基于股权再融资动机下关联交易与盈余管理关系实证研究

　　摘要：本文以上交所和深交所的A股上市公司中有再融资动机的公司作为样本，分析了股权再融资动机下，关联交易规模与盈余管理程度的关系。结果发现：再融资动机的上市公司，会通过关联交易进行盈余管理。盈余管理程度与关联交易正相关；与第一类关联交易规模不相关；与第二类关联交易规模显著正相关；与第三类关联交易及担保或抵押不相关，担保和抵押对公司盈余并没有直接的影响。 　　关键词：股权再融资；关联交易；盈余管理；实证研究 　　我国上市公司股权结构存在“一股独大”或者少数几个大股东拥有公司绝对控制权的情况，大股东对公司的经营越策和运营很少受到其他股东的影响。这使得我国上市公司表现出强烈的股权再融资偏好，配股和增发成为上市公司则是股权再融资最主要的方式。为了取得配股和增发资格，上市公司普遍采用盈余管理的方式，而关联交易成为上市公司运用最多的盈余管理手段。针对上市公司利用实际控制权通过管理交易进行盈余管理的行为，本文拟从股权再融资动机下关联交易与盈余管理的关系入手，揭露关联交易与盈余管理之间的关系，对我国盈余管理的理论研究、监管机构的政策制定、上市公司的持续发展、投资者的决策行为等提供参考。 　　一、文献综述 　　（一）国外研究 Teoh等（1998）、Rangan（1998）和Yoon等（2002）通过对增发上市公司的研究，发现上市公司在增发期间存在盈余管理行为。Gordon等（2003）研究表明，特定类型的关联交易，但并不是所有类型的关联交易与盈余管理程度是显著正相关的。DuCharme（2004）等的研究发现，在股票发行期间公司操控性流动应计利润的金额较高，而在股票发行之后操纵性应计利润却会减少，股票发行期间操纵性应计利润与发行之后的业绩表现出显著的负相关关系。国内学者的研究发现，我国上市公司在股权再融资过程中也表现出强烈的盈余管理动机。Jian和Wong（2006）研究发现，在企业集团中的公司有退市或者发行新股的动机下，上市公司会有较大规模的关联交易行为。Gordon等（2003）研究得出，特定类型的关联交易与盈余管理程度通常呈现出显著正相关的关系。 　　（二）国内研究 孙铮和王跃堂（1999）的研究结果表明，在配股动机下上市公司有盈余管理行为。洪明渠（2008）研究了上市公司再融资前的盈余管理行为。研究发现，无论是增发还是配股的上市公司，与同行业其他公司比较而言，可操纵性应计利润明显高于其他公司。而且再融资前的可操纵性应计利润明显高于再融资之后。高雷和宋顺林（2008）研究得出有配股动机的公司，更倾向于采用第一类关联交易的方式进行盈余管理，而不采用第三类关联交易进行盈余管理。刘峰等（2004）研究表明股东持股比例逾高，逾有可能实施大关联交易的转移利益；而股东持股比例越低越倾向于通过股权转让、担保或抵押的方式。而大股东这样做的目的是为了更多的将利润留存在公司，获得更多的现金流。姜国华等（2005）的研究发现上市公司未来年度的盈利能力与大股东对资金占用额是显著负相关，说明大股东占用公司资金会给公司的经营业绩带来负面影响。张鸣等（2005）则研究了大股东资金占用的经济后果，发现大股东资金占用是导致上市公司盈利能力下降的直接原因之一。 　　二、研究设计 　　（一）研究假设 无论是配股公司还是增发公司再融资前为了取得再融资资格、增加融资收入，都可能采用关联交易的方式，操控性应计利润来进行盈余管理。因此，提出假设： 　　假设1：股权再融资动机下盈余管理与关联交易正相关 　　上市公司与其母公司或子公司之间有密切的关联关系。这种关联关系使得上市公司在与其子公司或母公司进行交易的时候，不受外部不利市场环境的影响。但由于第一类关联交易脱离了市场的监督，远离交易的实际过程，并且关联交易信息披露不规范，所以交易双方能控制交易的整个过程，外部投资者也有理由怀疑企业进行第一类关联交易的目的。国内学者将关联交易分类分别研究不同类型的关联交易与盈余管理关系的文献却较少。因此，提出假设： 　　假设2：第一类关联交易与盈余管理正相关 　　大股东和小股东都有股利分配和资本利得，但大股东同时还有控制权产生的额外收益。而现有的法律体系对保护中小股东利益有关条款不是很健全，就有能导致大股东利用有关职权输送利益，侵害中小股东的利益。从盈余管理和关联交易的研究成果中可发现，第二类关联交易为非经常性关联交易，通常计入线下项目（非经常性损益的重要组成部分）。