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内部控制方面论文例文,与会计舞弊与人本化内部控制相关学士学位论文
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中,造假公司比非造假公司要低,而对于召开的会议来讲,造假公司所召开的监事会会议比非造假公司的次数要多,对于上述出现的矛盾,表明会议次数的多少和公司发生造假的机率等并不一定是简单的线性关系,而应是曲线关系,也就是说当监事会议的次数在达到某一个值时,其也将会对造假的影响发生改变,虽然通过上述统计分析得知,独立董 事会参与董事会议以及安排的内部控制活动等都在某一程度上对发生会计造假行为的可能性大大减少,这种概念和内部控制形式有效模型的原假设相同假设3、假设4和 假设5.然而,19 个解释变量显示出可能是由于自变量之间而存在的多重共线性的仅只有 5 个变量.因此,又采用了F W进入方法进来进行回归,这样可以对解释能力较弱的一些变量指标予以剔除.从表（4）描述性统计结果可以得出,在内部控制中在其有效性模型所涉及到的解释变量中,高管持股比例（STOCK 变量）在舞弊公司组和非舞弊公司组之间的差异不显著（P>0.05）,即不支持模型 2 的原假设 1；然而舞弊公司组与非舞弊公司组在配股/再融资诱惑,被 T 处理或退市的压力以及财务压力三方面存在显著的差异,初步说明相对于高管追逐自身经济利益而言,高管更注重追求名誉和声望,即通过“提高”公司业绩来证明自己的能力.舞弊公司的净资产收益率（ROE）值落入[6.0,8.0]的概率较非舞弊公司大,舞弊公司中前一年发生亏损的上市公司多于非舞弊公司（在选择控制样本时保证了舞弊公司与非舞弊公司中 ST 公司数量相同）,舞弊公司的 ZSCORE 值小于非舞弊公司的 ZSCORE 值,即舞弊公司发生财务危机的可能性大,分别与该模型的原假设、假设6、假设7和假设8保持一致.(二)回归分析 根据回归模型进行如下分析：
（1）内部控制形式有效性回归分析.表（5）对其模型系数作了卡方检验.所谓卡方检验也叫卡方拟合优度检验,主要是用来检验因变量以及自变量间的线性关系是不是很明显.假如数值为零,那么之两者间则没有很明显的关系.根据表（5）可以看出,值为0.046<0.04,因此,在此模型表中,两者之间是存在着很明显的线性关系的.Nagelkerke R Square 是Cox & Kerry的改正,直接将该模型对因变量的解释程度反映出来了,最后值越接近数字1就越好.从表（6）可以看出,Nagelkerke R Square为0.063,非常的小,表明这个模型结合度差,即多个造假因素几乎不能根据模型组建来对因变量作出解释.表（7）在该模型中显示的是hosmer and Lemeshow 检验结果论.接近于 0,说明观察频数和预测的概率频数两者间并没有存在很明显的差异,模型结合很差,也就是把内部控制的有效性因素的样本质导入此模型表中,得到的预测结果是,两个值之间存在着很大的差异.表（8）描述了运用 Forward Wald 方法逐步回归时每一步回归模型对样本的预测准确程度,从表中得知,通过逐步回归,模型的预测准确率从 50.6%上升到 59.3%,效果不好,可见该内部控制形式有效性模型预测舞弊风险的效果不好,内部控制形式上是否符合规范标准对防范会计舞弊影响不大.从表（9）可以看出,在一个较显著的水平下（0.1）,其结果是披露内部控制缺陷的只存在于自变量,所以也只有它进入了该模型方程,其显著性不高,这也表明了对于这一规定,对于上市企业对自身内部制度是否完善在进行审查时,在很大程度上是有利于上市企业的,对于造假的公司来说,因为其自身的财务报表有着造假的问题,所以不太愿意通过披露内部控制缺陷而使其被大众给予太多的关注,害怕自己的造假行为会被揭发出来.反之,对于非造假的公司来说,因为其本身就是行的端坐的正的,所以不会对这种披露内部控制缺陷的行为加以担心,也不会担心因为这种行为引起大众的怀疑.反而会让别人认为其对内部建设的高度重视,因而可以提高自己的声誉.表中所有为负的数值,表明了对于内部控制所产生的缺陷加以披露的这类上市公司是存在着的,而也因此降低了发生的会计造假行为.而针对其它配对样本在检验中,数值为0.1的水平下有着明显的不同的四个变量,即为上述有提到过的几个变量最后都没有进入到模型.根据内部控制的五个要素来说,首要基础是内部的控制环境,在模型中设计了十二个变量,其它四个要素大都受其控制环境的影响.风险评估、控制活动、信息沟通以及内部监督,这些都依赖于组织的安排,即受内部环境的影响.然而,公司治理理论日渐成熟起来,制度也在不断的完善中,也因此上市公司在组织结构这一方面的差异性越来越小.所以在内部控制的模型中,研究得出了在内部控制中,造假公司和非造假公司两者间没有存在着明显的差异是能够理解的.但是最后只有一个变量进入模型,却明显性不高,模型结合度也很差,很难建立内部控制的有效性模型,这说明了企业关注内部制度上的完善程度并不能防范会计造假行为的产生. （2）内部控制实质有效性回归分析.由表（10）得知,2 值为19.611,
