1. 引言
良好的信息披露质量是证券市场健康发展的基石，财务报告舞弊和盈余管理作为失信行为都会对信息披露质量造成威胁。财务报告舞弊由于突破了法律和会计准则的规定性质更为恶劣。在2011至2015年期间，实施财务报告舞弊的上市公司达到1370家。层出不穷的财务报告舞弊丑闻极大地打击了投资者的信心，严重地制约着证券市场的健康发展。由此可见，研究影响财务报告舞弊的因素对于企业的规范化发展和资本市场信息披露制度的健全都具有重大意义。国外学者最早关注经济压力对实施舞弊的影响。无论是三角理论、GONE理论还是风险因子理论都认为经济压力会诱发行为人实施舞弊。从组织的层面上看舞弊的经济压力，国外学者认为面临财务困境的企业更容易实施财务报告舞弊。与国外学者相比，我国学者较少地关注财务困境对财务报告舞弊的影响，更多地探讨了公司治理因素与财务报告舞弊的关系。那么面临财务困境的公司更容易发生财务报告舞弊的结论是否适用于我国的上市公司？作为公司治理内核的控制权配置会扭曲还是放大财务困境与财务报告舞弊之间的关系？
本文根据股东、经理层对控制权的争夺角色以及董事会的共谋或监督角色对控制权配置进行划分，得到了股东控制型、股东控制董事会监督型、经理层控制型、经理层控制董事会监督型四种控制权配置模式。研究发现：第一，面临财务困境的公司更容易实施财务报告舞弊；第二，不同控制权配置模式下上市公司发生财务报告舞弊的状况有很大差别。股东控制型这一控制权配置模式会放纵公司的财务报告舞弊。此外，在实施财务报告舞弊的公司中股东隐形地掌握控制权的情况占有相当比例。虽然股东持有较低比例股份，但是，通过控制董事会或者经理层掌握控制权。第三，特定控制权配置模式对财务报告舞弊的影响超过财务困境。在我国资本市场上，财务报告舞弊的影响因素中公司治理因素更为主要，作为公司治理当中的核心环节控制权配置更是尤为重要。
2. 文献回顾
2.1. 财务报告舞弊的影响因素
根据以往学者的研究可以将影响财务报告舞弊的因素大致分为两类：公司特征因素和公司治理因素。Wallace [1] 在研究公司特征与信息披露质量的关系时将公司特征分为三类：公司结构特征(企业规模、财务杠杆率等)、公司业绩特征(净资产收益率等)和公司市场特征(行业、上市地点和会计师事务所)。企业规模与信息披露质量关系的显著性在不同文献中存在较大的差异。Ahmed & Courtis [2] 对此进行了整合分析，认为不同文献结论的不同可能是由于存在调整变量，但整体上来看企业规模与信息披露质量之间的关系是显著的。Saksena [3] 研究发现与没有发生财务报告舞弊的公司相比，舞弊公司不仅经营业绩更差、公司规模也更大。在财务杠杆与信息披露质量的关系上学者之间也存在不同程度的分歧。有学者认为二者之间显著正相关，也有学者认为二者之间不存在显著正相关。Ahmed & Courtis [2] 进行整合分析发现：总体上二者呈显著正相关，但结论会因为信息披露质量测度指标的不同而发生改变。张为国等 [4] 发现公司资产负债率与信息披露质量呈负相关。公司业绩特征主要包含衡量企业经营成果的指标，如总资产收益率、净资产收益率和销售毛利率等。陈国欣等 [5] 与曾月明等 [6] 都通过实证研究发现盈利能力弱的公司更容易发生财务报告舞弊。田昆儒和许绍双 [7] 将公司市场特征归纳为行业、上市地点以及审计上市公司财务报告的会计师事务所等。蔡志岳和吴世农 [8] 通过对2001至2005年发生信息披露违规行为的上市公司的行业描述性统计发现：违规公司最多分布在制造业当中。
