阴财会月刊·全国优秀经济期刊舞弊三角与财务舞弊的识别——来自我国上市公司的经验证据王敏渊博士冤李瑕渊中南大学商学院长沙410083冤【摘要】本文以2000~2008年因财务舞弊被处罚的上市公司为样本，基于舞弊三角理论建立了财务舞弊识别模型。研究表明，法人股比例越高、监事会会议次数越多、当年的审计意见类型为非标准审计意见的公司越容易发生财务舞弊行为，而现金再投资比率、营业毛利率与第一大股东持股比例与财务舞弊负相关。【关键词】舞弊三角理论财务舞弊审计上市公司的财务舞弊自证券市场成立以来就一直存在，们面前的一道难题。并且给社会造成了巨大损失。过去十年里发生了一系列会计为改善现存舞弊侦查程序的不足，各国政府已针对上市公丑闻：安然、世通、PeopleSolf和Tyco等公司的会计造假涉案金司的监督治理出台了一系列政策。例如美国注册会计师协会额令人瞠目结舌。而国内的财务舞弊案也是层出不穷，银广（AICPA）在2002年发布了第99号审计准则（SAS99）。SAS99夏、四川长虹、夏草和胜景山河等都令人为之震惊。上市公司采用的舞弊风险因子是基于舞弊三角理论，虽然该举措受到的舞弊欺诈行为严重影响着社会经济的发展，给投资者造成了会计实务界、学术界以及各监管机构的广泛支持，然而关于了重大伤害，已经成为资本市场的一大“毒瘤”，而且舞弊案被舞弊三角理论与财务舞弊之间联系的实证研究却比较少。本揭发之后，媒体对注册会计师行业的谴责力度甚至要高过直文以舞弊三角理论为基础，参照SAS99采用的舞弊风险框架，接造假的企业，如何准确高效地识别财务舞弊是摆在审计师结合我国特殊的制度背景，尝试建立一个有效易行的财务舞就控制变量而言，董事长变更在三个方程中均通过了5%板上市公司施行。配套指引要求执行指引的公司应当对内部的统计显著性检验，表明董事长变更也是会计政策变更的一控制的有效性进行自我评价，披露年度自我评价报告，同时应个重要因素，这和颜志元（2006）利用2001~2004年样本得出当聘请会计师事务所对财务报告内部控制的有效性进行审计的结论，高管变更对会计政策变更（原文研究的是会计估计变并出具审计报告。这一规定标志着我国内部控制审计已由自更）没有显著影响不一致。企业规模在方程二和方程三均通过愿性行为转变为部分范围内的强制性行为。注册会计师对企了5%的统计显著性水平，且与预期符号一致，验证了刘斌业内部控制审计时，应充分关注企业会计政策的变更行为，特（2004）的研究结论：企业规模与自愿性会计政策变更负相关。别是有盈余管理动因的自愿性会计政策行为。四尧研究结论与建议主要参考文献本文以我国上市公司自愿性会计政策变更为研究对象，1.刘胜军.会计操纵问题研究.证券市场导报袁2002曰5根据会计政策变更动机，将其分为正常会计政策变更和恶意2.张军袁王军只.内部控制审核与操纵性应计项要要来自会计政策变更，从内部控制审计的视角，验证了内部控制审计沪市的经验证据.中央财经大学学报袁2009曰2对恶意会计政策变更的影响。检验发现，内部控制审计与恶意3.张龙平袁王军只袁张军.内部控制鉴证对会计盈余质量性会计政策变更高度负相关。研究结果表明，内部控制审计有的影响研究要要基于沪市A股公司的经验证据.审计研究袁助于降低公司会计政策变更随意性，因而有助于提高财务报2010曰2告的质量和可靠性。这也是萨班斯法案强制要求上市公司实4.刘勤袁颜志元.会计估计与独立审计质量要要来自中国施财务报告内部控制审计的主要目的之一。A股上市公司的证据.会计研究袁2006曰9根据我们的实证研究结果和我们在实证研究中注意到的5.杨有红袁汪薇.2006年沪市公司内部控制信息披露研自愿性会计政策变更情况，本文提出如下建议：究.会计研究袁2008曰3我国应在适当的时候尽快将内部控制审计自愿性行为转6.刘斌袁刘星袁周轶强.自愿性会计政策变更的市场反应变为强制性行为。可喜的是，我国五部委2010年源月发布的研究.经济科学袁2004曰4企业内部控制配套指引，自2011年1月1日起在境内外同时7.颜志元.会计估计变更的动因分析要要来自中国A股上市的公司施行，自2012年1月1日起在上交所、深交所主上市公司的证据.会计研究2006曰5阴窑下旬76窑援
