張洪輝 羅婧 章琳一

(江西財(cái)經(jīng)大學(xué)會(huì)計(jì)發(fā)展研究中心/會(huì)計(jì)學(xué)院，江西 南昌 330013)

引言

在投資者保護(hù)較差的國家，關(guān)聯(lián)交易往往淪為控股股東掏空上市公司的工具(Johnson et al.,2000)[16]。中國是典型的新興市場經(jīng)濟(jì)國家，同時(shí)中國還存在著體制機(jī)制重大改革、經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)軌的特點(diǎn)。由于經(jīng)濟(jì)處于轉(zhuǎn)型期，法律法規(guī)、市場規(guī)則還不夠完善，使得大量上市公司成為控股股東的“提款機(jī)”(計(jì)方和劉星，2011)[25]，關(guān)聯(lián)交易，尤其是非公允的關(guān)聯(lián)交易則是控股股東重要的“提款方法”。又由于關(guān)聯(lián)交易的隱蔽性、兩面性等特點(diǎn)，很多上市公司利用關(guān)聯(lián)交易進(jìn)行利益輸送、盈余操控甚至逃避稅負(fù)。劉峰等(2004)[35]利用五糧液案例，分析了我國上市公司控股股東會(huì)濫用控制權(quán)侵占公司資源、中小股東權(quán)益，實(shí)現(xiàn)控股股東或高管的私人收益的問題。另一方面，在公司外部經(jīng)營環(huán)境(包括制度環(huán)境)較差時(shí)，關(guān)聯(lián)交易則能夠作為一種有效率的契約安排，降低公司的交易成本，規(guī)避交易風(fēng)險(xiǎn)，在整體上提高公司資源的配置效率，實(shí)現(xiàn)公司價(jià)值最大化(Jian and Wong，2010)[15]。

會(huì)計(jì)穩(wěn)健性作為一項(xiàng)由來已久的會(huì)計(jì)慣例，存在了數(shù)百年。Basu(1997)[6]認(rèn)為，會(huì)計(jì)穩(wěn)健性影響會(huì)計(jì)實(shí)踐至少已經(jīng)有500年。關(guān)于會(huì)計(jì)穩(wěn)健性的經(jīng)濟(jì)后果研究，現(xiàn)有文獻(xiàn)主要關(guān)注會(huì)計(jì)穩(wěn)健性對(duì)債務(wù)融資(饒品貴和姜國華，2011)[28]和權(quán)益融資的積極作用(梁上坤等，2012)[27]，對(duì)公司投資和投資效率(Ma，2013)[21]、股利政策(Ahmed et al.，2002)[1]、審計(jì)的影響(朱松和陳關(guān)亭，2012)[33]，以及與現(xiàn)金持有價(jià)值(Louis et al.，2012)[20]、宏觀經(jīng)濟(jì)(Crawley，2015)[12]的關(guān)系等。然而，很少有文獻(xiàn)關(guān)注會(huì)計(jì)穩(wěn)健性對(duì)關(guān)聯(lián)交易的影響，忽視了會(huì)計(jì)穩(wěn)健性在治理關(guān)聯(lián)交易中的積極作用。王志偉(2010)[30]研究了會(huì)計(jì)穩(wěn)健性和控股股東占款之間的關(guān)系，發(fā)現(xiàn)會(huì)計(jì)穩(wěn)健性能夠抑制控股股東占款。那么，會(huì)計(jì)穩(wěn)健性是否影響上市公司和關(guān)聯(lián)方之間的買賣交易？現(xiàn)有文獻(xiàn)沒有回答。在前面本文已經(jīng)指出，一方面，關(guān)聯(lián)交易成為控股股東掏空上市公司的手段；另一方面，關(guān)聯(lián)交易能夠產(chǎn)生效率促進(jìn)作用。那么，會(huì)計(jì)穩(wěn)健性是否能夠識(shí)別不同性質(zhì)的關(guān)聯(lián)交易？會(huì)計(jì)穩(wěn)健性及時(shí)確認(rèn)損失、推遲確認(rèn)收入的特點(diǎn)(即條件穩(wěn)健性)，掏空類關(guān)聯(lián)交易的損失會(huì)及時(shí)被確認(rèn)，這可能導(dǎo)致掏空類關(guān)聯(lián)交易被及時(shí)阻止而得到抑制；效率促進(jìn)類關(guān)聯(lián)交易，其不存在潛在損失的可能，會(huì)計(jì)穩(wěn)健性及時(shí)確認(rèn)損失的特性并不能發(fā)揮作用，該類關(guān)聯(lián)交易則并不受到會(huì)計(jì)穩(wěn)健性的抑制。遺憾的是，現(xiàn)有文獻(xiàn)沒有針對(duì)該問題展開分析。

Jian and Wong(2010)[15]利用模型對(duì)關(guān)聯(lián)交易進(jìn)行了分類，將正常的關(guān)聯(lián)交易認(rèn)定為效率促進(jìn)型關(guān)聯(lián)交易，將異常關(guān)聯(lián)交易認(rèn)定為掏空型關(guān)聯(lián)交易。本文借鑒Jian and Wong(2010)[15]建立的模型，利用中國上市公司的經(jīng)驗(yàn)數(shù)據(jù)，采用多種模型度量會(huì)計(jì)穩(wěn)健性，綜合研究了會(huì)計(jì)穩(wěn)健性對(duì)關(guān)聯(lián)交易的影響，發(fā)現(xiàn)公司會(huì)計(jì)穩(wěn)健性越強(qiáng)，公司發(fā)生關(guān)聯(lián)交易的概率越低；公司會(huì)計(jì)穩(wěn)健性越強(qiáng)，公司發(fā)生關(guān)聯(lián)交易金額、次數(shù)、比例越少。會(huì)計(jì)穩(wěn)健性能夠識(shí)別不同性質(zhì)的關(guān)聯(lián)交易，對(duì)于掏空類關(guān)聯(lián)交易，會(huì)計(jì)穩(wěn)健性能夠產(chǎn)生抑制作用；對(duì)于效率促進(jìn)類關(guān)聯(lián)交易，會(huì)計(jì)穩(wěn)健性則不能產(chǎn)生抑制作用。本文的研究結(jié)論，拓寬傳統(tǒng)關(guān)于會(huì)計(jì)穩(wěn)健性經(jīng)濟(jì)后果的研究，豐富了關(guān)聯(lián)交易相關(guān)研究，為會(huì)計(jì)穩(wěn)健性的存在必要性提供了經(jīng)驗(yàn)證據(jù)，也提供了治理中國證券市場不合理的關(guān)聯(lián)交易提供新的思路。

