1、_上市公司關聯交易盈余管理實證研究 中文摘要:本文運用logistic（邏輯斯蒂）回歸模型對上市公司關聯交易盈余管理的原因和特征進行了分析。研究結果顯示：連續三年沒有增發新股和配股的上市公司，其再籌資動機強烈；上市公司的大股東及其關聯方占用上市公司大量資金；上市公司關聯擔保現象嚴重；大股東及其關聯方不僅通過非主營業務管理盈余，而且還通過主營業務管理盈余。關 鍵 詞:上市公司 關聯交易 盈余管理 logistic一、引言自20世紀80年代以來，盈余管理一直是國內外研究的熱點問題。盈余管理是一種會計行為，但其手段不只限于會計方法，從已有的文獻資料來看，上市公司盈余管理的方法很多，如通過會計政策選擇

2、、會計估計變更和關聯交易等。由于我國上市公司大都是由國有企業剝離一塊優質資產改制成上市公司，而原國有企業改制成集團公司，集團公司又成為上市公司的大股東，因而上市公司從一出世就與集團公司存在著千絲萬縷的關系，由此就不可避免地引發了大量地關聯交易。正是由于我國上市公司特有的股權結構和國有企業改制過程的特殊性，上市公司關聯交易盈余管理現象越來越嚴重。據證券時報和聯合證券公司所作的一項調查顯示,在上市公司進行盈余管理的手段中，進行關聯交易的占 55.56%,巧用會計政策的占 44.44%。由此可以得知，在我國通過關聯交易進行盈余管理已成為上市公司的首選方法。關聯交易盈余管理有其合理的一面，它對于降低交

3、易費用，優化資本結構和內部資源配置，提高資產的盈利能力有著重要的作用；但更多的是其有害的一面。它為規避稅賦、轉移利潤或支付、取得公司控制權、形成市場壟斷、分散或承擔投資風險等提供了在市場外衣掩蓋下的合法途徑，嚴重影響了證券市場資源配置功能的發揮，危害了證券市場的穩定和發展，對證券市場各主體（如上市公司、股東、監管機構、中介機構等）產生了極為不利的影響。所以，研究上市公司關聯交易盈余管理問題具有重要現實意義。二、研究假設我國上市公司大都是通過由集團公司剝離一塊優質資產，成立一家股份公司上市的。集團公司為了最終使上市公司成為其持續不斷的“提款機”，在公司上市之前，大股東總是想方設法幫助其上市，在其

4、配股與發行新股階段又不惜一切代價幫助其配股與發行新股。為達到上市、配股和增發新股的目的，上市公司就會在大股東的支持或配合下，借助關聯交易盈余管理調整凈資產收益率，改善公司的經營業績，合法合規地“騙”得上市、配股和增發新股的資格。蔣義宏、魏剛(1998)對上市公司1993至1997年各年的roe分布進行研究。研究的結果也驗證了他們的猜測：上市公司對roe進行操縱目的是為了滿足配股的條件。陳小悅、肖星等(2000)研究了配股權與上市公司利潤操縱之間的關系，研究結果表明，我國股票市場上a股上市公司的最重要的指標一凈資產收益率（roe）的分布呈現出明顯的10%現象。回歸分析的結果表明roe在10% -

5、12%的公司存在明顯的調高利潤的盈余管理行為，而roe在5%-9%和12%以上的公司沒有明顯的盈余管理的傾向。據此提出本文的假設1：h1 ：具有關聯交易盈余管理行為的上市公司，一般近三年均未取得配股和增發新股的資格，具有強烈的融資需求。我國公司治理結構中突出的問題是國有股的“一股獨大”現象，盡管我國的國有股減持計劃已部分降低了國有股在上市公司股權結構中的份額，但國家股和法人股仍占絕對多數。據統計，截至2001年7月30日，深、滬兩市1128家上市公司前十大股東持股數占總股本的66.15%，其中，國有或國有控股企業以及政府機構持股數占總股本的51.16%，國有股所占比例居絕對優勢。正是由于國有股

6、占有絕對的控股地位，才使得關聯交易盈余管理行為，幾乎不受任何阻礙。我國上市公司大都脫胎于原國有企業，所以其股權也相對比較集中。據此提出本文的假設2：h2：具有關聯交易盈余管理行為的上市公司股權相對集中。肖虹(2001)研究了上市公司控股股東關聯方交易盈余管理行為。研究結果顯示：上市公司股權結構越集中，資金被控股股東占用越多，則越有可能與控股股東進行關聯方交易盈余管理。從近年來的一些會計舞弊案例也可以發現，上市公司的資金被大股東及其關聯企業通過各種途徑占用。據此提出本文的假設3：h3：大股東及其關聯企業占用上市公司大量資金。孫錚、王躍堂(1999)研究了資源配置與盈利操縱問題。研究結果表明，虧損

