舞弊性财务分析报告识别实证研究

1、舞弊性財務報告識別的實證研究* 本文爲陳險峰主持的“企業財務危機預警系統研究及對我校辦企業的診斷分析”課題的階段性研究成果華南熱帶農業大學經貿學院 張長海* 張長海，東北財經大學碩士，華南熱帶農業大學經貿學院財經系講師；通訊地址：海南省儋州市華南熱帶農業大學經貿學院財經系，郵編：571737；電話13976788910；E-mail: 陳險峰* 陳險峰，華南熱帶農業大學財務處，副教授、碩士生導師 吳順祥* 吳順祥，華南熱帶農業大學經貿學院碩士研究生摘 要：如何有效地識別舞弊性財務報告一直是我國會計研究的熱點。本文在前期研究的基礎上，以29個舞弊財務報告和29個非舞

2、弊財務報告爲樣本，運用logistic回歸技術建立模型以預測財務報告舞弊的可能性，幷且發現模型的正確識別率比較高。關鍵詞：舞弊性財務報告 logistic回歸一、研究動機財務報告是證券市場上投資者獲取相關信息的重要來源之一。爲了保證披露信息的客觀公正，世界各國都將其進行嚴格管制。這種管制能够增强公衆對資本市場的信心，進而改善資本市場的運行。但世界各國的證券市場上仍存在著較多的會計舞弊。舞弊性財務報告向投資者傳遞有關公司的錯誤信息，會導致投資者的决策錯誤，最終會給投資者帶來損失。例如施樂公司財務報告舞弊消息公布當天，施樂股價在電子交易系統中就已經猛跌了31%，同時該公司發行的2009年到期的歐元

3、債權也貶值至原來的70%。同時，審計自産生之初就與對舞弊的揭露緊密相關。各國都將揭露舞弊作爲審計的要紧目標之一。假如在審計過程中沒能察覺財務報告中的欺詐，會給審計人員的聲譽帶來較大損害，幷可能招致高額的訴訟成本 這方面的例子专门多，國外最闻名的例子确实是美國的安稳事件後的安達信會計師事務所的倒閉。安稳爲全球第一大能源交易商，在財富500中列美國第七，世界第十六，2001年12月2日，安稳申請破産保護；安達信，曾經是久負盛名的會計師事務所和財務咨詢公司，也于2002年8月底宣布停止在美國市場上承擔上市公司審計業務。國內比較典型的例子是中天勤會計師事務所事件，2001年月，財政部宣布，吊銷簽字會計

4、師劉加榮、徐林文的注册會計師資格；吊銷中天勤會計師事務所的執業資格，幷會同證監會撤銷其證券、期貨相關業務許可證。同時，追究中天勤會計師事務所負責人的責任。！Albrecht and Willingham指出社會公衆、SEC和法庭都期望審計人員能够揭露所有的重大舞弊，當舞弊出現時，審計人員將面臨更高的警示審計風險。爲了合理地確定審計人員揭露舞弊的責任，各國審計準則都要求注册會計師應該合理確信能够發現可能導致會計報表嚴重失實的錯誤與舞弊。審計準則是確定審計人員責任的一個重要影響因素，審計人員是否遵循審計準則對法庭的判决具有重要影響。而如何判定審計人員是否做到“合理確信”是一個比較難以確定問題，专门

5、難與有關各方達成共識 關于這方面的一個突出例子是2003年8月4日原河南華爲會計師事務所（現變更爲河南華爲會計咨詢有限公司，更名前華爲曾承擔鄭州宇通客車股份有限公司的審計業務，即本案原告）狀告中國證監會一案。在該案中，華爲會計師事務所即認爲其自身已經克盡職守而不服證監會對其的處罰。具體參見河南華爲會計師事務所狀告證監會事件來龍去脉!，財富時報，2003年8月12日。“任何嚴重的財務報告舞弊，如虛增巨額的銷售收入和應收賬款，都可能使得企業的財務結構出現异常的狀態”（Joseph T. Wells，2001） 轉引自方軍雄（2002）。，而且從大量財務報告舞弊案件事後看，只要實施簡單的分析性程序就

