葉會 余晨露

【摘要】 基于2010 ～ 2019年的并購樣本， 考察賣空威脅對業(yè)績承諾的治理效應。研究發(fā)現(xiàn)， 賣空威脅能顯著降低企業(yè)進行并購業(yè)績承諾的概率， 并降低業(yè)績承諾對并購溢價的促進作用， 提升業(yè)績承諾公司的協(xié)同效應和優(yōu)化業(yè)績承諾完成情況， 降低業(yè)績變臉概率和減少內部人減持行為。加快業(yè)績承諾負面信息融入股價的速度和抑制業(yè)績承諾中管理者代理行為是賣空威脅對業(yè)績承諾產生治理效應的重要經濟渠道， 當監(jiān)管較弱、 公司信息透明度較低時， 賣空威脅對業(yè)績承諾的治理效應更大。該結論為優(yōu)化并購重組監(jiān)管制度、 深化資本市場改革提供了證據(jù)支持。

【關鍵詞】賣空威脅；并購業(yè)績承諾；代理行為；治理效應

【中圖分類號】F272 ? ? ?【文獻標識碼】A ? ? ?【文章編號】1004-0994（2023）16-0042-8

一、 引言

2008年， 證監(jiān)會在并購重組中引入業(yè)績承諾， 此后， 我國上市公司在并購中簽訂業(yè)績承諾協(xié)議的現(xiàn)象日益盛行。然而， 高承諾、 高估值下由高并購溢價導致的巨額商譽， 以及業(yè)績承諾后的頻繁違約、 精準達標、 內部人高位套現(xiàn)等現(xiàn)象使得業(yè)績承諾頗受爭議， 業(yè)績承諾似乎并沒有很好地實現(xiàn)其理論預期功能和政策初衷。那么， 如何從源頭上規(guī)范和治理并購業(yè)績承諾成為一個值得探究的問題。

賣空交易者是資本市場上重要的信息交易者， 主要通過挖掘公司負面信息并利用做空手段獲取利益（Miller，1977）， 其參與資本市場交易能夠約束公司的不當行為， 從而起到外部治理的作用（Karpoff和Lou，2010；Massa等，2015）。證監(jiān)會在2010年3月31日正式放開賣空管制， 這是我國資本市場上具有里程碑意義的一項機制創(chuàng)新。證監(jiān)會主席易會滿在中國上市公司協(xié)會2019年年會上指出， 要按照市場化、 法治化的改革方向， 適度優(yōu)化并購重組等一系列制度。那么， 作為我國資本市場一項重要的市場化改革， 賣空機制的引入是否對并購業(yè)績承諾起到有效的外部治理作用？本文嘗試從賣空機制這一市場化角度探索治理并購業(yè)績承諾的長效機制。

本文基于A股上市公司2009 ～ 2019年的并購樣本， 檢驗了賣空威脅對并購業(yè)績承諾的影響。研究表明： （1）賣空威脅能顯著降低企業(yè)進行并購業(yè)績承諾的概率， 這一結論在經過一系列穩(wěn)健性檢驗后依然成立； （2）賣空威脅在降低業(yè)績承諾“數(shù)量”的同時， 還提升了業(yè)績承諾“質量”， 主要體現(xiàn)為緩解了業(yè)績承諾與并購溢價之間的正向關系， 提升了業(yè)績承諾公司的并購協(xié)同效應和業(yè)績承諾可靠性， 減少了內部人減持行為， 因此， 賣空威脅對并購業(yè)績承諾起到了有效的外部治理作用； （3）加快業(yè)績承諾負面信息融入股價的速度和抑制業(yè)績承諾中管理者代理行為是賣空威脅對業(yè)績承諾產生治理效應的重要渠道， 當監(jiān)管環(huán)境較弱和公司信息透明度較低時， 賣空威脅對業(yè)績承諾的治理效應更大。