7、樣本、微利樣本、剛達線樣本與正常樣本盈余管理的特征有著明顯差異，但大都是通過管理非營業性項目的損益來實現。肖虹(2001)研究了上市公司控股股東關聯方交易盈余管理行為。研究結果表明，關聯交易盈余管理也主要是通過非主營業務項目的管理而實現的。由于通過關聯交易可以很容易調整非主營業務的會計盈余，所以通過非主營業務管理盈余是上市公司的主要盈余管理方式。據此提出本文的假設4：h4：具有關聯交易盈余管理行為的上市公司主要是通過非主營業務管理盈余的。上市公司的關聯擔保實質是以上市公司自身的無形資產企業信譽形成的或有負債。一旦被擔保人無法償還或故意不償還到期債務，該或有負債就轉化為上市公司的實際負債。上市公

8、司信譽一般比較高，大股東往往要求上市公司為其貸款提供信用擔保或抵押擔保，有時也會要求其為母公司的下屬企業擔保。上市公司為其大股東或關聯企業擔保越多，其受大股東控制的程度就越高；其受大股東控制程度越高，大股東就會變本加厲地要求上市公司為其提供擔保，這樣就會形成一種惡性循環。近幾年披露的擔保案例來看，上市公司關聯擔保現象嚴重。據此提出本文的假設5：h5：具有關聯交易盈余管理行為的上市公司關聯擔保現象嚴重。三、研究設計樣本選擇與數據來源在選取研究樣本時主要考慮三個因素：第一，被注冊會計師出具非標準審計意見的上市公司則更有進行盈余管理的可能，而因關聯交易事項被注冊會計師出具非標準審計意見的上市公司，則

9、更有可能進行關聯交易盈余管理，因而本文以因關聯交易事項被注冊會計師出具非標準審計意見的上市公司為研究樣本；第二，近幾年，科技股板塊始終是證券市場最為熱門的板塊之一，滬深兩市科技類上市公司逐年增多，許多上市公司甚至通過重組購并進入高科技行業。2004年5月17日，經國務院批準，深圳證券交易所正式設立中小企業板，因而研究科技類企業的關聯交易盈余管理問題具有非常重要的現實意義，為此本文以科技類上市公司為研究樣本；第三，由于關聯方關系及其交易準則是1997年頒布，并應用于上市公司，1997-2002年科技類上市公司因關聯交易事項被注冊會計師出具非標準保留意見共計38家，其中1997年3家，1998年9

10、家，1999年4家，2000年4家，2001年10家，2002年8家，但由于1997年部分數據的缺失，所以予以剔除，共取得樣本公司35家。為了控制資產規模因素對某些假設驗證的影響，本文同時以與研究樣本公司同年度資產規模相當而被出具標準無保留審計意見的上市公司為選取標準獲取控制樣本上市公司35家。本文的樣本數據來源于中國證監會指定的信息披露網站巨潮資訊（）和上市公司資訊網（）。為確保上市公司財務數據資料的準確性和全面性，所涉及的公司財務數據還和中國證券監督管理委員會（）官方網站公布的數據進行了核對。研究方法與變量選擇邏輯斯蒂(logistic)回歸是廣義線性模型的一個特例，對于分類數據的回歸問題

11、由于正態誤差不對應于一個0-1 類別，因而不適合使用正態線性模型。在此情況下，邏輯斯蒂回歸是可用的一個重要方法。該回歸模型的結構包括三部分：首先，待檢驗變量是以線性形式依賴于自變量；其次，通過連接函數將待檢驗變量的期望與線性自變量相聯系；第三，誤差函數是二項的。邏輯斯蒂(logistic)回歸類似于線性回歸模型，但是它更適用于因變量為二值的情況。為此本文使用這一方法對上市公司關聯交易盈余管理的原因和特征進行檢驗。變量設計本文的因變量y為“收到審計意見報告類型”：如果上市公司屬于研究樣本組，即為“收到關聯交易非標準審計意見報告”，則為1；反之為0。自變量包括：上市公司前三年再籌資情況，用zcz

12、表示;如果該公司連續三年均未增發新股和配股, 則zcz =0， 反之zcz =1；上市公司的主營業務收入增長率及凈利潤增長率用zy 表示,若主營業務收入增長率為負而凈利潤增長率為正則zy=1; 反之為0；上市公司關聯擔保情況，用db表示；如果存在關聯擔保，則db=1,反之db=o;上市公司大股東及其關聯方占用上市公司“其他應收款”的比例，用qt 表示；上市公司股權集中度指標，即赫爾芬德指數h，它等于上市公司前10位股東持股比例的平方和。(詳見表41) 表1 變量定義變量 變量含義 數量化分級y 收到審計意見類型是否是非標準審計意見 是=1，否=0zcz 上市公司前三年是否增發新股和配股 是=1