全国中文核心期刊·财会月刊阴弊识别模型，以期为审计师识别及预测上市公司的财务舞弊的回归模型表明只需盈利能力、管理层持股比例、独立董事规行为提供一个崭新的视角。模、审计意见这四个变量就可以较好地识别和预测上市公司本文所指的财务舞弊即财务报告舞弊，指管理当局采取财务报告舞弊。陈关亭（2007）指出舞弊公司普遍存在股权集伪造、掩饰等手法，编制和发布虚假财务信息，诱导投资者做中度高、内部控制披露不真实以及监事会、董事会和独立董事出错误的决策，从而实现自身利益最大化的违法行为。无效等共性问题。杨清香等（2009）研究发现，董事会规模与财一尧文献回顾务舞弊呈“U”形关系，董事会持股比例与财务舞弊显著正相财务舞弊行为由于其重大负面影响，一直以来都备受关关，公司领导权结构和董事会稳定性与财务舞弊负相关，董事注。国内外已积累了丰富的研究成果，涵盖财务舞弊动因、识会会议频度对财务舞弊的抑制作用在逐步加强。余玉苗和吕别、防范和治理多方面。本文重点回顾财务舞弊动因与识别方凡（2010）提出财务舞弊受固定资产增长率、经营现金流量对面的文献。目前解释舞弊动因的主流理论，主要有冰山理论、流动负债比率、每股投资活动现金净流量、每股收益、股权集舞弊三角理论、GONE理论和舞弊风险因子理论。中度五个财务指标变动的影响。冰山理论由Bologna与Lindquist提出，他们把舞弊比喻成综上所述，虽然舞弊识别研究众多，但是现有文献中鲜有海面上的一座冰山，人们能看得见的只是露出海平面的冰山将舞弊识别与舞弊动因理论联系起来进行研究。然凡事须追一角，这属于舞弊的结构部分，涵盖的是组织内部管理方面的究到根源才能认清其本质，因而本文根据舞弊三角理论，从上问题，而更为主观化个性化的部分即人的态度、价值观念与感市公司压力、动机与合理化三个视角获取财务舞弊的特征指情等则潜藏在海平面以下，这些被刻意掩饰起来的部分通常标，然后以这些特征指标为变量构建财务舞弊的预警模型，用更加危险。舞弊三角理论是由Albrecht提出，他总结出舞弊公经验检验方法检验了该预警模型的效果。司有三个共同点：舞弊者有机会进行舞弊、有压力进行舞弊和二尧理论分析与研究假设能够把自己的行为合理化。因此，“舞弊三角”是指机会、压力本文以舞弊三角理论为基础对上市公司财务报告舞弊的和合理化。要素进行分析，并提出研究假设。由于舞弊三角的构成要GONE理论由Bologua提出，该理论指出，舞弊由贪婪素——压力、机会和合理化难以直接量化，因而我们参考（Greed）、机会（Opportunity）、需要（Need）、暴露（Exposure）四SAS99采用的舞弊风险因子和前人的研究成果设计了一系列因子组成。其中“贪婪”和“需要”指行为人个人层面，而“机会”代理变量。这些变量以及支持他们的理论基础如下：和“暴露”则更多倾向于组织环境层面。（一）压力舞弊风险因子理论是Bologna等人在GONE理论基础上根据SAS99，有四类压力可能导致财务舞弊，分别是财务发展形成的，它将舞弊因子分为两类：一般风险因子和个别风稳定性、外部压力、管理层的个人财务状况和财务目标。据此险因子，前者包括舞弊机会、被发现的概率、惩罚的性质和程提出假设：度；后者则包括道德品质和动机。综上所述，只有舞弊三角理1援财务稳定性。当财务稳定性受经济、行业或者企业经论同时解释了个人舞弊因素和企业舞弊因素。营状况威胁时，管理层倾向于进行财务舞弊。比如，当一个公会计舞弊识别的研究侧重于会计舞弊的征兆方面，主要司的成长速度处于行业平均水平之下时，它会美化财务报表提出了舞弊公司的可能征兆，并运用实证研究证实会计舞弊给利益相关者造成公司正在稳定增长的假象。