关联交易、企业生命周期与自愿信息披露

李 震，黄俊荣

（新疆财经大学 会计学院，新疆 乌鲁木齐 830012）

一、引言

资本市场中的自愿信息披露问题已经引起社会各界的普遍关注。我国股票上市的相关制度规定：上市公司应及时、公平地披露信息，并保证所披露的信息真实、准确、完整；上市公司披露预测性信息时，应当合理、谨慎、客观；上市公司应及时披露将要出现的“净利润为负值”“净利润与上年同期相比变动50%以上”“实现扭亏为盈”的情形，对于其他情形，上市公司可以选择性自愿披露。显然，上市公司对自愿信息披露拥有较大的自主选择权，信息披露程度以及传递信号的性质很大程度上受到公司的控制（程新生等，2008）[1]。一般而言，基于维持与投资者的良好关系、维护公司声誉、稳定股价等动机，上市公司会自愿披露信息（徐水和焦一曼，2016）[2]。对此，已有文献基于信号理论和代理成本理论进行了分析（Lang and Lundholm，2000；况学文等，2019；唐建新等，2021）[3-5]。一方面，信息是投资者进行决策的重要依据，投资者会根据公司披露的信息及其质量判断公司业绩的好坏，且偏好投资于业绩好的公司。因此，大股东有动机向市场传递公司经营业绩好的信号。另一方面，当公司存在融资需求时，其有动机向投资者披露更多的精准信息，以减少信息不对称，进而降低融资成本。上市公司披露更多的信息可以使投资者了解公司真实的发展情况，从而降低公司的诉讼风险。由于自愿信息披露受到大股东的影响较大（牛建波等，2013）[6]，公司若存在一些违规行为，则其会降低自愿信息披露程度。

近年来，关联交易已成为公司经营的重要方式之一，而关联交易因存在潜在的重大财务风险，也成为监管部门的重点关注对象。例如，康得新因在2015—2018 年利用关联交易虚增利润119.21 亿元以及控股股东利用关联交易挪用资金而被证监会行政处罚，2018 年华泽钴镍利用关联方交易掏空公司资产使公司陷入财务危机。对于关联交易可能产生的影响，学术界进行了重点研究。关联交易的双方会隐瞒交易信息（Djankov et al.，2008）[7]，导致信息披露质量下降，这不仅会损害相关者的利益，而且会造成公司声誉受损，进而引致股价崩盘的风险（刘星等，2021）[8]。关联交易已成为公司通过虚增收入进行盈余管理以实现自身利益的需要（鹿尧，2018）[9]，最终导致盈余粉饰的可能性提高（唐建新，2021）[5]，盈余的透明度降低（汪健等，2018）[10]，进而影响投资者的正确决策。关联交易越多的公司受到监管部门关注的程度也越高，其利用关联交易进行盈余管理时也越有可能减少自愿信息披露，以避免招惹祸端。总之，已有文献主要研究了关联交易所导致的大股东利益侵占（陈晓红等，2011）[11]、公司违规（魏志华等，2017）[12]、信息透明度降低（Hunton et al.，2006）[13]、审计收费提高（汪键等，2018）[14]等经济后果，而较少关注关联交易对自愿信息披露的影响以及盈余管理在两者之间发挥的中介效应。

本文利用我国上市公司的经验数据，研究了关联交易对自愿信息披露的影响及其作用机制，在此基础上考虑了企业生命周期的异质性特征。根据生命周期理论，在不同的发展阶段，企业的经营策略、财务目标和代理问题等可能存在差异。因此，关联交易对于不同发展阶段的企业而言，其自愿信息披露的程度也会有所不同。本文可能的边际贡献主要体现在三个方面。（1）丰富了关联交易的经济后果以及自愿信息披露影响因素的研究。着眼于总体关联交易水平，本文研究发现，关联交易与自愿信息披露显著负相关。这一研究结果为企业加强对损害型关联交易的管理提供了经验证据，同时也为监管部门完善与关联交易行为有关的规章制度提供了实证经验。（2）拓宽了企业生命周期的研究视角。本文基于企业生命周期的视角研究发现，企业在成长期、成熟期和衰退期的关联交易均与自愿信息披露显著负相关，而在企业初创期关联交易与自愿信息披露的关系不显著，这就为深刻理解企业在不同阶段采取的差异化自愿信息披露行为提供了新的视角。（3）研究了关联交易对自愿信息披露的作用机制。本文研究发现，在关联交易对自愿信息披露的影响中，盈余管理具有部分中介效应。这不仅揭示了盈余管理对自愿信息披露的影响，也为监管企业盈余管理行为、提高自愿信息披露水平、帮助投资者合理决策、促进资本市场良性发展提供了参考。