且值为0.000<0.05,因此拒绝零假设.因此,该模型中的自变量不同时为0, 自变量与因变量之间的线性关系显著. 表（11）中的 Nagel-
kerke R Square为0.246,模型拟合程度一般,即内部控制实质有效性模型中,解释变量高管持股比例（STOCK变量）、再融资诱惑（ROE）、被T处理或退市压力（TREAT）、财务危机压力（ZSCORE）这四个因素能够在一般程度上解释因变量――舞弊（FRAUD）.表（12）为 hosmer and Lemeshow 检验结果,值为 0.985>0.05,可以看出,观察频数和预测的概率频数两者间并没有存在很明显的差异,模型结合很好,也就是把内部控制的有效性因素的样本质导入模型方程,最后得到的预测,因变量值和原本样本中因变量的观察值没有明显的差异.表（13）描述了运用 Forward Wald 方法逐步回归时每一步回归模型对样本的预测准确程度,从表中得知,模型预测准确率从 50%上升到 66.7%,效果一般,可见该内部控制实质有效性模型能够在一般程度上预测舞弊风险,即内部控制是否起到防范会计舞弊的作用主要体现在内部控制制度的建立是否对行为主体的意识起到“控制”作用,行为主体的意识因素与会计舞弊行为的发生概率关系显著.从表（14）回归结果看,在 0.05 显著水平下,自变量财务危机的压力（ZSCORE）和配股/再融资的诱惑（ROE）逐步进入了模型,说明财务危机的压力和配股/再融资的诱惑对舞弊行为的发生产生显著性的影响,能够解释舞弊产生的原因.从系数符号来看,与内部控制实质有效性模型的原假设 H4、H2 一致,即当 ZSCORE 值越小,发生财务危机的可能性越大,舞弊的可能性也就越大；净资产收益率（ROE）值落入配股条件边缘的上市公司存在舞弊的可能.其中,被 T 处理或退市的压力指标（TREAT）虽然在配对 T 检验中通过检验,但最终并未进入模型,可能的解释是被 T 处理或者退市的条件与公司是否发生财务危机有关,从 T 处理/
内部控制方面论文例文
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从以上对内部控制形式有效性与内部控制实质有效性分析,内部控制形式有效性因素对发生舞弊行为解释力比较弱,甚至无法解释,而内部控制实质有效性的因素能够在一定程度上解释舞弊行为.本文认为内部控制形式上防范会计造假的作用较小,而产生造假行为根本原因是行为主体存在着造假心理,所以对人的心理实施控制才是内部控制真正发挥作用的出发点.
四、结论
本文实证研究结果得出公司治理指标在内的内部控制的形式有效性因素,与发生会计舞弊的可能性之间相关性不显著的结论,这与前人研究结果存在差异.内部控制实质有效性因素的结果表明实质有效性因素（动机因素）才是发生会计舞弊的主要原因,内部控制形式有效性因素作为机会因素对会计舞弊不起决定性作用,这一结论揭示了开展人本化内部控制的必要性.
参考文献：
[1]陈晓、江东：《会计舞弊研究》,《经济研究》2009年第9期.
[2]李寿喜、产权：《代理成本和代理效率》,《经济研究》2010年第9期.
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[4]孙永祥、黄祖辉：《上市公司的股权结构与绩效》,《经济研究》2011年第9期.
[5]Loebbecke and Willingham. Consideration of Fraud in a Financial Statement Audit, 1989.
[6]Ferely and Joy. Red-flagging Management Fraud： A Validation. Advances in Accounting,2006.
[7]Anjula ,Berry,Thinkmilk and LaFond. A Decision Aid for Accessing the Likelihood of Fraudulent Financial Reporting. Auditing： A Journal of Practice&Theory, 2008.
（编辑 虹 云）
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内部控制与内部会计控制
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会计论文内部控制
业论文以及典型企业财务报告或内部会计控制制度深度分析等都须经过选题,开题,答辩(或成。会计电算化内部管理制度会计电算化内部管理制度,为了加强会计电算化工作,规范工会的会计电算化业。
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内部会计控制的概念
法》的有关规定,制定本制度.,1,统一使用《(新中大工会财。初级会计电算化提纲地址目录单性和有效性进行的一种监督.各单位应当建立,健全本单位内部会计监督制度.(二)内部控制1.内部控。
内部会计控制论文
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