內部人減持自利動機與并購業(yè)績承諾

葉 會 陳君萍

(浙江工商大學,浙江 杭州 310018)

一、引言

并購重組是優(yōu)化資本市場資源配置和促進產業(yè)結構升級的重要途徑。但是，并購交易存在嚴重的信息不對稱和不確定性問題，容易導致交易雙方對標的資產的估值產生分歧，進而阻礙并購交易完成、降低并購效率(Kohers et al.,2000;Cain et al.,2011)。業(yè)績承諾作為一種估值調整機制能夠有效緩解并購交易雙方在標的資產估值上產生的利益沖突。2008年5月，我國證監(jiān)會發(fā)布的《上市公司重大資產重組管理辦法》(以下簡稱《重組辦法》)第三十三條規(guī)定，“采取收益現(xiàn)值法、假設開發(fā)法等基于未來收益預期的估值方法對擬購買資產進行評估并作為定價參考依據(jù)的，……，交易對方應當與上市公司就相關資產實際盈利數(shù)不足利潤預測數(shù)的情況簽訂明確可行的補償協(xié)議”。自此，業(yè)績承諾作為一種強制性監(jiān)管措施被正式引入我國并購市場。2014年11月，重新修訂的《重組辦法》取消了對市場化博弈程度較高的并購重組業(yè)績承諾的強制性要求，規(guī)定對于“上市公司向控股股東、實際控制人或者其控制的關聯(lián)人之外的特定對象購買資產且未導致控制權發(fā)生變更”的重組業(yè)務，交易雙方可以依據(jù)市場化原則自行協(xié)商是否進行業(yè)績承諾。雖然證監(jiān)會放松了監(jiān)管要求，但是業(yè)績承諾在上市公司并購中的運用卻越來越普遍，現(xiàn)已成為我國上市公司并購重組的基本特征(翟進步 等,2019)。

理論上，業(yè)績承諾能夠降低并購中的信息不對稱和定價風險，為交易估值提供強有力的支撐，進而保護中小投資者的利益，這也是證監(jiān)會實施該制度的初衷(趙立新 等,2014)。然而，隨著業(yè)績承諾在并購重組中的運用日益增多，其引發(fā)的負面效果亦逐漸顯現(xiàn)。高業(yè)績承諾、高并購溢價以及由此帶來的高商譽問題成為企業(yè)并購的常態(tài)，業(yè)績承諾后的違約行為、惡意質押承諾股份以逃避補償義務和大股東精準套現(xiàn)等各種機會主義行為頻發(fā)，嚴重損害了中小股東利益。既然如此，為何上市公司在并購中還熱衷于簽訂業(yè)績承諾呢？本文試圖揭示這一矛盾現(xiàn)象產生的原因。

自我國股權分置改革完成后，股票減持便成為大股東轉移財富的一種重要手段，減持浪潮不斷升溫。為了在減持時獲得較高的超額收益，上市公司會通過盈余管理、策略性信息披露、高送轉等一系列手段來推高公司股價以配合內部人減持套現(xiàn)(易志高 等,2017;張曉宇 等,2017;戚擁軍 等,2020)。我國資本市場對并購存在過度反應，并購公告通常能引起上市公司股價上漲(安郁強 等,2019;楊威 等,2018)。而業(yè)績承諾作為“增信”行為，可以向市場傳遞較強的并購業(yè)績預期的積極信號，放大市場對并購事件的正向反應(呂長江 等,2014;Song et al.,2019)，從而成為上市公司進行市值管理的重要工具之一(徐莉萍 等,2021)。與以機構投資者為主的西方成熟市場不同，我國資本市場以中小散戶投資者為主，業(yè)余投資者的非理性行為和少數(shù)專業(yè)投資者的“渾水摸魚”行為共存，導致諸如高送轉等行為成為具有減持自利動機的內部人“謀定而后動”的結果(謝德仁 等,2016)。那么，業(yè)績承諾是否也是內部人為了獲取更高減持收益“謀定而后動”的結果呢？有鑒于此，本文從內部人減持自利動機視角揭示簽訂并購業(yè)績承諾的原因，為全面認識業(yè)績承諾的經(jīng)濟本質提供了重要證據(jù)。

