一、引言

自2008年以来，我国相关部门相继发布《企业内部控制基本规范》以及《企业内部控制配套指引》。内部控制作为企业风险防范机制和公司治理机制的有效途径，是企业实现长期稳定发展、抵御内外部风险、提高自身竞争力和经营绩效的保障，对其进行研究有着深远的意义。

根据高阶管理理论，高管人员是公司重大战略和制度的制定者，对企业内部控制与绩效有着重大影响。学者因此探讨了高管人员因素与内部控制质量的关系，以及内部控制质量对盈余质量和企业绩效的影响。研究均表明高管人员因素如其特征、异质性、变更对企业内部控制有着重大影响。其中，高管变更会打破原有组织关系网，导致企业内部控制环境的不稳定，影响内部控制制度的实施，从而降低内部控制质量。学者对内部控制与财务舞弊相关性的研究结论并未统一，分为无关论和相关论。而美国《内部控制——整体框架》和我国《企业内部控制基本规范》均表明，内部控制的目标之一就是保证财务报告的真实可靠性。由此可见，内部控制与财务造假是存在一定联系的。此外，部分学者以上市公司为对象研究发现，在高管团队因素与企业绩效和盈余管理的关系中，内部控制起到了中介和调节作用（常启军等，2015；孙文萃，2016）。进行文献梳理发现，现今学者得出的研究结论均基于所有上市公司，故具体到特定行业时，内部控制、高管变更与财务造假三者之间的内在关系值得进一步探讨。

房地产业作为国民经济的支柱产业，加速了家用电器、耐用品、住宅装修、家具、建材等一系列上、下游产业的发展，在整个国民经济中占据重要地位。经济的高速发展、城镇化水平的提高及城镇人口的快速增长同时也扩大了房地产业的市场需求，房地产公司快速壮大起来。然而，房地产公司在数量和规模上的扩大，导致其内部管理也面临严峻的挑战。从2016年11月15日中海地产执行董事、主席兼行政总裁郝建民离职开始，金科、万科、龙湖、保利、中粮、碧桂园等品牌房企接连爆出高管离职事件。《中国非金融类上市公司财务安全评估报告（2017春季）》显示，在138家房地产上市公司中，71%的公司存在不同程度的报表粉饰即财务造假嫌疑。

由此可见，较其他行业而言，房地产业出现高管变更和财务造假的现象更为普遍，而内部控制作为保证企业稳定发展、提升企业经营业绩的机制，在公司高管变更与财务造假的关系中可能起到关键作用。故本文以内部控制质量为中介变量，探讨其与高管变更和财务造假的内在联系，完善相关研究。同时，本文的研究对于加强企业内部治理及外部监督有一定的现实意义。

二、文献回顾与研究假设

国内外学者对高管变更的研究主要集中于其与盈余管理的关系研究。Moore（1973）最早研究发现，CEO变更当年会负向操作公司盈余。在此基础上，学者们相继得出高管变更与盈余管理的关系显著的结论。

Wells（2000）、Godfrey等（2003）以澳大利亚公司为研究对象，发现高管变更当年出现负向操纵盈余的行为。Hazarika等（2012）研究表明，CEO的任期与财务报告的真实性及盈余质量正相关。新任CEO出于业绩压力，会进行一定程度的报表粉饰，降低盈余质量。

综上，内部控制在公司运营和治理的各个环节中都起到了重要作用，一旦内部控制存在缺陷，不仅企业内部各部门的运营受到阻碍，企业的外部抗风险能力及核心竞争力也会随之下降，导致经营业绩的下滑，从而引发财务造假。因此，本文对房地产业内部控制质量与财务造假的关系作如下假设：

李争光、李竑（2014）指出，在2006～2010年期间，共有321家房地产上市公司更换了高级管理人员。李争光、张勇（2012）以房地产上市公司为对象，研究发现企业高管变更与违约风险显著正相关，并指出违约风险高的企业操纵财务报表的可能性更大。上官鸣、王瑞丽（2011）及盛琐岩、张玉兰、权慧（2012）也以我国上市房地产企业为对象，研究发现房地产上市企业普遍利用资产减值准备进行盈余管理。

