并購業績補償承諾與商譽減值研究

張海晴 文雯 宋建波

(1.北京國家會計學院，北京 101312；2.北京外國語大學國際商學院，北京 100089；3.中國人民大學商學院，北京 100872)

一、引言

并購重組是企業整合自身資源、優化資產配置效率的重要途徑。近年來，我國上市公司并購重組的規模和頻率不斷攀升。由于優質的被并購資產相對有限、供不應求，加之出售方和購買方之間存在嚴重的信息不對稱，我國上市公司在并購重組業務中通常需要支付巨額溢價，從而在資產負債表上形成高額合并商譽。根據本文統計，2018年末，我國A股共有2070家公司賬面存在商譽，總額高達1.45萬億元，占A股上市公司總市值的比率接近2.5%。按照我國現行會計準則的規定，上市公司在并購重組業務完成后每年都需要進行商譽減值測試。大額商譽減值會對并購方的市場表現形成巨大沖擊，并購重組業務發生時的高溢價、高商譽也潛在地增加了購買方的股價暴跌風險(王文姣等，2017)[28]。

為規制并購重組活動、防范并購活動中溢價虛高問題，中國證監會在2008年4月出臺了《上市公司重大資產重組管理辦法》(以下簡稱《辦法》)。《辦法》明確要求在特定的重大資產重組活動中，交易雙方須簽訂業績補償承諾(performance compensation commitment)1。業績承諾是指在資產重組交易中，出售方對于標的資產未來若干年度的利潤作出承諾，一旦未達到承諾利潤，需向購買方進行賠償，其實質是一種對賭協議。監管部門希望通過強制性的業績補償承諾規定，避免并購活動中確認過高商譽，進而降低未來發生大額商譽減值的可能性。然而，并購交易雙方均可能出于避免承諾期內未達成承諾業績的動機，高估業績承諾期內商譽的可回收金額，推遲確認商譽減值準備。事實上，業績承諾不僅廣泛應用于政策強制要求的項目中，在其他并購重組交易中，交易雙方也較多自主選擇和應用業績承諾條款。因此，探討我國并購重組交易中業績承諾條款設置對并購后商譽減值的影響，具有很強的現實指導意義。

近年來，我國并購市場簽訂業績承諾的項目數量激增，承諾利潤也越來越高(李秉祥等，2019)[22]，但已有諸多研究表明，業績承諾并未充分保障中小投資者利益。劉浩等(2011)[24]以及Hou et al.(2015)[10]的研究均表明，業績承諾事項給上市公司帶來了較大的業績壓力，業績承諾公司存在向上盈余管理的動機和行為。關靜怡和劉娥平(2019)[20]發現，業績承諾增長率越高，企業在并購后的股價崩盤風險也越高。那么，如果業績承諾到期，企業由業績承諾催生的向上盈余管理動機消失，收購方高估商譽、商譽減值計提的問題很可能顯露出來。例如，光明地產(SH.600708)、時代萬恒(SH.600241)、吉艾科技(SZ.300309)都曾因業績承諾到期后計提大額商譽減值而受到中小投資者質疑或證券交易所質詢。基于實踐上的重要性與既有研究的相對不足，本文聚焦收購方在業績承諾到期首年的大額商譽減值異象問題。

基于2011―2018年我國A股上市公司重大資產重組數據，本文發現，相比不存在業績承諾以及存在業績承諾但未到期的收購方，處于業績承諾期滿后首年的收購方計提了更大金額和更高比例的商譽減值準備，說明收購方在業績承諾壓力下有推遲計提商譽減值準備的現象。此外，分析師跟蹤和高審計質量能夠弱化業績承諾到期對商譽減值準備的增量影響。在剔除業績承諾未達成的樣本進行穩健性檢驗后，本文的研究結論依然成立，說明購買方的商譽減值異象并不僅是未達成業績承諾后負面市場反應的自然結果，本文推斷仍有解釋效力；在采用PSM-DID和Heckman兩階段方法控制了反向因果與自選擇偏誤后，本文主要實證結果仍然成立。

