關聯(lián)交易、新審計準則與審計意見
——來自2006～2012年A股上市公司的經驗證據

黃芳 章貴橋

(1.南京大學商學院，江蘇 南京 210093；2.南京審計學院，江蘇 南京 211815；3 浙江財經大學，浙江 杭州 310018)

引 言

關聯(lián)交易具有雙重性質，既有積極影響，也有負面效應。從制度經濟學視角看，與公平競爭的獨立交易不同，關聯(lián)交易將市場交易轉變成集團的內部交易，節(jié)約了交易成本，也避免了經營風險，有利于實現公司集團利潤的最大化。從法律視角來看，關聯(lián)交易雙方在法律上看似平等，而實際上卻是不平等的，具有控制權或重大影響的一方可以利用其地位來操縱交易從而操縱利潤、損害中小股東的利益(汪永蘭 2007)[11]。我國很多的上市公司由國有企業(yè)改組而成，在股票發(fā)行額度有限的情況下，上市公司往往是通過對國有企業(yè)進行局部改制的方式設立的。股份制改造后，上市公司與改造前的母公司及母公司控制的其他子公司之間普遍存在著錯綜復雜的關聯(lián)關系和關聯(lián)方交易，利用關聯(lián)方交易粉飾會計報表和調節(jié)利潤已成為上市公司樂此不彼的“游戲”。比如2007年云南銅業(yè)通過與關聯(lián)方的“過賬銷售”手段獲得了豐厚的虛增利潤；2011年紫鑫藥業(yè)利用上下游關聯(lián)方自買自賣粉飾業(yè)績；2013年十大黑榜上市公司中，勤上光電因關聯(lián)交易入圍等等。

外部審計是證券市場會計信息質量的重要治理機制，在當前關聯(lián)交易大行其道的情況下，注冊會計師能否有效甄別上市公司關聯(lián)交易的性質，并通過其發(fā)表的審計意見減少信息不對稱？這一問題無疑關乎社會資源的配置效率和中小投資者的利益保護，并最終對整個證券市場能否有效運行構成重大影響。故本文研究的第一個問題是：上市公司的關聯(lián)交易是否影響注冊會計師的審計意見？如前所述，關聯(lián)交易可分為“效率促進”和“掏空”兩類，在面臨嚴格的制度監(jiān)管時，關聯(lián)交易不得不減少機會主義而傾向于降低交易成本、促進效率，這時，關聯(lián)交易應與審計意見無關；但在面臨寬松的制度監(jiān)管時，關聯(lián)交易更多可能成為利潤操縱、掏空上市公司的工具，此時，高質量的外部審計應能起到監(jiān)督作用，并通過發(fā)表非標意見來減輕證券市場信息不對稱的程度。針對該問題，呂偉(2007)[10]的研究已經證實，在1997～2001年，外部監(jiān)管較弱即《關聯(lián)方之間出售資產等有關會計處理問題暫行規(guī)定》出臺之前，關聯(lián)方購銷更多地是大股東掏空上市公司的機會主義行為，其金額越高, 注冊會計師出示非標準審計意見的可能性就越大；本文的研究時段是2006～2012年，新會計準則對關聯(lián)交易管制趨于寬松，與呂文類似，本文同樣發(fā)現，關聯(lián)方交易金額與非標意見之間存在顯著的正相關關系。只不過，呂文回歸Pseudo R2值在22～32%之間，而本文回歸Pseudo R2值均在49%左右，解釋力更強。該實證結果也從側面說明，我國的外部審計作為一種重要的治理機制，能夠對證券市場的有效運行發(fā)揮其監(jiān)督和保證作用。

