業(yè)績補償承諾企業(yè)一定會進行盈余管理嗎

李映照 黎睿云 林詩慧

【摘 要】 業(yè)績補償承諾中企業(yè)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(yè)績補償承諾引發(fā)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(yè)績補償承諾企業(yè)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(yè)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(yè)都不會因業(yè)績補償承諾而進行盈余管理。文章為監(jiān)管者、審計師和投資者提供了更為經(jīng)濟的判斷方法，初步對業(yè)績補償承諾公司的會計信息質(zhì)量進行預估和分析，進而更有針對性地做出理性決策。

【關(guān)鍵詞】 業(yè)績補償承諾; 盈余管理; 企業(yè)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(yè)績補償承諾是指在商業(yè)領(lǐng)域參與契約的雙方就承諾方特定時段內(nèi)的業(yè)績設(shè)定目標值，承諾方以此作為對價得到另一方現(xiàn)金、股份或其他經(jīng)濟利益的約定。業(yè)績補償承諾作為對賭協(xié)議的核心內(nèi)容，在較早的研究中常常和對賭協(xié)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(yè)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(yè)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(yè)能否得到下一階段的投資取決于上一階段的業(yè)績是否達標。相對于業(yè)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(yè)績補償承諾與西方運用的Earn-out均存在較大差異。

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

關(guān)于業(yè)績補償承諾的經(jīng)濟后果研究中，謝德仁等[4]發(fā)現(xiàn)進行業(yè)績補償承諾的企業(yè)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(yè)績補償承諾企業(yè)的財務報表時應當持更加謹慎的態(tài)度，仔細辨別和審慎投資，監(jiān)管者也應當對進行業(yè)績補償承諾的企業(yè)進行更為嚴格的管理和監(jiān)督。但是現(xiàn)有研究并未區(qū)分真實盈余管理和對應計項目的操縱，并且，是否進行業(yè)績補償承諾的企業(yè)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(jiān)管者、審計師和投資者以最低的成本初步辨別業(yè)績補償承諾企業(yè)的會計信息質(zhì)量？目前在此領(lǐng)域的研究較為缺乏。本文以2011—2019年上市公司的數(shù)據(jù)，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(yè)，在業(yè)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(qū)分真實盈余管理和可操縱性應計項目的盈余管理，探究業(yè)績補償承諾企業(yè)傾向以何種方式影響會計信息質(zhì)量;第二，為監(jiān)管者、審計師和投資者提供更為經(jīng)濟的判斷方法，對業(yè)績補償承諾公司的會計信息質(zhì)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(guān)于業(yè)績補償承諾經(jīng)濟后果的研究，還進一步探究了企業(yè)社會責任的相關(guān)信號傳遞作用。

二、理論分析與研究假設(shè)

（一）業(yè)績補償承諾與盈余管理

劉浩等[7]發(fā)現(xiàn)股權(quán)分置改革中，非流通股股東的業(yè)績承諾與盈余管理呈現(xiàn)顯著的正相關(guān)性，業(yè)績補償承諾應用的弊端初露。隨著上述股權(quán)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(yè)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(yè)績補償?shù)某兄Z方，通過與投資方達成關(guān)于業(yè)績目標的合意來取得相應的投資額。業(yè)績承諾在并購領(lǐng)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(fā)現(xiàn)，并購交易中進行業(yè)績補償承諾的公司常常出現(xiàn)“神預測”的“踩線”現(xiàn)象[4]，存在明顯的盈余管理現(xiàn)象。劉向強等[6]發(fā)現(xiàn)業(yè)績補償承諾企業(yè)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(yè)績補償承諾引發(fā)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(jīng)驗豐富的審計師，加大審計資源投入。

當企業(yè)并購簽訂業(yè)績補償承諾時，會增加企業(yè)的經(jīng)營風險[10]，為了完成業(yè)績承諾條件，企業(yè)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(jù)規(guī)定，并購完成后主并方需要將目標公司的業(yè)績進行合并匯報，投資方則很可能為避免因業(yè)績未達承諾引發(fā)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(yè)績進行調(diào)整[6]。因此，業(yè)績補償承諾很可能會引發(fā)公司盈余管理行為。據(jù)此，提出假設(shè)1。

H1：業(yè)績補償承諾會促使企業(yè)進行盈余管理。

（二）企業(yè)社會責任的調(diào)節(jié)效應

盈余管理是企業(yè)內(nèi)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(zhì)量水平，可能對外部投資者和締約相對方產(chǎn)生誤導，從而導致以上利益相關(guān)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(jù)張建君[13]的研究，企業(yè)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(guān)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(yè)是否會因其道德屬性而減少盈余管理？國內(nèi)外學者對此有不同的研究結(jié)果，其主要分為兩種假說，包括“道德承繼”和“風險規(guī)避”[14]。