本文的研究貢獻和創新之處主要體現在以下三方面：第一，從商譽減值視角拓展了業績承諾的經濟后果研究。現有研究主要關注業績承諾在承諾期間內的經濟后果，例如收購方市場價值(李秉祥等，2019)[22]、財務業績(呂長江和韓慧博，2014)[26]、審計收費(劉向強等，2018)[25]等，本文則將業績承諾應用狀況放置到更長時間量度內，從商譽減值計提視角拓展業績承諾的經濟后果研究。第二，從并購重組中的業績承諾這一獨特視角出發豐富了商譽減值影響因素的文獻。以往有關商譽減值影響因素研究較多從并購交易完成的時點角度出發(Li et al.，2011；Gu and Lev，2011)[16][9]，本文則提出了上市公司操縱商譽減值的新動機，為商譽估值的盈余管理行為提供了新證據。第三，本文發現了高質量審計與高分析師跟蹤對商譽減值的治理效應，說明良好的外部監督機制能夠降低大幅商譽減值風險。從現實角度，本文的研究發現有助于防范由大額商譽減值帶來的系統性風險，也有利于防范上市公司財務報表舞弊，對監管部門完善業績承諾和商譽減值的相關制度規范具有參考價值。

二、理論分析和研究假設

(一)業績補償承諾到期與商譽減值

業績補償承諾機制的設立初衷是對企業產生正向激勵。楊志強和曹鑫雨(2017)[32]研究發現，業績補償承諾能夠提升混合所有制改革的協同效應，對管理層產生激勵效應。在業績承諾約定期間內，無論是公司的會計業績還是市場估值均有所提升(呂長江和韓慧博，2014；潘愛玲等，2017；李秉祥等，2019)[26][27][22]。

業績承諾作為一種實質上的對賭協議，雖然能夠產生一定的激勵效應，但也會給標的公司管理層增加巨大的業績壓力，導致管理層短視行為(Cadman et al.，2014)[3]。通常而言，業績補償承諾要求標的資產在承諾期間的收益達到約定數額。根據《辦法》的規定，上市公司收購控股股東及其關聯方資產如果達到重大資產重組條件的，雙方必須簽訂業績承諾，這就給承諾方造成了業績壓力。在該類業績承諾中，承諾方仍然能夠參與被承諾方財務報表編制過程。即使在非強制的業績承諾下，承諾方仍可能利用標的資產剩余的所有權對資產的實際運營或相關會計處理進行干涉，這就為盈余管理活動留下了空間。劉浩等(2011)[24]和Hou et al.(2015)[10]以我國股權分置改革中業績承諾公司為樣本，發現業績承諾公司存在調高利潤的盈余管理行為。劉向強等(2018)[25]通過并購中披露業績補償承諾的樣本數據，發現業績承諾會引發上市公司的盈余管理行為，增加了公司的審計風險，因而公司在業績補償承諾期內的審計費用更高。此外，被承諾方也有強烈的動機避免承諾方無法完成承諾業績。觸發賠償機制會向市場傳遞收購方的戰略決策或資產管理失敗的信號，嚴重影響投資者信心。謝紀剛和張秋生(2016)[30]通過案例分析業績承諾會計處理方法，發現收購方在業績承諾期間未及時計提商譽減值的原因可能是管理層高估盈余的動機或過度樂觀的傾向。因此，并購交易雙方在利益的驅動下，很可能在業績承諾期間內傾向性地選擇高估利潤及減少虧損的會計政策。

與重大資產重組相伴的是商譽的度量問題。目前在我國資本市場中，不論上市公司數量還是可選擇的高質量標的資產，數量都相對有限，需求旺盛的資本方在并購交易中往往支付高額溢價(楊威，2018)[31]。資產重組交易完成后，由于之前高溢價形成的商譽不再受到交易情緒的影響，企業會選擇將其逐漸修正為按一定規則計算的“公允價值”，即企業會計準則中規定的“可收回金額”。當商譽賬面價值高于可收回金額時，就需要對商譽進行減值，進而減少收購方利潤。根據會計準則的規定，可收回金額取決于標的資產公允價值與處置費用的差額與預計資產未來現金流量的折現值兩者孰高，二者均具有較大的主觀性(Hayn and Hughes，2006；Ramanna and Watts，2012；Abughazaleh et al.，2011)[14][18][1]。如非嚴重違背經濟規律或投資者的合理預期，收購方提供的商譽信息很難被挑戰。在業績補償承諾期間內，交易雙方避免減少利潤的動機很可能促使收購方傾向高估商譽可回收金額，避免或推遲商譽減值。

