關聯(lián)交易、企業(yè)生命周期與自愿信息披露

李 震，黃俊榮

（新疆財經(jīng)大學 會計學院，新疆 烏魯木齊 830012）

一、引言

資本市場中的自愿信息披露問題已經(jīng)引起社會各界的普遍關注。我國股票上市的相關制度規(guī)定：上市公司應及時、公平地披露信息，并保證所披露的信息真實、準確、完整；上市公司披露預測性信息時，應當合理、謹慎、客觀；上市公司應及時披露將要出現(xiàn)的“凈利潤為負值”“凈利潤與上年同期相比變動50%以上”“實現(xiàn)扭虧為盈”的情形，對于其他情形，上市公司可以選擇性自愿披露。顯然，上市公司對自愿信息披露擁有較大的自主選擇權，信息披露程度以及傳遞信號的性質(zhì)很大程度上受到公司的控制（程新生等，2008）[1]。一般而言，基于維持與投資者的良好關系、維護公司聲譽、穩(wěn)定股價等動機，上市公司會自愿披露信息（徐水和焦一曼，2016）[2]。對此，已有文獻基于信號理論和代理成本理論進行了分析（Lang and Lundholm，2000；況學文等，2019；唐建新等，2021）[3-5]。一方面，信息是投資者進行決策的重要依據(jù)，投資者會根據(jù)公司披露的信息及其質(zhì)量判斷公司業(yè)績的好壞，且偏好投資于業(yè)績好的公司。因此，大股東有動機向市場傳遞公司經(jīng)營業(yè)績好的信號。另一方面，當公司存在融資需求時，其有動機向投資者披露更多的精準信息，以減少信息不對稱，進而降低融資成本。上市公司披露更多的信息可以使投資者了解公司真實的發(fā)展情況，從而降低公司的訴訟風險。由于自愿信息披露受到大股東的影響較大（牛建波等，2013）[6]，公司若存在一些違規(guī)行為，則其會降低自愿信息披露程度。

近年來，關聯(lián)交易已成為公司經(jīng)營的重要方式之一，而關聯(lián)交易因存在潛在的重大財務風險，也成為監(jiān)管部門的重點關注對象。例如，康得新因在2015—2018 年利用關聯(lián)交易虛增利潤119.21 億元以及控股股東利用關聯(lián)交易挪用資金而被證監(jiān)會行政處罰，2018 年華澤鈷鎳利用關聯(lián)方交易掏空公司資產(chǎn)使公司陷入財務危機。對于關聯(lián)交易可能產(chǎn)生的影響，學術界進行了重點研究。關聯(lián)交易的雙方會隱瞞交易信息（Djankov et al.，2008）[7]，導致信息披露質(zhì)量下降，這不僅會損害相關者的利益，而且會造成公司聲譽受損，進而引致股價崩盤的風險（劉星等，2021）[8]。關聯(lián)交易已成為公司通過虛增收入進行盈余管理以實現(xiàn)自身利益的需要（鹿堯，2018）[9]，最終導致盈余粉飾的可能性提高（唐建新，2021）[5]，盈余的透明度降低（汪健等，2018）[10]，進而影響投資者的正確決策。關聯(lián)交易越多的公司受到監(jiān)管部門關注的程度也越高，其利用關聯(lián)交易進行盈余管理時也越有可能減少自愿信息披露，以避免招惹禍端?？傊?，已有文獻主要研究了關聯(lián)交易所導致的大股東利益侵占（陳曉紅等，2011）[11]、公司違規(guī)（魏志華等，2017）[12]、信息透明度降低（Hunton et al.，2006）[13]、審計收費提高（汪鍵等，2018）[14]等經(jīng)濟后果，而較少關注關聯(lián)交易對自愿信息披露的影響以及盈余管理在兩者之間發(fā)揮的中介效應。