二、理论分析与研究假设

（一）关联交易与自愿信息披露

随着企业多元化经营的开展，关联交易在市场交易中普遍存在，其具有多样性和隐蔽性的特点，是企业进行盈余管理的重要方式（岳上植和邹鹤瑶，2020）[15]。学术界对关联交易有两种不同的观点，即效率促进观和掏空观。从效率促进观来看，关联交易不仅可以为企业节约交易成本，提高生产效率（Chen et al.，2012；黄浩等，2021）[16，17]，而且可以向上市企业输送利益，以降低企业经营风险，解决现金流短缺的问题（Jian and Wong，2010）[18]。此外，当关联方之间存在税率差异时，企业可以利用关联交易合理降低纳税成本（刘继红和汪泓，2019）[19]。从掏空观来看，当股权集中度较高时，控股股东可能会利用关联交易进行资产转移，为自己谋取私利，从而侵害中小股东的权益（张玲和李慧兰，2017）[20]，造成企业价值下降。关联交易偏离了市场的公允性和真实性原则，不仅造成企业会计信息的可比性下降（张勇，2018）[21]，也降低了企业对外信息披露的意愿（李增全等，2011）[22]。基于机会主义动机，股东会滥用权力进行掏空型关联交易，损害外部投资者的利益，进而造成会计信息质量下降以及企业融资成本增加（伍中信和熊新蓝，2016）[23]。

对于盈余预测信息的披露，企业拥有较大的自由裁量权。我国上市公司对盈余预测信息的预告发布时间和方式有着较大的选择空间，公司可以利用自愿信息披露达到影响股价的目的（方红星和楚有为，2019）[24]，经理人也会通过选择业绩预告的方式提高自己期权的价值。关联交易是企业进行盈余管理的工具（Marchini et al.，2018）[25]，若大股东通过关联交易侵占企业资金，通过高买低卖转移企业资产，则会导致企业盈余信息质量下降（郑国坚，2009）[26]。因此，企业有动机披露符合自身利益的业绩预告信息，这就会增加盈余信息的噪音。此外，当企业发生掏空型关联交易时，股东有动机隐藏关联交易的信息，这就可能导致股价波动。为了避免股价过度波动，企业会对盈余预测信息内容进行选择性披露，从而导致自愿信息披露水平下降。基于此，本文提出假设H1。

H1：关联交易与自愿信息披露负相关。

（二）关联交易、企业生命周期与自愿信息披露

在生命周期的各个阶段，企业的经营模式和发展策略存在异质性。企业在初创期刚刚起步，没有稳定的客户群体，风险承担能力较低（陈海燕等，2021）[27]，其会选择保守的经营策略，较少进行关联交易，自愿信息披露水平也较低。

成长期的企业需要不断吸纳资金扩大生产规模，加大研发投入（徐斯旸等，2021）[28]，股东就有动机披露更多的信息以获得投资者的信任，企业自愿信息披露程度相对较高，即企业信息的透明度较高（O'Connor and Byrne，2015）[29]。然而，成长期的企业往往面临较高的外部融资成本，存在较强的融资约束，股东通常会利用关联交易获得资金，以降低融资成本（黄宏斌等，2016；吴莉昀，2019）[30，31]。因此，关联交易的发生会在一定程度上对企业自愿信息披露产生影响。