理論回顧和假設(shè)提出

會(huì)計(jì)穩(wěn)健性又稱謹(jǐn)慎性原則，是指在處理經(jīng)濟(jì)業(yè)務(wù)時(shí)，“將利潤預(yù)期為零，將損失預(yù)期為全部”(Bliss，1924)[7]，它實(shí)際上是記錄和確認(rèn)可以預(yù)見的損失和費(fèi)用，而對(duì)沒有把握的收入不確認(rèn)和記賬。Sterling(1970)[24]認(rèn)為，穩(wěn)健性原則是會(huì)計(jì)中最具有影響力的原則。關(guān)于會(huì)計(jì)穩(wěn)健性的研究，主要可以分為會(huì)計(jì)穩(wěn)健性的影響因素和經(jīng)濟(jì)后果兩個(gè)方面。已有關(guān)于會(huì)計(jì)穩(wěn)健性的原因研究，主要從以下幾個(gè)方面展開：如融資需求影響會(huì)計(jì)穩(wěn)健性(NiKolaev，2010；饒品貴和姜國華，2011)[22][28]，產(chǎn)權(quán)性質(zhì)和政治關(guān)聯(lián)影響會(huì)計(jì)穩(wěn)健性(孫光國和趙健宇，2014)[29]，投資者(債權(quán)人)利益保護(hù)影響會(huì)計(jì)穩(wěn)健性(梁利輝和陳一君，2014)[26]；高管激勵(lì)影響會(huì)計(jì)穩(wěn)健性(LaFond and Roychowdhury，2008)[19]；以及媒體披露(周蘭和耀友福，2015)[32]、管理者過度自信(Ahmed and Duellman，2013)[2]等等各方面對(duì)會(huì)計(jì)穩(wěn)健性的影響。對(duì)于會(huì)計(jì)穩(wěn)健性的經(jīng)濟(jì)后果研究，現(xiàn)有文獻(xiàn)主要關(guān)注會(huì)計(jì)穩(wěn)健性對(duì)債務(wù)融資和權(quán)益融資的積極作用，會(huì)計(jì)穩(wěn)健性對(duì)公司投資和投資效率、股利政策、審計(jì)、現(xiàn)金持有價(jià)值、宏觀經(jīng)濟(jì)的影響等等。然而，很少有文獻(xiàn)關(guān)注會(huì)計(jì)穩(wěn)健性對(duì)關(guān)聯(lián)交易的影響，王志偉(2010)[30]研究了會(huì)計(jì)穩(wěn)健性和控股股東占款之間的關(guān)系，發(fā)現(xiàn)會(huì)計(jì)穩(wěn)健性能夠抑制控股股東占款。那么，會(huì)計(jì)穩(wěn)健性是否影響上市公司和關(guān)聯(lián)方之間的買賣交易？現(xiàn)有文獻(xiàn)沒有回答。

關(guān)聯(lián)交易的作用存在兩種觀點(diǎn)：效率促進(jìn)觀和掏空觀。效率促進(jìn)觀認(rèn)為，發(fā)展中國家存在著不發(fā)達(dá)的市場環(huán)境，它集中表現(xiàn)在經(jīng)濟(jì)活動(dòng)中缺少必要的基礎(chǔ)服務(wù)，導(dǎo)致交易成本高昂(Khanna and Palepu, 2000)[18]。例如資本市場不發(fā)達(dá)，會(huì)導(dǎo)致公司出現(xiàn)融資約束，加大融資難度和提高融資成本。在這種情況下，通過關(guān)聯(lián)交易能夠降低交易成本，提高效率。另一方面，關(guān)聯(lián)交易能夠降低經(jīng)濟(jì)活動(dòng)中的信息不對(duì)稱程度和不確定性，克服交易過程中的各種困難(如機(jī)會(huì)主義行為和違約風(fēng)險(xiǎn))，增強(qiáng)了公司規(guī)避法律、法規(guī)的限制和避稅的能力(Claessens and Fan, 2003)[11]?；谛蚀龠M(jìn)觀下，關(guān)聯(lián)交易能夠?qū)崿F(xiàn)集團(tuán)內(nèi)部資源最優(yōu)配置，減少交易成本，提高公司業(yè)績。掏空觀則認(rèn)為，關(guān)聯(lián)交易是代理沖突的表現(xiàn)形式之一，通過關(guān)聯(lián)交易上市公司控股股東能夠侵占中小股東利益(Johnson et al., 2000)[16]。相關(guān)研究，均得出了類似的結(jié)論(Ryngaert and Thomas, 2012)[23]。

