关联交易、高管股权激励与审计收费关系研究——基于我国上市公司的实证分析

冯 艳

长春理工大学经济管理学院,吉林 长春 130022

0 引言

自20世纪90年代以来,关联方交易在上市公司的经营过程中出现的越来越普遍,其主要原因在于关联交易在表面上看是近乎合理的,交易双方一般是母子公司或合营联营企业,彼此都熟悉各类信息、资源,且易于沟通,因而能够有效降低交易监督成本,增强企业的竞争优势。然而,这种交易方式也逐渐演变成大股东为了自身利益实施利益侵占、企业避税以及进行盈余管理的不正当手段,严重侵害了中小股东的利益。为此,我国颁布了一系列相关的法律法规来规范上市公司的关联交易行为,对关联方交易披露的规范性文件也越来越多,在很大程度上抑制了不合规的关联交易[1]。审计收费在审计界一直占有举足轻重的地位,能够体现注册会计师的价值以及会计师事务所的独立性。而学者对审计收费的研究主要集中于影响审计收费的因素方面,例如审计风险、审计市场环境与高管股权激励等。然而,随着资本市场的不断发展,审计的范围以及面临的风险也在不断扩大,尤其对于上市公司中发生频率如此之高的不合规关联交易事项,成为当前审计工作面临的一大难题。

高管股权激励作为有效的内部治理机制也一直都是学术界研究的热点话题,Jensen et al.[2]最早开始了股权激励的研究,后来的研究则主要集中于股权激励方案实施的动机以及采取股权激励能够对公司治理、业绩带来什么改变等方面。经过多年的实践发展,我国证监会于2016年7月13日颁布了《上市公司股权激励管理办法》,鼓励企业实施股权激励,完善公司内部治理,不断提升企业的市场价值。高管股权激励的实施效果通过公司价值的提升来体现,事实上,在公司日常经营活动中有促进企业价值提升的行为,例如企业创新水平的提升、提高投资效率,但与此同时也有一些有损企业价值提升的行为,例如关联交易。彭韶兵 等[3]通过研究发现,实施高管股权激励能够在一定程度上抑制有损公司价值的异常关联交易,但对于其是否能够对关联交易与审计费用的关系产生影响还需要进一步探究。

纵观相关文献,学者们对关联交易的研究集中于关联交易与公司治理、盈余管理以及审计风险等方面,对审计收费的研究则主要集中于探讨有哪些因素会影响审计收费,而对关联交易、高管股权激励以及审计收费的研究往往是研究两两之间的关系,鲜有文章将三者纳入一个框架进行研究。因此,本文将首先对关联交易与审计费用的关系进行研究,然后再引入变量——高管股权激励,探究其对关联交易与审计收费的作用,以期厘清三者之间的关系,丰富对关联交易与审计收费相关的理论和实践研究。

1 理论分析与研究假设

1.1 关联交易与审计收费

我国有部份的上市公司是经国有企业改制过来的,与其改制前的母公司在经营决策以及业务往来等方面存在着密切的联系。由于企业内存在的信息不对称以及大股东与中小股东的代理冲突问题,常常导致作为“理性经济人”的大股东通过不正当、非公允的关联交易侵占中小股东的合法利益。关联交易的隐蔽性、多样性以及对关联交易信息披露监管的不严格为大股东实施“隧道挖掘”行为提供了良好的契机。同时,上市公司为了通过增发股票、配股等获得融资,需要向外界释放公司经营状况良好的信号,因此一些企业便通过关联交易虚构经营业绩、粉饰报表数据来吸引外部投资者的注意,以此获得更多的资金。

与上市公司进行关联方交易的主体为该公司的母子公司或者是具有控制关系、投资关系的关联方,大多数学者均认为关联交易是一把双刃剑,具有双重目的,即一方面是正常的基于效率促进观的关联交易,通过减少沟通成本与交易成本来提高效率;另一方面,则是基于效率损害观、机会主义动机的不正当关联交易,控股股东往往通过不正当的幕后交易实施利益侵占[4]。对于关联交易与审计风险之间的关系,Yong-Joon et al.[5]研究指出关联方交易金额越高,涉及的事项会越多,则审计人员需要花费更多的时间来处理交易事项以及尽可能规避审计风险。高雷 等[6]发现上市公司所披露出来的财务信息是投资者作出投资决定的基础,而频繁发生的关联交易也可能会误导投资者,同时会大大提高审计人员所面临的审计风险。而关联方交易的存在增加了注册会计师的审计成本和审计风险,基于风险收益与成本效益原则,会计师事务所的审计人员会因此提高审计收费。对于被审计单位来说,一方面他们想通过审计师独立客观、专业的审计工作来减少企业存在的信息不对称问题;另一方面依据“深口袋”理论,企业也想通过支付的审计费用将可能存在的不正当关联交易受处罚的风险“转嫁”给审计人员,以此降低自身的经营风险。风险与收益相匹配,当公司存在不正当的关联交易时也需要支付更高的审计费用。因此,本文提出以下假设。