本文以2009—2019年我國上市公司并購事件為樣本，考察內部人減持自利動機對并購業(yè)績承諾的影響。本文可能的貢獻主要體現(xiàn)在以下幾個方面：第一，拓展了業(yè)績承諾的相關研究?，F(xiàn)有研究主要從并購績效、并購估值、標的公司績效、股價崩盤風險和審計收費等角度檢驗業(yè)績承諾的經(jīng)濟后果(呂長江 等,2014;王競達 等,2017;翟進步 等,2019;潘愛玲 等,2017;Song et al.,2019;李晶晶 等,2020;劉向強 等,2019)，較少有文獻關注業(yè)績承諾的使用動機。本文發(fā)現(xiàn)內部人減持自利動機對并購業(yè)績承諾的使用存在顯著影響，為上市公司并購中熱衷于進行業(yè)績承諾的現(xiàn)象提供了一種新的解釋。第二，加深了對業(yè)績承諾理論功能與實際效果之間矛盾的理解。依據(jù)信息不對稱理論，業(yè)績承諾是緩解并購交易雙方信息不對稱問題的契約工具，能夠促進并購資源配置效率的提升(Cain et al.,2011;Kohers et al.,2000;Cadman et al.,2014)。然而，本文研究表明，業(yè)績承諾也可成為具有減持自利動機的內部人進行市值管理以獲取更高減持收益的工具。研究結論有效地解釋了為何業(yè)績承諾總是伴隨著高商譽、業(yè)績暴雷和大面積違約等各種亂象，同時為中小投資者理性認識業(yè)績承諾的經(jīng)濟本質以及監(jiān)管層進一步完善業(yè)績承諾制度提供了重要的證據(jù)支持。第三，豐富了內部人減持的相關研究。現(xiàn)有研究表明，具有減持自利動機的內部人通常會實施一系列機會主義行為，比如媒體管理、信息披露以及高送轉等(易志高 等,2017;謝德仁 等,2016;蔡海靜 等,2017;曾慶生 等,2018;戚擁軍 等,2020)，旨在抬高股價以增加減持收益。本文發(fā)現(xiàn)，業(yè)績承諾也可能是內部人為獲取更高減持收益而進行的一種機會主義行為，拓展了內部人減持領域的研究。

二、文獻回顧和假設提出

(一)文獻回顧

1.并購業(yè)績承諾相關研究

我國并購市場中的業(yè)績承諾條款與國外并購市場中的或有支付條款(Earnout)較為接近但又有差別。由于存在信息不對稱，并購交易雙方可能會對標的公司的估值產生嚴重分歧，最終導致交易失敗(Barbopoulos et al.,2012)?；蛴兄Ц稐l款規(guī)定上市公司先支付并購總價的一部分，其余一部分支付款取決于標的公司未來經(jīng)營業(yè)績，如果標的公司實際業(yè)績達到了事先指定水平，收購方再支付另外一部分并購價款。或有支付條款通過將并購支付價格與標的公司業(yè)績相聯(lián)系，可以有效緩解并購雙方信息不對稱帶來的逆向選擇和道德風險問題，降低并購交易成本、促進并購效率提升(Cain et al.,2011;Kohers et al.,2000;Cadman et al.,2014)。因此，或有支付條款就是信息不對稱和逆向選擇下的產物。相關研究也表明，標的公司的規(guī)模、是否上市、行業(yè)特征、所處生命周期階段、研發(fā)投入等影響信息不對稱程度的因素對并購中或有支付條款的使用有著重要影響(Kohers et al.,2000;Datar et al.,2001;Ragozzino et al.,2009)。從收購方來看，收購方的并購經(jīng)驗等也會影響并購中或有支付條款的使用(Reuer et al.,2004;Datar et al.,2001)。還有研究指出，或有支付條款是具有融資約束公司的一種流動性管理工具，是對昂貴的外部融資的一種替代(Bates et al.,2018)。

與或有支付條款不同，我國的業(yè)績承諾是上市公司先支付并購總價款，之后由賣方基于標的公司未來業(yè)績水平對收購方進行的一種或有補償。我國證監(jiān)會在并購重組中引入業(yè)績承諾的初衷是維護定價公平、保護投資者利益。國內早期關于業(yè)績承諾的研究大多基于信息不對稱理論，認為業(yè)績承諾有助于降低并購交易雙方的利益沖突和交易摩擦，緩解信息不對稱帶來的逆向選擇和道德風險問題，并從不同角度提供了業(yè)績承諾具有積極作用的經(jīng)驗證據(jù)，如提升并購協(xié)同效應(呂長江 等,2014)，推高并購估值(王競達 等,2017;翟進步 等,2019)，促進標的公司績效提升(潘愛玲 等,2017)等。但是，最近也有文獻從我國資本市場制度背景出發(fā)揭示了業(yè)績承諾的負面經(jīng)濟后果，比如：業(yè)績承諾可能會加劇股價崩盤風險(李晶晶 等,2020)，導致財富在大、小投資者之間轉移(竇超 等,2020)；存在控股股東股權質押的公司通過業(yè)績承諾進行市值管理以規(guī)避平倉風險或控制權轉移風險(徐莉萍 等,2021)。

2.內部人減持相關研究

在我國資本市場，股市大漲之后往往伴隨著兇猛的減持潮。自上市公司完成股權分置改革、非流通股可以流通之后，減持股票便成為大股東進行財富轉移的一種重要手段(賈明 等,2009)。為了降低公司所有權與經(jīng)營權分離產生的代理成本，股權激勵機制被引入公司治理實踐，大量的董監(jiān)高成員通過股權激勵的方式獲得股票，由此成為減持大軍中的重要力量(李維安 等,2013)，甚至有部分高管不惜以辭職為代價進行減持套現(xiàn)(曹廷求 等,2012)。公司內部人減持，尤其是大規(guī)模減持或清倉式減持，往往是內部人出于財富轉移目的的自利行為的體現(xiàn)(Cohen et al.,2012)，其會損害中小投資者利益，傷害實體經(jīng)濟發(fā)展(吳戰(zhàn)篪 等,2018)。