本文的貢獻主要體現(xiàn)在以下兩個方面。第一， 本文基于并購業(yè)績承諾的場景， 考察賣空威脅對并購業(yè)績承諾的治理作用， 為賣空機制的治理效應提供了新的視角， 也為資本市場服務于實體經濟提供了新的經驗證據(jù)。第二， 業(yè)績承諾引發(fā)的各種機會主義行為屢現(xiàn)說明目前行政監(jiān)管效率之低下， 而現(xiàn)有文獻較少關注如何規(guī)范和治理業(yè)績承諾， 本文發(fā)現(xiàn)賣空威脅對業(yè)績承諾具有治理效應， 為從市場化方向優(yōu)化并購重組政策提供了證據(jù)支持。

二、 文獻回顧與主要假設

（一）文獻述評

業(yè)績承諾與國外并購中的或有支付條款（earnout）較為接近。在信息不對稱的情況下， 或有支付條款可以減少并購中信息不對稱導致的逆向選擇和道德風險問題（Cai等，2011；Cohers和Ang，2000）。由于或有支付條款本質上是對并購總對價的一種延期支付， 因此， 也有研究認為或有支付條款是融資約束環(huán)境下并購方的一種融資替代（Bates等，2018）。證監(jiān)會在并購中引入業(yè)績承諾的初衷是降低并購估值風險， 提高并購交易的公平性和保護中小投資者利益。研究表明， 業(yè)績承諾能夠提高收購方的并購協(xié)同效應（呂長江和韓慧博，2014）， 激勵標的公司管理層努力提升公司業(yè)績（潘愛玲等，2017）， 這在一定程度上證實業(yè)績承諾確實減少了并購交易中的契約摩擦。但是， 更多的研究揭示了業(yè)績承諾產生的負面經濟后果。例如， 業(yè)績承諾推高了并購溢價（翟進步等，2019）， 加劇了公司股價暴跌風險（李晶晶等，2020）， 導致公司財富從小投資者轉向具有信息優(yōu)勢的機構投資者（竇超和翟進步，2020）， 誘發(fā)公司的盈余管理行為（柳建華等，2021）以及投資策略“脫實向虛”（張鵬，2021）。

對賣空交易的研究主要體現(xiàn)在股票定價效率和公司治理效應兩個方面。由于股票市場上的投資者對股票內在價值存在異質性信念， 放松賣空管制能夠使公司負面信息更快地融入股價（Miller，1977）， 提高股票定價效率（李志生等，2015；Chang等，2014）。賣空交易導致的股價下跌壓力會放大對公司管理者不當行為的懲罰， 起到外部治理效應。研究發(fā)現(xiàn)， 賣空交易能夠抑制公司的盈余管理（Massa等，2015）、 財務違規(guī)（Karpoff和Lou，2010； 徐細熊等，2021）和內部人減持行為（黃俊威，2020）， 提升并購績效（陳勝藍和馬慧，2017）和改善公司信息環(huán)境（李志生等，2017）。

如上所述， 現(xiàn)有文獻對業(yè)績承諾誘發(fā)的各種機會主義行為及其負面后果提供了豐富的證據(jù)， 但是鮮有文獻關注如何規(guī)范和治理并購業(yè)績承諾。本文從賣空機制這一視角探索對業(yè)績承諾的市場化治理機制， 這不僅符合我國當前經濟改革的主旋律， 而且對優(yōu)化我國并購重組監(jiān)管政策體系也有重要的借鑒意義。

（二）假設提出

本文基于我國資本市場制度背景下并購業(yè)績承諾的誘因以及賣空機制的治理效應提出主要假說。在傳統(tǒng)的并購交易中， 代理問題主要體現(xiàn)為上市公司大股東與中小股東之間的利益沖突， 當存在業(yè)績承諾時， 代理問題可能變異為“上市公司大股東+承諾方（標的公司原股東）”與中小股東之間的利益沖突（李晶晶等，2020）， 業(yè)績承諾成為交易雙方追逐套利的工具。

