業績補償承諾企業一定會進行盈余管理嗎

李映照 黎睿云 林詩慧

【摘 要】 業績補償承諾中企業在目標壓力下可能進行盈余管理。文章以2011—2019年上市公司為樣本，實證檢驗了業績補償承諾引發的盈余管理，以及社會責任承擔程度和披露社會責任報告的信號作用。研究表明：業績補償承諾企業傾向于操縱應計項目，而不會進行真實盈余管理;社會責任評分越高，業績補償承諾下的盈余管理行為越少;無論是出于強制還是自愿，披露社會責任履行報告的企業都不會因業績補償承諾而進行盈余管理。文章為監管者、審計師和投資者提供了更為經濟的判斷方法，初步對業績補償承諾公司的會計信息質量進行預估和分析，進而更有針對性地做出理性決策。

【關鍵詞】 業績補償承諾; 盈余管理; 企業社會責任; 自愿披露; 強制披露

【中圖分類號】 F275? 【文獻標識碼】 A? 【文章編號】 1004-5937（2022）13-0124-10

一、引言

業績補償承諾是指在商業領域參與契約的雙方就承諾方特定時段內的業績設定目標值，承諾方以此作為對價得到另一方現金、股份或其他經濟利益的約定。業績補償承諾作為對賭協議的核心內容，在較早的研究中常常和對賭協議一起被認為是從西方資本市場傳入的舶來品[1]。但美國資本市場中并無業績補償承諾廣泛應用的記錄，僅有同為解決信息不對稱的Earn-out（或有支付對價計劃）制度與之類似。Earn-out制度下被投資方仍然會取得投資額[2]，但與業績補償承諾中一次性給付全部投資額不同的是，Earn-out下投資額是分階段支付的，也就是說，企業能否得到下一階段的投資取決于上一階段的業績是否達標。相對于業績補償是從事后解決投資者的損失，Earn-out試圖在投資過程中就解決這一問題。總而言之，無論是在法律屬性還是在會計處理上，業績補償承諾與西方運用的Earn-out均存在較大差異。

業績補償承諾在我國最早出現于2005年對于股權分置的改革[3]，為了減少通常作為企業內部經營管理者的非流通股股東對作為中小投資者的流通股股東的侵害，監管部門要求非流通股東將在業績未達標時向流通股股東支付一定比例的現金或股份。2020年新修訂的《上市公司重大資產重組管理辦法》（證監會令第166號）第三十五條規定，上市公司參與的資產重組中采用收益現值法等方法估值的，業績補償承諾的條款應由雙方自主進行協商簽訂。這表明進行業績補償承諾不僅是企業自愿選擇的方案，還成為了資產重組中使用收益法時的政策要求。這一制度的設計初衷是為了保護中小投資者，但作為企業外部的利益相關者，中小投資者始終與企業內部存在信息不對稱，即使有制度保護，其依舊無法得到企業內部真實信息。

關于業績補償承諾的經濟后果研究中，謝德仁等[4]發現進行業績補償承諾的企業更可能存在盈余管理，會計舞弊的可能性較高，審計師在進行風險導向的審計活動時需要投入更多的資源[5]，審計費用因此升高[6]，投資者面對業績補償承諾企業的財務報表時應當持更加謹慎的態度，仔細辨別和審慎投資，監管者也應當對進行業績補償承諾的企業進行更為嚴格的管理和監督。但是現有研究并未區分真實盈余管理和對應計項目的操縱，并且，是否進行業績補償承諾的企業均存在較高水平的盈余管理？是否存在某種信號可以輔助監管者、審計師和投資者以最低的成本初步辨別業績補償承諾企業的會計信息質量？目前在此領域的研究較為缺乏。本文以2011—2019年上市公司的數據，研究不同社會責任履行程度以及不同社會責任報告披露情況的企業，在業績補償承諾下進行盈余管理水平的差異。

