上市公司财务舞弊与关联方交易
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作者: 袁树民 杨召华
摘要：本文对上市公司财务舞弊与其实施关联方交易程度的相关性进行了实证研究。通过检验51家因涉及财务舞弊而被有关监管部门公开实施处罚的上市公司发现，财务舞弊上市公司其资金被关联方占用的程度显著高于非财务舞弊公司，未发现实施财务舞弊的公司与关联方进行商品交易的程度高于非财务舞弊公司。另外还发现，当与关联方资金占用相关的变量纳入财务舞弊识别模型后，明显提高了模型的识别成功率。
关键字：公司 舞弊关联方 交易 模型
一、研究假设
代理理论认为，当所有权和控制权相分离时，代理问题就随之产生。在公司的日常经营中，管理者可利用其手中的实际控制权实施一些有利于自身利益而不是投资者利益的项目。许多公司的控股股东也常利用控股权，侵占其他少数股东权益从而最大化自身利益。由于历史和体制上的原因，我国上市公司与其母公司、集团公司之间存在“千丝万缕”的关系。许多集团公司或母公司常通过担保、借贷或欠款等关联方交易从上市公司转移资产或资金，以满足自身及其他非上市子公司资金的需要，这必然会影响上市公司的盈利能力和抗风险能力，削弱上市公司持续经营的能力，最终使上市公司陷入财务危机，从而诱发上市公司实施财务舞弊。故可提出如下假设：
假设1：实施财务舞弊的上市公司其资金被关联方占用程度要高于非财务舞弊公司
对于与关联方的商品交易，在以往的研究中，被看作是上市公司进行盈余管理的常用手段。一般而言，公司可能会为了两个原因进行关联方交易，一是为了减少在不完善市场下的交易成本，二是利用关联方交易来操纵利润。后者一般被称为非正常或过度的关联方交易。上市公司可通过向其母公司和其他关联公司卖更多的产品或商品来提高其整体销售水平，这样，在毛利率固定的情况下，总销量越高其主营业务利润也会越高。因此，对于有能力进行关联方交易的公司来讲，利用关联方交易操纵主营业务利润比操纵其非主营业务利润要更方便，因为这些被操纵的利润是隐含在主营业务利润中的，并只在附注中批露，因而更难被察觉。JIAN(2003)考察了131家上市公司发现，当这些公司有很强的动机来提高其盈利水平以防止退市或获得配股权时，其年报显示了很高的关联方交易水平。这虽然印证了关联方交易可作为盈余管理的手段，但并不能说明关联方交易也常被企业用作实施财务舞弊(即极端的或非法的盈余管理)的手段。Mathon Ann(1999)研究了美国上市公司财务舞弊和合法的盈余管理关系，发现实施财务舞弊的公司并不是只在用完所有合法的手段后才利用非法手段进一步提高其利润水平的，而是将许多涉及公司由于顾虑信息披露的要求及合法手段所能提升利润的大小远没达到期望利润水平后，就直接放弃合法的盈余管理手段而直接实施财务舞弊，从而摆脱信息披露的束缚――减少舞弊被发现的可能性，出于这两方面的考虑，本文认为有必要检验如下假设：
假设2：实施财务舞弊的上市公司其与关联方进行商品交易的程度要高于非财务舞弊公司
在有关财务舞弊识别研究中，一般把关联方交易作为识别财务舞弊的定性因素，没有把关联方交易的相关变量纳入财务舞弊识别模型。鉴于以上分析可以看出，上市公司的关联方交易和财务舞弊有一定相关性，因此有必要把上市公司关联方交易的相关变量纳入财务舞弊识别模型，以使模型更加有效。因此，本文又提出如下假设：
假设3：将上市公司有关关联方交易的有关变量纳入财务舞弊识别模型，可提高财务舞弊识别模型的识别率
二、研究设计
(一)样本的选择 舞弊样本。舞弊公司样本是根据中国证监会、上交所和深交所的正式处罚公告选取的。为尽可能提高样本数目，保证样本代表性，并考虑到关联方交易信息是自1997年以来要求公布的，从中国证监会网站及万得数据库和国泰安数据库中公布的1998年以来有关处罚违规公司的公告，共发现63家涉及财务舞弊的公司，考虑到不同类型财务舞弊会对财务报表有不同的影响及绝大部分财务舞弊为虚增资产和虚构利润事实，为方便建立财务舞弊识别模型以验证假设，我们排除了个别虚减资产或利润的公司及仅涉及中报的舞弊公司，一共选取55家舞弊上市公司103份舞弊年报。