盈余管理与财务造假的相同之处为行为主体对会计信息的人为调控，以达到行为主体的目的。高管特征如年龄、性别、学历等因素都会因人而异，当高管人员发生变更，意味着高管的背景特征亦相应改变，从而也会影响财务舞弊行为。随着近几年我国相关政策的实施，房地产业高管人员的业绩压力增大，高管变更日趋频繁，而新任高管在内外部压力作用下进行财务造假的可能性相应增加。鉴于前人对于高管特征、变更与盈余管理关系的研究结论，本文对房地产业高管变更与财务造假之间的关系作如下假设：

H1：高管变更与财务造假正相关。

住培工作是医学生毕业后教育的重要部分，是目前临床教学工作中的重点。传染病教学由于其流行病学特点具有很多局限性。如何在有限的2个月轮转实习过程中高效的完成教学工作，是每个传染科带教老师需要解决的问题。传统教学方法存在许多缺点，提高教学质量的关键是要尝试教学方法的改变。PBL是基于现实世界的以学生为中心的教育方式，1969年由美国的神经病学教授Barrows首创[1]，TBL是以团队为基础，引导学生自主学习，于20世纪90年代初由Michaelsen博士提出[2]。本研究比较PBL联合TBL与传统教学法在传染科住培教学中的效果。

陈丽蓉等（2016）指出，高管变更与内部控制质量显著负相关，并且在国有产权背景下，这种负向关系更为显著。林钟高等（2017）从动态视角验证了高管变更与内部控制缺陷的关系，研究表明内部控制缺陷会导致高管的变更，而高管的变更则会加强内部控制缺陷的修复。Johnstone等（2011）研究发现，企业在发生财务重述、内部控制有重大缺陷等背景下，高管变更的可能性显著增大，以此来解决财务和内部控制存在的问题。

不难发现，陈丽蓉等（2016）得出的高管变更与内部控制质量呈负向关系的结论，是基于一个静态视角而非动态修复的过程。后两位学者是以内部控制存在缺陷为出发点，在此基础上才得出内部控制存在缺陷时高管会发生变更，且变更后会修复内部控制缺陷的结论，这是一个动态循环过程，从而导致结论有所差异。本文探讨的高管变更对内部控制质量和财务造假的影响也是在静态视角下，直接从高管变更的角度出发，因此本文认为高管变更与内部控制质量负相关。

对于直流系统，一旦发生双极闭锁，直流线路停运，对送端和受端的电网冲击很大，严重影响电网安全运行，因而应尽力将双极闭锁的概率降到最低。

钟小丽（2016）系统地分析了我国房地产企业财务内部控制的现状，指出房地产企业财务内部控制体系存在较大的问题，其中财务管理人员是其重要影响因素，管理人员的能力、素质以及其财务内部控制意识起到了决定性的作用。对于企业而言，稳定的内部环境是由各个利益相关主体共同形成的组织关系，高管的变更不仅影响企业以往的战略与制度，还会牵动整个企业的关系网，打破以往利益相关主体建立的组织关系，造成内部环境的不稳定，使得内部控制制度的实施受到阻碍，从而降低内部控制质量。对于房地产业而言，因业绩压力导致高管人员的流动率相比其他行业要高得多。前文已提到，李争光、李竑（2014）指出在2006～2010年期间，共有321家房地产上市公司更换了高管。所以这种对组织内部关系网和内部控制环境的负面影响在房地产业更为明显。甘勤（2016）也指出，在不考虑虚报作假的情况下，2014年有28.9%的房企存在一定程度的内部控制缺陷。

高管变更，一方面会导致公司运作的战略与制度出现一定程度的变动，另一方面，高管作为内部环境的组成部分，其变更会带来组织的利益相关者间资源的重新配置，以及组织关系的重建，导致内部控制系统的不稳定。因此，本文对房地产业高管变更与内部控制质量的关系作如下假设：

H2：高管变更与内部控制质量负相关。

Hermanson（2000）以美国熟悉财务信息的相关人员（包括内部审计师、企业高管等九类）为研究对象，调查了其对内部控制报告的认知，研究发现内部控制质量能够有效减少财务造假行为。我国学者杨丽莎（2013）以奥林巴斯造假案为例，对其造假全过程进行了细致的分析，发现公司内部控制问题十分严重，各个环节都存在一定的漏洞，其中内部控制环境就是很重要的一个因素。

