关联交易、外部监督与盈余持续性——基于A股上市公司的经验证据

汪健 曲晓辉

(1.安徽财经大学商学院，安徽 蚌埠 233041；2.厦门大学财务管理与会计研究院，福建 厦门 361005)

引言

上市公司财务报告的目的是向使用者提供与决策相关且可靠的信息。由于投资者对盈余信息的“功能锁定”(赵宇龙和王志台，1999)[25]，财务报告盈余信息成为投资者和监管部门评价上市公司的重要指标。Schipper and Vincent(2003)[12]指出，持续性、可预测性和波动性都是反映盈余质量的重要指标，可预测性和波动性都以持续性为前提。持续的盈余，有助于利益相关者正确地预测未来现金流量；持续增长率的高低也是衡量企业价值的重要因素，既然现金流量与盈余高度正相关(Dechow et al.，1998)[4]，高持续性的盈余就意味着高持续性的现金流量，公司价值也就越高。

我国自1990年建立证券交易市场以来，上市公司数量和规模有了快速的发展。但在市场发展过程中也产生诸多问题，如会计造假、内幕交易、关联交易等。这些行为损害了中小股东的利益，打击投资者信心，阻碍了资本市场的健康发展。关联交易，尤其是大股东控制下的关联交易往往背离公平交易的原则，更多地体现为大股东对上市公司的“掏空”或“支持”，这些关联交易行为对上市公司盈余持续性有何影响？影响的因素、路径有哪些？程度如何？上述问题有待实证检验。

文献综述、理论分析及研究假设

一、盈余持续性特征

盈余持续性属于盈余质量的属性之一。现代会计理论认为，应计制会计盈余比现金制更能反映企业业绩(Dechow，1994)[4]。那么，构成会计盈余的各组成部分是否有相同的持续性？Sloan(1996)[13]以会计信息为基础研究发现，会计利润中应计部分比现金流量部分持续性低，投资者不能完全识别公司盈余中应计部分和现金流量部分对预测未来收益能力的差异，因而高估应计利润大的企业价值，低估现金利润大的企业价值。Richardson et al.(2005)[11]拓展了Sloan(1996)[13]的研究，通过分析应计可靠性对盈余持续性影响，证明低可靠性的应计导致较低的盈余持续性，投资者没有完全预计到这种低盈余持续性，导致显著的证券误定价。但有学者对Sloan(1996)[13]的结论提出质疑，Fairfield et al.(2003)[7]发现利润平减时分母的选择对持续性实证检验结果影响很大，在使用下一年营业利润平减后，得出差别持续性消失的结论。Francis and Smith(2005)[8]重新检验了应计和现金流的持续性，发现在采用不同计量方法后，现金流与应计持续性差别程度大大降低。

二、盈余持续性影响因素

1.应计项目

利润由现金流和应计两部分组成，二者具有不同的持续性。Dechow and Ge(2006)[3]认为，盈余持续性受到应计项目数量和符号的双重影响。在高应计水平企业，与现金流相比，应计项目提高了盈余持续性；但在低应计水平企业，应计项目降低了盈余持续性，“特殊项目＋低应计”企业比其他低应计企业有更高的未来股票收益。这与投资者不能区分特殊项目的暂时性性质相一致。Dechow et al.(2008)[5]发现现金流的高持续性完全是由权益部分形成的，其他组成部分的持续性水平几乎与应计无关，投资者对债务和权益发行/付息有正确的定价，但对现金流存在与应计类似的误定价。

2.高管薪酬

Baber et al.(1998)[2]研究美国公司CEO薪酬发现高管薪酬设计与会计盈余持续性相关联。盈余持续性越强，经理人获得回报越多。进一步研究发现，盈余持续性与现金薪酬相关，而与股权激励部分不相关。Ashley and Yang (2004)[1]发现，高盈余持续性导致企业支付经理薪酬时更偏重于现金薪酬，对于低持续性企业，以现金流作为替补业绩计量手段，在确定经理现金薪酬时发挥越来越重要的作用。杜征征和王伟(2010)[14]检验表明，上市公司在决定高管薪酬时考虑到盈余持续性，给予持续性盈余更高的权重。

