关联方交易与企业成本粘性——来自我国A股上市公司的经验证据

刘琳 曹瑞

(北京化工大学经济管理学院，北京 100029)

一、引言

随着改革开放的深入和经济全球化进程的加快，企业间的竞争越来越激烈，要想在残酷的市场竞争中获得一席之地，一方面要“开源”，通过提高产品质量、优化服务等方式来获得更多的市场份额；另一方面则更要注重“节流”，不断优化企业成本管理，减少不必要的成本支出，这是在竞争中取胜的重要环节。然而，在当前经济新常态下，我国的人口红利以及廉价的劳动力优势已经消失，劳动力价格上升，高昂的劳动力成本和增长的管理成本给企业带来了巨大的挑战。近年来，国家大力倡导供给侧结构性改革，强调去产能、去库存、去杠杆，降低企业成本，减少资源浪费。2016年，国务院在出台的《降低实体经济企业成本工作方案》中提到，企业应该系统化、合理化地降低各项成本。在这种背景下，企业需要作出更正确的成本管理决策，有效地管理成本，减少无效的费用。

关联方交易(related party transactions)主要是指公司与其主要股东、董事或关联公司和子公司之间的交易。关联方交易有助于内部资本市场的构建，在一定程度上能减少融资约束，且便于公司进行税收筹划，因此广泛存在于上市公司的生产经营活动中。关联方交易又较为复杂、隐蔽，大股东经常利用关联方交易从公司攫取利益，同时也成为管理层进行盈余管理的常用手段。之前的研究提供的证据表明，控股股东使用关联方交易从小股东那里掠夺财富[1][2]。Jian和Wong的研究表明，在中国上市的公司使用关联方交易来支撑收益，这表明关联方交易是一种盈余管理工具。他们发现，在中国香港上市的公司在有动机虚报利润以避免退市或在发行新股之前被摘牌时，关联方的销售额会更高。关联方信息披露不及时、不准确、不充分，管理层的决策可能会涉及到关联方交易[3]。Kim和Woo的研究也发现关联方交易被用作盈余管理工具[4]。Koh et al的研究表明关联方交易加剧了企业与外部利益相关者之间的信息不对称[5]。由于关联方交易水平高的企业存在严重的信息不对称，即使在销售下降的情况下，管理者也更有可能将未利用的资源用于自身的效用，从而导致成本行为的不对称。目前机构投资者已成为我国上市公司投资者构成中的重要部分，相较于一般的散户投资者，机构投资者拥有更雄厚的资金、更大的规模，并且懂得的专业知识更多，发现和挖掘信息的能力更强。机构投资者具有较强的独立性，并且追求的是长期投资价值而非短期投资价值，因此，有更强的能力和动机监督管理层。管理者的自利行为是导致关联方交易中成本粘性增加的重要原因之一，机构投资者的参与能有效抑制成本粘性的增长。

本文的贡献主要在于：从理论层面来说，成本粘性一直是成本管理研究的重要内容，现有的文献侧重于对成本粘性动因的研究，但只有极少数学者从信息披露角度研究成本粘性动因，本文从该视角出发，研究了关联方交易与成本粘性的关系，为成本粘性驱动因素研究提供了新的视角，丰富了成本粘性动因方面的文献，同时也拓展了关联方交易经济后果的文献。此外，本文还分析了机构投资者参与和分析师关注对关联方交易和成本粘性关系的调节作用，并深入分析了不同程度的机构投资者参与对二者关系的调节作用有何不同，扩展了公司治理的研究。从实践层面来说，本文研究表明关联方交易是成本粘性的影响因素之一，关联方交易的增加会导致成本粘性增大，有利于公司更好地进行成本管理，作出更有效的决策，减少成本，提高经营利润，增强市场竞争力。关联方交易信息披露与公司信息透明度相关，是公司治理的重要环节，本研究也对我国监管机构加强对关联方交易信息披露的监督和推动完善关联方信息披露制度具有一定的借鉴意义。此外，机构投资者参与能够抑制关联方交易对成本粘性的影响，这为公司完善治理结构和提高市场效率提供了思路和方向。

