供应商关系型交易、内部控制与真实盈余管理.pdf

第39卷第5期2023年10月吉 林工 商 学院 学 报JOURNAL OF JILIN BUSINESSAND TECHNOLOGY COLLEGEVol.39,No.5Oct.2023供应商关系型交易、内部控制与真实盈余管理汤岩，高顺珍（集美大学 财经学院，福建 厦门 361021）摘要 基于中国的关系型社会背景，利用20132021年A股上市公司数据，实证分析供应商关系型交易对企业真实盈余管理的影响，并考察内部控制对两者的调节作用。实证结果表明：供应商关系型交易会诱发真实盈余管理；内部控制会增强供应商关系型交易诱发的真实盈余管理；市场化程度较高的地区供应商关系型交易对企业真实盈余管理的促进作用更加显著，非国有企业的供应商关系型交易对企业真实盈余管理的正向影响作用表现得更加显著。研究所得出的结论为深入解析关系型交易经济后果影响因素提供了新的参考和文献。关键词 供应商关系型交易；真实盈余管理；内部控制；权变理论中图分类号 F275文献标识码A文章编号 1674-3288（2023）05-0073-08收稿日期 2023-09-04基金项目 福建省科技厅创新战略研究项目“促进福建省人工智能产业发展与充分就业双向匹配的财税政策机制研究”（项目编号：2021R0070）作者简介 汤岩（1974-），男，江苏淮阴人，博士，集美大学财经学院副教授，研究方向为管理会计与大数据下的内部控制；高顺珍（1996-），女，河南信阳人，集美大学财经学院硕士研究生，研究方向为公司治理与内部控制。一、引言全球企业的供应链因2020年爆发的新冠肺炎疫情而遭受重大冲击，在后疫情时代，企业如何通过优化供应链管理来提升其经营效率和竞争力成为了当前热议的话题之一。“十四五”规划纲要 中也提出“坚持经济性与安全性相结合”“形成具有更强创新力、更高附加值、更安全可靠的产业链供应链”的目标。在供应链管理中，关系型交易是商业关系网络经济后果研究中的一个新的热点分支。中国的关系型交易具有缺乏完善的外部法律保护机制、关系依赖于以亲属关系为主轴的网络关系社群、关系型交易频率比西方更频繁三大特征1。中国是具有浓厚的关系本位特征的转型经济体国家2，许多企业在大型交易中频繁应用“关系”来促成建立契约关系，关系型交易正逐渐转变成公司间主要的合作模式3。供应商关系型交易指企业与其供应商之间的长期合作关系，该关系以相互信任、共同成长和利益共享为基础。这种关系不是一次性交易，而是长期的、稳定的、持续的合作关系，就数量而言是企业采购活动主要依赖的少数几个供应商。供应商关系型交易可以帮助企业降低采购成本、提高供应链的灵活性和适应性、促进产品和服务的创新和升级、降低供应链风险、增强企业竞争优势，但不可否认供应商关系型交易也存在诱发机会主义行为、加大道德风险等弊端，这些弊端会在一定程度上降低公司治理效率，影响财务报告质量和股票的价格稳定性4-6。内部控制在企业管理中具有重要作用，目前文献对内部控制和盈余管理的关系研究结论存在分歧，虽然大部分学者认为内部控制是盈余质量的可靠保证7-8，但是有学者通过实证分析发现内部控制规范体系的建立可能会促使上市公司的真实盈余管理水平出现反向上升的趋势9，另外也有学者发现实施内部控制审计对企业真实盈余管理行为的影响在统计学上并不存在显著的抑制关系10。目前国内文献总体支持供应商关系型交易会诱发真实盈余管理，但缺乏影响机制的详细研究。现有文献对于供应商关系型交易、内部控制和真实盈余管理三者关系鲜有研究，在文献梳理中，仅发现 73岳上植（2020）11、徐虹和林钟高（2015）12曾探究过该问题，但其数据收集和模型设计存在改进空间。本文通过对竞争性假设的实证检验，得出了与这些研究不同的结论，并尝试给出相应的解释。本研究有助于认识真实盈余管理行为的影响因素及其经济后果，有助于更加深入地认识到政府改善制度环境以及企业优化治理效率对促进实体经济可持续发展的重要意义。二、理论分析与研究假设（一）供应商关系型交易与真实盈余管理第一，从资源视角来看，供应商关系型交易能够给企业提供关系专用性投资和战略性资源，企业为了维护双方交易关系而进行真实盈余管理。重要供应商占比越大，维持和他们的良好关系就越重要，企业会更容易和这些利益相关者达成经营活动共识，促进企业的真实管理盈余行为。第二，从契约关系视角来看，企业出于维系契约关系及提高议价能力的需要，有动机地进行真实盈余管理来满足重要供应商的期望。