那么會(huì)計(jì)穩(wěn)健性是否影響關(guān)聯(lián)交易?Ball and Shivakumar(2005)[5]將會(huì)計(jì)穩(wěn)健性分為了條件穩(wěn)健性和非條件穩(wěn)健性，非條件穩(wěn)健性來源于穩(wěn)健會(huì)計(jì)方法的選擇，導(dǎo)致公司資產(chǎn)低估；條件穩(wěn)健性則是盈余穩(wěn)健性，及時(shí)確認(rèn)損失、推遲確認(rèn)收入來低估收益。在我們看來，會(huì)計(jì)穩(wěn)健性及時(shí)確認(rèn)損失、推遲確認(rèn)收入的特點(diǎn)，會(huì)影響公司間的關(guān)聯(lián)交易。上市公司和關(guān)聯(lián)方之間的交易結(jié)果，最終會(huì)進(jìn)入上市公司報(bào)表，確認(rèn)為收益或損失。由于會(huì)計(jì)穩(wěn)健性不對(duì)稱地確認(rèn)損失和收益，這會(huì)導(dǎo)致關(guān)聯(lián)交易產(chǎn)生的損失更早確認(rèn)，收益更遲確認(rèn)。在完美的情況下，如不存在信息不對(duì)稱、代理沖突等，會(huì)計(jì)穩(wěn)健性的這種會(huì)扭曲公司真實(shí)的盈余信息(FASB，2008)[13]的特性，并不會(huì)影響投資者、債權(quán)人決策。因?yàn)榇藭r(shí)信息是對(duì)稱的，投資者等利益相關(guān)方能夠了解公司收益分布的真實(shí)情況，會(huì)計(jì)穩(wěn)健性這種扭曲公司盈余的特性投資者也能預(yù)期到。但由于上述完美的情況是不存在的，信息不對(duì)稱、代理沖突導(dǎo)致會(huì)計(jì)穩(wěn)健性具有價(jià)值，會(huì)計(jì)穩(wěn)健性具有公司治理的作用。對(duì)于公司而言，關(guān)聯(lián)交易對(duì)公司產(chǎn)生兩種影響：掏空和支持。通過關(guān)聯(lián)交易，控股股東既可支持上市公司，提升公司業(yè)績；也可掏空上市公司，將資源從上市公司轉(zhuǎn)出(Jian and Wong，2004)[14]，高買、低賣成為重要的資源轉(zhuǎn)移方式(Cheung, et al., 2009)[10]。實(shí)際上，掏空、支持均是股東可能采取的手段，但股東最終目的還是為了掏空。因而在總的關(guān)聯(lián)交易中，掏空類關(guān)聯(lián)交易更多。會(huì)計(jì)穩(wěn)健性則能夠及時(shí)確認(rèn)損失，推遲確認(rèn)收入，而且由于關(guān)聯(lián)交易中掏空類關(guān)聯(lián)交易占比更多，控股股東從事關(guān)聯(lián)交易的損失能夠及時(shí)反映在公司財(cái)務(wù)報(bào)告中，進(jìn)而能夠?qū)㈥P(guān)聯(lián)交易信息及時(shí)傳遞給中小股東和外部利益相關(guān)者，讓中小股東等及時(shí)采取措施，制止關(guān)聯(lián)交易?；谝陨戏治觯覀兲岢黾僭O(shè)1。

假設(shè)1：在其他條件不變的情況下，會(huì)計(jì)穩(wěn)健性與關(guān)聯(lián)交易之間存在顯著負(fù)相關(guān)的關(guān)系。

關(guān)聯(lián)交易雖然是上市公司與關(guān)聯(lián)方發(fā)生的各種交易，但關(guān)聯(lián)交易也是有性質(zhì)區(qū)分的。有些關(guān)聯(lián)交易的發(fā)生是基于效率促進(jìn)目的，它們被稱為正常的關(guān)聯(lián)交易(Khanna and Palepu, 2000)[18]。Chen et al. (2012)[9]認(rèn)為，激烈的市場競爭會(huì)促使公司通過關(guān)聯(lián)交易降低成本、減少風(fēng)險(xiǎn)，提高交易效率和公司業(yè)績。對(duì)于效率促進(jìn)類關(guān)聯(lián)交易，穩(wěn)健的會(huì)計(jì)政策雖然會(huì)推遲確認(rèn)該關(guān)聯(lián)交易帶來的收益，但它不會(huì)給上市公司帶來損失，公司財(cái)務(wù)報(bào)告中的盈余數(shù)據(jù)不會(huì)因?yàn)樵擃愱P(guān)聯(lián)交易實(shí)施而減少，中小股東、債權(quán)人不會(huì)反對(duì)該類關(guān)聯(lián)交易，控股股東實(shí)施該效率促進(jìn)類關(guān)聯(lián)交易不會(huì)受到干擾，從而提升公司交易效率。而且，控股股東不像公司經(jīng)理一樣，存在著有限任期問題，不會(huì)因?yàn)槿纹趩栴}進(jìn)行盈余管理(Ali and Zhang, 2015)[3]，進(jìn)而放棄效率促進(jìn)類關(guān)聯(lián)交易。