本文預期業績承諾到期后首年，收購方將大量計提商譽減值準備，原因主要為以下三方面：第一，業績補償承諾到期后，由業績補償承諾催生的向上盈余管理動機消失，承諾到期后收購方過高估計商譽可收回金額的傾向也有所降低，這為計提大額商譽減值準備創造了條件。第二，由于商譽泡沫爆裂可能引起股價暴跌(Li et al.，2011；王文姣等，2017)[16][28]，企業會選擇延緩該股價暴跌風險至業績補償承諾期滿后。具體而言，在業績補償承諾期間內，收購方已積壓大量的商譽泡沫，收購方繼續高估商譽可收回金額則必將承擔較高的股價暴跌風險，如果此時確認商譽減值，將對完成業績承諾相當不利；在業績承諾到期后，企業相當于已完成對賭協議的要求，此時確認商譽減值即使引起股價下跌，對控股股東的影響也相對較小。第三，集中式剝離、大額出清商譽泡沫能夠減少陸續計提減值對后續各期業績的持續性負面影響。Kabir and Rahman(2016)[12]通過分析2007―2012年澳大利亞企業數據發現CEO上任當年存在計提大額商譽減值的盈余管理現象。業績承諾到期后的首年計提高額(甚至超額)商譽減值準備很可能成為收購方的選擇，即可能存在對商譽賬面價值“洗大澡”(take a big bath)現象。據此，本文推斷業績承諾到期后首年，收購方提取的商譽減值準備遠高于不存在業績承諾的收購方和存在業績承諾但未到期的收購方。

基于以上分析，提出假設1：

H1：相對不存在業績補償承諾以及業績補償承諾未到期的收購方，存在業績補償承諾的收購方在承諾到期后首年計提的商譽減值準備顯著增加。

(二)業績補償承諾到期、分析師跟蹤與商譽減值

業績補償承諾到期后的商譽高額減值現象可能是業績承諾期間向上與業績承諾到期后向下盈余管理的綜合結果。基于分析師和審計對盈余管理行為的治理作用，本文探究分析師跟蹤和審計質量在業績承諾到期與商譽減值準備正向關系中的調節作用。

控股股東和管理層作為公司的“內部人”可以獲得更多信息，分析師能夠降低控股股東或管理層與中小股東的信息不對稱，遏制控股股東的掏空行為(Hu and Yang，2014)[11]，降低管理層的道德風險(Chen et al.，2015)[5]。分析師能夠通過實地調研等途徑，獲得外部人難以獲取的公司內部信息(Frankel et al.，2006；肖斌卿等，2017)[7][29]。中小股東可能通過分析師報告獲得商譽及其減值風險的增量信息，提高其識別上市公司商譽減值跡象的能力。此外，實證研究已經獲得大量分析師對企業盈余管理行為治理效應的經驗證據，分析師能夠識別企業基于應計項目的虛增利潤(Yu，2016)[19]與“洗大澡”(Irani and Oesch，2016)[13]等行為。因此，本文推測分析師跟蹤對收購方在業績承諾期向上盈余管理與業績承諾期結束后可能的“洗大澡”行為都具有一定治理作用，從而阻止或抑制商譽減值異象的形成。

基于以上分析，提出假設2：

H2：分析師跟蹤能夠弱化業績補償承諾到期對商譽減值準備的助長作用。

(三)業績補償承諾到期、高質量審計與商譽減值

業績承諾到期后的商譽減值異象可能是基于應計項目的盈余管理行為產生的，審計工作對基于應計項目的盈余管理行為具有治理作用(Becker et al.，1998；Lin and Hwang，2010；Chen et al.，2011)[2][15][4]。而根本上，業績承諾到期后的盈余管理則來自于收購方的有偏估計。相對于分析師，審計師關于財務報告的專業知識和專門工作對上市公司會計估計的合理性具有更為直接的影響。審計師對管理層提供財務報表中會計估計的修正是抑制盈余管理行為的重要途徑之一(Ayres et al.，2019)[6]。我國審計準則規定獲取充分、適當的證據以評價被審計單位的會計估計是否合理是審計師的責任2。商譽及其減值的確認具有模糊性、復雜性與較高的可操縱性，這帶給審計師工作較大的考驗。Ayres et al.(2019)[6]發現美國2001年后實施的商譽減值測試規定帶給審計師新的工作沖擊，基于美國上市公司數據，他們發現企業解雇審計師后常出現損害商譽質量現象。鄭春美和李曉(2018)[33]發現審計師對并購商譽風險保持了應有的職業謹慎，增加審計收費以確保審計質量，且這一結論在企業正、負向盈余管理的情況下均依然成立。因此，審計質量的高低是影響審計能否抑制業績承諾到期后商譽減值異象的關鍵。本文預期，高質量審計能夠抑制業績承諾到期前后收購方對商譽可收回金額的有偏估計，降低到期前后的盈余管理行為，削弱到期后商譽減值異象。