二、文献回顾

(一)关联方交易经济后果相关文献综述

Baek和Choi研究发现，属于大型企业集团的上市公司的内部交易越多，实施的利润调整越多，特别是与控股股东一家股权率高的企业的内部交易越多，利润调整水平就越高。这表明，大规模企业集团的内部交易会侵犯小股东的财富[6]。Kim和Yoo的研究表明，较高的关联方交易比率与研发支出呈负相关，关联方交易的增加会负向调节R&D对企业价值观的正向影响[7]。王艳认为关联交易会造成公司价值的下降[8]。Jungeun探讨了关联交易是否会影响企业的不对称成本行为，结果表明，关联方交易水平越高的企业成本粘性越大；由于大股东有将小股东的财富转移给自己的动机，在大股东持股比例较高的公司中，关联方交易水平较高，导致成本粘性较大[9]。上市公司关联方交易越大，其股价崩盘风险越高，流出型关联方交易的“掏空”作用加剧了股票崩盘风险，而稳定型机构投资者的外部监督显著降低了股票崩盘风险[10]。越多的机构投资者参与上市公司的实地调研且调研次数越多，越能减少关联方交易行为，但环境不确定性削弱了两者之间的关系。进一步研究表明，机构投资者实地调研能显著减少销售类和购买类关联方交易[11]。

(二)成本粘性动因相关文献综述

关于成本粘性动因的文献较多，本文从公司具体特征、管理者个体特征、公司治理因素、外部环境、财务因素和利益相关者等六个方面进行了总结：(1)公司具体特征。Subramanian和Weidenmier认为管理层对大幅度需求变化的不对称反应促使了成本粘性的产生，进一步指出固定资产强度是影响成本粘性的重要因素[12]。(2)管理者个体特征。Chen et al认为管理者过度自信是SG&A成本粘性的行为解释，从心理学角度出发，过度自信的管理者可能会高估未来的需求，因而当销售下降时，减少SG&A成本的可能性很小[13]。(3)公司治理因素。张德刚和刘耀娜认为，可以通过制定合理的制度来监督和来制约管理者的行为，公司治理水平越高，对成本粘性的抑制效应越强[14]。(4)外部环境。梁上坤认为，企业成本粘性会随着政策不确定性的上升而增大，且只有债务压力和竞争压力较低的企业才存在政策不确定性对成本粘性的强化作用，而债务压力和竞争压力较高的企业不存在这种强化作用[15]。杨炳昕和陈耿飞认为，环境不确定性对企业研发强度与成本粘性的关系具有正向调节作用，但国有产权性质和债务约束会削弱这种正向调节作用[16]。(5)财务因素。江伟等研究发现，如果企业调整资源会面临融资成本，则融资约束会对业务量上升时上行调整成本产生直接影响，对业务量下降时保留闲置资源产生间接影响，从而弱化成本粘性[17]。(6)利益相关者。Tsui和Yang发现机构所有权程度与成本粘性负相关，且在管理者有更多机会获得企业资源的企业中更为显著[18]。李文新和夏露研究发现，成本粘性越大，企业经营风险越高[19]。梁上坤研究发现，费用粘性随着机构投资者持股比例的增加而降低，非国有企业存在费用粘性与机构投资者持股比例的负相关关系，但国有企业不存在这种关系。进一步研究发现，压力抵制型和其他机构投资者能较强地抑制二者之间的负向关系，而压力敏感型机构投资者则没有明显的抑制作用[20]。

关联方交易会对企业的盈余管理决策、公司价值及成本粘性产生重大影响。已有大量文献研究了成本粘性动因，但对于关联方交易与成本粘性的关系的研究较少，鉴于成本管理对企业增强市场竞争力和实现发展战略的重要作用，本文探讨关联方交易对成本粘性的影响及机构投资者参与对二者关系的调节作用，以期对成本粘性领域现有研究有一定的补充。

三、理论分析与研究假设

(一)关联方交易与成本粘性

中国上市公司被要求在财务报表附注中详细披露关联方交易相关信息，《证券法》第二百一十六条第四款和《企业会计准则36号-关联方披露》第七条都作出了具体规定。但上市公司披露的信息并不完整，大部分仅选择性披露基本信息(关联方名称和交易金额)，而不披露与交易相关的核心信息，如定价政策、交易持续时间等。Koh et al的研究表明，关联方交易增加了企业与利益相关者之间的信息不对称。关联方交易水平高的企业存在严重的信息不对称，因而，即使在销售下降的情况下，管理者也更有可能将未利用的资源用于自身的效用，从而导致成本行为的不对称[21]。此外，管理者拥有以牺牲股东利益为代价追求私人利益的动机和能力。自利的管理者作出的决策使个人效用最大化，但对公司股东来说却不是最优的，从而破坏了公司的价值[22]。通过任意且难以发现的关联方交易，即使需求减少，管理者也不太可能降低SG&A费用。因此，预期关联方交易水平越高，成本粘性越大。基于以上分析，提出了假设1：