財政部頒布的2010年版《中國注冊會計師審計準則第1323號——關聯(lián)方》較2006年版有了很大變化，篇幅自1436字劇增為4187字，且在關聯(lián)方審計目標、內容、程序和發(fā)表意見等方面均有了實質性區(qū)別：修訂前準則將關聯(lián)方關系及其交易僅視為一般檢查風險；修訂后準則將其視為特別風險領域，應當特別加于考慮。中國注冊會計師協(xié)會將關聯(lián)方及其交易作為2011年審計重點關注的風險領域之首。一個值得研究的問題是，這一審計準則出臺后，注冊會計師對待關聯(lián)交易問題是否更加謹慎？也就是說，對于審計準則提示的關聯(lián)交易這一特別風險領域，注冊會計師在實際執(zhí)業(yè)過程中是否給予了相應的關注及應對？這是本文研究的第二個問題。此問題目前國內還未有任何研究，故對第二問題的研究也是本文的主要創(chuàng)新之處。

本文的學術貢獻在于：第一，豐富了關聯(lián)交易和審計意見方面的研究文獻；第二，考察了新審計準則1323號具體準則頒布前后非標意見與關聯(lián)交易之間的關系，從而評價了該具體準則之后果。

文獻回顧與研究假設

一、關聯(lián)交易與審計意見

關聯(lián)交易的產生，最初在于支持上市公司。根據交易成本理論的觀點，關聯(lián)交易的信息搜尋、談判、簽約和執(zhí)行等成本較外部市場交易更低(Coase,1937[3]; Fisman和Kharma,1998[4]; Khanna和palepu,2000)[7]。并且，如果在集團內部進行交易，既可以避免喪失技術優(yōu)勢，又可以保護其商業(yè)秘密，從而達到有效降低經營風險的作用。黃蓉等(2013)[9]研究發(fā)現，母子公司稅率差異越大，關聯(lián)交易規(guī)模越大；同時，基于避稅動機的關聯(lián)交易會增加企業(yè)價值。

但是，更多文獻卻認為，當前的關聯(lián)交易更多體現為操縱利潤、掏空上市公司的手段。根據契約理論，管理層報酬等契約都是以會計盈余為基礎的。管理層與企業(yè)外部人員之間存在著信息不對稱，作為理性經濟人和會計信息提供者，管理當局為謀取私人利益而存在利用關聯(lián)交易管理盈余的強烈動機。同時，由于關聯(lián)交易的交易雙方不再討價還價，控制方可隨意操控交易的達成、交易的數量、價格和付款方式等，加上關聯(lián)交易信息披露的不規(guī)范，客觀上為上市公司通過關聯(lián)交易進行盈余管理提供了機會。Jaggi和Tsui(2007)[6]對香港上市公司的研究表明，內部人交易越多，盈余管理程度越高，且這種正相關關系在1997年亞洲金融危機前更為顯著。Cheung等(2006)[2]發(fā)現上市公司的關聯(lián)交易與負的股票超常收益相關。Aharony等(2005)[1]研究1999～2001年的198家中國IPO公司與其母公司之間進行的關聯(lián)交易，發(fā)現母公司為了幫助子公司上市，在IPO期間通過銷售商品和提供勞務對擬上市公司進行了盈余管理，但在IPO之后卻實施了機會主義行為，從上市公司轉移資源。Jian和Wong(2006)[5]指出，上市公司為了滿足配股條件或避免退市，會頻繁地使用關聯(lián)交易來滿足證監(jiān)會所規(guī)定的盈利要求；并且，上市公司使用關聯(lián)方交易的盈余管理行為如果越多，掏空行為也就越多。鄭國堅(2009)[14]研究發(fā)現，關聯(lián)交易程度越高, 盈余管理程度越大、價值相關性也越低。這說明，關聯(lián)交易主要表現為掏空效應，損害會計盈余質量。

