上市公司舞弊風險的識別
——以萬福生科會計舞弊為例

李祥宇，王 恒，袁宏俊

(1.安徽財經(jīng)大學 會計學院,安徽 蚌埠 233030；2．安徽財經(jīng)大學 統(tǒng)計與應用數(shù)學學院，安徽 蚌埠 233030)

上市公司舞弊風險的識別
——以萬福生科會計舞弊為例

李祥宇1，王 恒1，袁宏俊2

(1.安徽財經(jīng)大學 會計學院,安徽 蚌埠 233030；2．安徽財經(jīng)大學 統(tǒng)計與應用數(shù)學學院，安徽 蚌埠 233030)

文章在進行舞弊風險因子分析的基礎(chǔ)上，以改進的AHP(層次分析法)模型為工具對會計舞弊風險因子中的個別風險因子和一般風險因子的相關(guān)性進行識別，判斷研究主體將來一定時間內(nèi)是否存在發(fā)生舞弊的風險，并分析其中對發(fā)生舞弊貢獻率較高的舞弊機會因子的特征與成因，為上市公司的內(nèi)部控制制度建設(shè)、外部投資者、注冊會計師、市場監(jiān)管者以及其他相關(guān)者對將來舞弊風險的識別提供參考，增強審計意見的針對性，促進公司內(nèi)部治理。同時，以萬福生科會計舞弊為例進行實證研究，增強該方法的可靠性和實際操作性。

AHP；上市公司；舞弊風險因子；風險識別；萬福生科

一、引 言

雖然我國已經(jīng)建立了相當完善的企業(yè)會計準則體系和上市公司運營監(jiān)管體系，但上市公司會計舞弊案例還時有發(fā)生，究其原因我們不難發(fā)現(xiàn)，其發(fā)生舞弊的動因是非常相似的，基本上都滿足了由G.Jack.Bologana等學者在20世紀90年代提出的舞弊風險因子理論，其中對會計舞弊貢獻率較高的為舞弊的機會。相比于舞弊冰山理論(雙因素理論)、舞弊三角理論(三因素理論)以及舞弊GONE理論(四因素理論)等舞弊動因分析理論，該理論是目前為止在研究企業(yè)舞弊動因方面考慮最全面的風險因子學說。同時，通過對 AHP模型中建立的成對比較矩陣做次序一致性檢驗的改進，不僅能夠把定性研究與定量研究結(jié)合在一起，而且可以更加充分地體現(xiàn)出原始判斷是符合邏輯的，沒有出現(xiàn)邏輯混亂，從而使改進的模型更有實際意義。本文在選取指標時，為了避免財務指標的缺陷：只反映過去，不反應未來、易受人為操縱、易受會計政策影響等，而選取了舞弊風險因子理論中傳統(tǒng)衡量指標：舞弊的機會、舞弊被發(fā)現(xiàn)的可能性和舞弊被發(fā)現(xiàn)后舞弊者受到懲罰的性質(zhì)和程度、潛在舞弊者的道德品質(zhì)和動機，并對其進行分析評價，從而對將來舞弊風險進行識別。筆者認為這種風險識別方法避免了傳統(tǒng)方法只針對過去事項進行評估的缺陷，有利于公司的治理。

二、理論簡介及模型假設(shè)

(一)舞弊風險因子理論簡介

該理論是在GONE理論的基礎(chǔ)上發(fā)展提出的，它把舞弊風險因子從是否由組織或?qū)嶓w控制的角度進一步細分為：一般風險因子和個別風險因子。一般來說,能夠由組織或?qū)嶓w控制的因子稱為一般風險因子，主要包括：舞弊的機會、舞弊被發(fā)現(xiàn)的可能性和舞弊被發(fā)現(xiàn)后舞弊者受到懲罰的性質(zhì)和程度；不能夠由組織或?qū)嶓w控制，因人而異，且多與行為人個體有關(guān)的因子稱為個別風險因子，主要包括：潛在舞弊者的道德品質(zhì)和動機。前三個因素僅由一般風險因子控制，后兩個因素由個別風險因子控制，不會出現(xiàn)交叉控制的情況。如果一般風險因子和個別風險因子結(jié)合在一起，表明出現(xiàn)舞弊風險的可能比較大。