一些學者認為，企業(yè)的道德行為具有連續(xù)性，并且企業(yè)會基于其良好聲譽的制約和媒體監(jiān)督，更加審慎地進行財務報告。道德行為的連續(xù)性是指履行社會責任程度高的企業(yè)體現(xiàn)了其高道德水準，在其他方面依舊會秉持道德，對企業(yè)財務信息的披露也會更加遵守道德規(guī)范和法律法規(guī)，因而履行社會責任程度高的企業(yè)往往較少進行盈余管理，會計信息質(zhì)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(yè)社會責任的Carroll[15]在關(guān)于企業(yè)績效的模型中就明確指出，符合社會道德是企業(yè)承擔社會責任的應有之義。部分學者直接將企業(yè)社會責任承擔和會計信息質(zhì)量聯(lián)系起來，例如，Choi[16]通過實證研究發(fā)現(xiàn)企業(yè)在履行社會責任和提供更具高質(zhì)量的財務報告之間具有高度相關(guān)性，表明企業(yè)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(yè)社會責任也被發(fā)現(xiàn)與盈余管理呈現(xiàn)負相關(guān)性[17]，在亞洲企業(yè)的數(shù)據(jù)中該結(jié)論依然得到了支持[18]。國內(nèi)學者有相同的研究結(jié)論，陳國輝等[19]通過對中國上市公司數(shù)據(jù)的分析，發(fā)現(xiàn)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(yè)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(yè)承擔社會責任是出于對風險的規(guī)避，并不能說明其道德水平的高低，更不能由此得出企業(yè)在其他領(lǐng)域也堅守道德的結(jié)論[20]。企業(yè)承擔社會責任后為了彌補資源在社會責任領(lǐng)域的投入，而更可能引發(fā)機會主義行為，對會計信息進行調(diào)整，以保證盈利水平的穩(wěn)定。Stevens[21]則認為企業(yè)承擔社會責任本身的動機就值得懷疑，因為企業(yè)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(jiān)督，以掩蓋其諸如盈余管理之類不道德行為之實。有學者發(fā)現(xiàn)企業(yè)社會責任與應計盈余管理不存在相關(guān)性[22]，而另一些學者認為與真實盈余管理的相關(guān)關(guān)系并不顯著[23]。

以上研究討論了企業(yè)承擔社會責任和盈余管理之間的關(guān)聯(lián)性，國內(nèi)外研究的結(jié)論存在爭議。從邏輯上講，基于行為的連續(xù)性和媒體治理的監(jiān)督機制，承擔社會責任較多的企業(yè)通常擁有較高的道德水準和良好的聲譽，更不會因業(yè)績承諾等因素而進行盈余管理。從實際出發(fā)來考慮企業(yè)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(jù)《會計法》《公司法》《刑法》等相關(guān)法律，會計信息造假企業(yè)及管理層將面臨行政乃至刑事處罰，企業(yè)的違法成本巨大;另一方面，承擔社會責任較多的企業(yè)容易受到媒體的持續(xù)關(guān)注，那么在持續(xù)關(guān)注下該類企業(yè)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(yè)更傾向于減少盈余管理。據(jù)此，本文提出假設(shè)2。

H2：企業(yè)的高社會責任承擔程度對業(yè)績補償承諾與盈余管理的正相關(guān)關(guān)系具有削弱作用。

（三）社會責任報告披露的調(diào)節(jié)效應

根據(jù)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(yè)社會責任，提高企業(yè)聲譽的作用[25]，因此，具有較高社會責任履行程度的企業(yè)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(yè)價值。

沈洪濤[25]的研究顯示，規(guī)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?qū)ω攧請蟾尜|(zhì)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(zhì)量更高，這可能是因為自愿報告企業(yè)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(fā)現(xiàn)，即使存在上述可能性，自愿報告企業(yè)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(zhì)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(yè)社會責任信息的企業(yè)都相較未披露的企業(yè)更可能提供高質(zhì)量的財務報告。據(jù)此提出假設(shè)3。

H3：企業(yè)的社會責任報告披露，對業(yè)績補償承諾與盈余管理的正相關(guān)關(guān)系具有削弱作用。

三、研究設(shè)計

（一）樣本選擇與數(shù)據(jù)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(shù)據(jù)缺失的樣本;（2）剔除ST、？觹ST公司樣本;（3）剔除金融業(yè)樣本;（4）剔除變量數(shù)據(jù)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(xù)變量均按1%分位數(shù)進行了縮尾處理。