3.股利政策

李卓和宋玉(2007)[19]检验了上市公司股利类型、股利支付率与未来盈利能力的关系，发现派发现金股利的上市公司其盈余持续性要高于未派发股利的公司，并且净利润和营业利润的增长能力更强；股利支付率与盈余持续性不是简单的线性关系。

国内外学者从盈余构成、公司治理、公司特征、市场反应等方面对盈余持续性进行了大量研究，但在盈余持续性的影响因素、盈余持续性计量及检验、盈余持续性与公司价值等方面还未达成共识。

三、关联交易与盈余持续性

关联交易是关联方之间转移资源或义务的事项，而不论是否收取价款。关联交易一方面可以优化配置集团内部资源，节约交易成本，发挥集团公司利益协同效应，在一定程度上提高了盈余持续性；但另一方面，非公允的关联交易成为上市公司操控利润、进行利益输送的手段，导致盈余质量下降。上市公司关联交易既涉及会计实务，又是公司治理问题。已有研究表明，关联交易很可能是大股东控制下的“掏空”或“支持”行为(李增泉等，2004；Jian and Wong，2010)[15][9]，随着关联交易占企业全部交易比重的增加，其对未来盈余持续性产生负面作用的担忧也随之增加(洪剑峭和方军雄，2005)[17]。关联交易与盈余管理正相关(郑国坚，2009；肖迪，2010)[26]，具有短期目的性、投机性。关联交易程度越高，盈余管理程度越大。但现有文献对关联交易与盈余持续性关系研究较少，基于以上分析，本文预期上市公司关联交易将对盈余持续性产生负面影响，提出如下假设：

H1a：相对于无关联交易公司，发生关联交易公司的盈余持续性较低。

H1b：控制其他条件，关联交易规模越大，盈余持续性越低。

国内许多学者从公司治理和外部监督角度研究盈余持续性。股权结构方面，洪剑峭和薛皓(2008)[18]发现股权制衡可以提高关联销售的持续性，具有股权制衡公司发生的关联交易体现出更强的持续性。外部审计方面，刘文达和权小锋(2011)[20]发现“四大”审计客户的盈余持续性高于非“四大”审计客户，与盈余中现金流量成分相比，“四大”审计更显著提高盈余中应计成分的持续性。宋建波等(2012)[21]发现有机构投资者持股公司的盈余持续性更低；机构投资者持股比例越高，上市公司盈余持续性越低；机构投资者年度间的增持行为，会显著降低上市公司盈余持续性，说明我国机构投资者持股反而促使上市公司财务报告中增加更多的暂时性盈余，从而降低盈余持续性。在内部控制方面，肖华和张国清(2013)[24]发现内部控制质量与盈余持续性正相关，盈余持续性与公司价值也正相关，说明我国上市公司内部控制管制初见成效。

现有文献关于治理机制对盈余持续性影响研究只侧重于单因素分析，如管理层持股、机构投资者持股或内部控制等。从效果上看，良好的治理结构具有积极意义，提高了盈余持续性。但从关联交易视角研究公司治理总体特征与盈余持续性关系的文献较少。关联交易、治理特征、盈余持续性之间关系如何？良好的公司治理机制，尤其是机构投资者持股与高质量审计对关联交易的监督影响能否体现到盈余持续性上？基于此，本文提出如下假设：