可見，關聯(lián)交易具有雙重性質，可能影響上市公司會計報表的信息含量，帶來管理層與股東間的信息不對稱，引發(fā)逆向選擇和道德風險問題，進而有礙于證券市場有效發(fā)揮其資源配置的作用。此時就需要外部審計通過鑒證來改善股東與管理層之間的信息不對稱，一定程度地緩解各方的代理沖突。值得研究的問題是：作為證券市場會計信息質量的重要治理機制，外部審計是否能識別并限制關聯(lián)交易的機會主義行為呢？當然，如果上市公司關聯(lián)交易的目的是降低交易成本和經營風險(效率促進觀)，而不是盈余管理，那么，在這種情況下，關聯(lián)交易應與審計意見不相關。但如前所述，現階段關聯(lián)交易更多地成為上市公司盈余管理的隱蔽而實用的手段(機會主義觀)，這種情況下，注冊會計師是否通過出具非標準意見的審計報告來減少投資者和上市公司之間的信息不對稱，從而維護證券市場有效配置資源的功能呢？首先，實例上，筆者瀏覽了2013年所有84份非標準審計報告，發(fā)現強調事項段或說明段中明確表示與關聯(lián)交易相關的共13份，占總非標意見84份的15.48%，比如，星美聯(lián)合因營業(yè)收入全部來自子公司且該公司開展的業(yè)務主要來源于關聯(lián)方交易、勤上光電因大額的關聯(lián)交易、吉恩鎳業(yè)因大額預付給虧損子公司而均獲帶強調事項段無保留意見；宏磊股份、華映科技和錢江摩托等均因關聯(lián)方資金占用獲非標意見；新都酒店因向關聯(lián)方違規(guī)擔保等獲無法表示意見；等等，這說明審計實務中關聯(lián)交易能夠影響審計意見的發(fā)表。其次，邏輯上，一方面，前述文獻研究了關聯(lián)交易和盈余管理之間的關系，多數認為，關聯(lián)交易更多體現為一種機會主義盈余管理行為；另一方面，又有大量文獻研究了盈余管理和審計意見之間的關系，例如，夏立軍等(2002)[12]和徐浩萍(2004)[13]的研究顯示，盈余管理較高的公司被出具非標準審計意見的概率較大，這意味著審計師能夠識別上市公司的盈余管理行為；兩相結合，可以推論：審計師應能識別通過關聯(lián)交易所進行的機會主義盈余管理，并且金額越大，越可能被出具非標審計意見。最后，文獻上，直接研究關聯(lián)交易和審計意見之間關系的文章目前相當匱乏，僅有兩篇：其一、呂偉和林昭呈(2007)[10]采用了滬市上市公司1997～2004年的數據，研究了關聯(lián)方交易、審計意見和外部監(jiān)管機制之間的關系，結果表明當外部監(jiān)管較弱時，關聯(lián)方購銷金額與注冊會計師出示非標準意見之間顯著正相關；而在外部監(jiān)管較強時，關聯(lián)方購銷金額與注冊會計師出示非標準意見之間則不相關。文中區(qū)分外部監(jiān)管強弱的標志性事件是“2001年12月財政部出臺《關聯(lián)方之間出售資產等有關會計處理問題暫行規(guī)定》”，該規(guī)定明確指出，如果上市公司與關聯(lián)方之間的交易價格明顯有失公允，則對非公允的交易價格部分,一律計入資本公積，而不得確認為當期利潤。由此可見，《暫行規(guī)定》出臺前關聯(lián)交易更多地是大股東掏空上市公司的機會主義行為，而出臺后，則更多地以減少交易成本、改善集團效率為目的。其二、高雷(2007)[8]利用上市公司2003、2004年的數據發(fā)現，審計意見能反映出關聯(lián)擔保情況,但不能反映出上市公司大股東對上市公司的資金占用情況。

綜上，如果關聯(lián)交易是效率促進型，則不影響審計意見的出具；而如果關聯(lián)交易是機會主義盈余管理型，外部審計應能識別并視情節(jié)嚴重與否出示非標意見。雖然，任何制度背景下，均存在以上兩種性質的關聯(lián)交易，但不同的制度背景會影響其傾向性，進而影響關聯(lián)交易與審計意見兩者關系的實證檢驗。當制度監(jiān)管較強時，關聯(lián)交易更多地傾向于效率促進，關聯(lián)交易與審計意見應無相關關系；而制度監(jiān)管較弱時，關聯(lián)交易更多地傾向于機會主義行為，關聯(lián)交易與審計意見應顯著相關。呂文[10]采用2001年《暫行規(guī)定》出臺作為制度監(jiān)管趨強的標志，驗證了2001～2004年審計意見與關聯(lián)方購銷無關；本文采用2006年新會計準則出臺作為制度監(jiān)管趨弱的標志，驗證了2006年后非標意見與關聯(lián)交易顯著正相關。與呂文相比，本文研究的時段不同、采用的回歸模型不同；且與呂文集中研究關聯(lián)方購銷交易不同，本文未特別區(qū)分關聯(lián)交易的種類，因為正像高雷(2007)[8]所發(fā)現的，關聯(lián)擔保情況也能反映在審計意見中，后續(xù)穩(wěn)健性檢驗刪除了一些交易類型，發(fā)現兩者關系未有實質性變化。