首先， 對賣方來說， 通過業(yè)績承諾推高并購估值和并購溢價， 從而獲得估值套利。在現(xiàn)行制度下， 承諾業(yè)績未達標時承諾方只需補償實際利潤與承諾利潤之間的差額部分， 承諾業(yè)績與估值對價之間的不對稱性導致賣方有動機利用業(yè)績承諾為其劣質資產背書， 以支撐對標資產的估值（翟進步等，2019）。此外， 在現(xiàn)行的法律制度體系下， 業(yè)績承諾協(xié)議并不具備強制執(zhí)行效力， 我國資本市場尚未完全建立誠信違約的懲罰機制， 因此違約成本較低。制度的缺失導致賣方從業(yè)績承諾中獲得的估值收益遠大于成本， 因此， 賣方有動機在并購中進行業(yè)績承諾以獲得估值套利。

其次， 對上市公司來說， 通過業(yè)績承諾提升股價從而達到市值管理的目的。我國自股權分置改革完成后， 股權質押和股票減持成為內部人進行財富轉移的重要手段， 在此背景下， 上市公司存在強烈的市值管理需求。從外部來看， 業(yè)績承諾可以被視為一種增信承諾， 能夠向市場釋放更積極的信號， 使并購產生更積極的市場反應（呂長江和韓慧博，2014；徐莉萍等，2021）。此外， 簽訂業(yè)績承諾更能吸引投資者關注， 投資者關注帶來的噪音買入需求顯著增加進而導致股價提升， 因此， 業(yè)績承諾恰好滿足了市值管理的需求。例如， 研究發(fā)現(xiàn)存在股權質押（徐莉萍等，2021）和內部人減持自利動機的公司（葉會和陳君萍，2022）在并購中更有可能簽訂業(yè)績承諾協(xié)議， 業(yè)績承諾的套利屬性具有一定的普遍性（佟巖等，2021）。

賣空交易者是資本市場上重要的信息交易者， 主要依靠挖掘公司負面信息并通過賣空交易獲取收益， 因此， 賣空交易者既有動機又有能力識別公司隱藏的壞消息和不當行為并據(jù)此進行股票交易， 進而起到外部監(jiān)督和治理的作用。當業(yè)績承諾成為信息優(yōu)勢方獲取私利的工具時， 會加大公司未來股價暴跌的風險（李晶晶等，2020）， 使公司更容易成為賣空交易者關注的對象。隨之而來的賣空交易會使業(yè)績承諾隱藏的負面消息更快速地反映在股票價格中， 這會大大降低公司內部人利用業(yè)績承諾進行市值管理能夠獲得的收益（黃俊威，2020）， 那么， 公司進行業(yè)績承諾的動機在事前也會得到抑制。另外， 由于賣空交易總是伴隨著未來更差的股票價格表現(xiàn)（Asquith等，2005）， 而股價下跌使公司被接管的可能性以及高管被解聘的可能性大大提高（Edmans等，2012）。因此， 當股票面臨賣空威脅時， 公司更有可能放棄跟風逐利式的業(yè)績承諾行為。據(jù)此， 本文提出如下主要假設：

假設： 賣空威脅對并購業(yè)績承諾發(fā)揮事前治理效應， 降低企業(yè)進行并購業(yè)績承諾的概率。

三、 研究設計

（一）樣本和數(shù)據(jù)來源

本文以CSMAR數(shù)據(jù)庫提供的2009 ～ 2019年并購事件為初始樣本。這是因為， 中國證監(jiān)會于2008年5月首次在并購重組中正式引入業(yè)績承諾， 而公司在并購中進行業(yè)績承諾主要發(fā)生于2009年以后， 因此， 將樣本期的起點設定為2009年。由于大部分公司的業(yè)績承諾期為3年， 后文分析中需要并購后3年的財務數(shù)據(jù)以及業(yè)績承諾完成情況， 因此， 將樣本期的終點設定為2019年以獲取盡可能多的樣本和完整的業(yè)績承諾信息。本文對初始樣本按照如下標準進行篩選： 保留樣本期間內由上市公司成功發(fā)起的境內并購事件； 刪除并購重組類型為債務重組和股份回購的樣本； 對于同一交易日發(fā)生的多次并購交易視為一次并購事件并保留交易規(guī)模最大的事件； 刪除交易金額小于100萬元、 關鍵信息缺失及金融行業(yè)的樣本。經過上述整理， 最終得到2705個并購樣本。