本文的邊際貢獻可能有以下三點：第一，區分真實盈余管理和可操縱性應計項目的盈余管理，探究業績補償承諾企業傾向以何種方式影響會計信息質量;第二，為監管者、審計師和投資者提供更為經濟的判斷方法，對業績補償承諾公司的會計信息質量進行初步預估和分析，進而更有針對性地做出理性決策;第三，社會責任承擔及社會責任履行報告的披露這一獨特視角，不僅豐富了關于業績補償承諾經濟后果的研究，還進一步探究了企業社會責任的相關信號傳遞作用。

二、理論分析與研究假設

（一）業績補償承諾與盈余管理

劉浩等[7]發現股權分置改革中，非流通股股東的業績承諾與盈余管理呈現顯著的正相關性，業績補償承諾應用的弊端初露。隨著上述股權分置改革的推進，我國資本市場的流動性增強，收購兼并等交易逐漸增多，在并購交易中也開始將業績補償承諾用于解決投資方與標的方信息不對稱的問題[8]，標的方作為業績補償的承諾方，通過與投資方達成關于業績目標的合意來取得相應的投資額。業績承諾在并購領域的應用被認為可以提高并購效率、減少風險，改善并購收益分配[8]、激勵標的方提高盈利水平。但也有學者發現，并購交易中進行業績補償承諾的公司常常出現“神預測”的“踩線”現象[4]，存在明顯的盈余管理現象。劉向強等[6]發現業績補償承諾企業因盈余管理行為的增多，其審計費用顯著增加，還會加大股價崩盤風險[9]。王仲兵等[5]則從審計師的角度，進一步探究了業績補償承諾引發的盈余管理因而提高了審計風險的問題，審計師面對這一風險會增加經驗豐富的審計師，加大審計資源投入。

當企業并購簽訂業績補償承諾時，會增加企業的經營風險[10]，為了完成業績承諾條件，企業很有可能對利潤進行人為操縱。目標公司為避免履行補償義務，很有可能進行盈余管理[11];而根據規定，并購完成后主并方需要將目標公司的業績進行合并匯報，投資方則很可能為避免因業績未達承諾引發股價大幅度波動，從而影響公司價值，也選擇對目標公司部分的業績進行調整[6]。因此，業績補償承諾很可能會引發公司盈余管理行為。據此，提出假設1。

H1：業績補償承諾會促使企業進行盈余管理。

（二）企業社會責任的調節效應

盈余管理是企業內部基于一定的目的對會計信息進行的人為操縱[12]，這種行為降低了會計信息質量水平，可能對外部投資者和締約相對方產生誤導，從而導致以上利益相關者做出錯誤決策。盈余管理因其主觀惡意導致的誤導性而被貼上不道德的標簽，一直以來廣為詬病。根據張建君[13]的研究，企業承擔社會責任的動機中包含“承諾”動機，即出于道德對利益相關者給予積極幫助與正向影響。那么積極履行社會責任的企業是否會因其道德屬性而減少盈余管理？國內外學者對此有不同的研究結果，其主要分為兩種假說，包括“道德承繼”和“風險規避”[14]。

一些學者認為，企業的道德行為具有連續性，并且企業會基于其良好聲譽的制約和媒體監督，更加審慎地進行財務報告。道德行為的連續性是指履行社會責任程度高的企業體現了其高道德水準，在其他方面依舊會秉持道德，對企業財務信息的披露也會更加遵守道德規范和法律法規，因而履行社會責任程度高的企業往往較少進行盈余管理，會計信息質量更高。不少國外學者對此展開了研究并支持這個觀點，例如，初次提出企業社會責任的Carroll[15]在關于企業績效的模型中就明確指出，符合社會道德是企業承擔社會責任的應有之義。部分學者直接將企業社會責任承擔和會計信息質量聯系起來，例如，Choi[16]通過實證研究發現企業在履行社會責任和提供更具高質量的財務報告之間具有高度相關性，表明企業的道德行為在社會責任和財務報告兩個層面一以貫之。美國的企業社會責任也被發現與盈余管理呈現負相關性[17]，在亞洲企業的數據中該結論依然得到了支持[18]。國內學者有相同的研究結論，陳國輝等[19]通過對中國上市公司數據的分析，發現社會責任對盈余管理具有抑制作用，并進一步研究了不同企業社會責任報告披露類型的抑制效果存在差異。