企業(yè)社會責任選擇了和訊網(wǎng)發(fā)布的企業(yè)社會責任評級總得分，相關(guān)數(shù)據(jù)來自和訊網(wǎng)。其余所有數(shù)據(jù)來自國泰安數(shù)據(jù)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(jīng)營現(xiàn)金流量（A_CFO）、異常生產(chǎn)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(yè)真實盈余管理水平越高，A_CFO和A_EXP的值則與企業(yè)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(yè)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(yè)績補償承諾（VAM）：該變量為虛擬變量，根據(jù)國泰安數(shù)據(jù)庫中對賭協(xié)議參與業(yè)績補償承諾的上市公司列表，當上市公司簽訂業(yè)績補償承諾時取值為1，否則為0。

3.調(diào)節(jié)變量

（1）企業(yè)社會責任（CSR）。對于企業(yè)社會責任的測量，本文使用和訊網(wǎng)發(fā)布的上市公司企業(yè)社會責任評級總得分用以衡量企業(yè)承擔社會責任的水平。和訊網(wǎng)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(shù)據(jù)。有其他學者使用潤靈環(huán)球公布的企業(yè)社會責任評分，但由于其樣本數(shù)量較少，本文將該評分用于穩(wěn)健性檢驗。

（2）企業(yè)社會責任報告披露（Disclose）。該變量為虛擬變量，若企業(yè)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(yè)規(guī)模（Size）、產(chǎn)權(quán)性質(zhì)（Soe）、營業(yè)收入增長率（Growth）、資產(chǎn)負債率（Lev）、股權(quán)集中度（OC）、固定資產(chǎn)占比（PPE）、現(xiàn)金流量（FCF）、兩職兼任（Duality）、審計師是否來自國際“四大”（Big4）、行業(yè)（Ind）、年份（Year）作為控制變量。

（三）模型設(shè)計

本文設(shè)計以下模型用以檢驗上述三個假設(shè)。

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(yè)績補償承諾（VAM）的系數(shù)為正則檢驗了上述假設(shè)。CSR為和訊網(wǎng)公布的企業(yè)社會責任評分。Disclose為企業(yè)是否披露社會責任報告?？紤]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(yè)社會責任評分、報告披露作為調(diào)節(jié)變量，均和企業(yè)盈余管理有相關(guān)性，所以在回歸時也將其作為控制變量。

在模型1的基礎(chǔ)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(yè)分組進行回歸，分析H3中關(guān)于披露社會責任報告的信號作用，并在H3的基礎(chǔ)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(jié)果與分析

（一）描述性統(tǒng)計和相關(guān)性分析

由表2可知，我國企業(yè)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(shù)0.049在平均數(shù)之下，這表明我國部分企業(yè)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(shù)企業(yè)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(tǒng)計分析也呈現(xiàn)同樣的趨勢;業(yè)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(yè)參與了業(yè)績補償承諾，不僅表明并購活動頻繁，而且體現(xiàn)了業(yè)績補償承諾是一種被廣泛運用的條款，多數(shù)并購兼并選擇該制度用以降低風險和提高效率。企業(yè)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(yè)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(yè)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(yè)進行了社會責任履行報告的披露。

表3為描述性統(tǒng)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(shù)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(shù)量較少，這是因為政府僅對部分企業(yè)做了強制披露的要求，加之企業(yè)在這方面的意識整體又較為薄弱，自愿披露的企業(yè)并不多，導致了整體披露的企業(yè)數(shù)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(shù)據(jù)初步檢驗了H3，即披露社會責任履行報告的企業(yè)盈余管理水平較低;披露組企業(yè)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(guān)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(yè)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(guān)性檢驗，表4結(jié)果顯示各變量間的相關(guān)系數(shù)均較小，除此之外還對各變量進行了VIF檢驗，根據(jù)經(jīng)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(xù)分析。由表4還可以看出，VAM與ABS_DA的相關(guān)系數(shù)為0.071，與REM的相關(guān)系數(shù)為0.022，系數(shù)為正且在1%的顯著性水平相關(guān)，這初步驗證了H1，即進行業(yè)績補償承諾的企業(yè)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(guān)系數(shù)在1%的顯著性水平為負，表明社會責任評分高的企業(yè)會提供更高質(zhì)量的會計信息，盈余管理行為較少，這一結(jié)果初步檢驗了H2;Disclose與ABS_DA和REM在1%的水平顯著負相關(guān)，與社會責任評分（CSR）在1%的水平顯著正相關(guān)，H3在相關(guān)性分析中得到支持。

