合理化要素在財務報告舞弊決策中的情境化差異

張恩碩陳邑早（博士）王雪竹高映雪

（1對外經濟貿易大學國際經濟貿易學院 北京 100029 2山東財經大學會計學院 山東濟南 250014 3中國鐵建投資集團有限公司 四川成都 610095 4東北財經大學會計學院 遼寧大連 116023）

一、問題提出

舞弊三角理論指出，壓力、機會以及合理化共同構成了舞弊案件中不可或缺的三個要素（Albrecht et al.，1995）。具體而言，壓力要素構成了行為人實施財務報告舞弊的先決條件（Erickson et al.，2004），具有隱蔽性且被懲罰概率較低的舞弊路徑則構成了行為人擺脫不良財務境遇的機會因素（Wells，2001），而合理化要素是指行為人需要引證虛假托詞來消解財務報告舞弊行為所引致的認知沖突（Murphy和Dacin，2011；林斌等，2022）。

隨著財務報告舞弊案發領域增多，財務報告舞弊映現出系統性與規模化明顯特征（徐靜等，2021）；為了更有效地解釋新現象、防治財務報告舞弊行為，學者不斷對舞弊三角理論要素的內涵與本質進行拓展與探究。相關研究多聚焦于激勵機制扭曲（雷光勇和陳若華，2005；陳艷等，2019）、約束機制失效（孫燕東、謝小瑩，2012；余思明等，2020）等組織制度分析方面，以實現對財務報告舞弊的壓力要素以及監管機會要素的把控。也有文獻對行為人實施財務報告舞弊所處的組織生態進行透視，以尋求阻斷財務報告舞弊的動因（王磊等，2018；陳邑早、張瑩、孔晨，2020）。那么，當處于幾乎同質的組織生態下，行為人置于幾近一致的壓力與機會條件下時，為什么某些行為人選擇實施財務報告舞弊，而其他人不會？毋庸置疑，這在某種程度上表明合理化要素在財務報告舞弊決策中的解釋力和重要性難以被其他因素所掩蓋。已有研究表明，對常見的合理化路徑實施阻斷可以顯著抑制行為人的舞弊行為（Murphy，2012），這意味著將合理化因素納入財務報告舞弊行為的治理框架之中是可能和可行的（Reinstein和Taylor，2015；陳邑早、陳艷、于洪鑒，2020）。

從本質上講，財務報告舞弊是一種人性考量，是“欲望陷阱”所折射出的某種現實寫照，而合理化要素是行為人為尋求自我道德救贖的重要方式。當行為人出現認知沖突時，合理化要素可以通過引證虛假托詞自我說服以削減負罪感；換言之，理論上，合理化要素可以通過分化行為人的內在道德防線來對行為個體的財務舞弊行為產生影響。由此，合理化要素對行為人財務報告舞弊行為影響的作用機理逐漸清晰化。那么若將合理化要素視作是一種“認知能力”，其是否構成了行為人一種較為穩定的特質，即是否“好人恒好而壞人常壞”？進一步，在不同情境下，行為人是否會在合理化要素作用下進入同質化的動機推理狀態？

本文認為，對他人認可的期望以及對自我道德的期望使得行為人的合理化傾向存在情境依賴性，在“信息-動機-行為”框架下合理化要素更偏屬于“信息工具”，只有被需要時才會被驅動：行為人是否為實施舞弊后的直接受益者，其在對合理化信息的搜尋、處理、認可和使用程度上是存在顯著差異的。

綜上所述，在舞弊情境和非舞弊情境下，行為人對合理化信息的接受認可程度是否存在顯著性差異？行為人的舞弊傾向性越強，是否越傾向于使用和認可這一“信息工具”？本文將通過情景模擬法嘗試對上述問題進行回答。需要指出的是，在道德推脫的理論框架下，行為人的合理化要素由八個維度刻畫（Bandura，1986），本文選取責任分散這一普遍且具有代表性的維度對上述問題進行探討。所謂責任分散，是指當行為人處于舞弊行為頻發的環境氛圍中時，會通過“所有人都這么做，錯不在我”的托辭來實現自我說服，將實施舞弊行為的責任由自身分散到整個舞弊群體上。