H1：关联方交易水平越高，成本粘性越大。

我国关联方交易类型众多，分类方法多样。从广义角度，购销型关联方交易包括商品交易、提供或接受劳务、资产交易类关联方交易，抵贷型关联方交易包括担保、抵押、债权交易类关联方交易。多数购销型关联方交易能够减少交易成本，较大程度提高利润率，因此购销型关联方交易发生频率最高。购销型关联方交易会进行经济实物交换，方式和程序简单，透明度更高，而抵贷型关联方交易是转移内幕资金的借贷，没有实物交易，金额较大，具有更强的隐蔽性，进而导致更严重的信息不对称。相较于购销型关联方交易，管理者更愿意通过隐蔽性强的抵贷型关联方交易满足私欲。基于以上分析，提出了假设2：

H2：当其他条件不变时，相较于购销型关联方交易，抵贷型关联方交易对成本粘性的正向影响更显著。

(二)关联方交易、机构投资者参与和成本粘性

目前，已有研究对于机构投资者是否在公司治理中发挥了积极作用的意见并不统一。一种观点是，机构投资者参与在公司治理中不能发挥积极监督作用。机构投资者的薪酬与季度业绩挂钩，使其更加看重企业的短期经济效益，忽视长期发展[23][24]。因此，机构投资者参与可能并不能有效监督管理者的自利行为，反而会导致较多的短视行为。此外，机构投资者具有双重代理问题，追求正向的投资效应，使得管理层更有动机进行盈余管理，并不能有效监督管理者[25]。其次，机构投资者自身的治理状况决定了其监督是否有效。机构投资者参与可能会加剧信息不对称，例如与管理者串通进行内幕交易、帮助管理者掩盖负面信息等[26]。再次，机构投资者的“羊群行为”会导致其他投资者的“跟风抱团”，信息共享会传递极端风险，加剧市场波动，并不利于企业长期稳定发展[27][28]。

另一种观点认为机构投资者参与在公司治理中发挥了积极监督作用。机构投资者为保障自身利益，会更愿意监督管理者的经营与管理行为。Utama和Cready、叶松勤和徐经长指出，机构投资者的资金实力雄厚，具有更强的规模优势，同时也具有更多的专业知识、较强的信息发现与挖掘能力，因此，机构投资者比一般的散户投资者有更强的能力和动机监督管理层[29][30]。Chidambarn和John认为，机构投资者通过向其他投资者披露获得的私密信息可以约束管理层[31]。潘越等认为，机构投资者独立性更强，且追求长期投资价值，因此更有动机去监督公司管理者[32]。管理者的自利行为是关联方交易中成本粘性增加的重要原因之一，机构投资者参与能有效抑制成本粘性的增长。随着机构投资者持股比例的增加，更多的机构投资者参与到公司治理中，有利于对管理层实施更加有效的监督，减少其自利行为[33][34]。因此，预期机构投资者参与能有效弱化关联方交易对成本粘性的正向影响，且机构投资者参与程度越高，关联方交易对成本粘性的正向影响越弱。基于以上分析，提出假设3和假设4：

H3：机构投资者参与能够显著弱化关联方交易对成本粘性的正向影响。

H4：关联方交易对成本粘性的正向影响在机构投资者的低程度参与中更显著。

四、研究设计

(一)样本选取与数据来源

本文选取我国2011—2018年沪深两市的上市公司为研究样本，并按照以下原则进行筛选：(1)剔除金融保险类公司；(2)剔除ST和*ST类非正常公司；(3)剔除包含异常值和明显不符合逻辑的公司，例如总资产金额小于0、营业收入金额小于0、营业总成本小于0等情况；(4)剔除数据存在缺漏的公司。按照上述原则剔除后，最终得到5801个企业-年度样本观测值。所有的公司数据均来自CSMAR数据库。

