业绩补偿承诺企业一定会进行盈余管理吗

李映照 黎睿云 林诗慧

【摘 要】 业绩补偿承诺中企业在目标压力下可能进行盈余管理。文章以2011—2019年上市公司为样本，实证检验了业绩补偿承诺引发的盈余管理，以及社会责任承担程度和披露社会责任报告的信号作用。研究表明：业绩补偿承诺企业倾向于操纵应计项目，而不会进行真实盈余管理;社会责任评分越高，业绩补偿承诺下的盈余管理行为越少;无论是出于强制还是自愿，披露社会责任履行报告的企业都不会因业绩补偿承诺而进行盈余管理。文章为监管者、审计师和投资者提供了更为经济的判断方法，初步对业绩补偿承诺公司的会计信息质量进行预估和分析，进而更有针对性地做出理性决策。

【关键词】 业绩补偿承诺; 盈余管理; 企业社会责任; 自愿披露; 强制披露

【中图分类号】 F275  【文献标识码】 A  【文章编号】 1004-5937（2022）13-0124-10

一、引言

业绩补偿承诺是指在商业领域参与契约的双方就承诺方特定时段内的业绩设定目标值，承诺方以此作为对价得到另一方现金、股份或其他经济利益的约定。业绩补偿承诺作为对赌协议的核心内容，在较早的研究中常常和对赌协议一起被认为是从西方资本市场传入的舶来品[1]。但美国资本市场中并无业绩补偿承诺广泛应用的记录，仅有同为解决信息不对称的Earn-out（或有支付对价计划）制度与之类似。Earn-out制度下被投资方仍然会取得投资额[2]，但与业绩补偿承诺中一次性给付全部投资额不同的是，Earn-out下投资额是分阶段支付的，也就是说，企业能否得到下一阶段的投资取决于上一阶段的业绩是否达标。相对于业绩补偿是从事后解决投资者的损失，Earn-out试图在投资过程中就解决这一问题。总而言之，无论是在法律属性还是在会计处理上，业绩补偿承诺与西方运用的Earn-out均存在较大差异。

业绩补偿承诺在我国最早出现于2005年对于股权分置的改革[3]，为了减少通常作为企业内部经营管理者的非流通股股东对作为中小投资者的流通股股东的侵害，监管部门要求非流通股东将在业绩未达标时向流通股股东支付一定比例的现金或股份。2020年新修订的《上市公司重大资产重组管理办法》（证监会令第166号）第三十五条规定，上市公司参与的资产重组中采用收益现值法等方法估值的，业绩补偿承诺的条款应由双方自主进行协商签订。这表明进行业绩补偿承诺不仅是企业自愿选择的方案，还成为了资产重组中使用收益法时的政策要求。这一制度的设计初衷是为了保护中小投资者，但作为企业外部的利益相关者，中小投资者始终与企业内部存在信息不对称，即使有制度保护，其依旧无法得到企业内部真实信息。

关于业绩补偿承诺的经济后果研究中，谢德仁等[4]发现进行业绩补偿承诺的企业更可能存在盈余管理，会计舞弊的可能性较高，审计师在进行风险导向的审计活动时需要投入更多的资源[5]，審计费用因此升高[6]，投资者面对业绩补偿承诺企业的财务报表时应当持更加谨慎的态度，仔细辨别和审慎投资，监管者也应当对进行业绩补偿承诺的企业进行更为严格的管理和监督。但是现有研究并未区分真实盈余管理和对应计项目的操纵，并且，是否进行业绩补偿承诺的企业均存在较高水平的盈余管理？是否存在某种信号可以辅助监管者、审计师和投资者以最低的成本初步辨别业绩补偿承诺企业的会计信息质量？目前在此领域的研究较为缺乏。本文以2011—2019年上市公司的数据，研究不同社会责任履行程度以及不同社会责任报告披露情况的企业，在业绩补偿承诺下进行盈余管理水平的差异。