本文利用我國上市公司的經(jīng)驗數(shù)據(jù)，研究了關聯(lián)交易對自愿信息披露的影響及其作用機制，在此基礎上考慮了企業(yè)生命周期的異質(zhì)性特征。根據(jù)生命周期理論，在不同的發(fā)展階段，企業(yè)的經(jīng)營策略、財務目標和代理問題等可能存在差異。因此，關聯(lián)交易對于不同發(fā)展階段的企業(yè)而言，其自愿信息披露的程度也會有所不同。本文可能的邊際貢獻主要體現(xiàn)在三個方面。（1）豐富了關聯(lián)交易的經(jīng)濟后果以及自愿信息披露影響因素的研究。著眼于總體關聯(lián)交易水平，本文研究發(fā)現(xiàn)，關聯(lián)交易與自愿信息披露顯著負相關。這一研究結果為企業(yè)加強對損害型關聯(lián)交易的管理提供了經(jīng)驗證據(jù)，同時也為監(jiān)管部門完善與關聯(lián)交易行為有關的規(guī)章制度提供了實證經(jīng)驗。（2）拓寬了企業(yè)生命周期的研究視角。本文基于企業(yè)生命周期的視角研究發(fā)現(xiàn)，企業(yè)在成長期、成熟期和衰退期的關聯(lián)交易均與自愿信息披露顯著負相關，而在企業(yè)初創(chuàng)期關聯(lián)交易與自愿信息披露的關系不顯著，這就為深刻理解企業(yè)在不同階段采取的差異化自愿信息披露行為提供了新的視角。（3）研究了關聯(lián)交易對自愿信息披露的作用機制。本文研究發(fā)現(xiàn)，在關聯(lián)交易對自愿信息披露的影響中，盈余管理具有部分中介效應。這不僅揭示了盈余管理對自愿信息披露的影響，也為監(jiān)管企業(yè)盈余管理行為、提高自愿信息披露水平、幫助投資者合理決策、促進資本市場良性發(fā)展提供了參考。

二、理論分析與研究假設

（一）關聯(lián)交易與自愿信息披露

隨著企業(yè)多元化經(jīng)營的開展，關聯(lián)交易在市場交易中普遍存在，其具有多樣性和隱蔽性的特點，是企業(yè)進行盈余管理的重要方式（岳上植和鄒鶴瑤，2020）[15]。學術界對關聯(lián)交易有兩種不同的觀點，即效率促進觀和掏空觀。從效率促進觀來看，關聯(lián)交易不僅可以為企業(yè)節(jié)約交易成本，提高生產(chǎn)效率（Chen et al.，2012；黃浩等，2021）[16，17]，而且可以向上市企業(yè)輸送利益，以降低企業(yè)經(jīng)營風險，解決現(xiàn)金流短缺的問題（Jian and Wong，2010）[18]。此外，當關聯(lián)方之間存在稅率差異時，企業(yè)可以利用關聯(lián)交易合理降低納稅成本（劉繼紅和汪泓，2019）[19]。從掏空觀來看，當股權集中度較高時，控股股東可能會利用關聯(lián)交易進行資產(chǎn)轉(zhuǎn)移，為自己謀取私利，從而侵害中小股東的權益（張玲和李慧蘭，2017）[20]，造成企業(yè)價值下降。關聯(lián)交易偏離了市場的公允性和真實性原則，不僅造成企業(yè)會計信息的可比性下降（張勇，2018）[21]，也降低了企業(yè)對外信息披露的意愿（李增全等，2011）[22]?；跈C會主義動機，股東會濫用權力進行掏空型關聯(lián)交易，損害外部投資者的利益，進而造成會計信息質(zhì)量下降以及企業(yè)融資成本增加（伍中信和熊新藍，2016）[23]。

對于盈余預測信息的披露，企業(yè)擁有較大的自由裁量權。我國上市公司對盈余預測信息的預告發(fā)布時間和方式有著較大的選擇空間，公司可以利用自愿信息披露達到影響股價的目的（方紅星和楚有為，2019）[24]，經(jīng)理人也會通過選擇業(yè)績預告的方式提高自己期權的價值。關聯(lián)交易是企業(yè)進行盈余管理的工具（Marchini et al.，2018）[25]，若大股東通過關聯(lián)交易侵占企業(yè)資金，通過高買低賣轉(zhuǎn)移企業(yè)資產(chǎn)，則會導致企業(yè)盈余信息質(zhì)量下降（鄭國堅，2009）[26]。因此，企業(yè)有動機披露符合自身利益的業(yè)績預告信息，這就會增加盈余信息的噪音。此外，當企業(yè)發(fā)生掏空型關聯(lián)交易時，股東有動機隱藏關聯(lián)交易的信息，這就可能導致股價波動。為了避免股價過度波動，企業(yè)會對盈余預測信息內(nèi)容進行選擇性披露，從而導致自愿信息披露水平下降?；诖耍疚奶岢黾僭OH1。

