并購業(yè)績承諾對審計收費的影響
——基于企業(yè)真實盈余管理中介效應(yīng)

王德武 李仕亞（沈陽工業(yè)大學(xué)管理學(xué)院，遼寧沈陽 110870）

近年來，并購重組已經(jīng)成為我國企業(yè)在擴大規(guī)模及優(yōu)化資源配置時選擇的重要途徑。作為交易雙方一致協(xié)商下簽訂的標(biāo)的資產(chǎn)有關(guān)協(xié)議，業(yè)績承諾在并購活動中得到了廣泛應(yīng)用，其可能引發(fā)的經(jīng)濟(jì)后果隨之引起了學(xué)者和相關(guān)人士的重視。2015年，中注協(xié)負(fù)責(zé)人也表示審計師需要對存在業(yè)績承諾條件的并購重組活動加以關(guān)注。

盡管國外關(guān)于業(yè)績承諾的直接研究相對較少，但國內(nèi)外關(guān)于對賭協(xié)議的研究也能夠為業(yè)績承諾相關(guān)研究提供一定的借鑒。劉峰濤等（2016）認(rèn)為中國公司的業(yè)績承諾可以被視為對賭協(xié)議[1]。Cadman 等（2014）認(rèn)為對賭協(xié)議有可能誘發(fā)管理層的短視風(fēng)險，從而帶來經(jīng)濟(jì)損失[2]。王競達(dá)和范慶泉（2017）發(fā)現(xiàn)承諾期內(nèi)業(yè)績達(dá)成率不斷下降，可能存在財務(wù)造假或粉飾的行為[3]。謝海東和譚琦穎（2018）認(rèn)為業(yè)績承諾具有強烈短期市場效應(yīng)且有助于提升三年內(nèi)企業(yè)績效，但很有可能引發(fā)盈余管理行為[4]。綜上所述，雖然并購重組背景下業(yè)績承諾的初衷是為了減輕標(biāo)的資產(chǎn)定價風(fēng)險，但在實際應(yīng)用中卻往往給企業(yè)帶來更高的并購風(fēng)險。

雖然國內(nèi)學(xué)者從業(yè)績、績效等角度對并購活動中業(yè)績承諾是否會引發(fā)經(jīng)濟(jì)后果的研究已經(jīng)取得了顯著成果，但關(guān)于業(yè)績承諾對審計收費影響的研究較少。業(yè)績承諾情況下中小板企業(yè)和創(chuàng)業(yè)板企業(yè)的審計費用是否會增加，其增加與企業(yè)的真實盈余管理活動是否有關(guān)值得深入研究。其研究意義主要體現(xiàn)在豐富我國業(yè)績承諾領(lǐng)域的相關(guān)研究，為完善業(yè)績承諾相關(guān)法規(guī)和監(jiān)管業(yè)績承諾方提供借鑒。

一、理論分析與研究假設(shè)

（一）業(yè)績承諾與審計收費

審計定價理論認(rèn)為，審計產(chǎn)品成本、審計合理回報和審計風(fēng)險溢價構(gòu)成了審計費用的主要組成部分。業(yè)績承諾將使得會計師事務(wù)所面臨更高的審計風(fēng)險（黃桂英，2019）[5]。業(yè)績承諾不達(dá)標(biāo)、高業(yè)績承諾等現(xiàn)象會加劇審計師面臨的審計風(fēng)險并導(dǎo)致企業(yè)異常審計費用上升，同時企業(yè)為控制和管理相關(guān)經(jīng)營風(fēng)險，往往也愿意支付高額審計費用以換取高質(zhì)量的審計（陳欣等，2020）[6]。一方面，由于證監(jiān)會要求審計機構(gòu)在對存在業(yè)績承諾事項的上市公司進(jìn)行審計時，發(fā)現(xiàn)盈利預(yù)測差異情況需出具專項核查意見，因此承諾數(shù)和實際數(shù)的差異會使得審計機構(gòu)需要進(jìn)行更多的工作進(jìn)而導(dǎo)致審計收費的提升；另一方面，由于業(yè)績承諾的補償條款會讓被并購方感受到一定的壓力，從而可能隱瞞甚至是粉飾、篡改或虛構(gòu)一些重大財務(wù)信息，因此也很可能需要向?qū)徲嫀熤Ц陡叩膶徲嬞M用作為額外增加的審計成本與審計風(fēng)險的補償。有研究表明，對并購方上市公司而言，其審計費用在簽訂業(yè)績承諾后的第一年沒有顯著變化，但在第二年和第三年得到了顯著提升（劉向強等，2018）[7]?；谝陨戏治?，提出假設(shè)H1。