基于以上分析，提出假設3：

H3：高質量的審計師能夠弱化業績補償承諾到期對商譽減值準備的助長作用。

三、研究設計

(一)樣本選擇與數據來源

本研究的初始樣本為2011―2018年我國A股上市公司。考慮到2008年證監會首次頒布資產重組中的業績承諾政策并于當年執行，并且業績承諾約定期限一般至少為3年，所以本文選取2011年度作為樣本的時間起點，以考察業績承諾到期對商譽減值的影響。在剔除了缺失值樣本和金融保險行業公司后，初步得到8年間共19,070個公司-年度樣本。同時，因為本文重點關注企業商譽減值問題，若企業未曾確認商譽便不存在商譽減值問題，因而在初始樣本基礎上，進一步剔除了各年年初商譽凈額為零的公司-年度樣本共11,118個，最終獲得7,776個公司-年度樣本。業績承諾到期數據3系作者手工搜集巨潮網中上市公司重大資產重組公告及交易報告書后整理所得，其他數據均取自國泰安(CSMAR)數據庫。為剔除異常值的影響，本文所有連續變量均經過1%和99%分位的縮尾(winsorize)處理。

(二)研究模型與變量設計

為驗證業績承諾到期后商譽減值異象的存在，即假設1，本文設計多元回歸模型(1)。模型(1)的被解釋變量為企業商譽減值(Impairment)，具體用兩種方式衡量：(1)Imprmt_q為商譽減值金額，即當年公司利潤表中計提的商譽減值數量加1取自然對數；(2)Imprmt_r為公司商譽減值金額占期初商譽凈值的比例。解釋變量為業績補償承諾(Promise)，如果企業處于業績承諾完成期后首年取1，否則取0。根據假設1，預期Promise的系數α1顯著為正。

借鑒Olante(2013)[17]和Glaum et al.(2018)[8]的研究，本文控制了其他影響公司商譽減值的因素，包括：公司規模(Size)，等于公司總資產取自然對數；總資產收益率(ROA)，等于凈利潤除以期末總資產；資產負債率(Leverage)，等于負債總額除以資產期末總額；產權性質(SOE)，當上市公司為國有企業時取1，否則為0；大股東持股率(Top1)，等于第一大股東持股數量與公司流通總股數之比；虧損(Loss)，當年公司凈利潤為負取1，否則取0；賬面市值比(BM)，等于期末資產賬面價值與市值之比；行業啞變量(Industry)和年份啞變量(Year)，其中行業變量分類依據證監會2012行業分類標準，鑒于制造業行業內部各公司業務差異較大，取兩位代碼進行細分。主要變量定義見表1。

假設2考察分析師跟蹤對業績承諾到期與企業商譽減值之間關系的調節效應，采用如下回歸模型進行檢驗：

模型(2)在模型(1)的基礎上，加入分析師跟蹤(A n a l y s t)及其與業績承諾到期(P ro m i s e)的交互項(Analyst×Promise)。借鑒黃俊和郭照蕊(2014)[21]的研究，本文以當年關注公司并且發布分析報告的證券分析師人數度量分析師跟蹤情況，分析師跟蹤(Analyst)為當年分析師跟蹤人數加1取自然對數。根據假設2，預期交互項Analyst×Promise的回歸系數β2為負，即分析師跟蹤水平越高，業績承諾到期與商譽減值的正向關系越弱。換言之，緊密的分析師跟蹤環境能夠緩解收購方在承諾到期后首年計提高額商譽減值的現象。

假設3考察高質量審計對業績承諾到期與企業商譽減值之間關系的調節效應，采用如下回歸模型進行檢驗：

表1 主要變量定義

模型(3)在模型(1)的基礎上加入高質量審計(Big4)及其與業績承諾到期(Promise)的交互項(Big4×Promise)。作為外部治理機制，高質量審計限制了上市公司隱藏信息的能力，提高會計信息的透明度。已有研究表明，聘請“四大”事務所進行審計的公司的信息質量顯著高于其他公司(林永堅和王志強，2013)[23]。因此參考已有研究，本文以公司財報是否經過“四大”事務所4審計(Big4)度量審計質量，若上市公司聘請“四大”事務所進行年報審計，Big4取值為1，否則為0。依據本文的假設3，預期交互系數γ2為負，即審計質量越高，業績承諾到期時企業進行大額商譽減值的可能性越低。換言之，審計質量可以降低業績承諾到期與收購方商譽減值的正向關系。

