张恩硕陈邑早（博士）王雪竹高映雪
（1对外经济贸易大学国际经济贸易学院 北京 100029 2山东财经大学会计学院 山东济南 250014 3中国铁建投资集团有限公司 四川成都 610095 4东北财经大学会计学院 辽宁大连 116023）
舞弊三角理论指出，压力、机会以及合理化共同构成了舞弊案件中不可或缺的三个要素（Albrecht et al.，1995）。具体而言，压力要素构成了行为人实施财务报告舞弊的先决条件（Erickson et al.，2004），具有隐蔽性且被惩罚概率较低的舞弊路径则构成了行为人摆脱不良财务境遇的机会因素（Wells，2001），而合理化要素是指行为人需要引证虚假托词来消解财务报告舞弊行为所引致的认知冲突（Murphy和Dacin，2011；
林斌等，2022）。
随着财务报告舞弊案发领域增多，财务报告舞弊映现出系统性与规模化明显特征（徐静等，2021）；
为了更有效地解释新现象、防治财务报告舞弊行为，学者不断对舞弊三角理论要素的内涵与本质进行拓展与探究。相关研究多聚焦于激励机制扭曲（雷光勇和陈若华，2005；
陈艳等，2019）、约束机制失效（孙燕东、谢小莹，2012；
余思明等，2020）等组织制度分析方面，以实现对财务报告舞弊的压力要素以及监管机会要素的把控。也有文献对行为人实施财务报告舞弊所处的组织生态进行透视，以寻求阻断财务报告舞弊的动因（王磊等，2018；
陈邑早、张莹、孔晨，2020）。那么，当处于几乎同质的组织生态下，行为人置于几近一致的压力与机会条件下时，为什么某些行为人选择实施财务报告舞弊，而其他人不会？毋庸置疑，这在某种程度上表明合理化要素在财务报告舞弊决策中的解释力和重要性难以被其他因素所掩盖。已有研究表明，对常见的合理化路径实施阻断可以显著抑制行为人的舞弊行为（Murphy，2012），这意味着将合理化因素纳入财务报告舞弊行为的治理框架之中是可能和可行的（Reinstein和Taylor，2015；
陈邑早、陈艳、于洪鉴，2020）。
从本质上讲，财务报告舞弊是一种人性考量，是“欲望陷阱”所折射出的某种现实写照，而合理化要素是行为人为寻求自我道德救赎的重要方式。当行为人出现认知冲突时，合理化要素可以通过引证虚假托词自我说服以削减负罪感；
换言之，理论上，合理化要素可以通过分化行为人的内在道德防线来对行为个体的财务舞弊行为产生影响。由此，合理化要素对行为人财务报告舞弊行为影响的作用机理逐渐清晰化。那么若将合理化要素视作是一种“认知能力”，其是否构成了行为人一种较为稳定的特质，即是否“好人恒好而坏人常坏”？进一步，在不同情境下，行为人是否会在合理化要素作用下进入同质化的动机推理状态？
本文认为，对他人认可的期望以及对自我道德的期望使得行为人的合理化倾向存在情境依赖性，在“信息-动机-行为”框架下合理化要素更偏属于“信息工具”，只有被需要时才会被驱动：行为人是否为实施舞弊后的直接受益者，其在对合理化信息的搜寻、处理、认可和使用程度上是存在显著差异的。
综上所述，在舞弊情境和非舞弊情境下，行为人对合理化信息的接受认可程度是否存在显著性差异？行为人的舞弊倾向性越强，是否越倾向于使用和认可这一“信息工具”？本文将通过情景模拟法尝试对上述问题进行回答。需要指出的是，在道德推脱的理论框架下，行为人的合理化要素由八个维度刻画（Bandura，1986），本文选取责任分散这一普遍且具有代表性的维度对上述问题进行探讨。所谓责任分散，是指当行为人处于舞弊行为频发的环境氛围中时，会通过“所有人都这么做，错不在我”的托辞来实现自我说服，将实施舞弊行为的责任由自身分散到整个舞弊群体上。
（一）财务报告舞弊行为合理化的情景依赖性
根据ACFE（2014）发布的职务舞弊案例的年度调查报告，约82%的舞弊行为人在此次调查之前从未受到过任何处罚，也从未实施过舞弊行为，这意味着大多数舞弊者并非“生而为恶”，大多数财务报告舞弊行为只是对特殊情境的一种应激性反映，而非其本身就具有掠夺性倾向①在现实情境中存在一类具有“掠夺者”倾向的财务报告舞弊行为人，其主要表现为只要存在财务报告舞弊机会，不论是否面临财务压力或者是否触碰了道德底线，都会选择实施舞弊行为，是一种病态性的舞弊心理。。Murphy和Dacin（2011）认为，将舞弊行为合理化的行为个体并非真正对自身实施的舞弊行为持认同态度。实质上，为了让自身排解财务报告舞弊行为所产生的内疚、不安等情绪，强行解释该行为是道德的，合理化要素为财务报告舞弊行为赋予了一种“特事特办”的例外思维，即行为人在不受情境效应影响下会认为实施财务报告舞弊是不正确的。这也意味着对于行为人而言，合理化要素并非是一种稳定的个人特质，而是“当局者迷而旁观者清”，具有情境依赖性。