本文的边际贡献可能有以下三点：第一，区分真实盈余管理和可操纵性应计项目的盈余管理，探究业绩补偿承诺企业倾向以何种方式影响会计信息质量;第二，为监管者、审计师和投资者提供更为经济的判断方法，对业绩补偿承诺公司的会计信息质量进行初步预估和分析，进而更有针对性地做出理性决策;第三，社会责任承担及社会责任履行报告的披露这一独特视角，不仅丰富了关于业绩补偿承诺经济后果的研究，还进一步探究了企业社会责任的相关信号传递作用。

二、理论分析与研究假设

（一）业绩补偿承诺与盈余管理

刘浩等[7]发现股权分置改革中，非流通股股东的业绩承诺与盈余管理呈现显著的正相关性，业绩补偿承诺应用的弊端初露。随着上述股权分置改革的推进，我国资本市场的流动性增强，收购兼并等交易逐渐增多，在并购交易中也开始将业绩补偿承诺用于解决投资方与标的方信息不对称的问题[8]，标的方作为业绩补偿的承诺方，通过与投资方达成关于业绩目标的合意来取得相应的投资额。业绩承诺在并购领域的应用被认为可以提高并购效率、减少风险，改善并购收益分配[8]、激励标的方提高盈利水平。但也有学者发现，并购交易中进行业绩补偿承诺的公司常常出现“神预测”的“踩线”现象[4]，存在明显的盈余管理现象。刘向强等[6]发现业绩补偿承诺企业因盈余管理行为的增多，其审计费用显著增加，还会加大股价崩盘风险[9]。王仲兵等[5]则从审计师的角度，进一步探究了业绩补偿承诺引发的盈余管理因而提高了审计风险的问题，审计师面对这一风险会增加经验丰富的审计师，加大审计资源投入。

当企业并购签订业绩补偿承诺时，会增加企业的经营风险[10]，为了完成业绩承诺条件，企业很有可能对利润进行人为操纵。目标公司为避免履行补偿义务，很有可能进行盈余管理[11];而根据规定，并购完成后主并方需要将目标公司的业绩进行合并汇报，投资方则很可能为避免因业绩未达承诺引发股价大幅度波动，从而影响公司价值，也选择对目标公司部分的业绩进行调整[6]。因此，业绩补偿承诺很可能会引发公司盈余管理行为。据此，提出假设1。

H1：业绩补偿承诺会促使企业进行盈余管理。

（二）企业社会责任的调节效应

盈余管理是企业内部基于一定的目的对会计信息进行的人为操纵[12]，这种行为降低了会计信息质量水平，可能对外部投资者和缔约相对方产生误导，从而导致以上利益相关者做出错误决策。盈余管理因其主观恶意导致的误导性而被贴上不道德的标签，一直以来广为诟病。根据张建君[13]的研究，企业承担社会责任的动机中包含“承诺”动机，即出于道德对利益相关者给予积极帮助与正向影响。那么积极履行社会责任的企业是否会因其道德属性而减少盈余管理？国内外学者对此有不同的研究结果，其主要分为两种假说，包括“道德承继”和“风险规避”[14]。

一些学者认为，企业的道德行为具有连续性，并且企业会基于其良好声誉的制约和媒体监督，更加审慎地进行财务报告。道德行为的连续性是指履行社会责任程度高的企业体现了其高道德水准，在其他方面依旧会秉持道德，对企业财务信息的披露也会更加遵守道德规范和法律法规，因而履行社会责任程度高的企业往往较少进行盈余管理，会计信息质量更高。不少国外学者对此展开了研究并支持这个观点，例如，初次提出企业社会责任的Carroll[15]在关于企业绩效的模型中就明确指出，符合社会道德是企业承担社会责任的应有之义。部分学者直接将企业社会责任承担和会计信息质量联系起来，例如，Choi[16]通过实证研究发现企业在履行社会责任和提供更具高质量的财务报告之间具有高度相关性，表明企业的道德行为在社会责任和财务报告两个层面一以贯之。美国的企业社会责任也被发现与盈余管理呈现负相关性[17]，在亚洲企业的数据中该结论依然得到了支持[18]。国内学者有相同的研究结论，陈国辉等[19]通过对中国上市公司数据的分析，发现社会责任对盈余管理具有抑制作用，并进一步研究了不同企业社会责任报告披露类型的抑制效果存在差异。

