我国上市公司关联交易违规行为的影响因素分析＊

鞠雪芹 潘爱玲

(山东大学管理学院,山东 济南 250100)

我国上市公司关联交易违规行为的影响因素分析＊

鞠雪芹 潘爱玲

(山东大学管理学院,山东 济南 250100)

关联交易违规行为是我国上市公司财务舞弊的重要手段,严重扰乱了市场经济秩序,侵害了广大中小投资者的利益。本文以沪深两市主板市场 2003年以后发生关联交易违规行为的上市公司为研究对象,对有关的影响因素进行统计和分析。研究结果显示,那些规模较小、独立董事数量较少、资产负债率高、营业利润率低、非营业利润额在利润总额中所占比重较大的上市公司发生关联交易违规行为的可能性更大,应当作为监管的重点。

公司治理;财务状况;关联交易违规

一、问题的提出

关联交易一直是上市公司会计造假的重要手段,也是会计信息使用者关注的焦点和监管机构监管的重点。1997年 5月,《关联方关系及其交易的披露》(现为《企业会计准则第36号——关联方披露》)作为我国第一个具体会计准则被正式颁布,财政部对其重视程度可见一斑。尽管监管部门的监管力度在不断加大,上市公司关联交易违规现象却依然层出不穷。分析上海证券交易所和深圳证券交易所的诚信档案可以发现,关联交易违规是上市公司被公开谴责或被处分的重要原因,截止 2010年 1月,被两交所或证监会公开谴责或给予处分的上市公司共有 334批次,其中上交所 133批次,深交所 201批次,涉及上市公司 302家 (上交所103家,深交所 199家)。上述公司中,属于关联交易违规的有 125家,占全部违规公司的 41.4%。

关联方利用关联交易进行利润操纵,为特定个人或集团谋取不正当利益,在满足少数人私欲的同时,侵害了其他利益相关者的权益,并给整个市场经济秩序带来危害。本文以沪深两市主板市场关联交易违规的上市公司为研究对象,通过实证分析,尝试找出造成上市公司关联交易违规的相关因素,并期望对非公平关联交易的识别有所裨益。

二、文献回顾

针对上市公司的关联交易,学者们进行了大量的研究,研究的内容涉猎范围较广,本文主要从关联交易行为分析、关联交易的影响因素两方面做一简单的回顾。

许彩国 (2001)提出,关联交易是指关联方之间的交易行为,关联交易包括公平关联交易和非公平关联交易。非公平关联交易是指关联方对上市公司实施控制与影响,通过关联交易将上市公司的利益转移至关联方或将关联方的利益输入上市公司的过程。段亚林(2001)认为,上市公司的非公平关联交易包括索取型关联交易和付出型关联交易,在索取型关联交易中,关联方从上市公司转移走利益,在付出型关联交易中,上市公司从关联方获得利益,母公司大量进行非公平关联交易的最终目的是从子公司转移资源或利润,同时认为在上市公司的关联交易中,索取型关联交易只是手段,而最终目的是付出型关联交易,即上市公司关联方通过非公平关联交易最终净占有上市公司的利益。王瑞英、谢清喜、郭飞(2003)认为非公平关联交易存在的内在动力是上市公司高管人员为了获得效用最大化,而不仅仅是上市公司或其关联方的相关利益问题,同时,高管人员从上市公司或关联方获得效用的大小决定了非公平关联交易的利益流向。彭晓洁 (2005)运用契约理论系统地分析了上市公司关联交易中的信息不对称问题,认为在我国现行证券市场上逆向选择的现象还难于避免,对道德风险的监督还没有形成机制,中小投资者的利益还得不到保护。Johnson et al(2000)则把大股东侵占中小股东利益的行为形象地描述为“掏空”行为,并指出,无论在新兴市场经济国家还是发达国家,“掏空”行为都普遍存在,只不过在新兴市场经济国家中,“掏空”行为可能表现为直接的盗取或欺诈,而在发达国家,“掏空”行为更可能“名正言顺”地发生 ,因而法律很难追究大股东的责任。Jian&Wong(2005)发现受企业集团控制的上市公司倾向于从事更多的关联交易,并且至少部分关联交易被市场认为是机会主义的行为。

