內(nèi)部控制與上市公司會計舞弊治理研究*

河北工業(yè)大學(xué)經(jīng)濟管理學(xué)院 岳殿民 天津財經(jīng)大學(xué)商學(xué)院 韓傳模

河北工業(yè)大學(xué)管理學(xué)院 沈建國 范海英

一、引言

進入21世紀(jì)以來，世界范圍層出不窮的會計舞弊案件引起了人們的警覺，它已經(jīng)成為一個全球性的重大問題。隨著市場經(jīng)濟體制改革的深入發(fā)展，在中國也接連發(fā)生了紅光實業(yè)、鄭百文、麥科特、銀廣夏和東方電子等一系列會計丑聞；據(jù)不完全統(tǒng)計，2008-2011年之間，每年被證監(jiān)會處罰的就超50家，所有這些都說明會計舞弊已經(jīng)成為阻礙我國經(jīng)濟健康發(fā)展的絆腳石。會計舞弊不僅損害了市場參與者的直接利益，而且破壞了資本市場的有效運行，嚴(yán)重威脅到資本市場會計信息的可信度。近年來，我國對于內(nèi)部控制制度的建設(shè)加快了步伐，出臺了一系列政策與措施。2001年1月推出《證券公司內(nèi)部控制指引》；2006年6月和9月，上海證券交易所和深圳證券交易所分別出臺了《上海證券交易所上市公司內(nèi)部控制指引》和《深圳證券交易所上市公司內(nèi)部控制指引》；2008年5月五部委聯(lián)合發(fā)布《企業(yè)內(nèi)部控制基本規(guī)范》；以及在2010年4月發(fā)布了《內(nèi)部控制配套指引》，要求所有上市公司從2012年1月1日起開始實行等等。這些政策的頒布與實施，使內(nèi)部控制研究在國內(nèi)受到越來越多的重視。在1992年COSO報告中指出，內(nèi)部控制的目標(biāo)之一就是保證財務(wù)報告的可靠性。但是，現(xiàn)階段國內(nèi)卻很少直接研究內(nèi)部控制與會計舞弊之間的關(guān)系?；诖?，本文將通過上市公司會計舞弊與內(nèi)部控制各個特征之間的關(guān)系研究，分析各個特征與會計舞弊之間關(guān)系的顯著性，找出導(dǎo)致上市公司會計舞弊的主要成因，以期從實踐角度為上市公司防范與治理會計舞弊提供參考。

二、文獻綜述

（一）會計舞弊相關(guān)文獻 財務(wù)會計信息是資本市場發(fā)展不可缺少的要素之一，是外部股東及管理者了解企業(yè)信息的重要途徑。綦好東（2002）對會計舞弊從經(jīng)濟學(xué)角度進行了解釋，認(rèn)為會計舞弊是一種以獲取不正當(dāng)?shù)睦鏋槟康?，采用欺騙性手段故意謊報財務(wù)事實的行為。其舞弊的方法通常有：刪除或篡改交易事項的結(jié)果，偽造或變造會計資料，編造虛假的交易事項，故意使用不當(dāng)?shù)臅嬚?，虛假披露會計政策及信息等，從本質(zhì)上來講屬于違法性經(jīng)濟行為。關(guān)于會計舞弊成因方面，具有代表性的是四個會計舞弊動因理論。秦江萍（2005）對它們進行了總結(jié)，分別為會計舞弊冰山理論（二因素理論）、會計舞弊三角形理論（三因素理論）、會計舞弊GONE理論（四因素理論）和會計舞弊風(fēng)險因子理論。在會計舞弊的特征識別方面，Beasley（1996）和Chen等（2006）從董事會特征方面對舞弊進行了研究分析；Bayley和Taylor（2007）研究了發(fā)生虛增會計報表公司的特點及其特征；Perols和Lougee（2011）對盈余管理與財務(wù)報表舞弊之間的關(guān)系進行了研究；陳國欣、呂占甲等（2007）指出上市公司具有盈利能力弱、管理層持股比例高、獨立董事人數(shù)少以及沒有出具標(biāo)準(zhǔn)無保留意見的特征時，其舞弊的可能性更大；吳革、葉陳剛（2008）發(fā)現(xiàn)以下特征指標(biāo)在不同程度上對財務(wù)舞弊行為產(chǎn)生影響：股權(quán)集中度、每股凈資產(chǎn)差異率、非主營業(yè)務(wù)利潤率、存貨占流動資產(chǎn)的比重等；而楊清香、俞麟等（2009）系統(tǒng)考察了董事會特征對財務(wù)舞弊的影響；于玲（2008）從公司治理層次角度分析，發(fā)現(xiàn)董事長和總經(jīng)理為同一人的公司更容易發(fā)生舞弊行為；獨立董事占總?cè)藬?shù)比例越大，監(jiān)控作用越好。而這些公司特征都是與內(nèi)部控制有關(guān)。