6、能够察覺舞弊的端倪（張立民，2001）。因此，筆者認爲能够利用公開可得數據來預測財務報告舞弊的可能性的高低，本文的目的确实是建立一個對舞弊財務報告的識別模型，以更有效地分配審計資源和從定量的角度來界定注册會計師的責任。本文要紧分五個部分：第一部分要紧說明論文的選題動機，第二部分是相關文獻的回顧；第三部分是研究設計，要紧包括提出研究假設、變量的選擇、實證步驟、資料來源與樣本選擇，以及樣本公司的相關財務指標的特徵、所構建的模型以及使用的統計軟件等方面；第四部分是實證結果及其分析，包括識別出的在舞弊公司和非舞弊公司之間存在重大差异的財務指標變量、具體得出的舞弊性財務報告的識別模型等；第五部分是本文的

7、研究結論。二、文獻回顧由于財務報告舞弊對于證券市場的影響巨大，國內外對于舞弊性財務報告的研究都比較多，其中國外實證研究比較成熟，而國內由于證券市場建立時間不長，以及收集數據的困難導致了對其研究要紧是規範研究，但近期也有一些實證研究。對于有關舞弊財務報告的研究要紧都集中在舞弊的缘故與動機、影響因素、舞弊的技術手段以及如何才能發現舞弊等方面展開。儘管舞弊的缘故和動機不能作爲公司就一定發生的舞弊的證據，然而研究動機有利于發現警示舞弊的相關指標。Beneish（1999）發現高級治理人員追求自身經濟利益最大化是其財務報告舞弊的動機之一。黑利（Paul M. Healy，1985）認爲治理人員進行利潤調

8、節的缘故要紧是爲了盡可能地獲得更多的獎金以最大化自己的利益，其結論獲得了實證支持。迪安哥羅（DeAngelo，1994）、巴哥泰勒和迪切夫（Burgstahler and Dichev）等的研究認爲處于困境的公司更傾向于操縱應計利潤以保全治理人員的職位，减少公司董事會和監管部門的監督和干預。 轉引自李爽（2002，19-20）。Pankaj Saksena從公司內外環境的角度進行對財務報告舞弊的公司進行了分析，結果發現財務報告舞弊與環境因素有著直接的關係。Beasley（1996）從公司治理結構，要紧是董事會和審計委員構成以及CEO和董事長是否爲同一人進行了分析。McMullen（1996）研

9、究了審計委員構成及其活動情况對公司財務報告舞弊的影響。COSO（1999）從公司治理結構、舞弊技術等多個方面研究了財務報告舞弊。在財務報告的舞弊技術手段方面，Beasley 等（1999）發現典型的財務報告舞弊技術涉及高估資産和收入，有一半以上的舞弊涉及通過提早或虛假確認來高估收入，幷發現這些收入舞弊中許多隻發生在重要報告期間（季報或年報）。Worthy（1984）將操縱利潤的大部分技術分爲三類：改變會計方法、篡改治理成本和將應該包括在損益中的費用或收入在不同期間進行轉移 。COSO報告認爲，從舞弊的技術手段來看，通常是通過高估收入來虛報利潤，樣本顯示有50%的樣本公司都使用這種手段，幷且专门

10、多收入舞弊僅僅是在期末通過假銷售、提早確認尚未完全履行的收入、有條件的銷售以及不恰當的銷售比例分割和采纳不恰當的完工百分比法等手段來記錄不存在的收入或提早確認收入。分析結果同樣顯示大約有50%的舞弊行爲是高估資産，如高估存貨、固定資産、無形資産和其他資産的價值、或者將不存在的資産記錄入賬；低估費用或負債；以及挪用或貪污資産；不恰當的披露財務信息同樣也是舞弊較爲常用的手段，後三者占有的比例分別爲18%、12%、8%。侯海燕（1999）對我國的一些典型舞弊案件的統計發現舞弊技術手段與COSO的研究結果差不多相同 暨南大學碩士論文，轉引自 http:/ /。 。在舞弊財務報告的偵破研究方面，Beas

11、ley研究了董事會特徵與會計信息的關係，發現非舞弊公司比舞弊公司有更多的外部董事會成員（Beasley，1996）。Eining等進行了一個實驗來檢驗利用專家系統以提高審計人員的工作績效。Green 和Choi（1997）提出了一個利用內生財務數據的神經網絡舞弊分類模型。Summers 和Sweeney（1998）在研究內部人交易與舞弊之間的關係的基礎上，運用分層logistic回歸技術建立了舞弊財務報告的識別模型。Beneish（1999）研究發現經理人員在盈利高估時傾向于銷售他們所擁有的股份或執行期權。證據顯示監控經理人員的交易行爲可能有助于發現高估盈利的相關信息。Charalambos