還有些關(guān)聯(lián)交易則是代理問題導(dǎo)致的機(jī)會(huì)主義行為引發(fā)，是控股股東侵占上市公司中小股東利益、掏空公司資源的表現(xiàn)，它們被稱為異常的關(guān)聯(lián)交易(Jian and Wong，2004)[14]。對(duì)于掏空類關(guān)聯(lián)交易，穩(wěn)健的會(huì)計(jì)政策會(huì)及時(shí)確認(rèn)其損失，這會(huì)使得該類關(guān)聯(lián)交易的發(fā)生及時(shí)被中小股東、債權(quán)人等利益相關(guān)者等察覺，能夠促使相關(guān)利益主體及時(shí)行動(dòng)，制止該類關(guān)聯(lián)交易。這一抑制機(jī)制體現(xiàn)在以下兩個(gè)方面：一方面，如果控股股東事前(Ex ante)想利用關(guān)聯(lián)交易掏空上市公司，會(huì)計(jì)穩(wěn)健性及時(shí)確認(rèn)損失的特點(diǎn)會(huì)將該掏空行為后果——利潤下降，迅速告知中小股東、債權(quán)人，這會(huì)促使其它利益受到損害的相關(guān)主體及時(shí)采取行動(dòng)制止該掏空行為?？毓晒蓶|預(yù)期到會(huì)計(jì)穩(wěn)健性的信號(hào)作用和中小股東、債權(quán)人反應(yīng)后，在關(guān)聯(lián)交易發(fā)生前，就可能主動(dòng)放棄該掏空行為。另一方面，即使該類關(guān)聯(lián)交易發(fā)生時(shí)沒有被中小股東、債權(quán)人等利益相關(guān)者察覺，會(huì)計(jì)穩(wěn)健性及時(shí)確認(rèn)損失最終會(huì)反映在公司利潤上，關(guān)聯(lián)交易導(dǎo)致公司利潤的大幅下滑最終會(huì)促使中小股東、債權(quán)人等利益相關(guān)者采取行動(dòng)，采取各種手段，包括法律訴訟等向控股股東索償。這在事后(Ex post)的行為也會(huì)也會(huì)使得控股股東汲取經(jīng)驗(yàn)教訓(xùn)，放棄未來的各種掏空類關(guān)聯(lián)交易。這里提出假設(shè)2。

假設(shè)2：在其他條件不變的情況下，會(huì)計(jì)穩(wěn)健性與掏空類關(guān)聯(lián)交易顯著負(fù)相關(guān)，會(huì)計(jì)穩(wěn)健性與效率促進(jìn)類關(guān)聯(lián)交易不存在顯著負(fù)相關(guān)的關(guān)系。

研究設(shè)計(jì)

一、數(shù)據(jù)選取

本文以2003～2015年A股上市公司為研究對(duì)象。初始樣本26857個(gè)，經(jīng)過如下樣本篩選程序：(1)剔除金融類上市公司；(2)剔除財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)缺失的觀察值；(3)剔除B股數(shù)據(jù)；(4)變量異常值，如資產(chǎn)負(fù)債率大于1、資產(chǎn)報(bào)酬率大于1等異常值，最終得到了15550個(gè)觀測值數(shù)據(jù)?，F(xiàn)階段，公司支持或掏空上市公司的常見手段是日常銷售類和資產(chǎn)交易類關(guān)聯(lián)交易，在主要檢驗(yàn)中，本文以披露了銷售類關(guān)聯(lián)交易的11502個(gè)觀察值作為檢驗(yàn)樣本，在穩(wěn)健性分析中，亦采用了資產(chǎn)交易類關(guān)聯(lián)交易數(shù)據(jù)作為樣本。所有變量均在上下1%水平進(jìn)行Winsorize處理。本文所有數(shù)據(jù)來自CSMAR國泰安數(shù)據(jù)庫。

二、度量會(huì)計(jì)穩(wěn)健性

對(duì)于會(huì)計(jì)穩(wěn)健性，Basu(1997)[6]提出了采用收益對(duì)股票回報(bào)回歸來驗(yàn)證會(huì)計(jì)穩(wěn)健性的存在，該模型得到了廣泛的應(yīng)用，如Ball et al. (2000)[4]、Bushman and Piotroski(2006)[8]、Nikolaev(2010)[22]等。但該模型只能驗(yàn)證所有樣本公司整體上的會(huì)計(jì)政策穩(wěn)健程度，Khan and Watts(2009)[17]建立了Cscore指數(shù)來反映公司-年度層面會(huì)計(jì)穩(wěn)健性，我們分別采用這兩種方法來度量會(huì)計(jì)穩(wěn)健性。由于Khan and Watts(2009)[17]能夠度量公司年度層面的會(huì)計(jì)穩(wěn)健性，我們將在下面的回歸分析中作為主要的會(huì)計(jì)穩(wěn)健性度量方法，來驗(yàn)證我們的理論假設(shè)：

Epsi,t表示i公司t年度的每股收益；Pi,t-1表示i公司t-1年股票收盤價(jià)；Reti,t表示個(gè)股年度回報(bào)率(考慮分紅)；Dri,t是虛擬變量，當(dāng)Reti,t＜=0時(shí)，取值為1，否則為0；Mvi,t為公司市值的自然對(duì)數(shù)；Levi,t為公司財(cái)務(wù)杠桿水平；Mtbi,t為公司市賬比。利用模型(1)，我們就可以得到每個(gè)公司年度的會(huì)計(jì)穩(wěn)健性水平Cscore，即模型(3)。在后面的實(shí)證分析中，我們分別也采用Basu、Ball and Shivakumar模型對(duì)本文假設(shè)進(jìn)行驗(yàn)證，其中Basu模型在回歸分析中使用，Ball and Shivakumar模型在穩(wěn)健性檢驗(yàn)中使用。

三、關(guān)聯(lián)交易數(shù)據(jù)來源

上市公司與其關(guān)聯(lián)方的交易類型很多，有商品勞務(wù)買賣、資產(chǎn)買賣、資金借貸與擔(dān)保、股權(quán)交易、許可協(xié)議等等。在本文中，我們主要分析商品勞務(wù)買賣交易，它是最常見的關(guān)聯(lián)交易類型(張洪輝等，2016)[31]。在CSMAR數(shù)據(jù)庫中，商品勞務(wù)類買賣的關(guān)聯(lián)交易事項(xiàng)分類是1(商品買賣)和3(接受或提供勞務(wù))，我們?cè)诘玫缴鲜泄救筷P(guān)聯(lián)交易數(shù)據(jù)后，手工收集了這兩類交易，將其作為本文關(guān)聯(lián)交易分析的對(duì)象。我們分別匯總了商品勞務(wù)類交易金額(商品勞務(wù)類交易總金額)、次數(shù)(商品勞務(wù)類交易的總次數(shù))、比例(商品勞務(wù)交易金額占全部銷售收入比重)，分別用RPTsum、RPTnum、RPTratio表示。