（二）內(nèi)部控制影響效果相關(guān)文獻 國外文獻中關(guān)于內(nèi)部控制影響效果的研究比較多樣化，發(fā)現(xiàn)由內(nèi)部控制所導(dǎo)致的權(quán)益成本升高、注冊會計師的評價降低和費用上升，企業(yè)價值減少及業(yè)績降低均為發(fā)生會計舞弊的潛在“壓力”。Ashbaugh-Skaife等（2009）發(fā)現(xiàn)內(nèi)部控制報告會影響投資者的風(fēng)險評估，進而影響公司的權(quán)益成本；因而具有內(nèi)控缺陷的公司具有更大的風(fēng)險，權(quán)益成本更高。Jiang等（2010）指出內(nèi)部控制存在缺陷對于注冊會計師發(fā)表持續(xù)經(jīng)營假設(shè)方面的相關(guān)意見會產(chǎn)生影響，進一步研究顯示對于公司層面內(nèi)控缺陷的關(guān)注會影響到注冊會計師對與內(nèi)部控制質(zhì)量的總體評價。Masli等（2010）研究了內(nèi)部控制監(jiān)督機制的潛在收益，發(fā)現(xiàn)內(nèi)部控制監(jiān)督機制的完善與較低的重大錯誤發(fā)生率，較少的審計費用增加和審計延遲相關(guān)聯(lián)。Munsif等（2011）對糾正前期內(nèi)部控制重大缺陷公司的審計費用進行研究，發(fā)現(xiàn)糾正前期內(nèi)控缺陷的公司審計費用比持續(xù)披露內(nèi)控缺陷公司的費用要低。查劍秋、張秋生和莊?。?009）采用調(diào)查問卷的方法，實證檢驗了戰(zhàn)略管理下的企業(yè)內(nèi)部控制與企業(yè)價值之間的相關(guān)性，發(fā)現(xiàn)良好的戰(zhàn)略內(nèi)部控制能夠保證企業(yè)價值的實現(xiàn)。張川、沈紅波和高新梓（2009）以房地產(chǎn)公司為樣本，對企業(yè)內(nèi)部控制的執(zhí)行和實施效果被認(rèn)可的程度與業(yè)績之間的關(guān)系進行了研究，發(fā)現(xiàn)企業(yè)內(nèi)部控制制度的有效執(zhí)行和實施對提高房地產(chǎn)企業(yè)的公司業(yè)績有顯著作用；審計師的內(nèi)部控制評價不僅包含了對企業(yè)自身內(nèi)部控制的評價，還包含有其他有用的信息。Doyle等（2007）對779家發(fā)布內(nèi)部控制重大缺陷的公司情況進行分析，發(fā)現(xiàn)公司層面內(nèi)部控制缺陷會使公司財務(wù)狀況較差，從而影響公司發(fā)展，導(dǎo)致公司較小而且不成熟。