由于公司內部人擁有明顯的信息優(yōu)勢和操控便利，其天然地具有動機通過各種手段操縱股價以獲取更多的減持收益。謝德仁等(2016)研究表明，公司發(fā)布“高送轉”公告能引發(fā)市場的積極反應，因而具有減持動機的內部人會通過這一方式推高股價。易志高等(2017)發(fā)現(xiàn)，公司高管在減持期間會進行策略性媒體披露以影響公司股價，進而通過高位減持實現(xiàn)財富轉移。曾慶生等(2018)研究發(fā)現(xiàn)，公司高管在編制年報時會利用積極的語調來提升年報披露的市場反應，并在年報披露后賣出更多股票。張曉宇等(2017)、戚擁軍等(2020)發(fā)現(xiàn)，上市公司在限售股解禁前后往往會通過股份送轉和并購重組等資本運作方式推高股價以配合解禁限售股高價套現(xiàn)。

綜上分析可知，現(xiàn)有文獻對業(yè)績承諾理論功能的闡釋與市場實踐的現(xiàn)實結果之間存在矛盾，即業(yè)績承諾在一定程度上不僅沒有實現(xiàn)政策實施的初衷，反而引發(fā)各種亂象。既然業(yè)績承諾未能發(fā)揮預期作用，為何還能在我國上市公司并購中普遍存在呢？這是一個有趣而又亟待揭示的問題。遺憾的是，目前結合我國制度背景探討業(yè)績承諾成因的文獻甚少。

(二)假設提出

本文主要依據(jù)擇時理論和代理理論來分析企業(yè)簽訂并購業(yè)績承諾的動因。不同于成熟資本市場，我國資本市場上的解禁股票數(shù)量較為龐大，解禁股票主要來自IPO原始股份、定向增發(fā)、股權分置改革以及股票期權。內部人在其所持股票解禁后有強烈的減持套現(xiàn)動機，主要是因為：(1)內部人通過原始股份和股票期權等方式所持有的公司股份，往往在其個人財富中占據(jù)非常大的比例，但是在股份鎖定期，內部人被禁止進行股票交易。為了避免財富過度集中于公司股票、降低自身風險，內部人在股票解禁后有強烈的動機出售其所持股份(Aggarwal et al.,2002;譚浩 等,2018)。(2)股權分置改革使得大股東所持有的非流通股份獲得二級市場的流通權，同時股改對價對投資者補償不足形成的巨大流通權溢價空間以及較高的雙重代理成本會進一步強化大股東出售解禁股票的動機(賈明 等,2009)。(3)自深交所創(chuàng)業(yè)板成立后，越來越多的公司在創(chuàng)業(yè)板上市且受到市場熱捧，巨大的估值泡沫帶來的創(chuàng)富效應加劇了公司創(chuàng)業(yè)團隊和高管在解禁后的減持套現(xiàn)動機(曹廷求 等,2012)。

基于經(jīng)濟學基本假定，理性人在決策時總是追求自身利益最大化。為了實現(xiàn)個人財富最大化，具有自利動機的內部人格外關注解禁后的股票價格(Aggarwal et al.,2002)，這是因為股票價格越高，其從減持中所能獲取的收益也越多。相對于外部投資者，內部人具有信息優(yōu)勢且又是公司重要決策的制定者，其既有意愿也有能力通過制定一些能夠左右公司股價的政策以增加減持收益。例如，策略性降低IPO定價(Aggarwal et al.,2002)、高送轉(謝德仁 等,2016;戚擁軍 等,2020)等都是具有自利動機的內部人增加減持收益的重要手段。

并購業(yè)績承諾具有推高股價的效果，容易成為具有自利動機的內部人操縱公司股價以獲取更高減持收益的工具。首先，依據(jù)信息不對稱理論，當并購交易中存在嚴重的信息不對稱問題，即賣方相對于收購方而言擁有更多的關于標的公司的私人信息時，雙方對標的公司的估值會出現(xiàn)較大分歧，進而使得并購交易成本增加、并購效率降低(Cain et al.,2011;Cadman et al.,2014)。業(yè)績承諾通過要求賣方對標的公司未來預期盈利進行擔保，從而有效地緩解了信息不對稱帶來的逆向選擇和道德風險問題。當標的公司的實際業(yè)績未能達到承諾水平時，賣方需要對收購方予以補償，且標的公司質量越差，其補償成本越高。因此，并購重組中的業(yè)績承諾具有信號功能，可被視為信息不對稱環(huán)境下標的公司相關方的“增信”行為(王競達 等,2017;翟進步 等,2019)，能夠向市場傳遞并購業(yè)績預期的積極信息，提升并購的市場反應(呂長江 等,2014)。其次，由于我國資本市場投機氣氛較重、投資標的較為有限，積極信號反易助長市場非理性。一方面，與以機構投資者為主的西方成熟資本市場不同，我國資本市場上的投資者以散戶為主，中小投資者與上市公司之間存在著嚴重的信息不對稱，其投資決策在很大程度上是非理性的；另一方面，在股票發(fā)行長期實行核準制的背景下，我國資本市場上的股票供應小于需求，可供投資者選擇的投資對象較為稀缺，導致并購重組總是能夠吸引投資者關注，進而成為資本市場炒作的熱點(楊威 等,2018;李善民 等,2020)。進一步，由于業(yè)績承諾能夠向市場傳遞關于并購標的質量以及并購業(yè)績預期的積極信息，投資者會對并購的價值創(chuàng)造空間產生更多遐想，即投資者的過度樂觀情緒加劇，從而造成股價高估。