由于受到市场机制的限制和国内“新兴加转轨”的制度背景的影响，公司的市场交易成本通常较高，使得公司更愿意选择并保持关系型交易方式，来继续享受丰厚的关系租金。第三，从规避风险视角来看，当企业对重要供应商依赖较强时，会面临市场风险、现金流风险和资本市场风险。为了规避这些风险，企业有动机进行盈余管理。比如现金流风险方面，重要供应商中断交易或者自身面临财务困境，会给企业带来未来收入损失及更多的经营风险，进一步加大现金流风险13。第四，从机会视角来看，供应商关系型交易为双方提供了私下交流的机会，供应商对企业信息公开性的需求降低，企业公开信息不够充分降低了外界利益相关者对企业的监督，这一定程度上为企业进行真实盈余管理提供了机会14，使企业拥有更多的盈余操纵空间。综上所述，提出假设1：H1：供应商关系型交易所占比例越高，企业真实盈余管理水平越高。（二）供应商关系型交易、内部控制与真实盈余管理真实盈余管理对公司未来业绩的经济后果影响具有差异性，这种差异不仅表现在影响程度上，还涉及它本身的经济属性对公司未来业绩的内在机制影响的差异15-16。基于这一观点，本文探讨内部控制对供应商关系型交易引发的真实盈余管理行为的调节作用，并提出竞争性假设。1.内部控制的抑制作用有效的内部控制制度可以抑制供应商关系型交易诱发的真实盈余管理行为，原因在于：第一，在关系专用型投资的投入、维护和终止决策方面，良好的内部控制可以监测和纠正关系型交易中可能存在的错误和欺诈行为，降低企业真实盈余管理风险，从而抑制真实盈余管理活动。第二，在信号传递和风险管理方面，企业与供应商外部交易过程中，良好的内部控制能够传递积极信号且减少交易风险17-18，这会削弱企业进行真实盈余管理的动机，从而减少真实盈余管理行为。第三，在企业组织架构构建方面，依据权变理论19，内部控制质量高的企业与变化的环境“适配度”更高，面对市场风险会更加稳健，能够承受更大的供应商关系型交易额的增减变动对企业带来的不良影响，从而减弱供应商关系型交易对企业真实盈余管理的促进作用。基于以上分析，提出如下竞争性假设：H2：限定其他条件，良好的内部控制对供应商关系型交易引发的企业真实盈余管理行为起到显著的抑制作用。2.内部控制的增强作用高质量的内部控制对供应商关系型交易诱发的企业真实盈余管理可能起到显著的增强作用，原因在于：第一，内控良好的企业进行应计盈余管理的“空间”被挤压，出于缓解盈余压力和替代应计盈余管理的动机，会更有可能在与供应商关系型交易过程中进行真实盈余管理。首先，良好的内部控制可以有效抑制应计盈余管理，但对真实盈余管理影响有限。其次，上市公司面临高质量外部审计和鉴证压力，会加大真实活动盈余管理20。盈余压力大时，企业会受到更多监管，会实施更多真实盈余管理以替代应计盈余管理21-22。最后，供应链真实盈余管理与向上应计盈余管理在盈余压力下具有替代关系23。第二，良好的内部控制会让企业在供应商关系型交易中具备沟通优势，为企业进行真实盈余管理提供机会。良好的内部控制能够确保信息和沟通的准确性和及时性。Gunny（2010）15研究表明，企业通过真实盈余管理行为来维护企业信誉，增强利益相关者对未来业绩和企业价值的信心，改善与客户、供应商和债权人的关系，并提高短期收益水平。74在未来业绩不低于“盈余阈值”时，公司管理层认为真实盈余管理可带来收益，且此时不会因利润反转导致短期业绩下滑，往往会采用真实盈余管理24。企业与关系型交易方在经营需要时有可能“合谋”提升利润水平。第三，良好的内部控制会使企业在契约关系中具备议价和信息优势，在与重要供应商交易过程中可能会利用这种优势来控制自身盈余。良好的内部控制能够更好地了解供应商的需求和状况，使企业议价能力提升并具备一定信息优势。在应对市场环境变化和自身发展需求时，据权变理论，企业可能会根据市场环境和自身需求，在与重要供应商的交易过程中基于高质量内控带来的优势，通过提升企业真实盈余管理水平来实现满足盈余目标的目的。基于以上分析，提出如下竞争性假设：H3：限定其他条件，良好的内部控制对供应商关系型交易引发的企业真实盈余管理行为起到显著的增强作用。三、实证设计（一）样本来源选取20132021年沪深主板A股上市公司作为研究样本，并按照以下标准进行筛选和处理：（1）剔除ST、*ST公司；（2）剔除主要变量数据缺失的样本企业；（3）考虑到极端值对研究结果准确性的影响，对所有连续变量进行了缩尾处理，使其在大于99%和小于1%的水平上得到控制。共得有效样本5 683个。