并购类型、产权性质与承诺业绩增长率

张敦力，张 琴

(1.中南财经政法大学会计学院，湖北 武汉 430073；2.九江学院管理学院，江西 九江 332005)

一、引 言

自2008年版的《上市公司重大资产重组管理办法》推出并购重组盈利预测及补偿的政策性要求以来，业绩承诺问题引发了广泛关注。业绩承诺会计处理与条款设计问题[1][2][3]、业绩承诺与高倍并购溢价问题[4][5][6]、业绩承诺与投资者反应和并购绩效问题[7][8][9]，一度成为讨论的热点。随着业绩承诺低水平兑现案例的不断涌现(000798中水渔业；002354天神娱乐；000010美丽生态；等)，承诺业绩增长率的设定问题被推上了风口浪尖。

有关承诺业绩增长率的研究中，潘爱玲等(2017)[10]的研究证实，业绩承诺对标的企业的激励效应会随着承诺业绩增长率的增加而呈现出先上升后下降的倒U型趋势。关静怡、刘娥平(2019)[11]通过实证研究发现，承诺业绩的增长率设定得越高，目标资产的并购溢价与收购方面临的股价崩盘风险也越高，他们表示，承诺的目标业绩具有相当的合理性是保证业绩承诺降低并购风险的前提，过高的增长率只会适得其反。简冠群等(2019)[12]分析了承诺业绩增长率与定向增发式并购价值创造能力的关系，研究指出，承诺业绩增长率与上市公司的研发投入显著正相关；但是，过高的业绩承诺并不利于并购交易的价值创造。李秉祥等(2019)[13]的分析表明，业绩承诺增长率对收购方与目标资产的整合效应产生了倒U型影响，而对收购方股票发行价格及目标资产并购交易价格的偏离均产生了正面的影响。

可以看到，现有关于承诺业绩增长率的文献均着眼于承诺业绩增长率产生的一系列与并购交易相关的经济后果，涉及收购方和目标方的股票价格、财务绩效、公司价值及并购对价等多个方面，文献已经追踪到了过高的承诺业绩增长率带来的部分风险，但尚未有学者就收购方的承诺业绩增长率诉求进行专门的分析和论证。

产权性质体现了业绩承诺协议订立和执行时所处的特殊的微观环境，产权性质不同的公司存在治理特征上的显著差异，经营目标扭曲、代理链条冗长而复杂、激励监督体制能效不足成了很多国有企业撕不掉的标签。这些差异极有可能导致国有上市公司和非国有上市公司在面对业绩承诺这一重要财务决策时，形成显著不同的承诺业绩增长率偏好。关注产权性质与承诺业绩增长率关系并进行验证，有助于辨识业绩承诺诉求的形成机理，还可为并购交易参与主体、投资者和监管层的决策提供相关的理论和证据支持。

二、理论分析与研究假设

(一)产权性质与承诺业绩增长率

不可否认的是，以承诺的形式对目标资产未来业绩水平作出的保证并不一定意味着百分之百完成承诺，但承诺的存在却显著推高了目标资产的交易价格[5][6]；并且，承诺越多，目标资产的溢价率也越高。而目标资产的高倍溢价将大幅挤占收购方获取并购收益的空间，加重收购方的财务负担[14]、增大公司股价崩盘的风险[11]。而一旦承诺业绩无法完成，承诺人随后对业绩差额的补偿常常不能真正抵消上市公司和中小股东的损失[15]。因此，合理设计承诺业绩水平，才能保证业绩承诺在降低并购风险问题上真正发挥作用。

业绩承诺制度虽然能够减小目标资产业绩不确定性带来的负面影响，但要真正发挥其降低并购风险的作用，还需谨慎地确定承诺业绩水平以保证承诺的可实现基础。承诺业绩增长率体现了业绩承诺期内目标资产业绩承诺额增长水平，增长率越高，表示对资产盈利能力的持续性和成长性充分的认可，这种认可将造成资产交易价格的上升，进而，作为收购方付出的接管成本提高、后期面临的财务负担更重、陷入财务风险的可能性增大。同时，本期承诺业绩较前一期承诺业绩增长的幅度越大，在其他条件不变的情况下，目标资产实现承诺业绩的难度递增，由此产生的业绩承诺无法实现的风险就越高，发生潜在风险(股价崩盘、股东财富受损、公司价值缩水)的可能性也进一步增大。