(二)变量度量

1.被解释变量：成本粘性

自Anderson提出 ABJ模型后，大多数学者都借鉴此模型研究成本粘性的存在性问题及影响因素。本文借鉴ABJ模型并作出了一定的修正，通过营业总成本增长率与收入增长率之间的关系来衡量成本粘性程度。

ΔLnTOCi,t=θ0+θ1*ΔLnsalesi,t+θ2*ddi,t*

ΔLnsalesi,t+εi,t

(1)

TOCi,t代表第i家公司第t年的营业总成本，salesi,t代表第i家公司第t年的营业收入，ddi,t代表虚拟变量，如果第t-1年的营业收入大于第t年，则取值为1，否则取值为0。

θ1代表的是当营业收入增加时营业总成本的变化情况，即：营业收入每增长1%时营业总成本的增长率。由于营业收入增加时ddi,t等于0，(θ1+θ2)代表当营业收入减少时营业总成本的变化百分比，即：营业收入每减少1%时营业总成本减少的百分比。

2.解释变量：关联方交易

关联方交易的表现形式非常多，2006年颁布的《新会计准则》将关联方交易归纳为11种类型，因而学术界衡量关联方交易的方法并不相同。本文借鉴袁涛[35]、马建威和李伟[36]的方法，采用对年末关联方交易金额取自然对数的方法衡量关联方交易。年末关联方交易包括年末商品交易类、提供或接受劳务、资产交易类、抵押、担保以及债权交易类六种关联方交易类型。商品交易、提供或接受劳务、资产交易类关联方交易总额的自然对数代表购销型关联交易，担保、抵押、债权交易类关联方交易总额的自然对数代表抵贷型关联方交易。取对数能够提高数据的平稳性，一定程度上也能抑制模型的共线性问题。

3.调节变量：机构投资者参与

借鉴李文新和夏露[37]、梁上坤[38]的做法，本文中机构投资者参与变量主要采用年末机构投资者持股占公司总股数的比例度量。

4.控制变量

参考已有文献，选取以下变量作为控制变量：(1)企业规模(size)，总资产的自然对数；(2)资本密集度(ai)，固定资产和无形资产之和与营业收入的比值的自然对数；(3)员工密集度(ei)，年末员工人数与营业收入(百万元)的比值的自然对数；(4)自由现金流量(fcf)；(5)连续两年收入下降(sucd)，虚拟变量，如果营业收入连续两年下降则取值为1，否则为0；(6)企业成长性(growth)，营业收入增长率；(7)董事会持股比例(boardcg)，董事会持股占公司总股数的比例；(8)长期资本负债率(czf)，长期资产除以总资产；(9)管理者自利(tat)，总资产周转率；(10)市值账面比(mb)，市场价值与账面价值的比值。具体变量定义见表1：

表1 变量定义表

控制变量企业规模size总资产的自然对数资本密集度ai固定资产和无形资产之和与营业收入的比值的自然对数员工密集度ei年末员工人数与营业收入(百万元)的比值的自然对数自由现金流量fcf经营活动产生的现金流量净额与总资产的比值连续两年收入下降sucd虚拟变量,如果营业收入连续两年下降则取值为1,否则为0企业成长性growth营业收入增长率董事会持股比例boardcg董事会持股占公司总股数的比例长期资本负债率czf长期资产除以总资产管理者自利tat总资产周转率市值账面比mb市场价值与账面价值的比值

(三)模型设定

为了验证假设1和假设4，构建模型2：

(2)

如果θ3> 0，表明关联方交易水平越高，成本粘性越小；如果θ3< 0，则证明关联方交易水平越高，成本粘性越大，假设1得到验证，预测检验结果是θ3显著小于0。将样本按照机构投资者参与的中位数分为高程度参与和低程度参与两个子样本，如果在高程度机构投资者参与子样本中θ3变得不显著，或者低于低程度机构投资者参与子样本中θ3的显著程度，则表明关联方交易对成本粘性的正向影响在高程度机构投资者参与公司中更弱，假设4得到验证。反之，则表明关联方交易对成本粘性的正向影响在低程度机构投资者参与公司中更强。

为了验证假设2，当其他条件不变时，相较于购销型关联方交易，抵贷型关联方交易对成本粘性的正向影响更显著，构建模型3：

ΔLnTOCi,t=θ0+θ1*ΔLnsalesi,t+θ2*ΔLnsalesi,t*

ddi,t+θ3*ΔLnsalesi,t*ddi,t*rpts_asseti,t/rpts_loani,t+

(3)