二、理論分析與假設提出

（一）財務報告舞弊行為合理化的情景依賴性

根據ACFE（2014）發布的職務舞弊案例的年度調查報告，約82%的舞弊行為人在此次調查之前從未受到過任何處罰，也從未實施過舞弊行為，這意味著大多數舞弊者并非“生而為惡”，大多數財務報告舞弊行為只是對特殊情境的一種應激性反映，而非其本身就具有掠奪性傾向①在現實情境中存在一類具有“掠奪者”傾向的財務報告舞弊行為人，其主要表現為只要存在財務報告舞弊機會，不論是否面臨財務壓力或者是否觸碰了道德底線，都會選擇實施舞弊行為，是一種病態性的舞弊心理。。Murphy和Dacin（2011）認為，將舞弊行為合理化的行為個體并非真正對自身實施的舞弊行為持認同態度。實質上，為了讓自身排解財務報告舞弊行為所產生的內疚、不安等情緒，強行解釋該行為是道德的，合理化要素為財務報告舞弊行為賦予了一種“特事特辦”的例外思維，即行為人在不受情境效應影響下會認為實施財務報告舞弊是不正確的。這也意味著對于行為人而言，合理化要素并非是一種穩定的個人特質，而是“當局者迷而旁觀者清”，具有情境依賴性。

Brown（2014）認為，誘發財務報告舞弊行為合理化需要具備的兩個基本條件是：具有將舞弊行為合理化的動機與可供將舞弊行為合理化的機會②此處“動機”“機會”是指個體具有實施合理化的動機以及可供用于合理化的相關信息，不同于舞弊三角理論中的“舞弊壓力”和“舞弊機會”。。其中，動機源自行為人所實施的財務報告舞弊行為與道德規范二者之間的認知沖突或失調，這種認知沖突或失調所產生的內疚、不安等情緒會使行為人產生將財務報告舞弊行為合理化的傾向；機會則指可供行為人搜尋、處理、認可并轉而生成虛假托詞的相關信息。換言之，當處于“置身事外”的情境下時，行為人認可合理化信息的動機性不強，個體的道德自我會讓其對合理化信息（機會）做出偏向評價，即處于合理化傾向較低的“旁觀者清”狀態；反之，當行為人“廁身其間”接受財務報告舞弊情境的刺激時，為了維護自身的道德自我，其認可合理化信息的動機性會顯著增強，認為在該情境下財務報告舞弊行為是可以被理解和接受的，即處于合理化傾向顯著增強的“當局者迷”狀態。基于此，本文提出如下假設：

H1：合理化要素具有不穩定性及情境依賴性，即在舞弊情境和非舞弊情境下，行為人對責任分散合理化信息的認可程度存在顯著性差異。

（二）財務報告舞弊行為合理化的動機推理過程

一般而言，行為人實施舞弊行為決策的微觀心理路徑可劃分為道德識別、直覺判斷、道德推理三個階段（Murphy和Dacin，2011）。具體地，行為人首先需要對自身所實施的行為進行道德識別，并在直覺上做出道德判斷，而后，行為人需要一個推理過程來證明自身判斷是準確的且能夠被接受的（Hiadt，2008）。當行為人處于道德推理階段時，他們其實已經作出了財務報告舞弊行為的相關決策，道德推理在于通過選擇性搜尋相關信息來將自身行為合理化。實質上，道德推理在實質上是一個動機推理的過程，且這一過程是非理性的（kunda，1999）。當處于非理性的動機推理狀態時，行為人會傾向于主動搜尋有利信息，規避不利信息來合理化自身所做出的判斷，以此來證明自己決策正確或錯不在我。因此，在動機推理的過程中，行為主體的舞弊傾向性越強，其搜尋合理化信息的動機性越強。由此，本文提出如下假設：