業(yè)績承諾數(shù)據(jù)來自于CSMAR的對賭協(xié)議數(shù)據(jù)庫， 根據(jù)CSMAR提供的并購事件ID、 收購方名稱和標的方名稱等關鍵信息， 將并購事件與業(yè)績承諾信息一一匹配。除融資融券來自于CNRDS數(shù)據(jù)庫外， 公司財務數(shù)據(jù)、 公司治理等其他信息全部來自于CSMAR。為了剔除異常值的影響， 對所有連續(xù)變量進行了1%的縮尾處理。

（二）模型設定及變量定義

本文采用模型（1）檢驗賣空威脅對并購業(yè)績承諾概率的影響。

Commit_dummyi，t=α0+α1Shorti，t+α2Listi+

γ'Xi，t-1+Industry+Year+εi，t ? ?（1）

其中： Commit_dummyi，t是公司i在第t年并購中是否進行業(yè)績承諾， 當并購中簽訂了業(yè)績承諾協(xié)議時， Commit_dummyi，t取值為1， 否則為0； Listi是區(qū)分實驗組和控制組的虛擬變量， 若上市公司在樣本期內被列為融券標的， Listi取值為1， 否則為0； Shorti，t是檢驗賣空威脅影響的虛擬變量， 如果并購時公司股票已經被納入融券標的則Shorti，t取值為1， 否則為0。

參照現(xiàn)有研究（佟巖等，2021；徐莉萍等，2021）， 模型還控制了以下變量（X）： 公司規(guī)模（Lnasset）、 負債比率（Lever）、 資產回報率（Roa）、 公司年齡（Age）、 獨立董事比例（Ind_board）、 第一大股東持股比例（Share1）、 產權性質（SOE）、 兩職兼任情況（Dual）、 是否重大并購重組（Zdma）、 是否關聯(lián)交易（Gljy）、 并購支付方式（Cashpay）、 并購交易規(guī)模（Merge_size）。此外， 所有回歸中均控制了年度虛擬變量（Year）和行業(yè)虛擬變量（Industry）①。為了緩解反向因果關系可能導致的內生性問題， 除并購交易特征變量外， 公司層面的控制變量均采用滯后一期的數(shù)據(jù)， 所有模型在回歸時均采用white穩(wěn)健標準誤?？刂谱兞康木唧w定義見表1。

四、 實證分析

（一）主要變量的描述性統(tǒng)計

表2報告了主要變量的描述性統(tǒng)計結果。Commit_dummy的均值為0.496， 表明樣本期間有49.6%的并購交易簽訂了業(yè)績承諾協(xié)議。Short的均值為0.177， 表明有17.7%的并購事件面臨賣空威脅。Zdma和Gljy的均值分別為0.297和0.394， 表明樣本中有29.7%的并購交易屬于重大并購重組、 39.4%的并購交易屬于關聯(lián)交易。Cashpay的均值為0.624， 表明62.4%的并購交易采取了現(xiàn)金支付方式。Dual、 Share1、 SOE等其他變量統(tǒng)計結果與現(xiàn)有研究差別不大。

（二）主假設回歸結果

表3報告了對模型（1）的回歸結果， 第（1） ～ （3）列分別采用OLS、 Logit和Probit回歸②。在所有的回歸結果中， Short的系數(shù)均在5%的檢驗水平上顯著為負， 這表明， 當上市公司面臨賣空威脅時， 在并購中進行業(yè)績承諾的概率會更低， 這一結果并不受計量模型設定的影響。就經濟意義而言， 本文利用第（2）列Short的系數(shù)估計了賣空威脅對業(yè)績承諾的邊際影響。結果表明， 在其他條件不變時， 賣空威脅使公司并購中業(yè)績承諾的概率顯著下降了10.0%， 考慮到樣本公司平均業(yè)績承諾概率為49.6%， 這意味著賣空威脅使樣本公司的業(yè)績承諾減少了20.2%。因此， 無論是從統(tǒng)計意義還是從經濟意義上看， 賣空威脅對業(yè)績承諾的抑制作用都顯著成立， 主假設得到驗證。