公司治理状况也是影响财务报告舞弊的重要因素。学者们从股权结构、董事会特征等方面对财务报告舞弊公司的治理特征展开了研究。Laidroo [9] ；马忠 [10] ；司茹 [11] 等学者都对股权结构与信息披露质量或财务报告舞弊的关系进行了研究。大部分学者认为在股权集中的情况下，大股东出于攫取私人收益的目的会控制信息披露政策，降低信息披露质量甚至操控公司实施财务报告舞弊。相反，股权越分散，舞弊的可能性越小。Ştefănescu [12] ；Xiang [13] 、薛祖云 [14] 和杨清香等 [15] 分别从董事会的有效性以及包含董事会规模；独立性；董事长与总经理兼任；会议次数以及专业委员会的设立情况在内的董事会特征研究了董事会对信息披露质量或财务报告舞弊的影响。虽然学者们在个别方面没有达成一致意见，但都认同董事会作为公司治理的直接机构会对财务报告舞弊产生影响。COSO对1997年之前的舞弊案例进行研究发现：绝大部分财务报告舞弊都有管理层参与。赵德武等 [16] 在管理层是绝大部分财务报告舞弊幕后推手的认定下，提出了基于我国国情的治理系统基础审计模式。总体来看，学者们普遍认为股东、董事会和经理层是影响公司财务报告舞弊的三个利益主体。
2.2. 控制权配置理论
目前的控制权理论大致可以分为三类：股东控制论、经理控制论和利益相关者控制论。Grossman & Hart [17] 和Hart & Moore [18] 在不受财富约束的假定下，认为控制权天然地归属于非人力资本所有者。Putterman [19] 最早提出终极控制权，认为尽管存在所有权与控制权分离的情况，但终极控制权仍然为股东拥有。La Porta等 [20] 对27个发达的经济体中公司所有权结构进行了研究发现：除英美等少数几个国家外，大多数国家和地区的上市公司都是由国家或家族进行控制的；大部分股东通过控制权与现金流权分离的方式来获得控制权，并用控制权与现金流权的分离度来度量控制权。
伯利和米恩斯 [21] 认为企业的管理者拥有少量的所有权但实际上掌握了公司控制权。并且，由于管理者与所有者的利益分歧产生了代理问题。钱德勒 [22] 在《看得见的手》一书中从经济史的角度对所有权与控制权分离的命题加以了论证。认为管理者凭借自身法管理知识、掌握的管理信息拥有了实际的公司控制权。Grossman & Hart [17] 认为经营者扩大控制权的冲动加剧了所有者和经营者的代理问题。Fama & Jensen [23] 认为剩余索取者也是最终的风险承担者。当剩余风险承担与决策功能相分离，即决策经营者不再是风险承担者就会产生代理问题。一般情况下，企业经营管理上的控制权由经理人掌握，剩余索取者掌握决策控制权。阎达五和宋建波 [24] 认为所有权的所有者和拥有经营权的经营者都是企业的控制主体。林钟高等 [25] 学者也认为企业内部存在着所有者和经营者两个层次的控制主体并同时行使控制权。
在利益相关者控制论方面。Aghion & Bolton [26] 最早提出了控制权相机转移，认为控制权可以在股东之间、以及股东、债权人、管理者和职工之间转移。林浚清等 [27] 研究了相机治理机制下公司的控制权会随公司绩效和经营情况的变化而发生转移或重新进行配置；随着公司绩效持续恶化，公司控制权将从所有者主权、债权人主权和破产清算的路径演进。刘红娟等 [28] 在研究公司内部控制权时发现人力资本可以带来相应控制权。
股东控制论、经济控制论和利益相关者控制论这三种控制权配置理论相应指出了控制权配置中的利益主体及相互关系，这为控制权配置模式的构建做了研究准备。
3. 我国上市公司控制权配置模式的构建
3.1. 控制权配置要素及相互关系
在控制权配置要素的研究上，学者们分别从终极控制权比例；股权制衡度；终极控制人性质；两权分离度；控制层级；股东对董事会控制等角度展开研究。但是，并未建立起整体的分析框架。实际上股东、董事会和管理层三者都仅是控制权配置中的要素之一，控制权配置这一整体概念则更能抽象地反映公司治理问题的实质。另外，与单独研究股东、董事会和管理层不同，控制权配置更侧重于三者之间的利益分配关系。瞿宝忠 [29] 与王季 [30] 以法律对控制权的确认为依据，综合股东、董事会和经理层三个主体当中控制权配置情况，搭建了控制权配置类型划分框架。刘红娟等 [28] 在前述框架下，进一步将董事会控制权配置状态划分为董事会的大股东控制；董事会的内部人控制和制衡或独立的董事会。窦炜等 [31] 也根据法律制度对股东权利的判别以及其他控制权主体性质对控制权配置模式进行了划分：单人控制组、多人控制共谋组和多人控制监督组。