12、T. Spathis（2002）利用單變量和多變量統計技術建立了包含z計分值和不包括z計分值的模型識別舞弊性財務報告的可能性。在國內方面，對于舞弊性財務報告揭露的研究要紧是規範研究，而實證研究則比較少。方軍雄（2003）建立了舞弊財務報告的綫性概率模型（LMP）和Logistic模型幷發現後者的識別效果比較好。陳亮、王炫（2003）運用單因素方差分析模型建立了針對營業利潤操縱的識別模型。婁權用二元Logistic回歸的方法建立了舞弊財務報告的識別模型。三、研究設計1研究假設前期的研究都證明，同一行業的各個公司的財務指標之間一般不會出現較大的差异，否則預示著公司存在舞弊的可能。Persons研究

13、發現，與非舞弊公司相比，舞弊公司的規模較小，具有更高的財務杠杆、更低的資本周轉率、其流動資産的比例更高，其中絕大部分是存貨和應收賬款。Haw et al.（1998）對我國上市公司盈餘治理行爲的研究發現，上市公司對賬面利潤的操縱，专门大部分集中于“綫下部分”，即諸如投資收益、營業外收支等“非經常性盈餘”部分，假如上市公司的主營業務利潤率持續降低，或者遠遠低于同行業水平，說明該公司存在財務報告舞弊的可能。代理成本是現代企業不可幸免的問題之一。高負債是否與舞弊性財務報告相聯繫是一個公開的問題（Persons，1995）。高負債結構可能增加舞弊性財務報告的可能性，因爲它將風險從所有者和經理人員身上轉

14、移到債權人身上。研究發現當財務杠杆增加時，從債權人轉移財務給經理人員的可能性就會增加（Chow and Rice，1982）。特別是，假如在某一期間需要滿足一定債務契約，此時治理層就可能對財務報告進行舞弊以達到債務契約的要求。這預示著高的債務杠杆可能會增加舞弊性財務報告的可能性。因此有假設H1：（1）假設H1：企業的財務杠杆越大，發生財務報告舞弊的可能性越高早期的研究都認爲公司運行的原則是提高公司的盈利能力，後來發現利潤導向被經理人員的個人效用最大化調和了。經理人員的效用能够部分地定義爲工作的安全性，從而該效用的最大化，可通過産出平穩或者逐步增加的收益流來實現。這種觀點隱含的預期是治理層能够維

15、持或改善過去的盈利水平，而不管過去實際水平是怎麽樣的。若實際業績沒有達到治理層希望的報告水平，就産生了對財務報告進行舞弊的動機。Loebbecke et al.（1989）發現他們的舞弊樣本公司中有35%的利潤是不足的。在我國，對上市公司來說上市融資是一種相對有利的籌資方式。與銀行借貸相比，沒有還本付息的壓力；與爭取國家投資相比，又沒有國家主管部門的層層審批、考核和驗收。只要符合申請上市和配股的要求，就能够一舉籌集到幾億甚至幾十億的資金。因此絕大多數上市公司將上市籌資作爲要紧的籌資方式。而我國證券監管的重點是盈利能力，专门多政策差不多上以盈利能力來作爲衡量標準的。比如證券監督治理委員會曾四次發

16、文，對申請配股前兩個或三個會計年度的淨資産收益率規定如下表：表1 證監會對申請配股前兩個或三個會計年度的淨資産收益率規定12/17/19939/28/19941/24/19963/24/1999前兩年每年大于0前三年每年大于0，且三年平均10%以上前三年每年均大于10%前三年每年大于6%，三年平均大于10%专门顯然，當公司不能達到配股資格綫時，爲了能够獲得配股的權利专门可能采取舞弊手段以達到配股資格。因此，提出下面假設H2：（2）假設H2：公司的盈利能力越接近管制標準，暗示發生舞弊的可能性越大Kinney and McDaniel（1989）、Persons（1995）等的研究均發現財務狀况惡