H1 在其他條件相同的情況下，在業(yè)績承諾期內(nèi)的公司需要支付更高的審計費用。

當(dāng)業(yè)績承諾無法在約定的承諾期內(nèi)達(dá)成時，被并購方需要向并購方支付溢價補償。股份補償方式會給上市公司帶來更高的風(fēng)險，比現(xiàn)金補償方式更能激勵管理層努力實現(xiàn)承諾（潘愛玲等，2017）[8]。與現(xiàn)金補償方式相比，不確定性更高的股份補償方式更容易引發(fā)審計風(fēng)險和管理層舞弊行為?；谝陨戏治觯岢黾僭O(shè)H2。

H2 相較于現(xiàn)金補償方式，股份補償方式會加強業(yè)績承諾對審計費用顯著影響。

雙向業(yè)績承諾為企業(yè)的盈余操縱創(chuàng)造了空間（李婉瓊，2019）[9]。在并購交易中，由于雙向承諾包含業(yè)績獎勵或?qū)r調(diào)整，其激勵效果通常優(yōu)于單向承諾（吳微，2020）[10]。與單向承諾相比，雙向業(yè)績承諾達(dá)成時將使被并購方管理層得到業(yè)績獎勵。其設(shè)立的目標(biāo)是提高被并購方管理層的積極性，平衡委托代理雙方的利益沖突。但業(yè)績獎勵同樣也使得被并購方管理層出于自利動機而采取不正當(dāng)手段達(dá)成雙向業(yè)績承諾，從而加大企業(yè)經(jīng)營風(fēng)險和審計機構(gòu)面臨的審計風(fēng)險?；谝陨戏治?，提出假設(shè)H3。

H3 相較于單向業(yè)績承諾，雙向業(yè)績承諾會加強業(yè)績承諾對審計費用顯著影響。

（二）業(yè)績承諾、真實盈余管理與審計收費

被并購方一旦做出虛高的業(yè)績承諾，則后續(xù)更有可能進(jìn)行盈余操縱以達(dá)到業(yè)績承諾的要求，進(jìn)而會給審計機構(gòu)帶來更多的審計風(fēng)險（劉向強和李沁洋，2019）[11]。由于應(yīng)計盈余管理往往受到更多外部監(jiān)督的制約，而真實盈余管理較為隱蔽，因此激勵高管不會降低企業(yè)的應(yīng)計盈余管理水平，但會使得企業(yè)真實盈余管理水平升高（衛(wèi)真，2019）[12]。當(dāng)企業(yè)具有操縱盈余的動機時，高質(zhì)量審計的風(fēng)險也會增加，且其提高盈余管理水平的動機越強烈，企業(yè)操縱盈余的方法和手段就會越隱蔽。因此導(dǎo)致審計的工作難度和失誤概率增加，進(jìn)而使得審計費用升高（李歆和李家輝，2020）[13]。業(yè)績承諾的存在使得被并購企業(yè)在權(quán)衡風(fēng)險和利弊后更有可能通過盈余管理行為而非其他財務(wù)舞弊行為來完成業(yè)績承諾，因此業(yè)績承諾下企業(yè)具有更多盈余管理的動機。由于真實盈余管理比起應(yīng)計盈余管理更具有更大的操縱空間和更強的隱蔽性，處于業(yè)績承諾期間的企業(yè)更有可能采用真實盈余管理的方式來操縱盈余，這一行為將使得審計師面臨更高的審計風(fēng)險進(jìn)而導(dǎo)致審計收費的上升?；谝陨戏治?，提出假設(shè)H4。