实际上，将公司的治理权、经营权以及作为治理中枢的董事会都纳入控制权配置的考虑范围更能真实地反映公司控制权的配置情况。那股东、董事会和经理层在控制权配置过程中的关系怎样？三者对控制权争夺的竞争力一样吗？祝继高等 [32] 和梁上坤等 [33] 认为大股东与管理层之间的利益博弈会使得治理失效、争夺控制权的情况出现。这间接支持了大股东和管理层是控制权的主要争夺方这一观点。如果股东与经理层之间存在利益分歧和矛盾冲突，那董事会扮演怎样的角色？它是否会沦为利益争夺的工具？现有学者的研究表明无论是股东还是管理层都可以对董事会施加力量进而实现对控制权的有力争夺。Xiang [13] 与朱雅琴 [34] 研究发现终极股东会通过对董事会的超额控制来影响信息披露质量或会计透明度。何浚 [35] 首次提出“内部人控制”的概念，内部控制人本身指的就是经理层通过成为内部董事来掌握董事会。由此可见在控制权配置的过程中，股东和经理层是两个控制权争夺的主体，而董事会则是双方利益争夺的从属。
3.2. 控制权配置类型划分依据及结果
基于前述的控制权配置要素，本文借鉴刘红娟等 [28] ；王季 [30] 和窦炜等 [31] 学者对于控制权配置的研究方法并加以改进。控制权配置类型具体划分方法是：在股东大会层面，根据《公司法》规定：股东基本上按照每股一权来行使权利，股东对于公司的影响力和控制力与持股比例成正相关。所以，根据股东的持股比例进行股东大会层面的控制权情况描述。为了更加真实地反映控制权配置在股东层面的情况，本文采用实际控制人的持股比例作为划分依据。在董事会层面，根据《公司法》董事会决议的表决实行一人一票，董事会作出决议必须经过全体董事的过半数通过。所以，可以董事会中利益方的董事人数来描述控制权情况，用董事会人数过半作为分界点。本文将目前或者之前一直在实际控制人公司或者实际控制人控制的公司任职的董事；担任公司董事的实际控制人和实际控制人的直系亲属都界定为受实际控制人控制的董事。在经理层层面，由于经理层的控制权难以界定，通过总经理是否受实际控制人控制来判别经理层的控制权配置类型。总经理在第一大股东单位任职；总经理为实际控制人；总经理之前一直在第一大股任职这三种情况都视为第一大股东可以控制总经理。本文还将总经理目前或者之前一直在实际控制人控制的公司任职作为实际控制人可以控制总经理的情况。具体划分基础及符号定义如表1所示。
在对控制权配置涉及要素及相互关系中，本文阐释了股东、经理层在控制权争夺的主体地位和董事会在此过程中扮演的从属角色。刘星和刘伟 [36] 、窦炜等 [31] 学者在研究大股东相互关系时提出了共谋和监督两种相对关系。本文认为董事会在控制权争夺过程中作为从属方的角色也可以分为共谋和监督。本文通过股东或经理层对控制权的争夺角色以及董事会的共谋或监督角色对控制权配置进行划分得到了控制权配置类型。又进一步将30种类型控制权配置类型中的16种控制权配置类型划分为四种模式：股东控制型；股东控制董事会监督型；经理层控制型；经理层控制董事会监督型，如表2所示。剩余14种本文将其归为权变的控制权类型，控制权的归属会根据具体情况变化，在此不加以详细说明。
3.2.1. 股东控制型
控制权配置类型1-9都属于股东控制型，但是股东的控制强度却有所不同。类型1中实际控制人的持股比例具有绝对优势，实际控制人能够控制董事会且(总)经理也是由实际控制人控制。类型2中，虽然实际控制人不能像类型1那样“为所欲为”。在公司合并、分离等重大问题上不具备一票通过的权力，但对其他决策仍具有掌控权。因此，类型2与类型1没有实质上的差别。类型3中，实际控制人的持股比例低于30%，属于弱态控股。但是，仍能控制董事会和经理层。类型3中股东对公司的控制力显著低于类型1和2，实际控制人无法保证绝对垄断权。类型123中，除了实际控制股东没有其他权利竞争者，股东取得了垄断的控制权。
Table 1. Classification of control right allocation types
