張敦力，張 琴

(1.中南財經(jīng)政法大學(xué)會計學(xué)院，湖北 武漢 430073；2.九江學(xué)院管理學(xué)院，江西 九江 332005)

一、引 言

自2008年版的《上市公司重大資產(chǎn)重組管理辦法》推出并購重組盈利預(yù)測及補償?shù)恼咝砸笠詠?，業(yè)績承諾問題引發(fā)了廣泛關(guān)注。業(yè)績承諾會計處理與條款設(shè)計問題[1][2][3]、業(yè)績承諾與高倍并購溢價問題[4][5][6]、業(yè)績承諾與投資者反應(yīng)和并購績效問題[7][8][9]，一度成為討論的熱點。隨著業(yè)績承諾低水平兌現(xiàn)案例的不斷涌現(xiàn)(000798中水漁業(yè)；002354天神娛樂；000010美麗生態(tài)；等)，承諾業(yè)績增長率的設(shè)定問題被推上了風(fēng)口浪尖。

有關(guān)承諾業(yè)績增長率的研究中，潘愛玲等(2017)[10]的研究證實，業(yè)績承諾對標(biāo)的企業(yè)的激勵效應(yīng)會隨著承諾業(yè)績增長率的增加而呈現(xiàn)出先上升后下降的倒U型趨勢。關(guān)靜怡、劉娥平(2019)[11]通過實證研究發(fā)現(xiàn)，承諾業(yè)績的增長率設(shè)定得越高，目標(biāo)資產(chǎn)的并購溢價與收購方面臨的股價崩盤風(fēng)險也越高，他們表示，承諾的目標(biāo)業(yè)績具有相當(dāng)?shù)暮侠硇允潜ＷC業(yè)績承諾降低并購風(fēng)險的前提，過高的增長率只會適得其反。簡冠群等(2019)[12]分析了承諾業(yè)績增長率與定向增發(fā)式并購價值創(chuàng)造能力的關(guān)系，研究指出，承諾業(yè)績增長率與上市公司的研發(fā)投入顯著正相關(guān)；但是，過高的業(yè)績承諾并不利于并購交易的價值創(chuàng)造。李秉祥等(2019)[13]的分析表明，業(yè)績承諾增長率對收購方與目標(biāo)資產(chǎn)的整合效應(yīng)產(chǎn)生了倒U型影響，而對收購方股票發(fā)行價格及目標(biāo)資產(chǎn)并購交易價格的偏離均產(chǎn)生了正面的影響。

可以看到，現(xiàn)有關(guān)于承諾業(yè)績增長率的文獻均著眼于承諾業(yè)績增長率產(chǎn)生的一系列與并購交易相關(guān)的經(jīng)濟后果，涉及收購方和目標(biāo)方的股票價格、財務(wù)績效、公司價值及并購對價等多個方面，文獻已經(jīng)追蹤到了過高的承諾業(yè)績增長率帶來的部分風(fēng)險，但尚未有學(xué)者就收購方的承諾業(yè)績增長率訴求進行專門的分析和論證。

產(chǎn)權(quán)性質(zhì)體現(xiàn)了業(yè)績承諾協(xié)議訂立和執(zhí)行時所處的特殊的微觀環(huán)境，產(chǎn)權(quán)性質(zhì)不同的公司存在治理特征上的顯著差異，經(jīng)營目標(biāo)扭曲、代理鏈條冗長而復(fù)雜、激勵監(jiān)督體制能效不足成了很多國有企業(yè)撕不掉的標(biāo)簽。這些差異極有可能導(dǎo)致國有上市公司和非國有上市公司在面對業(yè)績承諾這一重要財務(wù)決策時，形成顯著不同的承諾業(yè)績增長率偏好。關(guān)注產(chǎn)權(quán)性質(zhì)與承諾業(yè)績增長率關(guān)系并進行驗證，有助于辨識業(yè)績承諾訴求的形成機理，還可為并購交易參與主體、投資者和監(jiān)管層的決策提供相關(guān)的理論和證據(jù)支持。

二、理論分析與研究假設(shè)

