关联交易、新审计准则与审计意见——来自2006～2012年A股上市公司的经验证据

黄芳 章贵桥

(1.南京大学商学院，江苏 南京 210093；2.南京审计学院，江苏 南京 211815；3 浙江财经大学，浙江 杭州 310018)

引 言

关联交易具有双重性质，既有积极影响，也有负面效应。从制度经济学视角看，与公平竞争的独立交易不同，关联交易将市场交易转变成集团的内部交易，节约了交易成本，也避免了经营风险，有利于实现公司集团利润的最大化。从法律视角来看，关联交易双方在法律上看似平等，而实际上却是不平等的，具有控制权或重大影响的一方可以利用其地位来操纵交易从而操纵利润、损害中小股东的利益(汪永兰 2007)[11]。我国很多的上市公司由国有企业改组而成，在股票发行额度有限的情况下，上市公司往往是通过对国有企业进行局部改制的方式设立的。股份制改造后，上市公司与改造前的母公司及母公司控制的其他子公司之间普遍存在着错综复杂的关联关系和关联方交易，利用关联方交易粉饰会计报表和调节利润已成为上市公司乐此不彼的“游戏”。比如2007年云南铜业通过与关联方的“过账销售”手段获得了丰厚的虚增利润；2011年紫鑫药业利用上下游关联方自买自卖粉饰业绩；2013年十大黑榜上市公司中，勤上光电因关联交易入围等等。

外部审计是证券市场会计信息质量的重要治理机制，在当前关联交易大行其道的情况下，注册会计师能否有效甄别上市公司关联交易的性质，并通过其发表的审计意见减少信息不对称？这一问题无疑关乎社会资源的配置效率和中小投资者的利益保护，并最终对整个证券市场能否有效运行构成重大影响。故本文研究的第一个问题是：上市公司的关联交易是否影响注册会计师的审计意见？如前所述，关联交易可分为“效率促进”和“掏空”两类，在面临严格的制度监管时，关联交易不得不减少机会主义而倾向于降低交易成本、促进效率，这时，关联交易应与审计意见无关；但在面临宽松的制度监管时，关联交易更多可能成为利润操纵、掏空上市公司的工具，此时，高质量的外部审计应能起到监督作用，并通过发表非标意见来减轻证券市场信息不对称的程度。针对该问题，吕伟(2007)[10]的研究已经证实，在1997～2001年，外部监管较弱即《关联方之间出售资产等有关会计处理问题暂行规定》出台之前，关联方购销更多地是大股东掏空上市公司的机会主义行为，其金额越高, 注册会计师出示非标准审计意见的可能性就越大；本文的研究时段是2006～2012年，新会计准则对关联交易管制趋于宽松，与吕文类似，本文同样发现，关联方交易金额与非标意见之间存在显著的正相关关系。只不过，吕文回归Pseudo R2值在22～32%之间，而本文回归Pseudo R2值均在49%左右，解释力更强。该实证结果也从侧面说明，我国的外部审计作为一种重要的治理机制，能够对证券市场的有效运行发挥其监督和保证作用。

财政部颁布的2010年版《中国注册会计师审计准则第1323号——关联方》较2006年版有了很大变化，篇幅自1436字剧增为4187字，且在关联方审计目标、内容、程序和发表意见等方面均有了实质性区别：修订前准则将关联方关系及其交易仅视为一般检查风险；修订后准则将其视为特别风险领域，应当特别加于考虑。中国注册会计师协会将关联方及其交易作为2011年审计重点关注的风险领域之首。一个值得研究的问题是，这一审计准则出台后，注册会计师对待关联交易问题是否更加谨慎？也就是说，对于审计准则提示的关联交易这一特别风险领域，注册会计师在实际执业过程中是否给予了相应的关注及应对？这是本文研究的第二个问题。此问题目前国内还未有任何研究，故对第二问题的研究也是本文的主要创新之处。

本文的学术贡献在于：第一，丰富了关联交易和审计意见方面的研究文献；第二，考察了新审计准则1323号具体准则颁布前后非标意见与关联交易之间的关系，从而评价了该具体准则之后果。