H1：關聯(lián)交易與自愿信息披露負相關。

（二）關聯(lián)交易、企業(yè)生命周期與自愿信息披露

在生命周期的各個階段，企業(yè)的經(jīng)營模式和發(fā)展策略存在異質(zhì)性。企業(yè)在初創(chuàng)期剛剛起步，沒有穩(wěn)定的客戶群體，風險承擔能力較低（陳海燕等，2021）[27]，其會選擇保守的經(jīng)營策略，較少進行關聯(lián)交易，自愿信息披露水平也較低。

成長期的企業(yè)需要不斷吸納資金擴大生產(chǎn)規(guī)模，加大研發(fā)投入（徐斯旸等，2021）[28]，股東就有動機披露更多的信息以獲得投資者的信任，企業(yè)自愿信息披露程度相對較高，即企業(yè)信息的透明度較高（O'Connor and Byrne，2015）[29]。然而，成長期的企業(yè)往往面臨較高的外部融資成本，存在較強的融資約束，股東通常會利用關聯(lián)交易獲得資金，以降低融資成本（黃宏斌等，2016；吳莉昀，2019）[30，31]。因此，關聯(lián)交易的發(fā)生會在一定程度上對企業(yè)自愿信息披露產(chǎn)生影響。

處于成熟期的企業(yè)擁有穩(wěn)定的客戶群，各方面的發(fā)展也比較穩(wěn)定。為了追求個人利益，股東很可能形成合謀，利用關聯(lián)交易為自己謀取私利，從而使中小股東利益受損。此外，頻繁的關聯(lián)交易會向投資者傳遞消極信號，不利于股價穩(wěn)定。因此，股東通常會減少盈余預測信息披露或者延遲披露信息，以穩(wěn)定股價，這會導致自愿信息披露程度降低。相比于其他發(fā)展階段，成熟期企業(yè)的股東更容易利用關聯(lián)交易為自己謀取私利（杜穎潔和劉洋，2018）[32]，進而影響企業(yè)的自愿信息披露。

衰退期的企業(yè)可能存在嚴重的經(jīng)營問題，如現(xiàn)金流短缺、產(chǎn)品積壓、市場份額減少等。此時，企業(yè)的內(nèi)部組織僵化，創(chuàng)新意識不足（Kueng et al.，2014）[33]，可能發(fā)生嚴重的經(jīng)營危機。因此，股東通常會利用關聯(lián)交易緩解資金短缺問題，通過減少企業(yè)盈余信息披露維持投資者的信心，從而降低自愿信息披露程度。相比于成熟期，衰退期的關聯(lián)交易大多是為了促進企業(yè)發(fā)展，企業(yè)自愿信息披露程度相對較低。此外，在面臨破產(chǎn)風險時，企業(yè)股東可能會利用關聯(lián)交易提前轉(zhuǎn)移資產(chǎn)，其不愿披露有關企業(yè)資產(chǎn)去向和發(fā)展狀況的信息，從而降低企業(yè)自愿信息披露水平?；诖耍疚奶岢黾僭OH2a 和H2b。

H2a：相比于成長期、成熟期和衰退期，初創(chuàng)期的企業(yè)關聯(lián)交易對自愿信息披露的影響較小。

H2b：相比于初創(chuàng)期、成長期和衰退期，成熟期的企業(yè)關聯(lián)交易對自愿信息披露的影響較大。

三、研究設計

（一）樣本選取與數(shù)據(jù)來源

由于我國的股票上市規(guī)則于2014 年進行了修訂，本文從2015—2020 年的A 股上市公司中選取初始樣本22 087 個，并在剔除金融和保險類公司、ST 和*ST 公司以及存在變量缺失值的公司后，最終獲得11 217 個觀測值。本文對連續(xù)變量的上下1%分位數(shù)進行了縮尾處理，以消除極端值的影響。本文的研究數(shù)據(jù)來源于CSMAR 數(shù)據(jù)庫。