17、化是治理當局進行舞弊的一個重要缘故。Treadway 委員會在1987年提交的報告中指出，舞弊性財務報告通常與那些正處在財務困難中的公司聯繫在一起。COSO在財務報告舞弊：1987-1997一文中指出，在舞弊動機問題上，有些公司舞弊是爲了制止業績的螺旋下降，而其他公司則是企圖保持業績增長率。Loebbecke發現其樣本中，舞弊公司中有19%正面臨著償債困難。Hamer（1983）的研究顯示大部分破産識別模型對舞弊有著類似的識別能力。困難財務狀况還可能成爲不道德的內部人員采取行動來提高公司財務狀况或者降低被解雇的威脅或在被解職之前攫取盡可能多資源（Bell et al.，1993；Loebbec

18、ke et al.，1989）。通常，假如公司財務狀况較差，融資壓力就比較大，加之資本市場中信息分布的不對稱性和非均衡性，治理當局傾向于披露好消息而不是壞消息，他們就有强烈的舞弊動機。除了刺激進行舞弊之外，財務困難還可能暗示弱的內部操纵環境 一種可能導致舞弊的環境（AICPA，1997）。因此，我們提出假設H3：（3）假設H3：財務狀况惡化的企業發生財務報告舞弊的可能性較高營運能力反映了企業資金周轉狀况，反映了企業的營業狀况和經營治理水平。資金周轉狀况越好，說明企業的經營治理水平越高，資金的利用效率越高。企業的資金周轉狀况與供、産、銷各個經營環節紧密相關，任何一個環節出現問題都會影響企業的資金

19、正常周轉。前期的研究表明，營運能力對識別財務舞弊來說是一個有用的指標。Charalambos T. Spathis（2002）的研究表明存貨銷售比（inv/sal）和營運資金周轉率在舞弊識別模型中具有重要作用。因此我們有假設H4：（4）假設H4：營運能力較低的企業發生財務報告舞弊的可能性較高一般來說，虛假利潤的公司在收入、淨利潤增長的同時通常沒有現金流量的實質性增長或是淨利潤的增長幅度遠遠超過貨幣資金的增長速度。同時，企業的貨幣資金作爲實物存在的資産专门容易通過銀行的查詢地得到證實，從而舞弊公司要僞造現金流量數據必須得到銀行的配合，相對來說沒有僞造應計項目容易。因此我們預計在舞弊性財務報告公司

20、和非舞弊性財務報告公司的現金及其等價物的淨增加額/淨利潤的指標之間存在顯著差异。假如該指標較低則說明公司在淨利潤實現的同時幷沒有取得現金流入的增長，收益質量下降，表明专门可能存在虛假收入。因此，我們有假設H5：（5）假設H5：盈利質量越差，公司舞弊的可能性越高由于我國國有企業改制大多數是采取部分改組上市的辦法，因此在我國的上市公司中廣泛地存在著關聯方交易。黃本堯（2003）以2001 年度和2002 年度的所有上市公司爲樣本，對我國上市公司臨時披露公告中關聯交易的信息披露情况進行的實證考察發現：2001 年和2002 年都有一半以上的上市公司發生了關聯交易；在上市公司發生的關聯交易中，上市公司

21、與其控股母公司之間的交易則更爲普遍。在披露關聯交易的上市公司中，2001 年有73.18%的上市公司與其控股母公司發生了關聯交易，2002年也有65.84%的上市公司與其控股母公司發生了關聯交易；2001 年和2002 年上市公司與其控股母公司之間發生的關聯交易金額占總交易金額的比例都高達70%以上。當然，關聯方交易幷不就意味著財務報告舞弊；假如關聯方交易雙方確實是以公允價格定價，則不會對交易雙方産生异常影響。但事實上，有些公司的關聯方交易采取了協議定價的原則，定價的高低取决于公司利潤轉移的需要。這樣，關聯方交易就成爲一種十分重要的財務報告舞弊的手段。因此，我們有假設H6：（6）假設H6：公司

22、的關聯方交易度越高，則公司舞弊的可能性就越高2研究模型FRAUD0+1ETOD+2DTOTA+3STOTA+4NPTOS+5GPTOS+6RECTOS+7NPTOTA+8GPTOTA +9WCTOTA+10INVTOTA +11OTHRTOTA +12ABPTOTA+13Z +14CADDTONP +根據前面的假設，我們的指標變量要紧涉及到財務杠杆指標、盈利能力指標、盈利質量指標、財務困境指標、關聯方交易度指標和公司營運能力指標等幾個方面，這些指標差不多上以舞弊年度的數據計算獲得。變量的具體說明見下表：表1 變量說明表因變量FRAUD虛擬變量，假如是舞弊公司，則FRAUD=1；否則爲0解釋變量

