备制造业 | 21 | ||
C38.电气机械和器械制造业 | 30 | ||
C39.计算机、通信和其他电子设备制造业 | 31 | ||
其他制造业 | 56 | ||
D.电力、热力、燃气和水生产和供应业 | 6 | 1.97% | |
E.建筑业 | 6 | 1.97% | |
F.批发和零售业 | 19 | 6.23% | |
G.交通运输、仓储和邮政业 | 5 | 1.64% | |
I.信息传输、软件和信息技术服务业 | 22 | 7.21% | |
K.房地产业 | 20 | 6.56% | |
S.综合 | 2 | 0.66% | |
合计 | 305 | 100.00% |
表4. 财务报告舞弊样本行业分布
资料来源:本文整理。
样本分层 | 控制权配置模式类型 | 控制权配置类型 | 样本数量 | |
---|---|---|---|---|
子样本一 | 股东控制型 | SaAMs | 13 | 153 |
SbAMs | 22 | |||
ScAMs | 15 | |||
SaCsMs | 32 | |||
SbCsMs | 32 | |||
ScCsMs | 36 | |||
SaAMm | 1 | |||
SbAMm | 1 | |||
ScAMm | 1 | |||
子样本二 | 股东控制董事会监督型 | SaCmMm | 4 | 20 |
SbCmMm | 16 | |||
子样本三 | 经理层控制型 | ScCmMm | 35 | |
子样本四 | 经理层控制董事会监督型 | ScCsMm | 22 | |
子样本五 | - | - | 75 | |
合计 | 305 |
表5. 财务报告舞弊样本层次分布
资料来源:本文整理。
本文除了选取Altman [
本文对305个样本按照前述控制权配置模式的划分为五个子样本。本文将对样本数量最大的子样本一即股东控制型样本单独进行讨论并与全样本的研究结果进行对比,分析控制权配置模式对财务报告舞弊的影响。
股东控制型单变量显著性检验结果与全样本的结果相似。在0.05的水平下,财务困境变量没有通过独立样本T检验和Mann-Whitney U检验,这里用于判别财务困境的判断阈值为1.23。也就是对于股东控制型样本,财务困境与财务报告舞弊之间没有显著关系。与此同时,企业规模和市场环境与财务报告舞弊之间也没有显著关系。在对判别财务困境的多个备选阈值进行检验时,当将Z score model的判别阈值为2.25;2.3125;2.375时,财务困境变量的均值和中位数均通过了显著性检验。具体显著性检验结果如表7。
变量 | 阈值 | 独立样本t | T检验结果sig | Mann-Whitney U值 |
---|---|---|---|---|
财务困境 | 2.25 | 8.238 | 0.000** | 0.000* |
2.3125 | 8.238 | 0.000** | 0.000* | |
2.375 | 8.238 | 0.000** | 0.000* | |
2.5 | 0.890 | 0.374 | 0.373 | |
3 | 0.660 | 0.509 | 0.509 |
表6. 全样本不同阈值下财务困境的显著性检验
注:*表示在5%的水平显著;**表示在1%的水平显著。资料来源:本文整理。
变量 | 阈值 | 独立样本t | T检验结果sig | Mann-Whitney U值 |
---|---|---|---|---|
财务困境 | 2.25 | 14.736 | 0.000** | 0.000* |
2.3125 | 14.736 | 0.000** | 0.000* | |
2.375 | 14.736 | 0.000** | 0.000* | |
2.5 | 1.257 | 0.210 | 0.209 | |
3 | 1.051 | 0.294 | 0.293 |
表7. 股东控制型样本不同阈值下财务困境的显著性检验
注:*表示在5%的水平显著;**表示在1%的水平显著。资料来源:本文整理。
本文利用SPSS 20.0进行了二分类Logistic回归分析,采用Enter方法将全部的变量进入模型。在0.05的显著性水平上,财务困境、企业规模与市场环境均不显著,这里财务困境的Z’ score model判别阈值为1.23。因此,企业是否面临财务困境、企业的规模和市场环境与财务报告舞弊的发生没有显著的关系。该模型对于发生财务报告舞弊的样本的判别成功率为37.0%;没有发生财务报告舞弊的样本成功判别率为64.9%;总体判别成功率为51.0%。预测效果较为失败。
同样为了排除阈值选定对于研究结果的影响,本文将2.25;2.3125;2.375;2.5;3;3.5五个备选阈值分别带入Logistic回归模型当中。当财务困境的Z’ score model判别阈值为2.25;2.3125;2.375时,财务困境变量在0.05的水平下显著。由于在这三个判别阈值下Logistic回归模型结果十分相似,本文只列示判别阈值为2.25时的情况,如表8所示。当财务困境判别阈值为2.25时,财务困境变量在Logistic模型中的系数为1.60。面临财务困境的样本更容易发生财务报告舞弊,由此,验证了假设1:面临财务困境的公司发生财务报告舞弊的可能性更大。控制变量企业规模在0.05水平下也是显著的,在模型当中的系数为−0.30,即企业规模越大发生财务报告舞弊的可能性越小。与此同时,市场环境对于财务报告舞弊发生可能性的影响不显著,表明企业发生财务报告舞弊与市场环境的竞争是否激烈没有必然联系。