H2a：相对于非“四大”客户，“四大”审计客户的关联交易提高了盈余的持续性。

H2b：限定其他条件，机构投资者持股比例与发生关联交易上市公司的盈余持续性正相关。

H2c：限定其他条件，公司治理总体质量与发生关联交易上市公司的盈余持续性正相关。

研究设计

一、数据来源与样本选择

本文中，关联交易数据来源于CSMAR中国A股上市公司关联交易数据库，财务指标数据来自CSMAR财务报表数据库，上市公司治理结构数据来自CSMAR和Wind。考虑到股权分置改革和新会计准则的颁布实施，本文选择2007～2012年间的关联交易数据和财务数据作为研究样本。在初选样本的基础上，按照如下标准对样本进行剔除和筛选：(1)由于金融保险类、传播与文化产业类公司具有特殊的资产负债结构与经营现金流特征，因此剔除金融保险类、传播与文化产业类上市公司；(2)为保证每个公司至少有5个以上的年度观测，剔除了2009年以后上市的观测值；(3)剔除财务数据缺失的公司。最后得到1527家上市公司，9114个观测值。为了消除极端观测值的影响，对所有连续变量小于1%分位数和大于99%分位数的数据进行winsorize处理。

二、变量定义

盈余持续性是企业当期盈余持续到下一期的程度。在回归分析时，以未来盈余作为因变量，当期盈余为自变量。学术界对会计盈余有三种计量标准：一种是主营业务利润率(CROA)，等于主营业务利润(营业收入－营业成本)除以平均总资产(王志台，2000；肖华和张国清，2013)[23][24]。另外两种分别是营业利润率、资产利润率(ROA)或者净营运资产利润率(RNOA)。因为后两个指标包含的主营业务利润之外的增减项目(资产减值损失、投资收益、营业外收支等)不能反映企业真实的经营能力，在评价盈余持续性时会带来噪音，所以本文以主营业务利润率作为盈余持续性的替代变量。

现有文献对关联交易的计量并不一致，主要是因为关联交易表现形式多种多样(在2006年颁布的新会计准则中，共列举了11种关联交易类型)，如以关联购销作为关联交易代理变量(郑国坚，2009；Jian and Wong，2010)[26][9]，有从关联贷款角度(Jiang, Lee and Yue，2010)[10]，从关联收购兼并角度(李增泉等，2005)[16]等。这种研究单一类型关联交易并不能反映上市公司特定时间内关联交易的全貌，因而对关联交易的刻画难免以偏概全。另外，关联交易分为与控股股东以及与子公司之间的关联交易，性质上又分为公允和非公允的关联交易。为刻画控股股东对上市公司“掏空”或“支持”行为，本文从定性和定量两个方面对关联交易进行计量：一是关联交易哑变量(DRPT)，如果上市公司与控制股东之间发生关联交易，则赋值为1，否则为0；二是关联交易规模(VOL)，以上市公司与控股股东之间年度各类关联交易金额之和的自然对数表示。其他变量定义详见表1。

三、研究模型

为了检验H1a，本文采用一阶自回归模型计量盈余持续性，构建模型(1)：

表1 变量定义

我们预计自回归系数α1为大于0小于1的正值，关联交易导致盈余持续性降低，关联交易与盈余交乘项DRPT*CROA系数α3显著为负。

为了检验H1b，检验关联交易规模对盈余持续性的影响，构建模型(2)：

与假设1a类似，关联交易规模越大，盈余中暂时性盈余比例越大，盈余持续性降低。因此，我们预计CROAt的系数为正，交乘项VOL*CROA系数为负。

假设2是检验良好的公司治理结构能否抑制关联交易对盈余持续性负面影响，从外部监督方面来看，高质量的审计和机构投资者持股更有可能行使监督职能，从而提高公司盈余持续性。为此分别构建模型(3)和模型(4)：

对于回归结果，本文预期主营业务利润CROA具有持续性，回归符号为正；关联交易产生更多暂时性盈余，DRPT的符号为负；高质量审计能提高盈余持续性，BIG4预计符号为正；我们重点关注交乘项BIG4*DRPT*CROA的符号，预期高质量审计能够抑制关联交易对盈余持续性负面影响，回归系数为正。对于机构投资者持股，本文预期其能够发挥积极的公司治理作用，与高质量审计结果类似，预期INST*DRPT*CROA回归系数为正。