然而，也存在一些学者认为企业承担社会责任是出于对风险的规避，并不能说明其道德水平的高低，更不能由此得出企业在其他领域也坚守道德的结论[20]。企业承担社会责任后为了弥补资源在社会责任领域的投入，而更可能引发机会主义行为，对会计信息进行调整，以保证盈利水平的稳定。Stevens[21]则认为企业承担社会责任本身的动机就值得怀疑，因为企业可能是借承担社会责任的道德之名来装饰门面，期待得到更少的外部监督，以掩盖其诸如盈余管理之类不道德行为之实。有学者发现企业社会责任与应计盈余管理不存在相关性[22]，而另一些学者认为与真实盈余管理的相关关系并不显著[23]。

以上研究讨论了企业承担社会责任和盈余管理之间的关联性，国内外研究的结论存在争议。从逻辑上讲，基于行为的连续性和媒体治理的监督机制，承担社会责任较多的企业通常拥有较高的道德水准和良好的声誉，更不会因业绩承诺等因素而进行盈余管理。从实际出发来考虑企业会计信息造假的后果，一方面，随着法治水平不断提高和法律制度的不断完善，根据《会计法》《公司法》《刑法》等相关法律，会计信息造假企业及管理层将面临行政乃至刑事处罚，企业的违法成本巨大;另一方面，承担社会责任较多的企业容易受到媒体的持续关注，那么在持续关注下该类企业的非道德行为就更容易被报道和批判[24]，因此，承担社会责任较高的企业更倾向于减少盈余管理。据此，本文提出假设2。

H2：企业的高社会责任承担程度对业绩补偿承诺与盈余管理的正相关关系具有削弱作用。

（三）社会责任報告披露的调节效应

根据社会责任报告的信号作用，披露社会责任报告能够起到增强企业社会责任，提高企业声誉的作用[25]，因此，具有较高社会责任履行程度的企业会基于向投资者传递良好信号而进行社会责任报告披露，这样常常能够获得更高的声誉，进而提高企业价值。

沈洪涛[25]的研究显示，规模大、盈利能力好的公司倾向于披露社会责任履行报告。值得指出的是，我国在2008年之前进行社会责任信息披露的公司均是出于自愿，而从2008年起则对部分上市公司提出了强制披露的要求。也就是说，2008年以后进行披露社会责任报告的公司一部分是属于自愿报告，另一部分是属于强制披露。有学者就两种披露原因对财务报告质量的影响展开了研究，例如岳上植[26]的研究表明强制披露下的公司较自愿报告的公司，其财务报告信息质量更高，这可能是因为自愿报告企业的披露是出于维护自身形象而进行的粉饰行为。而王霞等[22]则发现，即使存在上述可能性，自愿报告企业社会责任的公司较未披露的公司而言，仍具备更高的会计信息质量，更少的盈余管理行为。这也就是说，无论披露的动机是强制抑或是自愿，披露了企业社会责任信息的企业都相较未披露的企业更可能提供高质量的财务报告。据此提出假设3。

H3：企业的社会责任报告披露，对业绩补偿承诺与盈余管理的正相关关系具有削弱作用。

三、研究设计

（一）样本选择与数据来源

本文选择2011—2019年上市公司样本，对样本进行了如下筛选：（1）剔除数据缺失的样本;（2）剔除ST、？觹ST公司样本;（3）剔除金融业样本;（4）剔除变量数据有缺失的样本。共得到有效样本21 846个。为避免极端值影响，对所有连续变量均按1%分位数进行了缩尾处理。