然而，也存在一些學者認為企業承擔社會責任是出于對風險的規避，并不能說明其道德水平的高低，更不能由此得出企業在其他領域也堅守道德的結論[20]。企業承擔社會責任后為了彌補資源在社會責任領域的投入，而更可能引發機會主義行為，對會計信息進行調整，以保證盈利水平的穩定。Stevens[21]則認為企業承擔社會責任本身的動機就值得懷疑，因為企業可能是借承擔社會責任的道德之名來裝飾門面，期待得到更少的外部監督，以掩蓋其諸如盈余管理之類不道德行為之實。有學者發現企業社會責任與應計盈余管理不存在相關性[22]，而另一些學者認為與真實盈余管理的相關關系并不顯著[23]。

以上研究討論了企業承擔社會責任和盈余管理之間的關聯性，國內外研究的結論存在爭議。從邏輯上講，基于行為的連續性和媒體治理的監督機制，承擔社會責任較多的企業通常擁有較高的道德水準和良好的聲譽，更不會因業績承諾等因素而進行盈余管理。從實際出發來考慮企業會計信息造假的后果，一方面，隨著法治水平不斷提高和法律制度的不斷完善，根據《會計法》《公司法》《刑法》等相關法律，會計信息造假企業及管理層將面臨行政乃至刑事處罰，企業的違法成本巨大;另一方面，承擔社會責任較多的企業容易受到媒體的持續關注，那么在持續關注下該類企業的非道德行為就更容易被報道和批判[24]，因此，承擔社會責任較高的企業更傾向于減少盈余管理。據此，本文提出假設2。

H2：企業的高社會責任承擔程度對業績補償承諾與盈余管理的正相關關系具有削弱作用。

（三）社會責任報告披露的調節效應

根據社會責任報告的信號作用，披露社會責任報告能夠起到增強企業社會責任，提高企業聲譽的作用[25]，因此，具有較高社會責任履行程度的企業會基于向投資者傳遞良好信號而進行社會責任報告披露，這樣常常能夠獲得更高的聲譽，進而提高企業價值。

沈洪濤[25]的研究顯示，規模大、盈利能力好的公司傾向于披露社會責任履行報告。值得指出的是，我國在2008年之前進行社會責任信息披露的公司均是出于自愿，而從2008年起則對部分上市公司提出了強制披露的要求。也就是說，2008年以后進行披露社會責任報告的公司一部分是屬于自愿報告，另一部分是屬于強制披露。有學者就兩種披露原因對財務報告質量的影響展開了研究，例如岳上植[26]的研究表明強制披露下的公司較自愿報告的公司，其財務報告信息質量更高，這可能是因為自愿報告企業的披露是出于維護自身形象而進行的粉飾行為。而王霞等[22]則發現，即使存在上述可能性，自愿報告企業社會責任的公司較未披露的公司而言，仍具備更高的會計信息質量，更少的盈余管理行為。這也就是說，無論披露的動機是強制抑或是自愿，披露了企業社會責任信息的企業都相較未披露的企業更可能提供高質量的財務報告。據此提出假設3。

H3：企業的社會責任報告披露，對業績補償承諾與盈余管理的正相關關系具有削弱作用。

三、研究設計

（一）樣本選擇與數據來源

本文選擇2011—2019年上市公司樣本，對樣本進行了如下篩選：（1）剔除數據缺失的樣本;（2）剔除ST、？觹ST公司樣本;（3）剔除金融業樣本;（4）剔除變量數據有缺失的樣本。共得到有效樣本21 846個。為避免極端值影響，對所有連續變量均按1%分位數進行了縮尾處理。

企業社會責任選擇了和訊網發布的企業社會責任評級總得分，相關數據來自和訊網。其余所有數據來自國泰安數據庫。

（二）變量定義

1.被解釋變量：盈余管理（DEM）

（1）真實盈余管理（REM）。本文使用異常經營現金流量（A_CFO）、異常生產成本（A_PROD）、異常酌量成本（A_EXP）的綜合變量來衡量真實盈余管理。其中REM和A_PROD越高代表企業真實盈余管理水平越高，A_CFO和A_EXP的值則與企業真實盈余管理的水平成反比。以上變量的具體計算公式如下：

