并购业绩承诺对审计收费的影响
——基于企业真实盈余管理中介效应

王德武 李仕亚（沈阳工业大学管理学院，辽宁沈阳 110870）

近年来，并购重组已经成为我国企业在扩大规模及优化资源配置时选择的重要途径。作为交易双方一致协商下签订的标的资产有关协议，业绩承诺在并购活动中得到了广泛应用，其可能引发的经济后果随之引起了学者和相关人士的重视。2015年，中注协负责人也表示审计师需要对存在业绩承诺条件的并购重组活动加以关注。

尽管国外关于业绩承诺的直接研究相对较少，但国内外关于对赌协议的研究也能够为业绩承诺相关研究提供一定的借鉴。刘峰涛等（2016）认为中国公司的业绩承诺可以被视为对赌协议[1]。Cadman 等（2014）认为对赌协议有可能诱发管理层的短视风险，从而带来经济损失[2]。王竞达和范庆泉（2017）发现承诺期内业绩达成率不断下降，可能存在财务造假或粉饰的行为[3]。谢海东和谭琦颖（2018）认为业绩承诺具有强烈短期市场效应且有助于提升三年内企业绩效，但很有可能引发盈余管理行为[4]。综上所述，虽然并购重组背景下业绩承诺的初衷是为了减轻标的资产定价风险，但在实际应用中却往往给企业带来更高的并购风险。

虽然国内学者从业绩、绩效等角度对并购活动中业绩承诺是否会引发经济后果的研究已经取得了显著成果，但关于业绩承诺对审计收费影响的研究较少。业绩承诺情况下中小板企业和创业板企业的审计费用是否会增加，其增加与企业的真实盈余管理活动是否有关值得深入研究。其研究意义主要体现在丰富我国业绩承诺领域的相关研究，为完善业绩承诺相关法规和监管业绩承诺方提供借鉴。

一、理论分析与研究假设

（一）业绩承诺与审计收费

审计定价理论认为，审计产品成本、审计合理回报和审计风险溢价构成了审计费用的主要组成部分。业绩承诺将使得会计师事务所面临更高的审计风险（黄桂英，2019）[5]。业绩承诺不达标、高业绩承诺等现象会加剧审计师面临的审计风险并导致企业异常审计费用上升，同时企业为控制和管理相关经营风险，往往也愿意支付高额审计费用以换取高质量的审计（陈欣等，2020）[6]。一方面，由于证监会要求审计机构在对存在业绩承诺事项的上市公司进行审计时，发现盈利预测差异情况需出具专项核查意见，因此承诺数和实际数的差异会使得审计机构需要进行更多的工作进而导致审计收费的提升；另一方面，由于业绩承诺的补偿条款会让被并购方感受到一定的压力，从而可能隐瞒甚至是粉饰、篡改或虚构一些重大财务信息，因此也很可能需要向审计师支付更高的审计费用作为额外增加的审计成本与审计风险的补偿。有研究表明，对并购方上市公司而言，其审计费用在签订业绩承诺后的第一年没有显著变化，但在第二年和第三年得到了显著提升（刘向强等，2018）[7]。基于以上分析，提出假设H1。

H1 在其他条件相同的情况下，在业绩承诺期内的公司需要支付更高的审计费用。

当业绩承诺无法在约定的承诺期内达成时，被并购方需要向并购方支付溢价补偿。股份补偿方式会给上市公司带来更高的风险，比现金补偿方式更能激励管理层努力实现承诺（潘爱玲等，2017）[8]。与现金补偿方式相比，不确定性更高的股份补偿方式更容易引发审计风险和管理层舞弊行为。基于以上分析，提出假设H2。

H2 相较于现金补偿方式，股份补偿方式会加强业绩承诺对审计费用显著影响。

双向业绩承诺为企业的盈余操纵创造了空间（李婉琼，2019）[9]。在并购交易中，由于双向承诺包含业绩奖励或对价调整，其激励效果通常优于单向承诺（吴微，2020）[10]。与单向承诺相比，双向业绩承诺达成时将使被并购方管理层得到业绩奖励。其设立的目标是提高被并购方管理层的积极性，平衡委托代理双方的利益冲突。但业绩奖励同样也使得被并购方管理层出于自利动机而采取不正当手段达成双向业绩承诺，从而加大企业经营风险和审计机构面临的审计风险。基于以上分析，提出假设H3。