如果ΔLnsalesi,t*ddi,t*rpts_asseti,t的系数θ3小于0但不显著，ΔLnsalesi,t*ddi,t*rpts_loani,t的系数θ3显著小于0，则表明抵贷型关联方交易对成本粘性的正向影响比购销型关联方交易更显著。

为了验证假设3，机构投资者参与能够显著弱化关联方交易对成本粘性的正向影响，构建模型4：

ΔLnTOCi,t=θ0+θ1*ΔLnsalesi,t+θ2*ΔLnsalesi,t*

ddi,t+θ3*ΔLnsalesi,t*ddi,t*rptsi,t+θ4*ΔLnsalesi,t*

controlsi,t+εi,t

(4)

如果θ3< 0，θ4< 0，则表明机构投资者参与增强了关联方交易对成本粘性的正向影响；如果θ3< 0，θ4> 0，则证明机构投资者参与弱化了关联方交易对成本粘性的正向影响，假设3得到验证。预测结果是θ3显著小于0，θ4显著大于0。

五、实证结果与分析

(一)描述性统计

表2是主要变量的描述性统计。从表中可知，营业收入变化(ΔLnsales)的均值为0.166，最小值为-2.065，最大值为7.539，证明我国上市公司营业收入变化存在较大差异。营业总成本变化(ΔLnTOC)的均值为0.179，最小值为-2.015，最大值为5.751，证明我国上市公司营业总成本变化趋势与营业收入一致，且存在较大差异。营业收入虚拟变量(dd)均值为0.226，证明我国上市公司营业收入总体是增加的。关联方交易(rpts)最小值为13.769，与最大值相差17.893，购销型关联方交易(rpts_asset)极差为20.390，抵贷型关联方交易(rpts_loan)极差为23.145，证明2011—2018年我国上市公司关联方交易规模波动较大，且不同公司之间的差异较大。机构投资者参与(iip)均值为8.118，极差为63.065，证明我国上市公司机构投资者较少参与公司经营，且两极分化较为严重。企业规模(size)、资本密集度(ai)、员工密集度(ei)、自由现金流量(fcf)、连续两年收入下降(sucd)、企业成长性(growth)、董事会持股(boardcg)、长期资本负债率(czf)、管理者自利(tat)和市值账面比(mb)也较大，证明不同行业具有不同的特点。

表2 描述性统计

boardcg580115.5933.5220 16.55321.461czf58010.1860.181-1.8050.1371.111tat58010.7110.5610.0070.59310.813mb58011.8541.6100.1531.49786.498

(二)相关性分析

表3是主要变量的Pearson相关系数矩阵。从表3可知，营业收入变化率与营业总成本变化率的相关系数为0.929，且在1%的水平上显著，表明这两者之间的相关性较高，成本随着收入的增加而增加，符合实际情况。收入减少虚拟变量与营业总成本变化率显著负相关，关联方交易与营业总成本变化率显著正相关，表明关联方交易会增加成本粘性。购销型关联方交易与营业总成本变化率显著负相关，抵贷型关联方交易与营业总成本变化率显著正相关，表明相较于购销型关联方交易，抵贷型关联方交易对成本粘性的正向影响更显著。机构投资者参与与营业总成本变化率显著负相关，表明机构投资者参与会降低成本粘性，与预期相符。其余变量之间的相关系数均小于0.5，此外，变量的方差膨胀因子(VIF)均小于5，表明各变量之间不存在多重共线性问题，可以进行回归分析。

表3 主要变量的Pearson相关系数矩阵

(三)实证结果分析

1.关联方交易和成本粘性

表4第(1)列代表的是关联方交易与成本粘性的回归结果。从表中可知，ΔLnsalesi,t*ddi,t*rptsi,t的系数为-0.089(t值为-6.475)，且在1%的置信水平上显著，这表明关联方交易与成本粘性显著正相关，即关联方交易水平越高，成本粘性越大，研究假设1得到验证。第(2)(3)列分别代表的是购销型关联方交易、抵贷型关联方交易和成本粘性的回归结果。从表中可知，ΔLnsalesi,t*ddi,t*rpts_asseti,t的系数为-0.003(t值为-0.404)，但不显著，ΔLnsalesi,t*ddi,t*rpts_loani,t系数为-0.069(t值为-5.723)，且在1%的置信水平上显著，证明当其他条件不变时，相较于购销型关联方交易，抵贷型关联方交易对成本粘性的正向影响更显著，研究假设2得到验证。