(一)產(chǎn)權(quán)性質(zhì)與承諾業(yè)績增長率

不可否認的是，以承諾的形式對目標(biāo)資產(chǎn)未來業(yè)績水平作出的保證并不一定意味著百分之百完成承諾，但承諾的存在卻顯著推高了目標(biāo)資產(chǎn)的交易價格[5][6]；并且，承諾越多，目標(biāo)資產(chǎn)的溢價率也越高。而目標(biāo)資產(chǎn)的高倍溢價將大幅擠占收購方獲取并購收益的空間，加重收購方的財務(wù)負擔(dān)[14]、增大公司股價崩盤的風(fēng)險[11]。而一旦承諾業(yè)績無法完成，承諾人隨后對業(yè)績差額的補償常常不能真正抵消上市公司和中小股東的損失[15]。因此，合理設(shè)計承諾業(yè)績水平，才能保證業(yè)績承諾在降低并購風(fēng)險問題上真正發(fā)揮作用。

業(yè)績承諾制度雖然能夠減小目標(biāo)資產(chǎn)業(yè)績不確定性帶來的負面影響，但要真正發(fā)揮其降低并購風(fēng)險的作用，還需謹慎地確定承諾業(yè)績水平以保證承諾的可實現(xiàn)基礎(chǔ)。承諾業(yè)績增長率體現(xiàn)了業(yè)績承諾期內(nèi)目標(biāo)資產(chǎn)業(yè)績承諾額增長水平，增長率越高，表示對資產(chǎn)盈利能力的持續(xù)性和成長性充分的認可，這種認可將造成資產(chǎn)交易價格的上升，進而，作為收購方付出的接管成本提高、后期面臨的財務(wù)負擔(dān)更重、陷入財務(wù)風(fēng)險的可能性增大。同時，本期承諾業(yè)績較前一期承諾業(yè)績增長的幅度越大，在其他條件不變的情況下，目標(biāo)資產(chǎn)實現(xiàn)承諾業(yè)績的難度遞增，由此產(chǎn)生的業(yè)績承諾無法實現(xiàn)的風(fēng)險就越高，發(fā)生潛在風(fēng)險(股價崩盤、股東財富受損、公司價值縮水)的可能性也進一步增大。

委托代理理論認為，當(dāng)自身的努力水平不可觀測或難以證實時，代理人將選擇最大化自己的確定性收入，規(guī)避不確定性風(fēng)險，作為代理人的企業(yè)管理者有較強的規(guī)避風(fēng)險動機。因為在業(yè)績承諾問題上為維護企業(yè)利益的努力難以被觀測到或獲得證實，企業(yè)的管理者將盡力避免由承諾帶來的各種損失。一旦不當(dāng)?shù)某兄Z要求導(dǎo)致了收購成本過大、財務(wù)負擔(dān)加重、市場評價負面、企業(yè)價值縮水，企業(yè)管理者的報酬、職業(yè)聲譽等都可能受到牽連，面臨收入縮減的危險。所以，企業(yè)的管理者更傾向于限制承諾業(yè)績水平。

雖然委托代理理論強調(diào)，可以借助合理的激勵和監(jiān)督機制設(shè)計來抑制代理人的風(fēng)險規(guī)避傾向，因此，管理者偏好降低承諾業(yè)績增長率要求的局面可能會在有效的激勵和監(jiān)督機制作用下發(fā)生改觀。但值得注意的是，國有企業(yè)普遍存在著激勵、監(jiān)督體系能效低下的問題，這導(dǎo)致了這類企業(yè)常常發(fā)生收益與風(fēng)險不匹配的現(xiàn)象。產(chǎn)權(quán)理論指出，由于剩余收益索取權(quán)與風(fēng)險承擔(dān)的不匹配，國有上市公司的風(fēng)險承擔(dān)水平顯著低于其他產(chǎn)權(quán)性質(zhì)的上市公司。