（二）模型設定與變量定義

參考李從剛等（2019）[34]、魏志華等（2020）[35]的研究，本文設立了如下模型：

1.被解釋變量：自愿信息披露。本文參考袁振超等（2014）[36]的研究，將業(yè)績預告類型為“大降”“大增”“扭虧”“轉(zhuǎn)虧”“續(xù)虧”的樣本定義為強制性預告，將信息披露類型為“略降”“略增”“續(xù)盈”的樣本定義為自愿性預告。在此基礎上，本文利用上市公司是否發(fā)布自愿性預告（VDI_O）衡量自愿信息披露，公司當年發(fā)布自愿性預告取值為1，否則為0。

2. 解釋變量：關聯(lián)交易。本文借鑒魏志華等（2020）[35]的做法，將關聯(lián)交易的總金額/總資產(chǎn)作為衡量關聯(lián)交易水平（Rpt）的指標。

3.控制變量。參考況學文等（2019）[4]、李從剛等（2019）[34]的研究，本文控制了公司規(guī)模（Size）、第一大股東持股比例（First）、資產(chǎn)負債率（DR）、總資產(chǎn)利潤率（ROA）、管理費用率（MC）、獨立董事比例（IDR）、分析師關注度（Analyst）、高管薪酬（EC）。各變量的具體定義如表1 所示。

表1 變量名稱及定義

4.企業(yè)生命周期的界定。參考 Dickinson（2011）[37]、蔣舒陽等（2019）[38]的研究，本文根據(jù)現(xiàn)金流量符號將企業(yè)生命周期劃分為初創(chuàng)期、成長期、成熟期和衰退期，并將同時滿足經(jīng)營活動現(xiàn)金流量為負、投資活動現(xiàn)金流量為負、籌資活動現(xiàn)金流量為正等條件定義為初創(chuàng)期。成長期、成熟期和衰退期的劃分依此類推，具體定義如表2 所示。

表2 企業(yè)生命周期劃分

四、實證結果與分析

（一）描述性統(tǒng)計

表3 的描述性統(tǒng)計結果顯示：有45.3%的公司提供了自愿性業(yè)績預告（VDI_O），這與李從剛等（2019）[34]的研究結果基本一致；Rpt 的均值為 0.367，說明上市公司關聯(lián)交易總額占總資產(chǎn)的比重較大，同時，其最小值為0.001 22，最大值為2.732，說明公司之間的關聯(lián)交易水平差異較大。其余變量的描述性統(tǒng)計結果與已有文獻基本保持一致。

表3 變量的描述性統(tǒng)計

（二）相關性檢驗

表4 的斯皮爾曼（Spearman）相關性檢驗結果顯示：關聯(lián)交易與自愿信息披露顯著負相關，這就初步驗證了假設H1；資產(chǎn)負債率（DR）與公司規(guī)模（Size）之間的相關系數(shù)為0.501，其他變量間的系數(shù)均小于0.5，說明本文選取的變量不存在多重共線性問題。

表4 Spearman 相關性系數(shù)

（續(xù)表4）

（三）組間變量描述性統(tǒng)計與差異性檢驗

本文將自愿信息披露水平按照生命周期分組，進行了組間差異T 檢驗。表5 的結果顯示，自愿信息披露的均值在成長期最大（0.508），在衰退期最小（0.350），且不同生命周期的自愿信息披露水平存在顯著的差異性，這與陳波和高鵬飛（2020）[39]的自愿信息披露研究結果基本一致。一般而言，處于衰退期的企業(yè)經(jīng)營困難，其可能會通過減少自愿信息披露掩蓋艱難處境，而成長期的企業(yè)正處于快速發(fā)展階段，其傾向于披露更多的信息，以獲取投資資金。