H1:在其他条件不变的情况下,关联交易与审计收费呈显著正相关关系,即关联交易发生的规模愈大,相应收取的审计费用会愈高。

1.2 关联交易、高管股权激励与审计收费

公司中的管理层与股东因各自所追求的利益目标的不同,其效用函数也会有很大的差别,因此很可能会出现利益冲突,从而形成一条“利益防御壕沟”。而对企业高层管理人员进行适当的股权激励,则可以填补与股东之间的“利益壕沟”,从而有效地减少彼此之间的利益矛盾。刘井建 等[7]研究发现高管股权激励的实施能够显著抑制损害公司价值的违规关联交易,尤其是大股东掏空公司资金的行为,而实施高管股权激励从长远角度来说对公司所存在的第一类代理问题的解决能够发挥重要作用,此外还能促使管理层转换身份使其具有强烈的动机提升公司业绩,抑制异常关联交易的发生。由于公司的关联方之间具有内在的交易特征,利用关联方交易可以减少交易费用,提高企业的运营效率,但也常被用来实现非正当交易,而实施高管股权激励制度使得高管利益与企业价值相关联,管理层财富的增长有赖于公司价值的提升,因此管理层会为了自身的利益积极阻碍有悖于公司价值提升的事项,例如有损公司业绩的异常关联交易,使得大股东的利益侵占行为受到一定的监督、约束,避免由于异常关联交易导致的股价崩盘风险的发生,从而在整体上降低了公司的财务风险,促使审计收费下降。基于此,本文提出以下假设。

H2:在其他条件不变的情况下,高管股权激励制度能够对关联交易与审计收费之间的正相关关系起到缓解作用。

2 研究设计

2.1 样本选取和数据来源

本文选取的原始样本数据来源于2015—2022年所有A股上市公司,并遵循以下的筛选原则。①剔除财务数据缺失值。②剔除金融行业公司。③剔除被标记为ST和*ST类上市公司。④对文中涉及的连续变量都进行了上下1%水平上的Winsorize缩尾处理,最终共得到12 712个观测值。本文所有数据均来自于CSMAR数据库,并使用Excel对基础数据进行筛选汇总和整理,运用Stata16软件进行数据的实证分析。

2.2 模型构建

根据已有相关文献,本文构建以下模型来检验上述假设。

模型1如下,用以检验H1。

YLnFee=α0+α1XRpt+α2ASize+α3BLev+α4CInven+α5DRoa+α6EGrowth+α7FTop1+α8GBig4+α9HOpinion+α10LSOE+ΣMYear+ΣNIndustry+ε

模型2如下,用以检验H2。

YLnFee=θ0+θ1XRpt+θ2ZINC+θ3XRpt*ZINC+θ4ASize+θ5BLev+θ6CInven+θ7DRoa+θ8EGrowth+θ9FTop1+θ10GBig4+θ11HOpinion+θ12LSOE+ΣMYear+ΣNIndustry+ε

模型2增加了含有高管股权激励变量的交乘项,用于考察高管股权激励对关联交易影响审计收费的调节作用。

2.3 变量定义

1)被解释变量。审计收费(YLnFee),作为一项评价审计工作是否有价值的关键标准,参考王丽娟等[1]的做法,以上市公司在年度财务报告中披露的审计费用合计数取自然对数进行衡量。

2)解释变量。关联交易规模(XRpt),由于企业发生的关联交易大多为商品、劳务交易,因此参考魏明海 等[8]的做法,以公司与关联方之间的商品交易类、提供或接受劳务关联交易金额之和/年末总资产来衡量。

3)调节变量。高管股权激励(ZINC),参考李百兴等[9]的做法,采用高管持股比例来衡量高管股权激励程度。

4)控制变量。引入如下控制变量:公司规模(ASize)、资产负债率(BLev)、存货占资产总额(CInven)、总资产利润率(DRoa)、营业收入增长率(EGrowth)、第一大股东持股比例(FTop1)、事务所规模和声誉(GBig4)、上年审计意见(HOpinion)、股权性质(LSOE)、年度虚拟变量(MYear)、行业虚拟变量(NIndustry)。

相关变量定义如表1所示。

表1 变量定义

3 实证结果分析

3.1 全样本描述性统计

变量的全样本描述性统计见表2。从表中可以看出,被解释变量审计收费(YLnFee)均值为13.99,最大值为16.29,最小值为12.77,标准差为0.672,这反映了在不同的公司中,审计费用的收取也存在着差异,但是差异程度较小;样本数据中解释变量(XRpt)均值为0.036 5,最大值为0.508,最小值为4.05E-06,标准差为0.081 2,这说明上市公司发生的关联交易情况存在着明显的差距,有的公司发生了大量的关联交易,而有的公司则只发生了少量的关联交易;调节变量高管股权激励(ZINC)均值为0.089 8,表明我国上市公司实施高管股权激励的强度较小,仍有很大的提升空间,最小值为8.84E-07,最大值为0.593,标准差为0.142,这说明不同公司之间高管的持股比例存在着较大差距。在控制变量方面,公司规模(ASize)均值为22.43,说明我国上市公司的总体规模处于一个较高的水平;第一大股东持股比例(FTop1)均值为31.9%,这表明在中国的上市公司中,第一大股东所持有的股份一般都比较高,这也与我国的股票市场中普遍存在的“一股独大”的情况较为吻合;产权性质(LSOE)均值为0.277,说明在所有样本中非国有企业占比较高,国有企业数量较少,占比较低。其他控制变量从各方面来看也存在一定的差异,但都大致符合预期估计,变动情况处于正常范围内。

