【基于高管变更下的关联交易与盈余管理研究】 海尔集团盈余管理案例
时间：2018-12-23 12:39:13 来源：柠檬阅读网 本文已影响 人 
摘要：本文从高管变更后存在的盈余管理行为出发，研究关联交易与盈余管理的关系。结果发现：发生高管变更的上市公司发生的关联交易的频率和幅度都显著的大于未发生高管变更的公司。这一现象在商品和劳务类的关联交易上表现得更为突出。进一步分析显示，相对于未发高管变更的公司，存在高管变更的公司的关联交易（特别是商品和劳务类的关联交易）与盈余管理存在更为显著的负相关关系。
关键词：高管变更 关联交易 盈余管理 关联交易类型
一、引言
盈余管理是经营管理者运用会计手段或者安排交易来改变财务报告，以误导利益相关者对公司业绩的理解或者影响以报告会计数字为基础的合约的结果（Healy and Wahlen ， 1999） 。盈余管理直接影响着企业会计信息质量， 影响着会计数据使用者的相关利益， 长期以来是会计学研究中的热门话题。国内外对盈余管理的研究视角主要包括盈余管理的动机、盈余管理与公司治理的关系以及盈余管理与外部审计的关系等等。已有研究认为，盈余管理的动机主要包括资本市场动机（IPO、 增发、 配股等）、契约动机、应对监管要求的动机和高管变更动机等。大量关于高管变更动机对盈余管理的影响的研究认为即将离任的高管在离任前很可能会出现调增利润的行为，而续任者在高管变更当年有负向的盈余管理和“利润冲洗”（Pourciau，1993）的行为。对于后一种盈余管理行为已为国内外大多数研究所证实。然而对于继任高管在继任当年是通过什么样的手段和方法来实施盈余管理的研究，在已有的文献中很少见到。在以往的关于盈余管理研究中，关联交易被认为是盈余管理的主要手段之一，那么出现高管变更的上市公司是否存在通过关联交易来操纵公司利润的行为？这些出现高管变更的公司的关联交易与操纵性应计之间又存在什么样的关系？本文进行了研究。
二、研究设计
（一）研究假设 在现代企业制度下所有权和经营权分离，股东和高管通过契约形成委托代理关系。股东通过公司经营业绩考察高管的工作能力，以此决定薪酬计划。基于“经济人”假设，高管具有使自身利益最大化的机会主义行为动机。在发生高管人员更换的公司，将要离任的高管会在离职前通过操纵应计项目来调增公司利润以避免或推迟被解雇。而继任高管在续任当年倾向与负向的盈余管理，并将由此而导致的业绩不良的责任归之于前任高管（杜兴强，周泽将，2010）。从国内外已有的研究文献看，进行盈余管理的手段主要有变更会计政策、利用会计估计的灵活性和进行关联交易等。关联交易有两种观点：一种是“效率促进”观（Khanna， 1997 ，Palepu ，2000），这种观点认为关联交易能降低交易费用从而提高企业价值。另一种是“掏空”理论（Jhnoson ，2000），这种观点认为关联交易为公司高管最大化自己利益提供了可能。对于存在高管变更的公司，继任高管是否具有通过操纵关联交易来调节利润从而实现其盈余管理目的的动机呢？如果继任高管具有这种动机，那么这类公司的关联交易发生的频率和规模就会出现异常。而这些关联交易对操纵性应计的影响应与继任高管的盈余操纵的目的一致，即通过关联交易实施负向的盈余管理。因而，本文提出如下假设：
假设1：对于存在高管变更的公司，其关联交易的频率（发生的次数）显著地高于未发生高管变更的公司
假设2：对于存在高管变更的公司，其关联交易的幅度（关联交易的金额与总资产的比率）显著地高于未发生高管变更的公司
假设3：相对于未发生高管变更的公司，存在高管变更的公司的关联交易与操纵性应计（DA）存在显著的负相关关系
（二）样本选取与数据来源 本文的研究数据主要来自于中国股票市场交易数据库CSMAR。为了减少会计政策的变更对数据稳定性的影响，同时为了观察在新的会计准则下通过关联交易操纵盈余管理所表现出来的特征，故选择2007年至2009年所有A股上市公司作为初始样本。按研究惯例和本文研究的特点对样本按如下原则进行筛选：首先剔除交叉上市的公司，包括同时发行B 股或H股的上市公司，以消除不同的会计准则和监管环境对研究对象的影响。其次剔除金融行业的上市公司、ST、*ST以及停止上市的样本公司、相关数据缺失的公司。 最后剔除了一年之内高管变动两次以上及连续两年发生高管变更的样本。根据上述标准，本文取得到3097个观测样本，其中2007年、2008年、2009年的观测样本分别为949、1039、1109个。