不少学者以房地产业为对象也得出了相同的结论。郭志丰（2017）系统地分析了房企在销售与收款上的内部控制问题，研究表明，内部控制体系和制度的不完善是造成企业在销售和收款上存在问题的重要原因。与郭志丰的观点一致，晏祥菊（2012）指出房地产业开发的产品具有周期长、分割性销售、预售的特点，因此房企的盈亏状况是以能够确认的销售收入为基础的，这为房企在销售收入上造假创造了一定的条件。于冰如（2014）研究表明，我国房地产上市企业内部控制质量参差不齐、整体偏低，2012年有33.85%的房企存在着内部控制缺陷，并以深振业等三家房地产上市公司为例，研究发现企业的内部控制缺陷与盈余质量负相关，内部控制缺陷越多，盈余质量越低。

朱星文等（2010）研究发现，高管变更当年存在负向盈余管理行为，并且两者关系会受到股权特征的影响。林永坚等（2013）指出CEO变更当年，会引发基于应计项目的负向盈余管理行为，而且这种调减利润的程度在CEO和董事长同时变更时更大。卢鑫、李慧敏和陈烁辉（2015）从舞弊动因理论和高层阶梯理论的角度出发，发现高管特征与财务舞弊行为密切相关，并得出高管特征对舞弊行为严重性也有影响的结论。钱苹、罗玫（2015）在研究财务造假预测模型时，总结了前人的研究中有关财务造假、盈余管理等的影响因素，其中就包括高管（CEO和董事长）的任期。可以看出，高管特征、任期、变更都对盈余管理存在影响。

H3：内部控制质量与财务造假负相关。

高管是公司重大战略和制度的制定者，根据高阶理论，高管特征的差异性会导致高管管理风格与认知的不同，从而影响组织绩效。因此高管的变更一方面会导致公司运作的战略与制度出现变动，从而影响企业各部门的运营，导致企业绩效波动；另一方面，陈丽蓉、罗星、韩彬（2016）证实高管变更与内部控制质量之间存在负向关系。高管本身作为内部环境的组成部分，其变更会带来组织的利益相关者间资源的重新配置，以及组织关系的重建，导致内部控制系统不稳定，从而影响内部控制质量。

（1）高管变更与财务造假显著正相关。根据舞弊动因理论，高管拥有公司的控制权，有机会进行财务造假，且来自公司内外部的绩效压力会导致新任高管发生财务造假行为。

至此，他们开始了由陌生到熟悉，由略显拘谨到无话不谈，由生意而生活，由男人而女人的递进交流。尤其在一次王树林自损折扣而让伍亦苒获得一笔六位数字的回报后，他们的邦交关系进入了伙伴加兄妹的层面。他们互加了好友，他们从对方的网名里找到了缘份，一个叫“红尘修炼”，一个叫“心有所依”，红尘修炼的最终结果是为了心有所依吧。他们为此聊得很开。放开和开心，乐此不疲。王树林很享受这样的过程，即便在遭受来自辛娜的冷遇打击里，这份久违的交流自然起到了分流愤懑减少苦痛的镇静作用，因而更显必要合理而被倍加珍视。

由于第二种评判方法会导致造假样本少，本文借鉴第一种财务造假评判方法，当年审计意见为非“标准无保留”的企业为财务造假样本，取值为1，否则取值为0。

三、研究设计

1.样本选择与数据收集。本文以2012～2016年我国A股房地产上市公司为初始样本，并删除了以下样本：①∗ST、ST公司；②内部控制存在重大缺陷的公司；③数据缺失或不详的公司。进行筛选后，2012年和2013年各有118个样本、2014年有117个样本、2015年和2016年各有119个样本。总样本观测记录为591条。

上市公司高管变更的数据来自CSMAR数据库，内部控制质量和财务造假的数据来自CSMAR数据库和RESSET数据库，控制变量如企业规模、资产负债率、资产净利率以及股权集中度的数据来自RESSET数据库。统计分析使用的数据来自作者手工整理。