（二）回歸結(jié)果分析

1.真實盈余管理回歸結(jié)果分析

由表5列（1）—列（4）的檢驗結(jié)果可知，企業(yè)業(yè)績補償承諾與真實盈余管理的正向關(guān)系并不顯著，與異常經(jīng)營活動現(xiàn)金流、異常生產(chǎn)成本和異常酌量費用的回歸系數(shù)也不顯著，列（5）則反映企業(yè)社會責任評分的高低此時不存在信號作用，即參與業(yè)績補償承諾的企業(yè)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(yè)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(shù)為負且顯著性水平為10%，表明社會責任報告披露對于企業(yè)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(yè)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(chǎn)成本（A_PROD）的回歸系數(shù)均顯著為負，與異常經(jīng)濟活動現(xiàn)金流（A_CFO）和異常酌量費用（A_EXP）的回歸系數(shù)顯著為正，表明履行社會責任對企業(yè)真實盈余管理具有抑制作用。

2.應計項目盈余管理回歸結(jié)果分析

表6列示了業(yè)績補償承諾及企業(yè)社會責任與披露對可操縱性應計影響的回歸結(jié)果。列（1）將業(yè)績補償承諾（VAM）、企業(yè)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(shù)為0.006，且在1%的顯著性水平通過檢驗，表明進行業(yè)績補償承諾與企業(yè)盈余管理之間存在正相關(guān)關(guān)系，支持了以往文獻的結(jié)論和本文H1，即業(yè)績補償承諾下企業(yè)更易產(chǎn)生盈余管理的行為;CSR系數(shù)均在1%的顯著性水平為負，表明企業(yè)社會責任與可操縱性應計之間為負相關(guān)，初步檢驗了H2。

表6列（2）在列（1）的基礎(chǔ)上加入了業(yè)績補償承諾（VAM）和企業(yè)社會責任評分（CSR）的交互項，結(jié)果顯示交互項的系數(shù)在1%的水平顯著為-0.001，可以看出企業(yè)社會責任評分對業(yè)績補償承諾與可操縱性應計的關(guān)系存在負向調(diào)節(jié)效應，即企業(yè)社會責任評分越高，業(yè)績補償承諾下企業(yè)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(yè)盈余管理行為較少，這一結(jié)果進一步檢驗了H2。企業(yè)社會責任報告得分越高的企業(yè)盈余管理程度越低，支持了企業(yè)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(jù)企業(yè)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(jié)果顯示披露組的業(yè)績補償承諾（VAM）系數(shù)并不顯著，而未披露組的VAM系數(shù)則在1%的顯著性水平為正，這表明H1關(guān)于業(yè)績補償承諾對于會計信息質(zhì)量的負面影響僅存在于未披露社會責任報告的企業(yè)中，而對于披露社會責任報告的企業(yè)而言，其不會因簽訂業(yè)績補償承諾而引發(fā)盈余管理行為，從而降低會計信息質(zhì)量，這一結(jié)果支持了H3關(guān)于披露的調(diào)節(jié)效應;列（5）則加入業(yè)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(shù)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(yè)，盈余管理水平并不會因業(yè)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(wěn)健性檢驗

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

六、研究結(jié)論與啟示

本文以上市公司2011—2019年的數(shù)據(jù)作為研究樣本，研究簽訂業(yè)績補償承諾的企業(yè)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(diào)節(jié)作用，以期發(fā)現(xiàn)能否根據(jù)企業(yè)的社會責任承擔程度和報告披露情況來作為信號，衡量業(yè)績補償承諾壓力下的企業(yè)會計信息質(zhì)量。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，存在業(yè)績補償承諾的企業(yè)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(yè)在業(yè)績壓力下更加會改善自身經(jīng)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(diào)整會計政策和會計估計的方式，并不會冒著經(jīng)營風險而改變真實經(jīng)營活動。同時發(fā)現(xiàn)，其中企業(yè)社會責任履行程度高的企業(yè)不僅擁有好形象，更擁有內(nèi)在較高水準的道德，其在業(yè)績補償承諾的業(yè)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(yè)，即使參與了業(yè)績補償承諾，也仍然能夠提供更高質(zhì)量的會計信息。

這一結(jié)果啟示監(jiān)管者、審計師以及投資者，業(yè)績補償承諾下企業(yè)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(diào)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(yè)和披露社會責任報告的企業(yè)，能夠?qū)⒌赖滦袨橐灰载炛?。這也檢驗了前述關(guān)于企業(yè)履行社會責任的“道德假說”，即承擔社會責任程度高的企業(yè)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(yè)會計信息質(zhì)量較高。這有助于準則制定部門、監(jiān)管部門更好地基于企業(yè)社會責任報告對會計信息質(zhì)量進行初步判斷;風險導向下的審計師可以據(jù)此合理分配審計資源，以提高審計效率;投資者在判斷業(yè)績補償承諾企業(yè)的會計信息質(zhì)量時，可以以此作為甄別上市公司會計信息質(zhì)量的依據(jù)。

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