H4 在業(yè)績承諾對于審計費用的影響關(guān)系中，真實盈余管理起到中介作用。

二、研究設(shè)計

（一）樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

本文以2014—2017年結(jié)束且方案進(jìn)度顯示完成的中小板和創(chuàng)業(yè)板上市公司并購重組中披露業(yè)績承諾的項目為研究對象，考慮到業(yè)績承諾期一般為三年，所以實際樣本區(qū)間為2014年至2019年的面板數(shù)據(jù)。數(shù)據(jù)來源為CSMAR數(shù)據(jù)庫、Wind 數(shù)據(jù)庫，巨潮資訊網(wǎng)以及深圳交易事務(wù)所相關(guān)公告。為保證樣本有效性進(jìn)行如下篩選：（1）考慮到并購雙方地位對研究的影響，統(tǒng)一保留上市公司為并購方樣本，剔除上市公司為被并購方的樣本和不能對被并購方實施控制的樣本。（2）剔除樣本期間內(nèi)簽訂了兩次或兩次以上業(yè)績承諾協(xié)議且多次業(yè)績承諾對樣本公司財務(wù)特征造成影響難以區(qū)分的樣本，否則從該樣本多次業(yè)績承諾事項中保留業(yè)績承諾年平均金額顯著大的事件為研究對象。（3）剔除行業(yè)數(shù)據(jù)不足的樣本。（4）剔除金融行業(yè)、ST 公司和數(shù)據(jù)嚴(yán)重缺失的樣本及當(dāng)年經(jīng)過ST 或*ST 處理的觀測值。

（二）變量定義及測量

1.被解釋變量。被解釋變量為審計收費。為了控制回歸模型中的異方差問題，本文選取企業(yè)年度財務(wù)報告中披露的年度審計費用的自然對數(shù)Lnfee 作為審計收費的度量指標(biāo)。

2.解釋變量。解釋變量為業(yè)績承諾期間。本文參照劉浩（2011）和劉向強等人（2018）的研究，選擇業(yè)績承諾期間這一虛擬變量作為解釋變量[14][7](70-76)。

3.中介變量。中介變量為真實盈余管理。本文依照Roychowdhury（2006）的模型來度量真實盈余管理[15]，即通過OLS 估計算出相應(yīng)參數(shù)的估計值，進(jìn)而求出樣本范圍企業(yè)的經(jīng)營現(xiàn)金流量、產(chǎn)品成本和酌量費用的正常水平。然后，分別用實際值減去正常值得到異常經(jīng)營現(xiàn)金凈流量、異常產(chǎn)品成本和異常酌量費用，再用異常產(chǎn)品成本減去異常經(jīng)營現(xiàn)金凈流量、異常酌量費用的值計算出企業(yè)真實盈余管理的數(shù)值。最后為避免正負(fù)抵消的影響對該值取絕對值，作為企業(yè)真實盈余管理程度的衡量指標(biāo)。

4.分組變量。分組變量為業(yè)績補償方式（Way）和業(yè)績承諾方向（Direction）。其中業(yè)績補償方式主要分為現(xiàn)金補償、股份補償和混合補償，而混合補償又可以細(xì)分為現(xiàn)金補償優(yōu)先，不足部分股份補償；股份補償優(yōu)先，不足部分現(xiàn)金補償及股份和現(xiàn)金同時補償三種類型。本文結(jié)合實際情況選取業(yè)績補償方式為分組變量，并將混合補償中的第一種類型視為現(xiàn)金補償，其余兩者均視為股份補償；按承諾方向可以將業(yè)績承諾劃分為單向承諾和雙向承諾兩類。本文選取業(yè)績承諾方向為分組變量。其中單向承諾只需要被并購方做出業(yè)績承諾，而雙向承諾會要求并購雙方分別做出承諾，且當(dāng)業(yè)績承諾達(dá)成時并購方會給予被并購方管理層一定獎勵。