23、類 型名 稱說 明財務杠杆指標DTOE負債權益比DTOTA資産負債率，即總負債/總資産WCTOTA營運資金對總資産的比率，即營運資金/總資産盈利能力指標NPTOS銷售淨利率，用淨利潤/銷售收入計算GPTOS銷售毛利率，采纳銷售收入减去銷售成本除以銷售收入計算NPTOTA總資産淨利率，即淨利潤/總資産GPTOTA總資産毛利率，即（銷售收入銷售成本）/總資産財務困境指標Z財務困境指標，具體計算方式采纳張玲的方法營運能力指標STOTA總資産周轉率，即銷售收入/總資産RECTOS應收賬款銷售比，即應收賬款占銷售收入的比重INVTOTA存貨占總資産的比重，即存貨/總資産盈利質量指標CADDTONP淨利潤

24、現金保證率，即現金及其等價物淨增加額/淨利潤ABPTOTA總資産特不損益率，用總資産毛利率减去總資産淨利率計算關聯交易度指標OTHRTOTA其他應收款對總資産的比重，即其他應收款/總資産張玲的計算方法爲：Z=0.517-0.46X1-0.388X2+9.32X3+1.158X4 張玲以120家上市公司爲研究樣本建立了一個財務危機判別分析模型。關于財務困境的研究，國內比較多，除了張玲的以外，尚有喬卓、薛鋒、柯孔林：上市公司財務困境識別Logit模型實證研究，華東經濟治理，2002（6）；高培業、張道奎：企業失敗判別模型實證研究，統計研究，2000（10）；戴新民、魏立江：關于企業財務失敗識別模型

25、的考虑，華東冶金學院學報，2000（10）等等。筆者這裏之因此選擇張玲的研究成果，要紧是注意到她的研究成果在國內的引用比較多。其中：x1爲資産負債比率（負債總額/資産總額），x2爲營運資金與總資産比率（營運資金/資産總額，其中營運資金 = 流動資産-流動負債）x3爲總資産利潤率（淨利潤/平均資産總額），x4爲留成收益/資産總額（留成收益/資産總額，其中留成收益=未分配利潤+盈餘公積）上述Z值的計算方式與Altman（1968，1983）Z-score的計算方式只少一個變量權益市場價值/總負債賬面價值，對此的可能解釋是我國目前股市價格與企業業績的不相關性。3樣本選擇與資料來源（1）樣本選擇程序查

26、閱了1999年至2002年11月30日中國證券監督治理委員會網站公布的處罰（或譴責）公告（包括由證券交易委員會、上海證券交易所、深圳證券交易所頒布），共113份，根據對處罰公告的閱讀查找了由舞弊引起年度或中期財務報告虛假共29份，由于不影響利潤和資産類型的舞弊性財務報告通常不會在財務上顯露出財務舞弊徵兆 不影響利潤和資産類型的財務報告要紧指存在“虛假披露募集資金用途、隱瞞重大事項”等的財務報告。，故予以剔除。配對樣本的選擇：根據舞弊公司的行業和資産總額爲標準來尋找配對的非舞弊公司的年度報告共29份。（2）資料來源四、統計結果與分析1樣本的描述性統計表3提供了舞弊樣本公司和操纵樣本公司的一些描述

27、性統計數據，從中我們能够看出公司在總資産總額、負債、主營業務收入以及現金等價物淨增加額、淨利潤等財務指標之間均不存在統計顯著性，這說明兩類公司的規模等方面是比較相似的。表3 平均數的描述性統計指 標舞弊公司非舞弊公司t檢驗值總資産1,073,511,320.761,177,595,136.74-0.404642總負債594,597,296.36382,851,258.241.2954668主營業務收入823,800,300.22407,649,444.131.4694534現金及其登記物淨增加額30,059,355.2928,206,689.000.0362584主營業務稅金及附加3,399,

28、250.696,148,502.64-1.063467淨利潤29,113,793.2651,285,447.20-0.8458522相關指標的檢驗根據前文的研究設計，我們首先對舞弊公司和非舞弊公司指標之間的顯著性進行t檢驗和wilcoxon配對非參數檢驗。相關的檢驗結果如下：表4 指標的的平均數、中位數檢驗橫向對比指標平均數中位數t檢驗值z檢驗值含義字母表示舞弊公司配對公司舞弊公司配對公司負債權益比ETOD2.690.420.620.401.71*-4.12*資産負債率DTOTA0.440.280.380.294.77*-4.16*總資産周轉率STOTA0.520.450.350.430.54