表4 关联方交易和成本粘性

2.关联方交易、机构投资者参与和成本粘性

表5第(1)列代表的是模型4的实证结果，从表中可知，ΔLnsalesi,t*ddi,t*rptsi,t在1%的置信水平上显著为负(系数为-0.088，t值为-6.389)，ΔLnsalesi,t*ddi,t*rptsi,t*iipi,t在1%的置信水平上显著为正(系数为0.049，t值为4.230)，证明机构投资者参与能够显著弱化关联方交易对成本粘性的正向影响，研究假设3得到验证。第(2)列代表的是高程度机构投资者参与子样本的实证结果。从表中可知，ΔLnsalesi,t*ddi,t*rptsi,t的系数为-0.005(t值为-0. 258)，但不显著，这表明在高程度机构投资者参与的公司中关联方交易对成本粘性的正向影响不显著。第(3)列代表的是低程度机构投资者参与子样本的实证结果。从表中可知，ΔLnsalesi,t*ddi,t*rptsi,t的系数为-0.137(t值为-6.176)，且在1%的置信水平上显著，这表明在低程度机构投资者参与的公司中关联方交易对成本粘性的正向影响显著。通过以上分析可知，关联方交易对成本粘性的正向影响在低程度机构投资者参与的公司中更显著，假设4得到验证。

表5 关联方交易、机构投资者参与和成本粘性

(四)稳健性检验

1.关联方交易和成本粘性稳健性检验

为了验证回归结果的稳健性，本文借鉴杨蓉和张旭[39]以及王进朝和王振德[40]的方式，以年末关联方交易金额除以年末资产总额来度量关联方交易，年末关联方交易金额是年末商品交易类、提供或接受劳务、资产交易类、抵押、担保以及债权交易类六种关联方交易类型的金额总和。商品交易、提供或接受劳务、资产交易类关联方交易总额除以年末资产总额代表购销型关联交易，担保、抵押、债权交易类关联方交易总额除以年末资产总额代表抵贷型关联方交易。由于上市公司规模不同，除以期末资产总额可以消除公司规模差异，从横截面比较所有上市公司年度关联交易水平的高低。表6是关联方交易和成本粘性的稳健性检验结果。

表6 关联方交易和成本粘性稳健性检验

第(1)列代表的是关联方交易与成本粘性的稳健性检验结果。从表中可知，ΔLnsalesi,t*ddi,t*rptsi,t的系数为-0.195(t值为-5.688)，且在1%的置信水平上显著，这表明关联方交易与成本粘性显著正相关，此结果与研究假设1一致，证明关联方交易对成本粘性的正向影响的回归结果是稳健的。第(2)(3)列代表的是购销型关联方交易、抵贷型关联方交易和成本粘性的稳健性检验结果。从表中可知，ΔLnsalesi,t*ddi,t*rpts_asseti,t系数-0.200(t值为-2.063)，在5%的置信水平上显著，ΔLnsalesi,t*ddi,t*rpts_loani,t系数为-0.187(t值为-5.184)，在1%的置信水平上显著为负，证明当其他条件不变时，相较于购销型关联方交易，抵贷型关联方交易对成本粘性的正向影响更显著，与研究假设2一致，这表明回归结果是稳健的。

2.关联方交易、机构投资者参与和成本粘性回归分析稳健性检验

利用替换的关联方交易衡量方式检验模型4以及模型2在高程度机构投资者参与和低程度机构投资者参与两个子样本的稳健性。表7是关联方交易、机构投资者参与和成本粘性回归分析稳健性检验结果。第(1)列代表的是模型2的实证结果，从表中可知，ΔLnsalesi,t*ddi,t*rptsi,t显著在1%的置信水平上显著为负(系数为-0.328，t值为-8.066)，ΔLnsalesi,t*ddi,t*rptsi,t*iipi,t在1%的置信水平上显著为正(系数为0.033，t值为6.031)，证明机构投资者参与能够显著弱化关联方交易对成本粘性的正向影响，与假设3一致，表明回归结果时稳健的。第(2)列代表的是高程度机构投资者参与子样本的实证结果，从表中可知，ΔLnsalesi,t*ddi,t*rptsi,t的系数为0.027(t值为0.388)，但不显著，这表明关联方交易对成本粘性的正向影响在高程度机构投资者参与的公司中不显著。第(3)列代表的是低程度机构投资者参与子样本的实证结果，从表中可知，ΔLnsalesi,t*ddi,t*rptsi,t的系数为-0.353(t值为-6.633)，且在1%的置信水平上显著，这表明关联方交易对成本粘性的正向影响在低程度机构投资者参与的公司中显著。以上分析表明，关联方交易对成本粘性的正向影响在低程度机构投资者参与公司中更显著，与研究假设4一致，证明回归结果是稳健的。