表1. 控制权配置类型划分基础
资料来源：本文依据以往刘红娟 [28] 和王季 [30] 等学者研究整理。
Table 2. Classification and characteristics of basic types of control rights
表2. 控制权基本类型的分类及特征
资料来源：本文整理。
类型4-6与类型1-3最大的区别是：实际控制人没有控制董事会但控制了经理层，股东仍能通过经理层来控制公司的经营权。类型⑤中股东的持股比例弱于类型4，但二者没有实质差别。类型6中虽然股东持股比例相对分散，但是，在董事会有微弱优势且仍能控制经理层。类型6中，股东虽不能对公司实施有力控制且控制权具有极大的不稳定性。但是，股东仍可对公司进行控制。
类型7-9中，股东能够控制董事会。但是，(总)经理相对独立地掌握着公司的经营权。由于董事会具有对于经理的任命权力，股东可以通过董事会更换经理层。所以，将类型7-9划在股东控制型中。
3.2.2. 股东控制董事会监督型
类型10-14属于股东控制董事会监督型。股东持股比例有绝对或相对优势，在股东大会层面具有相当的控制权。然而，(总)经理独立并且经理层能够控制董事会或者在董事会具有微弱优势。董事会和经理层的“联盟”牵制了股东对于公司的控制。这种情况可能更多地出现在国有企业。股东凭借着其股份优势仍能保持对于公司的控制，只是掣肘于经理层和董事会的权力。因此，该种模式下公司控制权实际上仍掌握在股东手中。
3.2.3. 经理层控制型
类型14和15属于经理层控制型。其中实际控股股东的持股比例远低于30%是更为典型的经理层控制。由于股东持股比例十分分散，经理层独立并取得了董事会的控制或者在董事会中具有超过股东的优势，经理层实际上取得了公司的控制权。此时公司治理失效，会出现伯利和米恩斯 [21] 提出的委托-代理问题。
3.2.4. 经理层控制董事会监督型
类型16属于经理层控制董事会监督型。该模式中实际控股股东的持股比例会远低于30%。但是，股东在董事会中的力量稍微强于经理层。由于股东持股的分散，股东力量薄弱，公司的控制权大部分掌握在经理层手中。但是，经理层没有控制董事会，股东在董事会中的微弱优势避免了经理层“一言堂”的局面，对于经理层的权力具有监督作用。
4. 研究设计
4.1. 研究假设
4.1.1. 财务困境与财务报告舞弊
在现有研究中，我国学者已从盈利能力；偿债能力；发展能力；营运能力等角度考察我国上市公司财务状况与财务报告舞弊关系。但乏有研究从财务困境角度切入，研究财务困境与财务报告舞弊的关系。现有的国外研究表明财务困境这一公司特征容易引发财务报告舞弊。Macey [37] 等学者研究发现具有舞弊性质的财务报告通常与处于财务困境中的公司相联系。众多机构研究报告(包括Treadway委员会1987年的报告；美国注册公共会计师协会1997年的研究报告；COSO在1999年的报告)也发现财务困难是公司实施舞弊的主要动机。此外，Rosner [38] 等学者研究发现糟糕的财务状况会促使道德上有缺陷的内部人采取行动来粉饰公司财务状况。财务困境的定义来看，国内外学者的界定不尽相同。包括Altman [39] 在内的众多学者将企业依据破产法提起破产申请作为财务困境的标志。张鸣 [40] 和吴世农等 [41] 根据我国国情将财务困境界定为财务状况出现异常而被证券交易所“特别处理”，即上市公司在股票市场上出现“ST”的情况。无论以哪种方式进行界定，面临财务困境的公司在我国资本市场上都不少见，财务困境与财务报告舞弊的关系值得探讨。因此，本文提出如下假设：
H1：面临财务困境的公司更容易发生财务报告舞弊。
4.1.2. 控制权配置模式与财务报告舞弊