H2：置于財務報告舞弊情境下，行為人的舞弊傾向性越強，其搜尋驗證性信息的方向性動機越強。

三、研究設計

（一）情境設計

鑒于財務報告舞弊行為研究的敏感性，加之為了能夠更加真實地刻畫財務報告舞弊決策的現實情境，以激發被測試主體真實的情緒體驗、促進道德決策“趨真”，本文借鑒Mujtaba（1997）、于洪鑒等（2019）的做法，采用情境模擬法作為研究工具，對相關變量的測度也將沿用此研究工具展開。具體情境設置如下：

1.非舞弊情境下的責任分散合理化：本文選取Mooreetal.（2012）道德推脫量表中的責任分散題項。為避免實驗過程的需求效應影響行為人的后續判斷，本文將原量表的所有題項均予以保留。由于量表只為受試對象提供了可供合理化的信息，并沒有為其施以財務報告舞弊情境的刺激，因而適合用于測度被試主體在非舞弊情境下的合理化傾向，本文最終選定一個項目作為測度指標，即“當周圍的人都在做某件錯事時，個體就不應因做這件錯事而受到責備”，采用Likert7點測度。

2.財務報告舞弊傾向性：本文借鑒Brown（2014）的研究設計并加以情境編輯。

首先，情境中模擬了一位正在面臨財務報告舞弊決策的CEO，核心內容為：在舞弊收益（年工資額的35%）的影響下，其是否會選擇偽造憑證并遞延確認部分財產清查損失，以使本年的企業業績滿足考核目標。在此情境下，我們嘗試通過換位設想的方式讓被測試主體更情愿表達自我的真實態度。

信息流原理可謂是職務犯罪調查信息化的理論模型，信息流原理的信息學意義是指在實踐和空間中，向同一方向運動的一組信息。信息流的傳輸具有雙向性，信息在由信息源流向信宿的同時，也可以由信宿反作用于信息源，如改變其數量、內容、方式，［3］信息流原理與職務犯罪調查原理基本相同。

其次，由于行為人存在損失厭惡的認知偏差（Kahneman和Tversky，1979），本文設置的情境描述采用損失框架表達方式，以此強化財務報告舞弊情境刺激的有效性。

最后，為了給被測試主體提供更加真實的情境感受和充分的舞弊機會，情境中專門設計了較為貼切現實且具備操作性的財務報告舞弊路徑，并告知被試主體改變路徑的行為難以被發現。

舞弊傾向性的度量采用一個題項測度，即遞延確認12萬元牛肉制品損失的傾向性，采用Likert7點度量。

3.財務報告舞弊情境下的責任分散合理化：設定情境的主要描述為“在集團內通過財務報告舞弊來實現績效目標是一件常事”，以此來為被試主體提供責任分散合理化的信息。合理化傾向的度量題項同上。

4.情境模擬后測：采用四道題項來測度被試主體對實驗規則及情境的理解程度，例如“在情境分析中，您所填寫的數字越大代表傾向、認同、感受等越為強烈”，以進行操縱檢驗，在數據處理階段剔除填答錯誤的數據，從而保證研究結果的效力。

（二）模型構建

為檢驗前述研究假設，本文構建了如下檢驗模型，式（1）為學生樣本的檢驗模型，式（2）為實務人員樣本的檢驗模型。

其中，i代表不同的被試主體，合理化傾向作為被解釋變量，舞弊傾向性為解釋變量，性別、年齡和教育水平分別為控制變量，由于學生樣本與實務工作人員基本屬性的差異性，同時為了避免多重共線性，實務人員較在校學生增加一個崗位職級的控制變量。具體變量定義如表1所示。

表1 變量定義

（三）施測過程及樣本描述

正式施測時間為2020年8月26日至9月28日。實驗樣本共分為學生樣本和實務工作人員樣本兩部分。在校學生主要是通過實驗室實驗或實驗課堂的方式施測，實務工作人員主要是通過PHP+MYSQL技術來實現線上測試。