Brown（2014）认为，诱发财务报告舞弊行为合理化需要具备的两个基本条件是：具有将舞弊行为合理化的动机与可供将舞弊行为合理化的机会②此处“动机”“机会”是指个体具有实施合理化的动机以及可供用于合理化的相关信息，不同于舞弊三角理论中的“舞弊压力”和“舞弊机会”。。其中，动机源自行为人所实施的财务报告舞弊行为与道德规范二者之间的认知冲突或失调，这种认知冲突或失调所产生的内疚、不安等情绪会使行为人产生将财务报告舞弊行为合理化的倾向；
机会则指可供行为人搜寻、处理、认可并转而生成虚假托词的相关信息。换言之，当处于“置身事外”的情境下时，行为人认可合理化信息的动机性不强，个体的道德自我会让其对合理化信息（机会）做出偏向评价，即处于合理化倾向较低的“旁观者清”状态；
反之，当行为人“厕身其间”接受财务报告舞弊情境的刺激时，为了维护自身的道德自我，其认可合理化信息的动机性会显著增强，认为在该情境下财务报告舞弊行为是可以被理解和接受的，即处于合理化倾向显著增强的“当局者迷”状态。基于此，本文提出如下假设：
H1：合理化要素具有不稳定性及情境依赖性，即在舞弊情境和非舞弊情境下，行为人对责任分散合理化信息的认可程度存在显著性差异。
（二）财务报告舞弊行为合理化的动机推理过程
一般而言，行为人实施舞弊行为决策的微观心理路径可划分为道德识别、直觉判断、道德推理三个阶段（Murphy和Dacin，2011）。具体地，行为人首先需要对自身所实施的行为进行道德识别，并在直觉上做出道德判断，而后，行为人需要一个推理过程来证明自身判断是准确的且能够被接受的（Hiadt，2008）。当行为人处于道德推理阶段时，他们其实已经作出了财务报告舞弊行为的相关决策，道德推理在于通过选择性搜寻相关信息来将自身行为合理化。实质上，道德推理在实质上是一个动机推理的过程，且这一过程是非理性的（kunda，1999）。当处于非理性的动机推理状态时，行为人会倾向于主动搜寻有利信息，规避不利信息来合理化自身所做出的判断，以此来证明自己决策正确或错不在我。因此，在动机推理的过程中，行为主体的舞弊倾向性越强，其搜寻合理化信息的动机性越强。由此，本文提出如下假设：
H2：置于财务报告舞弊情境下，行为人的舞弊倾向性越强，其搜寻验证性信息的方向性动机越强。
（一）情境设计
鉴于财务报告舞弊行为研究的敏感性，加之为了能够更加真实地刻画财务报告舞弊决策的现实情境，以激发被测试主体真实的情绪体验、促进道德决策“趋真”，本文借鉴Mujtaba（1997）、于洪鉴等（2019）的做法，采用情境模拟法作为研究工具，对相关变量的测度也将沿用此研究工具展开。具体情境设置如下：
1.非舞弊情境下的责任分散合理化：本文选取Mooreetal.（2012）道德推脱量表中的责任分散题项。为避免实验过程的需求效应影响行为人的后续判断，本文将原量表的所有题项均予以保留。由于量表只为受试对象提供了可供合理化的信息，并没有为其施以财务报告舞弊情境的刺激，因而适合用于测度被试主体在非舞弊情境下的合理化倾向，本文最终选定一个项目作为测度指标，即“当周围的人都在做某件错事时，个体就不应因做这件错事而受到责备”，采用Likert7点测度。
2.财务报告舞弊倾向性：本文借鉴Brown（2014）的研究设计并加以情境编辑。
首先，情境中模拟了一位正在面临财务报告舞弊决策的CEO，核心内容为：在舞弊收益（年工资额的35%）的影响下，其是否会选择伪造凭证并递延确认部分财产清查损失，以使本年的企业业绩满足考核目标。在此情境下，我们尝试通过换位设想的方式让被测试主体更情愿表达自我的真实态度。
信息流原理可谓是职务犯罪调查信息化的理论模型，信息流原理的信息学意义是指在实践和空间中，向同一方向运动的一组信息。信息流的传输具有双向性，信息在由信息源流向信宿的同时，也可以由信宿反作用于信息源，如改变其数量、内容、方式，［3］信息流原理与职务犯罪调查原理基本相同。
其次，由于行为人存在损失厌恶的认知偏差（Kahneman和Tversky，1979），本文设置的情境描述采用损失框架表达方式，以此强化财务报告舞弊情境刺激的有效性。