3.2 相关性分析

主要变量间的相关系数见表3。被解释变量YLnFee与解释变量XRpt之间的相关系数为0.141,且在1%的水平上显著为正,即关联交易发生的金额越大,审计收费越高,H1初步得到证明。但是相关性分析结果并不能证明假设是否成立,需要通过回归分析来进一步证明。

表3 相关性分析

3.3 多元回归分析

为了验证本文提出的假设,对全部数据进行了多元回归,模型1和模型2的回归结果如表4所示。由结果可见,XRpt的回归系数是0.025,表明在1%的水平下,关联交易与审计收费之间具有十分显著的正相关关系,关联交易发生的规模愈大,相应收取的审计费用会愈高,这与本文的H1以及前文相关性分析所得出的结果是一致的,H1得到证明,说明若公司关联交易发生的规模越大,则审计人员所面临的财务风险、不确定性会越大,为了保证审计工作的有效性则需要花费更多的时间去搜集有用的审计证据、时间等成本的加大会提高对审计费用的收取。XRpt与YLnFee在1%的水平下显著正相关,关联交易与高管股权激励的交乘项(XRpt×ZINC)与审计收费存在显著的负向影响,说明实施高管股权激励可能会促使管理层转变风险理念,提高公司的风险承担水平,降低代理成本,并能够显著抑制有损公司价值的异常关联交易,因而高管股权激励制度能够减弱关联交易对审计费用的正向影响,H2得到证明。调整后R2均在50%以上,说明模型的拟合效果较好,有较强的解释力。

表4 回归分析

3.4 稳健性检验

为了避免偶然性因素对实证结果产生的影响,使得研究结果更加准确有效,本文采用2种方法来进行稳健性检验。

1)将解释变量XRpt、调节变量ZINC滞后1期,其余变量和样本维持不变,然后对模型1、2再次进行多元回归分析,以验证实证结果的准确性,发现模型1、2的显著性和方向均与前面的结果保持一致,证实结论可靠,结果如表5所示。

表5 模型1、2稳健性检验

2)使用替换变量方法,采用审计费用/营业收入来衡量被解释变量,用关联交易金额自然对数(LnXRpt)作为关联交易的替代变量,其他控制变量的衡量指标则保持不变,再次进行检验,最终回归结果与主测试一致,H1、H2再次得到证明,前文结论稳健。

4 结论与建议

4.1 结论

本文在对关联交易与审计收费的实证研究中得到了如下结论。

关联交易与审计收费存在着明显的正向关系,这是由于当关联交易发生的规模越大时,涉及的相关交易也会越复杂,这就使得审计人员需要耗费更多的时间、精力去寻找审计证据,相应的审计工作量及难度也会提高。关联交易的固有特征也会使得审计人员承担更高的审计风险,综合来讲,审计师必定会相应提高对审计费用的收取。

此外,实施高管股权激励可以显著缓解上市公司的关联交易对审计费用的正向影响,这说明当前在我国资本市场中,管理层股权激励所起到的效果就是让高管的利益与公司利益变得更为接近,能够促使管理层转换身份使其具有强烈的动机提升公司业绩,抑制异常关联交易的发生,降低企业的财务风险,使审计师所面对的审计风险更小,进而使得审计费用有所下降。

4.2 建议

企业发生的非公允内部交易可以通过证监会等监管部门进行有效的监督,设立专门的监督管理部门或执法小组,招聘专业人员对上市公司涉及的关联交易及其披露情况进行严格审查,整合多方面力量有针对性的监督公司中发生的关联交易,并且要加大处罚力度,提高进行违规交易的成本,让关联企业之间有所忌惮,从而对不正当关联交易起到一定的抑制作用。

会计师事务所与审计师应当审慎承接审计业务,在接受审计业务之前需要对被审单位的基本信息进行全面、深刻的理解与评估,其中包括其公司经营是否正常以及财务运转是否合理,要对被审单位的总体状况进行综合评估,特别要注意公司的关联方和关联交易。此外,会计师事务所要对审计师进行高品质的技术和专业培训,打牢专业根基,并尽力提升审计师的风险防范意识,提高综合业务素质,便于审计工作的开展与进行。

对于企业来说,一方面可以实施股权分散,其目的是为了约束控股股东的不当行为,防止控股股东滥用权力,保护公司利益及所有股东的权益;另一方面,对于高管的激励因素,公司也应该重视,聘请专业团队设计符合本公司实际情况的高管股权激励措施,激励高管为公司创造价值,建立科学的考核机制,评价高管的绩效,确保高管的行为与公司的长期利益相一致,从而对大股东实施违规交易起到监督、防范作用。