為避免混合截面數據帶來的干擾問題，本文所有回歸中均對估計系數標準誤進行了公司層面的聚類處理(Cluster by the firm level)。

四、實證結果與分析

(一)描述性統計

表2列示了本文的樣本分布和單變量檢驗結果，其中Panel A報告了樣本分布情況。從中可以看出，全樣本中簽訂業績補償承諾的樣本共2755個，其中計提商譽減值的樣本為526個，占簽訂業績補償承諾樣本的比重為19.1%；未簽訂業績補償承諾的樣本共5021個，其中計提商譽減值的樣本為723個，占未簽訂業績補償承諾樣本的比重為14.4%。因此，相對于未簽訂業績承諾的公司，簽訂業績承諾公司中計提商譽減值的比例更高。

表2 樣本分布和單變量檢驗

Panel B報告了針對簽訂業績補償承諾公司子樣本的商譽減值單變量檢驗。其中，業績承諾到期樣本計提商譽減值的公司占比為31.4%，顯著高于業績承諾未到期樣本的16.6%，說明業績承諾到期更容易引發上市公司計提商譽減值。此外，簽訂業績承諾公司在業績承諾到期后的商譽減值金額(Imprmt_q)及商譽減值比例(Imprmt_r)顯著高于業績承諾期間，均值差異檢驗均在1%水平下顯著，說明簽訂業績補償承諾的公司在業績承諾到期后計提的商譽減值金額和比例顯著提升，初步驗證了本文的假設1。

表3匯報了本文主要變量的描述性統計結果。從中可以發現，我國上市公司商譽減值規模較大，樣本中商譽減值準備金額(Imprmt_q)的均值和標準差分別為2.379和5.718，商譽減值計提比例(Imprmt_r)的均值和標準差分別是0.035和0.133，各公司間商譽減值計提金額和計提比例分布差異明顯。由于上市公司商譽規模龐大，選擇性計提商譽減值既有損公司的信息披露質量和投資者的合法權益，也會影響資本市場的良好運行甚至可能形成系統性風險，所以研究和防范商譽減值風險十分必要。從業績承諾到期的數據來看，業績承諾有關規定從2008年起在我國上市公司并購重組實踐中應用至今，已有超300家上市公司簽訂的業績承諾協議到期。在本研究選取的2011―2018年間確認了商譽減值的樣本中，業績承諾已到期的樣本占比逾4%，已陸續到期的業績承諾公司為研究承諾到期后并購公司表現提供了很好的切入口。其他控制變量的均值與現有文獻較為一致。

表3 主要變量描述性統計結果

(二)相關性分析

表4為相關性分析表，其中左下方反映了各關鍵變量之間的Pearson相關系數，右上方則是各關鍵變量之間的Spearman相關系數。從中可以發現，在不考慮其他因素的影響時，企業商譽減值數量(Imprmt_q)、商譽減值計提比例(Imprmt_r)與業績承諾到期虛擬變量(Promise)顯著正相關，初步驗證了本文的假設。同時，控制變量也皆與商譽減值水平顯著相關，說明本文模型較為恰當地控制了其他影響公司商譽減值的因素。模型(1)的方差膨脹因子為1.61，由此推測本文中的多重共線性問題并不嚴重。

(三)實證結果

1.業績承諾到期與企業商譽減值以上結果驗證了假設1，說明并購商譽并未在承諾期間及時、充分計提減值，并且商譽減值測試中存在較大的人為操控，導致業績承諾到期后收購方的商譽減值金額和比例明顯更高。

表4 變量的Pearson（Spearman）相關系數

表5 業績承諾到期與商譽減值金額、比例

表6 業績承諾到期、分析師跟蹤與商譽減值

2.業績承諾到期、分析師跟蹤與企業商譽減值的回歸結果

表6報告模型(2)的估計結果。其中，第(1)、(2)列以商譽減值金額(Imprmt_q)為被解釋變量，從中可以看出業績承諾到期與分析師跟蹤的交乘項(Analyst×Promise)的估計系數為負且在1%水平下顯著，說明分析師跟蹤有效緩解了業績承諾到期對商譽減值金額的助長作用。第(3)、(4)列以商譽減值比例(Imprmt_r)為被解釋變量，Analyst×Promise的回歸系數在5%水平下顯著為負，而業績承諾到期(Promise)的估計系數依舊為正，表明在其他條件不變的情況下，在公司受到較多分析師關注的環境下，業績承諾到期對企業商譽減值的助長作用減弱。以上結果驗證了假設2的推斷，說明緊密的分析師跟蹤環境能夠緩解企業在業績承諾到期后首年計提高額商譽減值的現象，分析師跟蹤起到了良好的外部治理效應。