H3 相较于单向业绩承诺，双向业绩承诺会加强业绩承诺对审计费用显著影响。

（二）业绩承诺、真实盈余管理与审计收费

被并购方一旦做出虚高的业绩承诺，则后续更有可能进行盈余操纵以达到业绩承诺的要求，进而会给审计机构带来更多的审计风险（刘向强和李沁洋，2019）[11]。由于应计盈余管理往往受到更多外部监督的制约，而真实盈余管理较为隐蔽，因此激励高管不会降低企业的应计盈余管理水平，但会使得企业真实盈余管理水平升高（卫真，2019）[12]。当企业具有操纵盈余的动机时，高质量审计的风险也会增加，且其提高盈余管理水平的动机越强烈，企业操纵盈余的方法和手段就会越隐蔽。因此导致审计的工作难度和失误概率增加，进而使得审计费用升高（李歆和李家辉，2020）[13]。业绩承诺的存在使得被并购企业在权衡风险和利弊后更有可能通过盈余管理行为而非其他财务舞弊行为来完成业绩承诺，因此业绩承诺下企业具有更多盈余管理的动机。由于真实盈余管理比起应计盈余管理更具有更大的操纵空间和更强的隐蔽性，处于业绩承诺期间的企业更有可能采用真实盈余管理的方式来操纵盈余，这一行为将使得审计师面临更高的审计风险进而导致审计收费的上升。基于以上分析，提出假设H4。

H4 在业绩承诺对于审计费用的影响关系中，真实盈余管理起到中介作用。

二、研究设计

（一）样本选择与数据来源

本文以2014—2017年结束且方案进度显示完成的中小板和创业板上市公司并购重组中披露业绩承诺的项目为研究对象，考虑到业绩承诺期一般为三年，所以实际样本区间为2014年至2019年的面板数据。数据来源为CSMAR数据库、Wind 数据库，巨潮资讯网以及深圳交易事务所相关公告。为保证样本有效性进行如下筛选：（1）考虑到并购双方地位对研究的影响，统一保留上市公司为并购方样本，剔除上市公司为被并购方的样本和不能对被并购方实施控制的样本。（2）剔除样本期间内签订了两次或两次以上业绩承诺协议且多次业绩承诺对样本公司财务特征造成影响难以区分的样本，否则从该样本多次业绩承诺事项中保留业绩承诺年平均金额显著大的事件为研究对象。（3）剔除行业数据不足的样本。（4）剔除金融行业、ST 公司和数据严重缺失的样本及当年经过ST 或*ST 处理的观测值。

（二）变量定义及测量

1.被解释变量。被解释变量为审计收费。为了控制回归模型中的异方差问题，本文选取企业年度财务报告中披露的年度审计费用的自然对数Lnfee 作为审计收费的度量指标。

2.解释变量。解释变量为业绩承诺期间。本文参照刘浩（2011）和刘向强等人（2018）的研究，选择业绩承诺期间这一虚拟变量作为解释变量[14][7](70-76)。

3.中介变量。中介变量为真实盈余管理。本文依照Roychowdhury（2006）的模型来度量真实盈余管理[15]，即通过OLS 估计算出相应参数的估计值，进而求出样本范围企业的经营现金流量、产品成本和酌量费用的正常水平。然后，分别用实际值减去正常值得到异常经营现金净流量、异常产品成本和异常酌量费用，再用异常产品成本减去异常经营现金净流量、异常酌量费用的值计算出企业真实盈余管理的数值。最后为避免正负抵消的影响对该值取绝对值，作为企业真实盈余管理程度的衡量指标。

4.分组变量。分组变量为业绩补偿方式（Way）和业绩承诺方向（Direction）。其中业绩补偿方式主要分为现金补偿、股份补偿和混合补偿，而混合补偿又可以细分为现金补偿优先，不足部分股份补偿；股份补偿优先，不足部分现金补偿及股份和现金同时补偿三种类型。本文结合实际情况选取业绩补偿方式为分组变量，并将混合补偿中的第一种类型视为现金补偿，其余两者均视为股份补偿；按承诺方向可以将业绩承诺划分为单向承诺和双向承诺两类。本文选取业绩承诺方向为分组变量。其中单向承诺只需要被并购方做出业绩承诺，而双向承诺会要求并购双方分别做出承诺，且当业绩承诺达成时并购方会给予被并购方管理层一定奖励。

5.控制变量。本文以大多数学者对审计费用影响因素的研究为理论基础，选取企业规模（Size）、存货占比（Inr）、应收账款占比（Ar）、总资产收益率（Roa）以及事务所（Auditor）五个控制变量纳入研究模型之中。另外为避免其他因素对实证结果的干扰，引入了虚拟变量行业Ind和年份变量Year。