表5 不同生命周期階段自愿信息披露水平的描述性統(tǒng)計及差異性T 檢驗結果

（四）回歸分析

表6 列示了關聯(lián)交易（Rpt）與自愿信息披露（VDI_O）的回歸結果。列（1）是利用模型（1）進行l(wèi)ogit 回歸，并控制了年份和行業(yè)，以檢驗假設H1。關聯(lián)交易（Rpt）與自愿信息披露（VDI_O）的回歸系數(shù)為-0.327，且在1%的水平上顯著，說明關聯(lián)交易顯著降低了自愿信息披露水平，且損害型關聯(lián)交易的占比較高，這就驗證了假設H1。列（2）至列（5）是利用模型（1）對不同生命周期的關聯(lián)交易與自愿信息披露進行l(wèi)ogit 回歸，以檢驗假設H2a 和H2b。關聯(lián)交易（Rpt）在初創(chuàng)期的回歸系數(shù)不顯著，且系數(shù)的絕對值最小，而在其他三個階段關聯(lián)交易的顯著性水平達到1%，這就驗證了假設H2a。關聯(lián)交易在成熟期的回歸系數(shù)絕對值為最大，這就驗證了假設H2b。本文利用費舍爾組合檢驗，通過自體抽樣（Bootstrap）1 000 次得到成長期與成熟期、成長期與衰退期、成熟期與衰退期的經(jīng)驗p 值（分別為0.149、0.449、0.207），證明了這三個階段的關聯(lián)交易系數(shù)差異并不明顯。

表6 關聯(lián)交易與自愿信息披露的回歸結果

（續(xù)表6）

（五）穩(wěn)健性檢驗

1.改變變量的度量方式。本文借鑒史永和李思昊（2018）[40]的研究方法，采用超額關聯(lián)交易水平衡量關聯(lián)交易，并通過構建模型（2）估計上市公司關聯(lián)交易的殘差。模型（2）增加了控制變量流動比率（CR），并控制了年份和行業(yè)，回歸得到的殘差即為超額關聯(lián)交易水平（Rpt_ab）。

本文以超額關聯(lián)交易水平（Rpt_ab）為解釋變量進行回歸，結果如表7 所示。在全樣本中，Rpt_ab與被解釋變量VDI_O 的回歸系數(shù)為-0.330，且在1%的水平上顯著，這與前文的結果相同，再次支持了假設H1。在不同的生命周期，超額關聯(lián)交易水平的回歸系數(shù)及顯著性水平也與前文保持一致，這就支持了假設H2a 和H2b，證明了本文的研究結果是穩(wěn)健的。

表7 超額關聯(lián)交易與自愿信息披露的回歸結果

（續(xù)表7）

2.Heckman 兩階段回歸。本文借鑒何瑛等（2019）[41]的研究方法，采用Heckman 兩階段回歸法處理樣本自選擇所帶來的內(nèi)生性問題。Heckman 第一階段是建立Probit 模型，如模型（3）所示。本文將被解釋變量設置為虛擬變量Rpt_D，即根據(jù)Rpt 是否大于其中位數(shù)進行衡量，大于中位數(shù)取1，表示上市公司的關聯(lián)交易水平較高，否則取0。根據(jù)第一階段的回歸結果，本文計算出逆米爾斯比率（IMR），并在Heckman 第二階段將逆米爾斯比率（IMR）代入模型（1），以控制自選擇問題。

第一階段的回歸結果如表8 的Panel A 所示，第二階段的回歸結果如Panel B 所示。全樣本和成長期的IMR 系數(shù)均在1%的水平上顯著，而初創(chuàng)期和成熟期的IMR 系數(shù)分別在5%和10%的水平上顯著，說明對樣本選擇偏差進行修正是必要的。Panel B 的列（1）、（3）、（4）顯示，Rpt 依然在 1%的水平上顯著，說明本文在修正了樣本選擇偏差后研究結果保持了穩(wěn)健性。此外，衰退期的回歸結果也與前文基本保持一致，說明本文的研究結果是穩(wěn)健的。