（三）穩(wěn)健性檢驗和內生性檢驗

前述分析中， 所有控制變量均滯后一期以克服反向因果關系導致的內生性問題。此外， 本文還進行了如下檢驗③。

1. 更換關鍵變量的度量方式。采用業(yè)績承諾金額（業(yè)績承諾金額與1的和再取自然對數(shù)）作為因變量， 采用賣空交易額（公告日前后15個交易日內的平均融券賣出額）和賣空交易量（公告日前后15個交易日內的融券賣出量占流通股數(shù)量的比例）衡量賣空威脅， 結果依然成立。

2. ?PSM配對樣本檢驗。采用1∶5不可放回式的近鄰匹配方法， 將可賣空公司與不可賣空公司進行配對， 以控制由樣本選擇偏差引起的內生性問題， 協(xié)變量為模型（1）中的全部控制變量。利用PSM樣本進行回歸， Short的系數(shù)依然顯著為負。

3. 工具變量回歸。參考Massa等（2015）的做法， 采用ETF基金持股占公司流通股份的比值作為賣空威脅的工具變量。ETF基金是賣空市場上重要的融券提供者， ETF基金持股比例越高， 公司面臨的賣空威脅越大。另外， ETF基金的目標主要是復制指數(shù)， 并不會關注單個公司在并購中是否進行業(yè)績承諾， 滿足外生性要求。采用工具變量回歸時， 結論不變。

4. 轉融券業(yè)務外生事件的影響。2013年2月， 證監(jiān)會頒布《轉融通業(yè)務監(jiān)督管理試行辦法》， 開始試點實施轉融券交易。在此之前， 市場中可融股票僅來源于券商使用自有資金購買的股票， 可融券規(guī)模相對較小。轉融券業(yè)務推出以后， 證券公司托管的客戶存量股票也納入了可融股票池， 可賣空股票面臨的實際賣空威脅更大。本文考察了轉融券業(yè)務實施前后賣空威脅對業(yè)績承諾的影響， 發(fā)現(xiàn)Short的系數(shù)在轉融券業(yè)務實施前不顯著， 在轉融券業(yè)務實施后顯著為負， 表明轉融券業(yè)務實施后市場上面臨的賣空約束進一步放松， 賣空威脅對并購業(yè)績承諾的影響更為明顯。

（四）賣空威脅下業(yè)績承諾的影響

如前文分析， 賣空威脅事前過濾低質量的業(yè)績承諾從而降低企業(yè)進行并購業(yè)績承諾的概率。接下來， 本文將從并購溢價、 并購績效、 業(yè)績承諾可靠性及內部人減持幾個方面對賣空威脅的治理作用提供事后的證據(jù)。

1. 并購溢價。業(yè)績承諾加劇了并購風險， 根源在于業(yè)績承諾推高并購估值和并購溢價， 向市場傳遞“更高并購質量”的消息（翟進步等，2019）。本文利用模型（2）檢驗賣空威脅是否抑制了業(yè)績承諾對并購溢價的推動作用。

Premiumi，t=β0+β1Commit_dummyi，t+β2Shorti，t+

β3Commit_dummyi，t×Shorti，t+β4Listi，t+γ'Xi，t-1+

Industry+Year+εi，t ? （2）

模型（2）中， Premiumi，t表示并購溢價， 是并購交易價格與標的資產賬面價值的差額再除以標的資產賬面價值， 其他變量定義與模型（1）相同。表4列示了對模型（2）的回歸結果， Commit_dummy的系數(shù)顯著為正， 交乘項Commit_dummy×Short的系數(shù)在1%的檢驗水平上顯著為負， 表明業(yè)績承諾顯著推高了并購溢價， 賣空威脅顯著降低了業(yè)績承諾對并購溢價的促進作用。

2. 并購績效。以市值管理為目的的業(yè)績承諾并不能提升并購協(xié)同效應（徐莉萍等， 2021）， 如果賣空威脅對業(yè)績承諾起到治理作用， 那么將顯著改善并購業(yè)績承諾產生的協(xié)同效應。本文通過模型（3）檢驗賣空威脅對并購績效的影響。

