上市公司关联交易盈余管理实证研究
简介：中文摘要:本文运用Logistic（逻辑斯蒂）回归模型对上市公司关联交易盈余管理的原因和特征进行了分析。研究结果显示：连续三年没有增发新股和配股的上市公司，其再筹资动机强烈；上市公司的大股东及其关联方占用上市公司大量资金；上市公司关联担保现象严重；大股东及其关联方不仅通过 ...
中文摘要:本文运用Logistic（逻辑斯蒂）回归模型对上市公司关联交易盈余管理的原因和特征进行了分析。研究结果显示：连续三年没有增发新股和配股的上市公司，其再筹资动机强烈；上市公司的大股东及其关联方占用上市公司大量资金；上市公司关联担保现象严重；大股东及其关联方不仅通过非主营业务管理盈余，而且还通过主营业务管理盈余。
关 键 词:上市公司 关联交易 盈余管理 Logistic
一、引言
自20世纪80年代以来，盈余管理一直是国内外研究的热点问题。盈余管理是一种会计行为，但其手段不只限于会计方法，从已有的文献资料来看，上市公司盈余管理的方法很多，如通过会计政策选择、会计估计变更和关联交易等。由于我国上市公司大都是由国有企业剥离一块优质资产改制成上市公司，而原国有企业改制成集团公司，集团公司又成为上市公司的大股东，因而上市公司从一出世就与集团公司存在着千丝万缕的关系，由此就不可避免地引发了大量地关联交易。正是由于我国上市公司特有的股权结构和国有企业改制过程的特殊性，上市公司关联交易盈余管理现象越来越严重。据《证券时报》和联合证券公司所作的一项调查显示,在上市公司进行盈余管理的手段中，进行关联交易的占55.56%,巧用会计政策的占 44.44%。由此可以得知，在我国通过关联交易进行盈余管理已成为上市公司的首选方法。关联交易盈余管理有其合理的一面，它对于降低交易费用，优化资本结构和内部资源配置，提高资产的盈利能力有着重要的作用；但更多的是其有害的一面。它为规避税赋、转移利润或支付、取得公司控制权、形成市场垄断、分散或承担投资风险等提供了在市场外衣掩盖下的合法途径，严重影响了证券市场资源配置功能的发挥，危害了证券市场的稳定和发展，对证券市场各主体（如上市公司、股东、监管机构、中介机构等）产生了极为不利的影响。所以，研究上市公司关联交易盈余管理问题具有重要现实意义。
二、研究假设
我国上市公司大都是通过由集团公司剥离一块优质资产，成立一家股份公司上市的。集团公司为了最终使上市公司成为其持续不断的“提款机”，在公司上市之前，大股东总是想方设法帮助其上市，在其配股与发行新股阶段又不惜一切代价帮助其配股与发行新股。为达到上市、配股和增发新股的目的，上市公司就会在大股东的支持或配合下，借助关联交易盈余管理调整净资产收益率，改善公司的经营业绩，合法合规地“骗”得上市、配股和增发新股的资格。蒋义宏、魏刚(1998)对上市公司1993至1997年各年的ROE分布进行研究。研究的结果也验证了他们的猜测：上市公司对ROE进行操纵目的是为了满足配股的条件。陈小悦、肖星等(2000)研究了配股权与上市公司利润操纵之间的关系，研究结果表明，我国股票市场上A股上市公司的最重要的指标一净资产收益率（ROE）的分布呈现出明显的10%现象。回归分析的结果表明ROE在10% -12%的公司存在明显的调高利润的盈余管理行为，而ROE在5%-9%和12%以上的公司没有明显的盈余管理的倾向。据此提出本文的假设1：
H1 ：具有关联交易盈余管理行为的上市公司，一般近三年均未取得配股和增发新股的资格，具有强烈的融资需求。
我国公司治理结构中突出的问题是国有股的“一股独大”现象，尽管我国的国有股减持计划已部分降低了国有股在上市公司股权结构中的份额，但国家股和法人股仍占绝对多数。据统计，截至2001年7月30日，深、沪两市1128家上市公司前十大股东持股数占总股本的66.15%，其中，国有或国有控股企业以及政府机构持股数占总股本的51.16%，国有股所占比例居绝对优势。正是由于国有股占有绝对的控股地位，才使得关联交易盈余管理行为，几乎不受任何阻碍。我国上市公司大都脱胎于原国有企业，所以其股权也相对比较集中。据此提出本文的假设2：
H2：具有关联交易盈余管理行为的上市公司股权相对集中。
肖虹(2001)研究了上市公司控股股东关联方交易盈余管理行为。研究结果显示：上市公司股权结构越集中，资金被控股股东占用越多，则越有可能与控股股东进行关联方交易盈余管理。从近年来的一些会计舞弊案例也可以发现，上市公司的资金被大股东及其关联企业通过各种途径占用。据此提出本文的假设3：
H3：大股东及其关联企业占用上市公司大量资金。