（三）內(nèi)部控制與會計舞弊 由內(nèi)部控制引起的應(yīng)計項目質(zhì)量降低、報告質(zhì)量下降、大股東資金占用和管理層凌駕于內(nèi)控之上的情況，都會給會計舞弊提供很好的“機會”和“借口”。Doyle等（2007）發(fā)現(xiàn)披露的缺陷都與錯誤估計未計入現(xiàn)金流的應(yīng)計項目相關(guān)。進一步研究發(fā)現(xiàn)，內(nèi)部控制薄弱與應(yīng)計項目質(zhì)量低下都由公司層面的內(nèi)部控制薄弱所導(dǎo)致，而不是具體層面的內(nèi)部控制缺陷。Ashbaugh-Skaife等（2008）通過對披露有內(nèi)控缺陷與未披露內(nèi)控缺陷公司之間的比較，發(fā)現(xiàn)內(nèi)部控制的質(zhì)量與應(yīng)計項目的質(zhì)量有聯(lián)系。Feng等（2009）發(fā)現(xiàn)內(nèi)部控制的質(zhì)量不僅對當(dāng)期收入的報告有影響，也會影響用于形成計劃（比如收入計劃）的內(nèi)部管理報告。楊德明，林斌和王彥超（2009）研究發(fā)現(xiàn)內(nèi)部控制質(zhì)量的提高有助于抑制大股東資金占用，內(nèi)部控制與外部審計之間存在一定的替代效應(yīng)，在審計質(zhì)量較低的環(huán)境下，內(nèi)部控制所發(fā)揮的作用尤為明顯。Caplan（1999）研究發(fā)現(xiàn)當(dāng)管理層凌駕于內(nèi)部控制之上時，審計師對舞弊的關(guān)注減弱。導(dǎo)致這種現(xiàn)象的原因是薄弱的內(nèi)部控制會使錯誤的發(fā)生率提高，而使由舞弊產(chǎn)生的問題審計師也誤認(rèn)為是內(nèi)部控制不力所致，即內(nèi)部控制薄弱的公司，為管理舞弊提供了更好的機會和借口。通過對會計舞弊與內(nèi)部控制相關(guān)文獻的總結(jié)，發(fā)現(xiàn)會計舞弊與內(nèi)部控制之間關(guān)系的直接研究較少，卻存在很多間接的關(guān)聯(lián)。很多公司的會計舞弊研究特征中都是從內(nèi)部控制角度出發(fā)的，而內(nèi)部控制導(dǎo)致的很多狀況正好是會計舞弊發(fā)生所需的“壓力”、“機會”與“借口”。因此本文從這兩方面出發(fā)，為內(nèi)部控制各個特征與會計舞弊之間建立起聯(lián)系，以便為會計舞弊的治理提供新方向。