处于成熟期的企业拥有稳定的客户群，各方面的发展也比较稳定。为了追求个人利益，股东很可能形成合谋，利用关联交易为自己谋取私利，从而使中小股东利益受损。此外，频繁的关联交易会向投资者传递消极信号，不利于股价稳定。因此，股东通常会减少盈余预测信息披露或者延迟披露信息，以稳定股价，这会导致自愿信息披露程度降低。相比于其他发展阶段，成熟期企业的股东更容易利用关联交易为自己谋取私利（杜颖洁和刘洋，2018）[32]，进而影响企业的自愿信息披露。

衰退期的企业可能存在严重的经营问题，如现金流短缺、产品积压、市场份额减少等。此时，企业的内部组织僵化，创新意识不足（Kueng et al.，2014）[33]，可能发生严重的经营危机。因此，股东通常会利用关联交易缓解资金短缺问题，通过减少企业盈余信息披露维持投资者的信心，从而降低自愿信息披露程度。相比于成熟期，衰退期的关联交易大多是为了促进企业发展，企业自愿信息披露程度相对较低。此外，在面临破产风险时，企业股东可能会利用关联交易提前转移资产，其不愿披露有关企业资产去向和发展状况的信息，从而降低企业自愿信息披露水平。基于此，本文提出假设H2a 和H2b。

H2a：相比于成长期、成熟期和衰退期，初创期的企业关联交易对自愿信息披露的影响较小。

H2b：相比于初创期、成长期和衰退期，成熟期的企业关联交易对自愿信息披露的影响较大。

三、研究设计

（一）样本选取与数据来源

由于我国的股票上市规则于2014 年进行了修订，本文从2015—2020 年的A 股上市公司中选取初始样本22 087 个，并在剔除金融和保险类公司、ST 和*ST 公司以及存在变量缺失值的公司后，最终获得11 217 个观测值。本文对连续变量的上下1%分位数进行了缩尾处理，以消除极端值的影响。本文的研究数据来源于CSMAR 数据库。

（二）模型设定与变量定义

参考李从刚等（2019）[34]、魏志华等（2020）[35]的研究，本文设立了如下模型：

1.被解释变量：自愿信息披露。本文参考袁振超等（2014）[36]的研究，将业绩预告类型为“大降”“大增”“扭亏”“转亏”“续亏”的样本定义为强制性预告，将信息披露类型为“略降”“略增”“续盈”的样本定义为自愿性预告。在此基础上，本文利用上市公司是否发布自愿性预告（VDI_O）衡量自愿信息披露，公司当年发布自愿性预告取值为1，否则为0。

2. 解释变量：关联交易。本文借鉴魏志华等（2020）[35]的做法，将关联交易的总金额/总资产作为衡量关联交易水平（Rpt）的指标。

3.控制变量。参考况学文等（2019）[4]、李从刚等（2019）[34]的研究，本文控制了公司规模（Size）、第一大股东持股比例（First）、资产负债率（DR）、总资产利润率（ROA）、管理费用率（MC）、独立董事比例（IDR）、分析师关注度（Analyst）、高管薪酬（EC）。各变量的具体定义如表1 所示。

表1 变量名称及定义

4.企业生命周期的界定。参考 Dickinson（2011）[37]、蒋舒阳等（2019）[38]的研究，本文根据现金流量符号将企业生命周期划分为初创期、成长期、成熟期和衰退期，并将同时满足经营活动现金流量为负、投资活动现金流量为负、筹资活动现金流量为正等条件定义为初创期。成长期、成熟期和衰退期的划分依此类推，具体定义如表2 所示。

表2 企业生命周期划分

四、实证结果与分析

（一）描述性统计

表3 的描述性统计结果显示：有45.3%的公司提供了自愿性业绩预告（VDI_O），这与李从刚等（2019）[34]的研究结果基本一致；Rpt 的均值为 0.367，说明上市公司关联交易总额占总资产的比重较大，同时，其最小值为0.001 22，最大值为2.732，说明公司之间的关联交易水平差异较大。其余变量的描述性统计结果与已有文献基本保持一致。