29、-0.83銷售淨利率NPTOS30.12-0.18-0.14銷售毛利率GPTOS0.360.250.310.231.92*-1.74*應收賬款對銷售比RECTOS0.520.310.530.182.83*-2.56*總資産淨利率NPTOTA0.040.050.050.05-0.90-0.31總資産毛利率GPTOTA0.140.090.110.081.71*-1.48營運資金對總資産比WCTOTA0.260.180.300.161.24-1.26存貨對總資産比INVTOTA40.093.85*-3.36*其他應收款對總資産比OTHRTOTA0.150.

30、6*-1.68*總資産特不損益率ABPTOTA-0.10-0.04-0.05-0.03-2.51*-2.69*財務困境指標Z0.650.970.830.91-2.23*-1.78*淨利潤現金保證率CADDTONP1.720.140.530.400.79-0.79 注：1t檢驗用于檢驗各變量平均數的統計顯著性水平，均爲雙側檢驗；2Wilcoxon Signed Ranks 用于進行中位數檢驗，均爲雙側檢驗；3*在1%的水平下顯著；*在5%的水平下顯著；*在10%的水平下顯著。由上表能够看出，舞弊公司和非舞弊公司在負債權益比、資産負債率、銷售毛利率、總資産毛利率、應收賬款

31、對銷售比、存貨對總資産比、其他應收款對總資産比、總資産特不損益率、財務困境等九個財務指標存在顯著差异，其中資産負債率、應收賬款對銷售比、存貨對總資産比、總資産特不損益率四個指標的均值檢驗和中位數檢驗都較顯著或者極顯著。這在一定程度驗證了H1、H2、H3、H5、H6，說明了公司的財務杠杆越大，舞弊的可能性越高；公司的盈利能力越接近管制標準發生舞弊的可能性越大，財務越困難，越容易發生舞弊；盈利質量越差越容易發生舞弊；公司的關聯度越高越容易發生財務舞弊。通常認爲的需要銀行配合而顯得難以操縱的現金流量有關指標，本研究中沒有發現舞弊公司和非舞弊公司之間存在重大差异；這與理論分析是不一致的。對此可能的解釋

32、是在本研究中有關現金流量的數據不齊全所導致的。同時我們發現負債權益比中的舞弊公司和非舞弊公司的均值檢驗中存在較大的差异，而中位數檢驗中不存在特別大的差异，因此我們懷疑在負債權益比中存在异常值的問題。爲此，我們利用SPSS尋找其極值，結果發現异常值要紧出現在1、20、21、22號案例中，筆者首先將該案例的數據進行了重新核實，發現無誤。同時發現出現該種情况的4個案例都出現巨額虧損情况，由此筆者認爲該异常值是公司舞弊的某種因素的極端表現而不是操作錯誤或數據不準確導致，因此沒有剔除上述的四個案例。3回歸模型上面我們對舞弊公司和非舞弊公司的財務指標之間存在的差异性進行了檢驗，發現了一些在兩類公司間存在顯

33、著差异的因素，但我們還不能具體瞭解各變量對公司財務報告出現舞弊的可能性的大小産生怎樣的影響。爲此，我們根據前面建立的logistic回歸模型進行回歸。我們在前面的均值和中位數檢驗的過程中發現了一些在舞弊公司和非舞弊公司在一些財務指標中存在顯著差异，同時根據最差不多的財務治理知識我們能够明白在存在顯著性的幾個財務指標中存在共綫性問題。爲此，在回歸過程中，我們采纳逐步回歸進行。根據方程（1）進行逐步回歸，在經過三個步驟之後，最終得到回歸分析結果如下表。表5 Logistic逐步回歸結果自變量非標準化係數標準差pDTOTAGPTOSWCTOTACONSTANT8.19303.65104.1370-4