三、研究設(shè)計

（一）樣本選擇與數(shù)據(jù)來源 舞弊公司的選擇，以證監(jiān)會網(wǎng)站發(fā)布的處罰公告為準(zhǔn)，以2007年至2011年之間的五年中被處罰的公司為總體，最終選擇作為樣本的上市公司有68家。在選擇的68家上市公司中，其舞弊發(fā)生的時間從2001年到2009年，其中56家公司只在一年發(fā)生舞弊，12家公司有兩年及以上的時間發(fā)生了舞弊。在所選的舞弊公司樣本中，覆蓋的行業(yè)比較廣泛，幾乎涉及到所有的行業(yè)，其中以制造業(yè)和信息技術(shù)行業(yè)的公司最多，制造業(yè)又以機械設(shè)備和金屬非金屬制造業(yè)公司為多，這些都是由于各行業(yè)在上市公司總數(shù)所占比例本來就較多導(dǎo)致的。由此可知，這些舞弊樣本公司的選擇具有較好的代表性。配對公司的選擇，要求與所選擇的舞弊樣本公司相對照，根據(jù)以下四個條件，通過數(shù)據(jù)篩選，最終選擇的舞弊公司與配對公司具體情況如附錄A所示。具體的配對方法參照Beasley（1996）所采用標(biāo)準(zhǔn)：（1）證券交易所：盡量選擇與舞弊公司在同一證券交易所上市的公司。（2）時間區(qū)間：盡量使配對公司所要采用數(shù)據(jù)的年份與舞弊公司發(fā)生舞弊的年份處于同一時間區(qū)間，從而減少外部宏觀環(huán)境對會計舞弊的影響。（3）行業(yè)：盡量選擇與舞弊公司處于同一行業(yè)的上市公司，具體分類以中國證監(jiān)會行業(yè)分類為準(zhǔn)。（4）公司規(guī)模：盡量選擇與舞弊公司規(guī)模相近的上市公司。即舞弊發(fā)生前一年年末兩者的資產(chǎn)總額相差不超過30%，如無此類公司，以凈資產(chǎn)代替該指標(biāo)。在對這些非舞弊公司進行配對選擇的過程中，是按上述四個條件依次滿足進行的。在最終選擇結(jié)果中，所有的配對公司都滿足了前三個條件的要求，只有幾家公司在第四條件上沒有得到完全滿足。通過對公司資產(chǎn)總額的自然對數(shù)與舞弊情況兩者之間進行T檢驗和秩和檢驗，結(jié)果如表1所示，可以知道在均值上舞弊公司與配對公司的資產(chǎn)總額非常接近，并且其T檢驗和秩和檢驗的P值均遠大于0.05。因此表明舞弊公司與配對公司在資產(chǎn)總額上面不存在明顯差異，舞弊公司與非舞弊公司的配對選取是比較合適的。

表1 舞弊公司與配對公司資產(chǎn)總額對比分析

（二）研究方法 本文分別采用單因素和多因素分析方法對內(nèi)部控制各個特征因素與上市公司會計舞弊之間的關(guān)系進行研究。其中，單因素分析方法包括單因素獨立樣本T檢驗和Mann-Whitney秩和檢驗，而多因素分析方法主要采用的是Logistic回歸分析。選擇Logistic回歸作為多因素分析方法的原因是：Logistic回歸模型不僅可以很好地解決二分類因變量的問題，而且回歸系數(shù)可以用于解釋自變量和因變量之間的關(guān)系，相較于結(jié)構(gòu)方程模型和人工神經(jīng)網(wǎng)絡(luò)更為合適，但是仍需注意數(shù)據(jù)的共線性等問題。

（三）變量定義 根據(jù)內(nèi)部控制和會計舞弊的相關(guān)文獻，本文從治理層、管理層和制度層三個層次整理出內(nèi)部控制的會計舞弊影響因素。同時，將上市公司是否發(fā)生舞弊作為被解釋變量，以證監(jiān)會發(fā)布的懲罰公告為準(zhǔn)，發(fā)生舞弊時取1，未發(fā)生舞弊時取0；將整理的各個公司內(nèi)部控制特征作為解釋變量，進行變量設(shè)計。各層次變量的定義及相關(guān)解釋如表2、表3和表4所示。當(dāng)然，除與內(nèi)部控制相關(guān)的因素以外，還有其他的影響上市公司舞弊行為的因素作為控制變量進行分析。本文包括：公司增長速度、上市時間和成長速度變化率，具體各控制變量的定義及相關(guān)解釋如表5所示。