为了考察公司治理的总体水平，仅检验高质量审计和机构投资者持股等单项评价指标与关联交易上市公司盈余持续性的关系是远远不够的，需要从整体上反映公司治理的真实水平及其对盈余持续性影响。本文选取能够反映公司治理状况的10个指标，运用主成分分析法，构建公司治理综合指标——G_score(汪健，2014)[22]。然后按是否发生关联交易进行分组，检验综合治理指数与关联交易共同作用对盈余持续性的影响，为此，构建回归模型(5)：

实证结果与分析

因篇幅限制，描述性统计数据在此略去。另，变量相关性分析结果，各变量与主营业务利润率关系显著，且相关系数均未超过0.4，不存在明显的多重共线性问题，可以进行多元回归分析。

一、假设1a检验

首先，本文采用Dichev and Tang(2009)[6]方法，计算近五年的盈余持续性。从回归结果上看，样本公司的盈余体现出较高的持续性。从t+1到t+5年与t年的持续性系数分别为0.866、0.790、0.722、0.649、0.603，持续性水平与Dichev and Tang(2009)[6]的结果相近，但高于肖华和张国清(2013)[24]的持续性系数平均大约为0.5的结论。回归结果如表2所示。

从回归结果可以看出，体现关联交易对盈余持续性影响的CROA与DRPT的交乘项系数从t+1年到t+5年均为负值，其中t+1、t+2与t+4年的t值分别在1%、1%、10%水平上显著，系数分别为-0.056、-0.078和-0.090。这表明，有关联交易公司的盈余持续性比没有关联交易公司的盈余持续性要低一些，说明关联交易确实抑制了盈余持续性，抑制程度在5.6～9%之间，关联交易造成公司盈余持续性质量下降，从而验证了假设1a。模型的Adj-R2在0.5～0.7之间，拟合程度较好。为控制固定效应，回归中控制了行业和年度因素，t值采用稳健回归(Robust standard error)并在公司层面进行聚类(firm-level cluster)调整，以控制异方差和自回归影响。

表2 关联交易性质对盈余持续性回归结果

二、假设1b检验

假设1b检验模型是将关联交易哑变量替换成关联交易规模变量，检验结果如表3所示。本期主营业务利润与未来主营业务利润显著正相关，从t+1到t＋5年持续性系数为0.871～0.615，关联交易规模与盈余的交乘项(CROAt*VOL)回归系数为负，t+1到t＋4年都是在1%水平上显著。关联交易金额每增长1%，未来盈余的持续性系数降低0.7～1.3%，假设1b得以证实。控制变量方面，股权制衡度与盈余持续性显著负相关，机构投资者持股、高质量审计(BIG4)与盈余持续性显著正相关。企业规模、成长性、市值面值比与盈余持续性显著负相关，这说明企业规模越大，销售增长越快，越难以维持长期的高盈余，盈余持续性下降。

表3 关联交易规模对盈余持续性回归结果

三、假设2检验

在上述检验中，公司治理因素作为控制变量在盈余持续性检验过程中已得到初步证实，本部分进一步检验公司治理因素与关联交易共同作用对盈余持续性的影响。本文分别构建治理变量、治理变量与关联交易、治理变量与关联交易以及当期盈余的交乘项进行回归分析，结果如表4所示。

高质量审计方面，回归结果显示BIG4的回归结果为正，但不显著，BIG4与DRPT交乘项符号显著为负(-0.017)，显示由“四大”审计的公司关联交易对下期盈余有负面影响。尽管CROA与DRPT交乘项回归系数显著为负(-0.060)，表明关联交易降低了盈余持续性，但是交乘项CROA*BIG4*DRPT回归系数为0.089，且在1%水平上显著。这说明在关联交易和高质量审计这两种因素的共同作用下，高质量审计通过对关联交易活动进行监督，控制严重损害上市公司利益的交易行为，使公司盈余的持续性增长8.9%，假设2a得以验证。