委托代理理论认为，当自身的努力水平不可观测或难以证实时，代理人将选择最大化自己的确定性收入，规避不确定性风险，作为代理人的企业管理者有较强的规避风险动机。因为在业绩承诺问题上为维护企业利益的努力难以被观测到或获得证实，企业的管理者将尽力避免由承诺带来的各种损失。一旦不当的承诺要求导致了收购成本过大、财务负担加重、市场评价负面、企业价值缩水，企业管理者的报酬、职业声誉等都可能受到牵连，面临收入缩减的危险。所以，企业的管理者更倾向于限制承诺业绩水平。

虽然委托代理理论强调，可以借助合理的激励和监督机制设计来抑制代理人的风险规避倾向，因此，管理者偏好降低承诺业绩增长率要求的局面可能会在有效的激励和监督机制作用下发生改观。但值得注意的是，国有企业普遍存在着激励、监督体系能效低下的问题，这导致了这类企业常常发生收益与风险不匹配的现象。产权理论指出，由于剩余收益索取权与风险承担的不匹配，国有上市公司的风险承担水平显著低于其他产权性质的上市公司。

激励机制能效不足，不仅不能激发反而抑制了国有企业管理者索取承诺业绩高增长率的意愿。国有企业是实现政府职能的重要载体，获取经济效益并没有排在国有企业经营目标的首位。国有企业对管理者的激励机制设计带有浓厚的政治色彩，企业管理者获得的待遇与行政级别挂钩，完成政策考核从而获得政治晋升是管理者最大化自身效用的最优路径。研究表明，国有企业肩负更多社会责任和政治使命，这在一定程度上增加了企业的运营成本、拉低了企业的经营效率[16]，国有企业管理层为通过上级的政策性考核、实现政治晋升，具备极强的风险规避倾向[17][18]。同时，预算软约束的存在是国有企业激励管理者为追逐经济效益而承担风险时遭遇的强大阻力。证据显示，预算软约束帮助国有企业获得了更多信贷融资、财政补贴和税收优惠[19][20]，大大降低了其亏损和破产的可能性，抑制了国有企业管理者承担高风险的主观意愿[21]。索要更高的承诺业绩增长率增大了国有企业的并购成本，限制了后期企业运营管理可以动用的资产储备。同时，高承诺业绩增长率伴随着高完成风险，承诺无法足额完成引发的市场负面反应将损害国有企业价值，使国有资产保值的难度增加。而较低的承诺业绩增长率降低了上述困境发生的概率。且预算软约束的存在使得国有企业有了非常便捷的风险转嫁渠道，即使业绩承诺增长率较低，国有企业缺少的“承诺”很有可能转而从政府的扶持中得到补偿。

监督体制乏力，显著降低了国有企业索取承诺业绩高增长率的压力。无法回避的“所有者缺位”问题延长了国有企业的委托代理链条[22]，冗长复杂的委托代理关系下，企业的所有者对管理层监管不力[23][24]，无法对管理者施加足够的压力促成其主动承担更高的风险[25]，这也最终造成了国有企业普遍存在风险承担主体缺位[26]、风险承担不匹配[27]的情况。只要不出“大问题”，国有企业的实际控制人一般不会对管理者行为实施严格的限制。而且，委托代理理论指出，信息透明程度不高的情况下，以强制合同的形式对管理者的行为作出完全的约束和限制也并不现实。监督体系的虚拟化、形式化导致管理者没有足够的压力承担风险。面对业绩承诺问题，没有明确的上级行政监管机构或者法律法规条款作出具体的规范和约束，管理者就没有承担索要承诺业绩高增长率的巨大压力。

国有企业没能为管理者争取高承诺业绩增长率提供足够的动力和压力。负责调动管理者承担风险积极性的激励机制缺失；负责限制、约束和规范管理者规避风险的监督体系又松散而难以对管理者行为形成有效的震慑。有强烈风险趋避意识的国有企业管理者在面对承诺业绩增长率问题时倾向于表现得更加稳健。要求一个相对平稳的承诺业绩增长率不仅一定程度上能够节约并购成本，还为后期承诺的完成质量提供了更多保障。并且，业绩承诺的高质量完成还可以为管理者的勤勉敬业和专业胜任能力做背书，利于管理者积累业绩资本，为今后职业发展和政治晋升打下良好基础。

基于以上分析，本文提出假设1。

假设1：并购重组交易中，国有上市公司对承诺业绩增长率的需求显著更低。

(二)并购类型对产权性质与承诺业绩增长率关系的影响

按照收购方和目标资产所属行业的特征一般可将并购交易分为横向并购、纵向并购和混合并购。横向并购表示收购方和目标资产属于相同行业，当收购方和目标资产的行业同属于上下游产业链的并购交易为纵向并购，而收购方和目标资产所属行业既不相同、也不存在上下游产业链关系时对应的并购交易为混合并购。交易类型作为重要的交易特征变量，对并购交易完成后的绩效表现有着极为重要的影响。Salter和Weinhold(1979)[28]表示，收购方和目标资产行业上的相同或近似能够为资源整合提供更多技术支持，从而能够保障更为出色的并购绩效。Makri et al.(2010)[29]也认为，技术水平类似或互补的横向并购是更易产生协同效应的重要原因。Gregory(1997)[30]利用英国上市公司相关并购数据证实，横向并购后收购方股东获得的累计超额收益确实显著高于混合并购。