表2 治理層內(nèi)部控制變量設(shè)計

表3 管理層內(nèi)部控制變量設(shè)計

表4 制度層內(nèi)部控制變量設(shè)計

表5 控制變量的定義及其相關(guān)解釋表

根據(jù)相關(guān)的文獻分析及變量設(shè)計，可以建立的Logistic模型如下：

四、實證分析

（一）描述性統(tǒng)計和單因素分析 通過對舞弊公司及非舞弊公司的各變量進行描述性統(tǒng)計，各變量的最小值、最大值、均值和標(biāo)準(zhǔn)差的統(tǒng)計結(jié)果如表6所示。各個數(shù)值基本上符合預(yù)期，沒有出現(xiàn)特別不符合邏輯或常識的數(shù)據(jù)，說明數(shù)據(jù)的輸入及整理工作基本符合要求。另外從表中可以看出，公司增長速率變化率、上市時間、董事會會議次數(shù)、董事會規(guī)模和CEO任期的標(biāo)準(zhǔn)差較大，說明其數(shù)值變化幅度較大。單因素分析數(shù)據(jù)所采用的軟件為PASWStatistics 18（即SPSS18.0），利用其中的獨立樣本T檢驗和秩和檢驗分別對各個內(nèi)部控制特征因素進行單因素分析，檢驗結(jié)果從表中可以看出：T檢驗中，CEO任期（CT）、CFO是否兼任董事會成員（CFB）、董事會日常工作中關(guān)于內(nèi)部控制的安排（BIC）和績效評價制度（PA）在1%顯著性水平上存在差異；董事會會議次數(shù)（BM）、CFO任期（CFT）、高管平均任期（TT）、內(nèi)部控制自我評價（SA）和公司增長速度變化率（CRG）在5%顯著性水平上存在差異；董事長任期（DT）在10%顯著性水平上存在差異。在Mann-Whitney秩和檢驗中，CEO任期（CT）、CFO任期（CFT）、CFO是否兼任董事會成員（CFB）、高管平均任期（TT）、董事會日常工作中關(guān)于內(nèi)部控制的安排（BIC）、效評價制度（PA）和績投資者相關(guān)管理制度（IM）在1%顯著性水平上存在差異；董事會會議次數(shù)（BM）、董事長任期（DT）、內(nèi)部控制自我評價（SA）和公司增長速度變化率（CRG）在5%顯著性水平上存在差異；獨立董事比例（IR）在10%顯著性水平上存在差異。

表6 樣本描述性統(tǒng)計、T檢驗和秩和檢驗結(jié)果

（二）回歸分析 由于各個自變量之間是否存在相關(guān)性無法確定。因此，在Logistic回歸分析中采用向前：Wald進入的方法，從而在一定程度上克服由于自變量之間相關(guān)性所導(dǎo)致的共線性問題，其進入標(biāo)準(zhǔn)為P<=0.05進入，P>=0.1移出。表7中為整體模型系數(shù)顯著性、自變量和應(yīng)變量之間的關(guān)聯(lián)強度和模型整體適配度檢驗結(jié)果。關(guān)于檢驗?zāi)Ｐ偷恼w適配度，SPSS軟件主要關(guān)注的兩個指標(biāo)為：Pearsonχ2值和Hosmer-Lemeshow檢驗值。當(dāng)Pearsonχ2值達到顯著，表示所進入的自變量可以有效地解釋和預(yù)測樣本在上市公司會計舞弊方面的分類結(jié)果；而Hosmer-Lemeshow檢驗值剛好相反，當(dāng)其檢驗值未達到顯著性水平時，表示整體模型的適配度佳，若是統(tǒng)計量顯著性概率值p>0.05，則表示回歸模型適配度不理想。從表中可以看出，在最終模型中，Pearsonχ2值為60.405，p=0.000<0.05，達到顯著性水平，Hosmer-Lemeshow=8.080，p=0.426>0.05，遠遠未達到顯著性水平，說明該模型的整體適配度非常好。同時，在表7中的-2對數(shù)似然值、Cox&Snell R2和Nagelkerke R2則主要用于檢驗?zāi)Ｐ蛯τ跀?shù)據(jù)的擬合度，其中-2對數(shù)似然值數(shù)值越小擬合度越好，Cox&Snell R2和Nagelkerke R2值則是越大擬合度越好。在本文的最終模型中-2對數(shù)似然值=128.131，Cox&Snell R2=0.359和Nagelkerke R2=0.478，說明該最終模型對數(shù)據(jù)擬合程度較好。