依據(jù)擇時理論和代理理論，當內部人存在強烈的減持自利動機而業(yè)績承諾又恰好具有較好的市值管理效果時，并購業(yè)績承諾就很容易成為內部人代理行為的一種外在顯現(xiàn)，內部人在減持前可以通過業(yè)績承諾推高股價從而實現(xiàn)更高的減持收益。同時，對于賣方而言，簽訂業(yè)績承諾有利于提升對并購標的資產的估值進而幫助其獲得更高的并購溢價(王競達 等,2017)。因此，并購雙方有充足理由達成利益合謀。

基于上述分析，本文提出：

假設：

三、研究設計

(一)樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

本文以國泰安(CSMAR)并購重組數(shù)據(jù)庫中的并購事件為樣本。首先，對初始樣本進行如下處理：(1)以首次公告日為并購事件的識別日期，保留2009—2019年間A股上市公司已經(jīng)完成的并購交易。我國證監(jiān)會自2008年5月起要求符合條件的并購重組均應簽訂明確的業(yè)績承諾協(xié)議，所以樣本期間從2009年開始。(2)剔除業(yè)務類型為資產剝離、債務重組和股份回購的樣本。(3)對同一個交易日上市公司從不同賣方手中購買同一標的公司多筆股權的交易進行合并，視為一次并購事件。(4)剔除并購交易金額小于100萬的樣本。(5)剔除并購雙方屬于金融行業(yè)、交易金額和標的公司關鍵信息缺失以及公司治理異常的樣本。經(jīng)過上述處理，本文共得到3291個并購樣本。其次，依據(jù)CSMAR數(shù)據(jù)庫提供的唯一的并購事件編號、收購方名稱、標的公司名稱和并購首次公告日等關鍵信息，將并購事件信息和CSMAR提供的業(yè)績對賭信息進行逐一匹配，得到每一個并購樣本的業(yè)績承諾信息，部分缺失信息通過手工整理予以補充，最終得到的樣本分布如表1、表2所示。

表1列示了樣本的年度分布情況。在全部3291個并購樣本中，進行業(yè)績承諾的樣本數(shù)為1692家，業(yè)績承諾比例約為51%，這與徐莉萍等(2021)的研究樣本中業(yè)績承諾的比例較為接近。從并購事件來看，在2015年之前并購數(shù)量基本呈上漲趨勢，2015年達到603起，為樣本期內最高，之后開始下降。從業(yè)績承諾來看，業(yè)績承諾數(shù)量在2015年之前總體趨于上升，隨后略有下降，但是在2019年又升至樣本期內最高；業(yè)績承諾占比在2014年之前大體呈下降趨勢，2014年達至最低，而后開始逐步上升。

表1 樣本年度分布

表2報告了樣本的行業(yè)分布情況。行業(yè)分布顯示，并購事件主要集中于制造業(yè)大類(C)，有2210起，約占全部并購樣本的67%，該行業(yè)并購中簽訂業(yè)績承諾的比例約為53%。除居民服務業(yè)(O)因為只有1個并購樣本而不具可比性之外，公用事業(yè)(D)是業(yè)績承諾發(fā)生頻率最高的行業(yè)，101起并購事件中有81起簽訂了業(yè)績承諾，業(yè)績承諾占比高達80%。

表2 樣本行業(yè)分布

(續(xù)表2)

本文所需的限售股解禁信息來自同花順數(shù)據(jù)庫(iFIND)，融資融券信息來自中國研究數(shù)據(jù)服務平臺(CNRDS)，內部人減持數(shù)據(jù)、并購交易信息、公司治理和財務數(shù)據(jù)等其他數(shù)據(jù)均來自CSMAR。為了避免極端值的影響，本文對連續(xù)的財務數(shù)據(jù)進行了99%和1%分位數(shù)上的縮尾處理。

(二)模型構建

本文構建模型(1)對核心假設進行檢驗：

Logit(commit)=α+αself_motive+∑control+∑year+∑industry+ε

(1)

其中，i和t分別代表公司和并購發(fā)生的年份，commit為業(yè)績承諾，self_motive為內部人減持自利動機。本文重點關注回歸系數(shù)α的符號及其顯著性，若核心假設成立，則α應顯著大于0。

(三)變量定義

1.被解釋變量

本文的被解釋變量為業(yè)績承諾(commit)虛擬變量。當公司i在t年發(fā)生的并購中簽訂了業(yè)績承諾協(xié)議并且能夠識別出具體的業(yè)績承諾金額時，commit取值為1，否則取值為0。