表3 变量的描述性统计

（二）相关性检验

表4 的斯皮尔曼（Spearman）相关性检验结果显示：关联交易与自愿信息披露显著负相关，这就初步验证了假设H1；资产负债率（DR）与公司规模（Size）之间的相关系数为0.501，其他变量间的系数均小于0.5，说明本文选取的变量不存在多重共线性问题。

表4 Spearman 相关性系数

（续表4）

（三）组间变量描述性统计与差异性检验

本文将自愿信息披露水平按照生命周期分组，进行了组间差异T 检验。表5 的结果显示，自愿信息披露的均值在成长期最大（0.508），在衰退期最小（0.350），且不同生命周期的自愿信息披露水平存在显著的差异性，这与陈波和高鹏飞（2020）[39]的自愿信息披露研究结果基本一致。一般而言，处于衰退期的企业经营困难，其可能会通过减少自愿信息披露掩盖艰难处境，而成长期的企业正处于快速发展阶段，其倾向于披露更多的信息，以获取投资资金。

表5 不同生命周期阶段自愿信息披露水平的描述性统计及差异性T 检验结果

（四）回归分析

表6 列示了关联交易（Rpt）与自愿信息披露（VDI_O）的回归结果。列（1）是利用模型（1）进行logit 回归，并控制了年份和行业，以检验假设H1。关联交易（Rpt）与自愿信息披露（VDI_O）的回归系数为-0.327，且在1%的水平上显著，说明关联交易显著降低了自愿信息披露水平，且损害型关联交易的占比较高，这就验证了假设H1。列（2）至列（5）是利用模型（1）对不同生命周期的关联交易与自愿信息披露进行logit 回归，以检验假设H2a 和H2b。关联交易（Rpt）在初创期的回归系数不显著，且系数的绝对值最小，而在其他三个阶段关联交易的显著性水平达到1%，这就验证了假设H2a。关联交易在成熟期的回归系数绝对值为最大，这就验证了假设H2b。本文利用费舍尔组合检验，通过自体抽样（Bootstrap）1 000 次得到成长期与成熟期、成长期与衰退期、成熟期与衰退期的经验p 值（分别为0.149、0.449、0.207），证明了这三个阶段的关联交易系数差异并不明显。

表6 关联交易与自愿信息披露的回归结果

（续表6）

（五）稳健性检验

1.改变变量的度量方式。本文借鉴史永和李思昊（2018）[40]的研究方法，采用超额关联交易水平衡量关联交易，并通过构建模型（2）估计上市公司关联交易的残差。模型（2）增加了控制变量流动比率（CR），并控制了年份和行业，回归得到的残差即为超额关联交易水平（Rpt_ab）。

本文以超额关联交易水平（Rpt_ab）为解释变量进行回归，结果如表7 所示。在全样本中，Rpt_ab与被解释变量VDI_O 的回归系数为-0.330，且在1%的水平上显著，这与前文的结果相同，再次支持了假设H1。在不同的生命周期，超额关联交易水平的回归系数及显著性水平也与前文保持一致，这就支持了假设H2a 和H2b，证明了本文的研究结果是稳健的。

表7 超额关联交易与自愿信息披露的回归结果

（续表7）

2.Heckman 两阶段回归。本文借鉴何瑛等（2019）[41]的研究方法，采用Heckman 两阶段回归法处理样本自选择所带来的内生性问题。Heckman 第一阶段是建立Probit 模型，如模型（3）所示。本文将被解释变量设置为虚拟变量Rpt_D，即根据Rpt 是否大于其中位数进行衡量，大于中位数取1，表示上市公司的关联交易水平较高，否则取0。根据第一阶段的回归结果，本文计算出逆米尔斯比率（IMR），并在Heckman 第二阶段将逆米尔斯比率（IMR）代入模型（1），以控制自选择问题。