数据的统计分析借助SPSS17.0来完成，分析方法主要包括：描述性统计分析、相关分析、回归分析和稳健性检验。

2.变量定义。

（1）自变量——高管变更（Turnover）。杜兴强（2010）、林永坚（2013）在探讨高管变更与盈余管理的关系时指出，高管的变更即董事长或CEO职位的变更。陈丽蓉等（2016）在研究高管变更与内部控制质量的关系时，也是将高管变更定义为董事长或CEO的变更。董事长和CEO拥有公司的控制权，制定公司的总体战略以及制度，指导着公司整体运作与经营，对于公司的管理有着很强的代表性，本文将董事长和CEO作为公司高管的代表，将高管变更定义为董事长或CEO职位的变更。职位变更当年变量取值为1，无变更时取值为0。

（2）中介变量——内部控制质量（ICQ）。陈丽蓉等（2016）用内控指数来衡量企业内部控制质量。常启军等（2015）参考前人的研究成果，将与内部控制相关的六个指标加权打分，包括是否出具内控评价报告和内控审计报告、审计意见类型、会计师事务所、内控缺陷、整改措施，最后得出内部控制质量的分数。本文借鉴这种综合评价法，选取是否披露内控评价报告和内控审计报告、内部控制是否有效和审计意见类型这四个代理变量，每项赋予分值“1”，前三个代理变量为“是”时取值为1，否则为0，审计意见类型为“标准无保留”时取值为1，否则为0。所以内部控制质量最小取值为0，最大取值为4。

（3）因变量——财务造假（Fraud）。郑海莉（2016）将财务造假定义为：为满足自己的利益，行为主体通过各种不正当的手段来粉饰财务报表，向会计信息使用者传递对自身有利的、虚假的、误导性的财务数据。本文借鉴上述定义，认为财务造假是行为主体有目的、有针对性地违背会计准则，篡改、捏造、错报财务数据，使会计信息失真，只披露对行为主体有利的信息的行为。由于信息不对称，财务报告所披露的信息是投资者、现有股东了解上市公司经营现状的重要途径，故财务报告作假是财务造假的重要手段，财务报告的审计意见类型也因此是国内外学者评判财务造假的依据之一。另一种评判方法则以是否受到监管部门的处罚为依据，部分在经营过程中存在造假行为而受到监管部门处罚的公司，即使财务报告的审计意见表明其没有问题，仍属于财务造假的范畴。

H4：内部控制质量在高管变更与财务造假的关系中起中介作用。

近年来，钢筋混凝土空心墩在大跨径高墩桥梁中应用较多，但关于空心墩的抗震性能方面的研究较少，故本文针对钢筋混凝土空心墩的延性能力进行了分析。

（4）控制变量。钱苹、罗玫（2015）在研究上市公司财务造假预测模型时，总结了国内外学者发现的影响公司财务造假、盈余管理、财务重述等方面的因素，包括八大特征指标，如财务业绩指标、公司治理指标等。在这八大特征指标中，包括资产负债率、股权集中度、资产净利率等。本文在探讨高管变更对财务造假的影响时，有必要排除这三个因素对结果的干扰，所以将这三个因素作为控制变量引入模型。陈丽蓉等（2016）在研究高管变更与内部控制质量的关系时，除引入资产负债率、股权集中度、资产净利率这三个因素外，还将企业规模和年份也作为控制变量加入研究模型。本文借鉴上述三位学者的思想，将资产负债率（LEV）、股权集中度（OwnCon1）、资产净利率（ROA）、企业规模（Size）和年份（Year）作为控制变量，具体定义见表1。

表1 控制变量定义

变量符号ROA LEV OwnCon1 Size Year变量名称资产净利率资产负债率股权集中度企业规模年份变量定义及取值净利润/平均资产总额负债总额/资产总额第一大股东持股数/总股数企业总资产的对数年份虚拟变量，当年取值为1，否则为0

3.模型设计。本文从高管变更的角度出发研究其对上市公司财务造假行为的影响，通过对文献的回顾与梳理，本文大胆假设高管变更不仅会直接影响财务造假，并且还存在另一条作用路径，即通过影响内部控制质量来作用于财务造假行为，内部控制质量在两者的关系中扮演中介变量的角色。根据中介效应的检验过程，本文提出了四个假设、三个变量的关系图整理如下：

