非公允关联交易、审计师声誉与会计信息透明——来自中国上市公司的经验证据

章卫东 杨青莹 王 超

非公允关联交易、审计师声誉与会计信息透明
——来自中国上市公司的经验证据

章卫东 杨青莹 王 超

上市公司的非公允关联交易是我国证券市场监管的重点之一，而非公允关联交易将对会计信息透明度产生重要影响，但目前学者的研究较少涉及非公允关联交易。本文将非公允关联交易从关联交易中区分出来，利用2009—2013年中国部分上市公司数据，研究了非公允关联交易、审计师声誉对会计信息透明度的影响。研究结果表明，非公允关联交易将会削弱会计信息的透明度。另外，审计师声誉将削弱非公允关联交易对会计信息透明度的作用。

关联交易；审计师声誉；会计信息透明度

章卫东，江西财经大学会计学院院长，博士生导师、教授；

杨青莹，江西财经大学会计学院硕士生；

王 超，江西财经大学会计学院硕士生。（江西南昌 330013）

由于历史原因，我国大多数上市公司采取的是从母公司剥离一部分资产“分拆”上市的形式，因此上市公司与母公司及其下属子公司之间有着千丝万缕的联系，存在着大量的关联购销、资金往来以及担保、租赁等关联交易行为，而这种受控股股东控制的关联交易可能成为上市公司向控股股东进行利益输送的工具[1]。这一现象严重损害了中小投资者的利益，已经引起了社会各界的广泛关注。在市场经济发达国家，商业集团公司的关联交易是一种正常的商业行为[2]，如果关联交易是公允的交易则有利于企业集团降低成本、提高企业效率和市场竞争力。但是，如果关联方交易是不公允的交易，这势必损害中小股东及其利益相关者的利益[3]。

由于我国市场经济体制还不完善，证券监管有待加强，上市公司治理结构还不完善，上市公司为了向控股股东及其关联股东输送利益，经常发生非公允的关联交易[4]。按照我国的信息披露制度，关联交易需要进行信息披露，真实披露非公允关联交易的信息将给证券市场传递负面的消息，这将影响上市公司的股票价格，使控股股东的利益受损。如果上市公司隐瞒非公允关联交易的真实信息可以使控股股东免受损失，那么，当非公允关联交易发生时，上市公司是否会隐瞒关联交易的真实信息呢？即当非公允关联交易发生时上市公司的会计信息透明度是否会降低呢？注册会计师担负着监管上市公司会计信息披露的重要职责，高质量的注册会计师审计将提高上市公司的信息披露质量。那么，当非公允关联交易发生时，良好的审计师声誉是否可以提高上市公司会计信息透明度呢？

关于上述两个问题，鲜有学者进行研究。Hunton和Mazza[5]认为，不公允的关联交易将导致会计信息透明度下降；也有学者认为，高质量的审计有利于提高会计信息透明度[6]。但是，很少有学者将公允关联交易与非公允关联交易进行区分来研究关联交易对会计信息透明度的影响，也很少有学者将审计师声誉与非公允关联交易、会计信息透明度三者联系起来进行研究。本文拟试图在这一方面做一些有益的贡献。

一、文献回顾与理论假设

作为一种普遍且重要的商业行为，上市公司的关联交易一直是国内外战略管理和公司财务领域研究的重点。在市场经济发达国家，商业集团公司的关联交易是一种正常的商业行为[2]，因此关联交易本属于中性词。但是，大量研究发现，关联交易是一把“双刃剑”，公允的关联交易可以为企业集团降低成本、合理避税、降低经营风险等，而不公平的关联交易却成为上市公司向控股股东进行利益输送的工具[7]。因此，可以将关联交易划分为公允的关联交易和非公允的关联交易。公允关联交易是指上市公司和控股股东及其他关联方进行关联交易时，交易价格公平合理，并保证关联交易信息披露的透明性和及时性；而非公允关联交易是指上市公司的关联方利用对公司的控制与影响，通过不公平的关联交易将利益转移到关联方自己手中或将关联方的利益输送给上市公司的过程[8]。尽管上市公司的关联交易是客观存在的，但是，由于“交易价格公平合理”难以判断，关联交易公允与否难以认定[4]。在研究中学者对关联交易公允与否的认定，往往以关联交易是否存在向控股股东及其关联股东输送利益来判断，当关联交易存在向控股股东及其关联股东进行输送利益，损失中小股东及利益相关者的利益时就被认为是非公允的关联交易[3]，而以追求共享收益为目标的关联交易则被认为是公允的关联交易。