激勵機制能效不足，不僅不能激發(fā)反而抑制了國有企業(yè)管理者索取承諾業(yè)績高增長率的意愿。國有企業(yè)是實現(xiàn)政府職能的重要載體，獲取經(jīng)濟效益并沒有排在國有企業(yè)經(jīng)營目標(biāo)的首位。國有企業(yè)對管理者的激勵機制設(shè)計帶有濃厚的政治色彩，企業(yè)管理者獲得的待遇與行政級別掛鉤，完成政策考核從而獲得政治晉升是管理者最大化自身效用的最優(yōu)路徑。研究表明，國有企業(yè)肩負更多社會責(zé)任和政治使命，這在一定程度上增加了企業(yè)的運營成本、拉低了企業(yè)的經(jīng)營效率[16]，國有企業(yè)管理層為通過上級的政策性考核、實現(xiàn)政治晉升，具備極強的風(fēng)險規(guī)避傾向[17][18]。同時，預(yù)算軟約束的存在是國有企業(yè)激勵管理者為追逐經(jīng)濟效益而承擔(dān)風(fēng)險時遭遇的強大阻力。證據(jù)顯示，預(yù)算軟約束幫助國有企業(yè)獲得了更多信貸融資、財政補貼和稅收優(yōu)惠[19][20]，大大降低了其虧損和破產(chǎn)的可能性，抑制了國有企業(yè)管理者承擔(dān)高風(fēng)險的主觀意愿[21]。索要更高的承諾業(yè)績增長率增大了國有企業(yè)的并購成本，限制了后期企業(yè)運營管理可以動用的資產(chǎn)儲備。同時，高承諾業(yè)績增長率伴隨著高完成風(fēng)險，承諾無法足額完成引發(fā)的市場負面反應(yīng)將損害國有企業(yè)價值，使國有資產(chǎn)保值的難度增加。而較低的承諾業(yè)績增長率降低了上述困境發(fā)生的概率。且預(yù)算軟約束的存在使得國有企業(yè)有了非常便捷的風(fēng)險轉(zhuǎn)嫁渠道，即使業(yè)績承諾增長率較低，國有企業(yè)缺少的“承諾”很有可能轉(zhuǎn)而從政府的扶持中得到補償。

監(jiān)督體制乏力，顯著降低了國有企業(yè)索取承諾業(yè)績高增長率的壓力。無法回避的“所有者缺位”問題延長了國有企業(yè)的委托代理鏈條[22]，冗長復(fù)雜的委托代理關(guān)系下，企業(yè)的所有者對管理層監(jiān)管不力[23][24]，無法對管理者施加足夠的壓力促成其主動承擔(dān)更高的風(fēng)險[25]，這也最終造成了國有企業(yè)普遍存在風(fēng)險承擔(dān)主體缺位[26]、風(fēng)險承擔(dān)不匹配[27]的情況。只要不出“大問題”，國有企業(yè)的實際控制人一般不會對管理者行為實施嚴格的限制。而且，委托代理理論指出，信息透明程度不高的情況下，以強制合同的形式對管理者的行為作出完全的約束和限制也并不現(xiàn)實。監(jiān)督體系的虛擬化、形式化導(dǎo)致管理者沒有足夠的壓力承擔(dān)風(fēng)險。面對業(yè)績承諾問題，沒有明確的上級行政監(jiān)管機構(gòu)或者法律法規(guī)條款作出具體的規(guī)范和約束，管理者就沒有承擔(dān)索要承諾業(yè)績高增長率的巨大壓力。

國有企業(yè)沒能為管理者爭取高承諾業(yè)績增長率提供足夠的動力和壓力。負責(zé)調(diào)動管理者承擔(dān)風(fēng)險積極性的激勵機制缺失；負責(zé)限制、約束和規(guī)范管理者規(guī)避風(fēng)險的監(jiān)督體系又松散而難以對管理者行為形成有效的震懾。有強烈風(fēng)險趨避意識的國有企業(yè)管理者在面對承諾業(yè)績增長率問題時傾向于表現(xiàn)得更加穩(wěn)健。要求一個相對平穩(wěn)的承諾業(yè)績增長率不僅一定程度上能夠節(jié)約并購成本，還為后期承諾的完成質(zhì)量提供了更多保障。并且，業(yè)績承諾的高質(zhì)量完成還可以為管理者的勤勉敬業(yè)和專業(yè)勝任能力做背書，利于管理者積累業(yè)績資本，為今后職業(yè)發(fā)展和政治晉升打下良好基礎(chǔ)。