34、.49102.43801.82001.91201.40900.00100.04500.03000.0070X2NR223.6840580.4470.0000注：TDTOTA表示資産負債率；GPTOSAL表示銷售毛利率；WCTOTA表示營運資金對總資産比。由此，我們得到舞弊財務報告的識別模型爲： FRAUD=-4.4910+8.1930DTOTA +3.6510GPTOS +4.1370WCTOTA模型識別的正確率爲77.6%，其中將7個非舞弊公司誤判爲舞弊公司，將6個舞弊公司誤判爲非舞弊公司。根據上述的logistic回歸結果，我們只有三個帶有重要係數的變量進入了模型。它們是DTOTA（資産負

35、債率）、GPTOSAL（銷售毛利率）、WCTOTA（營運資金對總資産比）。資産負債率（TDTOTA）指標會增加劃分虛假財務報告公司的概率（b=8.1930，p0.0010），從而這個比率有正面的影響。這意味著有較高資産負債率的公司會增加提供虛假財務報告的可能性。GPTOSAL（銷售毛利率）指標會增加劃分虛假財務報告公司的概率（b=3.6510，p0.0450），這個指標同樣具有正面的影響。這意味著有較高GPTOSAL（銷售毛利率）的公司會有較高的概率被劃分爲舞弊性財務報告公司。WCTOTA（營運資金對總資産比）具有同樣的重要影響（b=4.1370，p0.0300）。這個比率有著重要的正面影響，

36、也确实是說有著較高WCTOTA（營運資金對總資産比）的公司更可能被劃分爲舞弊新財務報告公司。對于上述結論中資産負債率（TDTOTA）指標對舞弊性財務報告的影響和往常的研究是一致的（Persons，1995等），然而對于一般GPTOSAL（銷售毛利率）和WCTOTA（營運資金對總資産比）與往常的研究不一致 對于銷售毛利率前期的研究不完全一致，一般實證類的研究認爲毛利率越高則舞弊的可能性則越低，即有負影響（如Charalambos T. Spathis，2002）；但從舞弊技術手段分析，一般認爲虛增利潤是舞弊的重要手段，而這樣會虛增毛利，從而認爲毛利率越高出正常公司則舞弊的可能性越高（方軍雄，20

37、02）。，即在前期的研究中認爲總資産淨利潤率和營運資金對總資産比高的公司相對應而言發生舞弊性財務報告的可能性會降低（Charalambos T. Spathis，2002），而在本研究中我們發現這兩個指標也同時會增加公司發生舞弊性財務報告的可能性。對此可能的解釋是公司舞弊要紧采取虛增收入或者對銷售成本結轉的减少，從而導致銷售毛利率較高的公司反而更可能是發生舞弊性財務報告的公司；由于我國的流動資産中的應收賬款和存貨可能未正確反映其價值，出現虛增流動資産而導致出現營運資金對總資産比較高的公司更可能出現虛假財務報告。對于這一點，我們在進行中位數和均值檢驗時均發現兩類公司在應收賬款對銷售比、存貨對總資

38、産比兩個指標都存在顯著性差异。然而在logistic回歸中，這兩項因素均未出現，因此我們懷疑這兩個指標的影響已經綜合反映在營運資金對總資産比的指標因素中了。 五、結論1本文的差不多結論 本文的目的是建立識別虛假財務報告的模型。爲了達到這個目的，我們以虛假財務報告公司和非虛假財務報告公司爲樣本，采纳了諸如單變量和多變量統計技術來建立模型以確認與虛假財務報告相關的因素。總共選擇14個橫向對比指標來識別虛假財務報告。這些變量在前期的研究中證明是重要的幷且是能够利用公開財務報告能够獲得的。最後我們發現有三個變量：TDTOTA（資産負債率）、GPTOSAL（銷售毛利率）、WCTOTA（營運資金對總資産比

39、）能够用來進行舞弊性財務報告識別。檢驗表明模型識別的準確性在75%以上。這說明利用公開可得的財務數據來揭露舞弊性財務報告是可能的，通過模型來合理的評價審計人員在審計過程中是否盡到“合理謹慎”是有可能的；最後本研究還有助于審計人員更好更有效的分配審計資源（人員和時間）以提高審計人員揭露舞弊的效率和效果。隨著統計技術的提高和增加更多的變量，建立一個更有力的分析性程序來揭露虛假財務報告是可能的。2研究的局限性儘管我們建立了舞弊性財務報告識別的logistic模型，幷且具有較高的識別效果。然而，由于在各個方面的限制使得本研究具有一定的局限性。具體來說，要紧有以下幾個方面：（1）我們以目前沒有受到處罰的