一些学者从公司治理结构的角度分析了上市公司关联交易发生的原因。陈晓和王琨 (2005)在全面分析我国上市公司关联交易总体状况与股权结构之间关系的基础上,得出结论:关联交易的发生规模与股权集中度显著正相关,控股股东间的制衡能力越强,关联交易发生的可能性越低,金额越小。余明桂、夏新平(2004)验证了控股股东与关联交易的关系,得出了控股股东控股比例与关联销售行为、资金占用、关联担保、资产重组等非公平关联交易存在着正向关系。李增泉、孙铮 (2004)验证了控股股东占用上市公司资金与第一大股东持股比例之间存在着先正向后反向的非线性关系,控股股东的控制方式及产权性质也对资金占用行为有着重要的影响。朱宝宪等(2001)认为关联交易的原因是上市公司股权结构过于集中,公司内部与外部治理结构不完善,以及缺乏相关的法律法规。孙班军、陈永斌、赵晨 (2008)通过实证研究发现,我国监事会在监控关联交易方面几乎形同虚设。朱至文、马浩 (2009)研究发现,关联交易显著降低了企业价值,并且第一大股东持股比例、股权制衡、上市公司实际控制人的类型、对上市公司董事的股权激励以及流通股比例是影响我国上市公司关联交易的主要因素。

通过文献梳理,我们发现,在关联交易的研究文献中,专门针对非公平关联交易研究的较少,且大多属于规范研究。实证方面的文章则多以上市公司关联交易的发生金额为研究对象,或进行描述性统计分析,或研究其影响因素。应当指出的是,虽然目前我国上市公司利用关联交易造假的情况非常严重,但不可否认,公平的关联交易仍是主流。在对有关数据进行搜集整理的过程中,笔者发现了一个不容忽视的现象,即:很多关联交易金额较大的上市公司多年来并未有交易行为违规记录,而一些由于关联交易严重违规被谴责或被处分的公司,其违规当年所披露的关联交易发生金额竟然为零 (这也正是这些公司被谴责或被处分的原因),在这种情况下,针对公司财务报告所披露的关联交易发生金额进行研究显然有失偏颇,这将使得那些本应作为重点对象进行分析的违规公司被排除在研究范围之外。除此之外,财务状况是否会影响到公司的关联交易行为也较少被提及。因此,在借鉴其他学者研究成果的基础上,本文以关联交易违规的上市公司作为切入点,通过违规样本和非违规样本的比较分析,主要从公司治理及财务状况两方面研究上市公司关联交易违规行为的影响因素。

三、研究假设

相比规模小的上市公司而言,规模大的上市公司具有更为完善的公司治理结构和内部控制制度,公司的各项决策更注重未来的长远发展而非一时的投机利益。由于政府和社会公众对这类公司的关注程度较高,因而其发生关联交易违规行为的可能性较小。刘武等(2009)的研究发现,公司的规模与非公平关联交易信息披露违规之间存在着负相关关系,本文借鉴这一观点,将公司规模作为关联交易违规行为的影响因素,提出第一项研究假设:

假设 1:公司规模与关联交易违规行为负相关。

我国上市公司的股权结构与西方发达国家相比具有相当的特殊性,不能流通的国家股和法人股占非常大的比重,虽然近几年进行的股权分置改革使这种状况有所改善,但股权集中度依然较高,余明桂、夏新平(2004)研究发现,股权集中度高的上市公司,关联交易均值高于股权分散的公司。刘武等 (2009)认为,股权集中度越高,终极股东对上市公司的控制力越强,也就越有可能通过非公平的关联交易为自己谋取利益。但也有理论认为,股权集中可以使大股东具有足够的激励去收集信息并有效监督管理层,从而避免了股权高度分散情况下的“搭便车”行为 (Shleifer&Veishny,1997)。本文借鉴第一种观点,提出第二项假设:

假设 2:第一大股东持股比例与关联交易违规行为正相关。

根据委托代理理论,董事长与总经理具有不同的职责,董事长作为董事会代表,具有监督总经理的权力,两种职位若由一人兼任,则往往会导致董事会监督独立性的丧失,降低董事会对经理人员的有效监督与制约,董事长(同时也是总经理)一人大权独揽,更容易通过非公平关联交易操纵利润、营私舞弊。基于此,本文提出第三项假设:

假设 3:董事长与总经理“两职合一”与关联交易违规行为正相关。

监事会是公司的监督机构,有权检查公司财务,对于董事、经理执行公司职务时违反法律、法规或者公司章程的行为,监事会有权进行监督。我国采取监事会与董事会平行的公司治理结构,监事会对股东大会负责,其主要作用是保护股东,尤其是中小股东的利益免受侵害。规模过小的监事会由于势单力薄往往难以对董事会和经理层形成有效的制衡。监事会规模大,则其人员构成可能更趋于合理,知识水平可能更全面,因而从理论上看其对董事会和经理层的违规行为的监督能力可能更强。基于此,本文提出第四项假设:

假设 4:监事会规模与关联交易违规行为负相关。

除设立监事会外,我国还借鉴英美等国公司的作法建立了独立董事制度。证监会于 2001年颁布的《关于在上市公司建立独立董事制度的指导意见》第五条中要求上市公司应当赋予独立董事对重大关联交易的监管特权,即:重大关联交易 (指上市公司拟与关联人达成的总额高于 300万元或高于上市公司最近经审计净资产值的 5%的关联交易)应由独立董事认可后,提交董事会讨论;独立董事做出判断前,可以聘请中介机构出具独立财务顾问报告,作为其判断的依据。Weisbach(1998)研究发现,独立董事有利于对上市公司经营的监管及防范非公平关联交易。Fama&Jensen(1980)认为把外部董事引入公司治理中可以降低高层管理者串谋和损害股东利益的可能性。基于此,本文提出第五项假设:

假设 5:独立董事比例与关联交易违规行为负相关。

公司应当适度负债,过高的债务往往使公司陷入财务困境,若因为无力偿债而面临破产或退市的危险,关联方就可能会通过非公平的关联交易来隐藏上市公司的债务、掩盖上市公司真实的财务状况,以达到保牌的目的。负债比率越高,发生关联交易违规行为的可能性也越大。基于此,本文提出第六项假设:

假设 6:资产负债率与关联交易违规行为正相关。

营业利润率是指企业的营业利润与营业收入的比率,是衡量企业经营效率的重要指标,反映了公司通过经营活动获取利润的能力。无论是营业活动萎缩、营业收入减少,还是营业成本过高,都可能导致营业利润率降低。与经营业绩良好的公司相比,经营状况不佳的公司通过非公平关联交易进行舞弊和粉饰报表的愿望更强烈。基于此,本文提出第七项假设:

假设 7:营业利润率与关联交易违规行为负相关。

在我国,上市公司若连续两年出现年报亏损,就要戴上 ST的帽子,如果第三年的年报仍然亏损,就会被暂停交易,因此,将“利润”看作是关乎上市公司生死存亡的财务指标丝毫也不过分。正常情况下,公司的利润应主要来源于营业活动,如果一个公司的盈利绝大部分是通过非营业活动获得,则说明该公司已失去或即将失去持续经营的能力,在这种情况下,关联方往往会铤而走险,通过各种手段和方式伪造、虚构利润,而非公平关联交易是最有效也最隐蔽的手段。基于此,本文提出第八项假设:

假设 8:非营业利润比例与关联交易违规行为正相关。

四、实证检验

(一)数据来源、样本选择及变量定义

本文选取 2003年以后发生关联交易违规行为的 75家A股上市公司作为违规样本 (上交所 34家,深交所 41家),同时通过筛选,选取 590家正常公司作为控制样本。控制样本的选择遵循以下原则:(1)非金融类公司;(2)无关联交易违规或其他舞弊历史;(3)非 ST或 PT公司;(4)以分析年度为准,上市时间超过两年。违规样本代码、违规年度等资料来源于深圳证券交易所和上海证券交易所网站的 A股诚信档案,通过对两交所诚信档案中的公开谴责和处分决定全文进行逐项分析获得,其他有关数据来源于国泰安信息技术有限公司开发的 CS MAR数据库。数据统计和分析通过 EXCEL和 SPSS17.0完成。

对于多次违规的公司,违规样本的数据以第一次违规当年的数据为基准数据,但考虑到违规当年上市公司公布的财务数据的可信度较低,有关财务数据取自该公司发生违规行为的前一年。为了确保研究数据的可取得性和完整性,在选取控制样本数据时统一以 2006年为基准。

研究中的变量定义见表1。

表1 变量定义表

(二)描述性统计分析

为了从统计上检验本文选取的变量在关联交易违规样本和非违规样本之间是否存在显著的差异,我们对两样本进行描述性统计分析,分别计算违规样本与控制样本的最小值、最大值和均值,并对所有变量进行W ilcoxon Mann Whitney检验。有关结果见表2。

表2 描述统计结果

检验结果表明,违规公司和正常公司的下列指标存在显著差异:X1-公司规模;X6-资产负债率;X7-营业利润率;X8-非营业利润比例。

(三)回归检验及分析

由于变量之间的多重共线性问题会对统计检验产生不利影响,因而在进行回归分析前有必要对解释变量进行相关性检验。对解释变量的 Pearson相关分析结果表明所有解释变量之间的相关系数均在 0.3以下(篇幅所限,相关系数表省略),表示解释变量之间的相关性不高,适于做回归检验。在各解释变量之间不存在多重共线性的前提下进行 Logistic回归,回归结果见表3。

表3 Logistic回归结果

从表3可以看出,假设 1(公司规模)通过了显著性检验,说明公司规模与关联交易违规行为之间存在着负相关关系。由此可见,上市公司规模越大,发生关联交易违规行为的可能性越小,原因在于:第一,规模大的公司其企业品牌价值高,一旦发生违规行为被监管部门公开谴责或被媒体曝光,就会使企业名声扫地,从而严重损害公司的价值,因而也将承担过高的交易成本。第二,规模越大的公司其内部财务控制机制及内部治理机制越健全,在一定程度上也阻碍了关联交易违规事件的发生。

假设 2(第一大股东持股比例)未通过显著性检验,说明第一大股东持股比例的多少与关联交易违规行为的发生没有显著的关系。不仅如此,该解释变量与被解释变量的相关系数竟然为负,这与前面的假设完全不符。导致这一结果产生的原因可能有两个:第一,我国上市公司第一大股东持股比例的多少并不完全是市场行为带来的结果,更多的是由于特殊的历史原因造成的,股权构成不合理在我国上市公司中是一种普遍存在的现象;第二,第一大股东持股比例少的公司可能存在着层层控股问题,即上市公司可能具有三代或四代之间的控股关系,在这种情况下,上市公司的关联关系由以一个大股东为主,变为以多个大股东为主,所有的大股东都有可能通过自己控制的资源与上市公司形成关联关系,而且衍生的关联关系更为复杂,关联交易行为更加隐蔽,因此仅仅通过股权结构的集中与分散来判定非公平关联交易的依存度,显然过于狭隘。

假设 3(高层兼职现象)未通过显著性检验。从目前情况看出,我国上市公司中董事长与总经理大多是两职分离的状态,两职合一的比例很小,因而该变量对公司是否发生关联交易违规行为无显著影响。