Stice等（1991）征兆在识别会计舞弊时的可靠性。Beneish（1997)发现销售增指出当公司成长速度减缓时，管理层很可能会选择财务舞弊长率、财务杠杆和总资产的增加与盈余操纵密切相关，进一步来延续这一增长趋势。研究表明公司应收款项大幅增加、资产质量下降、销售收入异因此，我们提出假设1：财务稳定性差的公司舞弊的压力常增加、产品毛利率异常变动和应计利润率上升也是会计舞较大。弊的征兆，建立的财务舞弊识别模型准确预测率达到了75%。2援外部压力。根据规定，若上市公司连续两年亏损，就会Ingram和Howard（1999）指出会计舞弊与应计部分正相关，被扣上“ST”的帽子，公司的融资渠道将受到严重影响。偿债盈余大于现金流量是潜在舞弊的一个信号。Abbott等（2000）能力不佳的上市公司为了缓解偿债压力，进一步获得金融机提出当审计委员会中有更多的外部人时舞弊发生的可能性减构的信贷资金或获取商业信用，往往有强烈的动机实施财务少，这与Beasley（1996）的研究是一致的。此外，Dunn（2004）认舞弊。何红（2002）指出公司舞弊的出发点是为了避免短期的为当存在内部人控制时财务舞弊更可能发生。Skousen等财务困境。（2008）发现资产的快速增长、增长的现金流需求和外部融资因此我们提出假设2：经营状况不好的公司，债务越多的与舞弊的可能性正相关，内部人控制也有利于舞弊行为的滋公司，舞弊的可能性越大。生；审计委员会中独立董事的增加与舞弊发生的可能性负相3援管理层的个人财务状况。股价受公司财务状况的影关。其建立的预测模型正确率达到了76%。响，而随着股票激励制度的盛行，管理层的个人财务状况与公国内方面，刘立国、杜莹（2003）的研究结果表明，法人股司的财务状况更是息息相关。因此我们预期管理层持股总数比例、执行董事比例、内部人控制度、监事会规模与财务舞弊较高的公司更可能进行舞弊。此外，市盈率能够放大财务状况的可能性正相关，流通股比例则与之负相关。陈国欣（2007）等对股价的影响。Beneish（1999）证明了财务舞弊的动机之一是援下旬窑77窑阴
阴财会月刊·全国优秀经济期刊高级管理人员追求自身经济利益最大化。会。此外，董事会除了设立四个专门委员会外，还可以根据需所以我们提出假设3：管理层收入与公司业绩联系越紧密要设立诸如风险管理委员会、并购重组审核委员会等其他委的公司越容易舞弊。员会，是否设立其他委员会也影响董事会的监督力度。4援财务目标。ROA用于评价资产的使用效率，也是考核综上我们提出假设8：董事人数、独立董事比例、董事会会管理者业绩的依据。而根据我国的相关规定，上市公司增发新议次数和其他委员会设立个数与财务舞弊负相关，董事会持股以及配股都要参照ROE这个指标，可见上市公司的经营业股数量和董事长与总经理两职合一与财务舞弊正相关。绩除了影响其股价的高低外，还是其能否获得再融资资格的（3）上市公司必须设立监事会，但监事会却无权罢免董关键因素之一，因此公司要融资，就会要使ROE指标达到要事，只被赋予了有限的监督权力，可见其监督力度较小，相反求，如果不能达到这个目标，那么公司很有可能进行舞弊。为了掩盖其舞弊行为，某些发生财务舞弊的上市公司通常设据此我们提出假设4：ROA和ROE与财务舞弊负相关。立一个大规模的监事会。此外，监事会会议次数越多，暗示公（二）机会司的问题越多，因而也更可能发生财务舞弊。刘立国、杜莹上市公司实施财务舞弊的机会，一般源于股权结构、治理（2003）和陈关亭（2007）均证明了监事会人数与财务报告舞结构以及外部审计的缺陷，下面分别分析其具体因素。弊显著正相关。1援股权结构。股权结构有两层含义：一是股权构成，指各因此我们提出假设8：监事总规模和监事会会议次数与财个不同类型的股东集团分别持有多少股份，在我国一般是指务舞弊正相关。国家股、法人股和流通股比例；二是股权集中度，即主要股东3援外部审计。