文献回顾与研究假设

一、关联交易与审计意见

关联交易的产生，最初在于支持上市公司。根据交易成本理论的观点，关联交易的信息搜寻、谈判、签约和执行等成本较外部市场交易更低(Coase,1937[3]; Fisman和Kharma,1998[4]; Khanna和palepu,2000)[7]。并且，如果在集团内部进行交易，既可以避免丧失技术优势，又可以保护其商业秘密，从而达到有效降低经营风险的作用。黄蓉等(2013)[9]研究发现，母子公司税率差异越大，关联交易规模越大；同时，基于避税动机的关联交易会增加企业价值。

但是，更多文献却认为，当前的关联交易更多体现为操纵利润、掏空上市公司的手段。根据契约理论，管理层报酬等契约都是以会计盈余为基础的。管理层与企业外部人员之间存在着信息不对称，作为理性经济人和会计信息提供者，管理当局为谋取私人利益而存在利用关联交易管理盈余的强烈动机。同时，由于关联交易的交易双方不再讨价还价，控制方可随意操控交易的达成、交易的数量、价格和付款方式等，加上关联交易信息披露的不规范，客观上为上市公司通过关联交易进行盈余管理提供了机会。Jaggi和Tsui(2007)[6]对香港上市公司的研究表明，内部人交易越多，盈余管理程度越高，且这种正相关关系在1997年亚洲金融危机前更为显著。Cheung等(2006)[2]发现上市公司的关联交易与负的股票超常收益相关。Aharony等(2005)[1]研究1999～2001年的198家中国IPO公司与其母公司之间进行的关联交易，发现母公司为了帮助子公司上市，在IPO期间通过销售商品和提供劳务对拟上市公司进行了盈余管理，但在IPO之后却实施了机会主义行为，从上市公司转移资源。Jian和Wong(2006)[5]指出，上市公司为了满足配股条件或避免退市，会频繁地使用关联交易来满足证监会所规定的盈利要求；并且，上市公司使用关联方交易的盈余管理行为如果越多，掏空行为也就越多。郑国坚(2009)[14]研究发现，关联交易程度越高, 盈余管理程度越大、价值相关性也越低。这说明，关联交易主要表现为掏空效应，损害会计盈余质量。

可见，关联交易具有双重性质，可能影响上市公司会计报表的信息含量，带来管理层与股东间的信息不对称，引发逆向选择和道德风险问题，进而有碍于证券市场有效发挥其资源配置的作用。此时就需要外部审计通过鉴证来改善股东与管理层之间的信息不对称，一定程度地缓解各方的代理冲突。值得研究的问题是：作为证券市场会计信息质量的重要治理机制，外部审计是否能识别并限制关联交易的机会主义行为呢？当然，如果上市公司关联交易的目的是降低交易成本和经营风险(效率促进观)，而不是盈余管理，那么，在这种情况下，关联交易应与审计意见不相关。但如前所述，现阶段关联交易更多地成为上市公司盈余管理的隐蔽而实用的手段(机会主义观)，这种情况下，注册会计师是否通过出具非标准意见的审计报告来减少投资者和上市公司之间的信息不对称，从而维护证券市场有效配置资源的功能呢？首先，实例上，笔者浏览了2013年所有84份非标准审计报告，发现强调事项段或说明段中明确表示与关联交易相关的共13份，占总非标意见84份的15.48%，比如，星美联合因营业收入全部来自子公司且该公司开展的业务主要来源于关联方交易、勤上光电因大额的关联交易、吉恩镍业因大额预付给亏损子公司而均获带强调事项段无保留意见；宏磊股份、华映科技和钱江摩托等均因关联方资金占用获非标意见；新都酒店因向关联方违规担保等获无法表示意见；等等，这说明审计实务中关联交易能够影响审计意见的发表。其次，逻辑上，一方面，前述文献研究了关联交易和盈余管理之间的关系，多数认为，关联交易更多体现为一种机会主义盈余管理行为；另一方面，又有大量文献研究了盈余管理和审计意见之间的关系，例如，夏立军等(2002)[12]和徐浩萍(2004)[13]的研究显示，盈余管理较高的公司被出具非标准审计意见的概率较大，这意味着审计师能够识别上市公司的盈余管理行为；两相结合，可以推论：审计师应能识别通过关联交易所进行的机会主义盈余管理，并且金额越大，越可能被出具非标审计意见。最后，文献上，直接研究关联交易和审计意见之间关系的文章目前相当匮乏，仅有两篇：其一、吕伟和林昭呈(2007)[10]采用了沪市上市公司1997～2004年的数据，研究了关联方交易、审计意见和外部监管机制之间的关系，结果表明当外部监管较弱时，关联方购销金额与注册会计师出示非标准意见之间显著正相关；而在外部监管较强时，关联方购销金额与注册会计师出示非标准意见之间则不相关。文中区分外部监管强弱的标志性事件是“2001年12月财政部出台《关联方之间出售资产等有关会计处理问题暂行规定》”，该规定明确指出，如果上市公司与关联方之间的交易价格明显有失公允，则对非公允的交易价格部分,一律计入资本公积，而不得确认为当期利润。由此可见，《暂行规定》出台前关联交易更多地是大股东掏空上市公司的机会主义行为，而出台后，则更多地以减少交易成本、改善集团效率为目的。其二、高雷(2007)[8]利用上市公司2003、2004年的数据发现，审计意见能反映出关联担保情况,但不能反映出上市公司大股东对上市公司的资金占用情况。