2.核心解釋變量

本文的核心解釋變量為內部人減持自利動機(self_motive)。本文旨在檢驗內部人減持自利動機是否為推動公司簽訂并購業(yè)績承諾的重要原因，即這一動機存在于簽訂并購業(yè)績承諾之前，業(yè)績承諾是為了攫取更多利益“謀定而后動”的結果。但是，減持自利動機的隱蔽性很強，難以在事前被直接觀測?，F(xiàn)有研究表明，股票解禁與內部人出于自利動機的減持行為密切相關(Aggarwal et al.,2002;賈明 等,2009;謝德仁 等,2016;張曉宇 等,2017;馬云飆 等,2021)，因而本文使用公司在并購前的限售股解禁比例(unlock_ratio)來捕獲內部人減持套現(xiàn)的自利動機。限售股解禁比例(unlock_ratio)的計算過程如下：首先，對解禁股票類型予以識別，如果解禁股票屬于首發(fā)股票、股權分置改革或股權激勵限售股，則將其納入本文限售股解禁的統(tǒng)計范疇。然后，對每一個并購事件，匯總合并其在并購前上述三種類型的股票解禁比例，得到限售股解禁比例。由于unlock_ratio沒有區(qū)分解禁日期距離并購事件的時間長短，本文設置unlock_ratioj表示樣本i在并購前j年內的股票解禁比例(j=1,2,3)，以進一步考察并購事件距離解禁日期遠近不同時股票解禁對業(yè)績承諾的影響。在穩(wěn)健性檢驗中，本文還采用并購前是否存在限售股解禁(unlock)及限售股解禁市值(unlock_size)作為內部人減持自利動機的替代性指標進行分析。

3.控制變量

借鑒陳勝藍等(2017)、徐莉萍等(2021)等研究的做法，本文在模型(1)中控制了如下變量：一是公司層面的變量，包括產權性質(property)、股權集中度(herfdl)、董事會規(guī)模(board)、董事長總經(jīng)理兼任情況(dual)、公司規(guī)模(lgasset)、公司年齡(lgage)、負債比例(lever)、公司業(yè)績(roe)；二是并購交易層面的變量，包括是否關聯(lián)交易(gljy)、并購相對規(guī)模(m_size)、是否跨行業(yè)并購(same_indu)及并購融資方式，其中并購融資方式以自有資金融資為基準組，分別設置債務融資(debt_fin)和權益融資(equity_fin)兩組虛擬變量。此外，本文還控制了年度(year)和行業(yè)(industry)虛擬變量?？刂谱兞康脑敿氄f明如表3所示。

表3 控制變量說明

四、實證結果與分析

(一)描述性統(tǒng)計分析

表4為本文主要變量的描述性統(tǒng)計結果。從上市公司在并購前的限售股解禁情況來看，以unlock_ratio1為例，其均值為0.015，表明上市公司在并購前一年平均有1.5%的限售股解禁，最大解禁比例為65.5%。公司財務特征指標顯示，樣本公司平均負債比例(lever)為40.1%，平均凈資產收益率(roe)為4.1%。公司治理特征指標顯示，樣本公司前五大股東持股比例平方和(herfdl)平均為15.2%，董事會規(guī)模(board)平均約為8～9人。從并購交易層面來看，是否關聯(lián)交易(gljy)的均值為0.385，表明38.5%的并購屬于關聯(lián)交易；并購相對規(guī)模(m_size)的均值為0.527，說明平均而言并購價格占總資產的比例為52.7%，且這一指標在公司間差異較大。限于篇幅，其他變量的結果不再贅述。

表4 主要變量的描述性統(tǒng)計結果

(二)主回歸分析

表5報告了對核心假設進行檢驗的結果。列(1)中，解釋變量為并購前上市公司總體股票解禁比例(unlock_ratio)，被解釋變量為并購業(yè)績承諾(commit)。從中可見，unlock_ratio的系數(shù)不顯著，這可能是因為沒有考慮并購事件距離股票解禁日期遠近的差異。為此，本文進一步分別以并購前j年的股票解禁比例(unlock_ratioj)(j=1,2,3)為解釋變量進行回歸，結果見列(2)～(4)?？梢钥吹?，unlock_ratio1的系數(shù)在5%的檢驗水平上顯著為正，而unlock_ratio2和unlock_ratio3的系數(shù)均不顯著。表5的回歸結果表明，上市公司內部人所持解禁股份對并購業(yè)績承諾的顯著影響表現(xiàn)出一定的擇時性。具體而言，在內部人所持股份解禁后的1年以內，并購中簽訂業(yè)績承諾的可能性較大；而當解禁日期距離并購事件超過1年以上時，解禁比例并不會對并購業(yè)績承諾產生顯著影響。