上市公司制造非公允关联交易的目的，是向控股股东及其关联股东输送利益。非公允的关联交易的表现形式有很多，如控股股东与上市公司发生购销交易时占用上市公司的资金，拖欠上市公司货款[9]。又如控股股东向上市公司高价供应原材料，低价收购产品，转移上市公司利润。再如控股股东与上市公司之间发生收购或转让股权等业务时，相关交易的价格明显高于或低于通常交易条件下的水平[7]。可见，非公允的关联交易的核心是价格不公允[10]，非公允的关联交易的目的是向控股股东及其关联股东进行利益输送。

而根据我国上市公司信息披露的要求，上市公司与控股股东及其关联股东的关联交易需要进行披露，非公允关联交易信息的披露会向证券市场传递负面的消息，这将导致上市公司的股票价格下跌，从而使控股股东的利益受损。此时，非公允关联交易的利益获得者——控股股东，往往会采取各种手段规避会计准则的限制，不披露关联交易或在信息披露时隐瞒关联交易的真实交易情况[11]，在财务报告中对非公允关联交易的具体事项、交易规则以及定价政策等进行隐瞒甚至虚假陈述，这将导致会计信息不透明。我国上市公司关联交易的信息披露不透明的具体表现为:对交易的金额或相应比例的揭示不全面，如一些公司只披露金额，而不愿披露相应比例；对关联交易的定价政策的披露不全面，如一些上市公司仅披露了成本价、内部价、优惠价、协议价等定价政策，而对这一定价与市场正常交易价格存在的差异不予披露，尤其对资产重组中的定价披露不透明；一些上市公司在关联担保的披露中只披露了相关费用收支标准及金额，而对关联方及关联交易揭示的较为模糊，等等。这些不规范的关联交易信息披露，降低了会计信息的透明度。

因此，当非公允关联交易发生时，上市公司与控股股东将操纵上市公司的信息披露，对关联交易事项披露不充分，从而导致会计信息透明度下降。基于此，我们提出本文的研究假设1。

假设1：上市公司非公允关联交易程度与会计信息透明度存在负相关关系。

为向控股股东及其关联股东进行利益输送而发生的非公允关联交易，很可能导致上市公司信息披露时隐瞒真实交易情况，从而导致会计信息透明度降低。高透明度的会计信息可以降低资本市场的信息不对称和投资者的预期风险,引导投资者进行价值判断和理性决策,从而实现资源的优化配置[12]。而不透明的会计信息将加大证券市场的信息不对称，使广大投资者的利益受损，从而影响证券市场的健康发展[13]。上市公司采用非公允关联交易的目的是向控股股东输送利益，而在会计信息披露中隐瞒关联交易的真实信息或者对非公允关联交易的信息披露不规范，是为了掩盖通过非公允关联交易向控股股东输送利益的行为。因此，必须规范关联交易会计信息披露，提高关联交易信息透明度。

为规范关联交易会计信息披露，我国财政部于1997年发布了我国第一个具体会计准则《企业会计准则——关联方关系及其交易的披露》，在2006年，我国财政部又对该准则进行了修订并发布了《企业会计准则第36号——关联方披露》。尽管这些会计准则的出台为规范我国上市公司的关联交易会计信息披露提供了法律保障，并在一定程度上促进了我国上市公司的关联交易会计信息披露的规范，但是，要促使上市公司严格按照会计准则的规定进行关联交易信息的披露，除财政部要加强对执行企业会计准则的检查力度外，还要充分发挥注册会计师在信息披露中的监管作用。Jensen和Meckling[14]认为，加强对关联交易的审计可以提高关联交易信息的透明度。并且认为，审计人员应该重点关注不正常业务关系的企业及个人发生的重大交易，注意交易价格以及付款条件异常的交易，同时还应当注意实质与形式不相符的交易、明显缺乏商业理由的交易以及处理方式异常的交易。而 Peter和 Lindsey[15]认为要提高上市公司信息披露透明度，应当提高注册会计师的审计质量。王艳艳和陈汉文[6]研究发现，高质量审计有助于提高会计信息的透明度。并且认为经过国际“四大”会计师事务所审计的上市公司会计信息的透明度，显著高于非“四大”会计师事务所审计的上市公司。这是因为国际“四大”会计师事务所具有良好审计声誉，而声誉好的审计师更能验证财务报表的真实性和准确性[16]。因此，具有良好声誉的审计师必然会为了维护其声誉而提高审计质量[17]，而高质量的注册会计师审计有助于提高会计信息的透明度[6]。