（2）可操縱性應計的絕對值（ABS_DA）。參考陳國輝等[19]的做法，本文使用修正Jones模型計算的可操縱性應計來衡量企業的應計項目盈余管理水平。可操縱性應計的計算公式如下：

2.解釋變量

是否參與業績補償承諾（VAM）：該變量為虛擬變量，根據國泰安數據庫中對賭協議參與業績補償承諾的上市公司列表，當上市公司簽訂業績補償承諾時取值為1，否則為0。

3.調節變量

（1）企業社會責任（CSR）。對于企業社會責任的測量，本文使用和訊網發布的上市公司企業社會責任評級總得分用以衡量企業承擔社會責任的水平。和訊網的該評分雖始于2010年，但由于2010年過多樣本值缺失，故本文選擇從2011年開始的樣本數據。有其他學者使用潤靈環球公布的企業社會責任評分，但由于其樣本數量較少，本文將該評分用于穩健性檢驗。

（2）企業社會責任報告披露（Disclose）。該變量為虛擬變量，若企業于匯報當年披露社會責任報告則取值為1，反之為0。

4.控制變量

借鑒以往研究，本文采取了企業規模（Size）、產權性質（Soe）、營業收入增長率（Growth）、資產負債率（Lev）、股權集中度（OC）、固定資產占比（PPE）、現金流量（FCF）、兩職兼任（Duality）、審計師是否來自國際“四大”（Big4）、行業（Ind）、年份（Year）作為控制變量。

（三）模型設計

本文設計以下模型用以檢驗上述三個假設。

DEM=β0+β1VAM+β2CSR+β3Disclose+∑Contr-

ol+ε? ?（1）

DEM=β0+β1VAM+β2CSR+β3VAM×CSR+β4Di-

sclose+∑Control+ε? （2）

DEM=β0+β1VAM+β2Disclose+β3VAM×Disclose+

β4CSR+∑Control+ε? ?（3）

被解釋變量（DEM）表示盈余管理水平，其代理變量包括真實盈余管理（REM）和應計項目盈余管理的絕對值（ABS_DA）。若業績補償承諾（VAM）的系數為正則檢驗了上述假設。CSR為和訊網公布的企業社會責任評分。Disclose為企業是否披露社會責任報告。考慮到不同盈余管理行為之間存在相互替代的作用，本文借鑒陳國輝等[19]的做法，真實盈余管理（REM）作為被解釋變量的代理變量時，把應計項目盈余管理（ABS_DA）作為控制變量，相反時同樣操作。并且，考慮到企業社會責任評分、報告披露作為調節變量，均和企業盈余管理有相關性，所以在回歸時也將其作為控制變量。

在模型1的基礎上加入VAM和CSR的交互項，使用模型2分析H2中社會責任報告評分的信號作用。使用模型1對披露和未披露企業分組進行回歸，分析H3中關于披露社會責任報告的信號作用，并在H3的基礎上加入VAM和Disclose的交互項，利用全樣本進一步檢驗H3。

四、實證檢驗結果與分析

（一）描述性統計和相關性分析

由表2可知，我國企業應計盈余管理的最小值為0.001，最大值為0.445，均值為0.072，中位數0.049在平均數之下，這表明我國部分企業盈余管理水平的差異較大，雖然普遍存在盈余管理行為，但大多數企業盈余管理的水平并不高，總體水平較低;真實盈余管理（REM）的描述性統計分析也呈現同樣的趨勢;業績補償承諾（VAM）的均值為0.227，表明我國上市公司中有20%以上的企業參與了業績補償承諾，不僅表明并購活動頻繁，而且體現了業績補償承諾是一種被廣泛運用的條款，多數并購兼并選擇該制度用以降低風險和提高效率。企業社會責任評分（CSR）的最小值為-3.560，最大值為74.990，說明我國企業社會責任履行程度個體間差異明顯;CSR均值為24.750，這說明整體社會責任評分并不高，企業的社會責任履行程度有待加強;Disclose的均值為0.266，意味著我國上市公司中僅有約26%的企業進行了社會責任履行報告的披露。

