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上市公司财务报告的舞弊识别_基于财务指标的实证分析

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自由度 双尾检验概率
差的 95 % 可信区间 下限 上限
- . 37123 - . 00490 - 2. 042 84 0. 044
- . 18806
. 84919
. 09211
表4 舞弊样本与控制样本的主营业务收入增长率 T 检验
平均数 控制样本 舞弊样本 标准差 配对差 标准误
t
自由度 双尾检验概率
2008 年第 12 期
研究变量包含现金流量表信息 , 所以只选择 1998 年后舞弊 的上市公司年报 。( 3 ) 根据上述标准 , 根据 《中国证券监督 管理委员会公告》 中的规定以及上海证券报和中国证券报 中的有关信息 , 从证监会处罚的舞弊公司中收集了 19982
2007 年间 59 家公司 。以一份年报为一个样本 ,总共得到 85
3 统计分析
3. 1 描述性统计分析
鑫光 199822000 年 ,控制样本 000657 ,控制样本名称 : 中钨高 (1) 舞弊样本与非舞弊样本的配对检验 。 新 。4 : 银广厦 199822001 年 , 控制样本 000661 , 控制样本名 有关数据采用 SPSS13. 0 进行处理 , 表 2 表示了两类样 称 : 长春高新 。5 : 湘火炬 200322004 年 ,控制样本 600765 ,控 本舞弊前一年资产规模的描述性数据 ,并对差异分别进行 t 制样本名称 : 立源液压等 。 检验 , sig. > 0. 05 ,Asymp . sig. > 0. 05 , 从检验结果可以看 2. 2 研究方法 出 ,两类样本在舞弊前不存在显著性差异 , 说明舞弊样本在 本文采用 T 检验法和 Logtic 回归判别方法 。T 检验法 舞弊前一年的资产规模非常接近 。 是对舞弊样本和控制样本的财务指标进行配对检验 , 即将 sig. 与 0. 05 进行比较 ,如果 sig. 〈 0. 05 ,则说明统计性显著 , 表1 舞弊样本与非舞弊样本的配对检验
1998 年 ,控制样本 600811 ,控制样本名称 : 东方集团 。3 : ST
其中 ,x 代表一组自变量 ( x1 , x2 , x3 , x4 , x5 ) , 即分别代 表五个财务指标 , 具体如表 1 所示 。( b1 , b2 , b3 , b4 , b5) 代 表一组与代表 x 对应的回归系数 ,a 表示模型截距 α , 和β都 是待估计的参数 。在计算出待估计的参数后 , 某一特定情 况发生的概率就可以通过以下公式计算 : P = e ( a + bX) / 1 + e ( a + bX)
b2x2 + b3x3 + b4x4 + b5x5
个舞弊样本 ,作为研究对象 。 (3) 控制样本的选择 。 据已有的研究结果显示 , 行业因素和公司规模均是影 响财务报告舞弊的重要因素 。因此 , 为了控制外部环境和 行业因素的影响 , 应选择与所在样本行业相同 、 本行业相 同、 规模相当的上市公司为控制样本 。选取步骤如下 : ① 选择与舞弊样本上市公司同年度 、 同行业的 A 股上 市公司 。 ② 选择与舞弊样本上市公司舞弊年度期初资产规模最 接近的上市公司 ; 通过以上条件的筛选 , 得到舞弊样本及对 应的控制样本 ,1 : 牡石化 ( 现圣方科技 ) 1999 年 , 控制样本 000520 ,控制样本名称 : 中国凤凰 。2 : 嘉宝石业 ( 现名称 )
现代商贸工业
Dec ,2008
Moder n B usi ness Trade Industry
2008 年第 12 期
上市公司财务报告的舞弊识别
— — — 基于财务指标的实证分析
张 萌
( 新疆财经大学 ,新疆 乌鲁木齐 830002)
摘 要 : 借鉴国内研究的成果 ,从我国现阶段信息使用者的需要出发 ,采用实证研究的方法 ,提出识别财务报告舞弊的 指标和有效的模型 ,以期规范资本市场 。 关键词 : 财务报告舞弊 ; 财务指标 ; 实证分析 ; 识别指标 ; 模型 中图分类号 : 文献标识码 :A 文章编号 :167223198 ( 2008) 1220252202 财务舞弊所隐瞒的重要信息会直接影响到投资者的证 券投资分析决策 。因此 , 如何更有效识别上市公司财务报 告舞弊 ,有效防范和减少财务报告舞弊的发生 , 规范资本市 场 ,维护广大投资人的利益是值得研究的 。 告舞弊之间的经验关系 。从以上分析可以看出 , 我国对财 务报告舞弊现象的关注只是近期的事情 , 对于外国较为丰 富的研究成果 ,我国对上市公司财务报告舞弊的识别研究 刚刚起步 ,相关论文和专著的数量明显少于国外 。 1. 2 研究假设 假设 1 : 如果舞弊公司与非舞弊公司应收账款周转率指 标差异大 ,则财务舞弊的可能性大 。因为虚假销售或提前 确认收入无法取得现金 ,应收账款占用会增加 , 应收账款占 流动资产的比重会增加 ,从而财务报告舞弊的可能性大 。 假设 2 : 如果舞弊公司与非舞弊公司资产负债率指标差 异大 ,则财务舞弊的可能性大 。因为资产负债率越高 , 公司 的偿债能力越差 ,违反债务风险契约的风险越大 , 进行财务 报告舞弊的可能性就越大 。 假设 3 :如果舞弊公司与非舞弊公司现金流量对流动负债 指标差异大 ,则财务舞弊的可能性大。因为此比率越低 ,说明 公司偿债能力越差 ,进行进行财务报告舞弊的可能性就越大。 假设 4 :如果舞弊公司与非舞弊公司总资产净利率指标差