控制样本的选取。对舞弊样本中的每一家公司，都挑选了一个控制公司。控制公司是按照下面步骤获得的：首先，确定每家舞弊公司所属行业及其舞弊前一年末的资产总额。其次，选取与舞弊公司同行业的公司，将曾因资产或利润虚假而公开披露的公司和考察期间处于ST，PT阶段的公司剔除。再次，选取舞弊前一年与舞弊公司资产总额最为接近的那家公司作为控制样本，在面临符合条件的多家公司时，以与舞弊公司具有相近的上市时间为标准，进行最终的选择。最后，如果前三步确定的无违规公司能获得与其相应的违规公司的违规期间相同的财务报表和其他报表数据，这家无违规公司将被选人最终的样本内。
(二)变量选择和数据来源 如前所述，上市公司与其关联方的交易有多种类型(CSMAR数据库共分为22类)，为研究方便，本文仅按四个主要类型划分，并用如下变量表示：SPXS为上市公司在舞弊年度内向关联方销售商品的金额／年末资产总额；SPGM为上市公司在舞弊年度内从关联方购买商品的金额／年末资产总额；ZCXS为上市公司在舞弊年度内向关联方销售资产或股权的金额／年末资产总额；TGDB为上市公司在舞弊年度内向关联方提供担保的金额／年末资产总额；JSDB为上市公司在舞弊年度内接受关联方提供担保的金额／年末资产总额；YSKX为关联方在在舞弊年度末欠上市公司的金额／年末资产总额；YFKX为上市公司在舞弊年度末欠其他关联方的金额／年末资产总额；ZJZY为YSKX与YFKX的差额，表示上市公司舞弊年度末资金被关联方占用资程度。本文所用财务数据全部来自与CSMAR数据库，考虑到由于前期各公司披露关联方数据的不规范,CSMAR数据库中有关关联方交易的数据存在差错，本文舞弊样本和控制样本的关联方交易的数据在汇总前均与各公司相关年报作了核对，以保证数据的准确性。
三、实证检验
(一)假设1、2的检验 (表1)显示了对舞弊样本在舞弊年度内各关联方交易变量与控制样本对应数据均值T检验的结果。从表中可以看出，舞弊样本向关联方转让资产和股权占总资产的比率均值为0．0041，高于控制样本0．0033,而从关联方购买资产或股权的比率占总资产的比率为0．0053,小于控制样本对应比率0．1186；说明舞弊公司更有向关联方转移资产或股权的倾向，这与我们的预期一致，但是其对应T检验值分别为0．332和-0．9683,说明两个比率虽有差异，但不显著。
舞弊公司年末向其关联方提供的担保额占总资产比率的均值为0．0103,高于控制样本对应比率均值0．080,而接受关联方提供担保的金额占总资产比率的均值为0．0319,低于控制样本对应比率均值0．0486,说明舞弊公司更有为关联方提供担保的倾向，这与我们的预期一致。同样，相应的T检验值为0．4656和-0．7129,表明差异也不
显著。
舞弊公司年末应向其关联方收取的款项占其总资产的比率为0．0446,高于其年末欠关联方金额占总资产的比率0．0248,并且T检验值为2．0935,P值为0．0388,说明在此比率上舞弊样本和控制样本有显著差异，而对于年末应付款项占总资产的比率，舞弊公司的比率小于非舞弊公司对应比率，相差0．0184,并且T检验值为-1．736,P值为－．0805,小于0．1，说明在此比率上，两个样本也有较显著的差异。另外，我们还发现，作为两个比率的差,ZJZY,也就是舞弊公司年末被关联方占用资金净额的比率为O．0395,远高于非舞弊公司的对应比率均值0．0013，并且P值为0．0073,小于0．01,说明差异非常显著。
从上述分析可见，舞弊公司资产或资金被其关联方占用程度明显高于非舞弊公司，尤其是作为关联方侵占上市公司资金的主要方式，年末上市公司与其关联方资金来往净额，差异更是显著，这验证了前文提出的假设1。然而对于关联方商品销售和关联方商品购买发现，舞弊公司与其关联方进行商品交易的水平都远低于非舞弊公司与其关联方商品交易的水平，并且T值分别为-3．9789和-3．5713,P值分别为0．0001和0．0005，差异非常显著，这与我们所提出的假设二还好相反。
为了更进一步确定舞弊公司和非舞弊公司与其关联方进行商品交易的差异程度，我们对每个舞弊公司和其所在行业所有非舞弊公司就此比率作了独立样本T检验。考虑到CSMAR关联方数据库存在一定的误差，如本检验和上述配对T检验不一致，将以(表1)的配对T检验结果为准。但如检验结果(表2)所示，舞弊公司与关联方进行商品交易程度仍远小于所在行业全体非舞弊公司该比率的平均值，说明Mathon Ann(1999)研究的情形在我国可能存在，即有可能舞弊公司并没把关联方交易作为实施财务舞弊的主要手段，因此前面所提的假设2在本文中没能得到验证。