四、檢驗(yàn)?zāi)Ｐ?/h3>

由于我們?cè)谟?jì)算會(huì)計(jì)穩(wěn)健性中分別采用了資產(chǎn)負(fù)債率指標(biāo)、公司規(guī)模指標(biāo)，為了避免度量噪音，在檢驗(yàn)?zāi)Ｐ椭胁]有將資產(chǎn)負(fù)債率指標(biāo)、公司規(guī)模等指標(biāo)放入回歸方程，模型如下：

Chen et al.(2012)[9]認(rèn)為，正常的關(guān)聯(lián)交易是支持上市公司的重要方式，它能夠產(chǎn)生效率促進(jìn)的作用。對(duì)于異常關(guān)聯(lián)交易，它則是上市公司控股股東掏空公司的主要手段。鑒于此，我們借鑒Jian and Wong(2010)[15]方法，利用模型將公司的關(guān)聯(lián)交易區(qū)分為正常關(guān)聯(lián)交易R(shí)PTpredict、異常關(guān)聯(lián)交易R(shí)PTabn，分析會(huì)計(jì)穩(wěn)健性對(duì)二者的影響。Jian and Wong(2010)[15]采用回歸方法，將公司正常關(guān)聯(lián)交易歸因于財(cái)務(wù)杠桿、公司規(guī)模、公司增長等財(cái)務(wù)因素，以及行業(yè)特征等非財(cái)務(wù)因素。他們的正常關(guān)聯(lián)交易估計(jì)模型如下：

模型(5)中，被解釋變量為關(guān)聯(lián)交易(RPTsum總金額、RPTratio比例)，解釋變量分別為公司財(cái)務(wù)杠桿Lev、公司規(guī)模Size、市賬比Mtb，以及行業(yè)和年度變量。模型(5)的預(yù)測值，即為正常關(guān)聯(lián)交易(總金額、比例)RPTpredict；其殘差，即為異常關(guān)聯(lián)交易(總金額、比例)RPTabn。在得到正常關(guān)聯(lián)交易、異常關(guān)聯(lián)交易后，我們就有模型(6)，如下所示：

模型(6)中，RPTpredict為正常關(guān)聯(lián)交易，即模型(5)的預(yù)測值；RPTabn為異常關(guān)聯(lián)交易，即模型(5)中的殘差。其它控制變量，其解釋與前面相同，具體見表1。如果會(huì)計(jì)穩(wěn)健性能夠識(shí)別關(guān)聯(lián)交易性質(zhì)，那么會(huì)計(jì)穩(wěn)健性Cscore的回歸系數(shù)在對(duì)正常關(guān)聯(lián)交易R(shí)PTpredict、異常關(guān)聯(lián)交易R(shí)PTabn的回歸中存在差異，它包括以下幾種情形：(1)在正常關(guān)聯(lián)交易回歸中，Cscore的回歸系數(shù)為不顯著；異常關(guān)聯(lián)交易回歸中，Cscore的回歸系數(shù)顯著為負(fù)。(2)在正常關(guān)聯(lián)交易回歸中，Cscore的回歸系數(shù)顯著為負(fù)，但其數(shù)值顯著小于異常關(guān)聯(lián)交易回歸中的Cscore回歸系數(shù)。(3)在正常關(guān)聯(lián)交易回歸中，Cscore的回歸系數(shù)不為負(fù)；異常關(guān)聯(lián)交易回歸中，Cscore的回歸系數(shù)顯著為負(fù)。

表1 變量解釋

描述性統(tǒng)計(jì)與相關(guān)系數(shù)分析

一、描述性統(tǒng)計(jì)分析

表2是是我們的變量描述性統(tǒng)計(jì)，關(guān)聯(lián)交易金額均值為17.628，取反對(duì)數(shù)得到4500萬左右；其最小值為0，表明有的公司銷售類關(guān)聯(lián)交易金額接近于0。關(guān)聯(lián)交易次數(shù)上看，樣本公司關(guān)聯(lián)交易均值為2.043，取反對(duì)數(shù)可知約為7.7次；其最小值為0，表明有的公司銷售類關(guān)聯(lián)交易次數(shù)接近于1；其最大值為4.344，取反對(duì)數(shù)為78，表明有的公司關(guān)聯(lián)交易次數(shù)為78次左右。從關(guān)聯(lián)交易比例看，平均值為0.136，意味著銷售類關(guān)聯(lián)交易占總銷售收入平均比重13.6%；最小值為0，意味著有的公司銷售類關(guān)聯(lián)交易金額接近于0；最大值為1.225，意味著有的公司銷售類關(guān)聯(lián)交易是銷售收入的1.2倍左右。公司層面的會(huì)計(jì)穩(wěn)健性Cscore，其均值為0.027，遠(yuǎn)遠(yuǎn)要比Khan and Watts(2009)[17]一文中美國公司均值0.105要小，接近饒品貴和姜國華(2011)[28]一文中的0.033，這表明我們計(jì)算會(huì)計(jì)穩(wěn)健性指標(biāo)是正確的。

二、相關(guān)系數(shù)分析

表3是Pearson相關(guān)系數(shù)矩陣表?？梢钥吹剑P(guān)聯(lián)交易變量RPTsum、RPTnum、RPTratio三者間均是顯著正相關(guān)，相應(yīng)的顯著性水平均是1%，這反映出我們衡量關(guān)聯(lián)交易指標(biāo)的相關(guān)性較強(qiáng)。我們的公司層面會(huì)計(jì)穩(wěn)健性指標(biāo)Cscore與關(guān)聯(lián)交易變量RPTsum、RPTnum、RPTratio均是顯著負(fù)相關(guān)，相關(guān)系數(shù)分別為-0.234、-0.168、-0.086，相應(yīng)的顯著性水平均是1%。會(huì)計(jì)穩(wěn)健性指標(biāo)Cscore與關(guān)聯(lián)交易變量RPTsum、RPTnum、RPTratio的相關(guān)性初步表明了會(huì)計(jì)穩(wěn)健性和關(guān)聯(lián)交易負(fù)相關(guān)，但這種負(fù)相關(guān)只是初步證明了我們的假設(shè)，還需要進(jìn)一步的回歸分析確認(rèn)二者間的因果關(guān)系。