综上，如果关联交易是效率促进型，则不影响审计意见的出具；而如果关联交易是机会主义盈余管理型，外部审计应能识别并视情节严重与否出示非标意见。虽然，任何制度背景下，均存在以上两种性质的关联交易，但不同的制度背景会影响其倾向性，进而影响关联交易与审计意见两者关系的实证检验。当制度监管较强时，关联交易更多地倾向于效率促进，关联交易与审计意见应无相关关系；而制度监管较弱时，关联交易更多地倾向于机会主义行为，关联交易与审计意见应显著相关。吕文[10]采用2001年《暂行规定》出台作为制度监管趋强的标志，验证了2001～2004年审计意见与关联方购销无关；本文采用2006年新会计准则出台作为制度监管趋弱的标志，验证了2006年后非标意见与关联交易显著正相关。与吕文相比，本文研究的时段不同、采用的回归模型不同；且与吕文集中研究关联方购销交易不同，本文未特别区分关联交易的种类，因为正像高雷(2007)[8]所发现的，关联担保情况也能反映在审计意见中，后续稳健性检验删除了一些交易类型，发现两者关系未有实质性变化。

为什么研究2006年之后关联交易和审计意见之间的关系呢？我们知道，为了适应我国市场经济发展要求，更为了与国际会计准则趋同，财政部于2006年颁布《企业会计准则第36号——关联方披露》，要求详尽披露非公允关联交易信息。但债务重组、货币性交易等准则均不再要求将非公允关联交易收益计入“资本公积”，这又使得上市公司有机会利用关联交易来操纵利润和粉饰财报。此时，如上分析，有效的外部审计作为一种监督机制，应能通过出具非标报告来揭示这种机会主义行为。也就是说，06年宽松的会计准则加大了上市公司关联交易的机会主义倾向，从而，交易金额越大，越可能被出具非标意见。故本文提出第一个假设：

假设1：2006年后，上市公司关联交易金额越大，越有可能被出具非标报告。

也有一些情形可能使得假设1无法得到支持。其一，上市公司进行的是改善效率的关联交易；其二，注册会计师专业胜任能力不足或者独立性不够导致审计质量不高。

二、2010年版关联方审计准则对关联交易与审计意见关系的影响

关联交易，作为舞弊高发的重大错报风险领域之一，需要投入更多的审计资源，并作出针对性的反应。2010年财政部出台新审计准则，将关联交易作为特别风险，要求注册会计师在审计实务中针对关联交易做出更加谨慎的应对。