研究数据源于国泰安金融研究数据库、迪博公司的内部控制指数库及樊纲等（2003）25编撰的“中国市场化指数”。前期数据整理与分析使用EXCEL，后期描述性统计与实证研究则主要运用STATA16.0。（二）变量设置运用Roychowdhury（2006）26所提出的真实盈余管理测算模型来定义被解释变量真实盈余管理，以REM表示。核心解释变量为供应商关系型交易，用Supply表示。借鉴前人的做法，分别用前五大供应商的采购比例定义企业与主要供应商的关系型交易4-5，27。调节变量内部控制质量（ICQ）的评价标准选用了深圳迪博公司提供的内控数值28-29。参考方红星等（2016）7、葛格等（2021）28相关研究文献，选取市场化程度指数（Market）、产权性质（State）、公司规模（Size）、资产负债率（Lev）、盈利能力（Roa）、是否再融资（Seo）、股权集中度（Ecr）、董事会规模（Board）、独立董事比例（Du）作为控制变量。此外，还控制了年度效应（Year）和行业效应（Ind）。（三）模型构建为了验证供应商关系型交易对真实盈余管理的影响机制（假设H1），构建主效应模型如下：REM=0+1*Supply+i*Controls+（1）为了验证内部控制是否对供应商关系型交易与真实盈余管理的相关关系有着调节作用（假设H2和假设H3），构建调节效应模型如下：REM=0+1*Supply+2*ICQ+3*Supply*ICQ+i*Controls+（2）四、实证结果分析（一）描述性统计供应商关系型交易、真实盈余管理与内部控制回归模型的描述性统计如表1。表1描述性统计变量REMSupplyICQMarketStateSize样本数5 6835 6835 6835 6835 6835 683均值-0.01133.576.4580.5330.35622.42中位数0.00229.026.6161.000022.29标准差0.19819.421.0090.4990.4791.117最小值-2.9241.1600019.49最大值1.7231008.9321.0001.00026.67变量LevRoaSeoEcrBoardDu样本数5 6835 6835 6835 6835 6835 683均值0.4300.0090.14933.362.24437.21中位数0.4230.007030.632.30333.33标准差0.1900.0130.35714.550.1735.45最小值0.010-0.21104.15016.67最大值0.9890.1641.00089.992.94471.43 75（二）相关性分析在进行回归分析之前，通过Pearson相关性检验来验证多重共线性。由表2可知，供应商关系型交易与真实盈余管理的相关系数为正，且通过1%的显著性水平测试，初步表明供应商关系型交易会促进真实盈余管理。内部控制质量与真实盈余管理的相关系数为-0.081，且通过1%的显著性水平测试，初步说明良好的内部控制可以减少企业真实盈余管理。此外，所选取的其他变量之间的相关系数大部分通过了显著性检验，系数值较小，表明所选变量之间不存在严重的多重共线性问题，变量的选择较为恰当。表2Pearson相关系数分析REMSupplyICQMarketStateSizeLevRoaSeoEcrBoardDuREM1.0000.104*-0.081*-0.056*0.091*0.042*0.190*-0.285*0.007-0.065*-0.027*0.021Supply1.000-0.033*0.0190.015-0.157*-0.069*-0.043*-0.0170.047*-0.050*0.059*ICQ1.0000.032*0.055*0.119*-0.026*0.176*0.053*0.104*0.040*-0.015Market1.000-0.078*-0.164*-0.053*0.023*0.077*0.054*-0.014-0.011State1.0000.251*0.203*-0.064*-0.0130.165*0.219*-0.074*Size1.0000.516*0.074*0.088*0.162*0.162*-0.033*Lev1.000-0.285*-0.0050.075*0.057*-0.014Roa1.000-0.037*0.089*0.066*-0.052*Seo1.000-0.040*0.0120.005Ecr1.0000.0030.004Board1.000-0.583*Du1.000注：*、*、*分别代表参数在1%、5%、10%水平上显著。