(二)層次分析法理論簡介

該理論是T.L.Saaty等人于20世紀70年代提出的，是一種定性分析與定量分析相結(jié)合的系統(tǒng)性分析方法。定性分析的過程包含了決策者對于問題涉及知識的掌握程度、對問題涉及因素的了解程度、對相關(guān)因素的分析概括能力等；定量分析是在定性分析的基礎(chǔ)上把問題涉及的因素進行層次化、結(jié)構(gòu)化、相關(guān)性分類等處理，建立出含有目標層、準則層和方案層的遞階層次結(jié)構(gòu)模型，根據(jù)每一層多個相關(guān)因素對上一層唯一共同目標的重要或貢獻程度，建立這些因素相互之間的成對比較矩陣，根據(jù)該矩陣計算這些因素對目標的權(quán)向量并利用一致性指標、隨機一致性指標和一致性比率進行檢驗，最后對求出的最后一層所有因素最高目標的權(quán)向量用組合一致性比率進行組合一致性檢驗的過程。

(三)模型假設(shè)

為了便于對一般風險因子和個別風險因子已經(jīng)結(jié)合在一起的情況進行衡量，便于對舞弊者懲罰的性質(zhì)和程度這一因子進行分析，在構(gòu)造的層次結(jié)構(gòu)模型中第二層及其中個別風險因子中出現(xiàn)了少于3個因素的情況下，為了使組合一致性比率的計算更加合理。我們做出如下合理假設(shè)：

假設(shè)1：一般風險因子中任意一個因子和個別風險因子中的任意因子對舞弊動機貢獻率均較大時，即表明一般風險因子和個別風險因子已經(jīng)結(jié)合在一起了。

假設(shè)2：與此次萬福生科舞弊事件相關(guān)的高級管理人員、注冊會計師、律師等，已經(jīng)通過歷史數(shù)據(jù)、自身經(jīng)驗、相關(guān)法律等手段，事先評估出由于自身舞弊可能受到懲罰的性質(zhì)和程度。

假設(shè)3：在構(gòu)造的層次結(jié)構(gòu)模型中，第二層及其中個別風險因子對應比較矩陣的一致性比率均為0。

三、建立模型

(一)基于舞弊風險因子理論的定性分析

定性分析的思路流程圖，見圖1：

圖1 舞弊風險定性分析流程

1.存在的舞弊機會較多

(1)內(nèi)部機會

根據(jù)萬福生科(湖南)農(nóng)業(yè)開發(fā)股份有限公司章程第三章第十八條：公司發(fā)起人、認購的股份數(shù)及持股比例可以看出，龔永福和楊榮華均認購2009.5萬股，共持有40.19%的股份。在首次發(fā)行1700萬股后，龔永福、楊榮華夫婦仍持有59.98%的股份，由于兩人之間的夫妻關(guān)系，形成一股獨大的控制局面。公司雖然建立了董事會對股東大會負責制，但選舉產(chǎn)生的董事長以及其聘任的總經(jīng)理均為龔永福，至此，萬福生科的控制權(quán)和經(jīng)營權(quán)已經(jīng)實際掌握在龔永福的手里。這種公司治理結(jié)構(gòu)打破了所有者與經(jīng)營者之間理應保持的監(jiān)督與制衡關(guān)系，形成了權(quán)利獨攬的不良控制局面。這種局面使監(jiān)事會處于“兩難”抉擇之中，最終選擇了不作為，放棄了堅守公司內(nèi)部控制的最后一關(guān)。其內(nèi)部控制環(huán)境可以概括為：“董事不懂事，監(jiān)事不管事，獨立董事是花瓶”。

(2)外部機會

作為中介機構(gòu)的平安證券、中磊會計師事務所(簡稱“中磊所”)以及博鰲律師事務所，面對激烈的市場競爭，忽略對業(yè)務質(zhì)量的控制，只注重業(yè)務數(shù)量和經(jīng)濟效益，從而導致其對應承擔的“對相關(guān)文件資料的真實性、準確性應有得核查和驗證”等義務未得到嚴格履行。從相關(guān)業(yè)務人員的角度來看，他們無不有急功近利、僥幸過關(guān)的執(zhí)業(yè)心態(tài)。政府主管過于關(guān)注萬福生科對當?shù)囟愂?、居民就業(yè)、居民收入等有利于提高政績的方面，沒有履行對其的有效監(jiān)督責任，以保障職工及廣大投資者的權(quán)益，在對IPO的審核中沒有執(zhí)行好對相關(guān)材料的嚴格復核程序。