Performancei，t（Reliablei，t/Reducei，t）=γ0+

γ1Shorti，t+γ2Listi，t+γ'Xi，t-1+Industry+Year+εi，t ?（3）

模型（3）中的并購績效（Performancei，t）從短期市場反應（CAR）和經營績效（dROA）兩個方面測量。具體而言： CAR（-1，1）和CAR（-2，2）分別是基于估計期（-210，-11）期間的交易數(shù)據(jù)和市場模型計算得到的公告日前后3日和5日的累計超額收益率； dROAi（-j， j） 衡量并購協(xié)同效應， 具體定義是并購后j年總資產收益率的均值與并購前j年總資產收益率均值的差額（j=1，2，3）。表5報告了賣空威脅對并購績效影響的檢驗結果， 可以看到， Short的系數(shù)在第（1）、 （2）列中不顯著， 但在第（3）、 （4）、 （5）列中均在1%的檢驗水平上顯著為正， 這意味著賣空威脅顯著提升了并購協(xié)同效應。

3. 業(yè)績承諾可靠性。當業(yè)績承諾偏離了其制度設計初衷， 成為內部人獲取套利的工具時， 業(yè)績承諾的實施必然伴隨著承諾違約以及承諾期結束后“業(yè)績變臉”等諸多亂象， 本文通過模型（3）檢驗賣空威脅是否提高業(yè)績承諾可靠性（Reliablei，t ）。借鑒竇煒等（2019）和柳建華等（2021）的研究， 以業(yè)績承諾完成情況和承諾期結束后的業(yè)績變臉來衡量業(yè)績承諾可靠性。業(yè)績承諾完成情況通過業(yè)績承諾完成比例（Complete_ratio）和業(yè)績承諾是否完成（Complete_dummy）兩種方式衡量， Complete_ratio為標的公司承諾期內實際利潤與承諾利潤均值的差額再除以承諾利潤均值， 當承諾期內的實際利潤全部高于承諾利潤時， Complete_dummy取值為1， 否則為0。業(yè)績變臉通過兩種方式衡量： 當承諾期結束后第1年實際利潤低于承諾期內平均利潤時， Change 1取值為1， 否則為0； 當承諾期結束后第1年公司實際利潤低于承諾期利潤最低值時， Change 2取值為1， 否則為0。表6第（1） ～ （4）列報告了賣空威脅對業(yè)績承諾可靠性影響的回歸結果， Short的系數(shù)在第（1）、 （2）列中均顯著為正， 在第（3）、 （4）列中均為負數(shù)且在以Chang 1為因變量時通過10%的顯著性檢驗， 這意味著賣空威脅顯著促進了業(yè)績承諾完成情況， 且在一定程度上降低了承諾期結束后業(yè)績變臉的風險， 因此， 賣空威脅提高了業(yè)績承諾的可靠性。

4. 內部人減持。推高公司股價進而幫助內部人獲取更高的減持收益是簽訂業(yè)績承諾協(xié)議的重要誘因（佟巖等，2021；葉會和陳君萍，2022）。若賣空威脅能夠從事前抑制套利式業(yè)績承諾， 那么事后應該觀察到， 面臨賣空威脅的公司在業(yè)績承諾后的內部人減持行為會顯著降低。模型（3）中的因變量為Reduce時檢驗賣空威脅對內部人減持的影響。具體地， 使用并購公告后一年內內部人減持次數(shù)（Reduce_num）和減持比例（Reduce_ratio）作為內部人減持的替代變量。結果如表6第（5）、 （6）列所示， Short的系數(shù)均在1%的檢驗水平上顯著為負， 這表明， 賣空威脅顯著減少了并購業(yè)績承諾后的內部人減持行為。