孙铮、王跃堂(1999)研究了资源配置与盈利操纵问题。研究结果表明，亏损样本、微利样本、刚达线样本与正常样本盈余管理的特征有着明显差异，但大都是通过管理非营业性项目的损益来实现。肖虹(2001)研究了上市公司控股股东关联方交易盈余管理行为。研究结果表明，关联交易盈余管理也主要是通过非主营业务项目的管理而实现的。由于通过关联交易可以很容易调整非主营业务的会计盈余，所以通过非主营业务管理盈余是上市公司的主要盈余管理方式。据此提出本文的假设4：
H4：具有关联交易盈余管理行为的上市公司主要是通过非主营业务管理盈余的。
上市公司的关联担保实质是以上市公司自身的无形资产—企业信誉形成的或有负债。一旦被担保人无法偿还或故意不偿还到期债务，该或有负债就转化为上市公司的实际负债。上市公司信誉一般比较高，大股东往往要求上市公司为其贷款提供信用担保或抵押担保，有时也会要求其为母公司的下属企业担保。上市公司为其大股东或关联企业担保越多，其受大股东控制的程度就越高；其受大股东控制程度越高，大股东就会变本加厉地要求上市公司为其提供担保，这样就会形成一种恶性循环。近几年披露的担保案例来看，上市公司关联担保现象严重。据此提出本文的假设5：
H5：具有关联交易盈余管理行为的上市公司关联担保现象严重。
三、研究设计
㈠样本选择与数据来源
在选取研究样本时主要考虑三个因素：第一，被注册会计师出具非标准审计意见的上市公司则更有进行盈余管理的可能，而因关联交易事项被注册会计师出具非标准审计意见的上市公司，则更有可能进行关联交易盈余管理，因而本文以因关联交易事项被注册会计师出具非标准审计意见的上市公司为研究样本；第二，近几年，科技股板块始终是证券市场最为热门的板块之一，沪深两市科技类上市公司②逐年增多，许多上市公司甚至通过重组购并进入高科技行业。2004年5月17日，经国务院批准，深圳证券交易所正式设立中小企业板，因而研究科技类企业的关联交易盈余管理问题具有非常重要的现实意义，为此本文以科技类上市公司为研究样本；第三，由于《关联方关系及其交易》准则是1997年颁布，并应用于上市公司，1997-2002年科技类上市公司因关联交易事项被注册会计师出具非标准保留意见共计38家，其中1997年3家，1998年9家，1999年4家，2000年4家，2001年10家，2002年8家，但由于1997年部分数据的缺失，所以予以剔除，共取得样本公司35家。为了控制资产规模因素对某些假设验证的影响，本文同时以与研究样本公司同年度资产规模相当而被出具标准无保留审计意见的上市公司为选取标准获取控制样本上市公司35家。
本文的样本数据来源于中国证监会指定的信息披露网站—巨潮资讯（www.cninfo.com.cn）和上市公司资讯网（www.cnlist.com）。为确保上市公司财务数据资料的准确性和全面性，所涉及的公司财务数据还和中国证券监督管理委员会（www.csrc.gov.cn）官方网站公布的数据进行了核对。
㈡研究方法与变量选择
逻辑斯蒂(logistic)回归是广义线性模型的一个特例，对于分类数据的回归问题由于正态误差不对应于一个0-1 类别，因而不适合使用正态线性模型。在此情况下，逻辑斯蒂回归是可用的一个重要方法。该回归模型的结构包括三部分：首先，待检验变量是以线性形式依赖于自变量；其次，通过连接函数将待检验变量的期望与线性自变量相联系；第三，误差函数是二项的。逻辑斯蒂(Logistic)回归类似于线性回归模型，但是它更适用于因变量为二值的情况。为此本文使用这一方法对上市公司关联交易盈余管理的原因和特征进行检验。
㈢变量设计
本文的因变量Y为“收到审计意见报告类型”：如果上市公司属于研究样本组，即为“收到关联交易非标准审计意见报告”，则为1；反之为0。自变量包括：⑴上市公司前三年再筹资情况，用ZCZ 表示;如果该公司连续三年均未增发新股和配股, 则ZCZ =0， 反之ZCZ =1；⑵上市公司的主营业务收入增长率及净利润增长率用ZY 表示,若主营业务收入增长率为负而净利润增长率为正则ZY=1; 反之为0；⑶上市公司关联担保情况，用DB表示；如果存在关联担保，则DB=1,反之DB=O;⑷上市公司大股东及其关联方占用上市公司“其他应收款”的比例，用QT 表示；⑸上市公司股权集中度指标，即赫尔芬德指数H，它等于上市公司前10位股东持股比例的平方和。(详见表4－1)
表1 变量定义
变量 变量含义 数量化分级
Y 收到审计意见类型是否是非标准审计意见 是=1，否=0
ZCZ 上市公司前三年是否增发新股和配股 是=1，否=0
ZY 是否主营业务收入增长率为负而净利润增长率为正 是=1，否=0
DB 是否存在关联担保 是=1，否=0
QT 大股东及其关联方占用上市公司“其他应收款”的比例 实际值
H 上市公司股权集中度 实际值
四 研究结果及其阐释
㈠描述性统计结果