财务报告须由CPA审计后才能披露，外部的持股比例。审计作为防范财务舞弊的最后一道防线，其不足之处无疑为由于国家股的产权主体是政府和行业主管部门，他们并财务舞弊提供了机会。虽然CPA的聘用与解聘由股东大会决不享有剩余索取权，只能行使监督权，从而缺乏有效监督经定，但股东大会通常只是名义上的委托人。当CPA出具的审计营者的经济利益驱动，导致财务舞弊机会增加；法人股股东相意见不利于管理当局时，管理当局很可能以解聘或不再续聘对来说具有更大的监控动力，可是由于国家股股东存在缺位来胁迫CPA，因而如果当年CPA出具了非标准的审计意见，则问题，分散的流通股股东又难以参与公司的决策，因此法人股说明CPA相对而言比较独立，至少不存在管理当局与CPA合大股东在董事会中通常拥有超出其出资额的权利和地位，容谋的财务舞弊。易成为公司实际上的“控制人”，这便使其有机会编制虚假财因此我们提出假设9：公司当年的审计意见类型为非标务信息来获取自身利益；至于流通股，因为他们可以随时“用准审计意见的公司存在舞弊的可能性更大。脚投票”，所以能对财务舞弊起到一定抑制作用。（三）合理化因此我们提出假设5：国家股比例和法人股比例与财务舞Stice（1991）指出审计失败与审计诉讼经常发生在更换会弊正相关，流通股比例与财务舞弊负相关。计师事务所后，并且进行财务舞弊的公司通常频繁地更换根据代理理论，股权过度集中会产生利益侵占效应，即当CPA以及会计师事务所，企图蒙混过关。此外，如果公司舞弊控股股东与非控股股东发生利益冲突时，控股股东可以通过发生之前的年度曾被出具非标准意见，则说明其财务报表存牺牲小股东的利益来追求自身利益。此外，随着累计制投票的在问题，而该问题也很可能一直没得到解决，甚至有可能过使用，当除第一大股东以外的其他大股东的累计权利能与第去的舞弊是为以后做准备，而应计水平的高低往往能从侧面一大股东相抗衡时，财务舞弊也能在某种程度上得到扼制。反映出管理层操纵财务报表数据的意愿强烈程度。综上我们提出假设6：股权集中度与发生财务舞弊的可能因此我们提出假设10：舞弊前两年更换CPA和会计师事性正相关。务所、有非标审计意见、舞弊前应计水平和舞弊前应计方向与2援治理结构。公司的治理结构由股东大会、董事会、监事财务舞弊正相关。会和经理人这四个部分组成。具体影响因素分别如下:三尧研究设计（1）股东大会虽不是常设机构，不直接监督经理人，但是（一）样本选择与数据来源在一定的情况下股东可以召开临时大会，股东大会会议召开本文以CSMAR数据库和中国证监会网站为数据来源，越频繁，则股东大会的监督力度越强，管理者舞弊机会减少。选取2000~2008年由于财务舞弊而被证监会、上交所、深交所据此我们提出假设7：股东大会会议次数与财务舞弊负相和财政部公开处罚的上市公司为样本，并按照一一配对原则关。选取控制样本。（2）董事会规模影响决策效率与监督效果；独立董事同公为保证数据的有效性，将违规的上市公司（共计712份样司不存在经济利益关联，其监管效果较好；而董事长兼任总经本）按以下顺序进行了逐步筛选：理，由于不相容职务未分离，增加了财务舞弊的机会；董事会1援选取违规时间处于2000~2008年区间的样本，如果舞弊会议次数越多，表明董事会成员的积极性越高，其监管效果较涉及多个年度的，以首次违规年度在区间范围内为准。好；而一旦董事会持有公司大量股份，其利益就与公司财务状2援因为研究中运用到的一些变量都是针对上市公司年度况相关，根据人的利己性，其很可能为公司财务舞弊提供机的，所以从“违规事件涉及的公告”中选择涉及年报的违规阴窑旬78窑援下