基于以上分析，本文提出假設(shè)1。

假設(shè)1：并購重組交易中，國有上市公司對承諾業(yè)績增長率的需求顯著更低。

(二)并購類型對產(chǎn)權(quán)性質(zhì)與承諾業(yè)績增長率關(guān)系的影響

按照收購方和目標(biāo)資產(chǎn)所屬行業(yè)的特征一般可將并購交易分為橫向并購、縱向并購和混合并購。橫向并購表示收購方和目標(biāo)資產(chǎn)屬于相同行業(yè)，當(dāng)收購方和目標(biāo)資產(chǎn)的行業(yè)同屬于上下游產(chǎn)業(yè)鏈的并購交易為縱向并購，而收購方和目標(biāo)資產(chǎn)所屬行業(yè)既不相同、也不存在上下游產(chǎn)業(yè)鏈關(guān)系時對應(yīng)的并購交易為混合并購。交易類型作為重要的交易特征變量，對并購交易完成后的績效表現(xiàn)有著極為重要的影響。Salter和Weinhold(1979)[28]表示，收購方和目標(biāo)資產(chǎn)行業(yè)上的相同或近似能夠為資源整合提供更多技術(shù)支持，從而能夠保障更為出色的并購績效。Makri et al.(2010)[29]也認為，技術(shù)水平類似或互補的橫向并購是更易產(chǎn)生協(xié)同效應(yīng)的重要原因。Gregory(1997)[30]利用英國上市公司相關(guān)并購數(shù)據(jù)證實，橫向并購后收購方股東獲得的累計超額收益確實顯著高于混合并購。

交易費用理論強調(diào)，促成同行業(yè)的多家公司合為一體的橫向并購，一方面擴大了產(chǎn)品或服務(wù)的規(guī)模、降低了公司內(nèi)部的生產(chǎn)成本；同時還在一定水平上削弱了外部市場的競爭程度、提升了公司產(chǎn)品或服務(wù)的市場份額。橫向并購?fù)ㄟ^對公司體量的擴張降低了公司在生產(chǎn)經(jīng)營過程中的多項成本，提高了效率：龐大的固定成本被更多的產(chǎn)品分擔(dān)，降低了單位產(chǎn)品成本；加速更合理的專業(yè)分工，減少了資源浪費；提高產(chǎn)品工藝技術(shù)的研發(fā)投入回報率，維持了核心競爭力；減少市場競爭者數(shù)量，降低了產(chǎn)品或服務(wù)的銷售及運營成本。證據(jù)表明，規(guī)模經(jīng)濟效應(yīng)的確使得橫向的并購更容易獲得良好的效益回饋[31]。

雖然縱向或者混合性質(zhì)的并購交易各有優(yōu)勢，但這兩種性質(zhì)的并購交易均伴隨著企業(yè)產(chǎn)業(yè)鏈條的延伸，而觸及一個全新的產(chǎn)業(yè)領(lǐng)域并順利實現(xiàn)盈利的增長必然需要經(jīng)歷一段時間的摸索和磨合。這個階段的企業(yè)必須打通不同產(chǎn)業(yè)鏈之間的關(guān)節(jié)，在原本并不熟悉、甚至完全陌生的業(yè)務(wù)領(lǐng)域有效地實現(xiàn)資源的整合，相應(yīng)資源的利用效率很可能會因此而受到負面影響，企業(yè)維持和提升目標(biāo)資產(chǎn)業(yè)績水平的難度可能會變得更大。

如果充分考慮橫向并購在業(yè)績問題上發(fā)揮的積極促進作用，發(fā)生橫向并購的國有企業(yè)管理者很可能對目標(biāo)資產(chǎn)未來盈利水平和成長性產(chǎn)生更高的預(yù)期，轉(zhuǎn)而，這種高預(yù)期將很有可能導(dǎo)致國有企業(yè)對業(yè)績承諾增長率提出更高的訴求。高階理論指出，管理者的特質(zhì)，包括管理者個人心理，能夠?qū)ζ髽I(yè)的經(jīng)營決策和戰(zhàn)略選擇產(chǎn)生重要影響。管理者對目標(biāo)資產(chǎn)后期業(yè)績向好的信心增強，對承諾業(yè)績增長風(fēng)險的定位有所降低，由此可能避免國有企業(yè)在承諾業(yè)績增長率決策過程中的要求過于“穩(wěn)健”或“保守”。這也就意味著橫向的并購交易類型可能調(diào)節(jié)上市公司產(chǎn)權(quán)性質(zhì)與并購交易業(yè)績承諾增長率之間的關(guān)系。

