朱 丹
(作者單位:上海橋鏈企業(yè)管理咨詢有限公司)
以關(guān)系型交易為切入點(diǎn)研究會計(jì)信息質(zhì)量,與國內(nèi)產(chǎn)權(quán)保護(hù)等法律制度環(huán)境不完善有關(guān)。不健全的法律制度造成國內(nèi)市場交易更多依靠聲譽(yù)和關(guān)系開展協(xié)商活動,難以享受市場帶來的溢價收益,同時容易給信息披露質(zhì)量產(chǎn)生不利影響??杀刃宰鳛闀?jì)信息質(zhì)量的重要特征,能夠降低企業(yè)利益相關(guān)者間的信息不對稱程度,促進(jìn)各方有效履行契約。但目前有關(guān)該課題的研究較少,因此,本文創(chuàng)新性地立足國情對相關(guān)問題展開分析。
根據(jù)契約理論可知,高質(zhì)量信息可以解決利益相關(guān)方之間的代理問題,確保雙方順利構(gòu)建契約關(guān)系和開展交易[1]。而會計(jì)信息可比性強(qiáng)調(diào)在相同或不同經(jīng)濟(jì)業(yè)務(wù)間生成可比或異質(zhì)會計(jì)信息,同樣能夠起到減少信息不對稱性問題的作用,有助于改善企業(yè)會計(jì)信息環(huán)境,為促進(jìn)交易的生成提供支持。
關(guān)系型交易指的是供應(yīng)鏈上下游企業(yè)在長期交易中由于形成了或熟悉或信任等關(guān)系,通過從對方處獲取投資或資產(chǎn)而實(shí)現(xiàn)節(jié)約成本、提升價值等目標(biāo)的商業(yè)模式。但依托信任機(jī)制建立交易關(guān)系,也可能出現(xiàn)降低彼此會計(jì)信息公開程度的弊端,導(dǎo)致企業(yè)難以獲得外部資金支持,引發(fā)企業(yè)成本上升或收益減少的情況[2]。
國外學(xué)者從契約等角度解釋會計(jì)信息可比性,認(rèn)為其影響因素主要集中在機(jī)構(gòu)投資者等利益相關(guān)方等方面,甚少涉及關(guān)系型交易的內(nèi)容[3]。將相關(guān)理論放到國內(nèi)背景下,產(chǎn)生的指導(dǎo)作用有限。國內(nèi)主要從會計(jì)信息披露質(zhì)量角度區(qū)分關(guān)系型交易和市場化交易,認(rèn)為在供應(yīng)商、客戶等主體間,為達(dá)成交易目的而在會計(jì)信息披露上迎合對方投資預(yù)期,會造成會計(jì)信息質(zhì)量下降,鮮有文獻(xiàn)研究會計(jì)信息可比性的影響[4]。但在關(guān)系型交易中,雙方通過私密途徑開展信息溝通,可以促使其不斷加深對彼此的依賴,形成非公開披露的會計(jì)信息,付出相應(yīng)信息成本?;诖?,本文提出假設(shè):
H1:關(guān)系型交易模式的形成,將給會計(jì)信息可比性帶來負(fù)面影響。
在審計(jì)制度監(jiān)督下,開展關(guān)系型交易時,管理層需在內(nèi)部監(jiān)管下提供可比性強(qiáng)的會計(jì)信息,確保規(guī)范開展企業(yè)財(cái)務(wù)管理活動,向交易方傳遞可信信號的同時,維持長期穩(wěn)定的合作關(guān)系?;诖?,本文提出假設(shè):
H2:在開展供應(yīng)商/客戶關(guān)系型交易過程中,開展內(nèi)部審計(jì)活動能夠削弱會計(jì)信息可比性受到的負(fù)面影響。
綜合運(yùn)用委托代理等理論可知,在關(guān)系網(wǎng)絡(luò)中的財(cái)會信息使用者需要獲得可比性強(qiáng)的會計(jì)信息,因此應(yīng)引進(jìn)外部監(jiān)督約束企業(yè)通過非公開渠道披露會計(jì)信息的行為?;诖?,本文提出假設(shè):
H3:在開展供應(yīng)商/客戶關(guān)系型交易過程中,加強(qiáng)外部監(jiān)督能夠削弱會計(jì)信息可比性受到的負(fù)面影響。