表7 关联方交易、机构投资者参与和成本粘性回归分析稳健性检验

六、进一步分析

本文进一步分析了分析师关注和融资约束对关联方交易和成本粘性关系的影响，表8是回归检验结果。分析师关注通过在一年内对该公司进行过跟踪分析的分析师(团队)个数的自然对数衡量，即Ln(1+分析师数量)。融资约束采用SA指数衡量，自Hadlock和Pierce[41]提出后，该指数成为近几年常用的融资约束度量方法[42][43]。由于SA指数是负数，本文采用SA指数的绝对值衡量，即SA=|-0.737Size+0.043Size^2-0.04Age|。

表8 进一步分析

注：* 表示 在 0.1水平上显著，**表示 在 0.05水平上显著，***表示在 0.01水平上显著，括号中的数值为t值。

分析师关注能够一定程度上减弱代理问题，是一种重要的外部治理机制。利益相关者可以通过分析师发布的研究报告，了解公司的发展状况、资产负债情况、盈利情况等信息。分析师有效地传播公司信息，提高了公司信息透明度，减少了信息不对称。此外，分析师的专业知识丰富，专业技能更强，长期跟踪分析更易发现公司的异常经营状况以及舞弊行为等。因此，分析师关注得越多，越可能抑制管理层的自利行为，减少成本粘性。第(1)(2)列是分析师关注对二者关系的影响的回归结果，从表中可知，ΔLnsalesi,t*ddi,t*rptsi,t系数分别为-0.035(t值为-1.451)，但不显著、-0.094(t值为-3.887)，且在1%的置信水平上显著，证明其他条件不变时，分析师关注越多，关联方交易对成本粘性的正向影响越弱。

近年来，当外部融资受限时，内部融资成为重要的融资渠道。关联方交易的交易成本和信息成本较低，多变且隐蔽性强，是内部融资的重要方式之一。当外部融资约束加剧时，管理层很可能通过操纵关联方交易缓解公司的融资压力。因此，当融资约束越大时，关联方交易水平可能更高，进而增加成本粘性。第(3)(4)列是融资约束对二者关系的影响的回归结果，从表中可知，ΔLnsalesi,t*ddi,t*rptsi,t在高程度融资约束子样本中的系数为-0.112，在1%的置信水平上显著，在低程度融资约束子样本中的系数为-0.136，在1%的置信水平上显著，但小于-0.112，证明其他条件不变时，融资约束越小，关联方交易对成本粘性的正向影响越弱。

七、研究结论与建议

本文将我国沪深两市2011—2018年上市公司作为研究样本，分析了关联方交易以及不同类型关联方交易与成本粘性的关系，机构投资者参与是否对二者关系具有调节作用以及机构投资者参与程度不同，对二者关系的调节作用有何不同。此外，进一步分析了分析师关注和融资约束对关联方交易和成本粘性关系的影响。结果表明，关联方交易和成本粘性显著正相关，抵贷型关联方交易对成本粘性的正向影响比购销型关联方交易更显著。机构投资者参与能够显著弱化关联方交易对成本粘性的正向影响，关联方交易对成本粘性的正向影响在低程度机构投资者参与的公司中更显著。分析师关注是重要的外部治理机制之一，能够有效减轻信息不对称，提高信息透明度，减弱关联方交易对成本粘性的正向影响，且分析师关注越多，弱化效应越显著。关联方交易随意且不容易被发现，交易成本和信息成本较低，信息透明度较低，是内部筹资的重要方式之一。当外部融资约束加剧时，为了缓解融资压力，管理层很可能增加关联方交易，进而增加成本粘性。研究结果也为完善我国上市公司治理提供了新的思路和方法。