理论模型图

根据假设与理论模型，本文建立了四个回归模型来检验假设，如下所示：

模型一，高管变更与财务造假的回归分析模型，其中高管变更（Turnover）为解释变量，财务造假（Fraud）为被解释变量：

取上述各组切片，常规HE染色：二甲苯脱水2次，30 min/次；1 000 mL/L无水乙醇脱水2次，依次为30 min和10 min，然后依次用950、900、800、700 mL/L乙醇至水各3 min，蒸馏水3 min；最后用苏木精染色5 min，流水冲洗20 min；5 g/L伊红染色10 s，流水冲洗20 min，依次用700、800、900、950、1 000 mL/L乙醇分别脱水2 min，然后再用1 000 mL/L乙醇脱水2 min， 二甲苯透明，中性树胶封片；最后在光学显微镜下观察HE染色情况并拍照。

模型二，高管变更与内部控制质量的回归分析模型，其中高管变更（Turnover）为解释变量，内部控制质量（ICQ）为被解释变量：

卫子夫进宫一年后怀孕了。陈皇后的母亲、刘彻的姑妈窦太主知道以后，派人绑架了卫青，幸好得到战友公孙敖（）的救援。之后，刘彻命卫青统领建章营。

模型三，内部控制质量与财务造假的回归分析模型，其中内部控制质量（ICQ）为解释变量，财务造假（Fraud）为被解释变量：

采用逐步检验法检验内部控制质量的中介作用前，只有模型一中的β11、模型二中的β21以及模型三中的β31显著时，才能继续检验模型四中的中介效应。

模型四，内部控制质量在高管变更与财务造假关系中的中介效应的回归分析模型，其中高管变更（Turnover）为解释变量，财务造假（Fraud）为被解释变量，内部控制质量（ICQ）为中介变量：

Before the experiment,the average score of experiment group(EG)and control group(CG)were very close,which means the start level of twogroupswerethesame.

四、实证检验与结果分析

1.描述性统计。样本的描述性统计结果如表2所示。由表2可见，高管变更的最小值为0，最大值为1，均值为0.320，反映出房地产业高管的变更比较普遍，且标准差为0.468，行业内差异较大。内部控制质量的最小值为0，最大值为4，均值为3.720，标准差为0.779，行业内差异较大。财务造假的最小值为0，最大值为1，标准差为0.254，说明不同房企间造假行为差异较小。资产净利率的最小值为-0.152，最大值为0.790，均值为0.028，标准差为0.048，说明房地产业的盈利水平偏低且差异较小。资产负债率最小值为0.046，最大值为1.202，均值为0.652，反映出房地产业负债率偏高，偿债能力较差。股权集中度最小值为0.071，最大值为0.894，均值为0.397，反映在房地产业第一大股东持股比例还是有较大差异的。企业规模最小值为19.189，最大值为27.446，平均值为23.194，标准差为1.396，反映出房地产业的公司规模存在较大差异。

表2 样本描述性统计

变量Turnover ICQ Fraud ROA LEV OwnCon1 Size N 最小值最大值591 591 591 591 591 591 591 0 0 0 1 4 1-0.152 0.046 0.071 19.189 0.790 1.202 0.894 27.446均值0.320 3.720 0.070 0.028 0.652 0.397 23.194标准差0.468 0.779 0.254 0.048 0.177 0.175 1.396

2.相关性分析。各变量之间的相关系数如表3所示。从表3中的数据来看，高管变更与财务造假的相关系数为0.305，两者呈正相关关系；高管变更与内部控制质量的相关系数为-0.135，两者呈负相关关系；内部控制质量与财务造假的相关系数为-0.232，两者呈负相关关系。

此外，所有变量间的相关系数均小于0.5，表明模型合理，且共线性情况较好。

表3 相关性分析结果

注：∗∗表示p＜0.01、∗表示p＜0.05。

变量Turnover ICQ Fraud ROA LEV OwnCon1 Size Turnover 1-0.135∗∗0.305∗∗-0.034-0.057-0.055-0.069 ICQ Fraud ROA LEV OwnCon1 Size 1-0.232∗∗-0.029 0.127∗∗0.021 0.268∗∗1-0.145∗∗-0.125∗∗-0.109∗∗-0.228∗∗1-0.130∗∗0.098∗0.066 1 0.187∗∗0.440∗∗1 0.157∗∗1