企业社会责任选择了和讯网发布的企业社会责任评级总得分，相关数据来自和讯网。其余所有数据来自国泰安数据库。

（二）变量定义

1.被解释变量：盈余管理（DEM）

（1）真实盈余管理（REM）。本文使用异常经营现金流量（A_CFO）、异常生产成本（A_PROD）、异常酌量成本（A_EXP）的综合变量来衡量真实盈余管理。其中REM和A_PROD越高代表企业真实盈余管理水平越高，A_CFO和A_EXP的值则与企业真实盈余管理的水平成反比。以上变量的具体计算公式如下：

（2）可操纵性应计的绝对值（ABS_DA）。参考陈国辉等[19]的做法，本文使用修正Jones模型计算的可操纵性应计来衡量企业的应计项目盈余管理水平。可操纵性应计的计算公式如下：

2.解释变量

是否参与业绩补偿承诺（VAM）：该变量为虚拟变量，根据国泰安数据库中对赌协议参与业绩补偿承诺的上市公司列表，当上市公司签订业绩补偿承诺时取值为1，否则为0。

3.调节变量

（1）企业社会责任（CSR）。对于企业社会责任的测量，本文使用和讯网发布的上市公司企业社会责任评级总得分用以衡量企业承担社会责任的水平。和讯网的该评分虽始于2010年，但由于2010年过多样本值缺失，故本文选择从2011年开始的样本数据。有其他学者使用润灵环球公布的企业社会责任评分，但由于其样本数量较少，本文将该评分用于稳健性检验。

（2）企业社会责任报告披露（Disclose）。该变量为虚拟变量，若企业于汇报当年披露社会责任报告则取值为1，反之为0。

4.控制变量

借鉴以往研究，本文采取了企业规模（Size）、产权性质（Soe）、营业收入增长率（Growth）、资产负债率（Lev）、股权集中度（OC）、固定资产占比（PPE）、现金流量（FCF）、两职兼任（Duality）、审计师是否来自国际“四大”（Big4）、行业（Ind）、年份（Year）作为控制变量。

（三）模型设计

本文设计以下模型用以检验上述三个假设。

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）

被解释变量（DEM）表示盈余管理水平，其代理变量包括真实盈余管理（REM）和应计项目盈余管理的绝对值（ABS_DA）。若业绩补偿承诺（VAM）的系数为正则检验了上述假设。CSR为和讯网公布的企业社会责任评分。Disclose为企业是否披露社会责任报告。考虑到不同盈余管理行为之间存在相互替代的作用，本文借鉴陈国辉等[19]的做法，真实盈余管理（REM）作为被解释变量的代理变量时，把应计项目盈余管理（ABS_DA）作为控制变量，相反时同样操作。并且，考虑到企业社会责任评分、报告披露作为调节变量，均和企业盈余管理有相关性，所以在回归时也将其作为控制变量。

在模型1的基础上加入VAM和CSR的交互项，使用模型2分析H2中社会责任报告评分的信号作用。使用模型1对披露和未披露企业分组进行回归，分析H3中关于披露社会责任报告的信号作用，并在H3的基础上加入VAM和Disclose的交互项，利用全样本进一步检验H3。

四、实证检验结果与分析

（一）描述性统计和相关性分析

由表2可知，我国企业应计盈余管理的最小值为0.001，最大值为0.445，均值为0.072，中位数0.049在平均数之下，这表明我国部分企业盈余管理水平的差异较大，虽然普遍存在盈余管理行为，但大多数企业盈余管理的水平并不高，总体水平较低;真实盈余管理（REM）的描述性统计分析也呈现同样的趋势;业绩补偿承诺（VAM）的均值为0.227，表明我国上市公司中有20%以上的企业参与了业绩补偿承诺，不仅表明并购活动频繁，而且体现了业绩补偿承诺是一种被广泛运用的条款，多数并购兼并选择该制度用以降低风险和提高效率。企业社会责任评分（CSR）的最小值为-3.560，最大值为74.990，说明我国企业社会责任履行程度个体间差异明显;CSR均值为24.750，这说明整体社会责任评分并不高，企业的社会责任履行程度有待加强;Disclose的均值为0.266，意味着我国上市公司中仅有约26%的企业进行了社会责任履行报告的披露。