出于以上考慮，本文提出假設(shè)2。

假設(shè)2：橫向并購交易削弱了國有上市公司對承諾業(yè)績低增長率的偏好。

三、研究設(shè)計

(一)研究樣本與數(shù)據(jù)來源

選取2008年5月18日至2017年底滬深兩市A股上市公司為收購方的所有重大資產(chǎn)重組事件為研究樣本。重大資產(chǎn)重組信息以WIND數(shù)據(jù)庫發(fā)布的信息為基礎(chǔ)，然后依如下標(biāo)準進行初次篩選：(1)首次公告日不早于2008年5月18日；(2)并購?fù)瓿扇栈蚰繕?biāo)資產(chǎn)過戶日不晚于2017年12月31日；(3)重組進度為“完成”或“過戶”；(4)上市公司為目標(biāo)資產(chǎn)的收購方。對于滿足以上標(biāo)準的重大資產(chǎn)事件，利用上市公司發(fā)布的相關(guān)公告進行校驗，刪除非重大重組樣本和無業(yè)績承諾的樣本。業(yè)績承諾相關(guān)數(shù)據(jù)經(jīng)手工整理上市公司公告后獲得，上市公司產(chǎn)權(quán)性質(zhì)數(shù)據(jù)、財務(wù)及治理信息數(shù)據(jù)均來自于CSMAR數(shù)據(jù)庫，并購交易類型信息(橫向并購與否)來自WIND數(shù)據(jù)庫，獨立財務(wù)顧問信息經(jīng)手工整理上市公司(收購方)發(fā)布的經(jīng)核準后的資產(chǎn)交易報告書后獲得。數(shù)據(jù)進一步篩選時：(1)刪除收購方或目標(biāo)資產(chǎn)屬于金融、保險業(yè)的樣本；(2)刪除相關(guān)信息不全的樣本；(3)刪除資產(chǎn)負債率大于1的樣本；(4)對所有連續(xù)變量進行了Winsor 1%的處理。

(二)變量定義

1.產(chǎn)權(quán)性質(zhì)。以CSMAR數(shù)據(jù)庫的上市公司實際控制人性質(zhì)數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)，如果上市公司實際控制人為中央或地方政府(國有企業(yè)、國有機構(gòu)、開發(fā)區(qū)、事業(yè)單位)，將其認定為國有上市公司，變量state取值為1，否則取值為0。

2.并購類型。當(dāng)收購方和目標(biāo)資產(chǎn)屬于相同行業(yè)時為橫向并購，變量sameind取值為1，否則取值為0。文中所用的并購類型數(shù)據(jù)來自WIND數(shù)據(jù)庫。

3.承諾業(yè)績增長率。采用連續(xù)變量promgro1(取承諾期內(nèi)業(yè)績承諾年增長率的均值)定義承諾業(yè)績年均增長率。借鑒潘愛玲等(2017)[10]的做法，變量promgro1的計算步驟如下：(1)計算業(yè)績承諾期內(nèi)的年度承諾業(yè)績增長率，計算公式為：本年度業(yè)績承諾額÷上一年度業(yè)績承諾額-1。(2)計算業(yè)績承諾期內(nèi)的年度承諾業(yè)績增長率的均值。同時，上述度量承諾業(yè)績增長率的方法可能使業(yè)績承諾的年限長短特征難以得到體現(xiàn)。兩個樣本對應(yīng)的承諾業(yè)績增長率的均值相同，但這種增長態(tài)勢維持的時間可能是存在差異的，現(xiàn)實并購交易中業(yè)績承諾期最短為一年，最長的達到了七年。為考慮業(yè)績承諾年限的影響，以前述承諾業(yè)績增長率的年均值乘以對應(yīng)的業(yè)績承諾年限，衡量承諾期內(nèi)承諾業(yè)績的總增長率promgro2。另外，現(xiàn)有文獻的研究結(jié)果表明，國有上市公司更偏好低風(fēng)險的投資項目[32]。這就存在一種可能，目標(biāo)資產(chǎn)的承諾業(yè)績增長率更低是因為其前期業(yè)績表現(xiàn)并不理想。為了考慮目標(biāo)資產(chǎn)前期業(yè)績表現(xiàn)在承諾業(yè)績增長率設(shè)定時可能產(chǎn)生的影響，本文計算了目標(biāo)資產(chǎn)承諾業(yè)績相比與自身歷史業(yè)績的增長率——承諾業(yè)績凈增長率promgro3。具體計算公式如下。