2.舞弊活動被及時發(fā)現(xiàn)的可能性較低

萬福生科為了達到公開發(fā)行股票并上市條件，由董事長兼總經(jīng)理龔永福決策，并經(jīng)財務總監(jiān)覃學軍安排人員執(zhí)行的舞弊活動，從2008年開始，直到2012年9月才被證監(jiān)會立案稽查，幾乎超過了我國查處舞弊的平均滯后時間3～5年，相比于美國2～4年的滯后時間，可見我國在這方面還有提升空間。在此期間進行的一系列的憑證造假、印章與簽名造假、銷售客戶造假、開戶銀行造假等造假事項，輕易就“逃脫”注冊會計師、內(nèi)部控制人員的審計與核查。同時，“中磊所”及其注冊會計師在評價萬福生科舞弊風險時，認為其管理層為滿足上市要求和借款融資需求，有粉飾財務報表的動機和壓力，且在已識別出包括營業(yè)收入、應收賬款、預付賬款等重大錯報風險領(lǐng)域的情況下，“中磊所”及其注冊會計師仍未能發(fā)現(xiàn)舞弊事項。

3.對舞弊者懲罰的性質(zhì)和程度

證監(jiān)會對萬福生科副總經(jīng)理楊滿華、副董事長蔣建初等高級管理人員分別處以5～25萬元不等的罰款和警告處分，并把萬福生科及主要責任人員龔永福、覃學軍移送司法機關(guān)進行判處。判決結(jié)果顯示：萬福生科由于犯欺詐發(fā)行股票罪，被處罰850萬元；龔永福和覃學軍分別獲刑：三年六個月、兩年兩個月，前者還被處罰金10萬元。相對于萬福生科IPO募集的4.25億資金來說，萬福生科的罰金僅占其2%，所有罰金僅占其2.74%,可見公司受到的處罰微乎其微。

4.舞弊參與者道德品質(zhì)堪憂

舞弊的主要決策者龔永福在早前創(chuàng)業(yè)期間靠著其所謂的人脈，以380萬元的低價收購了價值在1000萬元以上的國家儲備糧，并將這些陳糧、陳化糧，向一些高校食堂供應，以此完成其原始資本的積累。舞弊的主要執(zhí)行人財務總監(jiān)覃學軍從1998年就跟從龔永福身邊從事財務會計工作，對其舞弊的要求不是進行拒絕，而是同流合污，違反了會計從業(yè)職業(yè)道德的要求。董事會秘書肖明清及副總經(jīng)理黃平在事先知情的情況下沒有制止，只是選擇離開公司，這是對公司股東、職工不負責任的行為。同時，“中磊所”的兩名注冊會計師在執(zhí)業(yè)過程中沒有遵守應有的職業(yè)道德及行為準則，在收集證據(jù)既不適當也不充分的情況下就出具了標準無保留的審計意見，忽略了注冊會計師“經(jīng)濟警察”的重要職責。

5.舞弊動機鮮明

龔永福的目標是“讓一粒稻谷產(chǎn)出茅臺酒的價值”。為此，他在公司凈利潤為-332萬元的情況下，仍然想購買新設(shè)備、新技術(shù)用來建設(shè)新生產(chǎn)線；但當時公司本身的注冊資本也僅僅是5000萬，迫于企業(yè)發(fā)展和資金的壓力使他有了公司上市的念頭。同時，以郭立新為代表的地方政府人員多次對其提出上市的建議，并愿意在職權(quán)范圍內(nèi)為公司上市提供幫助，更加促使他產(chǎn)生去股票市場以低成本募集所需資金的想法。

(二)基于定性分析建立改進的AHP模型并求解

1.建立層次結(jié)構(gòu)模型

將關(guān)于風險因子貢獻率的問題分解為3個層次，最上層為目標層，中間層為準則層，最下層為方案層，建立的層次結(jié)構(gòu)模型，見圖2：

圖2 風險因子貢獻率分解

2.構(gòu)造準則層對目標層的成對比較矩陣

假設(shè)各層因素相互之間具有可比性，比較某一層n個因素C1,C2,…,Cn對上一層因素O的影響，每次取兩個因素Ci和Cj，用aij表示Ci和Cj的影響之比，則成對比較矩陣為：

(1)

構(gòu)造準則層對目標層的成對比較矩陣，如下：

(2)

式中：a12=3/2表示一般風險因子與個別風險因子對舞弊風險貢獻率這個目標的重要性之比為3∶2。

3.做次序一致性檢驗

對于僅由兩個因素建立的成對比較矩陣肯定不會出現(xiàn)邏輯混亂，故次序一致性檢驗通過。

4.計算權(quán)向量并做基本一致性檢驗

(1)計算權(quán)向量

對于二階成對比較矩陣的權(quán)向量，易求得：

w(2)=(3/5,2/5)T

(3)

則最大特征值為：

(4)

(2)基本一致性檢驗

(5)