五、 進一步分析

（一）賣空威脅影響并購業(yè)績承諾的機制分析

接下來， 本文從業(yè)績承諾負面信息融入股價的速度和管理層代理行為兩個方面對賣空威脅影響業(yè)績承諾的機制進行檢驗。

1. 業(yè)績承諾負面信息融入股價的速度。圖1描述了并購公告日前后15個交易日內公司股票的賣空交易量（SSR）。在并購公告前， 有業(yè)績承諾和無業(yè)績承諾公司的賣空交易量較為接近且呈現(xiàn)平行趨勢。從公告日前5日開始， 有業(yè)績承諾公司的賣空交易量呈現(xiàn)更快的上升趨勢， 從公告日后的第4個交易日開始大幅度超過無業(yè)績承諾公司的賣空交易量， 這表明業(yè)績承諾的確能夠吸引賣空交易者更多的關注。如果賣空交易者能夠挖掘業(yè)績承諾隱藏的負面消息， 提高股票定價效率， 那么賣空交易能夠降低并購公告日后的累計超額收益率與公告日累計超額收益率之間的敏感性。借鑒Chang等（2019）的研究， 采用模型（4）來檢驗賣空交易是否加快業(yè)績承諾負面信息融入股價的速度。

CAR（+3，+60）i，t=γ0+

γ1CAR（-2，+2）i，t+γ2SSR（-2，

+2）i，t+γ3CAR（-2，+2）i，t×

SSR（-2，+2）i，t+γ'Xi，t-1+

Industry+Year+εi，t ?（4）

其中： CAR（+3，+60）i，t是公告后（+3，+60）日的累計超額收益率； CAR（-2，+2）i，t是公告日前后5個交易日的累計超額收益率； SSR（-2，+2）i，t是公告日前后5個交易日賣空交易量的均值； 交乘項系數(shù)γ3反映了并購公告后的累計超額收益率對公告日累計超額收益率的敏感性。表7報告了對模型（4）的回歸結果， CAR（-2，2）的估計系數(shù)為正， 交乘項CAR（-2，+2）×SSR（-2，+2）的系數(shù)顯著為負， 這表明， 賣空交易顯著降低了公告日后的累計超額收益率對公告日累計超額收益率的敏感性。由此， 賣空交易能夠識別出并購業(yè)績承諾隱藏的負面信息， 加快業(yè)績承諾負面信息融入股價的速度。

2. 管理者代理行為。賣空交易者因為具有信息優(yōu)勢和專業(yè)能力， 能夠識別管理者的不當行為， 賣空交易導致的價格下跌壓力能夠抑制并購業(yè)績承諾中的管理者代理行為?；谶@一邏輯， 管理者代理問題越嚴重， 賣空威脅發(fā)揮的治理效應就越大， 通過模型（5）檢驗賣空威脅是否抑制了并購業(yè)績承諾中管理者的代理行為。

Commit_dummyi，t=δ0+δ1Shorti，t+δ2Hstocki，t+

δ3Shorti，t×Hstocki，t+δ4Listi，t+δ'Xi，t-1+Industry+

Year+εi，t ? （5）

其中： Hstocki，t是反映高管權益薪酬比重的虛擬變量。高管權益薪酬比重越大時， 股東與高管之間的利益趨同程度越高， 代理問題就越少。借鑒陳勝藍和馬慧（2017）的做法， Hstocki，t的度量方法如下： 計算總經理權益薪酬占總薪酬的比例， 當總經理權益薪酬比例高于該變量的中位數(shù)時Hstocki，t取值為1， 否則為0。表8顯示， Short的系數(shù)顯著為負， 交乘項Short×Hstock的回歸系數(shù)在5%的檢驗水平上顯著為正， 這表明， 代理問題越嚴重（高管權益薪酬比重越?。?， 賣空威脅對業(yè)績承諾的治理效應就越大。

（二）異質性分析

賣空威脅對業(yè)績承諾的治理效應在公司面臨的外部環(huán)境不同時也會不同。本文從外部監(jiān)管環(huán)境和信息環(huán)境兩個方面考察賣空威脅對業(yè)績承諾的異質性影響。