下同。（三）实证检验1.供应商关系型交易与真实盈余管理表3为供应商关系型交易与企业真实盈余管理的多元回归结果。将真实盈余管理 REM 分解为异常经营活动现金流DCFO、异常生产成本DPROD、异常操纵性费用DDISEXP三个部分。回归结果显示：从第1列回归结果来看，当被解释变量为真实盈余管理REM时，解释变量Supply的回归系数为0.000743，系数为正且在1%的置信水平上显著，这表明供应商关系型交易对企业真实盈余管理行为有促进作用，假设1得到验证。从第2列到第4列回归结果看，供应商关系型交易和企业异常生产成本DPROD、异常操纵性费用DDISEXP在1%的置信水平上显著，而与企业异常经营活动现金流的相关关系未通过显著性检验，表明企业供应商关系型交易会促使企业对生产成本、操纵性费用进行控制。这可能是因为供应商关系型交易本身就会给企业带来现金流风险，企业为了规避资金链断裂风险，保证经营可持续性，会更多地在关系型交易过程中控制异常生产成本和异常操纵性费用来进行真实盈余管理。2.供应商关系型交易、内部控制与真实盈余管理供应商关系型交易、内部控制与企业真实盈余管理的多元回归结果见表4。从表4的第1列可以看到当被解释变量为真实盈余管理REM时，解释变量Supply和调节变量ICQ的交乘项回归系数为0.000252，在5%的水平上显著，说明内部控制对供应商关系型交易与企业真实盈余管理之间存在显著的正向调节作用，假设H3得到验证，对应的竞争性假设H2没有得到验证。需要注意的是交乘项回归系数为0.000252，系数非常小，说明内部控制对于供应商关系型交易和真实盈余管理关系的促进作用是有限的。更可能的情况是，抑制作用和促进作用共同作用时促进作用处于上风。我们相信，随着国内企业整体的内部控制水平提升及建立起有效的针对关系型交易的内部控制制度，内部控制对真实盈余管理的促进作用会被削弱，而抑制作用得到提升，届时内部控制才能有效地抑制供应商关系型交易中的真实盈余管理行为，从而降低真实盈余管理对企业长期业绩的负面影响。76表3供应商关系型交易与真实盈余管理的多元回归SupplyMarketStateSizeLevRoaREM0.000743*（3.153）-0.003859（-0.770）-0.003057（-0.165）-0.000246（-0.015）0.142378*（2.596）-2.324100*（-7.027）DCFO-0.000056（-0.434）0.000960（0.394）0.006649（1.008）0.005531（1.081）-0.033729*（-1.956）0.789645*（4.776）DPROD0.000487*（3.543）-0.002207（-0.725）-0.000304（-0.024）-0.000847（-0.090）0.115622*（3.561）-1.356235*（-6.671）DDISEXP-0.000200*（-3.268）0.000692（0.635）-0.003895（-0.798）-0.006132（-1.376）0.006973（0.449）0.178220*（2.629）SeoEcrBoardDu_consIndYearNREM-0.004509（-0.698）-0.000361（-0.528）-0.000345（-0.012）-0.000193（-0.263）-0.208576（-0.608）YesYes5 681DCFO-0.002055（-0.650）0.000132（0.550）-0.010428（-0.776）-0.000089（-0.253）-0.039638（-0.348）YesYes5 681DPROD0.002165（0.513）-0.000171（-0.409）-0.010142（-0.577）-0.000273（-0.608）-0.082211（-0.408）YesYes5 681DDISEXP0.008729*（4.436）0.000057（0.332）0.000631（0.067）0.000009（0.046）0.166004*（1.752）YesYes5 