大量学者的研究表明财务报告舞弊大多是公司治理失效造成的。La Porta等 [20] 发现了上市公司的终极股东控制问题。Francis等 [42] 研究表明控制权和现金流权的分离使得上市公司会计盈余的信息含量降低。然而，Fan & Wong [43] 通过对东亚国家上市公司的研究表明：股权集中度与信息披露质量存在着负相关关系，而且在股东具有相当的控制能力时，公司最终控制权和现金流权的分离度越大，越不利于公司信息披露质量。赖建清和吴世农 [44] 研究发现终极所有权结构在我国上市公司当中普遍存在；其中自然人往往采用金字塔持股结构实现终极控股，在金字塔结构中控制权与现金流权的分离程度最大。王雄元和沈维成 [45] 发现终极股东控制层次与信息披露质量呈负相关关系。王俊秋 [46] 研究表明：控制权和现金流权的分离增加了终极股东攫取控制权私人收益的动机和能力，从而会影响上市公司信息披露透明度。
学者们已从股权结构、董事会特征等方面展开了诸多财务报告舞弊相关的研究。但是，在终极控制权结构存在的情况下，控制权配置更能深刻地反映公司治理情况。与单独研究股东、董事会和管理层不同，控制权配置更侧重于三者之间的利益分配关系。鲜有学者从控制权配置的角度研究财务报告舞弊。之前也有学者研究过控制权配置与公司治理效率、治理机制的关系，例如，徐细雄 [47] ；刘红娟等 [28] ；王季 [30] 等。这些研究都为本文研究控制权配置对财务报告舞弊的影响作了重要铺垫。唐跃军 [48] 在研究终极控制权与信息披露质量的关系时发现：控股股东控制权比例越高的上市公司，信息披露越是可靠、及时；控股股东现金流权比例越高越有可能进行信息操纵。唐建新 [49] 发现大股东会通过获取公司控制权的方式对公司进行掏空。由此可见，股东掌握控制权很可能对信息披露质量不利，会放大财务困境对财务报告舞弊的诱发作用。COSO和赵德武等 [16] 都认同管理层舞弊发生的普遍性。与股东掌握控制权的情况相似，当经理层取得控制权即发生“内部人”控制时，控制权难以在公司面临财务困境时约束财务报告舞弊的发生。刘红娟等 [28] 在研究公司内部控制权配置与寻租主体时认为：制衡或独立的董事会可以限制股东或在经理层进行权力寻租的空间。即当公司面临财务困境时董事会的监督作用很可能会抑制财务报告舞弊的发生。因此，本文提出如下假设：
H2：股东控制型的控制权配置模式会放纵财务报告舞弊。
4.2. 样本与数据来源
本文认为样本时间阶段的选取应该考虑信息披露法律制度的阶段性。2005年的股权分置改革是资本市场的重大事件。2011年之后证券市场政策法制环境相对稳定，故本文的研究期间为2011至2015年。本文选取了因发生虚构利润、虚列资产、虚假记载(误导性陈述)、推迟披露和重大遗漏这五项信息披露违规行为而被中国证监会及其地方监管部门、沪深交易所和财政部公开谴责、公开批评或公开处罚的1370上市公司。在此期间多次实施财务报告舞弊的公司以第一次发生财务报告舞弊为准，对连续多年实施财务报告舞弊的公司以第一年发生财务报告舞弊为准进行数据处理得到了480上市公司。然后按1:1的比例根据行业、规模、年度、交易所、声誉五个因素为财务报告舞弊的上市公司进行配对，最终为305家财务报告舞弊公司找到了配对公司以此作为总样本。
本文所使用的数据包括上市公司违规信息、企业规模、公司资产负债表、利润表的部分数据、实际控制人持股比例、董事和(总)经理的背景。以上所有源数据均来自国泰安CSMAR数据库中的违规信息数据库、财务报表数据库和公司治理数据库。董事和(总)经理的背景是根据高管数据库和实际控制人数据库进行人工比对得到的。
4.3. 变量的设计和模型设定
本文以财务报告舞弊作为被解释变量，财务困境作为解释变量，企业规模和市场环境为控制变量，财务困境变量的赋值是根据财务困境预测模型得到的。财务困境预测模型可根据选取变量的不同分为现金流量指标、财务比率指标和市场收益率指标模型。目前研究中受到最广泛认可的财务困境预测模型为Altman [39] 用五个代表性财务指标构建的Z score model，具体模型公式如下：