当发生非公允关联交易时，上市公司为了掩盖非公允关联交易的真相造成会计信息失真，这将造成资本市场的信息不对称现象更加严重，也将严重损害中小股东的利益。因此，必须提高注册会计师的审计质量。聘请良好声誉的审计师有助于提高审计质量，这是因为具有良好声誉的审计师为了维护其声誉会提高审计质量[17]。当上市公司聘请了国际“四大”会计师事务所等具有良好声誉的审计师进行审计，审计师为了维护其审计市场的声誉会更加审慎进行审计，并且认真负责地执行审计业务。所以，具有良好声誉的审计师会促使上市公司财务报告充分披露非公允关联交易的相关事项，从而提高上市公司会计信息的透明度。基于此，我们提出本文的研究假设2。

假设2：良好的审计师声誉能够提高关联交易会计信息披露的透明度。

二、研究设计与数据来源

（一）非公允关联交易的度量

本文采用盈余管理程度指标中的操控性应计的绝对值|DA|作为非公允关联交易的量化指标。这是因为已有的研究表明，上市公司盈余管理水平与关联交易量呈正相关关系[18]，非公允的关联交易与盈余管理程度也正相关[19]。所以，本文使用盈余管理的指标来衡量非公允关联交易。并且，借鉴邵毅平[4]的方法，采用盈余管理程度指标中的操控性应计的绝对值来度量非公允关联交易。操控性应计用修正的琼斯模型估计得到：

其中，TAt是t期总的应计利润，它等于同期的净利润与经营活动现金流量的差值；At－1为t－1期的年末总资产；ΔREVt为t期的主营业务收入与t－1期主营业务收入的差额；ΔRECt为t期的应收账款与t－1期的应收账款的差额；PPEt为t期固定资产账面价值；εi为随机扰动项。公式（2）中的参数α1、α2、α3为公式（1）中的OLS估计值。在分行业分年度的前提下（不同的行业对应不同的 α1、α2、α3），先估计非操控性应计NDAt，然后再计算得到操控性应计DAt。

（二）会计信息透明度的度量

本文借鉴Bhattacharya等[20]的研究成果，采用盈余平滑度来度量会计信息透明度。盈余平滑度是指上市公司报告盈余与真实收益间的关系，描述了上市公司收益波动偏离真实收益波动的程度。Bhattacharya等[20]将盈余平滑度定义为公司应计项目的变化与相应年份现金流变化的相关系数，如果应计项与现金流之间不相匹配且两者的相关系数的绝对值很大，则很可能是上市公司在利用两者差异平滑盈余。本文将Smooth取绝对值作为盈余平滑度的替代变量，即|Smooth|。同时，借鉴Myers等[21]的方法，运用前12个季度的数据来计算相关系数，衡量Smooth的公式为：

ΔACkt表示经过总资产调整的季度应计项目变动额，计算公式为应计项目／总资产这个比值的季度变动额；ΔCash Flowkt表示经过总资产调整的季度经营现金流量变动额，公式为经营现金流／总资产这个比值的季度变动额。△项代表的是本年度与上年度的差值，其他项目为该年度的值。

（三）审计师声誉的度量

Defond[22]发现，具有良好的国际声誉和独立性的“四大”会计师事务所，能提供相对较高的审计质量。同时，王鹏等[23]认为在我国的审计市场上，“四大”会计师事务所同样能够提供较高审计质量的服务。所以，“四大”被认为是具有良好审计师声誉的事务所。按照李青原[24]等的研究，本文设置Auditor为哑变量，代表会计师事务所的审计师声誉。本文将国际“四大”会计师事务所定义为审计师声誉高的一组，取值为1，将其他的会计师事务所定义为审计师声誉低的一组，取值为0。