表3为描述性统计分析。从样本量可以得知，样本中2011—2019年我国主动披露社会责任信息报告的公司有6 258家，其中包括强制披露和自愿披露的公司，而未披露的公司数量是披露组的近三倍，表明我国披露社会责任报告的公司数量较少，这是因为政府仅对部分企业做了强制披露的要求，加之企业在这方面的意识整体又较为薄弱，自愿披露的企业并不多，导致了整体披露的企业数量较少。对比两组盈余管理水平（ABS_DA）的均值，披露组的可操纵性應计均值为0.066，小于样本整体的盈余管理均值0.072，而未披露组的均值为0.074，大于样本整体的均值，这一数据初步检验了H3，即披露社会责任履行报告的企业盈余管理水平较低;披露组企业社会责任评分的均值为39.520，高于整体均值24.750，更是远远高于未披露组的19.400，这检验了以往文献中关于社会责任报告披露的信号作用的论述，即进行社会责任报告披露的企业往往拥有更高的社会责任履行程度。

本文对各变量进行了相关性检验，表4结果显示各变量间的相关系数均较小，除此之外还对各变量进行了VIF检验，根据经验法则VIF值小于10即可排除多重共线性问题，而本文中各变量的平均VIF值为1.350，综上表明不存在严重共线性问题干扰后续分析。由表4还可以看出，VAM与ABS_DA的相关系数为0.071，与REM的相关系数为0.022，系数为正且在1%的显著性水平相关，这初步验证了H1，即进行业绩补偿承诺的企业可能会有盈余管理行为，因此，导致真实盈余管理水平和可操纵性应计水平提高;CSR与ABS_DA和REM的相关系数在1%的显著性水平为负，表明社会责任评分高的企业会提供更高质量的会计信息，盈余管理行为较少，这一结果初步检验了H2;Disclose与ABS_DA和REM在1%的水平显著负相关，与社会责任评分（CSR）在1%的水平显著正相关，H3在相关性分析中得到支持。

（二）回归结果分析

1.真实盈余管理回归结果分析

由表5列（1）—列（4）的检验结果可知，企业业绩补偿承诺与真实盈余管理的正向关系并不显著，与异常经营活动现金流、异常生产成本和异常酌量费用的回归系数也不显著，列（5）则反映企业社会责任评分的高低此时不存在信号作用，即参与业绩补偿承诺的企业并不会通过真实盈余管理的方式来操纵会计信息。而模型3则显示业绩补偿承诺（VAM）在10%的显著性水平为正，VAM与Disclose的交互项系数为负且显著性水平为10%，表明社会责任报告披露对于企业真实盈余管理具有一定的信号作用，进行社会责任披露的企业真实盈余管理水平较低。表5中CSR对真实盈余管理综合指标（REM）和异常生产成本（A_PROD）的回归系数均显著为负，与异常经济活动现金流（A_CFO）和异常酌量费用（A_EXP）的回归系数显著为正，表明履行社会责任对企业真实盈余管理具有抑制作用。

2.应计项目盈余管理回归结果分析

表6列示了业绩补偿承诺及企业社会责任与披露对可操纵性应计影响的回归结果。列（1）将业绩补偿承诺（VAM）、企业社会责任评分（CSR）、社会责任报告披露（Disclose）和各控制变量回归，得到VAM系数为0.006，且在1%的显著性水平通过检验，表明进行业绩补偿承诺与企业盈余管理之间存在正相关关系，支持了以往文献的结论和本文H1，即业绩补偿承诺下企业更易产生盈余管理的行为;CSR系数均在1%的显著性水平为负，表明企业社会责任与可操纵性应计之间为负相关，初步检验了H2。