表7 最終步驟模型系數(shù)和總體適配度檢驗

表8為模型觀測量分類表結(jié)果?？梢钥闯?，運用最終模型，68家未舞弊公司有10家被預(yù)測為舞弊，68家舞弊公司有6家被預(yù)測為非舞弊，總體正確率達到88.2%，可見通過Logistic向前逐步回歸法得出的模型可以較準(zhǔn)確地預(yù)測上市公司的舞弊行為，對上市公司的舞弊治理具有應(yīng)用價值。表9為最終進入Logistic模型的變量結(jié)果。從回歸結(jié)果中可以看出，總共有董事會會議次數(shù)（BM）、CEO任期（CT）、CFO任期（CFT）、董事會日常工作中對內(nèi)部控制的安排（BIC）、績效評價制度（PA）、投資相關(guān)管理制度（IM）和資產(chǎn)增長速度變化率（CRG）進入到模型中，其中績效評價制度（PA）和投資者相關(guān)管理制度（IM）在1%水平上顯著，董事會會議次數(shù)（BM）、CFO任期（CFT）和董事會日常工作中對內(nèi)部控制的安排（BIC）在5%水平上顯著，CEO任期（CT）和資產(chǎn)增長速度變化率（CRG）在10%水平上顯著。同時從表中還可以看出，董事會會議次數(shù)（BM）、績效評價制度（PA）和資產(chǎn)增長速度變化率（CRG）與會計舞弊之間存在正相關(guān)關(guān)系，而CEO任期（CT）、CFO任期（CFT）董事會日常工作中對內(nèi)部控制的安排（BIC）和投資相關(guān)管理制度（IM）與會計舞弊之間存在負(fù)相關(guān)關(guān)系。從而得出Logistic回歸分析結(jié)果，舞弊公司與非舞弊公司相比，呈現(xiàn)的特征為：建立績效評價制度的可能性明顯更大，建立投資者相關(guān)管理制度的可能性明顯更?。欢聲h次數(shù)更多，CFO任期更短，董事會日常工作中更少安排關(guān)于內(nèi)部控制的工作；CEO任期較短，資產(chǎn)增長速度變化率更大。