因此，提出假设： 　　假设3：第二类关联交易在盈余管理与盈余管理正相关 　　假设4：担保和抵押等第三类关联交易与盈余管理正相关 　　（二）样本的选取和数据来源 本文选取上海证券交易所和深圳证券交易所上市公司中，选取2008年至2009年有配股和增发行为的上市公司，同时剔除下面数据：金融类上市公司；暂停交易的上市公司；数据缺省的公司；数据异常的公司；连续两年有增发或配股的公司，不能确定是哪一次增发或配股而引起的操纵应计利润行为，故应剔除；同时发行了B股的公司。最后所得的样本数是207个。本文的主要数据来源于国泰安CSMAR数据库系统2006年至2009年的数据。 　　（三）变量定义 本文变量主要有： 　　（1）因变量。本文的因变量是衡量盈余管理程度的变量。国内外研究表明修正的Jones模型在衡量盈余管理方面更好，本文也采用修正的Jones模型衡量盈余管理程度。计算方法如下：计算总应计利润：其为剔除经营活动现金流量的净利润，即TAt=NAt-CFOt。其中，NAt是第t年的净利润，CFOt是第t年经营现金流量，TAt是第t年的总应计利润。估计模型参数：TAt/At-1=a1（1/ At-1）+a2（△REVt/ At-1）/+a3（PPEt/ At-1）+u，其中At-1为第t-1年末的总资产，所有变量都经过t-1年末总资产进标准化处理，便于消除公司规模差异造成的影响，△REVt表示第t年的主营业收入增加额，PPEt表示第t年的固定资产，a1 、a2、 a3分别是模型参数，u是误差项。根据以上所求得的参数a1 、a2、 a3，计算非操纵性应计利润：NDAt/At-1=a1（1/ At-1）+a2（△REVt-△RECt）/ At-1）/+a3（PPEt/ At-1）+u，其中，NDAt 表示第t年非操纵性应急利润，△RECt 表示第t年的应收帐款增加额，u是误差项。计算操纵性应计利润DA：DA= |TAt/At-1-NDAt/At-1|。（2）自变量。本文使用关联交易金额来度量上市公司关联交易的规模，用RPT表示（人民币）。分别按照对关联交易的分类设置三类关联交易变量：第一类关联交易、第二类关联交易和第三类关联交易，分别用RPT1、RPT2和RPT3表示。（3）控制变量。本文选取衡量企业规模、资产负债率、经营活动现金流量、公司成长性和年度虚拟变量等指标对模型进行控制。公司规模（SIZE）：公司规模越大，越有可能给公司带来规模效应，从而对公司的盈余产生影响。资产负债率（LEV）：本文以资产负债率作为衡量公司财务风险的指标。资产负债率越高的公司，其违反与债权人之间契约的风险就越大，管理层就可能选择可将未来期间的利润转移到当期，通过粉饰财务报表来掩盖不良的财务状况。经营活动现金流量（CFO）：采用经营活动现金净流量为控制变量。成长性（GW）：具有成长性的公司多数都是主营业务突出的公司，主营业务利润的比重在很大程度上决定了企业的盈利质量和获利能力。因此，利用主营业务收入变化率可以较好地考查公司的成长性。本文将成长性（GW）作为一个控制变量。年度控制变量（Year）：年度控制变量（Year）是虚拟变量，本文选取的是2008年至2009年的样本，年度为2008年是取1，2009年取0。研究变量的定义表如表（1）。 　　（四）模型构建 本文采用研究模型如下： 　　DA=α+β1RPT+β2SIZE+β3LEV+β4CFO+β5GW+β6YEAR+ε。上述模型中的DA、RPT、SIZE、LEV、CFO、GW、YEAR这些变量在变量定义中有详细的介绍，α和β是系数， ε是误差项。 　　三、实证检验分析 　　（一）描述性统计 （1）所有样本的描述性统计。描述性统计结果见表（2）。表中可以看出操纵性应计利润的最大值是5.34，平均值0.71，可见股权再融资动机下的盈余管理程度比较高，盈余管理现象很普遍。（2）不同关联交易类型样本的描述性统计分析。本文分别按照关联交易的三种类型，对关联交易的盈余管理程度进行了描述性统计，207家样本公司中有161家公司发生了第一类关联交易，174家公司发生了第二类关联交易，143家公司发生了第三类关联交易，5家公司没有关联交易。描述性统计结果见表（3）。从表（3）中可以看出，采用了第二类关联交易的公司，其操纵性应计利润的平均值最大，为0.67。这从一定程度上说明了第二类关联交易的盈余管理程度比第一类和第三类关联交易的大。 　　（二）回归分析 （1）所有样本的回归分析。