假设 4(监事会规模)未通过显著性检验,说明我国目前的监事会仍具有“花瓶”的嫌疑,在防范非公平关联交易行为发生方面并未起到应有的作用。现行公司法规定我国上市公司监事会成员数目不得少于 3人,很多公司是能少则少,这可以从我国上市公司中监事会成员以底限 3人居多的事实中体现出来。设立监事会的初衷本来是为保护中小股东的利益,但现实中与监事们有着千丝万缕联系的往往是大股东和公司管理层而非中小股东,出于自身利益的考虑,监事们不作为甚至和董事或经理层合谋损害中小股东利益也就不难理解了。另有证据显示,监事会成员数量过多,易造成在监督过程中的搭便车行为,因不愿得罪管理层或董事会而很少对董事会的决定和公司的业务表示不同意见,以确保自己监事职位的稳定。

假设 5(独立董事比例)通过了显著性检验,说明独立董事在监督公司非公平关联交易方面发挥了应有的作用。虽然同为监督者,但独立董事无论从专业技能方面还是独立性方面都要优于监事。独立董事大多是某一领域的资深专家或学者,他们多看重自己的声誉,Fama&Jensen(1983)认为,声誉机制具有降低代理成本的能力,能有效提高独立董事的监督力,因此,声誉对他们的行为的激励与约束作用比经济利益更强,注重声誉的独立董事比监事更有能力和动力去监督公司关联交易中的违规行为。

假设 6(资产负债率)、假设 7(营业利润率)和假设 8(非营业利润比例)均通过了显著性检验,说明关联交易违规行为的发生与公司财务状况和经营业绩存在着极为密切的关系。在我们所收集的 75个违规样本中,有 41家是 ST公司,占样本总数的 55%,说明那些财务状况和经营业绩不佳的公司为了避免破产或为保牌,往往有着强烈的动机去从事某些极端行为,而财务状况和经营业绩良好的公司更为注重的是企业的长期可持续发展,它们既没有因偿还不起债务而可能导致破产的压力,也没有由于经营亏损而可能面临被停牌甚至退市的危险,这类公司较少有动机为了一时的经济利益而去铤而走险。

在进行 Logistic回归分析后,进一步采用 For ward:Wald变量进入方法获得最终的变量,并建立数学模型,其中变量进入标准是:P﹤ =0.05进入,P﹥ =0.1移出。模型最终检验结果显示,最终进入方程的变量为 X1-公司规模、X5-独立董事比例、X6-资产负债率、X7-营业利润率、X8-非营业利润比例,其中,公司规模、独立董事比例、资产负债率、营业利润率在 1%水平上通过了显著性检验,非营业利润比例在 5%水平上通过了显著性检验。

根据回归结果得出最终识别模型方程如下:

五、研究结论及研究局限性

上市公司是否会发生关联交易违规行为主要取决于以下两方面:第一,是否具有从事非法关联交易的内在动机;第二,是否具备从事非法关联交易的外在条件。通过上述的实证分析可知,那些财务状况恶化、经营业绩低下的公司比财务状况和经营业绩良好的公司有着更加强烈的动机去从事非法的关联交易活动,以达到扭亏和保牌的目的,在这种情况下,如果公司的治理机制不完善,相关监管不到位,则必然会发生严重的违规行为。因此,对于那些规模较小、独立董事数量较少、资产负债率高、营业利润率低甚至为负、非营业利润在利润总额中所占比重较大的上市公司应重点考察其是否存在非公平的关联交易行为。

本文的研究局限性主要体现在:(1)作为控制样本的上市公司虽然没有被发现有关联交易违规行为,但是不能排除这些公司利用关联交易进行舞弊的可能性。这在一定程度上可能会削弱研究的可靠性。(2)根据一些学者的观点,非公平关联交易包括索取型关联交易和付出型关联交易,但由于数据采集困难等方面的原因,本文没有对上市公司的关联交易违规行为进行更详细的划分。(3)无论是上市公司治理结构方面还是财务状况方面,本文都只是选取了几个有代表性的指标,这可能会造成某些重要解释变量的遗漏。

(责任编辑:蒋海升)

F830

A

1003—4145[2010]07—0071—05

2010-02-03

鞠雪芹,女,山东大学管理学院讲师,博士研究生;

潘爱玲,女,山东大学管理学院教授,博士生导师。