為什么研究2006年之后關聯(lián)交易和審計意見之間的關系呢？我們知道，為了適應我國市場經濟發(fā)展要求，更為了與國際會計準則趨同，財政部于2006年頒布《企業(yè)會計準則第36號——關聯(lián)方披露》，要求詳盡披露非公允關聯(lián)交易信息。但債務重組、貨幣性交易等準則均不再要求將非公允關聯(lián)交易收益計入“資本公積”，這又使得上市公司有機會利用關聯(lián)交易來操縱利潤和粉飾財報。此時，如上分析，有效的外部審計作為一種監(jiān)督機制，應能通過出具非標報告來揭示這種機會主義行為。也就是說，06年寬松的會計準則加大了上市公司關聯(lián)交易的機會主義傾向，從而，交易金額越大，越可能被出具非標意見。故本文提出第一個假設：

假設1：2006年后，上市公司關聯(lián)交易金額越大，越有可能被出具非標報告。

也有一些情形可能使得假設1無法得到支持。其一，上市公司進行的是改善效率的關聯(lián)交易；其二，注冊會計師專業(yè)勝任能力不足或者獨立性不夠導致審計質量不高。

二、2010年版關聯(lián)方審計準則對關聯(lián)交易與審計意見關系的影響

關聯(lián)交易，作為舞弊高發(fā)的重大錯報風險領域之一，需要投入更多的審計資源，并作出針對性的反應。2010年財政部出臺新審計準則，將關聯(lián)交易作為特別風險，要求注冊會計師在審計實務中針對關聯(lián)交易做出更加謹慎的應對。

2010年版的關聯(lián)方審計準則一方面可能提高了注冊會計師在審計執(zhí)業(yè)過程中對關聯(lián)交易的關注程度,從而提升了其發(fā)現重大錯報的專業(yè)素養(yǎng)；另一方面也加大了注冊會計師的職業(yè)和法律責任，這是因為監(jiān)管機構會依據新的關聯(lián)方審計準則來檢查和判斷注冊會計師執(zhí)業(yè)質量，從而促使注冊會計師產生更多意愿去發(fā)現和揭示錯報。因而推論，2010年版審計準則將關聯(lián)交易作為特別風險領域加以強調，可能增加注冊會計師對關聯(lián)交易的關注程度和執(zhí)業(yè)謹慎性，進而影響其出具的審計意見類型。為此，提出本文的第二個假設：

假設2：2010年關聯(lián)方審計準則頒布后，非標準審計報告與關聯(lián)交易金額的相關性顯著提高。

下列情況下，假設2可能得不到支持：其一，在弱法律環(huán)境下，2010年版審計準則可能沒有被實務界普遍執(zhí)行；其二，雖然2010年版審計準則原則性地強調了關聯(lián)交易這一特別風險領域，但如果審計實務并沒有得到有效的執(zhí)行，將難以觀測到這一審計準則實施對審計報告傾向性產生的影響；其三，無論審計準則有無專門強調關聯(lián)交易，審計師在實務中可能一直對關聯(lián)交易保持關注，這會導致2010年版審計準則實施前后并不產生顯著變化。

值得說明的是，財政部2010年版新審計準則是自2012年1月1日也即2011年報審計開始施行，但由于2010年版審計準則在正式發(fā)布前，已公開發(fā)布過2次征求意見稿，第一次自2009年12月～2010年1月，第二次是2010年8月25日，且其間曾計劃自2011年1月1日也即2010年報審計正式實施，故新準則雖自2012年生效，但預期其變化已被審計師廣泛接受和消化，并被提前反映在2010年報表審計中了，故本文選擇以新審計準則頒布時點來考察準則之效果。