表3 主要變量的Pearson相關(guān)系數(shù)矩陣

回歸結(jié)果與分析

一、會(huì)計(jì)穩(wěn)健性和關(guān)聯(lián)交易的回歸分析

表4是會(huì)計(jì)穩(wěn)健性和關(guān)聯(lián)交易的回歸結(jié)果，被解釋變量是Rptdum、RPTsum、RPTnum、RPTratio，其中回歸(1)是Logit回歸結(jié)果，其他是OLS回歸結(jié)果?；貧w(1)中，會(huì)計(jì)穩(wěn)健性指標(biāo)Cscore的回歸系數(shù)是-3.6317，相應(yīng)的顯著性水平1%，表明會(huì)計(jì)穩(wěn)健性越高，發(fā)生關(guān)聯(lián)交易的可能性越低?；貧w(2)是所有解釋變量放入回歸方程的回歸結(jié)果，可以發(fā)現(xiàn)會(huì)計(jì)穩(wěn)健性指標(biāo)Cscore的回歸系數(shù)是-8.1733，相應(yīng)的顯著性水平1%，表明會(huì)計(jì)穩(wěn)健性每提高一個(gè)百分點(diǎn)，公司關(guān)聯(lián)交易金額降低8.17左右個(gè)對(duì)數(shù)百分點(diǎn)?；貧w(3)中的被解釋變量是RPTnum，其代表的是關(guān)聯(lián)交易次數(shù)?；貧w(4)中，會(huì)計(jì)穩(wěn)健性指標(biāo)Cscore的回歸系數(shù)是-1.4745，相應(yīng)的顯著性水平1%，表明會(huì)計(jì)穩(wěn)健性每提高一個(gè)百分點(diǎn)，公司關(guān)聯(lián)交易次數(shù)降低1.47左右個(gè)對(duì)數(shù)百分點(diǎn)，取反對(duì)數(shù)后的經(jīng)濟(jì)含義就是會(huì)計(jì)穩(wěn)健性每提高一個(gè)百分點(diǎn)，公司關(guān)聯(lián)交易次數(shù)降低4.36個(gè)百分點(diǎn)?；貧w(3)中，被解釋變量是關(guān)聯(lián)交易的比例指標(biāo)RPTratio，其回歸系數(shù)為-0.2148，相應(yīng)的顯著性水平1%，表明會(huì)計(jì)穩(wěn)健性每提高一個(gè)百分點(diǎn)，公司關(guān)聯(lián)交易比重降低0.21左右個(gè)百分點(diǎn)。

表4 會(huì)計(jì)穩(wěn)健性與關(guān)聯(lián)交易的回歸結(jié)果

饒品貴和姜國華(2011)[28]發(fā)現(xiàn)2006年新會(huì)計(jì)準(zhǔn)則的實(shí)施降低了會(huì)計(jì)穩(wěn)健性，那么2006年前后，會(huì)計(jì)穩(wěn)健性對(duì)關(guān)聯(lián)交易的影響應(yīng)該是不同的。從會(huì)計(jì)穩(wěn)健性和關(guān)聯(lián)交易的關(guān)系看，會(huì)計(jì)穩(wěn)健性和關(guān)聯(lián)交易負(fù)相關(guān)：會(huì)計(jì)穩(wěn)健性越低，關(guān)聯(lián)交易越多。既然2006年會(huì)計(jì)準(zhǔn)則降低了所有上市公司的會(huì)計(jì)穩(wěn)健性，導(dǎo)致了更多的關(guān)聯(lián)交易，那么這時(shí)的會(huì)計(jì)穩(wěn)健性的作用(2006年準(zhǔn)則變更與會(huì)計(jì)穩(wěn)健性的交叉項(xiàng))顯得更加明顯，其對(duì)關(guān)聯(lián)交易的抑制應(yīng)該更大。我們采用以下方式來驗(yàn)證上述推論：引入新變量Y6，當(dāng)年度是2007年及以后年度，Y6=1；當(dāng)年度是2006年及以前年度，Y6=0。形成交叉變量Y6*Cscore，觀察交叉項(xiàng)的回歸系數(shù)?；貧w(5)中，交叉項(xiàng)Y6*Cscore的回歸系數(shù)為-7.2207，相應(yīng)的顯著性水平1%，表明引入新準(zhǔn)則后，會(huì)計(jì)穩(wěn)健性對(duì)關(guān)聯(lián)交易的抑制作用更大；變量Y6的回歸系數(shù)0.5662，相應(yīng)的顯著性水平1%，表明06年后樣本公司關(guān)聯(lián)交易的金額顯著更大。其它控制變量的回歸結(jié)果表明，國有企業(yè)的關(guān)聯(lián)交易金額、次數(shù)明顯要比非國有企業(yè)多；ST類公司關(guān)聯(lián)交易金額、次數(shù)和非ST類公司并不存在顯著性差異；高管持股比例越高，關(guān)聯(lián)交易的金額、次數(shù)越少；資產(chǎn)報(bào)酬率和關(guān)聯(lián)交易的金額、次數(shù)無關(guān)；應(yīng)收項(xiàng)目和關(guān)聯(lián)交易的金額、次數(shù)無關(guān)；公司年齡越大，關(guān)聯(lián)交易的金額、次數(shù)越多；董事會(huì)規(guī)模越大，和關(guān)聯(lián)交易的金額、次數(shù)越多；獨(dú)立董事比例和關(guān)聯(lián)交易的金額、次數(shù)無關(guān)。