學生樣本的全部受試對象為629人，根據實驗后測的填答情況進行樣本剔除后，有效樣本365份，有效率58%。樣本的描述性統計顯示：女性278人；16—19、20—29、30—39歲分別為67人、295人、3人；大專及以下47人，本科196人，碩士及以上122人。實務工作人員的全部受試對象為640人，根據實驗后測的填答情況進行樣本剔除后，有效樣本348份，有效率54%。樣本的描述性統計顯示：女性236人；20—29、30—39、40—49、50—59 歲分別為126人、122人、70人、39人；大專及以下39人，本科187人，碩士及以上122人；崗位職級上，一般實務人員與基層管理者共239人，其余為中、高層管理者。需要指出的是，本文的學生樣本與實務工作人員樣本在性別分布比例上均未達到1∶1均衡水平，這與財經院校學生性別比例以及財務職業男女從業比例差異現實情況相一致。

四、數據分析與結果

（一）描述性統計與相關性分析

各變量間的描述性統計和相關系數值如表2、表3所示。在學生樣本中，舞弊傾向性的樣本均值為3.57，舞弊情境下責任分散合理化的均值為3.64，且兩者之間顯著正相關（r=0.61，p＜0.01）；實務工作人員樣本中，舞弊傾向性的樣本均值為3.25，舞弊情境下責任分散合理化的均值為3.47，且兩者之間同樣呈顯著正相關（r=0.57，p＜0.01），上述統計分析結果初步驗證了本文的研究假設。

表2 學生樣本變量均值、標準差和相關系數

表3 實務人員樣本變量均值、標準差和相關系數

（二）假設檢驗

1.財務報告舞弊行為合理化的情景依賴性。為了檢驗被試主體在財務報告舞弊情境與非舞弊情境下，對責任分散合理化信息的接受程度是否存在顯著性差異，實驗分別在上述兩種情境下對同一題項實施測度。結果如表4所示，檢驗樣本分為在校學生、實務人員和全樣本，統計計量結果分別匯報了均值T檢驗結果和秩和檢驗的結果，相關統計計量過程用SPSS 22.0軟件完成。

表4 舞弊與非舞弊情境下合理化傾向的差異性檢驗

由表4結果可以看出，不論對于在校學生樣本還是實務工作人員，其實驗結果是一致的：在非舞弊情境下，學生、實務人員對于責任分散信息的接受認可程度的均值分別為1.93和1.82，整體的認可程度較低，但是，當其受到財務報告舞弊情境的刺激后，實施舞弊行為的動機性顯著強化了個體對責任分散信息的接受程度，學生、實務人員合理化傾向的均值分別提高到了3.64和3.47，上述結果整體上表明了行為主體的合理化傾向呈現出不穩定性，并具有顯著的情境依賴性，假設1得到檢驗。

除此之外，該結果還解釋了行為人如何在舞弊行為中保持道德自我的作用過程。對具備基本道德價值觀念的行為人而言，在沒有動機與機會去實施某種不道德行為時，維護道德正義將在其內心擁有較高地位，行為人會以公正的視角批判他人的合理化借口，從而不斷強化個體的道德屬性；然而，當行為人同時具備動機與機會去實施某種利己的不道德行為時，其又會通過引證托詞、自我辯解強化道德認同感，通過選擇性地搜集信息以證明其不道德意向和行為是可以被接受的，從而維護自我的道德屬性。

2.財務報告舞弊行為合理化的動機推理過程。為了進一步檢驗行為人的財務報告舞弊傾向是否會導致其搜尋并認可合理化信息的傾向性變強，鑒于兩者互為作用的內生性，實驗設計將舞弊傾向作為前置測度變量，財務報告舞弊情境下責任分散的誘發信息作為后置測度變量，從而保證二者之間只存在單方向的作用關系，規避內生性的影響。本文采用前述式（1）、式（2）進行假設檢驗，相關統計計量過程用Stata 13.0軟件完成。