3.業績承諾到期、“四大”審計與企業商譽減值的回歸結果

表7報告了模型(3)的回歸結果。其中，第(1)、(2)列的被解釋變量為商譽減值金額(Imprmt_q)，從可以看出業績承諾到期與高質量審計的交乘項(Big4×Promise)的估計系數在1%水平下顯著為負，說明高質量審計有效緩解了業績承諾到期對商譽減值金額的助長作用。第(3)、(4)列的被解釋變量為商譽減值比例(Imprmt_r)，Big4×Promise的估計系數在1%水平下顯著為負，而業績承諾到期(Promise)的估計系數依舊為正，表明在其他條件不變的情況下，當公司接受四大會計師事務所進行年報審計時，公司業績承諾到期后計提大幅商譽減值的行為明顯減少。以上結果驗證了假設3，即高質量審計能夠緩解企業業績承諾到期后首年計提高額商譽減值的異象，說明高質量審計師發揮了良好的外部治理作用。

表7 業績承諾到期、四大審計與企業商譽減值

五、穩健性檢驗

本文采用四種方法進行穩健性檢驗。首先，替換樣本進行檢驗，一方面僅選取簽訂業績承諾樣本，考察業績承諾到期因素對商譽減值的影響，另一方面剔除業績承諾未達成樣本，以排除企業計提大額商譽減值是由于標的資產未達成承諾業績這一原因；其次，采用傾向評分匹配和雙重差分法(PSM-DID)以緩解原有模型設計可能存在的樣本選擇性偏差；再次，采用Heckman兩階段模型控制自選擇問題的影響；最后，采用公司固定效應模型以控制潛在的遺漏變量偏誤。在進行以上穩健性檢驗后，本文的研究結論并未發生改變。

(一)替換樣本檢驗

1.僅保留簽訂業績承諾樣本的檢驗

首先，本文僅保留簽訂業績承諾樣本，考察業績承諾到期對商譽減值的影響。采用簽訂業績承諾2755個公司-年度樣本，對主模型(1)進行回歸，結果報告在表8第(1)列和第(2)列。實證結果顯示，業績補償承諾到期(Promise)的估計系數在1%水平下顯著為正，說明業績補償承諾到期會促使上市公司計提更大數量和更高比例的商譽減值。

其次，考慮到部分上市公司當年計提的商譽減值可能由多起并購事件引起，為排除某筆并購業績承諾到期后首年未計提商譽減值但其他并購計提商譽減值的干擾，本文通過逐項閱讀上市公司披露的商譽減值準備公告信息，手工搜集了與當年到期的并購業績承諾事項相對應的商譽減值數據。基于該對應后的商譽減值數據，重新定義商譽減值準備金額和商譽減值比例，分別記為Imprmt_q1和Imprmt_r1。采用Imprmt_q1和Imprmt_r1重新代入模型(1)中進行回歸，結果報告在表8的第(3)列和第(4)列。實證結果顯示，業績補償承諾到期(Promise)的估計系數在1%水平下顯著為正，說明本文的實證結果并未受到多次并購事件計提商譽減值事項的影響。

表8 穩健性檢驗：僅保留簽訂業績承諾的樣本

2.剔除業績承諾未達成樣本的檢驗

此外，考慮到業績承諾到期后商譽大額減值可能是標的資產未達到承諾業績反映出標的資產價值低于預期的正常結果，而非盈余管理所致，因此本文剔除所有未達成業績承諾的42個公司樣本(包含336個公司-年度樣本)，重新估計模型(1)，結果如表9所示。其中，業績承諾到期(Promise)的估計系數仍在1%水平下顯著為正，說明業績承諾到期后首年企業計提的商譽減值準備金額和減值準備比例均顯著提高。以上結果進一步驗證了本文的研究假設，說明業績承諾到期后的大額商譽減值并不是由于承諾業績未反映出資產真實價值所致。

(二)傾向評分匹配和雙重差分法(PSM-DID)