多重共线性检验本文对自变量和控制变量的相关性进行了检验，得出的结果如表（4）。从表（4）中可以看出，变量之间的相关基本在0.5以下，不存在多重共线性问题。对所有样本的多元回归分析结果如表（5），可以看出，代表关联交易的自变量RPT的回归系数为0.159，P值是0.005，即在1%的水平下是显著的，且变动方向也与预测的一致，这也验证了本文的假设一。这说明在股权再融资动机下，上市公司关联交易程度越大，其盈余管理的程度也越高。同样，公司规模（SIZE）和成长性（GW）也在1%的水平下显著，说明公司规模和成长性对盈余管理的程度也是显著的。而资产负债率（LEV）和经营活动净现金流量（CFO）对盈余管理程度的影响是不显著的。再融资的年度（YEAR）对盈余管理程度也没有显著的影响。（2）不同关联交易类型的回归分析。本文又分别选取对161家发生了第一类关联交易的公司，174家发生了第二类关联交易的公司，143家发生了第三类关联交易的公司分别进行了多元线性回归分析，模型中的RPT分别由RPT1 、RPT2 和RPT3代替。回归的结果如表（6）、表（7）和表（8）。从表（6）、表（7）和表（8）中可以看出，第一类关联交易的回归系数为0.05，但是并不是显著的，这验证说明本文的假设二不成立。出现这一结果的可能原因是购买与销售商品、提供与接受劳务等经常性的，属于正常的企业间的交易，并不一定是企业用来操纵盈余的手段。第二类关联交易规模与盈余管理程度正相关，且在1%的水平下是显著的，这验证了本文的假设三。但是对第三类关联交易样本的回归分析显示，第三类关联交易与盈余管理程度并不是显著相关的，这与本文的假设四相违背。这可能是因为担保和抵押类关联交易，虽然发生的频率和金额比较高，但是对收入和盈余方面并没有太大的影响。 　　（三）稳健性检验 （1）所有样本模型稳健性检验。非经常性损益是指公司发生的与主营业务和其它经营业务无直接关系，以及虽与主营业务和其它经营业务相关，但由于该交易或事项的性质、金额和发生频率，影响了正常反映公司经营、盈利能力的各项交易、事项产生的损益。本文在稳定性检验时，将经行业调整的非经常性损益替代操纵性应计利润来衡量盈余管理程度。借鉴Chen和Yuan（2004）、沈玉清（2009）等的做法，非经常性损益的计算方法为：首先计算该公司所在行业的非经常性损益的中位数，再将该公司的非经常性损益与行业中位数相减并取绝对值，即得到该公司经行业中位数调整的非经常性损益（ENOI）。用ENOI代替DA，对所给模型进行多元线性回归，结果如表（9）。表（9）表明将行业调整的非经常性损益与关联交易正相关，相关系数为3.51，P值为0.001，在1%的水平下显著。这与用操纵性应计利润做因变量的回归结果是一致的。而经行业调整的非经常性损益除了与公司规模相关外，与资产负债率、经营活动现金流量（CFO）、公司的成长性（GW）和年度控制变量（Year）都是不相关的。（2）第二类关联交易模型的稳定性检验。表（10）表明，经行业调整的非经常性损益与第二类关联交易规模是正相关的，且在1%的水平下显著；与其他的控制变量不相关。这也与用操纵性应计利润做因变量的回归结果是一致的。 　　四、结论 　　本文得出以下结论：（1）有下一年度股权再融资动机的上市公司，会通过关联交易进行盈余管理。不管是用操纵性应计利润，还是用经行业调整的非经常性损益，来衡量盈余管理，所得到的结果都是盈余管理程度与关联交易正相关。（2）盈余管理程度与第一类关联交易规模并不是显著正相关的，这说明购买与销售商品、提供与接受劳务等经常性的，属于正常的企业间的交易，并不一定是企业盈余管理的手段。（3）盈余管理程度与第二类关联交易规模显著正相关，这说明上市公司倾向于采用第二类关联交易来进行盈余管理。我国监管部门应该在第二类关联交易的监管方面加强力度。（4）盈余管理程度与第三类关联交易，及担保或抵押，并不是显著正相关的，这说明虽然大股东资金占用其对公司经营有负面影响，但是担保或抵押并不是资金占用的唯一方式，担保和抵押对公司盈余并没有直接的影响，不是管理层操纵盈余的主要手段。 　　参考文献： 　　[1]高洁：《我国上市公司关联交易与盈余管理的实证研究》，《暨南大学博士学位论文》2010年。 　　[2]郭晓明：《基于博弈论的上市公司关联交易监管探讨》，《财会通讯》2010年第14期。 　　[3]章卫东：《定向增发新股与盈余管理——来自中国证券市场的经验证据》，《管理世界》2010年第1期。 　　（编辑 梁 恒）