交易费用理论强调，促成同行业的多家公司合为一体的横向并购，一方面扩大了产品或服务的规模、降低了公司内部的生产成本；同时还在一定水平上削弱了外部市场的竞争程度、提升了公司产品或服务的市场份额。横向并购通过对公司体量的扩张降低了公司在生产经营过程中的多项成本，提高了效率：庞大的固定成本被更多的产品分担，降低了单位产品成本；加速更合理的专业分工，减少了资源浪费；提高产品工艺技术的研发投入回报率，维持了核心竞争力；减少市场竞争者数量，降低了产品或服务的销售及运营成本。证据表明，规模经济效应的确使得横向的并购更容易获得良好的效益回馈[31]。

虽然纵向或者混合性质的并购交易各有优势，但这两种性质的并购交易均伴随着企业产业链条的延伸，而触及一个全新的产业领域并顺利实现盈利的增长必然需要经历一段时间的摸索和磨合。这个阶段的企业必须打通不同产业链之间的关节，在原本并不熟悉、甚至完全陌生的业务领域有效地实现资源的整合，相应资源的利用效率很可能会因此而受到负面影响，企业维持和提升目标资产业绩水平的难度可能会变得更大。

如果充分考虑横向并购在业绩问题上发挥的积极促进作用，发生横向并购的国有企业管理者很可能对目标资产未来盈利水平和成长性产生更高的预期，转而，这种高预期将很有可能导致国有企业对业绩承诺增长率提出更高的诉求。高阶理论指出，管理者的特质，包括管理者个人心理，能够对企业的经营决策和战略选择产生重要影响。管理者对目标资产后期业绩向好的信心增强，对承诺业绩增长风险的定位有所降低，由此可能避免国有企业在承诺业绩增长率决策过程中的要求过于“稳健”或“保守”。这也就意味着横向的并购交易类型可能调节上市公司产权性质与并购交易业绩承诺增长率之间的关系。

出于以上考虑，本文提出假设2。

假设2：横向并购交易削弱了国有上市公司对承诺业绩低增长率的偏好。

三、研究设计

(一)研究样本与数据来源

选取2008年5月18日至2017年底沪深两市A股上市公司为收购方的所有重大资产重组事件为研究样本。重大资产重组信息以WIND数据库发布的信息为基础，然后依如下标准进行初次筛选：(1)首次公告日不早于2008年5月18日；(2)并购完成日或目标资产过户日不晚于2017年12月31日；(3)重组进度为“完成”或“过户”；(4)上市公司为目标资产的收购方。对于满足以上标准的重大资产事件，利用上市公司发布的相关公告进行校验，删除非重大重组样本和无业绩承诺的样本。业绩承诺相关数据经手工整理上市公司公告后获得，上市公司产权性质数据、财务及治理信息数据均来自于CSMAR数据库，并购交易类型信息(横向并购与否)来自WIND数据库，独立财务顾问信息经手工整理上市公司(收购方)发布的经核准后的资产交易报告书后获得。数据进一步筛选时：(1)删除收购方或目标资产属于金融、保险业的样本；(2)删除相关信息不全的样本；(3)删除资产负债率大于1的样本；(4)对所有连续变量进行了Winsor 1%的处理。

(二)变量定义

1.产权性质。以CSMAR数据库的上市公司实际控制人性质数据为基础，如果上市公司实际控制人为中央或地方政府(国有企业、国有机构、开发区、事业单位)，将其认定为国有上市公司，变量state取值为1，否则取值为0。