全国中文核心期刊·财会月刊阴样本。表2变量及其定义最终选定的违规公司样本的行业与年度分布表如表1变量代码定义因变量所示。Y是否舞弊院哑变量袁舞弊取1袁未舞弊为0X1现金再投资比率表1舞弊公司的行业与年度分布表财务稳定性X2净利润增长率行业金融业公共事业房地产综合工业商业合计X3营业毛利率年份压X4舞弊前一年的净利润2000034510224力X5资产负债率200105047319外部压力X6流动比率2002022213019X7每股收益200300548118X8每股留存收益200410136011X9市盈率管理层的个200500126110人财务状况X10高管持股数20060000303X11ROA20070000202财务目标X12ROE20080000101X13国家股比例合计1101320567107X14法人股比例控制样本的选取按照如下要求进行：X15流通股比例机股权结构会第一，Huang（1994）、Platt和Pedersen（1994）在做财务困境X16第一大股东持股比例预测研究时都把样本严格控制在相同的行业内，PersonsX17第一大股东与第二大股东持股比例之差（1995）的研究也表明，财务舞弊受行业的影响，可见行业是舞自X18第二大股东至第十大股东持股比例之和变弊发生的影响因素之一，所以本文限定控制样本与舞弊公司X19股东大会会议次数量在相同行业。X20董事总人数第二，Ho和Wang（2001）的研究表明自愿披露程度与公X21独立董事比例司规模呈正相关，蔡宁与梁丽珍（2003）的研究也表明，财务舞X22董事会持股数量弊与公司规模成反比。可见规模是影响舞弊发生的重要因素，董事长与总经理是否两职合一院哑变量袁两职合一取1袁治理结构X23否则为0所以本文在选取控制样本时保证了控制样本和舞弊样本的规X24董事会会议次数模（总资产）相近。X25其他委员会设立个数第三，控制样本没有因财务舞弊而受到证监会、上交所、X26监事总人数深交所和财政部公开处罚的历史。X27监事会会议次数（二）变量与模型当年的审计意见类型院哑变量袁标准审计意见为0袁否则本文尽可能地全面考虑财务舞弊的影响因素，并把它们外部审计X28为1按照舞弊三角理论分为压力、机会和合理化三类。在参照前文X29舞弊前两年是否换了审计师院哑变量袁换了为0袁没换为1文献回顾与研究假设部分的基础上，考虑了数据的可取得性。合X30舞弊前两年是否换了事务所院哑变量袁换了为0袁没换为1理本文选取的变量如表2所示。化舞弊前两年是否有非标审计意见院哑变量袁有非标审计X31根据赵国玉、王善平（2009）的研究，在预警效果上，Logistic意见为0袁否则为1模型依次优于Probit模型和LPM模型。因此，为进一步检验财舞弊前应计水平=渊会计利润-经营活动产生的现金流X32量净额冤/总资产务舞弊与特征指标之间的关系，我们以公司是否发生财务舞舞弊前应计方向院哑变量袁舞弊前应计水平为正时取1袁弊作为因变量，选取上述通过了单变量假设检验的特征指标X33否则为0作为自变量，建立Logistic回归分析模型如下：控制变量X34总资产Logi（tp）=ln［p/（1-p）］=琢+茁X+着ii其中：p为被解释变量（Y）取值为1的概率值，琢为截距，茁从表3可以看出，模型的卡方值为67，概率P值为0，说明解i为回归系数，X为通过了单变量假设检验的特征指标，着为残释变量的全体与LogitP之间的线性关系显著，采用该模型是i差项。合理的，拟合优度为，说明拟合效果尚可。四尧实证分析从回归结果来看，出现在模型中的变量表明：我们将数据导入软件中，采用BinaryLogistic进营业毛利率（X3）与财务舞弊在的显著性水平下负相行回归，回归方法选用以似然比向前逐步选择引入法，回归结关，这表明舞弊公司的营业毛利率较小，即盈利能力较弱。经果如下页表3所示。营不善的公司为了使财务报表看起来更“体面”，往往有更大援下旬窑79窑阴