為緩解原有模型設計可能存在的樣本選擇性偏差和遺漏變量偏誤，本文采用傾向評分匹配和雙重差分結合的穩健性檢驗方法，以進一步增加業績承諾到期后首年公司計提商譽減值異象的結論可靠性。首先，采用傾向評分匹配法為承諾到期樣本企業匹配一組基本特征較為相似的企業，構建上市公司簽訂業績承諾協議的Probit模型，如模型(4)所示。其中，被解釋變量為當年簽訂業績承諾與否(Promise1)，解釋變量包括當年發生重大資產重組與否(Merger)、經營活動產生的現金流與負債之比(CFO)、盈利情況(ROA)、大股東持股比例(Top1)、資產總額(Size)、固定資產比例(PPE)、周轉水平(Turnover)、負債水平(Leverage)以及行業(Industry)和年度(Year)啞變量。然后，根據Probit模型計算出各樣本企業簽訂業績承諾協議的傾向得分數，在此基礎上為簽訂過業績承諾的公司(實驗組)匹配一個得分最為接近的公司(控制組)。最終匹配成功的公司有1928個，再將原樣本中匹配成功的樣本和配對樣本縱向合并，共獲得3856個樣本。

表9 穩健性檢驗：剔除業績承諾未達成樣本

采用傾向得分匹配法后，對匹配樣本進行平衡性檢驗，結果如表10所示。匹配后所有協變量的標準化偏差小于10%，而且所有t檢驗的結果不拒絕處理組與控制組無系統差異的原假設。這表明經過傾向得分匹配后，簽訂業績承諾與未簽訂業績承諾企業的特征差異得到較大程度的緩解。

其次，基于上述3856個配對后的樣本，構建雙重差分模型進行回歸檢驗：

表10 穩健性檢驗：PSM 平衡性檢驗

其中，變量Treat度量了收購方是否簽訂過業績承諾，即屬于實驗組取值為1，控制組則取值為0；變量Post主要判斷企業業績承諾到期與否，企業承諾到期后的年度取值為1，否則取值為0。Treat×Post的交乘項系數α1度量了相對于未簽訂業績承諾的公司，簽訂業績承諾的公司在業績承諾到期后相對于到期前的商譽減值金額和減值準備比例的增量情況，因此預期Treat×Post的交乘項系數α1的估計系數為正。

模型(5)的回歸結果如表11所示，變量Post×Treat的估計系數顯著為正，說明在控制了其他因素不變的情況下，收購方在承諾到期后首年商譽減值的計提金額和比例顯著增加，進一步支持假設1。

(三)Heckman兩階段回歸

由于本文選取我國A股中商譽凈額不為零的上市公司作為研究樣本，為避免研究承諾到期與企業商譽減值二者關系受到樣本自選擇問題的干擾，本研究還使用Heckman兩階段模型進一步開展檢驗。Heckman模型的第一階段要求加入一個工具變量，本文選取除本公司以外的企業所處行業當年度上市公司業績承諾到期的平均比例(IV)作為工具變量。選取這一工具變量的理由在于，企業并購決策往往與其行業特征相關，所在行業簽訂業績承諾的比例越高，該企業很可能更傾向簽訂業績承諾以達成并購交易，而其他企業的業績承諾并不會直接影響本企業的商譽減值事項，因此該工具變量符合相關性和外生性的要求。本文構建的Heckman第一階段模型如模型(6)所示。通過第一階段回歸計算得出逆米爾斯比率(IMR)，并將其作為一個控制變量加入第二階段回歸中進行檢驗。

表11 穩健性檢驗：PSM-DID 法

Heckman兩階段回歸結果如表12所示。從第一階段的回歸結果中可以看出，工具變量(IV)的估計系數顯著為正，說明工具變量具有良好的解釋力度；從第二階段的回歸結果中可知，逆米爾斯比率(IMR)的系數顯著為負，表明本文研究中可能存在一定的自選擇問題。但是在控制了逆米爾斯比率(IMR)之后，業績承諾到期(Promise)變量的估計系數依舊顯著為正，說明在控制了樣本的自選擇問題后，本文的研究結論依然成立。

(四)固定效應模型

表13 穩健性檢驗：固定效應模型

鑒于本文模型中可能遺漏一些不隨時間改變的影響因素，因此本文變更主假設中的OLS截面回歸模型為面板回歸模型，通過利用固定效應模型再次檢驗以緩解遺漏變量問題。回歸結果如表13所示，業績承諾到期(Promise)的估計系數依舊在1%水平下顯著為正，說明采用固定效應模型控制了其他潛在的影響因素后，本文的結論依然成立，即遺漏變量的內生性問題不會對本文構成嚴重干擾。