5.控制變量。本文以大多數(shù)學(xué)者對審計費用影響因素的研究為理論基礎(chǔ)，選取企業(yè)規(guī)模（Size）、存貨占比（Inr）、應(yīng)收賬款占比（Ar）、總資產(chǎn)收益率（Roa）以及事務(wù)所（Auditor）五個控制變量納入研究模型之中。另外為避免其他因素對實證結(jié)果的干擾，引入了虛擬變量行業(yè)Ind和年份變量Year。

上述變量定義及計算方法如表1 所示。

（三）模型構(gòu)建

為了驗證假設(shè)H1、H2 和H3，提出線性回歸模型1：

為了驗證假設(shè)H4，提出線性回歸模型2與3：

三、實證分析

（一）描述性統(tǒng)計

對模型中主要變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果如表2 所示。表2 的樣本描述性統(tǒng)計顯示，審計費用的平均值是13.650，標(biāo)準(zhǔn)差是0.482，最小值是12.350，最大值是15.710，最大值與最小值之間有一定差距，說明來自中小板和創(chuàng)業(yè)板的上市公司在樣本期間內(nèi)的審計費用水平差異較大。這一結(jié)果表明業(yè)績承諾與審計收費的關(guān)系是值得研究的課題。虛擬變量業(yè)績承諾期間的平均值是0.559，標(biāo)準(zhǔn)差是0.497，表明處于業(yè)績承諾期內(nèi)的交易事件占據(jù)了49.7%的比重。這說明業(yè)績承諾的約定期限一般為三年。真實盈余管理程度的平均值是0.138，標(biāo)準(zhǔn)差是0.134，最小值是0.000，最大值是1.795，最大值與最小值之間有一定差距，說明了樣本期間內(nèi)上市公司的真實盈余管理水平具有非常大的差異。

表2 描述性統(tǒng)計

（二）業(yè)績承諾與審計收費

表3 報告了模型（1）的回歸結(jié)果。列（1）是假設(shè)H1 的全樣本回歸結(jié)果，列（2）和列（3）是假設(shè)H2 即按補償方式分組后的回歸結(jié)果，列（4）和列（5）是假設(shè)H3 即按承諾方向分組后的回歸結(jié)果。其中，列（2）報告了選擇現(xiàn)金補償?shù)臉颖净貧w結(jié)果，列（3）報告了選擇股份補償?shù)臉颖净貧w結(jié)果，列（4）報告了采用單向業(yè)績承諾的樣本回歸結(jié)果，列（5）報告了采用雙向業(yè)績承諾的樣本回歸結(jié)果。

表3 業(yè)績承諾與審計收費的多元回歸分析結(jié)果

根據(jù)表3，列（1）中解釋變量業(yè)績承諾期間與被解釋變量審計收費的相關(guān)系數(shù)為0.084，且在1%顯著水平上顯著，即業(yè)績承諾與審計收費呈顯著正相關(guān)，驗證了假設(shè)H1。列（2）中業(yè)績承諾期間與審計收費的相關(guān)系數(shù)為0.032 且不顯著；列（3）中業(yè)績承諾期間與審計收費的相關(guān)系數(shù)為0.117，且在1%的顯著性水平上顯著。這表明相較于現(xiàn)金補償方式，股份補償方式下業(yè)績承諾對審計收費的影響更加顯著，假設(shè)H2 得到驗證。列（4）中業(yè)績承諾期間與審計收費的相關(guān)系數(shù)為0.106，且在1%的顯著性水平上顯著；列（5）中業(yè)績承諾期間與審計收費的相關(guān)系數(shù)為0.038 且不顯著。此結(jié)果表明相較于雙向業(yè)績承諾，單向業(yè)績承諾下業(yè)績承諾對審計收費的影響更加顯著，假設(shè)H3 不成立。