阴财会月刊·全国优秀经济期刊的压力进行财务舞弊。五尧结论法人股比例（X14）与财务舞弊在的显著性水平下正根据本文的理论分析和实证研究，设计的财务指标体系相关，即舞弊公司的法人股比例更高。这证实了法人股大股东和模型对财务舞弊有一定的识别能力。在董事会中通常拥有超越其出资额的权利和地位，容易形成本文所设计的财务指标体系可以帮助审计师在实施审计内部人控制，从而增加舞弊的机会。前进行重点关注。投资者投资、债权人签订债务协议前也可参第一大股东持股比例（X16）与财务舞弊在的显著性考这些指标。水平下负相关，公司第一大股东的持股比例越高，其对经营从回归结果来看，我国上市公司发生财务舞弊的主要压者的监督力度将越强，减少了高管进行财务舞弊的机会，在一力来自于财务稳定性，盈利能力越弱的公司进行舞弊的动机定程度上抑制了财务舞弊的发生。越强。法人股比例越高的公司更容易形成内部人控制，能为财监事会会议次数（X27）与财务舞弊在的显著性水平务舞弊提供机会，这也从侧面印证了Dunn（2004）提出的“内下正相关，这说明我国的监事会会议并没有起到监督经营者、部人控制时财务舞弊更可能发生”的观点。第一大股东持股比减少舞弊机会的作用，相反印证了监事会会议属于“救火式”，例越高的公司不易舞弊，说明当第一大股东对上市公司具有舞弊公司亟待解决的问题更多，召开的监事会会议也更多。绝对控制权时，出于声誉和诚信度等方面的考虑，倾向于真实当年的审计意见类型（X28）与财务舞弊在的显著性地反映经营业绩和财务状况，并且由于自身利益的驱动，他们水平下正相关，即被出具了非标准审计意见的更有可能是舞也会对管理者实施强有力的监督，从而减少管理层舞弊机会，弊公司，可见注册会计师起到了最后防线的作用，在整体上对这个结果支持“利益协同效应”。监事会次数与财务舞弊正相发现财务舞弊做出了贡献。关，印证了我们提出的假设，也与刘立国、杜莹（2003）和陈关亭（2007）提出的我国上市公司的监事会无力控制财务舞弊是表3模型最终检验结果一致的。从整体上讲，注册会计师识别出了存在财务舞弊的公显著性指标回归系数BWald统计量显著性水平（Sig.)司，对其出具了非标准的审计意见。总的来说，本文的结果支持舞弊三角理论，在理论研究方鄢鄢面弥补了财务预警研究脱离舞弊动因理论的缺陷，检验了西鄢鄢方提出的舞弊三角理论在我国的实用性，并得出了与先前研鄢鄢鄢员究不同的结论：股权集中度与财务舞弊负相关，支持利益协同效应，而不是壕沟防御效应；尽管存在少数“害群之马”毁坏了鄢鄢鄢注册会计师的声誉，但是其整体上发挥了应有的监督作用，减鄢鄢鄢少了管理者进行财务舞弊的机会。在实践方面，从压力、机会与合理化三个方面对上市公司是否实施了舞弊行为进行识别鄢鄢鄢将会为财务检测及预测提供一个崭新的分析视角，并且将有助于对上市公司财务舞弊风险进行预警，同时将致力于提高注院鄢鄢和鄢鄢鄢表示在5%和1%的水平上统计显著袁检验审计师的审计效率。为双侧检验遥主要参考文献此外，为了检验预测值与实际观测值的吻合程度，我们得，出该模型的错判矩阵如下：statementfraund：，2009表4ClassificationTable（模型预测分类表）2.刘立国袁杜莹.公司治理与会计信息质量关系的实证Predicted研究.会计研究袁2003曰2ObservedYPercentageCorrect3.陈国欣袁吕占甲袁何峰.财务报告舞弊识别的实证研01究要要基于中国上市公司经验数据.审计研究袁2007曰.陈关亭.我国上市公司财务报告舞弊因素的实证分析.审计研究袁2007曰.杨清香袁愈麟袁陈娜.董事会特征与财务舞弊要要来自表4是预测值与实际数据的比较表，其以概率为舞弊中国上市公司的经验证据.会计研究袁2009曰7样本和非舞弊样本的分界点。表中显示，93家非舞弊公司中256.余玉苗袁吕凡.财务舞弊风险的识别要要基于财务指家被误判为舞弊公司，准确率为豫；93家舞弊公司中24家标增量信息的研究视角.经济评论袁2010曰4被误判为非舞弊公司，准确率为豫；总的正确判断率为7.赵国宇袁王善平.审计合谋的特征变量尧预警模型及其豫，准确率较高，基本上可以达到预测效果。效果研究.会计研究袁2009曰6阴窑下旬80窑援