六、結論與建議

本文基于2011―2018年我國A股上市公司重大資產重組的數據，研究并購業績補償承諾對企業商譽減值的影響。研究發現，相比不存在業績承諾的收購方、存在業績承諾但未到期的收購方，處于業績承諾期滿后首年的收購方計提了更高金額和比例的商譽減值準備；分析師跟蹤與高質量審計均緩解了業績承諾到期對商譽減值準備的助長作用，說明良好的外部監督機制能弱化企業在履行業績承諾期間的機會主義行為。在剔除業績承諾未到期樣本、采用PSM+DID模型、Heckman兩階段模型和公司固定效應模型進行穩健性測試后，本文主要實證結果依然成立。

本文的發現表明，在業績承諾壓力下，上市公司在承諾期內推遲計提商譽減值的行為可能是承諾期滿后商譽巨額減值的一大成因；商譽減值異象或可通過降低上市公司與中小投資者之間的信息不對稱、提高上市公司操縱商譽減值難度、降低業績承諾中可操縱性指標的重要性等途徑進行緩解。

基于上述研究結論，本文提出如下政策建議：

第一，優化業績補償承諾設計。目前，企業并購業績承諾主要以凈利潤為標尺，其中包含大量可操縱性項目。不論是達成承諾業績的上市公司商譽減值異象，還是業績承諾到期后的業績爆雷，均能顯示上市公司為達成業績承諾進行了報表操縱的跡象。因此，本文建議在業績承諾的指標設計中減少可操縱性項目，或建立多個維度的考核指標，避免業績承諾流于形式。

第二，改進商譽后續計量的準則規定。商譽估值的困難使其減值確認與計量的可操縱性極強，這也使得上市公司利用商譽減值調節盈余成為可能。事實上，學術界與實務界針對商譽的后續計量問題都進行了大量探討。例如，2019年會計準則委員會發布“委員反饋意見”5，有意對“商譽攤銷”進行嘗試。本文建議在高商譽減值風險和高商譽估值不確定性的行業及公司的某些交易類型上試點“攤銷法”，以實踐檢驗適合我國的商譽后續計量制度。

第三，堅持建設多層次資本市場，擴大資本投資選擇。本文認為商譽估值虛高、商譽泡沫和商譽減值風險的一大成因是被并購資產的價值難以確定，并且優質資產較為稀缺。相對于國外成熟的資本市場，我國資本市場的上市門檻較高，本文認為創業板、新三板、科創板等新興交易市場的逐步建立健全以及注冊制的逐步推行，對于緩解信息不對稱、提高交易資產的可靠性具有重要作用。

本文尚存的不足之處是，由于數據期限的限制，難以刻畫業績承諾到期后多年的盈余或商譽減值分布情況。未來研究可以利用文本分析方法提取業績承諾與商譽相匹配的數據進行測試，同時在未來數據豐富之后，延長樣本期間和樣本量，進而檢驗業績承諾到期后多年企業盈余管理與商譽減值的分布情況，以期獲得更有價值的研究結論。

注釋

1. 根據中國證監會2008年出臺的《上市公司重大資產重組管理辦法》第三十三條，采用未來收益預期的方法進行估值并作為定價參考依據的重大資產重組活動，出售方應當與上市公司就資產交易完成后三年期間實際盈利數不足利潤預測數的情況簽訂業績補償協議。上市公司向控股股東之外的特定對象購買資產且未導致控制權發生變更的，不強制簽訂業績補償承諾，上市公司與交易對方可以根據市場化原則自主協商是否采取業績補償承諾。

2. 《中國注冊會計師審計準則第1321號——會計估計的審計》總則第四條：“按照中國注冊會計師審計準則的規定，獲取充分、適當的審計證據，評價被審計單位作出的會計估計是否合理、披露是否充分，是注冊會計師的責任。”

3. 本文業績承諾到期數據來源于上市公司在重大資產重組活動中與出售方簽訂的業績承諾協議公告，承諾期到期當年是指承諾逾期的第一年，例如出售方與上市公司就2008至2010年三年間的資產利潤達成承諾，那么2011年即為上市公司的業績承諾到期當年。同時由于借殼上市的特殊性，本文的業績承諾到期數據剔除了借殼上市類重大資產重組事項。

4. 國際四大會計師事務所是指普華永道、畢馬威、德勤和安永四家會計師事務所。

5. 2019年1月4日，財政部下屬的會計準則委員會發布《關于咨詢委員對會計準則咨詢論壇部分議題文件的反饋意見》，指出委員會對商譽的后續會計處理進行了討論，大部分咨詢委員同意隨著企業合并利益的消耗將外購商譽的賬面價值減記至零這一商譽的后續會計處理方法。