表5 內部人減持自利動機與并購業(yè)績承諾

(三)穩(wěn)健性檢驗

在前述分析中，模型(1)中因果關系的識別較少受內生性問題的干擾。這是因為：一方面，解釋變量限售股解禁比例使用的是并購前的數(shù)據(jù)，控制變量也都使用了滯后數(shù)據(jù)，這有利于緩解反向因果關系帶來的內生性問題；另一方面，股票解禁制度和鎖定期是由我國相關的法律制度規(guī)定的，并且股票解禁時間在正式解禁前1～3年就已經(jīng)是公開數(shù)據(jù)，較少受其他因素的影響，具有很好的外生性。進一步，本文主要從以下幾個方面進行穩(wěn)健性測試：采用不同的計量模型、更換核心解釋變量的度量指標、使用自愿性業(yè)績承諾樣本、剔除并購前存在控股股東股權質押的樣本和安慰劑檢驗。

1.采用Probit模型進行回歸

本文使用Probit模型對模型(1)進行回歸，結果如表6所示。由表6列(1)～(4)可見，僅有列(2)中的解釋變量unlock_ratio1的系數(shù)在5%的檢驗水平上顯著為正，與表5的回歸結果一致。

表6 穩(wěn)健性檢驗結果：采用Probit模型

2.更換核心解釋變量的度量指標

本文采用并購前是否存在限售股解禁(unlock)以及限售股解禁市值(unlock_size)作為內部人減持自利動機的替代性指標。若并購前存在首發(fā)股東、股權分置改革和股權激勵類型的股票解禁，則unlock取值為1，否則取值為0。unlock_size為并購前上述限售股的解禁市值，考慮到解禁市值的數(shù)字分布特征，在回歸中對解禁市值進行對數(shù)化處理，即解禁市值與1的和再取自然對數(shù)。同時，分別采用unlockj和unlock_sizej(j=1,2,3)來考察距離并購事件遠近不同時是否解禁和解禁市值對業(yè)績承諾的影響。在更換核心解釋變量的度量指標后，重新對模型(1)進行回歸，結果如表7所示。列(1)～(4)是以是否存在限售股解禁為解釋變量的回歸結果，可以看到，只有列(2)中的unlock1的系數(shù)在1%的檢驗水平上顯著為正，而unlock、unlock2和unlock3的系數(shù)都不顯著；列(5)～(8)是以股票解禁市值為解釋變量的回歸結果，類似地，只有列(6)中的unlock_size1的系數(shù)在1%的檢驗水平上顯著為正，而unlock_size、unlock_size2和unlock_size3的系數(shù)均不顯著。由此可見，在采用是否存在限售股解禁以及限售股解禁市值作為核心解釋變量的替代性測量指標后，依然能夠得到與主回歸一致的結論。

表7 穩(wěn)健性檢驗結果：更換核心解釋變量的度量指標

(續(xù)表7)

3.使用自愿性業(yè)績承諾樣本

在并購中簽訂業(yè)績承諾的原因主要有兩個方面：一是為了滿足我國證監(jiān)會對并購的監(jiān)管要求；二是交易雙方基于市場化博弈的自主選擇。在前述檢驗中，我們并沒有對自愿性業(yè)績承諾和強制性業(yè)績承諾進行嚴格區(qū)分。接下來，本文剔除強制性業(yè)績承諾樣本重新檢驗簽訂業(yè)績承諾的動機。由于2008年5月頒布的《重組辦法》規(guī)定重大資產重組中資產評估采取收益現(xiàn)值法、假設開發(fā)法等作為定價依據(jù)的均需簽訂明確的業(yè)績承諾，2014年11月23日修訂的《重組辦法》中明確上市公司重大資產重組中面向非關聯(lián)人進行的交易不再受上述規(guī)定約束，雙方可依據(jù)市場化原則選擇是否進行業(yè)績承諾。因此，本文將2014年11月23日之前重大資產重組中資產評估方法采用收益現(xiàn)值法、假設開發(fā)法，以及2014年11月23日之后重大資產重組關聯(lián)并購中資產評估方法采用收益現(xiàn)值法、假設開發(fā)法的業(yè)績承諾樣本界定為強制性業(yè)績承諾。表8報告了剔除強制性業(yè)績承諾樣本后對模型(1)進行回歸的結果，可以看到，只有列(2)中的unlock_ratio1的系數(shù)顯著為正，列(1)、(3)、(4)中的核心解釋變量的系數(shù)均不顯著，與表5中得到的結論一致。并且，表8中unlock_ratio1的系數(shù)為1.914，大于表5列(2)中對應的系數(shù)(1.838)，這意味著在自愿性業(yè)績承諾樣本中限售股解禁比例對業(yè)績承諾的影響更大，更凸顯了市場化并購中內部人減持自利動機對業(yè)績承諾的影響。

表8 穩(wěn)健性檢驗結果：使用自愿性業(yè)績承諾樣本

4.剔除控股股東股權質押樣本

在為數(shù)不多的對業(yè)績承諾影響因素進行的研究中，徐莉萍等(2021)發(fā)現(xiàn)控股股東在股權質押期間更有可能簽訂并購業(yè)績承諾，旨在通過業(yè)績承諾進行市值管理以規(guī)避股價下跌或控制權轉移風險。為了排除這一因素對業(yè)績承諾可能造成的影響，本文利用并購公告日前不存在控股股東股權質押的子樣本重新對模型(1)進行回歸，結果如表9所示。由列(1)～(4)可見，只有列(2)中的unlock_ratio1的系數(shù)在5%的檢驗水平上顯著為正，unlock_ratio、unlock_ratio2、unlock_ratio3的系數(shù)都不顯著。因此，在排除控股股東股權質押可能存在的影響后，本文核心觀點依然成立。