二、會(huì)計(jì)穩(wěn)健性與不同性質(zhì)的關(guān)聯(lián)交易的回歸分析

表5是會(huì)計(jì)穩(wěn)健性和不同類型的關(guān)聯(lián)交易回歸結(jié)果，其中回歸(1)、回歸(2)是基于總金額RPTsum計(jì)算的正常關(guān)聯(lián)交易(預(yù)期關(guān)聯(lián)交易)、異常關(guān)聯(lián)交易(異常關(guān)聯(lián)交易)；回歸(3)、回歸(4)是基于關(guān)聯(lián)交易比例RPTratio計(jì)算的正常關(guān)聯(lián)交易、異常關(guān)聯(lián)交易?；貧w(1)中的被解釋變量是預(yù)期關(guān)聯(lián)交易R(shí)PTpredict，也即正常關(guān)聯(lián)交易，解釋變量Cscore的回歸系數(shù)為6.4909，相應(yīng)的顯著性水平1%，表明會(huì)計(jì)穩(wěn)健性并不能抑制正常關(guān)聯(lián)交易，反而促進(jìn)了正常類關(guān)聯(lián)交易。這里我們認(rèn)為其背后的邏輯如下：對(duì)于效率促進(jìn)類關(guān)聯(lián)交易，穩(wěn)健的會(huì)計(jì)政策雖然會(huì)推遲確認(rèn)該關(guān)聯(lián)交易帶來的收益，但它不會(huì)給上市公司帶來損失，公司財(cái)務(wù)報(bào)告中的盈余數(shù)據(jù)不會(huì)因?yàn)樵擃愱P(guān)聯(lián)交易實(shí)施而減少，控股股東實(shí)施該效率促進(jìn)類關(guān)聯(lián)交易不會(huì)受到干擾，相反較高的會(huì)計(jì)穩(wěn)健性下，效率促進(jìn)類關(guān)聯(lián)交易能夠與其他類型的關(guān)聯(lián)交易區(qū)別開來，進(jìn)而促使公司實(shí)施更多的該類關(guān)聯(lián)交易，以提升公司效率和增加公司價(jià)值?；貧w(2)中的被解釋變量是異常關(guān)聯(lián)交易R(shí)PTabn，也即掏空類關(guān)聯(lián)交易，解釋變量Cscore的回歸系數(shù)為-14.6389，相應(yīng)的顯著性水平1%，表明會(huì)計(jì)穩(wěn)健性會(huì)抑制掏空類關(guān)聯(lián)交易。相應(yīng)的系數(shù)差異性檢驗(yàn)是272.8，高度顯著，表明會(huì)計(jì)穩(wěn)健性Cscore對(duì)不同性質(zhì)的關(guān)聯(lián)交易影響存在顯著性的差異?；貧w(3)中的被解釋變量仍然是預(yù)期關(guān)聯(lián)交易，只是此時(shí)我們采用了比例形式的關(guān)聯(lián)交易變量RPTratio，Cscore的回歸系數(shù)為0.5218，相應(yīng)的顯著性水平1%，表明會(huì)計(jì)穩(wěn)健性并不能抑制正常關(guān)聯(lián)交易?；貧w(4)中的被解釋變量是異常關(guān)聯(lián)交易R(shí)PTabn，也即掏空類關(guān)聯(lián)交易，解釋變量Cscore的回歸系數(shù)為-0.5978，相應(yīng)的顯著性水平1%，表明會(huì)計(jì)穩(wěn)健性會(huì)抑制掏空類關(guān)聯(lián)交易。相應(yīng)的系數(shù)差異性檢驗(yàn)是278.2，高度顯著，表明會(huì)計(jì)穩(wěn)健性Cscore對(duì)不同性質(zhì)的關(guān)聯(lián)交易影響存在顯著性的差異。

表5 會(huì)計(jì)穩(wěn)健性與不同類型的關(guān)聯(lián)交易回歸結(jié)果

穩(wěn)健性檢驗(yàn)

一、內(nèi)生性問題檢驗(yàn)

在前面的分析中，我們指出會(huì)計(jì)穩(wěn)健性會(huì)抑制關(guān)聯(lián)交易，實(shí)際上會(huì)計(jì)穩(wěn)健性可能和關(guān)聯(lián)交易間存在一定的雙向因果關(guān)系，這是內(nèi)生性問題的一種。一方面會(huì)計(jì)穩(wěn)健性會(huì)抑制關(guān)聯(lián)交易；另一方面，公司為了更加方便地實(shí)施關(guān)聯(lián)交易，可能會(huì)主動(dòng)降低公司財(cái)務(wù)會(huì)計(jì)政策的穩(wěn)健性，即關(guān)聯(lián)交易降低了會(huì)計(jì)穩(wěn)健性。鑒于此，我們必須考慮會(huì)計(jì)穩(wěn)健性、關(guān)聯(lián)交易之間的雙向因果關(guān)系。我們的解決方法如下：(1)采用工具變量法，將滯后1期的Cscore作為工具變量，重新執(zhí)行回歸程序；(2)解釋變量滯后1期，即將滯后1期的解釋變量L.Cscore替換原來的解釋變量Cscore，重新執(zhí)行回歸程序；(3)解釋變量滯后2期，即將滯后2期的解釋變量L2.Cscore替換原來的解釋變量Cscore，重新執(zhí)行回歸程序。之所以采用滯后的Cscore指數(shù)，是因?yàn)殡p向因果關(guān)系中，如果解釋變量和被解釋變量處于同一時(shí)期，既可能是解釋變量影響被解釋變量，也可能是被解釋變量影響解釋變量。采用滯后的解釋變量進(jìn)行回歸分析，能夠避免被解釋變量影響解釋變量這一情況，因而能夠說明是解釋變量影響被解釋變量，在這里即是會(huì)計(jì)穩(wěn)健性影響關(guān)聯(lián)交易。