2.并购类型。当收购方和目标资产属于相同行业时为横向并购，变量sameind取值为1，否则取值为0。文中所用的并购类型数据来自WIND数据库。

3.承诺业绩增长率。采用连续变量promgro1(取承诺期内业绩承诺年增长率的均值)定义承诺业绩年均增长率。借鉴潘爱玲等(2017)[10]的做法，变量promgro1的计算步骤如下：(1)计算业绩承诺期内的年度承诺业绩增长率，计算公式为：本年度业绩承诺额÷上一年度业绩承诺额-1。(2)计算业绩承诺期内的年度承诺业绩增长率的均值。同时，上述度量承诺业绩增长率的方法可能使业绩承诺的年限长短特征难以得到体现。两个样本对应的承诺业绩增长率的均值相同，但这种增长态势维持的时间可能是存在差异的，现实并购交易中业绩承诺期最短为一年，最长的达到了七年。为考虑业绩承诺年限的影响，以前述承诺业绩增长率的年均值乘以对应的业绩承诺年限，衡量承诺期内承诺业绩的总增长率promgro2。另外，现有文献的研究结果表明，国有上市公司更偏好低风险的投资项目[32]。这就存在一种可能，目标资产的承诺业绩增长率更低是因为其前期业绩表现并不理想。为了考虑目标资产前期业绩表现在承诺业绩增长率设定时可能产生的影响，本文计算了目标资产承诺业绩相比与自身历史业绩的增长率——承诺业绩净增长率promgro3。具体计算公式如下。

4.控制变量。参考有关并购及业绩承诺的研究成果[7][10][11]，选择将公司财务特征、治理特征及并购交易特征纳入控制范围。模型还进一步对行业(IND)和年度(YEAR)进行了控制。详细的变量定义如表1所示。

表1 变量的定义

(三)模型设计

为考察上市公司产权性质与承诺业绩增长率的具体关系，借鉴潘爱玲等(2017)[10]、关静怡和刘娥平(2019)[11]的做法，采用模型(1)的形式进行回归分析，检验前文的假设1。

为了验证不同的并购类型条件下(横向并购与否)，产权性质与承诺业绩增长率之间关系的变化，本文以横向并购与否为分类标准对研究样本进行分组，然后依模型(1)的形式进行分组回归以检验前文所提假设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、实证结果与分析

(一)描述性统计

表2数据显示，承诺业绩年均增长率的均值为0.246，承诺业绩总增长率的均值为0.797，承诺业绩净增长率的均值为0.020，总体来看，本期承诺业绩额较前一期、期初承诺业绩额以及目标资产并购前的净利润水平均有明显的提高，目标资产业绩承诺的完成压力呈逐年上升态势。产权性质的均值为0.252，有业绩承诺要求的重大资产重组样本中近四分之一属于国有上市公司。横向并购的虚拟变量的均值为0.522，超过半数的重大资产重组属于横向并购，这表示同行业内的规模扩张还是国内并购交易的主要形式。因版面限制，未在表2中列示的部分描述性统计数据显示，并购溢价率的均值7.614，表示重大资产重组涉及业绩承诺问题时，目标资产溢价幅度普遍较高。相对交易规模的均值1.671，上市公司借助重大资产重组交易得到了急剧扩张。支付方式的均值为0.114，仅以现金为唯一支付方式的重大资产重组占比相对较低。独立财务顾问规模排名均值信息显示出重大资产重组事件中一半左右的上市公司选择了聘用规模较大的独立财务顾问。

表2 主要变量描述性统计

(二)相关性分析

表3的相关数据信息显示，承诺业绩年均增长率、总增长率和净增长率与产权性质变量的相关系数分别为-0.128、-0.146、-0.150，均在1%水平上显著为负，这一结果与前文所提假设保持了方向上的一致性。横向并购变量与承诺年均增长率及总增长率的相关系数没有达到10%的显著性水平，但与承诺业绩净增长率的相关系数显著为正。

表3 主要变量相关系数表

(三)回归分析

依模型(1)进行产权性质与承诺业绩增长率的回归分析结果如表4所示。产权性质变量与承诺业绩年均增长率、总增长率及净增长率的回归系数分别为-0.042、-0.173、-0.021，三项回归系数均显著为负。越是国有上市公司，并购重组涉及业绩承诺时要求的承诺业绩增长率越低。因为激励和监督约束机制存在的缺陷，风险规避动机无法得到有力抑制，国有上市公司在承诺业绩增长率的需求上比其他产权性质的上市公司表现得更为保守，这一结果印证了前文所提的假设。

控制变量方面，目标资产溢价比率与承诺业绩增长率的回归系数显著为正，目标资产溢价率越高，承诺业绩的增长率越高。目标资产的溢价幅度越大，说明收购方和目标方均十分看好目标资产未来的盈利能力，在价值估计上给予了充分的肯定，这种肯定同时也会表现为对承诺业绩的高标准、严要求，从而最终推高承诺业绩的增长率。