表9 穩(wěn)健性檢驗結果：剔除控股股東股權質押樣本

5.安慰劑檢驗

本研究所觀察到的并購前一年股票解禁比例對并購業(yè)績承諾的正向影響也可能源于其他不可觀測的因素，而非基于本文的分析邏輯。為排除不可觀測因素對因果關系的干擾，本文進行了安慰劑檢驗。首先，隨機模擬分配并購前1年限售股股票解禁比例(unlock_ratio_pseudo)；然后，利用模擬出來的unlock_ratio_pseudo進行回歸。如果隨機模擬的系數(shù)仍然顯著為正，則說明股票解禁對并購業(yè)績承諾的影響是由本文模型之外的其他不可觀測的因素所致。將1000次隨機模擬樣本的回歸系數(shù)及其t值分布進行繪圖，結果如圖1所示。從中可見，回歸系數(shù)及其t值均呈現(xiàn)出以0為中心的正態(tài)分布。由此可知，安慰劑檢驗排除了其他不可觀測因素對本文研究結論的影響。

圖1 安慰劑檢驗結果

(四)內部人減持自利動機的事后檢驗

在主回歸分析中，本文以并購前的限售股解禁比例衡量內部人減持自利動機，實證檢驗了內部人減持自利動機對并購業(yè)績承諾的影響。如果業(yè)績承諾是“謀定而后動”的結果，那么內部人是否從業(yè)績承諾中獲得了更高的減持收益呢？接下來，考察并購業(yè)績承諾對內部人實際減持行為和減持獲利的影響。參考謝德仁等(2016)和蔡海靜等(2017)的做法，為了盡可能排除其他主體隨機減持行為的影響，本文將內部人實際減持行為的觀測主體限定為持股比例在5%以上的大股東和公司高管，這些主體具有信息優(yōu)勢并且有能力影響公司決策。本文對持股5%以上的大股東和高管在并購公告后1年內的減持次數(shù)(reduce)、減持比例(reduce_ratio，減持股票數(shù)量占公司總股本數(shù)量的比例)和減持金額(reduce_size，減持市值加1后取自然對數(shù))進行合并統(tǒng)計，并以此來度量內部人實際減持行為。但是，上述觀察到的實際減持行為并不能衡量內部人減持獲利程度。鑒于有研究表明發(fā)生內部人減持行為的公司在未來股價表現(xiàn)得更差(黃俊威,2020)，即內部人可以從減持中獲得超額回報。因此，本文借鑒曾慶生(2008)和馬云飆等(2021)的做法，采用內部人減持后公司股票長期超額回報率的相反數(shù)(BHARj)(j=1,2,3分別表示6、12和24個月)來衡量內部人減持獲利程度。

表10列(1)～(3)報告了業(yè)績承諾對內部人實際減持行為影響的檢驗結果，從中可見，當被解釋變量為reduce和reduce_size時，commit的系數(shù)均高度顯著為正。這說明與沒有進行業(yè)績承諾的公司相比，有業(yè)績承諾的公司在并購后1年內內部人減持頻率和減持規(guī)模都顯著更高。列(4)～(6)是以內部人減持獲利程度為被解釋變量的回歸結果，可以看到，commit的系數(shù)均高度顯著為正。這表明與沒有業(yè)績承諾的公司相比，有業(yè)績承諾的公司的內部人從減持中獲得了顯著更高的長期超額回報。上述檢驗結果從事后的角度為內部人通過業(yè)績承諾實現(xiàn)了更高的減持收益提供了佐證。

表10 業(yè)績承諾對內部人實際減持行為和減持獲利程度的影響

五、拓展性研究

(一)內部人減持自利動機的進一步檢驗

前文分析認為，在減持自利動機的驅動下，內部人有強烈的意愿利用并購業(yè)績承諾所具有的外在信號傳遞作用推高股價，進而獲取更高的減持收益。基于此邏輯，如果一項制度能夠降低內部人利用信息優(yōu)勢獲取減持收益的能力，那么該制度將有助于削弱內部人減持自利動機對并購業(yè)績承諾的正向影響。接下來，本文利用融資融券和減持新規(guī)兩個外生制度事件來驗證上述推測。

1.融資融券視角

融資融券是我國資本市場上的一項重大制度創(chuàng)新。一方面，融資制度促使反映管理層努力程度的消息快速融入股價，從而有助于減少管理層短視行為(黃俊威,2020)；另一方面，賣空制度為投資者提供了通過挖掘負面信息獲利的途徑，加快了負面信息融入股價的速度(馬云飆 等,2021)。內部人借助業(yè)績承諾推高股價進而在高位減持套現(xiàn)的行為更易受到賣空交易者的關注，這會加劇公司股價崩盤風險，增加內部人所需承擔的減持成本(如聲譽受損、法律制裁等)(黃俊威,2020)。由此，內部人通過業(yè)績承諾進行市值管理以便獲取更高減持收益的自利動機被弱化。本文構建模型(2)來檢驗融資融券制度的影響。