表6 穩(wěn)健性檢驗(yàn)-內(nèi)生性問題

結(jié)果如表6所示。回歸(1)、回歸(4)是工具變量法的回歸結(jié)果，可以發(fā)現(xiàn)解釋變量的回歸系數(shù)均是顯著為負(fù)，表明是會(huì)計(jì)穩(wěn)健性抑制關(guān)聯(lián)交易，而不是關(guān)聯(lián)交易影響會(huì)計(jì)穩(wěn)健性?；貧w(2)、回歸(5)是解釋變量滯后1期的回歸結(jié)果，L.Cscore的回歸系數(shù)均是顯著為負(fù)，其因果關(guān)系和前面的回歸(1)、回歸(4)的結(jié)論一致?；貧w(3)、回歸(6)是解釋變量滯后2期的回歸結(jié)果，L2.Cscore的回歸系數(shù)均是顯著為負(fù)。其它控制變量的回歸結(jié)果，與前面的類似，不再一一展開敘述。表6的回歸結(jié)果表明，會(huì)計(jì)穩(wěn)健性和關(guān)聯(lián)交易間并不存在雙向因果關(guān)系：是會(huì)計(jì)穩(wěn)健性影響關(guān)聯(lián)交易，而不是關(guān)聯(lián)交易影響會(huì)計(jì)穩(wěn)健性。

二、其他穩(wěn)健性檢驗(yàn)方法

我們也采用了Ball and Shivakumar(2005)[5]提出了凈收益模型，用來驗(yàn)證會(huì)計(jì)穩(wěn)健性。結(jié)果顯示，會(huì)計(jì)穩(wěn)健性在不同性質(zhì)的關(guān)聯(lián)交易中的作用不同，具有治理效應(yīng)，這一結(jié)論與前面的實(shí)證結(jié)果一致。限于篇幅，我們不再展示回歸結(jié)果。我們也采用了資產(chǎn)交易類數(shù)據(jù)，作為被解釋變量，其回歸結(jié)果仍然與前面的結(jié)論一致。限于篇幅，我們不再展示回歸結(jié)果?；谝陨戏治?，認(rèn)為本文實(shí)證結(jié)論是穩(wěn)健的。

結(jié)論與啟示

已有關(guān)于會(huì)計(jì)穩(wěn)健性經(jīng)濟(jì)后果的研究，主要關(guān)注會(huì)計(jì)穩(wěn)健性對(duì)融資、投資、股利政策等方面的影響，極少有文獻(xiàn)關(guān)注會(huì)計(jì)穩(wěn)健性對(duì)關(guān)聯(lián)交易的作用。關(guān)于關(guān)聯(lián)交易，存在掏空觀、效率促進(jìn)觀兩種相向而行的觀點(diǎn)，那么會(huì)計(jì)穩(wěn)健性能否識(shí)別不同性質(zhì)的關(guān)聯(lián)交易，能否發(fā)揮治理作用抑制掏空類關(guān)聯(lián)交易，現(xiàn)有文獻(xiàn)均未回答。利用手工收集的關(guān)聯(lián)交易數(shù)據(jù)，本文研究了會(huì)計(jì)穩(wěn)健性對(duì)關(guān)聯(lián)交易的治理作用，發(fā)現(xiàn)會(huì)計(jì)穩(wěn)健性能夠?qū)﹃P(guān)聯(lián)交易產(chǎn)生抑制作用：會(huì)計(jì)穩(wěn)健性程度越高，關(guān)聯(lián)交易發(fā)生的概率、金額、次數(shù)、比例越少。會(huì)計(jì)穩(wěn)健性也能夠識(shí)別不同性質(zhì)的關(guān)聯(lián)交易；對(duì)于掏空類關(guān)聯(lián)交易，會(huì)計(jì)穩(wěn)健性能夠產(chǎn)生抑制作用；對(duì)于效率促進(jìn)類關(guān)聯(lián)交易，則不會(huì)產(chǎn)生抑制作用。我們也發(fā)現(xiàn)，雖然06年新會(huì)計(jì)準(zhǔn)則的實(shí)施整體上降低了公司會(huì)計(jì)穩(wěn)健性，但此時(shí)會(huì)計(jì)穩(wěn)健性對(duì)關(guān)聯(lián)交易的影響更大。

本文的啟示如下：首先，強(qiáng)調(diào)會(huì)計(jì)穩(wěn)健性具有必要性。雖然FASB/IASB在2008年的概念框架中取消了該原則，但這一原則仍然被大陸法系國家，如法國等國采用，我國也適用。這告訴我們，制定會(huì)計(jì)準(zhǔn)則等并不能完全跟隨國際步伐，要具體問題具體分析。其次，治理關(guān)聯(lián)交易是一個(gè)綜合工程，除了證監(jiān)會(huì)制定相關(guān)措施外，其它部門也能采用相應(yīng)的措施，輔助參與治理。上市公司財(cái)務(wù)報(bào)告的會(huì)計(jì)穩(wěn)健性是屬于財(cái)政部管轄范疇，這表明財(cái)政部能夠利用會(huì)計(jì)準(zhǔn)則、制度等方法，積極參與上市公司關(guān)聯(lián)交易的治理過程中。管中窺豹，很多部門可以參與治理關(guān)聯(lián)交易，但在這一過程中需要做好協(xié)調(diào)和分工工作。最后，國有企業(yè)的關(guān)聯(lián)交易更多，意味著治理國企關(guān)聯(lián)交易，一個(gè)很好的選項(xiàng)就是整體上市。當(dāng)前混合所有制改革，在積極引進(jìn)其它性質(zhì)的股東時(shí)，有條件的國有上市公司可以同時(shí)實(shí)施整體上市工作。