2010年版的关联方审计准则一方面可能提高了注册会计师在审计执业过程中对关联交易的关注程度,从而提升了其发现重大错报的专业素养；另一方面也加大了注册会计师的职业和法律责任，这是因为监管机构会依据新的关联方审计准则来检查和判断注册会计师执业质量，从而促使注册会计师产生更多意愿去发现和揭示错报。因而推论，2010年版审计准则将关联交易作为特别风险领域加以强调，可能增加注册会计师对关联交易的关注程度和执业谨慎性，进而影响其出具的审计意见类型。为此，提出本文的第二个假设：

假设2：2010年关联方审计准则颁布后，非标准审计报告与关联交易金额的相关性显著提高。

下列情况下，假设2可能得不到支持：其一，在弱法律环境下，2010年版审计准则可能没有被实务界普遍执行；其二，虽然2010年版审计准则原则性地强调了关联交易这一特别风险领域，但如果审计实务并没有得到有效的执行，将难以观测到这一审计准则实施对审计报告倾向性产生的影响；其三，无论审计准则有无专门强调关联交易，审计师在实务中可能一直对关联交易保持关注，这会导致2010年版审计准则实施前后并不产生显著变化。

值得说明的是，财政部2010年版新审计准则是自2012年1月1日也即2011年报审计开始施行，但由于2010年版审计准则在正式发布前，已公开发布过2次征求意见稿，第一次自2009年12月～2010年1月，第二次是2010年8月25日，且其间曾计划自2011年1月1日也即2010年报审计正式实施，故新准则虽自2012年生效，但预期其变化已被审计师广泛接受和消化，并被提前反映在2010年报表审计中了，故本文选择以新审计准则颁布时点来考察准则之效果。

研究设计

一、数据来源及样本选择

由于2013年关联方交易数据不全，故本文以2006～2012年七年A股上市公司数据作为研究样本。剔除金融保险行业，剔除数据缺失值后，本文一共得到12134个公司/年度样本。其中，2006～2012年各年样本量分别为1376、1442、1548、1594、1755、2093和2326；占比分别为11.34%、11.88%、12.76%、13.14%、14.46%、17.25%和19.17%。本文观测样本一共涉及21个行业,其中，机械、设备及仪表制造业的样本量最多(占18.02%)，木材、家具制造的样本量最少(占比不足1%)。除关联交易数据来自于CCER以外，其他数据均来自国泰安CSMAR数据库。

二、回归模型及其变量定义：

首先使用了以下的Probit模型来验证假设1：

1.因变量

OP为虚拟变量。本年审计报告为非标准审计报告时，赋值为1；为标准报告时，赋值为0。非标准审计报告包括带强调事项段或其他事项段无保留意见、保留意见、否定意见和无法表示意见。

2.解释变量

GLF为关联方交易金额占总资产的比例，比例越大，越可能被出具非标意见，故预期其符号为正。

3.控制变量

第一，事务所特征变量

BIG为虚拟变量，如果上市公司聘请了国际“四大”或国内“八大”所时，赋值为1，否则为0。大型事务所独立性较强、质量控制较规范，故预期BIG的系数符号为正； SWITCH为虚拟变量，当变更会计师事务所时，取值为1，否则为0。当上市公司变更会计师事务所时，一方面可能是为了购买审计意见而选择了关系更好的继任事务所；但另一方面，继任事务所也可能因面临更多的监管关注和审计风险而更加谨慎执业，故对SWITCH的系数符号不作预期。

第二，公司特征变量

LNTA为公司规模，是总资产的自然对数。大公司管理较规范、内控较完善，盈余管理程度较低；并且，对事务所而言，大公司更重要，谈判地位更高，出具非标审计报告的可能性更小，预期LNTA的系数符号为负；OWNER是区分国有或非国有的虚拟变量，国有企业有更多的行政资源和政治关联，也更容易通过政府干预来获取标准意见的审计报告，故预期OWNER的系数符号为负。