4.控制變量。參考有關(guān)并購及業(yè)績承諾的研究成果[7][10][11]，選擇將公司財務(wù)特征、治理特征及并購交易特征納入控制范圍。模型還進一步對行業(yè)(IND)和年度(YEAR)進行了控制。詳細的變量定義如表1所示。

表1 變量的定義

(三)模型設(shè)計

為考察上市公司產(chǎn)權(quán)性質(zhì)與承諾業(yè)績增長率的具體關(guān)系，借鑒潘愛玲等(2017)[10]、關(guān)靜怡和劉娥平(2019)[11]的做法，采用模型(1)的形式進行回歸分析，檢驗前文的假設(shè)1。

為了驗證不同的并購類型條件下(橫向并購與否)，產(chǎn)權(quán)性質(zhì)與承諾業(yè)績增長率之間關(guān)系的變化，本文以橫向并購與否為分類標(biāo)準對研究樣本進行分組，然后依模型(1)的形式進行分組回歸以檢驗前文所提假設(shè)2。

promgroi,t=α0+α1statei,t+α2sizei,t+α3levi,t+α4roei,t+α5top1i,t+α6premiumi,t+

α7relatsizei,t+α8pay_Di,t+α9assist10i,t+∑IND+∑YEAR+ε

(1)

四、實證結(jié)果與分析

(一)描述性統(tǒng)計

表2數(shù)據(jù)顯示，承諾業(yè)績年均增長率的均值為0.246，承諾業(yè)績總增長率的均值為0.797，承諾業(yè)績凈增長率的均值為0.020，總體來看，本期承諾業(yè)績額較前一期、期初承諾業(yè)績額以及目標(biāo)資產(chǎn)并購前的凈利潤水平均有明顯的提高，目標(biāo)資產(chǎn)業(yè)績承諾的完成壓力呈逐年上升態(tài)勢。產(chǎn)權(quán)性質(zhì)的均值為0.252，有業(yè)績承諾要求的重大資產(chǎn)重組樣本中近四分之一屬于國有上市公司。橫向并購的虛擬變量的均值為0.522，超過半數(shù)的重大資產(chǎn)重組屬于橫向并購，這表示同行業(yè)內(nèi)的規(guī)模擴張還是國內(nèi)并購交易的主要形式。因版面限制，未在表2中列示的部分描述性統(tǒng)計數(shù)據(jù)顯示，并購溢價率的均值7.614，表示重大資產(chǎn)重組涉及業(yè)績承諾問題時，目標(biāo)資產(chǎn)溢價幅度普遍較高。相對交易規(guī)模的均值1.671，上市公司借助重大資產(chǎn)重組交易得到了急劇擴張。支付方式的均值為0.114，僅以現(xiàn)金為唯一支付方式的重大資產(chǎn)重組占比相對較低。獨立財務(wù)顧問規(guī)模排名均值信息顯示出重大資產(chǎn)重組事件中一半左右的上市公司選擇了聘用規(guī)模較大的獨立財務(wù)顧問。

表2 主要變量描述性統(tǒng)計

(二)相關(guān)性分析

表3的相關(guān)數(shù)據(jù)信息顯示，承諾業(yè)績年均增長率、總增長率和凈增長率與產(chǎn)權(quán)性質(zhì)變量的相關(guān)系數(shù)分別為-0.128、-0.146、-0.150，均在1%水平上顯著為負，這一結(jié)果與前文所提假設(shè)保持了方向上的一致性。橫向并購變量與承諾年均增長率及總增長率的相關(guān)系數(shù)沒有達到10%的顯著性水平，但與承諾業(yè)績凈增長率的相關(guān)系數(shù)顯著為正。