表6列（2）在列（1）的基础上加入了业绩补偿承诺（VAM）和企业社会责任评分（CSR）的交互项，结果显示交互项的系数在1%的水平显著为-0.001，可以看出企业社会责任评分对业绩补偿承诺与可操纵性应计的关系存在负向调节效应，即企业社会责任评分越高，业绩补偿承诺下企业的可操纵性应计水平越低，表明社会责任履行程度高的企业盈余管理行为较少，这一结果进一步检验了H2。企业社会责任报告得分越高的企业盈余管理程度越低，支持了企业披露社会责任信息是一种“道德行为”的观点。

表6列（3）、列（4）首先根据企业是否进行社会责任履行报告披露将样本分为两组分别进行模型1的回归，结果显示披露组的业绩补偿承诺（VAM）系数并不显著，而未披露组的VAM系数则在1%的显著性水平为正，这表明H1关于业绩补偿承诺对于会计信息质量的负面影响仅存在于未披露社会责任报告的企业中，而对于披露社会责任报告的企业而言，其不会因签订业绩补偿承诺而引发盈余管理行为，从而降低会计信息质量，这一结果支持了H3关于披露的调节效应;列（5）则加入业绩补偿承诺（VAM）与社会责任履行报告披露（Disclose）的交互项进一步检验H3，交互项的系数在1%显著水平为-0.010，H3得到检验，即披露社会责任履行报告的企业，盈余管理水平并不会因业绩补偿承诺升高，社会责任报告披露这一行为具有良好的信号作用。

五、稳健性检验

根据以往研究，较多学者使用和讯网的企业社会责任评分，也有部分学者使用润灵环球的数据，本文使用润灵环球的数据进行了再次检验，统计结果仍然符合上述假设;本文控制了稳健标准误和企业层面的聚类标准误后，假设仍然得到支持;本文还对模型进行了Hausman检验，结果显示Hausman检验值在1%的显著性水平均不能接受原假设，即固定效应模型的估计结果更为可靠，故以上假设采用固定效应模型检验所得的结论是稳健的。

六、研究结论与启示

本文以上市公司2011—2019年的数据作为研究样本，研究签订业绩补偿承诺的企业是否会进行盈余管理，并研究了社会责任评分和报告披露的调节作用，以期发现能否根据企业的社会责任承担程度和报告披露情况来作为信号，衡量业绩补偿承诺压力下的企业会计信息质量。结果发现，存在业绩补偿承诺的企业不会进行真实盈余管理，而是会通过应计项目来进行盈余管理，这可能是因为企业在业绩压力下更加会改善自身经营和努力提高盈利能力，即使意图通过人为操纵等方式“润滑”利润表，也是通过调整会计政策和会计估计的方式，并不会冒着经营风险而改变真实经营活动。同时发现，其中企业社会责任履行程度高的企业不仅拥有好形象，更拥有内在较高水准的道德，其在业绩补偿承诺的业绩目标压力和股价崩盘风险下的盈余操纵行为较少;而对于披露社会责任信息报告的企业，即使参与了业绩补偿承诺，也仍然能够提供更高质量的会计信息。

这一结果启示监管者、审计师以及投资者，业绩补偿承诺下企业并不倾向进行真实盈余管理，而是可能通过会计政策和会計估计的调整来进行盈余管理;并且，社会责任报告披露这一行为具有良好的信号作用，高社会责任承担的企业和披露社会责任报告的企业，能够将道德行为一以贯之。这也检验了前述关于企业履行社会责任的“道德假说”，即承担社会责任程度高的企业更可能在各个方面都遵守道德的约束，较少有盈余管理等机会主义行为，因此，此类企业会计信息质量较高。这有助于准则制定部门、监管部门更好地基于企业社会责任报告对会计信息质量进行初步判断;风险导向下的审计师可以据此合理分配审计资源，以提高审计效率;投资者在判断业绩补偿承诺企业的会计信息质量时，可以以此作为甄别上市公司会计信息质量的依据。

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