第三，财务特征变量

LOSS是表示盈利状况的虚拟变量，公司本年度亏损，取值为1，否则为0。上市公司发生亏损时，一方面会引起注册会计师关注其持续经营问题；另一方面“让我一次亏个购”，存在很强的“洗大澡”式的盈余管理动机，从而更容易被出具非标准审计报告，故预期LOSS的系数符号为正；PB为市账率，是衡量公司成长性的指标。一般而言，高成长性伴随着较高的经营风险和较大的经营失败的概率，其存在平滑利润动机，从而更容易获得非标准审计报告，预期PB的系数符号为正。

表1 变量定义表

第四，其他控制变量

LAGOP为虚拟变量，上年被出具非标审计报告，取值为1，否则为0。如果上年被出具了非标准审计报告，说明公司内控较薄弱，存在较为严重的财务报告问题，故其审计风险较大，本期也较可能被出具非标准审计报告，因而预期LAGOP系数符号为正。IND为行业虚拟变量，用于控制行业固定效应。YEAR为年份虚拟变量，用于控制未知的随年度变化的因素。

模型所涉及的变量界定参见表1组A。

其次使用了以下Probit模型检验假设2：

为考察2010年度审计前后关联交易与审计意见之间的相关性是否发生显著变化，引入POST与GLF的交互变量POST×GLF。POST为虚拟变量，如果是新审计准则颁布后也即2010年及之后的样本，取值为1，而如果是2006～2009年之间的样本，取值为0。关注交互项POST×GLF，根据研究假设2，如果注册会计师2010年后对关联交易出示非标准审计报告的概率大于2010年前，则该交互项系数为正，反之为负。其他变量同上。该模型新增变量的界定参见表1组B。

表2 变量描述性统计

实证结果与分析

一、描述性统计及单变量检验

首先，对变量进行描述性统计，结果见表2。由表2可见，GLF的均值为2.100，远大于中位数0.056，说明有些公司的关联交易占总资产比值比较大。OWNER、LOSS和LAGOP等为哑变量，从相应均值可以看出，约一半的上市公司为国企，约15.31%公司发生年度亏损，7.42%公司年报被出具了非标准审计意见。

其次，按本年度审计意见类型分组进行单变量检验，结果见表3。观测期间内被出具非标准审计意见的公司大约占总样本的6.91%，2006～2012年各年非标准审计报告占比分别为18.38%、15.75%、13.37%、13.96%、13.96%、13.72%和10.86%。由表3可见，获非标准审计报告公司的关联交易占总资产的比例显著较高，这表明注册会计师在出具审计报告时会一定程度地考虑客户的关联交易问题。另外，平均而言，获非标准审计报告的公司成长性更高、规模更小、更可能发生亏损、更可能为非国有性质、更可能由小型事务所审计，更可能发生会计师事务所变更、且上年更可能被出具非标准审计报告。对所有的连续变量GLF、POST×GLF、LNTA和PB按其两端1%分位数进行了缩尾(winsorize)处理。

表3 单变量检验

表4 变量间相关系数表

二、相关性检验

表4是各变量之间Pearson相关系数表。表4表明，关联交易金额占总资产比重、上年度审计意见、本年度发生亏损、市账率和变更事务所与非标准审计意见之间均在1%的统计水平上显著正相关。除OP和LAGOP之间相关系数为0.678外，其他变量间的相关系数均小于0.5，这表明各个变量间具有较弱的相关性，彼此之间不存在多重共线性。

三、回归分析

表5的各个VIF值一律小于2，这同样说明，各个变量之间不存在多重共线性问题。

表5 VIF值

表6 多元回归结果

表6列示了模型1和2的回归结果。表6显示，GLF系数在1‰水平上显著为正，说明2006～2012年，关联方交易金额占总资产比例越大，就越可能被出具非标准审计报告。这支持了本文的假设1。

此外，控制变量的回归结果显示，小规模公司、亏损公司、成长性公司、上年获非标准审计报告以及本年发生事务所变更的公司更可能获得非标准审计意见，这些结果与预期基本相符，与以往文献的发现也基本一致。