表3 主要變量相關(guān)系數(shù)表

(三)回歸分析

依模型(1)進行產(chǎn)權(quán)性質(zhì)與承諾業(yè)績增長率的回歸分析結(jié)果如表4所示。產(chǎn)權(quán)性質(zhì)變量與承諾業(yè)績年均增長率、總增長率及凈增長率的回歸系數(shù)分別為-0.042、-0.173、-0.021，三項回歸系數(shù)均顯著為負。越是國有上市公司，并購重組涉及業(yè)績承諾時要求的承諾業(yè)績增長率越低。因為激勵和監(jiān)督約束機制存在的缺陷，風(fēng)險規(guī)避動機無法得到有力抑制，國有上市公司在承諾業(yè)績增長率的需求上比其他產(chǎn)權(quán)性質(zhì)的上市公司表現(xiàn)得更為保守，這一結(jié)果印證了前文所提的假設(shè)。

控制變量方面，目標(biāo)資產(chǎn)溢價比率與承諾業(yè)績增長率的回歸系數(shù)顯著為正，目標(biāo)資產(chǎn)溢價率越高，承諾業(yè)績的增長率越高。目標(biāo)資產(chǎn)的溢價幅度越大，說明收購方和目標(biāo)方均十分看好目標(biāo)資產(chǎn)未來的盈利能力，在價值估計上給予了充分的肯定，這種肯定同時也會表現(xiàn)為對承諾業(yè)績的高標(biāo)準、嚴要求，從而最終推高承諾業(yè)績的增長率。

表5的數(shù)據(jù)顯示，橫向并購的情況下，產(chǎn)權(quán)性質(zhì)與承諾業(yè)績年均增長率、總增長率以及凈增長率三項指標(biāo)的回歸系數(shù)均不顯著；非橫向并購的情況下，產(chǎn)權(quán)性質(zhì)與各承諾業(yè)績增長率指標(biāo)的回歸系數(shù)均在1%水平上顯著為負。橫向并購的交易類型確實改變了國有上市公司在承諾業(yè)績增長率上所秉持的立場，提振了國有上市公司對目標(biāo)資產(chǎn)未來業(yè)績的信心，產(chǎn)權(quán)性質(zhì)與承諾業(yè)績增長率的負相關(guān)關(guān)系變得不再顯著。假設(shè)2得到驗證。

表5 產(chǎn)權(quán)性質(zhì)、并購類型與承諾業(yè)績增長率

五、穩(wěn)健性檢驗

本文采用了如下辦法檢驗前文所得結(jié)果的穩(wěn)健性：(1)考慮樣本自選擇問題，使用Heckman兩階段回歸法；(2)采用滯后一期數(shù)據(jù)；(3)改變被解釋變量的計量辦法。

鑒于前文研究在樣本的選擇上僅僅包括了存在業(yè)績承諾的樣本，沒有包括無承諾樣本致使可能會存在樣本自選擇問題。為解決這一問題，進行Heckman兩階段回歸處理。第一階段回歸使用的模型(2)的形式。模型(2)中的被解釋變量為promise，代表是否存在業(yè)績承諾的虛擬變量，存在業(yè)績承諾時取值為1，無承諾時取值為0。其他變量含義與前文保持一致。第一階段回歸得到逆米爾斯系數(shù)IMR后加入第二階段的回歸模型中。兩階段回歸結(jié)果如表6所示。限于篇幅，表6省略了控制變量相關(guān)回歸數(shù)據(jù)。

表6 產(chǎn)權(quán)性質(zhì)、并購類型與承諾業(yè)績增長率——考慮樣本自選擇問題

promisei,t=α0+α1statei,t+α2sizei,t+α3levi,t+α4roei,t+α5top1i,t+α6premiumi,t+

α7relatsizei,t+α8pay_Di,t+α9assist10i,t+∑IND+∑YEAR+ε

(2)

Heckman兩階段的回歸結(jié)果顯示，產(chǎn)權(quán)性質(zhì)與承諾業(yè)績增長率的回歸系數(shù)在5%水平上顯著為負；進行分組回歸時，橫向并購組產(chǎn)權(quán)性質(zhì)與承諾業(yè)績增長率的回歸系數(shù)不顯著，而當(dāng)并購不屬于橫向并購時，產(chǎn)權(quán)性質(zhì)與承諾業(yè)績增長的回歸系數(shù)在5%水平上顯著為負。以上結(jié)果與前文所得結(jié)論沒有實質(zhì)性差異。