第一阶段的回归结果如表8 的Panel A 所示，第二阶段的回归结果如Panel B 所示。全样本和成长期的IMR 系数均在1%的水平上显著，而初创期和成熟期的IMR 系数分别在5%和10%的水平上显著，说明对样本选择偏差进行修正是必要的。Panel B 的列（1）、（3）、（4）显示，Rpt 依然在 1%的水平上显著，说明本文在修正了样本选择偏差后研究结果保持了稳健性。此外，衰退期的回归结果也与前文基本保持一致，说明本文的研究结果是稳健的。

表8 Heckman 两阶段回归结果

Panel B：Heckman 第二阶段回归结果变量-0.160（-1.07）First 0.246（1.04）-0.309***（-2.77）Size -0.053（-0.85）（1） （2） （3） （4） （5）全样本 初创期 成长期 成熟期 衰退期VDI_O VDI_O VDI_O VDI_O VDI_O Rpt -0.318***（-5.92）-0.108（-0.73）-0.276***（-2.95）-0.426***（-4.15）0.110（0.77）0.065（0.50）-0.022（-0.19）-3.943（-1.17）ROA 9.030***（11.60）1.069*（1.95）DR -5.993***（-4.25）0.238（0.38）-0.419（-0.89）0.055（0.13）-6.719**（-2.09）-10.103***（-3.35）-6.661***（-2.54）-0.667（-0.72）Analyst 0.208***（8.94）12.443***（6.13）9.233***（5.80）8.990***（6.51）-1.358（-0.70）IDR 0.342（0.87）8.138***（4.45）MC -0.032（-0.04）2.138（1.16）2.765（1.63）-0.371（-0.24）2.176*（1.91）0.550（0.81）0.225（0.33）0.128（1.40）IMR -2.662***（-3.55）0.313***（5.60）EC 0.130***（3.34）0.215***（3.01）0.160***（4.09）0.155***（3.78）0.034（0.29）0.145**（2.19）0.143**（2.06）-3.742**（-2.06）-5.099***（-3.21）-2.573*（-1.87）-1.288（-0.72）Year/Industry 控制 控制 控制 控制 控制Constant 3.432***（4.62）2.547（1.47）N 11217 1338 3666 3752 2461 Adj-R2 0.140 0.132 0.103 0.170 0.183 0.283（0.12）5.667***（4.50）3.215**（2.40）

五、进一步的研究：盈余管理的中介效应检验

盈余管理是企业谋取自身利益的重要手段之一，即通过操纵盈余信息实现企业的经营目标。从机会主义的角度来看，企业管理层拥有较大的经营决策权，其薪酬契约与会计盈余在很大程度上相关联。为了降低交易成本，获得更多的薪酬奖励，管理层有动机操纵盈余信息（Bikki and Tsui，2007）[42]，并通过降低自愿信息披露水平避免盈余操纵行为被发现。管理层利用关联交易进行盈余管理，可以达到其隐瞒不良信息的目的，这就会影响盈余信息的质量（汪健和曲晓辉，2014）[14]。由于关联交易具有隐蔽性，管理层倾向于利用关联交易进行盈余管理，以达到管理者的预期目标。因此，频繁的关联交易会提高企业盈余管理程度。此外，大股东为了谋取私利会侵占企业资金，其有动机利用关联交易进行资产转移，利用盈余管理“美化”财务报表（关月琴和赵迪斐，2014）[43]，以此来掩盖掏空型关联交易（鹿尧，2018）[10]，从而降低盈余信息的质量。为了掩盖关联交易和盈余管理行为，降低企业的诉讼风险，大股东会减少自愿信息披露。因此，关联交易会提高企业的盈余管理水平，降低自愿信息披露程度。

为了检验盈余管理是否对关联交易与自愿信息披露发挥了中介效应，本文借鉴魏志华等（2020）[35]、刘开瑞等（2020）[44]的研究方法，采用逐步回归的方法检验中介效应。本文首先利用模型（1）进行回归，然后将盈余管理水平（DA）作为被解释变量，构建模型（4）进行回归，最后通过控制Rpt 和DA 构建模型（5）进行回归。

其中，盈余管理采用修正的Jones 模型估算得出的可操控性应计利润绝对值（DA）进行衡量。具体的计算过程如下：（1）利用模型（6）分行业和年度进行回归，得到回归系数 α1、α2、α3；（2）将系数代入模型（7），计算出 DA 的值，并取 DA 的绝对值。