（三）模型的建立及变量定义 本文应用修正的Jones模型估计盈余管理程度，具体计算过程如下：第一步，利用琼斯模型对同行业样本公司的同期数据计算回归系数β0、β1、β2：TAt=β0/TAt-1+β1REVt/TAt-1 +β2PPEt/TAt - 1+ξ。TAt 表示公司第t年的应计项目总额，通过公式TAt =（NIt-OCFt）/TAt - 1可计算出TAt，其中NIt 代表第t年营业利润， OCFt代表第t年经营活动现金流量。 TAt - 1代表第t-1年末的总资产，REVt代表第t年营业收入变动额， PPEt代表第t年固定资产总额。第二步，代入回归系数β0 、β1 和β2，计算非操纵性应计项目NDA。NDAt =β0/ TAt - 1+β1（REVt-RECt）/TAt - 1 +β2PPEt / TAt � 1。其中， NDAt 代表第t年的非操纵性应计项目总额， RECt 代表第t年的应收账款变动数。第三步，根据TA和NDA计算可操纵性应计，即等于应计项目总额减去非操纵性应计，即：DAt= TAt -NDAt。在此基础上，根据本文所提出的假设，通过文的分析并参考前人的研究成果建立如下模型：
DA=α0+α1RPT_+α2TURN*RPT_+α3FIRST+α4INDRATIO+
α5ULTIMATE+α6SIZE+α7LEV+α8RCFO+α9MTB+α9LAG_ACC+
CONTROLS +ξ
其中测试变量RPT_表示各类关联交易的金额以及他们总的金额与上一年的总资产的比值。为了研究不同类型关联交易在继任高管实施盈余管理过程中的作用，本文根据关联交易发生的性质、频率、金额及重要程度选取了六类关联交易：商品和劳务、股权和股票、债权债务、资产交易、租赁、资金交易。本文将这六类关联交易及他们在每个样本的金额之和分别代入七个模型中。TURN*RPT_表示高管变更变量TURN与RPT_的交叉乘项。CONTROLS表示年度和行业的控制变量。对于高管变更的变量TURN，本文以董事长变更为标准，即发生董事长变更的公司样本的该变量取1，否则取0。其他控制变量的定义如（表1）所示。
三、实证结果分析
（一）描述性统计 （表2）为对发生各类关联交易的样本数的描述统计。从（表2）的描述，可以发现对于出现高管变更的公司，其发生各类关联交易的样本数占该类公司样本总数的比率均略高于未发生高管变更的公司。这说明哪些存在高管变更的公司可能存在更强烈的关联交易偏好。（表3）所示的是对高管未变更和变更公司的各类关联交易发生次数的统计结果，两类公司发生的各类关联交易次数之和的均值分别为14.07和17.24 ，T检验的结果显示在1%的水平上存在显著的差异。这两类公司发生的各类关联交易次数之和的中位数分别为9和11，威尔科克森（wilcoxon）秩和检验的结果显示在1%的水平上存在显著的差异。这说明存在高管变更的公司发生的关联交易的频率要显著地高于未发生高管变动的公司。证明了假设1。两类公司发生的商品和劳务类的关联交易次数的均值分别为9.959和12.535、中位数分别为5和7。T检验和威尔科克森（wilcoxon）秩和检验的结果显示：均值在5%的水平上存在显著的差异，中位数在1%的水平上存在显著的差异。说明发生高管变更的公司有较频繁的操作该类关联交易的现象。而其他各类关联交易在两公司间的差异都不是很显著。（表4）所示的是对被解释变量与测试变量的描述统计。从该表中可以观察到未发生高管变更的公司的可操纵性应计利润的均值和中位数都在1%的水平上显著的大于发生高管变更的公司。说明存在高管变更的公司在当期有向下的盈余管理行为，与国内外多数研究结论一致。