表3為描述性統計分析。從樣本量可以得知，樣本中2011—2019年我國主動披露社會責任信息報告的公司有6 258家，其中包括強制披露和自愿披露的公司，而未披露的公司數量是披露組的近三倍，表明我國披露社會責任報告的公司數量較少，這是因為政府僅對部分企業做了強制披露的要求，加之企業在這方面的意識整體又較為薄弱，自愿披露的企業并不多，導致了整體披露的企業數量較少。對比兩組盈余管理水平（ABS_DA）的均值，披露組的可操縱性應計均值為0.066，小于樣本整體的盈余管理均值0.072，而未披露組的均值為0.074，大于樣本整體的均值，這一數據初步檢驗了H3，即披露社會責任履行報告的企業盈余管理水平較低;披露組企業社會責任評分的均值為39.520，高于整體均值24.750，更是遠遠高于未披露組的19.400，這檢驗了以往文獻中關于社會責任報告披露的信號作用的論述，即進行社會責任報告披露的企業往往擁有更高的社會責任履行程度。

本文對各變量進行了相關性檢驗，表4結果顯示各變量間的相關系數均較小，除此之外還對各變量進行了VIF檢驗，根據經驗法則VIF值小于10即可排除多重共線性問題，而本文中各變量的平均VIF值為1.350，綜上表明不存在嚴重共線性問題干擾后續分析。由表4還可以看出，VAM與ABS_DA的相關系數為0.071，與REM的相關系數為0.022，系數為正且在1%的顯著性水平相關，這初步驗證了H1，即進行業績補償承諾的企業可能會有盈余管理行為，因此，導致真實盈余管理水平和可操縱性應計水平提高;CSR與ABS_DA和REM的相關系數在1%的顯著性水平為負，表明社會責任評分高的企業會提供更高質量的會計信息，盈余管理行為較少，這一結果初步檢驗了H2;Disclose與ABS_DA和REM在1%的水平顯著負相關，與社會責任評分（CSR）在1%的水平顯著正相關，H3在相關性分析中得到支持。

（二）回歸結果分析

1.真實盈余管理回歸結果分析

由表5列（1）—列（4）的檢驗結果可知，企業業績補償承諾與真實盈余管理的正向關系并不顯著，與異常經營活動現金流、異常生產成本和異常酌量費用的回歸系數也不顯著，列（5）則反映企業社會責任評分的高低此時不存在信號作用，即參與業績補償承諾的企業并不會通過真實盈余管理的方式來操縱會計信息。而模型3則顯示業績補償承諾（VAM）在10%的顯著性水平為正，VAM與Disclose的交互項系數為負且顯著性水平為10%，表明社會責任報告披露對于企業真實盈余管理具有一定的信號作用，進行社會責任披露的企業真實盈余管理水平較低。表5中CSR對真實盈余管理綜合指標（REM）和異常生產成本（A_PROD）的回歸系數均顯著為負，與異常經濟活動現金流（A_CFO）和異常酌量費用（A_EXP）的回歸系數顯著為正，表明履行社會責任對企業真實盈余管理具有抑制作用。

2.應計項目盈余管理回歸結果分析

表6列示了業績補償承諾及企業社會責任與披露對可操縱性應計影響的回歸結果。列（1）將業績補償承諾（VAM）、企業社會責任評分（CSR）、社會責任報告披露（Disclose）和各控制變量回歸，得到VAM系數為0.006，且在1%的顯著性水平通過檢驗，表明進行業績補償承諾與企業盈余管理之間存在正相關關系，支持了以往文獻的結論和本文H1，即業績補償承諾下企業更易產生盈余管理的行為;CSR系數均在1%的顯著性水平為負，表明企業社會責任與可操縱性應計之間為負相關，初步檢驗了H2。