1. 外部監(jiān)管環(huán)境。本文從兩個方面考察業(yè)績承諾的外部監(jiān)管環(huán)境： （1）重大資產重組（Zdma）。重大資產重組要經過中國證監(jiān)會的審核， 面臨的監(jiān)管也更嚴格， 當并購屬于重大資產重組時， Zdma取值為1， 否則為0。（2）重組辦法的修訂（Policy）。中國證監(jiān)會在2014年11月23日修訂的《上市公司重大資產重組管理辦法》中取消了對重大資產重組中非關聯(lián)并購業(yè)績承諾的強制性規(guī)定， 重組辦法修訂后的業(yè)績承諾更多是公司主動選擇的行為， 受到的政策監(jiān)管較少， 當并購時間在2014年11月23日之前時Policy取值為1， 否則為0。如表9第（1）、 （2）列所示， Short × Zdma的系數(shù)在1%的檢驗水平上顯著為正， 這表明， 證監(jiān)會對并購業(yè)績承諾的監(jiān)管越弱， 賣空威脅對業(yè)績承諾的外部治理作用越大， 市場化治理機制是對政府監(jiān)管制度的有效替代。

2. 信息環(huán)境。管理者出于自利動機會隱瞞公司壞消息， 這會嚴重干擾投資者對公司股票估值的準確性， 賣空交易者正是基于挖掘公司負面信息實施賣空操作而獲取高收益。當公司信息披露質量較高時， 投資者對公司股票的估值較為準確， 賣空交易者從挖掘公司負面信息中獲得的收益較低， 挖掘負面信息的動機較弱， 因此， 賣空威脅對業(yè)績承諾的治理效應也較小。本文以交易所發(fā)布的上市公司信息透明度來衡量公司信息環(huán)境（Information）， 當信息透明度分別為優(yōu)秀、 良好、 及格、 不及格時， Information取值分別為4、 3、 2、 1。如表9第（3）列所示， Short×Information的系數(shù)顯著為正， 這表明， 公司信息透明度越低， 賣空威脅對業(yè)績承諾的抑制作用越大， 賣空威脅發(fā)揮的治理效應越大。

六、 研究結論與啟示

自并購重組中引入業(yè)績承諾后， 業(yè)績承諾引發(fā)的高并購溢價、 業(yè)績違約和內部人精準套現(xiàn)等現(xiàn)象備受關注， 如何從源頭約束和治理并購業(yè)績承諾中的亂象成為亟待解決的問題。本文檢驗了賣空威脅對并購業(yè)績承諾的影響， 發(fā)現(xiàn)賣空威脅對業(yè)績承諾起到有效的外部治理作用， 不僅在事前降低并購中進行業(yè)績承諾的概率， 還能緩解業(yè)績承諾對并購溢價的促進作用， 提高并購協(xié)同效應、 業(yè)績承諾可靠性以及減少內部人減持行為， 對業(yè)績承諾起到事后治理作用。

對業(yè)績承諾的監(jiān)管主要包括并購問詢函、 各種規(guī)范性文件以及監(jiān)管指引等， 各種業(yè)績承諾亂象頻繁發(fā)生也說明行政監(jiān)管效率低下。本文研究表明， 賣空機制對業(yè)績承諾具有明顯的治理效應， 能有效彌補政府監(jiān)管的不足。在新《證券法》和注冊制實施的大背景下， 這對監(jiān)管部門依靠市場化改革治理業(yè)績承諾以及優(yōu)化并購重組監(jiān)管制度提供了借鑒。業(yè)績承諾之所以能成為公司內部人進行市值管理和實現(xiàn)套利的工具， 是因為上市公司與中小投資者之間存在信息不對稱， 賣空威脅能夠對業(yè)績承諾起到治理作用也是因為賣空交易者能夠充分挖掘業(yè)績承諾中隱藏的負面信息， 因此， 充分透明的信息披露對保護中小投資者利益和維持資本市場健康發(fā)展至關重要， 監(jiān)管部門應該強化對并購重組的信息披露審核， 尤其是涉及業(yè)績承諾的并購重組， 要對重組標的展開靶向問詢， 以信息披露促進業(yè)績承諾合規(guī)。

【 注 釋 】

① 行業(yè)分類按照證監(jiān)會2012年對上市公司的行業(yè)分類標準，其中制造業(yè)細分到二級，其他行業(yè)按一級分類。

② 在后文對模型（1）以Commit_dummy為因變量進行回歸時，報告的均是采用Logit模型進行回歸的結果。

③ 由于篇幅限制，文中略去穩(wěn)健性檢驗具體數(shù)據(jù)結果，如需查看可向筆者索要。

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