681表4供应商关系型交易、内部控制与真实盈余管理的多元回归SupplyICQc.Supply*c.ICQMarketStateSizeLevRoaSeoEcrBoardDu_consIndYearNREM-0.000858（-1.065）-0.010617*（-2.397）0.000252*（2.090）-0.003806（-0.760）-0.002959（-0.160）0.000094（0.006）0.141571*（2.577）-2.308340*（-6.955）-0.004060（-0.634）-0.000345（-0.502）0.001989（0.068）-0.000154（-0.210）-0.150962（-0.439）YesYes5 681DCFO0.000869*（2.013）0.005595*（2.482）-0.000145*（-2.283）0.000929（0.382）0.006622（1.002）0.005420（1.054）-0.033588*（-1.940）0.785957*（4.757）-0.002251（-0.714）0.000126（0.521）-0.011769（-0.877）-0.000113（-0.319）-0.070925（-0.621）YesYes5 681DPROD-0.000121（-0.255）-0.005218*（-2.131）0.000096（1.335）-0.002188（-0.718）-0.000199（-0.015）-0.000528（-0.056）0.114598*（3.527）-1.338296*（-6.549）0.002476（0.591）-0.000161（-0.381）-0.009239（-0.527）-0.000261（-0.578）-0.055935（-0.276）YesYes5 681DDISEXP-0.000132（-0.653）-0.000196（-0.162）-0.000011（-0.363）0.000690（0.632）-0.003863（-0.790）-0.006043（-1.355）0.006615（0.425）0.184088*（2.707）0.008787*（4.493）0.000059（0.344）0.000540（0.057）0.000006（0.032）0.165952*（1.737）YesYes5 681从表4的列2至列4回归结果看，供应商关系型交易和企业异常经营活动现金流的相关关系在5%的置信水平上显著，与企业异常生产成本DPROD、异常操纵性费用DDISEXP的相关关系未通过显著性检验。回归结果表明，内部控制对供应商关系型交易与真实盈余两者关系的调节作用，主要作用在对异常经营活动现金流的真实盈余管理行为，而对生产成本、操纵性费用实施控制的真实盈余管理行为没有调节作用。77（四）稳健性检验对面板数据采用固定行业、年份的双向固定效应模型进行参数估计，固定效应模型本身在一定程度上能够缓解遗漏变量带来的内生性问题。1.替换解释变量Supply参考陈西婵和刘星（2021）27的做法，将供应商集中度赫芬达尔指数supplyhhi作为供应商关系型交易的替代变量进行稳健性检验。根据表5第1列，供应商集中度赫芬达尔指数与真实盈余管理的相关系数为0.001548，在1%的置信水平上显著，假设1得到验证，第2列至第4列结果与之前的回归分析结果是一致的。根据表5第5列，供应商集中度赫芬达尔指数与内部控制的交乘项系数为0.000602，在10%的置信水平上显著，说明内部控制对供应商关系型交易与真实盈余管理存在负向调节作用，假设H3得到验证。回归结果表明本文的结论是比较稳健的。表5替换被解释变量检验supplyhhiICQc.supplyhhi*c.ICQMarketStateSizeLevRoaSeoEcrBoardDu_consIndYearNREM0.001548*（-2.782）-0.003983（-0.797）-0.003126（-0.172）-0.001476（-0.091）0.142509*（-2.6）-2.318918*（-7.007）-0.004394（-0.679）-0.000362（-0.524）-0.002562（-0.087）-0.000233（-0.319）-0.157565（-0.460）YesYes5 