研究設計

一、數據來源及樣本選擇

由于2013年關聯(lián)方交易數據不全，故本文以2006～2012年七年A股上市公司數據作為研究樣本。剔除金融保險行業(yè)，剔除數據缺失值后，本文一共得到12134個公司/年度樣本。其中，2006～2012年各年樣本量分別為1376、1442、1548、1594、1755、2093和2326；占比分別為11.34%、11.88%、12.76%、13.14%、14.46%、17.25%和19.17%。本文觀測樣本一共涉及21個行業(yè),其中，機械、設備及儀表制造業(yè)的樣本量最多(占18.02%)，木材、家具制造的樣本量最少(占比不足1%)。除關聯(lián)交易數據來自于CCER以外，其他數據均來自國泰安CSMAR數據庫。

二、回歸模型及其變量定義：

首先使用了以下的Probit模型來驗證假設1：

1.因變量

OP為虛擬變量。本年審計報告為非標準審計報告時，賦值為1；為標準報告時，賦值為0。非標準審計報告包括帶強調事項段或其他事項段無保留意見、保留意見、否定意見和無法表示意見。

2.解釋變量

GLF為關聯(lián)方交易金額占總資產的比例，比例越大，越可能被出具非標意見，故預期其符號為正。

3.控制變量

第一，事務所特征變量

BIG為虛擬變量，如果上市公司聘請了國際“四大”或國內“八大”所時，賦值為1，否則為0。大型事務所獨立性較強、質量控制較規(guī)范，故預期BIG的系數符號為正； SWITCH為虛擬變量，當變更會計師事務所時，取值為1，否則為0。當上市公司變更會計師事務所時，一方面可能是為了購買審計意見而選擇了關系更好的繼任事務所；但另一方面，繼任事務所也可能因面臨更多的監(jiān)管關注和審計風險而更加謹慎執(zhí)業(yè)，故對SWITCH的系數符號不作預期。

第二，公司特征變量

LNTA為公司規(guī)模，是總資產的自然對數。大公司管理較規(guī)范、內控較完善，盈余管理程度較低；并且，對事務所而言，大公司更重要，談判地位更高，出具非標審計報告的可能性更小，預期LNTA的系數符號為負；OWNER是區(qū)分國有或非國有的虛擬變量，國有企業(yè)有更多的行政資源和政治關聯(lián)，也更容易通過政府干預來獲取標準意見的審計報告，故預期OWNER的系數符號為負。

第三，財務特征變量

LOSS是表示盈利狀況的虛擬變量，公司本年度虧損，取值為1，否則為0。上市公司發(fā)生虧損時，一方面會引起注冊會計師關注其持續(xù)經營問題；另一方面“讓我一次虧個購”，存在很強的“洗大澡”式的盈余管理動機，從而更容易被出具非標準審計報告，故預期LOSS的系數符號為正；PB為市賬率，是衡量公司成長性的指標。一般而言，高成長性伴隨著較高的經營風險和較大的經營失敗的概率，其存在平滑利潤動機，從而更容易獲得非標準審計報告，預期PB的系數符號為正。

表1 變量定義表

第四，其他控制變量

LAGOP為虛擬變量，上年被出具非標審計報告，取值為1，否則為0。如果上年被出具了非標準審計報告，說明公司內控較薄弱，存在較為嚴重的財務報告問題，故其審計風險較大，本期也較可能被出具非標準審計報告，因而預期LAGOP系數符號為正。IND為行業(yè)虛擬變量，用于控制行業(yè)固定效應。YEAR為年份虛擬變量，用于控制未知的隨年度變化的因素。