高管未变更和高管变更的公司的各类关联方交易金额之和（TRPT）占上一期总资产的比例的均值分别为0.226和0.292，在10%的水平存在显著的差异，中位数分别为0.056和0.1，并在1%的水平上存在显著的差异。说明高管变更的公司发生的关联交易的相对规模要大于未发生高管变更的公司。证明了假设2。高管未变更和高管变更的公司的商品和劳务的关联方交易占上一期总资产的比例的均值分别为0.13和0.19，并在1%的水平存在显著的差异，中位数分别为0.02和0.038.，并在1%的水平上存在显著的差异。这说明存在高管变更的公司发生的商品和劳务的关联交易的相对规模要大于未发生高管变更的公司。在关联方租赁交易项目上，两类公司样本的中位数在10%的水平上存在显著的差异。除此以外，两类公司在其他类型的关联交易上的差异都不显著。从以上分析可以初步判定：哪些存在高管更的公司所发生的总的关联方交易，以及涉及商品和劳务的关联方交易，无论是在发生的次数还是其金额占样本公司的总资产的比重都显著高于未发生高管变更的公司。这可能预示着发生高管变更的上市公司有通过操纵关联方交易，特别是商品和劳务有关的关联交易来实施盈余管理，以达到其 “利润冲洗”的目的。这一点需要下面的回归分析来证实。
（二）回归分析 （表5）记录了对前文提出的模型做的回归结果。所示的七个模型分别以商品和劳务（product）、股权和股票（stock）、债权债务（debt）、资产交易（asset）、租赁（rent）、资金交易（cash）这六类关联交易和总的关联交易（TRPT）变量，以及他们与高管变更变量的交叉项为测试变量。通过对模型回归的结果的分析可发现在模型七中，测试变量TURN* TRPT的系数显著为负，说明相对于未发生高管变更的公司，发生高管变更的公司的关联交易的规模与操纵性应计存在显著的负相关关系。从而证明了假设3。在模型一中，测试变量RPT_product的系数在1%的水平上显著为正，说明对于未发生高管变动的公司，商品劳务类的关联交易与盈余管理的程度存在正向变动的关系。交叉项TNRU*RPT_product的系数在1%的水平上显著为负，这说明存在高管变更的公司有通过商品和劳务类关联交易实施负向盈余管理的行为。模型三和模型六的测试变量RPT_debt和RPT_cash的系数分别在1%的水平上显著为负。模型五中的交叉项变量TURN*RPT_rent的回归系数在1%的水平上显著为负，这说明发生高管变更的上市公司的继任高管有通过关联方租赁交易来实施负向盈余管理的行为。除此以外，其他各模型中的测试变量的系数均不显著。这说明继任高管倾向于选择商品和劳务交易以及租赁这两类交易，来实施负向的盈余管理行为。
四、结论
本文从基于高管变更的盈余管理行为出发，对发生高管变更上市公司的关联交易及其与盈余管理的关系进行了研究。通过研究发现，那些存在高管变更公司所发生的关联交易，无论是其频率（交易次数）还是幅度（金额与总资产的比值）都显著地大于未发生高管变更的公司。这一现象在商品和劳务类的关联交易上表现得更加突出。此外，回归分析的结果表明，相对于未发生高管变更的公司，发生高管变更的公司关联交易与盈余管理有显著的负向相关关系，而商品和劳务类的关联交易是导致这一结果的主要因素。
参考文献：
［1］佟岩、王化成：《关联交易、控制权收益与盈余质量》，《会计研究》2007年第4期。
［2］杜兴强、周泽将：《 高管变更、继任来源与盈余管理》，《当代经济科学》2010年第1期。
［3］陆建桥：《中国亏损上市公司盈余管理实证研究》，《会计研究》1999年第9期。
［4］郑国坚：《基于效率观和掏空观的关联交易与盈余质量关系研究》《会计研究》2009年第10期。
［5］支晓强、童盼：《盈余管理、控制权转移与独立董事变更――兼论独立董事治理作用的发挥》，《管理世界》2005年第11期。
［6］Pourciau S.. Earning management and nonroutine executive changes. Journal of Accounting and Economics， 1993.
（编辑 虹云）