交互变量POST×GLF的系数为正，在10%水平上显著。说明面对同样程度的关联交易，注册会计师在2010年后更容易出示非标准的审计报告，也就是说，关联方交易金额与非标意见之间的相关性在2010年后显著提高了。这说明，2010年版审计准则将关联交易作为特别风险领域加以强调，使得注册会计师对关联交易较之前给予了更多的关注，并通过非标意见反映出来。这证实了本文提出的研究假设2。变量POST的系数为负，且在1%水平上显著，说明2010年后注册会计师出具非标审计意见的概率较之前更低了；这同时意味着，2010年后，在非标意见出具概率较低的情况下，对关联交易却反而愈加敏感了，体现了2010年版新审计准则的效用。

四、研究结论的可靠性分析

首先，由表6可见，本文两个模型的Pseudo R2都是比较高的，都在49%以上，这说明模型具有较强的解释力；其次，两个模型中各个变量的VIF值一律小于2，说明彼此间不存在共线性问题。最后，为了增强实证研究结论的有效性，本文还做了一些稳健性检验：(1)因为如果控股股东的控股比例很小的话，与其发生的关联交易可能不是机会主义性质，故本文分别对控股比例小于15%、10%和5%的公司进行了剔除检验，表7中第2、4和6列的结果表明，在剔除检验样本中，关联交易占总资产的比重与非标准审计意见在0.1%显著性水平上正相关；进一步证实了假设1。表7第3、5和7列的结果表明，在剔除检验样本中，变量POST为负，并且均在1%或5%的水平上显著，说明2010年后上市公司整体上较少可能获得非标准审计报告。交互变量POST×GLF的系数为正，在10%水平上显著，这说明上市公司在进行了同样程度的关联交易的情况下，在2010年后更可能获得非标准审计报告，也就是说，注册会计师在2010年以后增加了对关联交易出具非标意见的概率，这一结论进一步证实了假设2。(2)上市公司与关联方之间的许可协议、共同投资、管理合同及其他与交换商品或提供劳务有所不同，其公允性更难把握，故进行了剔除检验，见表7中第8和9列，结果显示，前述关系没有明显改变。上述稳健性检验结果表明，本文的研究结论没有发生实质性的改变。

表7 稳健性检验

结论、局限性以及政策性含义

在信息不对称条件下，管理者为了达到特定目的存在强烈动机进行利润操纵，而外部投资者却难以区分公司所披露信息的真伪，容易被误导。在各种各样的利润操纵手段中，关联交易是极为常见的一类，也是报表审计的重大风险领域。那么，作为公司治理机制中的重要组成部分，注册会计师能否有效甄别关联交易的性质、恰当鉴证财务报告的信息质量呢？本文主要研究了2006年版会计准则颁布后，注册会计师对上市公司关联方交易是否起到了监督作用。本文的实证结果表明，上市公司的关联交易金额占总资产比例如果越大，就越有可能获得非标准的审计报告。这说明，2006年会计准则虽然给了上市公司更多地利用关联交易进行盈余管理的空间，但注册会计师能够起到监督作用，并通过发表非标意见来减轻证券市场信息不对称的程度。

本文另外还发现，注册会计师发表的非标准审计报告在2010年度审计后对关联交易的敏感度显著提高，这表明，2010年版审计准则将关联交易作为特别风险领域加以强调一定程度上提升了审计师的执业谨慎态度，从而提高了审计报告的信息含量。

本文的局限性在于：(1)未区分关联方交易的属性。关联方交易可分为效率促进型和机会主义型两类，本文未作区分，将2006年之后的关联交易一律假设为机会主义的关联交易，这对实证结果可能构成影响。(2)由于我国目前对上市公司披露关联方及其交易的规定及监管还不够完善，致使上市公司有可能选择性地隐匿部分的关联方及其交易，这对实证结果同样构成影响。(3)未区分关联方购销、借贷、劳务、租赁等交易类型，分别检验其对审计意见的影响。(1)和(3)将是以后进一步研究的方向。

本文的政策性含义是：(1)关联交易目前依然是上市公司盈余管理的主要手段，应严格和加强监管；(2)在出台宽松的会计准则或制度同时，可积极发挥注册会计师审计监督作用，而这可以通过颁布更有针对性措施的审计准则来实现。