將財務(wù)類及治理類控制變量(收購方資產(chǎn)規(guī)模、資產(chǎn)負債率、盈利水平和股權(quán)集中度)滯后一期后重新進行的回歸結(jié)果，改變承諾業(yè)績增長率計量辦法后的回歸結(jié)果均列示于表7。承諾業(yè)績年均增長率(promgro12)新的計量辦法借鑒關(guān)靜怡、劉娥平(2019)[11]的做法，將承諾期內(nèi)(n期)承諾業(yè)績年均增長率的算術(shù)平均值替換為幾何平均值。以承諾期內(nèi)最后一期的年業(yè)績承諾額除以承諾期內(nèi)第一年的業(yè)績承諾額后，取該值的幾何平均數(shù)，公式如下：

表7 產(chǎn)權(quán)性質(zhì)、并購類型與承諾業(yè)績增長率關(guān)系的穩(wěn)健性檢驗

新的承諾業(yè)績總增長率(promgro22)的計量以新計算出來的承諾業(yè)績年均增長率(增長率的幾何平均值promgro12)乘以承諾年限。

在對承諾業(yè)績凈增長率(promgro32)進行重新計量時，選擇考慮目標(biāo)資產(chǎn)承諾期內(nèi)最后一期(一年)的業(yè)績承諾額與目標(biāo)資產(chǎn)前期業(yè)績的差距。目標(biāo)資產(chǎn)的業(yè)績承諾大多呈現(xiàn)出逐年增長的態(tài)勢，為此，選擇用最后一期的業(yè)績承諾額與歷史業(yè)績進行比較也可以表征承諾業(yè)績凈增長的高低。新的承諾業(yè)績凈增長率的計算公式如下：

表7的數(shù)據(jù)顯示，使用滯后一期數(shù)據(jù)后，產(chǎn)權(quán)性質(zhì)與承諾業(yè)績增長率的回歸系數(shù)顯著為負；進行分組回歸時，橫向并購組的產(chǎn)權(quán)性質(zhì)與承諾業(yè)績增長率的回歸系數(shù)不顯著，非橫向并購組對應(yīng)的二者的回歸系數(shù)在5%或1%水平上顯著為負。改變承諾業(yè)績的計量辦法后，產(chǎn)權(quán)性質(zhì)與承諾業(yè)績增長率的回歸系數(shù)顯著為負；進行分組回歸時，橫向并購組的產(chǎn)權(quán)性質(zhì)與承諾業(yè)績增長率的回歸系數(shù)不顯著，非橫向并購組對應(yīng)的二者的回歸系數(shù)在5%或1%水平上顯著為負。上述結(jié)果與前文所得結(jié)論無本質(zhì)上的差異。

六、研究結(jié)論

采用滬深兩市2008年5月18日至2017年底的A股上市公司重大資產(chǎn)重組事件中存在業(yè)績承諾的并購交易為研究樣本，首先分析了產(chǎn)權(quán)性質(zhì)與承諾業(yè)績增長率的關(guān)系，然后考察了交易類型對產(chǎn)權(quán)性質(zhì)與承諾業(yè)績增長率關(guān)系的影響。研究發(fā)現(xiàn)，并購重組交易中，國有上市公司的承諾業(yè)績增長率顯著更低，如果進一步考慮交易類型的影響，并購重組屬于橫向并購的情況下，產(chǎn)權(quán)性質(zhì)與承諾業(yè)績增長率的負相關(guān)關(guān)系變得不再顯著，橫向并購的交易類型改變了國有上市公司在承諾業(yè)績增長率要求上過于“穩(wěn)健”或“保守”的立場。

國有上市公司因為顯著更低的風(fēng)險承擔(dān)意愿而更傾向于抑制承諾業(yè)績增長率設(shè)定帶來的不確定性。承諾業(yè)績增長率越高，公司除了需要在并購交易環(huán)節(jié)支付更高的并購對價、消耗更多的公司資源、承擔(dān)更多的財務(wù)風(fēng)險之外，在隨后的承諾期內(nèi)還不得不面對更高的承諾完成風(fēng)險。降低承諾業(yè)績的增長率迎合了國有上市公司的低風(fēng)險訴求。但是，橫向并購帶來的規(guī)模經(jīng)濟效應(yīng)提升了國有上市公司對目標(biāo)資產(chǎn)未來業(yè)績的預(yù)期，最終促使其改變了對承諾業(yè)績低增長率的顯著偏好。