（四）研究模型和变量定义

本文用模型1检验假设1，用模型2来检验假设2。

各变量的具体含义如表1所示。

（五）样本选择和数据来源

表1 变量的定义及描述

本文样本数据均从国泰安（CSMAR）数据库的中国上市公司财务报表数据库中获得。本文旨在研究2009—2013年我国上市公司非公允关联交易、审计师声誉与会计信息透明度的相关性，为确保数据的有效性，本文对样本进行如下筛选：（1）剔除ST和＊ST公司，因为被特别处理的公司进行盈余管理的意图更为强烈，应当单独研究；（2）剔除金融保险类的上市公司，因为这类公司的经营方式及资产负债率等财务指标都比较特殊；（3）剔除研究年度变量数据缺失的公司；（4）剔除上一年度数据缺失的公司，这是由于计算操纵性应计、盈余平滑度等需要上一年度的数据。经过上述程序，我们最终获得11488个研究样本。

三、实证研究结果分析

（一）描述性统计和相关性分析

表2对各研究变量进行了描述性统计分析，给出了11488个样本公司中各变量的描述性统计结果。从所选的样本统计结果来看，会计信息透明度的衡量指标|Smooth|的均值为0.40，中位数为0.39，最大值甚至达到了0.97。与 Chaney等统计的新西兰2003年的上市公司的盈余平滑度|Smooth|为0.159的结果相比，我国上市公司会计信息透明度的平均水平不高。操纵性应计度量的非公允关联交易规模（|DA|）平均值为0.051，中位数为0.027，标准差达到了0.183，最大值1.16与最小值0.00之间的差距较大，说明我国上市公司进行非公允关联交易的规模具有较大差异，也证明我国上市公司倾向于利用大规模的非公允关联交易来粉饰报表。“四大”会计师事务所在样本上市公司的审计市场中所占份额为6%，根据赵国宇[18]的统计，这一比例有随着年份而递减的趋势，一定程度上可以归因于我国本土会计师事务所声誉的提升。第一大股东持股比例FIRS平均值为23.79%，最小值仅为0.07%，最大值达到82.07%，标准差达到18.21%，结合前五大股东持股比例的平方和HER的数据，可以认为，我国上市公司股权集中度的差异较大。前十大股东是否存在关联关系的指标REL的平均值是0.00，说明样本公司中，前十大股东存在关联关系的极少，但不排除关联关系过于复杂而未被发现或识别的情形。样本公司上市年数Age的均值为15.22年，最小值为7年，最大值为24年。

表2 描述性统计

表3是对各变量进行spearman相关性分析后的结果。表中显示，非公允关联交易规模|DA|与盈余平滑度|Smooth|的相关性系数为0.18，并在1%的水平上显著，说明非公允关联交易规模|DA|与盈余平滑度正相关，即非公允关联交易规模与会计信息透明度负相关，初步表明非公允关联交易将损害会计信息透明度，符合假设1的预期。另外，盈余平滑度|Smooth|与资产负债率LEV的相关性系数为0.03，并在5%的水平上显著，说明盈余平滑度|Smooth|与资产负债率LEV正相关，这意味着较高的资产负债率可能导致会计信息透明度降低。盈余平滑度|Smooth|与FIRS和HER的相关系数均显著为正，说明股权集中度越高，会计信息透明度越低[6]。由于解释变量间的Spearman相关系数都较低，意味着我们的样本不存在较大的多重共线性。

表3 Spearman 相关系数表

（二）多元回归分析

描述性统计分析只是对各研究变量作了一个简单的整体描述，并未综合考虑各因素对会计信息透明度的影响，通过对全体样本的多元回归分析，表4检验了非公允关联交易对上市公司会计信息透明度的影响，而表5将进一步检验非公允关联交易和审计师声誉对上市公司会计信息透明度的影响。