表5的数据显示，横向并购的情况下，产权性质与承诺业绩年均增长率、总增长率以及净增长率三项指标的回归系数均不显著；非横向并购的情况下，产权性质与各承诺业绩增长率指标的回归系数均在1%水平上显著为负。横向并购的交易类型确实改变了国有上市公司在承诺业绩增长率上所秉持的立场，提振了国有上市公司对目标资产未来业绩的信心，产权性质与承诺业绩增长率的负相关关系变得不再显著。假设2得到验证。

表5 产权性质、并购类型与承诺业绩增长率

五、稳健性检验

本文采用了如下办法检验前文所得结果的稳健性：(1)考虑样本自选择问题，使用Heckman两阶段回归法；(2)采用滞后一期数据；(3)改变被解释变量的计量办法。

鉴于前文研究在样本的选择上仅仅包括了存在业绩承诺的样本，没有包括无承诺样本致使可能会存在样本自选择问题。为解决这一问题，进行Heckman两阶段回归处理。第一阶段回归使用的模型(2)的形式。模型(2)中的被解释变量为promise，代表是否存在业绩承诺的虚拟变量，存在业绩承诺时取值为1，无承诺时取值为0。其他变量含义与前文保持一致。第一阶段回归得到逆米尔斯系数IMR后加入第二阶段的回归模型中。两阶段回归结果如表6所示。限于篇幅，表6省略了控制变量相关回归数据。

表6 产权性质、并购类型与承诺业绩增长率——考虑样本自选择问题

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两阶段的回归结果显示，产权性质与承诺业绩增长率的回归系数在5%水平上显著为负；进行分组回归时，横向并购组产权性质与承诺业绩增长率的回归系数不显著，而当并购不属于横向并购时，产权性质与承诺业绩增长的回归系数在5%水平上显著为负。以上结果与前文所得结论没有实质性差异。

将财务类及治理类控制变量(收购方资产规模、资产负债率、盈利水平和股权集中度)滞后一期后重新进行的回归结果，改变承诺业绩增长率计量办法后的回归结果均列示于表7。承诺业绩年均增长率(promgro12)新的计量办法借鉴关静怡、刘娥平(2019)[11]的做法，将承诺期内(n期)承诺业绩年均增长率的算术平均值替换为几何平均值。以承诺期内最后一期的年业绩承诺额除以承诺期内第一年的业绩承诺额后，取该值的几何平均数，公式如下：

表7 产权性质、并购类型与承诺业绩增长率关系的稳健性检验

新的承诺业绩总增长率(promgro22)的计量以新计算出来的承诺业绩年均增长率(增长率的几何平均值promgro12)乘以承诺年限。

在对承诺业绩净增长率(promgro32)进行重新计量时，选择考虑目标资产承诺期内最后一期(一年)的业绩承诺额与目标资产前期业绩的差距。目标资产的业绩承诺大多呈现出逐年增长的态势，为此，选择用最后一期的业绩承诺额与历史业绩进行比较也可以表征承诺业绩净增长的高低。新的承诺业绩净增长率的计算公式如下：

表7的数据显示，使用滞后一期数据后，产权性质与承诺业绩增长率的回归系数显著为负；进行分组回归时，横向并购组的产权性质与承诺业绩增长率的回归系数不显著，非横向并购组对应的二者的回归系数在5%或1%水平上显著为负。改变承诺业绩的计量办法后，产权性质与承诺业绩增长率的回归系数显著为负；进行分组回归时，横向并购组的产权性质与承诺业绩增长率的回归系数不显著，非横向并购组对应的二者的回归系数在5%或1%水平上显著为负。上述结果与前文所得结论无本质上的差异。

六、研究结论

采用沪深两市2008年5月18日至2017年底的A股上市公司重大资产重组事件中存在业绩承诺的并购交易为研究样本，首先分析了产权性质与承诺业绩增长率的关系，然后考察了交易类型对产权性质与承诺业绩增长率关系的影响。研究发现，并购重组交易中，国有上市公司的承诺业绩增长率显著更低，如果进一步考虑交易类型的影响，并购重组属于横向并购的情况下，产权性质与承诺业绩增长率的负相关关系变得不再显著，横向并购的交易类型改变了国有上市公司在承诺业绩增长率要求上过于“稳健”或“保守”的立场。

国有上市公司因为显著更低的风险承担意愿而更倾向于抑制承诺业绩增长率设定带来的不确定性。承诺业绩增长率越高，公司除了需要在并购交易环节支付更高的并购对价、消耗更多的公司资源、承担更多的财务风险之外，在随后的承诺期内还不得不面对更高的承诺完成风险。降低承诺业绩的增长率迎合了国有上市公司的低风险诉求。但是，横向并购带来的规模经济效应提升了国有上市公司对目标资产未来业绩的预期，最终促使其改变了对承诺业绩低增长率的显著偏好。