13、，否=0zy 是否主營業務收入增長率為負而凈利潤增長率為正 是=1，否=0db 是否存在關聯擔保 是=1，否=0qt 大股東及其關聯方占用上市公司“其他應收款”的比例 實際值h 上市公司股權集中度 實際值四 研究結果及其闡釋描述性統計結果表2顯示，研究樣本與控制樣本的資產規模相當。研究樣本的關聯擔保比例、大股東占用“其他應收款”比例以及主營業務收入增長率為負而凈利潤增長率為正的比率均高于控制樣本，再籌資比例則低于控制樣本。表2 描述性統計結果組別變量 研究樣本（35家） 控制樣本（35家）平均數 中位數 平均數 中位數總資產規模（億元） 17.4411 8.5988 17.6782 8.710

14、2zcz 0.1429 0 0.7429 0db 0.6857 0 0.3429 0h 2094.28 1610.47 1878.02 1402.93zy 0.2857 0 0.1429 0qt 66.70 72.37 17.9 5.5實證研究結果及闡釋從表3可以看出，分別用likelihood ratio方法、 score 方法、 wald 方法進行顯著性檢驗，三種檢驗的p值都小于0.05，所以模型是顯著的。從表45還可以看出，預測數和觀測數的關聯性分析比較好。從表4可以看出，虛擬變量zcz（上市公司前三年再籌資情況）通過了顯著性檢驗，并且其or遠大于1，表明實行關聯交易盈余管理的上市公司，

15、一般近三年均未取得配股和增發新股的資格，具有強烈的融資需求；驗證了假設1。虛擬變量db（上市公司關聯擔保情況）通過了顯著性檢驗，并且其or遠小于1，表明實行關聯交易盈余管理的上市公司關聯擔保現象嚴重，驗證了假設5。變量qt（上市公司大股東及其關聯方占用上市公司“其他應收款”的比例）通過了顯著性檢驗，表明上市公司大股東及其關聯企業占用上市公司大量資金，驗證了假設3。變量h（上市公司股權集中度指標）沒有通過顯著性檢驗，原因可能在于2001年以來實行的國有股減持，上市公司的大股東的持股比例確實有所下降，但由于大股東及其仍然占用上市公司大量資金，說明大股東仍有實際控制權。虛擬變量zy（上市公司的主營業

16、務收入增長率及凈利潤增長率）沒有通過顯著性檢驗，表明上市公司不僅僅通過非主營業務進行關聯交易盈余管理，還通過主營業務進行，這是由于近兩年上市公司通過非主營業務管理盈余，已引起了各方的注意，中國證監會已要求按凈利潤和扣除非經常性損益后的凈利潤兩者較低的計算凈資產收益率，并要求披露分別按主營業務利潤、營業利潤、利潤總額和凈利潤計算的凈資產收益率。上市公司通過非主營業務管理盈余受到了很大限制，所以開始轉向主營業務。表3 總 體 檢 驗方法 chi-square（）自由度 顯著性水平似然比檢驗 65.6695 5 <.0001卡方檢驗 47.6162 5 <. 0001沃德檢驗 17.43

17、55 5 0.0037表4 logistic估計結果參數 估計值 標準誤差 wald 相對危險度（or） 顯著性水平截距 -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 0.1978zcz 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=0.05條件下通過顯

18、著性檢驗表5 預測數和觀測數的關聯性分析 percent concordant 96.5 somersd 0.931percent discordant 3.4 gamma 0.931percent tied 0.1 tau-a 0.472pairs 1225 c 0.965五、研究啟示與對策通過以上分析發現，我國上市公司關聯交易盈余管理的直接原因是現行法律法規存在的一些漏洞，為其通過關聯交易進行盈余管理找到了一些“合法合規”的依據，從這種意義上說，上市公司通過關聯交易進行盈余管理是在合法外衣掩護下進行的不合情合理的交易。因而，應建立一套切實可行的關聯交易監管體系，把通過關聯交易進行盈余管理的

19、行為限定在合理的范圍內。我國上市公司關聯交易盈余管理的深層次原因是公司法人治理結構的缺陷和上市制度的缺陷。從實證分析結果可以看出，上市公司進行關聯交易盈余管理主要目的是為了籌資，由于公司法人治理結構和上市制度的缺陷，大股東可以通過關聯交易幫助上市公司增發新股和配股，甚至幫助其避免被摘牌，但其最終目的在于為了能長期從上市公司獲利，不僅包括占用上市公司大量資金，還包括讓上市公司為其貸款提供信用擔保和抵押擔保。因而，應完善公司法人治理結構和上市的相關制度，從源頭上遏制關聯交易盈余管理行為。另外，也應完善關聯交易披露制度，提高關聯交易的透明度。abstract: this paper use logistic regression model to analyses the reasons and characteristics of related transaction earnings management of chinese hi-tech listed companies .the result of study shows, the motive of hi-tech listed company raising funds again is strong, which is not issuing additional new stocks an