由于本文使用的是截面數據，所以可能存在多重共線性和異方差的問題。多重共線性的檢驗結果表明，學生樣本（M1）和實務人員樣本（M2）回歸系數的方差膨脹因子分別在1.02—1.30、1.00—1.73之間，說明回歸結果不受多重共線性的影響。另外，本文利用White檢驗，發現學生樣本（P=0.00）和實務人員樣本（P=0.00）均存在異方差性，因此，使用異方差穩健標準誤法來進行回歸估計。為了保證研究結果的穩健性，本文又將學生樣本與實務人員樣本數據進行合并，同時回歸模型剔除崗位職級的控制變量（M3），并重新進行多重共線性及異方差檢驗，檢驗結果表明方差膨脹因子結果介于1.02—1.05之間，表明回歸結果不受多重共線性影響；White檢驗表明存在異方差（P=0.00），使用異方差穩健標準誤法進行修正?；貧w結果如表5所示。

表5 穩健標準誤的模型回歸結果

回歸分析結果表明，行為人的舞弊傾向與自我合理化之間顯著正相關，表明當被測試主體處于財務報告舞弊決策的情境中時，其實施舞弊行為的傾向性越高，進而搜尋驗證性信息的方向性動機也就越強；由此，當處于潛在舞弊狀態的被測試主體接觸到可供責任分散的相關信息時，其接受并認可該信息的程度也會越高，因而合理化傾向越大。這一結果不論對于學生群體還是實務人員都是穩健且顯著的，假設2得到驗證。

關于控制變量部分，學生樣本與實務人員樣本的結果存在著一定的差異性，其可能原因是由于個體的社會閱歷與經驗對自我價值信念產生的影響。在學生樣本中，女性的舞弊合理化程度顯著低于男性（α=-0.381，P=0.042），然而在實務人員樣本中，性別對自我合理化的回歸系數為正值且不顯著（β=0.117，P=0.537），這代表在社會大環境中，性別的差異性作用不再顯著；不論是男性或是女性，為了既得利益而為自己的不當行為尋找托辭的傾向是一致的，甚至在本次研究中，女性在一定程度上高于男性；同樣地，在學生樣本中，教育水平與自我合理化傾向之間存在正相關關系但不顯著（α=0.199，P=0.114），然而在實務人員樣本中，兩者之間顯著正相關（β=0.358，P=0.015），這表明，隨著教育水平的提高、知識儲備的增加，行為人對信息的搜尋能力和加工能力也隨之增強，教育水平越高的個體越有能力將有關的隨機性信息轉化為利己的目的性信息，而且這種能力在職業環境中會被顯著放大。

五、研究結論與啟示

目前我國在合理化要素方面的研究較少，本文從影響因素的視角檢驗了合理化要素的不穩定性及其情境依賴性，并以此說明財務報告舞弊行為人維持道德自我的作用過程：出于對道德自我的保護，行為主體的合理化傾向具有很高的彈性和敏感性。在“置身事外”情境下，否認他人的財務報告舞弊托辭是強化自我道德屬性的一種方式；相反，在“置身其中”的情境下，認可自我的財務報告舞弊托辭同樣也是維護自我道德屬性的一種方式，表現為其實施舞弊行為的傾向性越強，搜尋驗證性信息的方向性動機越強，因而合理化傾向性越大。

本文認為，未來應從合理化角度出發，調整財務報告舞弊治理體制，通過建立健全財務舞弊懲罰機制、強化底線意識、著力培養行為人道德認知等方式以強化自我內疚感對舞弊行為的抑制作用、牢固正確的個體道德價值觀等手段，弱化甚至消除基于合理化建立起的虛假的自我認同與自我感動是具有現實意義的。上述結論也可以引發后續研究者關注實驗情境對于個體合理化傾向及道德推脫水平的影響作用。本文的研究結論有助于加強對于舞弊行為合理化“性質”的理解，進一步揭示了行為人決策的心理過程，對遏制行為人舞弊具有積極的作用。