X1 = 营运资本/总资产；X2 = 留存收益/总资产；X3 = 息税前利润/总资产；X4 = 股票总市值/总负债，其中股票总市值包含了优先股和普通股的市值；X5 = 营业收入/资产总额。2.675是Altman [39] 最初测试时采用的判别阈值，Altman在2013年指出应将1.81作为临界值，将低于该阈值的企业判定为面临财务困境，反之则不太可能面临财务困境。Altman [50] 对Z score model进行了修正，将原X4变量(股票总市值/总负债)替换为净资产账面价值/总资产，其他变量保持不变只修改了权重，修正后的模型如下：
修正后的Z’score model的判别阈值由原来的1.81变为1.23。Altman [50] 在实证研究中发现：在Z’ < 1.21的区域可以将该类企业准确地判别为面临财务困境的类别；在Z’ > 2.90的区域可以将该类企业准确地判别为未来不会面临财务困境的类别；而Z’得分介于1.21和2.90之间的企业可能面临财务困境也可能保持财务稳健，Altman [50] 将该区域界定为灰色区域。具体变量的描述见表3。
借鉴蔡志岳和吴世农 [8] ；吴革 [51] ；余玉苗 [52] 等学者对财务报告舞弊的研究，本文选用Logistic回归模型进行分析。应用统计软件Statistics SPSS 20.0，对财务报告舞弊的代理变量Fraud(0,1)进行了Logistic回归，回归模型如下：
5. 研究结果讨论与分析
5.1. 描述性统计
5.1.1. 全样本的描述性统计
本文统计了305个样本的行业分布，如表4所示。发生财务报告舞弊的样本制造业的最多，占总样本的72.46%。信息技术业、房地产业、批发和零售业也占一定比例占比分别为：7.21%；6.56%；6.23%。这与蔡志岳和吴世农(2007)对于2001至2005年发生财务报告舞弊进行的行业统计结果十分相似。由此可见，特定行业的财务报告舞弊具有高发性。
按照前述控制权模式的划分标准，本文将305个财务报告舞弊样本划分为五个子样本。子样本一至四分别对应着四种控制权配置模式：股东控制型；股东控制董事会监督型；经理层控制型；经理层控制董事会监督型。子样本五没有明显的控制权配置特征，无法划分入前四种控制权配置模式。五个子样本中子样本一数量最多为153个。其中，股东绝对控股(50% < Sn < 100%)和相对控股(30% < Sn ≤ 50%)样本占比分别为30%和36%。股东弱式控股(0 < Sn ≤ 30%)但通过控制董事会、经理层取得弱式控股控制权的样本占比34%，即有相当一部分股东是通过唐建新(2013)研究中的社会资本链控制公司进而实施财务报告舞弊(表5)。
本文分别对305个财务报告舞弊样本及其配对样本的财务困境、企业规模和市场环境的平均值、中位数进行了显著性检验。检验结果表明：在0.05的显著性水平上，财务困境、企业规模和市场环境均未通过均值的独立样本T检验。这三个方面财务报告舞弊样本与控制样本之间没有显著差异。这里财务困境的判别阈值为Altman [50] 确定的1.23。
由于财务困境判别阈值可能受时间和国情等因素的影响。Altman [50] 在2013年的文章中将1.21到2.90作为Z score model的灰色判定区域。在灰色区域内利用1.23作为判别阈值存在较大的不确定性。故
表3. 变量定义
资料来源：本文整理。
Table 4. Financial reporting fraud sample industry distribution
表4. 财务报告舞弊样本行业分布
资料来源：本文整理。
Table 5. Sample of financial report fraud distribution
表5. 财务报告舞弊样本层次分布
资料来源：本文整理。
本文除了选取Altman [50] 的1.23作为财务困境判定阈值，还将2.25；2.3125；2.375；2.5；3这五个值作为判别财务困境备选阈值。备选阈值的选取原则为取中法，即选取区间内的中点。本文将2.25；2.3125；2.375；2.5；3；3.5这五个备选阈值上的财务困境变量显著性检验结果列示在表6中。当Z’ score model的判别阈值为2.25、2.3125和2.375时，在0.01的显著性水平下，财务困境变量通过了均值的独立样本T检验；在0.05的显著性水平下通过了Mann-Whitney U检验。即在这三个阈值下财务报告舞弊样本与控制样本之间财务困境变量值具有显著差异。由于样本是固定的，样本企业在财务困境这一变量上的值呈间断状态，所以才会出现三个相临的有效判别阈值。