本文以上海市、廣東省深圳市兩地全部上市公司為初始樣本,對2012 年6 月—2022 年6 月前五大供應(yīng)商/客戶數(shù)據(jù)進(jìn)行搜集。為增強(qiáng)樣本數(shù)據(jù)有效性,本文將金融類公司數(shù)據(jù)和變量因素缺失的數(shù)據(jù)刪除,得到10 338 個供應(yīng)商觀測樣本和13 269 個客戶觀測樣本。樣本數(shù)據(jù)通過WIND 和CSMAR 數(shù)據(jù)庫獲取,并分別在1%和99%水平完成全部變量的WINSORIZE 處理。
研究核心變量是會計(jì)信息可比性和關(guān)系型交易,需要做好變量定義和穩(wěn)健性檢驗(yàn)。會計(jì)信息可比性作為因變量,在以往研究中多利用修正后的Jones 模型對盈余值進(jìn)行分析,并根據(jù)不同公司的預(yù)期盈余差異進(jìn)行度量,如式(1):
式(1)中,E(EARNINGS)i,t為公司i在第t期的預(yù)期盈余,RETURN為季度股票收益率,NRG為虛擬變量,α、β為系數(shù)。通過式(2)對公司i和j的預(yù)期盈余差異絕對值平均數(shù)相反數(shù)C_T進(jìn)行計(jì)算,能夠反映會計(jì)信息可比性。
關(guān)系型交易作為自變量,主要利用上市公司中的前五大供應(yīng)商和客戶公司數(shù)據(jù)進(jìn)行度量。根據(jù)供應(yīng)商采購額的年度占比、客戶銷售額的年度占比,能夠反映各自關(guān)系型交易程度,分別利用SUPPLY和CUSTOMER表示??紤]企業(yè)面向供應(yīng)商和客戶的交易程度并不相同,需利用二者均質(zhì)衡量整體交易程度,設(shè)定變量為SCII。三個變量都是數(shù)值越大,說明交易程度越高。
內(nèi)部審計(jì)和外部監(jiān)督作為調(diào)節(jié)變量,分別利用內(nèi)控水平IC和分析師跟蹤ANALYST兩項(xiàng)指標(biāo)度量。其中,IC如果超出行業(yè)平均水平,說明內(nèi)控水平較高,可以取值1,否則為0。ANALYST同樣與行業(yè)平均水平相比,超出平均水平取1,否則為0。
在控制變量選取上,結(jié)合以往研究成果,可以選擇企業(yè)規(guī)模SIZE、總資產(chǎn)報(bào)酬率ROA、資產(chǎn)負(fù)債率LEV、凈資產(chǎn)收益率ROE、最大股東比例PID展開分析,并通過年度YEAR和行業(yè)INDUSTRY變量控制各因素產(chǎn)生的影響[5]。
采用多元線性回歸方法驗(yàn)證提出的3 個假設(shè),左側(cè)為因變量,右側(cè)為自變量、調(diào)節(jié)變量和控制變量,能夠得到如下模型:
應(yīng)用模型驗(yàn)證假設(shè),主要檢驗(yàn)β符號,預(yù)測模型1 中變量β1顯著為負(fù),即關(guān)系型交易開展能夠降低會計(jì)信息可比性,模型2 和模型3 的β2顯著為正,β3顯著為負(fù),說明能夠通過加強(qiáng)內(nèi)部審計(jì)和外部監(jiān)督抑制關(guān)系型交易對會計(jì)信息可比性產(chǎn)生的影響。
本文采用Stata15.0 軟件進(jìn)行樣本數(shù)據(jù)處理分析,主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果如表1 所示,會計(jì)信息可比性均值和極值均為負(fù)數(shù),中位數(shù)為0.022,與深、滬市場披露的會計(jì)信息水平相符,整體質(zhì)量偏低。從關(guān)系型交易開展情況來看,均值在0.2~0.3,說明供應(yīng)商和客戶的集中度均較高,部分企業(yè)十分依賴關(guān)系型交易活動開展。內(nèi)部審計(jì)變量均值達(dá)到0.482,但中位數(shù)為0,說明上市企業(yè)內(nèi)部審計(jì)水平依然偏低;外部監(jiān)督均值達(dá)到0.525,中位數(shù)達(dá)到1,說明外部監(jiān)督力量有所增強(qiáng)。