机构投资者持股比例(INST)对下期盈余的回归系数为0.008，且不显著，说明机构投资者持股比例对下期盈余影响不明显。INST*DRPT回归系数是-0.038，且在1%水平下显著，表明关联交易企业机构投资者持股比例每增加1%，下期盈余下降3.8%。关联交易与机构投资者持股与本年盈余交乘项(CROA*INST*DRPT)回归系数是0.275，在1%水平下显著，说明在三者共同作用下，尽管关联交易对盈余持续性有负面影响，但关联交易企业中机构投资者持股比例与盈余持续性显著正相关，显示机构投资者持股具有良好的外部治理效应，对盈余持续性确有改善作用，假设2b也得以验证。

当然，单个或者部分治理特征并不能反映公司整体的治理水平。为了检验关联交易影响下公司整体治理水平对盈余持续性的影响，本文利用反映公司治理整体水平的指标——G_Score和高治理水平哑变量(DHG)及其与主营业务利润的交乘项来进行分组检验，回归结果如表5所示。可以看到，对于无关联交易企业，公司治理综合指数与主营业务利润率交乘项的回归系数为正，但不显著(t值为1.18)；而对于存在关联交易公司，该交乘项的回归系数为0.062，在10%水平上显著(t值为1.84)。说明对于关联交易公司，公司治理水平与盈余持续性正相关，公司治理越好则盈余持续性越强。良好公司治理哑变量(DHG)与主营业务利润率的交乘项(DHG*CROAt)回归结果显示，在没有关联交易公司，良好的公司治理盈余持续性回归系数是0.040，在10%水平上显著(t值=1.66)，而在关联交易公司组，良好公司治理盈余持续性回归系数是0.054，在1%水平上显著(t值=3.33)。为了消除面板数据中的自相关和异方差，本文控制了公司和年度固定效应，采用公司层面和年度双聚类方法。以上回归结果表明，良好的公司治理结构(水平)促进了关联交易公司的盈余持续性，从而验证了假设2c。

表4 外部治理因素及交乘项对盈余持续性回归结果

稳健性检验

为增强结论的可靠性，本文进行了如下稳健性测试：(1)在盈余计量方面，按照已有的研究结论，利润中营业现金净流量的持续性高于应计项目持续性(Sloan，1996)[13]，故本文以营业现金净流量与净利润的比值(OCF/NI)替代主营业务利润率(CROA)，放入模型进行回归，结论依然保持不变；(2)采用经过行业中位数调整的会计盈余，主要研究结论仍保持一致；(3)将机构投资者持股比例(INST)采用行业内排序(RANK)以及持股比例差分(△INST)的计量方法，回归结果基本一致。限于篇幅，本文未列出稳健性测试回归结果。

表5 公司治理综合指数及交乘项对盈余持续性回归结果

结论与启示

盈余持续性是盈余质量的属性之一，本文以2007～2012年沪深A股上市公司财务数据作为研究样本，以未来主营业务利润率为被解释变量，本期主营业务利润率为解释变量，首先检验上市公司关联交易行为及其规模对盈余持续性的影响。研究发现，相对于没有关联交易公司，发生关联交易公司的盈余持续性较低；相对于关联交易规模小的公司，关联交易规模越大的公司，盈余持续性越低，关联交易行为对盈余持续性具有抑制作用。其次，检验公司外部监督机制以及公司治理综合指数对盈余持续性，尤其是存在关联交易公司的盈余持续性影响。研究表明，高质量审计和机构投资者持股提高了盈余持续性。发生关联交易的公司，在关联交易与高质量审计或机构投资者持股的共同作用下，其增量盈余持续性总体上显著为正；良好的公司治理结构与盈余持续性显著正相关。本文研究结论表明，为提高上市公司盈余持续性，一方面应控制关联交易发生及其规模，另一方面应完善上市公司治理结构，进一步发挥高质量审计和机构投资者等外部治理机制对关联交易行为的监督作用。

受条件限制，本文不足之处在于：在盈余持续性的计量方面没有采用时间序列模型确定持续性大小；在关联交易定性分析方面，未能区分出公允和非公允的关联交易对于盈余持续性的影响。未来有必要在这些方面进行优化，以进一步厘清关联交易和公司治理机制对盈余持续性影响路径。