高管變更、內部控制質量與公司財務造假

桂 萍（教授），王 婷

一、引言

自2008年以來，我國相關部門相繼發布《企業內部控制基本規范》以及《企業內部控制配套指引》。內部控制作為企業風險防范機制和公司治理機制的有效途徑，是企業實現長期穩定發展、抵御內外部風險、提高自身競爭力和經營績效的保障，對其進行研究有著深遠的意義。

根據高階管理理論，高管人員是公司重大戰略和制度的制定者，對企業內部控制與績效有著重大影響。學者因此探討了高管人員因素與內部控制質量的關系，以及內部控制質量對盈余質量和企業績效的影響。研究均表明高管人員因素如其特征、異質性、變更對企業內部控制有著重大影響。其中，高管變更會打破原有組織關系網，導致企業內部控制環境的不穩定，影響內部控制制度的實施，從而降低內部控制質量。學者對內部控制與財務舞弊相關性的研究結論并未統一，分為無關論和相關論。而美國《內部控制——整體框架》和我國《企業內部控制基本規范》均表明，內部控制的目標之一就是保證財務報告的真實可靠性。由此可見，內部控制與財務造假是存在一定聯系的。此外，部分學者以上市公司為對象研究發現，在高管團隊因素與企業績效和盈余管理的關系中，內部控制起到了中介和調節作用（常啟軍等，2015；孫文萃，2016）。進行文獻梳理發現，現今學者得出的研究結論均基于所有上市公司，故具體到特定行業時，內部控制、高管變更與財務造假三者之間的內在關系值得進一步探討。

房地產業作為國民經濟的支柱產業，加速了家用電器、耐用品、住宅裝修、家具、建材等一系列上、下游產業的發展，在整個國民經濟中占據重要地位。經濟的高速發展、城鎮化水平的提高及城鎮人口的快速增長同時也擴大了房地產業的市場需求，房地產公司快速壯大起來。然而，房地產公司在數量和規模上的擴大，導致其內部管理也面臨嚴峻的挑戰。從2016年11月15日中海地產執行董事、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務安全評估報告（2017春季）》顯示，在138家房地產上市公司中，71%的公司存在不同程度的報表粉飾即財務造假嫌疑。

由此可見，較其他行業而言，房地產業出現高管變更和財務造假的現象更為普遍，而內部控制作為保證企業穩定發展、提升企業經營業績的機制，在公司高管變更與財務造假的關系中可能起到關鍵作用。故本文以內部控制質量為中介變量，探討其與高管變更和財務造假的內在聯系，完善相關研究。同時，本文的研究對于加強企業內部治理及外部監督有一定的現實意義。

二、文獻回顧與研究假設

國內外學者對高管變更的研究主要集中于其與盈余管理的關系研究。Moore（1973）最早研究發現，CEO變更當年會負向操作公司盈余。在此基礎上，學者們相繼得出高管變更與盈余管理的關系顯著的結論。

Wells（2000）、Godfrey等（2003）以澳大利亞公司為研究對象，發現高管變更當年出現負向操縱盈余的行為。Hazarika等（2012）研究表明，CEO的任期與財務報告的真實性及盈余質量正相關。新任CEO出于業績壓力，會進行一定程度的報表粉飾，降低盈余質量。

朱星文等（2010）研究發現，高管變更當年存在負向盈余管理行為，并且兩者關系會受到股權特征的影響。林永堅等（2013）指出CEO變更當年，會引發基于應計項目的負向盈余管理行為，而且這種調減利潤的程度在CEO和董事長同時變更時更大。盧鑫、李慧敏和陳爍輝（2015）從舞弊動因理論和高層階梯理論的角度出發，發現高管特征與財務舞弊行為密切相關，并得出高管特征對舞弊行為嚴重性也有影響的結論。錢蘋、羅玫（2015）在研究財務造假預測模型時，總結了前人的研究中有關財務造假、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。可以看出，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家房地產上市公司更換了高級管理人員。李爭光、張勇（2012）以房地產上市公司為對象，研究發現企業高管變更與違約風險顯著正相關，并指出違約風險高的企業操縱財務報表的可能性更大。上官鳴、王瑞麗（2011）及盛瑣巖、張玉蘭、權慧（2012）也以我國上市房地產企業為對象，研究發現房地產上市企業普遍利用資產減值準備進行盈余管理。