40、公司作爲正常公司來與已知的舞弊公司進行配對，必須指出的是目前沒有受到處罰的公司幷不意味著就沒有舞弊，也幷不意味著其財務報告确实是真實的 陳亮、王炫即認爲受到處罰的公司只是舞弊公司的一小部分，尚有更多的舞弊公司正處于被調查階段而尚未暴露出來。，正如文章中指出的那樣：可能有专门多舞弊公司尚未得到暴露。假如存在尚未暴露的舞弊公司作爲舞弊公司的配對公司，那麽就會使我們的統計檢驗結論受到置疑；（2）本文的財務數據的考慮僅僅考慮了同行業同等規模公司之間的橫向比較，而一般認爲即使采纳了配對比較檢驗，仍然不能消除公司之間的差別影響。相對來說，采纳同一公司前後各期的縱向比較就能够考慮更多的公司自身的影響因素，可

41、能預測效果會更高；（3）本文僅僅考慮注册會計師能够獲得數據的一個方面公開的財務數據，實際上注册會計師在審計過程能够獲得更多的相關數據包括治理人員的薪酬結構、公司的治理結構、股權結構等等多個方面的資料以及公司所在行業的相關資料。而根據已有的相關研究這些方面可能都與舞弊性財務報告是有關的（劉立國、杜瑩，2003；Beasley，1996；等等）。假如能够加入這些變量可能建立更有效地識別舞弊性財務報告的模型。本文由于資料收集的缘故對此沒有考慮。3後續研究的建議（1）正如上面的研究局限性所說的那樣，公司治理結構也是影響公司舞弊的一個重要因素，因此在現有模型的基礎上加入有關公司治理結構方面的因素是理所當

42、然的了。實際上在SAS NO.99的舞弊風險的三角因素中已經包括了有關公司治理方面的內容。這裏有幾個公開能够取得的變量爲以後的研究作準備，諸如董事會成員的數量、財務經理的更換頻率、審計人員的類型和審計人員更換的頻率、審計人員的意見、公司的規模、公司分支的情况、存貨估價方法、折舊方法；（2）根據已有的研究，財務困境是導致公司進行舞弊的一個重要因素，儘管本模型中考慮了計量財務困境的z值，然而由于目前在我國尚沒有一個得到大伙儿公認的財務困境的衡量指標，在本研究我們采纳了引用較多的z計分公式，然而這種計分方法是否能够衡量我國上市公司的財務困境狀况則需要進一步的研究來驗證。因此，能够在形成了公認的財務困

43、境計量指標之後，以公認的指標來取代本模型中采纳的z計分公式；（3）根據其他的相關研究，網絡神經對于識別效果和準確性都要比logistic更有效（馬喜德，2002）。以後能够考慮利用網絡神經來進行舞弊性財務報告的識別；（4）如上所述，可能采纳公司自身數據的縱向對比研究會具有更好的預測效果，因此，能够考慮采纳縱向對比指標的預測研究。參考文獻：1李爽：會計信息實證的現狀、成因與對策研究（第1版），經濟科學出版社，20022張立民：注册會計師的四大查賬技術，注册會計師，轉引自e5213方軍雄：財務報表舞弊與發現方法的分析，上市公司，2002（7）4方軍雄：我國上市公司財務欺詐鑒別的實證研究，上市公司，

44、2003（9）5婁權：我國上市公司財務報告舞弊行爲之經驗研究，證券市場導報，轉引自中華會計網6陳亮、王炫：會計信息欺詐經驗分析和識別模型，深圳證券交易所第五届會員單位、基金治理公司研究成果，2003.057劉立國、杜瑩：公司治理與會計信息質量關係的實證研究，會計研究，2003（2）8張玲：財務危機預警分析判別模型及其應用，預測，2000（6）9馬喜德：上市公司財務困境識別實證研究，厦門大學金融系工作論文，200210黃本堯：上市公司關聯交易監管問題研究，研究報告（深證綜研字第0073 號），200311Beasley M. An Empirical Analysis of the Relation between Board of Director Composition and Financial Statement Fraud, The Accounting Review, 1996, 71(4): 443-6612Beneish M. D. Incentives and Penalties Related to Earnings Overstatements That Violate GAAP, The Accounting Review, 1999, 74(4): 425-5713Paul M. Healy. The E