最后，为了给被测试主体提供更加真实的情境感受和充分的舞弊机会，情境中专门设计了较为贴切现实且具备操作性的财务报告舞弊路径，并告知被试主体改变路径的行为难以被发现。
舞弊倾向性的度量采用一个题项测度，即递延确认12万元牛肉制品损失的倾向性，采用Likert7点度量。
3.财务报告舞弊情境下的责任分散合理化：设定情境的主要描述为“在集团内通过财务报告舞弊来实现绩效目标是一件常事”，以此来为被试主体提供责任分散合理化的信息。合理化倾向的度量题项同上。
4.情境模拟后测：采用四道题项来测度被试主体对实验规则及情境的理解程度，例如“在情境分析中，您所填写的数字越大代表倾向、认同、感受等越为强烈”，以进行操纵检验，在数据处理阶段剔除填答错误的数据，从而保证研究结果的效力。
（二）模型构建
为检验前述研究假设，本文构建了如下检验模型，式（1）为学生样本的检验模型，式（2）为实务人员样本的检验模型。
其中，i代表不同的被试主体，合理化倾向作为被解释变量，舞弊倾向性为解释变量，性别、年龄和教育水平分别为控制变量，由于学生样本与实务工作人员基本属性的差异性，同时为了避免多重共线性，实务人员较在校学生增加一个岗位职级的控制变量。具体变量定义如表1所示。
表1 变量定义
（三）施测过程及样本描述
正式施测时间为2020年8月26日至9月28日。实验样本共分为学生样本和实务工作人员样本两部分。在校学生主要是通过实验室实验或实验课堂的方式施测，实务工作人员主要是通过PHP+MYSQL技术来实现线上测试。
学生样本的全部受试对象为629人，根据实验后测的填答情况进行样本剔除后，有效样本365份，有效率58%。样本的描述性统计显示：女性278人；
16—19、20—29、30—39岁分别为67人、295人、3人；
大专及以下47人，本科196人，硕士及以上122人。实务工作人员的全部受试对象为640人，根据实验后测的填答情况进行样本剔除后，有效样本348份，有效率54%。样本的描述性统计显示：女性236人；
20—29、30—39、40—49、50—59 岁分别为126人、122人、70人、39人；
大专及以下39人，本科187人，硕士及以上122人；
岗位职级上，一般实务人员与基层管理者共239人，其余为中、高层管理者。需要指出的是，本文的学生样本与实务工作人员样本在性别分布比例上均未达到1∶1均衡水平，这与财经院校学生性别比例以及财务职业男女从业比例差异现实情况相一致。
（一）描述性统计与相关性分析
各变量间的描述性统计和相关系数值如表2、表3所示。在学生样本中，舞弊倾向性的样本均值为3.57，舞弊情境下责任分散合理化的均值为3.64，且两者之间显著正相关（r=0.61，p＜0.01）；
实务工作人员样本中，舞弊倾向性的样本均值为3.25，舞弊情境下责任分散合理化的均值为3.47，且两者之间同样呈显著正相关（r=0.57，p＜0.01），上述统计分析结果初步验证了本文的研究假设。
表2 学生样本变量均值、标准差和相关系数
表3 实务人员样本变量均值、标准差和相关系数
（二）假设检验
1.财务报告舞弊行为合理化的情景依赖性。为了检验被试主体在财务报告舞弊情境与非舞弊情境下，对责任分散合理化信息的接受程度是否存在显著性差异，实验分别在上述两种情境下对同一题项实施测度。结果如表4所示，检验样本分为在校学生、实务人员和全样本，统计计量结果分别汇报了均值T检验结果和秩和检验的结果，相关统计计量过程用SPSS 22.0软件完成。
表4 舞弊与非舞弊情境下合理化倾向的差异性检验
由表4结果可以看出，不论对于在校学生样本还是实务工作人员，其实验结果是一致的：在非舞弊情境下，学生、实务人员对于责任分散信息的接受认可程度的均值分别为1.93和1.82，整体的认可程度较低，但是，当其受到财务报告舞弊情境的刺激后，实施舞弊行为的动机性显著强化了个体对责任分散信息的接受程度，学生、实务人员合理化倾向的均值分别提高到了3.64和3.47，上述结果整体上表明了行为主体的合理化倾向呈现出不稳定性，并具有显著的情境依赖性，假设1得到检验。
除此之外，该结果还解释了行为人如何在舞弊行为中保持道德自我的作用过程。对具备基本道德价值观念的行为人而言，在没有动机与机会去实施某种不道德行为时，维护道德正义将在其内心拥有较高地位，行为人会以公正的视角批判他人的合理化借口，从而不断强化个体的道德属性；