盈余管理與財務造假的相同之處為行為主體對會計信息的人為調控，以達到行為主體的目的。高管特征如年齡、性別、學歷等因素都會因人而異，當高管人員發生變更，意味著高管的背景特征亦相應改變，從而也會影響財務舞弊行為。隨著近幾年我國相關政策的實施，房地產業高管人員的業績壓力增大，高管變更日趨頻繁，而新任高管在內外部壓力作用下進行財務造假的可能性相應增加。鑒于前人對于高管特征、變更與盈余管理關系的研究結論，本文對房地產業高管變更與財務造假之間的關系作如下假設：

H1：高管變更與財務造假正相關。

陳麗蓉等（2016）指出，高管變更與內部控制質量顯著負相關，并且在國有產權背景下，這種負向關系更為顯著。林鐘高等（2017）從動態視角驗證了高管變更與內部控制缺陷的關系，研究表明內部控制缺陷會導致高管的變更，而高管的變更則會加強內部控制缺陷的修復。Johnstone等（2011）研究發現，企業在發生財務重述、內部控制有重大缺陷等背景下，高管變更的可能性顯著增大，以此來解決財務和內部控制存在的問題。

不難發現，陳麗蓉等（2016）得出的高管變更與內部控制質量呈負向關系的結論，是基于一個靜態視角而非動態修復的過程。后兩位學者是以內部控制存在缺陷為出發點，在此基礎上才得出內部控制存在缺陷時高管會發生變更，且變更后會修復內部控制缺陷的結論，這是一個動態循環過程，從而導致結論有所差異。本文探討的高管變更對內部控制質量和財務造假的影響也是在靜態視角下，直接從高管變更的角度出發，因此本文認為高管變更與內部控制質量負相關。

鐘小麗（2016）系統地分析了我國房地產企業財務內部控制的現狀，指出房地產企業財務內部控制體系存在較大的問題，其中財務管理人員是其重要影響因素，管理人員的能力、素質以及其財務內部控制意識起到了決定性的作用。對于企業而言，穩定的內部環境是由各個利益相關主體共同形成的組織關系，高管的變更不僅影響企業以往的戰略與制度，還會牽動整個企業的關系網，打破以往利益相關主體建立的組織關系，造成內部環境的不穩定，使得內部控制制度的實施受到阻礙，從而降低內部控制質量。對于房地產業而言，因業績壓力導致高管人員的流動率相比其他行業要高得多。前文已提到，李爭光、李竑（2014）指出在2006～2010年期間，共有321家房地產上市公司更換了高管。所以這種對組織內部關系網和內部控制環境的負面影響在房地產業更為明顯。甘勤（2016）也指出，在不考慮虛報作假的情況下，2014年有28.9%的房企存在一定程度的內部控制缺陷。

高管變更，一方面會導致公司運作的戰略與制度出現一定程度的變動，另一方面，高管作為內部環境的組成部分，其變更會帶來組織的利益相關者間資源的重新配置，以及組織關系的重建，導致內部控制系統的不穩定。因此，本文對房地產業高管變更與內部控制質量的關系作如下假設：

H2：高管變更與內部控制質量負相關。

Hermanson（2000）以美國熟悉財務信息的相關人員（包括內部審計師、企業高管等九類）為研究對象，調查了其對內部控制報告的認知，研究發現內部控制質量能夠有效減少財務造假行為。我國學者楊麗莎（2013）以奧林巴斯造假案為例，對其造假全過程進行了細致的分析，發現公司內部控制問題十分嚴重，各個環節都存在一定的漏洞，其中內部控制環境就是很重要的一個因素。

不少學者以房地產業為對象也得出了相同的結論。郭志豐（2017）系統地分析了房企在銷售與收款上的內部控制問題，研究表明，內部控制體系和制度的不完善是造成企業在銷售和收款上存在問題的重要原因。與郭志豐的觀點一致，晏祥菊（2012）指出房地產業開發的產品具有周期長、分割性銷售、預售的特點，因此房企的盈虧狀況是以能夠確認的銷售收入為基礎的，這為房企在銷售收入上造假創造了一定的條件。于冰如（2014）研究表明，我國房地產上市企業內部控制質量參差不齊、整體偏低，2012年有33.85%的房企存在著內部控制缺陷，并以深振業等三家房地產上市公司為例，研究發現企業的內部控制缺陷與盈余質量負相關，內部控制缺陷越多，盈余質量越低。

綜上，內部控制在公司運營和治理的各個環節中都起到了重要作用，一旦內部控制存在缺陷，不僅企業內部各部門的運營受到阻礙，企業的外部抗風險能力及核心競爭力也會隨之下降，導致經營業績的下滑，從而引發財務造假。因此，本文對房地產業內部控制質量與財務造假的關系作如下假設：