表8 Heckman 兩階段回歸結果

Panel B：Heckman 第二階段回歸結果變量-0.160（-1.07）First 0.246（1.04）-0.309***（-2.77）Size -0.053（-0.85）（1） （2） （3） （4） （5）全樣本 初創(chuàng)期 成長期 成熟期 衰退期VDI_O VDI_O VDI_O VDI_O VDI_O Rpt -0.318***（-5.92）-0.108（-0.73）-0.276***（-2.95）-0.426***（-4.15）0.110（0.77）0.065（0.50）-0.022（-0.19）-3.943（-1.17）ROA 9.030***（11.60）1.069*（1.95）DR -5.993***（-4.25）0.238（0.38）-0.419（-0.89）0.055（0.13）-6.719**（-2.09）-10.103***（-3.35）-6.661***（-2.54）-0.667（-0.72）Analyst 0.208***（8.94）12.443***（6.13）9.233***（5.80）8.990***（6.51）-1.358（-0.70）IDR 0.342（0.87）8.138***（4.45）MC -0.032（-0.04）2.138（1.16）2.765（1.63）-0.371（-0.24）2.176*（1.91）0.550（0.81）0.225（0.33）0.128（1.40）IMR -2.662***（-3.55）0.313***（5.60）EC 0.130***（3.34）0.215***（3.01）0.160***（4.09）0.155***（3.78）0.034（0.29）0.145**（2.19）0.143**（2.06）-3.742**（-2.06）-5.099***（-3.21）-2.573*（-1.87）-1.288（-0.72）Year/Industry 控制 控制 控制 控制 控制Constant 3.432***（4.62）2.547（1.47）N 11217 1338 3666 3752 2461 Adj-R2 0.140 0.132 0.103 0.170 0.183 0.283（0.12）5.667***（4.50）3.215**（2.40）

五、進一步的研究：盈余管理的中介效應檢驗

盈余管理是企業(yè)謀取自身利益的重要手段之一，即通過操縱盈余信息實現(xiàn)企業(yè)的經(jīng)營目標。從機會主義的角度來看，企業(yè)管理層擁有較大的經(jīng)營決策權，其薪酬契約與會計盈余在很大程度上相關聯(lián)。為了降低交易成本，獲得更多的薪酬獎勵，管理層有動機操縱盈余信息（Bikki and Tsui，2007）[42]，并通過降低自愿信息披露水平避免盈余操縱行為被發(fā)現(xiàn)。管理層利用關聯(lián)交易進行盈余管理，可以達到其隱瞞不良信息的目的，這就會影響盈余信息的質(zhì)量（汪健和曲曉輝，2014）[14]。由于關聯(lián)交易具有隱蔽性，管理層傾向于利用關聯(lián)交易進行盈余管理，以達到管理者的預期目標。因此，頻繁的關聯(lián)交易會提高企業(yè)盈余管理程度。此外，大股東為了謀取私利會侵占企業(yè)資金，其有動機利用關聯(lián)交易進行資產(chǎn)轉(zhuǎn)移，利用盈余管理“美化”財務報表（關月琴和趙迪斐，2014）[43]，以此來掩蓋掏空型關聯(lián)交易（鹿堯，2018）[10]，從而降低盈余信息的質(zhì)量。為了掩蓋關聯(lián)交易和盈余管理行為，降低企業(yè)的訴訟風險，大股東會減少自愿信息披露。因此，關聯(lián)交易會提高企業(yè)的盈余管理水平，降低自愿信息披露程度。

為了檢驗盈余管理是否對關聯(lián)交易與自愿信息披露發(fā)揮了中介效應，本文借鑒魏志華等（2020）[35]、劉開瑞等（2020）[44]的研究方法，采用逐步回歸的方法檢驗中介效應。本文首先利用模型（1）進行回歸，然后將盈余管理水平（DA）作為被解釋變量，構建模型（4）進行回歸，最后通過控制Rpt 和DA 構建模型（5）進行回歸。

其中，盈余管理采用修正的Jones 模型估算得出的可操控性應計利潤絕對值（DA）進行衡量。具體的計算過程如下：（1）利用模型（6）分行業(yè)和年度進行回歸，得到回歸系數(shù) α1、α2、α3；（2）將系數(shù)代入模型（7），計算出 DA 的值，并取 DA 的絕對值。