然而，当行为人同时具备动机与机会去实施某种利己的不道德行为时，其又会通过引证托词、自我辩解强化道德认同感，通过选择性地搜集信息以证明其不道德意向和行为是可以被接受的，从而维护自我的道德属性。
2.财务报告舞弊行为合理化的动机推理过程。为了进一步检验行为人的财务报告舞弊倾向是否会导致其搜寻并认可合理化信息的倾向性变强，鉴于两者互为作用的内生性，实验设计将舞弊倾向作为前置测度变量，财务报告舞弊情境下责任分散的诱发信息作为后置测度变量，从而保证二者之间只存在单方向的作用关系，规避内生性的影响。本文采用前述式（1）、式（2）进行假设检验，相关统计计量过程用Stata 13.0软件完成。
由于本文使用的是截面数据，所以可能存在多重共线性和异方差的问题。多重共线性的检验结果表明，学生样本（M1）和实务人员样本（M2）回归系数的方差膨胀因子分别在1.02—1.30、1.00—1.73之间，说明回归结果不受多重共线性的影响。另外，本文利用White检验，发现学生样本（P=0.00）和实务人员样本（P=0.00）均存在异方差性，因此，使用异方差稳健标准误法来进行回归估计。为了保证研究结果的稳健性，本文又将学生样本与实务人员样本数据进行合并，同时回归模型剔除岗位职级的控制变量（M3），并重新进行多重共线性及异方差检验，检验结果表明方差膨胀因子结果介于1.02—1.05之间，表明回归结果不受多重共线性影响；
White检验表明存在异方差（P=0.00），使用异方差稳健标准误法进行修正。回归结果如表5所示。
表5 稳健标准误的模型回归结果
回归分析结果表明，行为人的舞弊倾向与自我合理化之间显著正相关，表明当被测试主体处于财务报告舞弊决策的情境中时，其实施舞弊行为的倾向性越高，进而搜寻验证性信息的方向性动机也就越强；
由此，当处于潜在舞弊状态的被测试主体接触到可供责任分散的相关信息时，其接受并认可该信息的程度也会越高，因而合理化倾向越大。这一结果不论对于学生群体还是实务人员都是稳健且显著的，假设2得到验证。
关于控制变量部分，学生样本与实务人员样本的结果存在着一定的差异性，其可能原因是由于个体的社会阅历与经验对自我价值信念产生的影响。在学生样本中，女性的舞弊合理化程度显著低于男性（α=-0.381，P=0.042），然而在实务人员样本中，性别对自我合理化的回归系数为正值且不显著（β=0.117，P=0.537），这代表在社会大环境中，性别的差异性作用不再显著；
不论是男性或是女性，为了既得利益而为自己的不当行为寻找托辞的倾向是一致的，甚至在本次研究中，女性在一定程度上高于男性；
同样地，在学生样本中，教育水平与自我合理化倾向之间存在正相关关系但不显著（α=0.199，P=0.114），然而在实务人员样本中，两者之间显著正相关（β=0.358，P=0.015），这表明，随着教育水平的提高、知识储备的增加，行为人对信息的搜寻能力和加工能力也随之增强，教育水平越高的个体越有能力将有关的随机性信息转化为利己的目的性信息，而且这种能力在职业环境中会被显著放大。
目前我国在合理化要素方面的研究较少，本文从影响因素的视角检验了合理化要素的不稳定性及其情境依赖性，并以此说明财务报告舞弊行为人维持道德自我的作用过程：出于对道德自我的保护，行为主体的合理化倾向具有很高的弹性和敏感性。在“置身事外”情境下，否认他人的财务报告舞弊托辞是强化自我道德属性的一种方式；
相反，在“置身其中”的情境下，认可自我的财务报告舞弊托辞同样也是维护自我道德属性的一种方式，表现为其实施舞弊行为的倾向性越强，搜寻验证性信息的方向性动机越强，因而合理化倾向性越大。
本文认为，未来应从合理化角度出发，调整财务报告舞弊治理体制，通过建立健全财务舞弊惩罚机制、强化底线意识、着力培养行为人道德认知等方式以强化自我内疚感对舞弊行为的抑制作用、牢固正确的个体道德价值观等手段，弱化甚至消除基于合理化建立起的虚假的自我认同与自我感动是具有现实意义的。上述结论也可以引发后续研究者关注实验情境对于个体合理化倾向及道德推脱水平的影响作用。本文的研究结论有助于加强对于舞弊行为合理化“性质”的理解，进一步揭示了行为人决策的心理过程，对遏制行为人舞弊具有积极的作用。
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