5.1.2. 股东控制型样本的描述性统计
本文对305个样本按照前述控制权配置模式的划分为五个子样本。本文将对样本数量最大的子样本一即股东控制型样本单独进行讨论并与全样本的研究结果进行对比，分析控制权配置模式对财务报告舞弊的影响。
股东控制型单变量显著性检验结果与全样本的结果相似。在0.05的水平下，财务困境变量没有通过独立样本T检验和Mann-Whitney U检验，这里用于判别财务困境的判断阈值为1.23。也就是对于股东控制型样本，财务困境与财务报告舞弊之间没有显著关系。与此同时，企业规模和市场环境与财务报告舞弊之间也没有显著关系。在对判别财务困境的多个备选阈值进行检验时，当将Z score model的判别阈值为2.25；2.3125；2.375时，财务困境变量的均值和中位数均通过了显著性检验。具体显著性检验结果如表7。
Table 6. Significance test of financial distress under different thresholds of all samples
表6. 全样本不同阈值下财务困境的显著性检验
注：*表示在5%的水平显著；**表示在1%的水平显著。资料来源：本文整理。
Table 7. Significance test of financial distress under different thresholds of shareholder control samples
表7. 股东控制型样本不同阈值下财务困境的显著性检验
注：*表示在5%的水平显著；**表示在1%的水平显著。资料来源：本文整理。
5.2. Logistic回归分析
5.2.1. 全样本的Logistic回归
本文利用SPSS 20.0进行了二分类Logistic回归分析，采用Enter方法将全部的变量进入模型。在0.05的显著性水平上，财务困境、企业规模与市场环境均不显著，这里财务困境的Z’ score model判别阈值为1.23。因此，企业是否面临财务困境、企业的规模和市场环境与财务报告舞弊的发生没有显著的关系。该模型对于发生财务报告舞弊的样本的判别成功率为37.0%；没有发生财务报告舞弊的样本成功判别率为64.9%；总体判别成功率为51.0%。预测效果较为失败。
同样为了排除阈值选定对于研究结果的影响，本文将2.25；2.3125；2.375；2.5；3；3.5五个备选阈值分别带入Logistic回归模型当中。当财务困境的Z’ score model判别阈值为2.25；2.3125；2.375时，财务困境变量在0.05的水平下显著。由于在这三个判别阈值下Logistic回归模型结果十分相似，本文只列示判别阈值为2.25时的情况，如表8所示。当财务困境判别阈值为2.25时，财务困境变量在Logistic模型中的系数为1.60。面临财务困境的样本更容易发生财务报告舞弊，由此，验证了假设1：面临财务困境的公司发生财务报告舞弊的可能性更大。控制变量企业规模在0.05水平下也是显著的，在模型当中的系数为−0.30，即企业规模越大发生财务报告舞弊的可能性越小。与此同时，市场环境对于财务报告舞弊发生可能性的影响不显著，表明企业发生财务报告舞弊与市场环境的竞争是否激烈没有必然联系。
当财务困境的判别阈值为2.25时，Logistic回归模型的预测准确性也有所提高。对于发生财务报告舞弊的样本的判别成功率为71.5%；没有发生财务报告舞弊的样本成功判别率为60.0%；总体判别成功率为65.7%。该模型对于发生财务报告舞弊样本的预测较为成功。
Table 8. Logistic regression result of all samples