本文以我国A股房地产上市公司为研究对象，在此基础上得出的研究结论针对性比较强，但也正因如此，可能对其他行业的适用性不足。未来研究可基于其他行业展开，得出更加具体的、有针对性的研究结论。

模型一为高管变更与财务造假的回归分析结果。数据显示，F值为21.138，sig＜0.01，回归方程显著，调整的R2=0.146，拟合优度较低，说明因变量财务造假可以被模型一解释的部分较少。高管变更与财务造假的回归系数为0.160，在1%的水平上两者呈显著的正相关关系。数据表明，当董事长或者CEO职位发生变更时，会引发公司财务造假行为，回归分析结果验证了H1。各变量回归系数的VIF在（1，10）之间且明显小于10，D-W值为1.678，证明各变量间不存在多重共线性和序列相关。

模型二为高管变更与内部控制质量的回归分析结果。数据显示，F值为11.769，sig＜0.01，回归方程显著，调整的R2=0.084，拟合优度很低，说明因变量内部控制质量可以被模型二解释的部分很少。高管变更与内部控制质量的回归系数是-0.204，在1%的水平上两者呈显著的负相关关系。数据表明，当董事长或者CEO职位发生变更时，会导致内部控制质量的下降，回归分析结果验证了H2。各变量回归系数的VIF在（1，10）之间且明显小于10，D-W值为1.360，证明各变量间不存在多重共线性和序列相关。

模型三为内部控制质量与财务造假的回归分析结果。数据显示，F值为14.038，sig＜0.01，回归方程显著，调整的R2=0.099，拟合优度很低，说明因变量财务造假可以被模型三解释的部分很少。内部控制质量与财务造假的回归系数是-0.064，在1%的水平上两者呈显著的负相关关系。数据表明，当内部控制质量下降时，会引发公司财务造假行为，回归分析结果验证了H3。各变量回归系数的VIF在（1，10）之间且明显小于10，D-W值为1.665，证明各变量没有多重共线性和序列相关。

表4 回归分析结果

注：∗∗∗表示p＜0.01；∗∗表示p＜0.05；∗表示p＜0.1；括号内为t值。下同。

变量（常量）VIF-- -1.083-1.008 1.070 1.071 1.677 LEV Turnover-1.621 1.054 1.067 1.067 1.008 ICQ 1.671 VIF-1.056 1.056模型二（因变量：ICQ）系数-0.049（-0.084）-0.204∗∗∗（-3.052）--1.001（-1.494）-0.314（-1.382）-0.067（-0.368）0.174∗∗∗（6.142）控制0.084 11.769∗∗∗1.360 591 1.675模型一（因变量：Fraud）系数0.915∗∗∗（4.910）0.160∗∗∗（7.443）--0.640∗∗∗（-2.972）0.003（0.037）-.079（-1.339）-0.036∗∗∗（-3.989）控制0.146 21.138∗∗∗1.678 591 1.671 1.056 1.726 Size Year Adj.R2 F值D-W值N模型四（因变量：Fraud）系数0.912∗∗∗（4.959）0.149∗∗∗（6.977）-0.053∗∗∗（-4.019）-0.693∗∗∗（-1.494）-0.014（-0.192）-0.082（-1.417）-0.027∗∗∗（-2.927）控制0.167 20.764∗∗∗1.638 591模型三（因变量：Fraud）系数1.024∗∗∗（5.373）--0.064∗∗∗（-4.742）-0.748∗∗∗（-3.380）-0.028（-0.372）-0.099（-1.638）-0.027∗∗∗（-2.836）控制0.099 14.038∗∗∗1.665 591 VIF ROA 1.621 VIF-1.726 1.024 1.101 OwnCon1

模型四为内部控制质量在高管变更与财务造假关系中的中介效应的回归分析结果。在模型一的基础上，引入内部控制质量，将所有变量放到回归模型中进行分析。数据显示，F值为20.764，sig＜0.01，回归方程显著，且调整的R2由0.146增加到0.167，拟合优度有所提高，说明因变量财务造假可以被模型四解释的部分较多，此模型更合理、更优。高管变更与财务造假的回归系数是0.149，在1%的水平上两者呈显著的正相关关系。内部控制质量与财务造假的回归系数是-0.053，在1%的水平上两者呈显著的负相关关系。与模型一对比，引入内部控制质量后，高管变更与财务造假的回归系数由0.160变为0.149，且在1%的水平上显著，表明内部控制质量在高管变更与财务造假的关系中存在部分中介作用。高管变更除直接作用于公司财务造假，还通过影响内部控制质量间接影响财务造假，回归分析结果验证了H4。各变量回归系数的VIF在（1，10）之间且明显小于10，D-W值为1.638，证明各变量间不存在多重共线性和序列相关。