模型所涉及的變量界定參見表1組A。

其次使用了以下Probit模型檢驗假設2：

為考察2010年度審計前后關聯(lián)交易與審計意見之間的相關性是否發(fā)生顯著變化，引入POST與GLF的交互變量POST×GLF。POST為虛擬變量，如果是新審計準則頒布后也即2010年及之后的樣本，取值為1，而如果是2006～2009年之間的樣本，取值為0。關注交互項POST×GLF，根據研究假設2，如果注冊會計師2010年后對關聯(lián)交易出示非標準審計報告的概率大于2010年前，則該交互項系數為正，反之為負。其他變量同上。該模型新增變量的界定參見表1組B。

表2 變量描述性統(tǒng)計

實證結果與分析

一、描述性統(tǒng)計及單變量檢驗

首先，對變量進行描述性統(tǒng)計，結果見表2。由表2可見，GLF的均值為2.100，遠大于中位數0.056，說明有些公司的關聯(lián)交易占總資產比值比較大。OWNER、LOSS和LAGOP等為啞變量，從相應均值可以看出，約一半的上市公司為國企，約15.31%公司發(fā)生年度虧損，7.42%公司年報被出具了非標準審計意見。

其次，按本年度審計意見類型分組進行單變量檢驗，結果見表3。觀測期間內被出具非標準審計意見的公司大約占總樣本的6.91%，2006～2012年各年非標準審計報告占比分別為18.38%、15.75%、13.37%、13.96%、13.96%、13.72%和10.86%。由表3可見，獲非標準審計報告公司的關聯(lián)交易占總資產的比例顯著較高，這表明注冊會計師在出具審計報告時會一定程度地考慮客戶的關聯(lián)交易問題。另外，平均而言，獲非標準審計報告的公司成長性更高、規(guī)模更小、更可能發(fā)生虧損、更可能為非國有性質、更可能由小型事務所審計，更可能發(fā)生會計師事務所變更、且上年更可能被出具非標準審計報告。對所有的連續(xù)變量GLF、POST×GLF、LNTA和PB按其兩端1%分位數進行了縮尾(winsorize)處理。

表3 單變量檢驗

表4 變量間相關系數表

二、相關性檢驗

表4是各變量之間Pearson相關系數表。表4表明，關聯(lián)交易金額占總資產比重、上年度審計意見、本年度發(fā)生虧損、市賬率和變更事務所與非標準審計意見之間均在1%的統(tǒng)計水平上顯著正相關。除OP和LAGOP之間相關系數為0.678外，其他變量間的相關系數均小于0.5，這表明各個變量間具有較弱的相關性，彼此之間不存在多重共線性。

三、回歸分析

表5的各個VIF值一律小于2，這同樣說明，各個變量之間不存在多重共線性問題。

表5 VIF值

表6 多元回歸結果

表6列示了模型1和2的回歸結果。表6顯示，GLF系數在1‰水平上顯著為正，說明2006～2012年，關聯(lián)方交易金額占總資產比例越大，就越可能被出具非標準審計報告。這支持了本文的假設1。

此外，控制變量的回歸結果顯示，小規(guī)模公司、虧損公司、成長性公司、上年獲非標準審計報告以及本年發(fā)生事務所變更的公司更可能獲得非標準審計意見，這些結果與預期基本相符，與以往文獻的發(fā)現也基本一致。

交互變量POST×GLF的系數為正，在10%水平上顯著。說明面對同樣程度的關聯(lián)交易，注冊會計師在2010年后更容易出示非標準的審計報告，也就是說，關聯(lián)方交易金額與非標意見之間的相關性在2010年后顯著提高了。這說明，2010年版審計準則將關聯(lián)交易作為特別風險領域加以強調，使得注冊會計師對關聯(lián)交易較之前給予了更多的關注，并通過非標意見反映出來。這證實了本文提出的研究假設2。變量POST的系數為負，且在1%水平上顯著，說明2010年后注冊會計師出具非標審計意見的概率較之前更低了；這同時意味著，2010年后，在非標意見出具概率較低的情況下，對關聯(lián)交易卻反而愈加敏感了，體現了2010年版新審計準則的效用。