(二)假设3的检验为了检验假设4，本文建立了一个包含关联方交易相关信息的财务舞弊识别模型，根据前面检验结果，只选取了ZJZY(上市公司被关联方资金占用程度)、TGDB(上市公司为关联方提供担保程度)、JSDB(上市公司接受担保程度)，SPXS、SPGM、ZCXS和ZCGM等指标和预期不完全一致或完全相反，故没有被选取。
根据以往国内外研究，还选取了其他反映上市公司进行财务舞弊的若干财务指标：ZCFZL为资产负债率高的企业一般财务状况较差，面临更大的财务压力，有较强实施财务舞弊的动机。HBLF为货币资金／流动负债，短期偿债能力较差的企业，履行债务契约的压力更大，容易产生财务舞弊的动机。YYZJ为营运资金／总资产，相对总资产营运资金较低的企业也，因日常经营资金不足，也容易产生实施财务舞弊的动机；YSZK为(应收账款+其他应收款)，主营业务收入，舞弊企业如采用提前确认收入或虚构交易的手段，则可导致应收帐项相对于主营业务收入对过高；CUHBL为存货／主营业务成本，舞弊企业如采用多计存货，少计销货成本等手段，则会使存货对销售成本的比率变大；SDS为所得税／利润，在应付税款法下，虚增利润的公司的所得税可能显著小于非舞弊企业，从而导致实际所得税率降低；SJFJ为主营业务税金及附加，主营业务收入，虚增收入可导致主营业务税金税金与收入不匹配，从而导致实际流转税率降低；HZZB为坏账准备／应收账款，为虚增利润，舞弊企业有可能少提坏账准备，从而降低坏帐准备比率；RXCY为经营利润与经营净现金流差异程度，为(经营利润一经营净现金流)／总资产。实施财务舞弊的企业主要是通过操纵利润来实现的，而对于现金流，则很难实施，故可导致此指标偏高；DZYZ为以往有关公司治理研究发现董事长和总经理的一致性也和上市公司会增强公司财务舞弊的可能性。
(表3)对舞弊公司与非舞弊公司就所选取的财务指标进行了均值检验，从中可以看出所有指标检验结果均和预期一致，其中ZCFZL、HBLF、YSZK、CHBL、RXCY等指标均在5％以下显著，所以我们可将所有上述变量作为初始变量，通过LOGISTIC回归分析建立财务舞弊识别模型。从(表3)可以看出，各指标的回归系数和预期一致，模型总体识别率为72．8％，但是我们注意到只有YSZK、YXCY、ZJZY和常数项这三个变量系数显著，其他变量都没有显示出对应变量显著的解释能力。这可能与各变量间多重共线性有关。鉴于此，又对各变量在SPSS中以FORWARD WALD方式进行回归，以排除解释能力较弱的指标。可见，以FORWARD WALD方式回归后，只留下ZCFZL YSZK YXCY ZJZY四个指标系数均显著，并且识别率有所提高，达75．2％。为了考察TGDB JSDBZJZY是否含有更多的识别上市公司是否舞弊的信息，剔除掉这几个变量对其他变量以FORWARD WALD方式再次进行了回归，结果如下表(5)所示。从上表可以发现识别率将为72．3％，显著小于含有关联方交易指标的识别模型的识别率75．2％，从而验证了假设4。
四、研究结论
据统计，在我国有超过15％的上市公司曾发生过财务丑闻，上市公司为了达到某些特定目的而实施财务舞弊并出具虚假财务报表的行为更是愈来愈严重。本文通过对1998年以来51家因涉及虚假财务报表而被中国证券监督委员会、深圳证券交易所和上海证券交易所公开实施处罚的上市公司及相应的103份年报实证分析，发现上市公司实施财务舞弊与其关联方交易程度有着密切关系，特别是实施财务舞弊的上市公司其资金被关联方占用程度显著高于非财务舞弊公司，表明许多上市公司的集团公司或母公司对其资金的过度占用严重影响了上市公司的正常盈利能力，从而增强了这些上市公司实施财务舞弊的可能性。然而本文并没发现有证据支持实施财务舞弊的公司其与关联方进行商品交易的程度高于非财务舞弊公司，表明以往文献中常把与关联方的商品交易程度作为定性考察上市公司是否实施财务舞弊的一个重要方面并无现实基础。另外，本文还发现当与关联方资金占用相关的变量纳入财务舞弊识别模型后，模型的识别成功率明显提高，这为今后关于上市公司财务舞弊识别模型的研究提供了一个包含较多信息量的视角。
作者简介：
袁树民(1951-)，男，浙江镇海人，上海金融学院教授
杨召华(1975-)，男，江苏邳州人，上海财经大学会计学院硕士研究生
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