上述变量定义及计算方法如表1 所示。

（三）模型构建

为了验证假设H1、H2 和H3，提出线性回归模型1：

为了验证假设H4，提出线性回归模型2与3：

三、实证分析

（一）描述性统计

对模型中主要变量的描述性统计结果如表2 所示。表2 的样本描述性统计显示，审计费用的平均值是13.650，标准差是0.482，最小值是12.350，最大值是15.710，最大值与最小值之间有一定差距，说明来自中小板和创业板的上市公司在样本期间内的审计费用水平差异较大。这一结果表明业绩承诺与审计收费的关系是值得研究的课题。虚拟变量业绩承诺期间的平均值是0.559，标准差是0.497，表明处于业绩承诺期内的交易事件占据了49.7%的比重。这说明业绩承诺的约定期限一般为三年。真实盈余管理程度的平均值是0.138，标准差是0.134，最小值是0.000，最大值是1.795，最大值与最小值之间有一定差距，说明了样本期间内上市公司的真实盈余管理水平具有非常大的差异。

表2 描述性统计

（二）业绩承诺与审计收费

表3 报告了模型（1）的回归结果。列（1）是假设H1 的全样本回归结果，列（2）和列（3）是假设H2 即按补偿方式分组后的回归结果，列（4）和列（5）是假设H3 即按承诺方向分组后的回归结果。其中，列（2）报告了选择现金补偿的样本回归结果，列（3）报告了选择股份补偿的样本回归结果，列（4）报告了采用单向业绩承诺的样本回归结果，列（5）报告了采用双向业绩承诺的样本回归结果。

表3 业绩承诺与审计收费的多元回归分析结果

根据表3，列（1）中解释变量业绩承诺期间与被解释变量审计收费的相关系数为0.084，且在1%显著水平上显著，即业绩承诺与审计收费呈显著正相关，验证了假设H1。列（2）中业绩承诺期间与审计收费的相关系数为0.032 且不显著；列（3）中业绩承诺期间与审计收费的相关系数为0.117，且在1%的显著性水平上显著。这表明相较于现金补偿方式，股份补偿方式下业绩承诺对审计收费的影响更加显著，假设H2 得到验证。列（4）中业绩承诺期间与审计收费的相关系数为0.106，且在1%的显著性水平上显著；列（5）中业绩承诺期间与审计收费的相关系数为0.038 且不显著。此结果表明相较于双向业绩承诺，单向业绩承诺下业绩承诺对审计收费的影响更加显著，假设H3 不成立。

可能有如下原因能够解释假设H3 不成立的这一结果：一是单向业绩承诺样本组占总样本的比例高于双向业绩承诺样本组总样本的比例，进而导致与假设相反的回归结果出现。二是双向承诺中的业绩奖励不高，不能激发管理层的积极性和自利动机，企业的审计风险没有因此提升。三是实践中双向业绩承诺的履行尚未得到完善，存在达成业绩承诺也无法得到奖励收益的情况，因此双向业绩承诺不能加强业绩承诺对审计收费的影响。

（三）真实盈余管理的中介效应

表4 报告了真实盈余管理的中介效应检验结果。其中列（1）是模型2 的回归结果，列（2）是模型3 的回归结果。列（1）中业绩承诺期间与真实盈余管理程度的相关系数为0.047，且在1%的显著水平上显著，列（2）中业绩承诺期间与真实盈余管理程度的相关系数为0.253，且在1%的显著水平上显著；与审计收费（Lnfee）的相关系数为0.072，且在1%的显著水平上显著。结合前文模型1 的回归结果可知，真实盈余管理的中介效应得到检验，业绩承诺会引发真实盈余管理，进而提高审计收费。这一结果验证了本文的假设H4。

表4 业绩承诺与审计收费的多元回归分析结果

四、稳健性检验

为了检验所研究结果的可靠性，本文使用通货膨胀率调整后的审计收费（Lnfee2）为基础重新进行回归，其中年度通货膨胀率来源于央行和国家统计局披露的数据。稳健性检验如表5 所示，列（1）至列（5）、列（6）和列（7）依次报告了模型1、模型2、模型3 的稳健性检验结果。

表5 稳健性检验结果

由表5 可知，稳健性检验结果与本文之前的结论一致，因此研究结果具有稳健性和普适性。

五、研究结论与建议

本文分析了业绩承诺对审计收费的影响，并得出四点研究结论：（1）业绩承诺能够使企业需要支付的审计费用有所增加；（2）选择股份补偿方式和采用单向业绩承诺的企业将被收取更高的审计费用；（3）业绩承诺能够使企业的真实盈余管理水平升高；（4）真实盈余管理作为中介变量，是业绩承诺影响企业审计费用的一条传导路径。

结合上述结论，本文提出如下针对性建议以解决问题：（1）企业应加强对业绩承诺方的约束和监督，降低业绩承诺引发的审计风险；（2）审计师应加强职业素养，审计全程需保持警惕性；（3）我国业绩承诺机制及相关法规需加以完善；（4）市场投资者需要对存在业绩承诺项目的企业保持更加理性的态度。