当财务困境的判别阈值为2.25时,Logistic回归模型的预测准确性也有所提高。对于发生财务报告舞弊的样本的判别成功率为71.5%;没有发生财务报告舞弊的样本成功判别率为60.0%;总体判别成功率为65.7%。该模型对于发生财务报告舞弊样本的预测较为成功。
变量 | B | S.E | Wals | df | Sig | Exp(B) |
---|---|---|---|---|---|---|
财务困境 | 1.60 | 0.20 | 65.49 | 1.00 | 0.00* | 4.97 |
企业规模 | −0.30 | 0.09 | 10.66 | 1.00 | 0.00* | 0.74 |
市场环境 | −0.22 | 0.29 | 0.58 | 1.00 | 0.45 | 0.80 |
常数项 | 5.51 | 1.93 | 8.15 | 1.00 | 0.00* | 246.45 |
表8. 全样本Logistic回归结果
注:*表示在5%的水平显著。该表中Z’ score model判别财务困境的阈值为2.25。资料来源:本文整理。
与全样本的Logistic回归类似,本文同样采用Enter方法对股东控制型样本进行Logistic回归分析。财务困境、企业规模和市场环境这三个变量在模型中均不显著,模型总体的预测准确度只有49%。具体结果这里不加展示。与之前的研究思路相似,本文同样分别对2.25;2.3125;2.375;2.5和3这五个财务困境的备选阈值进行了Logistic回归。在这五个备选阈值下财务困境变量在0.05的水平下均不显著,与全样本的回归结果极为不同。在全样本的Logistic回归中财务困境变量与财务报告舞弊有显著的正相关关系,这一结论在股东控制型样本中并没有得到验证。在股东控制型公司中,财务报告舞弊与财务困境没有必然联系。控制权配置特征对财务报告舞弊的影响超过了公司财务特征,股东控制型的控制权配置模式放纵了财务报告舞弊。在股东控制型样本中企业规模与财务报告舞弊仍然保持显著的负相关关系,模型系数为−0.65,即企业规模越大财务报告舞弊发生的可能性越小(表9)。
财务困境判别阈值为2.25时,股东控制型样本的Logistic回归模型对于发生财务报告舞弊的样本的判别成功率为91.5%;没有发生财务报告舞弊的样本成功判别率为68.6%;总体判别成功率为80.1%。该模型十分成功。
本文对财务困境、企业规模和市场环境变量进行了多重共线性检验。在Spearman检验中,无论是全样本还是股东控制型样本财务困境与企业规模都是线性相关的且二者之间呈正相关关系,即企业规模越大企业面临财务困境的可能性越大反之亦然,但是不是强相关。财务困境变量与市场环境在全样本中成较弱的负相关关系,而在股东控制型样本中无关。
为了保证研究结果的稳健性,本文重新对全样本和股东控制型样本进行了Logistics回归分析,逐步剔除了企业规模和市场环境控制变量,具体步骤不详细列明。得到的实验结果与之前相同,即在全样本中财务困境与财务报告舞弊有显著的正相关关系,而在股东控制型样本中财务困境与财务报告舞弊没有显著的关系。
本文以控制权配置对财务报告舞弊的影响为切入点,研究控制权配置对公司财务报告舞弊的制约或放纵作用。研究发现:首先,一般来看财务困境与财务报告舞弊成正相关,即面临财务困境的企业发生财务报告舞弊的可能性更大。国外学者对财务困境与财务报告舞弊关系的研究结论同样适用于我国的资本市场;其次,作为公司治理核心的控制权配置会扭曲财务困境与财务报告舞弊之间的关系。特定的控制权配置模式(股东控制型的控制权配置模式)能够放纵甚至导致财务报告舞弊的发生,使得财务报告舞弊不受客观公司特征的影响。该种财务报告舞弊很大程度上是受控制权实际掌握者的意志操纵。在实施财
变量 | B | S.E | Wals | df | Sig | Exp(B) |
---|---|---|---|---|---|---|
财务困境 | 22.96 | 4176.27 | 0.00 | 1.00 | 1.00 | 9394987977.27 |
企业规模 | −0.78 | 0.17 | 20.95 | 1.00 | 0.00* | 0.46 |
市场环境 | −0.65 | 1.43 | 0.21 | 1.00 | 0.65 | 0.52 |
常数项 | −4.66 | 4176.28 | 0.00 | 1.00 | 1.00 | 0.01 |
表9. 股东控制型样本Logistic回归结果
注:*表示在5%的水平显著。该表中Z’ score model判别财务困境的阈值为2.25。资料来源:本文整理。
务报告舞弊的公司中股东隐形地掌握控制权的情况占有相当比例。股东虽然持有较低比例股份但通过控制董事会或者经理层掌握控制权。
在防范证券市场财务报告舞弊、规范上市公司信息披露政策以及促进资本市场健康发展的大背景下,以上的研究结论对投资者、注册会计师以及监管机构均有一定借鉴价值。首先,一般的情况下,面临财务困境的公司更值得上述各方关注。而对于控制权集中的企业,特别是属于股东控制型的企业,即使该类公司没有面临财务困境也可能出于控制股东的利益考虑实施财务报告舞弊。此外,除了股东持股比例高可以作为识别股东控制型的公司标志,股东还可能通过董事会或经理层间接、隐形地控制企业进而实施财务报告舞弊,这种财务报告舞弊更加地隐蔽,相关各方应给予特别的关注。
张 丹,刘 琳. 控制权配置与财务报告舞弊:制约还是放纵 Allocation of Control Rights and Financial Report Fraud: Restricting or Indulging[J]. 现代管理, 2017, 07(06): 357-372. http://dx.doi.org/10.12677/MM.2017.76048