其中，TA 为应计利润总额，Asset 为总资产，ΔREV 为销售收入增长额，ΔREC 为应收账款增长额，PPE 为期末固定资产总额。

从表9 的Panel A 来看，全样本中的关联交易会显著降低自愿信息披露程度。模型（4）的回归结果显示，当全样本中的DA 为被解释变量时，Rpt 的系数在1%的水平上显著为正，说明关联交易促使盈余管理行为产生。在同时控制了关联交易（Rpt）和盈余管理（DA）之后，关联交易与自愿信息披露的负相关关系依然显著，说明关联交易通过影响盈余管理降低了企业自愿信息披露程度，即盈余管理具有部分中介效应。sobel 检验显示，中介效应占比为6.87%。由于初创期的企业关联交易对自愿信息披露的影响不显著，本文只对成长期、成熟期和衰退期的企业进行了中介效应检验。结果显示，成长期的企业关联交易对盈余管理的影响不显著，不能证明盈余管理存在中介效应。bootstrap 检验进一步证实不存在中介效应，说明成长期的企业可能为了吸引投资，较少操纵盈余信息。从表9 的Panel B 来看，成熟期和衰退期的企业盈余管理存在部分中介效应，中介效应占比分别为6.75%和5.42%，即成熟期的中介效应更为明显。这可能是因为成熟期的企业关联交易多数为损害型，为了稳定股价，增强投资者的信心，企业会进行盈余管理，以“美化”财务报表。

表9 中介效应检验

（续表9）

六、研究结论

本文以2015—2020 年的A 股上市公司为研究对象，基于生命周期的视角，实证检验了关联交易对自愿信息披露的影响及其作用机制。研究发现：（1）在全样本中，关联交易显著降低了自愿信息披露水平，说明关联交易会影响企业向市场传递信号的行为，降低信息质量；（2）若考虑企业生命周期的异质性，则在企业初创期关联交易与自愿信息披露的相关关系不显著，而在其他三个阶段相关关系均显著，说明初创期的企业更重视盈余信息披露，希望通过披露真实、稳健的信息确保企业稳步发展；（3）关联交易促使企业通过盈余管理影响自愿信息披露，而在成长期中介效应是不存在的，这说明成长期的企业可能较少操纵盈余信息，其更注重披露真实的盈余信息，以吸引外部投资者的投资。本文的研究结论不仅从理论上丰富了关联交易经济后果及自愿信息披露影响因素的研究，而且在实践中为深刻理解关联交易与自愿信息披露的关系提供了经验证据。

本文的研究结论有助于投资者更加全面地审视企业的关联交易行为及自愿信息披露水平，从成长期、成熟期和衰退期的差异性自愿信息披露中辨别企业的关联交易行为，以获得真实、可靠的信息，据此进行合理的决策。同时，监管部门应对不同发展阶段的企业“量体裁衣”，重点关注成长期、成熟期和衰退期的企业，防止其利用自身资源优势进行违规交易，损害市场资源配置效率，通过规范企业的关联交易行为，强制其披露相关信息，营造良好的市场经营环境。监管部门应鼓励企业自愿披露更多的信息，以降低外部投资者获取信息的成本，维护外部投资者的利益。对于初创期的企业，相关部门应放宽监管限制，进一步扶持其发展。企业应根据自身的发展阶段制定不同的战略，客观、公正、合理地披露盈余信息，并加强对关联交易的管理，以提高信息披露质量，减少市场摩擦，降低股价崩盘风险。此外，初创期的企业应自愿披露更多的信息，以降低信息不对称程度，获得投资者的信任，吸引更多的投资。

本文的局限性在于，仅从关联交易的总体视角考察了其与自愿信息披露的关系，而未细分关联交易的各种类型，如流入型与流出型关联交易、与母公司和子公司的关联交易等。此外，鉴于关联交易具有复杂性，后续的研究应进一步考虑是否还存在其他路径影响自愿信息披露。