表8 觀測量分類表

表9 最終進入模型的變量結(jié)果

五、結(jié)論

從上述實證研究結(jié)論中可以看出，董事會次數(shù)（BM）、CEO任期（CT）、CFO任期（CFT）、董事會日常工作中對于內(nèi)部控制的安排（BIC）、績效考評制度（PA）及投資者相關(guān)管理制度（IM）是影響上市公司會計舞弊的重要影響因素，同時資產(chǎn)增長速度變化率（CRG）也能對上市公司是否發(fā)生會計舞弊進行有效預(yù)測；而監(jiān)事會、股東大會和審計委員會作為公司治理結(jié)構(gòu)的重要組成部分，卻與上市公司會計舞弊之間的關(guān)系完全不顯著，說明現(xiàn)階段上市公司的組織結(jié)構(gòu)建設(shè)存在一些問題，導(dǎo)致這些機構(gòu)未能發(fā)揮其應(yīng)有的作用。（1）從顯著性結(jié)果來看，主要有以下幾方面的變量具有顯著性：董事會、CEO、CFO、高管和相關(guān)制度。其中以與制度相關(guān)的變量在顯著性方面比較突出，不論單因素分析還是多因素分析，幾乎全部變量都有顯著性。由此可知，盡管在現(xiàn)階段會計舞弊研究中關(guān)于制度方面的研究還很少，但是相關(guān)制度的制定對于會計舞弊的防治還是具有相當(dāng)重要作用的。而監(jiān)事會、股東大會和審計委員會相關(guān)的特征與會計舞弊之間的關(guān)系在單因素及多因素分析中均不顯著，說明這些機構(gòu)的設(shè)置對于防止會計舞弊沒有作用，或者是機構(gòu)人員沒有起到應(yīng)有的作用。（2）董事會次數(shù)（BM）、CEO任期（CT）、CFO任期（CFT）、董事會日常工作中對于內(nèi)部控制的安排（BIC）、績效考評制度（PA）及投資者相關(guān)管理制度（IM）在單因素及多因素分析中均顯著，說明這些因素與上市公司會計舞弊之間存在密切關(guān)系，從這些方面對內(nèi)部控制進行改進，可以更好地防范上市公司會計舞弊的發(fā)生。而董事長任期（DT）、獨立董事比例（IR）、CFO在董事會兼任情況（CFB）、高管平均任期（TT）以及內(nèi)控自我評價制度（SA）只在單因素分析中體現(xiàn)出顯著，在多因素分析并未顯著，說明這些因素作為單獨影響因素與上市公司會計舞弊之間存在關(guān)系，而將所有因素作為整體同時考慮時，這些因素的影響作用較小，或者被其他因素影響而導(dǎo)致不顯著。所有多因素分析中顯著的因素在單因素分析中均體現(xiàn)出顯著，而且相應(yīng)的與會計舞弊之間的正負(fù)相關(guān)性也相同，說明研究中保持了較高的一致性，提高了分析結(jié)果的可靠性。（3）對于上市公司的會計舞弊情況的初步了解，可以利用單因素分析的結(jié)果，從以下幾個方面進行關(guān)注：董事會會議（BM）、董事長任期（DT）、獨立董事比例（IR）、CEO任期（CT）、CFO任期（CFT）、CFO在董事會兼任情況（CFB）、高管平均任期（TT）、董事會日常工作中關(guān)于內(nèi)控的安排（BIC）、績效考評制度（PA）、投資者相關(guān)管理制度（IM）以及內(nèi)控自我評價制度（SA）等。而進一步的分析主要是從董事會次數(shù)（BM）、CEO任期（CT）、CFO任期（CFT）、董事會日常工作中對于內(nèi)部控制的安排（BIC）、績效考評制度（PA）及投資者相關(guān)管理制度（IM）這幾方面進行展開。（4）在所有具有顯著相關(guān)性的變量當(dāng)中，發(fā)現(xiàn)公司人員的任期越短，發(fā)生會計舞弊的可能性反而更大。這其中的原因可能是：剛上任時，股東對董事長或高層管理人員的信任度不高，而董事長或高層管理人員希望通過改善公司業(yè)績來提高自己的聲譽，這種業(yè)績方面的“壓力”導(dǎo)致會計舞弊的發(fā)生；任期越短，說明人員變動時間越短，因而公司內(nèi)部各環(huán)節(jié)還不完善，出現(xiàn)“故障”的可能性比較大，從而增加了發(fā)生會計舞弊的“機會”；另外，公司發(fā)生董事長或高層管理人員的變動一般最根本的原因就是業(yè)績低下，改善業(yè)績從而成為了董事長或高層管理人員上任的首要任務(wù)，為公司發(fā)生會計舞弊提供了良好的“借口”。（5）從單因素和多因素分析結(jié)果發(fā)現(xiàn)，制定有績效評價制度的公司，反而更容易發(fā)生會計舞弊。這說明公司的高層管理人員績效評價制度不僅沒有發(fā)揮應(yīng)有的作用，反而催生了會計舞弊的發(fā)生。其中的原因可能是：在績效評價制度中對業(yè)績方面的要求過多，或者只有業(yè)績方面的要求，這單一的要求導(dǎo)致了高層管理人員不顧其他方面的發(fā)展，從而使公司發(fā)生會計舞弊的可能性增加。

［1］綦好東:《會計舞弊的經(jīng)濟解釋》，《會計研究》2002年第8期。

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