在博物馆的实验室中，当包裹在化石外面的石膏被清理干净之后，古生物学家惊奇地发现：这些化石竟然来自于12只恐龙，而且这12只恐龙都属于同一种食肉恐龙。这么多食肉恐龙，而且是大型食肉恐龙一起被发现，是非常罕见的。

4.稳健性检验。本文采用变量替换法，对回归分析结论进行稳健性检验，以保证研究结论的可靠性。控制变量中，以每股收益（EPS）替换资产净利率（ROA），股权集中度的度量由第一大股东持股比例（OwnCon1）替换成前十大股东持股比例之和（OwnCon10）。稳健性检验结果如表5所示，可以看出高管变更与财务造假的回归系数、高管变更与内部控制质量的回归系数、内部控制质量与财务造假的回归系数，以及中介效应的回归系数与前文无明显差异，回归结果与前文一致。因此本文的研究结论具有可靠性。

五、结论与建议

1.研究结论。本文选取我国A股房地产上市公司为研究对象，以2012～2016年的数据为样本，实证分析了高管变更、内部控制质量与财务造假之间的关系，其中内部控制质量作为中介变量引入模型。研究结论如下：

高管变更引起的公司绩效波动会对新任高管造成业绩压力，因此其有需要（动机）进行财务造假，而变更引起的内部控制缺陷，则会让高管有机会进行财务造假，且造假行为暴露的可能性降低。作为拥有控制权的高管人员，在机会允许的情况下贪婪程度将会提升，根据GONE理论，高管极有可能进行财务造假。因此，内部控制质量可能在高管变更与财务造假的关系中起到传导作用。此外，常启军等（2015）也在研究高管因素对企业绩效的影响时，将内部控制质量作为中介变量。故本文提出如下假设：

（2）高管变更与内部控制质量显著负相关。高管变更不仅影响企业以往的战略与制度，还会牵动整个企业的关系网，打破以往利益相关主体建立的组织关系网络，造成内部环境的不稳定，使得内部控制制度的实施受到阻碍，降低内部控制质量。

（3）内部控制质量与财务造假显著负相关。内部控制不完善，制度实施受阻，会使原本相互协作与牵制的平衡局面被打破，从而导致利益主体为个人目的做出造假行为。

（4）内部控制质量在高管变更与财务造假的关系中起到部分中介作用，高管变更不仅直接作用于财务造假，还通过影响内部控制质量进而影响财务造假。

表5 稳健性检验

变量（常量）VIF-1.004 Turnover 1.022 1.123-1.200 1.222 1.619 1.004 1.147 1.200 LEV 1.619 VIF-ICQ -EPS 1.147 VIF 1.150 1.149模型一（因变量：Fraud）系数1.008∗∗∗（5.010）0.166∗∗∗（7.657）-0.003（0.143）0.037（0.508）0.017（0.277）-0.044∗∗∗（-4.399）控制0.131 18.809∗∗∗1.685 591 1.624 1.920 Size Year Adj.R2 F值D-W值N模型四（因变量：Fraud）系数0.967∗∗∗（4.850）0.155∗∗∗（7.178）-0.050∗∗∗（-3.704）-0.007（-0.382）0.020（0.283）0.006（0.093）-0.033∗∗∗（-3.235）控制0.150 18.303∗∗∗1.643 591 1.225 1.103 2.083 1.625 2.082 OwnCon10模型二（因变量：ICQ）系数-0.828（-1.348）-.215∗∗∗（-3.250）--0.187∗∗∗（-3.460）-0.333（-1.502）-.235（-1.219）0.215∗∗∗（7.038）控制0.102 14.362∗∗∗1.366 591模型三（因变量：Fraud）系数1.038∗∗∗（5.003）--.062∗∗∗（-4.511）-0.012（-0.676）0.005（0.068）-0.003（-0.048）-0.032∗∗∗（-2.935）控制0.076 10.7321∗∗∗1.667 591- -VIF-1.920