其中：CI表示一致性指標，當CI=0時A為一致陣。所以A通過基本一致性檢驗。

5.構(gòu)造方案層對準則層的成對比較矩陣

設(shè)方案層對準則層中一般風險因子和個別風險因子各自支配的因素做出成對比較矩陣分別為B1和B2，由于一般風險因子只能支配前三個方案，個別風險因子只能支配后兩個方案，則：

(6)

式中:B1中b13(1)=5表示舞弊的機會與舞弊被發(fā)現(xiàn)后懲罰的性質(zhì)和程度對一般風險因子貢獻率這個準則的重要性之比為5∶1；B2中b12(2)=3表示道德品質(zhì)與舞弊的動機對個別風險因子貢獻率這個準則的重要性之比為3∶1。

6.做次序一致性檢驗

(7)

由圖論知識，可以把B1和B2看作兩個鄰接矩陣，顯然它們對應的有向網(wǎng)絡(luò)中不含有閉合回路，次序一致性檢驗通過。

7.計算組合權(quán)向量并做組合基本一致性檢驗

為了方便計算，我們選擇用和法計算權(quán)向量，并以B1的權(quán)向量計算為例，但不同計算方法不會影響權(quán)向量的值。

(1)將B1的每一列向量歸一化

(8)

(9)

(10)

最大特征值為：

(11)

下面做基本一致性檢驗:

(12)

所以，

(13)

即基本一致性檢驗通過。

由矩陣A的研究結(jié)論，可知矩陣B2即通過次序一致性檢驗又通過基本一致性檢驗，且權(quán)向量:

(14)

將方案層中不受支配的那些因素的權(quán)向量分量置0，可以得到標準的第3層對第2層的權(quán)向量：

(15)

則方案層對目標層的組合權(quán)向量為：

(16)

在假設(shè)3的基礎(chǔ)上對組合權(quán)向量W(3)進行組合基本一致性檢驗，求出組合一致性比率：

CR=0+0.00195×0.60+0×0.40=0.00117<0.1

(17)

即組合基本一致性檢驗通過。

四、研究結(jié)論

上文在運用舞弊風險因子理論進行定性分析判斷的基礎(chǔ)上，使用改進的AHP模型進行定性和定量研究的研究結(jié)論表明：舞弊的機會因子對一般風險因子的貢獻率已經(jīng)達到0.65，潛在舞弊者的道德品質(zhì)對個別風險因子的貢獻率也達到了0.75的程度；最終導致舞弊的機會因子對舞弊風險的貢獻率為0.39，潛在舞弊者的道德品質(zhì)對舞弊風險的貢獻率為0.3，均明顯高于舞弊被發(fā)現(xiàn)的可能性0.138、舞弊被發(fā)現(xiàn)后舞弊者受到懲罰的性質(zhì)和程度0.072、潛在舞弊者的動機對舞弊風險的貢獻率0.1。根據(jù)假設(shè)1，可以說明一般風險因子和個別風險因子已經(jīng)結(jié)合在一起，萬福生科當時已經(jīng)存在發(fā)生舞弊的風險。經(jīng)過上述分析可以說明，本文使用的方法在舞弊風險識別方面相比于單一進行定性分析和單一進行財務數(shù)據(jù)的定量分析的方法有一定的優(yōu)越性，可以為上市公司對其舞弊風險進行識別，為注冊會計師、市場監(jiān)管者在對上市公司進行舞弊風險評估時，提供評估方法方面的參考。

[1]沈佳翔.上市公司管理舞弊重要風險因子研究[D].杭州電子科技大學碩士論文，2012.

[2]秦江平.上市公司會計舞弊：國外相關(guān)研究綜述與啟示[J].會計研究，2005，(6)：47-52.

[3]朱建軍.層次分析法的若干問題研究及應用[D].東北大學博士論文，2005.

[4]郭鐵錚.會計舞弊動因研究[J].財會通訊，2015，(3)：32-35.

[5]孫青霞，賈瑞敏，韓傳模.基于舞弊風險因子理論的會計舞弊識別研究[A].中國會計學會會計基礎(chǔ)理論專業(yè)委員會專題學術(shù)研討會論文集[C].2010.

[6]張麗佳.運用層次分析法的上市公司會計舞弊識別研究[D].天津財經(jīng)大學碩士論文，2010.

[7]http://www.csrc.gov.cn/pub/zjhpublic/G00306212/201311/t20131129_238998.htm.

責任編校：陳 強，王彩紅

2015-07-19

李祥宇，男，安徽淮北人，研究方向為建模數(shù)據(jù)應用、審計理論與方法。 袁宏俊，男，安徽廬江人，副教授，碩士生導師，研究方向為決策分析、數(shù)據(jù)挖掘。

F230

A

1007-9734(2015)05-0135-05