681DCFO-0.000181（-0.624）0.000963（-0.396）0.00675（-1.025）0.005587（-1.086）-0.033667*（-1.955）0.789919*（-4.772）-0.002038（-0.643）0.00013（-0.54）-0.010119（-0.752）-0.000081（-0.230）-0.042897（-0.373）YesYes5 681DPROD0.001010*-3.071-0.002289（-0.754）-0.000343（-0.027）-0.001655（-0.176）0.115712*（-3.565）-1.352803*（-6.665）0.002242（-0.531）-0.000172（-0.406）-0.011586（-0.662）-0.0003（-0.668）-0.048774（-0.242）YesYes5 681DDISEXP-0.000357*（-3.499）0.000732（-0.672）-0.003967（-0.822）-0.005765（-1.299）0.00687（-0.443）0.176196*（-2.597）0.008674*（-4.414）0.000059（-0.345）0.001096（-0.116）0.000015（-0.079）0.151687（-1.606）YesYes5 681REM-0.002317（-0.989）-0.004750*（-1.851）0.000602*（-1.718）-0.004002（-0.801）-0.002715（-0.149）-0.001122（-0.070）0.141626*（-2.579）-2.308990*（-6.944）-0.004091（-0.637）-0.000347（-0.500）-0.001129（-0.038）-0.000205（-0.280）-0.13675（-0.400）YesYes5 681DCFO0.001885（-1.451）0.002111（-1.608）-0.000322*（-1.658）0.000973（-0.4）0.006555（-0.995）0.005464（-1.056）-0.033455*（-1.937）0.788948*（-4.769）-0.002149（-0.681）0.000124（-0.511）-0.010881（-0.810）-0.000097（-0.276）-0.052384（-0.458）YesYes5 681DPROD-0.000538（-0.424）-0.003032*（-2.203）0.000242（-1.284）-0.002297（-0.756）-0.000112（-0.009）-0.001336（-0.142）0.114674*（-3.53）-1.337372*（-6.545）0.002498（-0.595）-0.000162（-0.379）-0.011（-0.627）-0.00029（-0.645）-0.036108（-0.179）YesYes5 681DDISEXP-0.000106（-0.190）-0.000393（-0.555）-0.000039（-0.478）0.000732（-0.673）-0.003953（-0.819）-0.005679（-1.278）0.006502（-0.418）0.182670*（-2.682）0.008738*（-4.476）0.000061（-0.357）0.00101（-0.107）0.000012（-0.063）0.153026（-1.618）YesYes5 681 782.增加控制变量参考李华东（2019）30、顾晓安等（2021）31做法增加总资产周转率Ota（营业收入/资产总额）、亏损情况Loss（亏损取1，否则为0）、会计师事务所类型Big4作为控制变量来进行稳健性检验。回归结果证明增加部分控制变量进行回归后，上述检验结果均不存在实质性的改变。篇幅原因，回归结果表未予列示。3.变更缩尾方法将缩尾处理的范围扩大至上下5%进行相关的稳健性回归检验，所有的检验结果都没有实质性的改变，这进一步验证了本文的结论是相对稳健的。（五）进一步分析使用市场化指数构造市场化程度指标，根据企业所在地区市场化程度的不同分为欠发达市场和较发达市场两组样本。另外使用企业实际控制人性质构造产权性质指标，根据企业产权性质将整体样本分为非国有企业组和国有企业组。运用模型（2）分别进行回归，来检验市场化程度、产权性质对于供应商关系型交易与真实盈余管理的促进作用是否存在异质性。由表6可知，欠发达市场组的解释变量Supply回归系数为0.000317，并不具有统计显著性。