表6列（2）在列（1）的基礎上加入了業績補償承諾（VAM）和企業社會責任評分（CSR）的交互項，結果顯示交互項的系數在1%的水平顯著為-0.001，可以看出企業社會責任評分對業績補償承諾與可操縱性應計的關系存在負向調節效應，即企業社會責任評分越高，業績補償承諾下企業的可操縱性應計水平越低，表明社會責任履行程度高的企業盈余管理行為較少，這一結果進一步檢驗了H2。企業社會責任報告得分越高的企業盈余管理程度越低，支持了企業披露社會責任信息是一種“道德行為”的觀點。

表6列（3）、列（4）首先根據企業是否進行社會責任履行報告披露將樣本分為兩組分別進行模型1的回歸，結果顯示披露組的業績補償承諾（VAM）系數并不顯著，而未披露組的VAM系數則在1%的顯著性水平為正，這表明H1關于業績補償承諾對于會計信息質量的負面影響僅存在于未披露社會責任報告的企業中，而對于披露社會責任報告的企業而言，其不會因簽訂業績補償承諾而引發盈余管理行為，從而降低會計信息質量，這一結果支持了H3關于披露的調節效應;列（5）則加入業績補償承諾（VAM）與社會責任履行報告披露（Disclose）的交互項進一步檢驗H3，交互項的系數在1%顯著水平為-0.010，H3得到檢驗，即披露社會責任履行報告的企業，盈余管理水平并不會因業績補償承諾升高，社會責任報告披露這一行為具有良好的信號作用。

五、穩健性檢驗

根據以往研究，較多學者使用和訊網的企業社會責任評分，也有部分學者使用潤靈環球的數據，本文使用潤靈環球的數據進行了再次檢驗，統計結果仍然符合上述假設;本文控制了穩健標準誤和企業層面的聚類標準誤后，假設仍然得到支持;本文還對模型進行了Hausman檢驗，結果顯示Hausman檢驗值在1%的顯著性水平均不能接受原假設，即固定效應模型的估計結果更為可靠，故以上假設采用固定效應模型檢驗所得的結論是穩健的。

六、研究結論與啟示

本文以上市公司2011—2019年的數據作為研究樣本，研究簽訂業績補償承諾的企業是否會進行盈余管理，并研究了社會責任評分和報告披露的調節作用，以期發現能否根據企業的社會責任承擔程度和報告披露情況來作為信號，衡量業績補償承諾壓力下的企業會計信息質量。結果發現，存在業績補償承諾的企業不會進行真實盈余管理，而是會通過應計項目來進行盈余管理，這可能是因為企業在業績壓力下更加會改善自身經營和努力提高盈利能力，即使意圖通過人為操縱等方式“潤滑”利潤表，也是通過調整會計政策和會計估計的方式，并不會冒著經營風險而改變真實經營活動。同時發現，其中企業社會責任履行程度高的企業不僅擁有好形象，更擁有內在較高水準的道德，其在業績補償承諾的業績目標壓力和股價崩盤風險下的盈余操縱行為較少;而對于披露社會責任信息報告的企業，即使參與了業績補償承諾，也仍然能夠提供更高質量的會計信息。

這一結果啟示監管者、審計師以及投資者，業績補償承諾下企業并不傾向進行真實盈余管理，而是可能通過會計政策和會計估計的調整來進行盈余管理;并且，社會責任報告披露這一行為具有良好的信號作用，高社會責任承擔的企業和披露社會責任報告的企業，能夠將道德行為一以貫之。這也檢驗了前述關于企業履行社會責任的“道德假說”，即承擔社會責任程度高的企業更可能在各個方面都遵守道德的約束，較少有盈余管理等機會主義行為，因此，此類企業會計信息質量較高。這有助于準則制定部門、監管部門更好地基于企業社會責任報告對會計信息質量進行初步判斷;風險導向下的審計師可以據此合理分配審計資源，以提高審計效率;投資者在判斷業績補償承諾企業的會計信息質量時，可以以此作為甄別上市公司會計信息質量的依據。

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