H3：內部控制質量與財務造假負相關。

高管是公司重大戰略和制度的制定者，根據高階理論，高管特征的差異性會導致高管管理風格與認知的不同，從而影響組織績效。因此高管的變更一方面會導致公司運作的戰略與制度出現變動，從而影響企業各部門的運營，導致企業績效波動；另一方面，陳麗蓉、羅星、韓彬（2016）證實高管變更與內部控制質量之間存在負向關系。高管本身作為內部環境的組成部分，其變更會帶來組織的利益相關者間資源的重新配置，以及組織關系的重建，導致內部控制系統不穩定，從而影響內部控制質量。

高管變更引起的公司績效波動會對新任高管造成業績壓力，因此其有需要（動機）進行財務造假，而變更引起的內部控制缺陷，則會讓高管有機會進行財務造假，且造假行為暴露的可能性降低。作為擁有控制權的高管人員，在機會允許的情況下貪婪程度將會提升，根據GONE理論，高管極有可能進行財務造假。因此，內部控制質量可能在高管變更與財務造假的關系中起到傳導作用。此外，常啟軍等（2015）也在研究高管因素對企業績效的影響時，將內部控制質量作為中介變量。故本文提出如下假設：

H4：內部控制質量在高管變更與財務造假的關系中起中介作用。

三、研究設計

1.樣本選擇與數據收集。本文以2012～2016年我國A股房地產上市公司為初始樣本，并刪除了以下樣本：①?ST、ST公司；②內部控制存在重大缺陷的公司；③數據缺失或不詳的公司。進行篩選后，2012年和2013年各有118個樣本、2014年有117個樣本、2015年和2016年各有119個樣本。總樣本觀測記錄為591條。

上市公司高管變更的數據來自CSMAR數據庫，內部控制質量和財務造假的數據來自CSMAR數據庫和RESSET數據庫，控制變量如企業規模、資產負債率、資產凈利率以及股權集中度的數據來自RESSET數據庫。統計分析使用的數據來自作者手工整理。

數據的統計分析借助SPSS17.0來完成，分析方法主要包括：描述性統計分析、相關分析、回歸分析和穩健性檢驗。

2.變量定義。

（1）自變量——高管變更（Turnover）。杜興強（2010）、林永堅（2013）在探討高管變更與盈余管理的關系時指出，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部控制質量的關系時，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，制定公司的總體戰略以及制度，指導著公司整體運作與經營，對于公司的管理有著很強的代表性，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。職位變更當年變量取值為1，無變更時取值為0。

（2）中介變量——內部控制質量（ICQ）。陳麗蓉等（2016）用內控指數來衡量企業內部控制質量。常啟軍等（2015）參考前人的研究成果，將與內部控制相關的六個指標加權打分，包括是否出具內控評價報告和內控審計報告、審計意見類型、會計師事務所、內控缺陷、整改措施，最后得出內部控制質量的分數。本文借鑒這種綜合評價法，選取是否披露內控評價報告和內控審計報告、內部控制是否有效和審計意見類型這四個代理變量，每項賦予分值“1”，前三個代理變量為“是”時取值為1，否則為0，審計意見類型為“標準無保留”時取值為1，否則為0。所以內部控制質量最小取值為0，最大取值為4。

（3）因變量——財務造假（Fraud）。鄭海莉（2016）將財務造假定義為：為滿足自己的利益，行為主體通過各種不正當的手段來粉飾財務報表，向會計信息使用者傳遞對自身有利的、虛假的、誤導性的財務數據。本文借鑒上述定義，認為財務造假是行為主體有目的、有針對性地違背會計準則，篡改、捏造、錯報財務數據，使會計信息失真，只披露對行為主體有利的信息的行為。由于信息不對稱，財務報告所披露的信息是投資者、現有股東了解上市公司經營現狀的重要途徑，故財務報告作假是財務造假的重要手段，財務報告的審計意見類型也因此是國內外學者評判財務造假的依據之一。另一種評判方法則以是否受到監管部門的處罰為依據，部分在經營過程中存在造假行為而受到監管部門處罰的公司，即使財務報告的審計意見表明其沒有問題，仍屬于財務造假的范疇。