四、研究結論的可靠性分析

首先，由表6可見，本文兩個模型的Pseudo R2都是比較高的，都在49%以上，這說明模型具有較強的解釋力；其次，兩個模型中各個變量的VIF值一律小于2，說明彼此間不存在共線性問題。最后，為了增強實證研究結論的有效性，本文還做了一些穩(wěn)健性檢驗：(1)因為如果控股股東的控股比例很小的話，與其發(fā)生的關聯(lián)交易可能不是機會主義性質，故本文分別對控股比例小于15%、10%和5%的公司進行了剔除檢驗，表7中第2、4和6列的結果表明，在剔除檢驗樣本中，關聯(lián)交易占總資產的比重與非標準審計意見在0.1%顯著性水平上正相關；進一步證實了假設1。表7第3、5和7列的結果表明，在剔除檢驗樣本中，變量POST為負，并且均在1%或5%的水平上顯著，說明2010年后上市公司整體上較少可能獲得非標準審計報告。交互變量POST×GLF的系數為正，在10%水平上顯著，這說明上市公司在進行了同樣程度的關聯(lián)交易的情況下，在2010年后更可能獲得非標準審計報告，也就是說，注冊會計師在2010年以后增加了對關聯(lián)交易出具非標意見的概率，這一結論進一步證實了假設2。(2)上市公司與關聯(lián)方之間的許可協(xié)議、共同投資、管理合同及其他與交換商品或提供勞務有所不同，其公允性更難把握，故進行了剔除檢驗，見表7中第8和9列，結果顯示，前述關系沒有明顯改變。上述穩(wěn)健性檢驗結果表明，本文的研究結論沒有發(fā)生實質性的改變。

表7 穩(wěn)健性檢驗

結論、局限性以及政策性含義

在信息不對稱條件下，管理者為了達到特定目的存在強烈動機進行利潤操縱，而外部投資者卻難以區(qū)分公司所披露信息的真?zhèn)?，容易被誤導。在各種各樣的利潤操縱手段中，關聯(lián)交易是極為常見的一類，也是報表審計的重大風險領域。那么，作為公司治理機制中的重要組成部分，注冊會計師能否有效甄別關聯(lián)交易的性質、恰當鑒證財務報告的信息質量呢？本文主要研究了2006年版會計準則頒布后，注冊會計師對上市公司關聯(lián)方交易是否起到了監(jiān)督作用。本文的實證結果表明，上市公司的關聯(lián)交易金額占總資產比例如果越大，就越有可能獲得非標準的審計報告。這說明，2006年會計準則雖然給了上市公司更多地利用關聯(lián)交易進行盈余管理的空間，但注冊會計師能夠起到監(jiān)督作用，并通過發(fā)表非標意見來減輕證券市場信息不對稱的程度。

本文另外還發(fā)現，注冊會計師發(fā)表的非標準審計報告在2010年度審計后對關聯(lián)交易的敏感度顯著提高，這表明，2010年版審計準則將關聯(lián)交易作為特別風險領域加以強調一定程度上提升了審計師的執(zhí)業(yè)謹慎態(tài)度，從而提高了審計報告的信息含量。

本文的局限性在于：(1)未區(qū)分關聯(lián)方交易的屬性。關聯(lián)方交易可分為效率促進型和機會主義型兩類，本文未作區(qū)分，將2006年之后的關聯(lián)交易一律假設為機會主義的關聯(lián)交易，這對實證結果可能構成影響。(2)由于我國目前對上市公司披露關聯(lián)方及其交易的規(guī)定及監(jiān)管還不夠完善，致使上市公司有可能選擇性地隱匿部分的關聯(lián)方及其交易，這對實證結果同樣構成影響。(3)未區(qū)分關聯(lián)方購銷、借貸、勞務、租賃等交易類型，分別檢驗其對審計意見的影響。(1)和(3)將是以后進一步研究的方向。

本文的政策性含義是：(1)關聯(lián)交易目前依然是上市公司盈余管理的主要手段，應嚴格和加強監(jiān)管；(2)在出臺寬松的會計準則或制度同時，可積極發(fā)揮注冊會計師審計監(jiān)督作用，而這可以通過頒布更有針對性措施的審計準則來實現。