表8. 全样本Logistic回归结果
注：*表示在5%的水平显著。该表中Z’ score model判别财务困境的阈值为2.25。资料来源：本文整理。
5.2.2. 股东控制型样本的Logistic回归
与全样本的Logistic回归类似，本文同样采用Enter方法对股东控制型样本进行Logistic回归分析。财务困境、企业规模和市场环境这三个变量在模型中均不显著，模型总体的预测准确度只有49%。具体结果这里不加展示。与之前的研究思路相似，本文同样分别对2.25；2.3125；2.375；2.5和3这五个财务困境的备选阈值进行了Logistic回归。在这五个备选阈值下财务困境变量在0.05的水平下均不显著，与全样本的回归结果极为不同。在全样本的Logistic回归中财务困境变量与财务报告舞弊有显著的正相关关系，这一结论在股东控制型样本中并没有得到验证。在股东控制型公司中，财务报告舞弊与财务困境没有必然联系。控制权配置特征对财务报告舞弊的影响超过了公司财务特征，股东控制型的控制权配置模式放纵了财务报告舞弊。在股东控制型样本中企业规模与财务报告舞弊仍然保持显著的负相关关系，模型系数为−0.65，即企业规模越大财务报告舞弊发生的可能性越小(表9)。
财务困境判别阈值为2.25时，股东控制型样本的Logistic回归模型对于发生财务报告舞弊的样本的判别成功率为91.5%；没有发生财务报告舞弊的样本成功判别率为68.6%；总体判别成功率为80.1%。该模型十分成功。
5.3. 稳健性检验
本文对财务困境、企业规模和市场环境变量进行了多重共线性检验。在Spearman检验中，无论是全样本还是股东控制型样本财务困境与企业规模都是线性相关的且二者之间呈正相关关系，即企业规模越大企业面临财务困境的可能性越大反之亦然，但是不是强相关。财务困境变量与市场环境在全样本中成较弱的负相关关系，而在股东控制型样本中无关。
为了保证研究结果的稳健性，本文重新对全样本和股东控制型样本进行了Logistics回归分析，逐步剔除了企业规模和市场环境控制变量，具体步骤不详细列明。得到的实验结果与之前相同，即在全样本中财务困境与财务报告舞弊有显著的正相关关系，而在股东控制型样本中财务困境与财务报告舞弊没有显著的关系。
6. 结论与启示
本文以控制权配置对财务报告舞弊的影响为切入点，研究控制权配置对公司财务报告舞弊的制约或放纵作用。研究发现：首先，一般来看财务困境与财务报告舞弊成正相关，即面临财务困境的企业发生财务报告舞弊的可能性更大。国外学者对财务困境与财务报告舞弊关系的研究结论同样适用于我国的资本市场；其次，作为公司治理核心的控制权配置会扭曲财务困境与财务报告舞弊之间的关系。特定的控制权配置模式(股东控制型的控制权配置模式)能够放纵甚至导致财务报告舞弊的发生，使得财务报告舞弊不受客观公司特征的影响。该种财务报告舞弊很大程度上是受控制权实际掌握者的意志操纵。在实施财
Table 9. Logistic regression result of shareholder control samples
表9. 股东控制型样本Logistic回归结果
注：*表示在5%的水平显著。该表中Z’ score model判别财务困境的阈值为2.25。资料来源：本文整理。
务报告舞弊的公司中股东隐形地掌握控制权的情况占有相当比例。股东虽然持有较低比例股份但通过控制董事会或者经理层掌握控制权。
在防范证券市场财务报告舞弊、规范上市公司信息披露政策以及促进资本市场健康发展的大背景下，以上的研究结论对投资者、注册会计师以及监管机构均有一定借鉴价值。首先，一般的情况下，面临财务困境的公司更值得上述各方关注。而对于控制权集中的企业，特别是属于股东控制型的企业，即使该类公司没有面临财务困境也可能出于控制股东的利益考虑实施财务报告舞弊。此外，除了股东持股比例高可以作为识别股东控制型的公司标志，股东还可能通过董事会或经理层间接、隐形地控制企业进而实施财务报告舞弊，这种财务报告舞弊更加地隐蔽，相关各方应给予特别的关注。