表2显示，研究样本与控制样本的资产规模相当。研究样本的关联担保比例、大股东占用“其他应收款”比例以及主营业务收入增长率为负而净利润增长率为正的比率均高于控制样本，再筹资比例则低于控制样本。
表2 描述性统计结果
组别
变量 研究样本（35家） 控制样本（35家）
平均数 中位数 平均数 中位数
总资产规模（亿元） 17.4411 8.5988 17.6782 8.7102
ZCZ 0.1429 0 0.7429 0
DB 0.6857 0 0.3429 0
H 2094.28 1610.47 1878.02 1402.93
ZY 0.2857 0 0.1429 0
QT 66.70 72.37 17.9 5.5
㈡实证研究结果及阐释
从表3可以看出，分别用Likelihood Ratio方法、 Score 方法、 Wald 方法进行显著性检验，三种检验的P值都小于0.05，所以模型是显著的。从表4－5还可以看出，预测数和观测数的关联性分析比较好。
从表4可以看出，虚拟变量ZCZ（上市公司前三年再筹资情况）通过了显著性检验，并且其OR远大于1，表明实行关联交易盈余管理的上市公司，一般近三年均未取得配股和增发新股的资格，具有强烈的融资需求；验证了假设1。虚拟变量DB（上市公司关联担保情况）通过了显著性检验，并且其OR远小于1，表明实行关联交易盈余管理的上市公司关联担保现象严重，验证了假设5。变量QT（上市公司大股东及其关联方占用上市公司“其他应收款”的比例）通过了显著性检验，表明上市公司大股东及其关联企业占用上市公司大量资金，验证了假设3。变量H（上市公司股权集中度指标）没有通过显著性检验，原因可能在于2001年以来实行的国有股减持，上市公司的大股东的持股比例确实有所下降，但由于大股东及其仍然占用上市公司大量资金，说明大股东仍有实际控制权。虚拟变量ZY（上市公司的主营业务收入增长率及净利润增长率）没有通过显著性检验，表明上市公司不仅仅通过非主营业务进行关联交易盈余管理，还通过主营业务进行，这是由于近两年上市公司通过非主营业务管理盈余，已引起了各方的注意，中国证监会已要求按净利润和扣除非经常性损益后的净利润两者较低的计算净资产收益率，并要求披露分别按主营业务利润、营业利润、利润总额和净利润计算的净资产收益率。上市公司通过非主营业务管理盈余受到了很大限制，所以开始转向主营业务。
表3 总 体 检 验
方法 Chi-Square（）
自由度 显著性水平
似然比检验 65.6695 5 <.0001
卡方检验 47.6162 5 <. 0001
沃德检验 17.4355 5 0.0037
表4 LOGISTIC估计结果
参数 估计值 标准误差 Wald 相对危险度（OR） 显著性水平
截距 -4.3280 1.5046 8.2740 - 0.0040**
QT 0.0700 0.0193 13.1147 1.072 0.0003**
H 0.000612 0.000475 1.6582 1.001 0.1978
ZCZ 1.6064 0.5477 8.6038 24.848 0.0034**
DB -1.2542 0.5798 4.6803 0.081 0.0305**
ZY -0.3107 0.5727 0.2943 0.537 0.5875
注：**表示在α=0.05条件下通过显著性检验
表5 预测数和观测数的关联性分析
Percent Concordant 96.5 Somers'D 0.931
Percent Discordant 3.4 Gamma 0.931
Percent Tied 0.1 Tau-a 0.472
Pairs 1225 c 0.965
五、研究启示与对策
通过以上分析发现，我国上市公司关联交易盈余管理的直接原因是现行法律法规存在的一些漏洞，为其通过关联交易进行盈余管理找到了一些“合法合规”的依据，从这种意义上说，上市公司通过关联交易进行盈余管理是在合法外衣掩护下进行的不合情合理的交易。因而，应建立一套切实可行的关联交易监管体系，把通过关联交易进行盈余管理的行为限定在合理的范围内。我国上市公司关联交易盈余管理的深层次原因是公司法人治理结构的缺陷和上市制度的缺陷。从实证分析结果可以看出，上市公司进行关联交易盈余管理主要目的是为了筹资，由于公司法人治理结构和上市制度的缺陷，大股东可以通过关联交易帮助上市公司增发新股和配股，甚至帮助其避免被摘牌，但其最终目的在于为了能长期从上市公司获利，不仅包括占用上市公司大量资金，还包括让上市公司为其贷款提供信用担保和抵押担保。因而，应完善公司法人治理结构和上市的相关制度，从源头上遏制关联交易盈余管理行为。另外，也应完善关联交易披露制度，提高关联交易的透明度。
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