而较发达市场组的解释变量Supply回归系数为0.001287，且在1%的置信水平上显著。回归结果显示市场化程度较高的地区，供应商关系型交易和真实盈余管理之间的正向关系显著性更强。非国有企业组的解释变量Supply的回归系数为0.000798，在1%的置信水平上显著，而国有企业组的Supply回归系数为0.000918，且在5%的置信水平上显著。回归结果显示相比于国有企业，非国有企业的供应商关系型交易和真实盈余管理之间的正向关系显著性更强。表6市场化程度、产权性质的异质性分析回归SupplyStateSizeLevRoaSeoEcrBoardDu_consIndYearN欠发达市场0.000317（-0.939）-0.00635（-0.221）-0.01151（-0.661）0.109492*（-1.663）-2.211387*（-4.193）-0.00826（-0.879）-0.00069（-0.672）-0.00326（-0.075）0.000272（-0.246）-0.00243（-0.006）YesYes3 025较发达市场0.001287*（-3.308）-0.00618（-0.271）-0.00617（-0.172）0.213290*（-1.985）-2.341695*（-5.594）0.011769（-1.173）0.00024（-0.231）0.019523（-0.432）-0.00033（-0.316）-0.13864（-0.201）YesYes2 656非国有企业0.000798*（-2.636）-0.00804（-1.341）0.012556（-0.99）0.103384*（-2.172）-2.614817*（-6.670）-0.00163（-0.190）-0.00016（-0.214）-0.00067（-0.017）0.000442-0.454-0.515371*（-1.775）YesYes3 657国有企业0.000918*（-2.371）0.000594（-0.069）-0.04352（-0.853）0.290116*（-1.765）-1.751204*（-2.979）-0.00465（-0.523）-0.0011（-0.641）0.010616（-0.213）-0.00086（-0.788）0.83361-0.772YesYes2 024五、结论及启示本文基于 20132021年沪深A股上市公司数据，实证分析供应商关系型交易对企业真实盈余管理的影响，并考察内部控制对两者的调节作用，得到如下结论：（1）供应商关系型交易会促进企业真实盈余管理行为。（2）内部控制会增强供应商关系型交易对企业真实盈余管理行为的正向相关关系。（3）在市场化程度较高的地区，供应商关系型交易对企业真实盈余管理的促进作用更加显著；与国有企业相比，非国有企业的供应商关系型交易对真实盈余管理的正向影响作用表现得更加显著。由以上研究结论得到如下的启示：（1）应加强关系型交易活动的监管和规范信息披露制度。建议监管部门开展系统的调查研究，确定哪些指标应该纳入关系信息披露制度，并在此基础上制定相关的规章制度，以提升上市公司的财务透明度和公信力，及时发现和遏制企业的真实盈余管理行为。（2）应密切关注和探究关于内部控制可能引起的对供应商关系型交易引发的真实盈余管理的促进作用的原因。企业应密切关注 79引起内部控制发挥促进作用的影响因素和影响机理，加强供应商关系型交易的风险管理和内部控制意识，从而提升内部控制对二者关系发挥的促进作用。（3）针对民营企业、欠发达地区企业应加强监管并进行相关政策扶持。政府应该加强对民营企业、欠发达地区企业的监管，提高执法效率，在一定程度上减少诱发真实盈余管理的供应商关系型交易行为。另外应注重市场制度的建设，对欠发达地区民营企业有针对性地进行政策扶持，从根本上改善其治理环境，营造更加公平有效的市场环境。参考文献1 李增泉.关系型交易的会计治理关于中国会计研究国际化的范式探析J.财经研究，2017，43（2）：4-33.2 Allen F，Babus A.Networks in FinanceR.working paper，Wharton Financial Institutions Center，University of Pennsylvania，2008.3 鲍群.关系型交易问题研究现状及展望基于财务视角J.会计之友，2017，（17）：22-27.4 林钟高，邱悦旻.