平均数 控制样本 舞弊样本 标准差 配对差 标准误
t
自由度 双尾检验概率
差的 95 % 可信区间 下限 上限
- . 11241 - . 00025 - 1. 998 84 . 049
- . 05633
. 25998
. 02820
表3 舞弊样本与控制样本的主营业务收入增长率 T 检验
平均数 控制样本 舞弊样本 标准差 配对差 标准误
平均数 控制样本 舞弊样本 标准差 配对差 标准误
t
自由度 双尾检验概率
差的 95 % 可信区间 下限 上限
- 774091177. 77614 72201224. 81802 - 1. 649 84 . 103
- 350944976. 47906 1961780272. 71022
212784946. 34932
研究设计 市公司进行总体财务指标特征分析 , 发现其中存在的规律 。 2 陈信元 、 杜滨等 ( 2001) 通过大量的统计研究 , 总结出了极有 2. 1 样本选择及数据来源 (1) 数据来源 。 可能采取会计造假的公司的特征 :1 : 前两年连续亏损 , 当年 经营业绩没有得到根本改善的公司 ( 为了避免被 ST 处理) ; 有关我国上市公司历年的财务报告舞弊信息资料来源 2 : 前两年平均净资产报酬率达到 10 % , 当年公司行业不景 于 : 中国证券会网站 ( http :/ / www. csrc. gov. cn/ ) 、 CSMAR
差的 95 % 可信区间 下限 上限
- . 17285 - . 01212 - 2. 289 84 . 025
- . 09249
. 37257
. 04041
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1 文献综述与研究假设
1. 1 文献综述 ( 1) 国外文献综述 。 Beneish (1997) 对进行财务欺诈的上市公司和 “清白”
公司进行比较 , 发现两者财务指标存在显著差异 。Eilf sen ( 1999) 和 Hellman ( 1999) 通过应纳税所得和利润总额的计 算分析关联关系对公司产生利润操纵动机的影响 , 和对公 司产生调 整 财 务 报 告 和 税 金 账 户 需 要 的 影 响 。Beneish ( 1999) 提出利用会计数据来判别上市公司是否存在造假的 思想 。通过 8 个财务指标建立 p rob 回归预测模型 ( 会计舞 弊识别模型) ,该模型的准确率达到 75 % , 并在实际中得到 运用 。Panka jandsaksena ( 2001) 从实证角度证明 ,财务舞弊 与环境因素有着直接的关系 。从以上国外文献回顾来看 , 国外关于财务报告舞弊的识别研究较早 , 既有规范性研究
( 2) 舞弊样本与控制样本的 T 检验 。
本文将样本按 1 、 0 分组 ,0 代表舞弊公司 , 1 代表非舞弊公司 。下面给出了舞弊样本与控制样本的 T 检验 ,如表 2 。通过 T 检验 ,发现现金流量对流动负债比率 , 总资产净利润率 , 主营业务收入增长率三个财务指标统计性显著 ,如表 2 、 表 3、 表 4 。其余的财务指标不显著 。 表2 舞弊样本与控制样本的总资产净利润率 T 检验
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现代商贸工业
Dec ,2008
Moder n B usi ness Trade Industry
异大 ,则财务舞弊的可能性大。因为此比率越低 ,说明公司获 又有实证性研究 ,且己取得丰硕的研究成果和长足的进展 。 取收益的能力的越差 ,进行财务报告舞弊的可能性就越大。 假设 5 : 如果舞弊公司与非舞弊公司主营业务收入指标 国外学者对舞弊公司的理论特征研究主要从公司的经营状 差异大 ,则财务舞弊的可能性大 。此比率是当年主营业务 况、 企业规模 、 公司治理结构 、 财务报告特征等方面展开的 。 收入/ 上年业务收入 , 该比率越低 , 说明公司获取收益的能 ( 2) 国内文献综述 。 力越差 ,说明进行财务报告舞弊的可能性就越大 。 阎达五 、 王建英 ( 2000 ) 对可能存在利润操纵行为的上
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