其中，TA 為應計利潤總額，Asset 為總資產(chǎn)，ΔREV 為銷售收入增長額，ΔREC 為應收賬款增長額，PPE 為期末固定資產(chǎn)總額。

從表9 的Panel A 來看，全樣本中的關聯(lián)交易會顯著降低自愿信息披露程度。模型（4）的回歸結果顯示，當全樣本中的DA 為被解釋變量時，Rpt 的系數(shù)在1%的水平上顯著為正，說明關聯(lián)交易促使盈余管理行為產(chǎn)生。在同時控制了關聯(lián)交易（Rpt）和盈余管理（DA）之后，關聯(lián)交易與自愿信息披露的負相關關系依然顯著，說明關聯(lián)交易通過影響盈余管理降低了企業(yè)自愿信息披露程度，即盈余管理具有部分中介效應。sobel 檢驗顯示，中介效應占比為6.87%。由于初創(chuàng)期的企業(yè)關聯(lián)交易對自愿信息披露的影響不顯著，本文只對成長期、成熟期和衰退期的企業(yè)進行了中介效應檢驗。結果顯示，成長期的企業(yè)關聯(lián)交易對盈余管理的影響不顯著，不能證明盈余管理存在中介效應。bootstrap 檢驗進一步證實不存在中介效應，說明成長期的企業(yè)可能為了吸引投資，較少操縱盈余信息。從表9 的Panel B 來看，成熟期和衰退期的企業(yè)盈余管理存在部分中介效應，中介效應占比分別為6.75%和5.42%，即成熟期的中介效應更為明顯。這可能是因為成熟期的企業(yè)關聯(lián)交易多數(shù)為損害型，為了穩(wěn)定股價，增強投資者的信心，企業(yè)會進行盈余管理，以“美化”財務報表。

表9 中介效應檢驗

（續(xù)表9）

六、研究結論

本文以2015—2020 年的A 股上市公司為研究對象，基于生命周期的視角，實證檢驗了關聯(lián)交易對自愿信息披露的影響及其作用機制。研究發(fā)現(xiàn)：（1）在全樣本中，關聯(lián)交易顯著降低了自愿信息披露水平，說明關聯(lián)交易會影響企業(yè)向市場傳遞信號的行為，降低信息質(zhì)量；（2）若考慮企業(yè)生命周期的異質(zhì)性，則在企業(yè)初創(chuàng)期關聯(lián)交易與自愿信息披露的相關關系不顯著，而在其他三個階段相關關系均顯著，說明初創(chuàng)期的企業(yè)更重視盈余信息披露，希望通過披露真實、穩(wěn)健的信息確保企業(yè)穩(wěn)步發(fā)展；（3）關聯(lián)交易促使企業(yè)通過盈余管理影響自愿信息披露，而在成長期中介效應是不存在的，這說明成長期的企業(yè)可能較少操縱盈余信息，其更注重披露真實的盈余信息，以吸引外部投資者的投資。本文的研究結論不僅從理論上豐富了關聯(lián)交易經(jīng)濟后果及自愿信息披露影響因素的研究，而且在實踐中為深刻理解關聯(lián)交易與自愿信息披露的關系提供了經(jīng)驗證據(jù)。

本文的研究結論有助于投資者更加全面地審視企業(yè)的關聯(lián)交易行為及自愿信息披露水平，從成長期、成熟期和衰退期的差異性自愿信息披露中辨別企業(yè)的關聯(lián)交易行為，以獲得真實、可靠的信息，據(jù)此進行合理的決策。同時，監(jiān)管部門應對不同發(fā)展階段的企業(yè)“量體裁衣”，重點關注成長期、成熟期和衰退期的企業(yè)，防止其利用自身資源優(yōu)勢進行違規(guī)交易，損害市場資源配置效率，通過規(guī)范企業(yè)的關聯(lián)交易行為，強制其披露相關信息，營造良好的市場經(jīng)營環(huán)境。監(jiān)管部門應鼓勵企業(yè)自愿披露更多的信息，以降低外部投資者獲取信息的成本，維護外部投資者的利益。對于初創(chuàng)期的企業(yè)，相關部門應放寬監(jiān)管限制，進一步扶持其發(fā)展。企業(yè)應根據(jù)自身的發(fā)展階段制定不同的戰(zhàn)略，客觀、公正、合理地披露盈余信息，并加強對關聯(lián)交易的管理，以提高信息披露質(zhì)量，減少市場摩擦，降低股價崩盤風險。此外，初創(chuàng)期的企業(yè)應自愿披露更多的信息，以降低信息不對稱程度，獲得投資者的信任，吸引更多的投資。

本文的局限性在于，僅從關聯(lián)交易的總體視角考察了其與自愿信息披露的關系，而未細分關聯(lián)交易的各種類型，如流入型與流出型關聯(lián)交易、與母公司和子公司的關聯(lián)交易等。此外，鑒于關聯(lián)交易具有復雜性，后續(xù)的研究應進一步考慮是否還存在其他路徑影響自愿信息披露。