3.多元回归分析。本文以2012～2016年591家A股房地产上市公司的数据为样本，对高管变更、内部控制质量、财务造假三个变量两两之间的关系进行了回归分析，并进一步验证了内部控制质量在高管变更与财务造假关系中的中介效应，具体的数据分析结果如表4所示。

2.对策建议。内部控制质量的高低对于公司的长远发展有着举足轻重的影响，内部控制质量不仅来源于组织内部的每个成员，组织外部的审查监督力量也不容忽视。对此，本文提出如下建议：

（1）建立合理的高管层激励制度。对高管的激励制度不应停留在绩效薪酬制，实施股权激励制度能绑定高管与企业的长期利益，增强激励与约束作用。

随着信息时代的来临，网络正在越来越强烈的改变着社会，影响着人们的学习、生活、思维方式、人生观和价值观。互联网在开启一种全新的文化空间的同时，也使青年学生的心灵受到冲击。西方的一些文化往往对于青年人带有极大的诱惑，暴力、迷信、色情也充斥网络，网络垃圾泛滥成灾，精神文明环境受到极大威胁。网络这一载体为大学生喜闻乐见已经是不争的事实，高职院校学生也是网民的主要力量。实习期的大学生远离学校和家庭，对社会的参与被限制在最直观、最感性的层面，心理更易产生不安与困惑，致使行为高度个性化，最终导致心理失衡和变异表达。

（2）企业需加大内部控制建设力度。内部控制贯穿于企业的整个运营管理过程，因此应因地制宜地制定内部控制制度，而不是照搬其他。要定期自查、定期更新内部控制体系，保证企业不同阶段的稳定发展。此外，加大对内部审计部门的授权，加大对财报工作的审核监察力度。

（3）落实高管信息系统。高管变更引起的财务造假是一种短视行为，只有当所得利益高于造假成本时，才会发生财务造假。统一建立高管信息库，记录高管信誉，可以提高其造假成本，减少高管变更引起的财务造假。

（4）外部机构加强对企业内部控制质量的监督与审计工作。加强内部控制法律法规建设，制定内部控制规范细则，鞭策企业加强内部控制体系的建设，同时完善对财务造假行为的惩罚机制，实现违法必究。

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为儿童的一生奠基就要站在儿童可持续发展的高度思考问题，这就需要学校教育既要有基础性，又要有前瞻性、大视野。随着知识经济时代的来临，终身学习已经成为未来社会所有公民必须具备的核心能力。让学生学会学习，正是本次课程改革的一个核心目标。

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外语人才培养要立足于国家和社会的需求，高等院校如果不能为区域经济服务，很难说为国家服务，也不能体现出办校特色和价值。从本调查看出，当前绍兴高校外语人才和市场需求脱节严重。绍兴企事业单位在对外经济活动中需要的是实践应用型外语人才，而高校在专业设置方面则侧重于培养理论型外语人才。面对长三角战略规划部署带来的机遇和挑战，绍兴市高校在外语人才培养过程中，应当紧紧围绕长江三角洲区域发展特点，本着服务本区域经济开发的原则，紧跟市场节拍，结合绍兴市涉外经济发展的特点，培养适应新形势需要的各类应用型外语人才。

会计集中核算制是指在财务部门中设立会计核算中心，当单位资金所有权、使用权以及财务自主权不变的情况下，会将单位会计以及出纳取消掉，各个单位仅仅设置了报账员，通过委派会计来为行政事业单位办理会计核算这一业务，将会计核算、监督、管理以及服务融于一体。

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卵巢老化状态下生物学特征的表现主要依赖于生化检测，而超声为主要的影像学检测手段，可有效检出AFC及卵巢容积[17]。本研究显示试验组与对照组的AFC分别为(6.10±0.42)个和(13.39±3.28)个，试验组明显低于对照组(P<0.05)。并且AFC检查无创、价廉，是评价卵巢储备的最佳指标之一，也是生殖医学专业医生较易掌握的一门技术。从机制上推断卵巢子宫内膜异位囊肿患者卵泡内存在某些物质，从而阻碍优势卵泡的选择和进一步发育。