供应商客户关系与代理成本J.北京工商大学学报（社会科学版），2020，35（6）：28-41+55.5 娄祝坤，郭萌迪.供应链关系型交易、市场势力与企业创新J.工业技术经济，2019，38（4）：21-28.6 李艳平.企业地位、供应链关系型交易与商业信用融资J.财经论丛，2017，（4）：47-54.7 方红星，金玉娜.高质量内部控制能抑制盈余管理吗?基于自愿性内部控制鉴证报告的经验研究J.会计研究，2011，（8）：53-60.8 范经华，张雅曼，刘启亮.内部控制、审计师行业专长、应计与真实盈余管理J.会计研究，2013，（4）：81-88.9 张友棠，熊毅.内部控制、产权性质与盈余管理方式选择基于20072015年A股非金融类上市公司的实证研究J.审计研究，2017，（3）：105-112.10 邹娟.内部控制审计对企业应计与真实盈余管理的影响J.财会通讯，2020，（21）：48-52.11 岳上植，邹鹤瑶.关联交易、内部控制与盈余管理J.会计之友，2020，（12）：48-54.12 徐虹，林钟高，王鑫.关系型交易、内部控制与盈余管理基于应计与真实盈余管理的经验证据J.会计与经济研究，2015，29（3）：57-77.13 Itzkowitz J.Customers and cash：How relationships affect suppliers cash holdingsJ.Journal of Corporate Finance，2012，19（1）：159-180.14 Hui K W，Klasa S，Yeung P E.Corporate suppliers and customers and accounting conservatismJ.Journal of Accounting andEconomics，2012，53（1/2）：115-135.15 Gunny K.The relation between earnings management using real activities manipulation and future performance：Evidence frommeeting earnings benchmarksJ.ContemporaryAccounting Research，2010，（3）：855-888.16 谢德仁，崔宸瑜，汤晓燕.业绩型股权激励下的业绩达标动机和真实盈余管理J.南开管理评论，2018，21（1）：159-171.17 叶康涛，曹丰，王化成.内部控制信息披露能够降低股价崩盘风险吗?J.金融研究，2015，（2）：192-206.18 徐虹，李亭，林钟高.关系投资、内部控制与企业财务杠杆水平基于关系契约与规则契约理论的经验证据J.中南财经政法大学学报，2014，（3）：106-114.19 费显政.论企业环境战略的权变模型J.商业时代，2006，（11）：30-31.20 张勇.供应链关系型交易会诱发企业分类转移盈余管理行为吗?J.证券市场导报，2017，（7）：43-51.21 李江涛，何苦.上市公司以真实盈余管理逃避高质量审计监督的动机研究J.审计研究，2012，（5）：58-67.22 李春涛，赵一，徐欣，等.按下葫芦浮起瓢：分析师跟踪与盈余管理途径选择J.金融研究，2016，（4）：144-157.23 彭牧泽，靳庆鲁.公司盈余压力与供应链真实盈余管理J.财经研究，2021，47（10）：156-169.24 王福胜，吉姗姗，程富.盈余管理对上市公司未来经营业绩的影响研究基于应计盈余管理与真实盈余管理比较视角J.南开管理评论，2014，17（2）：95-106.25 樊纲，王小鲁，朱恒鹏.中国市场化指数各地区市场化相对进程报告（2003）M.北京：经济科学出版社，2003.26 Roychowdhury S.Earnings management through real activities manipulationJ.Journal of Accounting&Economics，2006，42（3），335-370.27 陈西婵，刘星.供应商（客户）集中度与公司信息披露违规J.南开管理评论，2021，24（6）：213-226.28 葛格，肖翔，廖添土.内部控制质量对盈余管理的影响基于企业社会责任的中介效应J.财会月刊，2021，（23）：50-57.29 陈汉文，黄轩昊.中国上市公司内部控制指数：逻辑