表4 模型1的多元回归分析结果

表4列示了模型1的回归结果。非公允关联交易规模|DA|与盈余平滑度|Smooth|的相关性系数为0.582，并在1%的水平上通过了显著性检验，解释变量非公允关联交易规模|DA|与衡量会计信息透明度指标|Smooth|显著正相关，说明非公允关联交易可以成为盈余管理的工具，能显著增加盈余平滑度，即显著损害会计信息透明度，假设1得到证明。这个结果证明，上市公司为了避免向证券市场传递负面消息，有动机隐瞒其通过非公允关联交易向控股股东输送利益的行为，导致关联交易的会计信息披露不充分，降低会计信息的透明度。

表5列示了加入审计师声誉因素之后的非公允关联交易规模与会计信息透明度之间的回归结果。结果显示，非公允关联交易规模仍然与盈余平滑度|Smooth|显著正相关，而非公允关联交易规模与审计师声誉的交叉项（DA*Auditor）的回归系数为负，且该系数在5%的显著性水平下显著，表明选择“四大”的上市公司非公允关联交易规模与盈余平滑度的正相关程度显著降低，即上市公司非公允关联交易规模与会计信息透明度的负相关程度显著降低。所以，审计师声誉良好的“四大”会计师事务所能够较好地确保上市公司非公允关联交易得到充分披露，从而确保上市公司会计信息的真实和可靠，进而提高了关联交易的会计信息透明度，假设2得到证明。

从表4和表5可知，两个模型的控制变量的结果基本一致。成长性指标GROW在模型1和模型2中的回归系数均不显著，可能的原因是本文选取的样本大多是上市时间较长的公司，根据企业生命周期理论，这些上市公司大都处于成熟期，成长性差异不大。偿债能力指标LEV在两个模型中的回归系数均显著为正，说明偿债能力越低的上市公司，为了避免违反债务契约，越有可能诱发更高程度的盈余管理行为，会计信息披露不充分的可能性也越大，从而容易导致会计信息透明度下降。

表5 模型2的多元回归分析结果

（三）稳健性检验

为了检验以上的结论是否稳健可靠，本文将采用以下方法进行进一步的验证。

用RPT*EMM交叉项衡量非公允关联交易规模[19]。其中，RPT为上市公司关联交易额与上市公司资产总额的比例；EMM为哑变量，当上市公司的净资产收益率小于1%时取1，否则取0。对回归分析的异常值的处理，不采用WINSORIZE处理，而采用中位数±3倍标准差的方法剔除异常值。对会计信息透明度的衡量，不采用盈余平滑度，而是采用深圳证券交易所的评价指标，并采用滞后两期的数据以进一步减少模型的内生性偏误。以上回归结果均表明上述结论依然成立。

四、研究结论与政策建议

非公允关联交易是上市公司向控股股东及其关联股东进行利益输送的重要渠道，控股股东为了避免非公允关联交易的信息披露给公司股票价格带来不利影响，控股股东可能操纵上市公司隐瞒真实的关联交易信息，从而导致会计信息透明度降低，本文的实证分析验证了上述理论假设。而高质量的注册会计师审计有利于提高会计信息的透明度。研究发现经过国际“四大”会计师事务所审计的上市公司会计信息的透明度较高，这说明国际“四大”会计师事务所为维护其审计声誉保证了高质量的审计。因此，良好的审计师声誉能够提高关联交易会计信息披露的透明度。

为抑制上市公司非公允关联交易的发生和规范上市公司关联交易的会计信息披露，我们提出如下建议：（1）有关部门要加强对上市公司执行企业会计准则的检查力度，督促上市公司规范关联交易的会计信息披露；（2）完善上市公司的治理制度，规范控股股东的行为，特别要防止控股股东利用上市公司的关联交易进行利益输送，同时需要审计师更加关注上市公司的关联交易业务的性质与动机；（3）要不断提高本土会计师事务所审计的质量，有关部门要加强对会计师事务所的监管，对一些出具虚假审计报告的会计师事务所加大处罚力度，充分发挥注册会计师的作用。

当然，本文的研究仅局限于2009—2013年部分上市公司的样本，选取的样本数量有限，也缺乏对个案的研究来佐证研究结论，在一定程度上可能造成研究结论的偏差。

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【责任编辑：陈保林】

F832.51

A

1004－518X（2015）02－0203－08

国家自然科学基金项目 “地方国有上市公司定向增发资产注入动机及经济后果研究”(71262004)