從主要變量相關(guān)性分析結(jié)果來看,C_T和CUSTOMER、SUPPLY、SCII三個變量均在1%的水平上顯著負(fù)相關(guān),能夠說明企業(yè)依賴關(guān)系型交易開展經(jīng)營活動,將出現(xiàn)會計(jì)信息可比性下降問題,初步驗(yàn)證了H1;IC、ANALYST兩個可調(diào)節(jié)變量同樣在1%水平上顯著正相關(guān),說明能夠起到減少對會計(jì)信息可比性負(fù)面影響的作用,支持H2和H3。
表1 主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果
三個模型均能通過F檢驗(yàn),F(xiàn)值達(dá)到56 以上,調(diào)整確定系數(shù)值在0.318 左右,說明模型的擬合度較好。如表2 所示,根據(jù)模型1 的分析結(jié)果可知,SUPPLY的回歸系數(shù)顯著為負(fù),在5%水平上顯著,而CUSTOMER和SCII回歸系數(shù)也均為負(fù),并且在1%的水平上顯著??梢?,隨著關(guān)系型交易程度的提高,會計(jì)信息可比性能夠顯著下降,證明H1成立。通過關(guān)系開展交易的過程中,供應(yīng)商為獲取客戶信任,更傾向于披露有利的會計(jì)信息,造成信息可比性下降。
表2 模型多元回歸分析結(jié)果
從模型2 的分析結(jié)果來看,IC回歸系數(shù)在1%置信水平上顯著為負(fù)。而SCII等相關(guān)變量回歸系數(shù)均為負(fù)數(shù),經(jīng)過回歸分析得知均能達(dá)到1%置信水平,說明內(nèi)部審計(jì)能夠在關(guān)系型交易和會計(jì)信息可比性間發(fā)揮調(diào)節(jié)作用,促進(jìn)企業(yè)提升信息披露質(zhì)量的目標(biāo),H2成立。股東出于維護(hù)自身利益等角度將對管理者披露會計(jì)信息的行為進(jìn)行干涉,增強(qiáng)會計(jì)信息可比性。
根據(jù)模型3 分析結(jié)果可知,ANALYST的回歸分析系數(shù)為-0.203,能夠達(dá)到1%的置信水平,符合H3的論斷,可以起到抑制關(guān)系型交易給會計(jì)信息可比性帶來的負(fù)面影響的作用。外部投資者、監(jiān)管機(jī)構(gòu)等能夠抑制企業(yè)通過非公開途徑披露財(cái)會信息的行為,提升企業(yè)會計(jì)信息可比性。
根據(jù)各控制變量回歸系數(shù)可知,凈資產(chǎn)收益率、總資產(chǎn)報(bào)酬率和會計(jì)信息可比性之間保持正相關(guān),其他變量與會計(jì)信息可比性保持負(fù)相關(guān),均與預(yù)期相符。本文通過重新賦值核心變量完成二次回歸分析,利用交易程度低的關(guān)系型交易檢驗(yàn)?zāi)P? 和模型3,最終得到相同的結(jié)論,說明解決內(nèi)生性問題后依然能夠證明假設(shè)成立。
研究關(guān)系型交易和會計(jì)信息可比性的關(guān)系,能夠發(fā)現(xiàn)企業(yè)為維護(hù)與供應(yīng)商/客戶間的良好合作關(guān)系或?yàn)檫_(dá)到持續(xù)交易目的,會傾向于披露有利的財(cái)會信息,造成企業(yè)和外部投資者間出現(xiàn)信息不對稱的情況,不利于企業(yè)健康發(fā)展。而內(nèi)部審計(jì)和外部監(jiān)督均能發(fā)揮抑制關(guān)系型交易帶來負(fù)面影響的作用,因此,企業(yè)應(yīng)加強(qiáng)內(nèi)外部監(jiān)管,有效提升會計(jì)信息可比性,為維護(hù)股東和投資者權(quán)益提供保障,同時打造良好的信息披露環(huán)境,為企業(yè)吸引更多資金,給企業(yè)帶來更多效益。