可能有如下原因能夠解釋假設(shè)H3 不成立的這一結(jié)果：一是單向業(yè)績承諾樣本組占總樣本的比例高于雙向業(yè)績承諾樣本組總樣本的比例，進(jìn)而導(dǎo)致與假設(shè)相反的回歸結(jié)果出現(xiàn)。二是雙向承諾中的業(yè)績獎勵不高，不能激發(fā)管理層的積極性和自利動機，企業(yè)的審計風(fēng)險沒有因此提升。三是實踐中雙向業(yè)績承諾的履行尚未得到完善，存在達(dá)成業(yè)績承諾也無法得到獎勵收益的情況，因此雙向業(yè)績承諾不能加強業(yè)績承諾對審計收費的影響。

（三）真實盈余管理的中介效應(yīng)

表4 報告了真實盈余管理的中介效應(yīng)檢驗結(jié)果。其中列（1）是模型2 的回歸結(jié)果，列（2）是模型3 的回歸結(jié)果。列（1）中業(yè)績承諾期間與真實盈余管理程度的相關(guān)系數(shù)為0.047，且在1%的顯著水平上顯著，列（2）中業(yè)績承諾期間與真實盈余管理程度的相關(guān)系數(shù)為0.253，且在1%的顯著水平上顯著；與審計收費（Lnfee）的相關(guān)系數(shù)為0.072，且在1%的顯著水平上顯著。結(jié)合前文模型1 的回歸結(jié)果可知，真實盈余管理的中介效應(yīng)得到檢驗，業(yè)績承諾會引發(fā)真實盈余管理，進(jìn)而提高審計收費。這一結(jié)果驗證了本文的假設(shè)H4。

表4 業(yè)績承諾與審計收費的多元回歸分析結(jié)果

四、穩(wěn)健性檢驗

為了檢驗所研究結(jié)果的可靠性，本文使用通貨膨脹率調(diào)整后的審計收費（Lnfee2）為基礎(chǔ)重新進(jìn)行回歸，其中年度通貨膨脹率來源于央行和國家統(tǒng)計局披露的數(shù)據(jù)。穩(wěn)健性檢驗如表5 所示，列（1）至列（5）、列（6）和列（7）依次報告了模型1、模型2、模型3 的穩(wěn)健性檢驗結(jié)果。

表5 穩(wěn)健性檢驗結(jié)果

由表5 可知，穩(wěn)健性檢驗結(jié)果與本文之前的結(jié)論一致，因此研究結(jié)果具有穩(wěn)健性和普適性。

五、研究結(jié)論與建議

本文分析了業(yè)績承諾對審計收費的影響，并得出四點研究結(jié)論：（1）業(yè)績承諾能夠使企業(yè)需要支付的審計費用有所增加；（2）選擇股份補償方式和采用單向業(yè)績承諾的企業(yè)將被收取更高的審計費用；（3）業(yè)績承諾能夠使企業(yè)的真實盈余管理水平升高；（4）真實盈余管理作為中介變量，是業(yè)績承諾影響企業(yè)審計費用的一條傳導(dǎo)路徑。

結(jié)合上述結(jié)論，本文提出如下針對性建議以解決問題：（1）企業(yè)應(yīng)加強對業(yè)績承諾方的約束和監(jiān)督，降低業(yè)績承諾引發(fā)的審計風(fēng)險；（2）審計師應(yīng)加強職業(yè)素養(yǎng)，審計全程需保持警惕性；（3）我國業(yè)績承諾機制及相關(guān)法規(guī)需加以完善；（4）市場投資者需要對存在業(yè)績承諾項目的企業(yè)保持更加理性的態(tài)度。