由于第二種評判方法會導致造假樣本少，本文借鑒第一種財務造假評判方法，當年審計意見為非“標準無保留”的企業為財務造假樣本，取值為1，否則取值為0。

（4）控制變量。錢蘋、羅玫（2015）在研究上市公司財務造假預測模型時，總結了國內外學者發現的影響公司財務造假、盈余管理、財務重述等方面的因素，包括八大特征指標，如財務業績指標、公司治理指標等。在這八大特征指標中，包括資產負債率、股權集中度、資產凈利率等。本文在探討高管變更對財務造假的影響時，有必要排除這三個因素對結果的干擾，所以將這三個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部控制質量的關系時，除引入資產負債率、股權集中度、資產凈利率這三個因素外，還將企業規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者的思想，將資產負債率（LEV）、股權集中度（OwnCon1）、資產凈利率（ROA）、企業規模（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.模型設計。本文從高管變更的角度出發研究其對上市公司財務造假行為的影響，通過對文獻的回顧與梳理，本文大膽假設高管變更不僅會直接影響財務造假，并且還存在另一條作用路徑，即通過影響內部控制質量來作用于財務造假行為，內部控制質量在兩者的關系中扮演中介變量的角色。根據中介效應的檢驗過程，本文提出了四個假設、三個變量的關系圖整理如下：

理論模型圖

根據假設與理論模型，本文建立了四個回歸模型來檢驗假設，如下所示：

模型一，高管變更與財務造假的回歸分析模型，其中高管變更（Turnover）為解釋變量，財務造假（Fraud）為被解釋變量：

模型二，高管變更與內部控制質量的回歸分析模型，其中高管變更（Turnover）為解釋變量，內部控制質量（ICQ）為被解釋變量：

模型三，內部控制質量與財務造假的回歸分析模型，其中內部控制質量（ICQ）為解釋變量，財務造假（Fraud）為被解釋變量：

模型四，內部控制質量在高管變更與財務造假關系中的中介效應的回歸分析模型，其中高管變更（Turnover）為解釋變量，財務造假（Fraud）為被解釋變量，內部控制質量（ICQ）為中介變量：

采用逐步檢驗法檢驗內部控制質量的中介作用前，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，才能繼續檢驗模型四中的中介效應。

四、實證檢驗與結果分析

1.描述性統計。樣本的描述性統計結果如表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，反映出房地產業高管的變更比較普遍，且標準差為0.468，行業內差異較大。內部控制質量的最小值為0，最大值為4，均值為3.720，標準差為0.779，行業內差異較大。財務造假的最小值為0，最大值為1，標準差為0.254，說明不同房企間造假行為差異較小。資產凈利率的最小值為-0.152，最大值為0.790，均值為0.028，標準差為0.048，說明房地產業的盈利水平偏低且差異較小。資產負債率最小值為0.046，最大值為1.202，均值為0.652，反映出房地產業負債率偏高，償債能力較差。股權集中度最小值為0.071，最大值為0.894，均值為0.397，反映在房地產業第一大股東持股比例還是有較大差異的。企業規模最小值為19.189，最大值為27.446，平均值為23.194，標準差為1.396，反映出房地產業的公司規模存在較大差異。

表2 樣本描述性統計

2.相關性分析。各變量之間的相關系數如表3所示。從表3中的數據來看，高管變更與財務造假的相關系數為0.305，兩者呈正相關關系；高管變更與內部控制質量的相關系數為-0.135，兩者呈負相關關系；內部控制質量與財務造假的相關系數為-0.232，兩者呈負相關關系。

此外，所有變量間的相關系數均小于0.5，表明模型合理，且共線性情況較好。

表3 相關性分析結果

3.多元回歸分析。本文以2012～2016年591家A股房地產上市公司的數據為樣本，對高管變更、內部控制質量、財務造假三個變量兩兩之間的關系進行了回歸分析，并進一步驗證了內部控制質量在高管變更與財務造假關系中的中介效應，具體的數據分析結果如表4所示。

模型一為高管變更與財務造假的回歸分析結果。數據顯示，F值為21.138，sig＜0.01，回歸方程顯著，調整的R2=0.146，擬合優度較低，說明因變量財務造假可以被模型一解釋的部分較少。高管變更與財務造假的回歸系數為0.160，在1%的水平上兩者呈顯著的正相關關系。數據表明，當董事長或者CEO職位發生變更時，會引發公司財務造假行為，回歸分析結果驗證了H1。各變量回歸系數的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。

模型二為高管變更與內部控制質量的回歸分析結果。數據顯示，F值為11.769，sig＜0.01，回歸方程顯著，調整的R2=0.084，擬合優度很低，說明因變量內部控制質量可以被模型二解釋的部分很少。高管變更與內部控制質量的回歸系數是-0.204，在1%的水平上兩者呈顯著的負相關關系。數據表明，當董事長或者CEO職位發生變更時，會導致內部控制質量的下降，回歸分析結果驗證了H2。各變量回歸系數的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。

模型三為內部控制質量與財務造假的回歸分析結果。數據顯示，F值為14.038，sig＜0.01，回歸方程顯著，調整的R2=0.099，擬合優度很低，說明因變量財務造假可以被模型三解釋的部分很少。內部控制質量與財務造假的回歸系數是-0.064，在1%的水平上兩者呈顯著的負相關關系。數據表明，當內部控制質量下降時，會引發公司財務造假行為，回歸分析結果驗證了H3。各變量回歸系數的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。

表4 回歸分析結果

模型四為內部控制質量在高管變更與財務造假關系中的中介效應的回歸分析結果。在模型一的基礎上，引入內部控制質量，將所有變量放到回歸模型中進行分析。數據顯示，F值為20.764，sig＜0.01，回歸方程顯著，且調整的R2由0.146增加到0.167，擬合優度有所提高，說明因變量財務造假可以被模型四解釋的部分較多，此模型更合理、更優。高管變更與財務造假的回歸系數是0.149，在1%的水平上兩者呈顯著的正相關關系。內部控制質量與財務造假的回歸系數是-0.053，在1%的水平上兩者呈顯著的負相關關系。與模型一對比，引入內部控制質量后，高管變更與財務造假的回歸系數由0.160變為0.149，且在1%的水平上顯著，表明內部控制質量在高管變更與財務造假的關系中存在部分中介作用。高管變更除直接作用于公司財務造假，還通過影響內部控制質量間接影響財務造假，回歸分析結果驗證了H4。各變量回歸系數的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。

4.穩健性檢驗。本文采用變量替換法，對回歸分析結論進行穩健性檢驗，以保證研究結論的可靠性。控制變量中，以每股收益（EPS）替換資產凈利率（ROA），股權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）。穩健性檢驗結果如表5所示，可以看出高管變更與財務造假的回歸系數、高管變更與內部控制質量的回歸系數、內部控制質量與財務造假的回歸系數，以及中介效應的回歸系數與前文無明顯差異，回歸結果與前文一致。因此本文的研究結論具有可靠性。

五、結論與建議

1.研究結論。本文選取我國A股房地產上市公司為研究對象，以2012～2016年的數據為樣本，實證分析了高管變更、內部控制質量與財務造假之間的關系，其中內部控制質量作為中介變量引入模型。研究結論如下：

（1）高管變更與財務造假顯著正相關。根據舞弊動因理論，高管擁有公司的控制權，有機會進行財務造假，且來自公司內外部的績效壓力會導致新任高管發生財務造假行為。

（2）高管變更與內部控制質量顯著負相關。高管變更不僅影響企業以往的戰略與制度，還會牽動整個企業的關系網，打破以往利益相關主體建立的組織關系網絡，造成內部環境的不穩定，使得內部控制制度的實施受到阻礙，降低內部控制質量。

（3）內部控制質量與財務造假顯著負相關。內部控制不完善，制度實施受阻，會使原本相互協作與牽制的平衡局面被打破，從而導致利益主體為個人目的做出造假行為。

（4）內部控制質量在高管變更與財務造假的關系中起到部分中介作用，高管變更不僅直接作用于財務造假，還通過影響內部控制質量進而影響財務造假。

表5 穩健性檢驗

本文以我國A股房地產上市公司為研究對象，在此基礎上得出的研究結論針對性比較強，但也正因如此，可能對其他行業的適用性不足。未來研究可基于其他行業展開，得出更加具體的、有針對性的研究結論。

2.對策建議。內部控制質量的高低對于公司的長遠發展有著舉足輕重的影響，內部控制質量不僅來源于組織內部的每個成員，組織外部的審查監督力量也不容忽視。對此，本文提出如下建議：

（1）建立合理的高管層激勵制度。對高管的激勵制度不應停留在績效薪酬制，實施股權激勵制度能綁定高管與企業的長期利益，增強激勵與約束作用。

（2）企業需加大內部控制建設力度。內部控制貫穿于企業的整個運營管理過程，因此應因地制宜地制定內部控制制度，而不是照搬其他。要定期自查、定期更新內部控制體系，保證企業不同階段的穩定發展。此外，加大對內部審計部門的授權，加大對財報工作的審核監察力度。

（3）落實高管信息系統。高管變更引起的財務造假是一種短視行為，只有當所得利益高于造假成本時，才會發生財務造假。統一建立高管信息庫，記錄高管信譽，可以提高其造假成本，減少高管變更引起的財務造假。

（4）外部機構加強對企業內部控制質量的監督與審計工作。加強內部控制法律法規建設，制定內部控制規范細則，鞭策企業加強內部控制體系的建設，同時完善對財務造假行為的懲罰機制，實現違法必究。

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