Logit(commit)=β+βunlock_short+βshort+βunlock_ratio1+

∑control+∑year+∑industry+ε

(2)

其中：解釋變量short表示公司是否為融資融券標的虛擬變量，若公司i在t年發(fā)生并購時已經(jīng)是融資融券標的證券，則short取值為1，否則取值為0；unlock_short是short與unlock_ratio1的交乘項；其他變量說明與模型(1)相同。為克服樣本選擇性誤偏可能導致的內生性問題，本文進一步采用傾向得分匹配方法對實驗組和對照組進行匹配。在控制協(xié)變量的基礎上，對納入融資融券標的證券的公司按照1∶5不放回的配對方法尋找對照組，之后利用PSM樣本對模型(2)進行檢驗。

表11列(1)、(2)為全樣本回歸結果。列(1)中僅考察了是否納入融資融券標的虛擬變量對并購業(yè)績承諾的影響，可以發(fā)現(xiàn)，short的系數(shù)在10%的檢驗水平上顯著為負，說明被納入融資融券標的證券的上市公司在并購中簽訂業(yè)績承諾的概率顯著下降。列(2)中進一步加入了融資融券標的虛擬變量與并購前一年限售股解禁比例的交乘項，結果顯示，unlock_short的系數(shù)在5%的檢驗水平上顯著為負，表明對于被納入融資融券標的證券的公司，限售股解禁比例對業(yè)績承諾的影響顯著降低，這意味著融資融券制度顯著削弱了內部人減持自利動機對并購業(yè)績承諾的影響。列(3)、(4)報告了基于PSM樣本的回歸結果，從中可見，結論和列(1)、(2)基本相同。

表11 內部人減持自利動機的進一步分析：融資融券視角

2.減持新規(guī)視角

自2006年我國《公司法》允許董監(jiān)高交易其所持公司股份以來，上市公司對董監(jiān)高交易股份的信息披露一直采取事后披露的方式，即交易發(fā)生之日起2日內在交易所網(wǎng)站公告。信息披露時點的相對滯后使得內部人利用信息優(yōu)勢減持套利的行為屢見不鮮。2017年5月27日，我國證監(jiān)會在新修訂的《上市公司股東、董監(jiān)高減持股份的若干規(guī)定》(以下簡稱“減持新規(guī)”)中進一步完善了董監(jiān)高減持股份的信息披露要求。減持新規(guī)要求董監(jiān)高應在首次賣出股份的15個交易日前向證券交易所報告并預先披露減持計劃，內容應當包括但不限于擬減持股份的數(shù)量、來源、時間區(qū)間、價格區(qū)間、方式和減持原因，在股份減持計劃實施完畢后的2個交易日內公告具體減持情況。由此可見，減持新規(guī)將監(jiān)管范圍從事后披露調整為事前披露，而事前披露可以有效削弱內部人利用其信息優(yōu)勢從股票交易中獲得超額收益的能力(Lenkey,2014;張程 等,2020)。因此，本文預期，減持新規(guī)有助于抑制內部人利用業(yè)績承諾推高股價進而獲取更高減持收益的動機。本文設置模型(3)來檢驗減持新規(guī)的影響。

Logit(commit)=γ+γunlock_newrules+γnewrules+γunlock_ratio1+

∑control+∑year+∑industry+ε

(3)

其中：解釋變量newrules為反映減持新規(guī)出臺前后的虛擬變量，若并購事件發(fā)生于2017年5月27之后，則newrules取值為1，否則取值為0；unlock_newrules為unlock_ratio1與newrules的交乘項；其他變量的含義和模型(1)相同。

表12列(1)報告了根據(jù)模型(3)對全樣本進行回歸的結果，從中可見，交乘項unlock_newrules的系數(shù)為負但不顯著。此外，本文還進行了分組檢驗。具體而言，首先依據(jù)減持新規(guī)的實施時間將全樣本劃分為減持新規(guī)前和減持新規(guī)后兩個子樣本，然后進行回歸分析。由列(2)可見，在減持新規(guī)實施前樣本組，unlock_ratio1的系數(shù)在5%檢驗水平上顯著為正；由列(3)可見，在減持新規(guī)實施后樣本組，unlock_ratio1的系數(shù)值變小且不顯著。這說明減持新規(guī)顯著抑制了內部人通過業(yè)績承諾推高股價以獲取更高減持收益的自利動機。綜上，雖然全樣本回歸中的交乘項系數(shù)不顯著，但分組檢驗的結果卻有力地支持了上文的推斷，即減持新規(guī)能夠有效弱化內部人減持自利動機對并購業(yè)績承諾的正向影響。

表12 內部人減持自利動機的進一步分析：減持新規(guī)視角

(二)異質性分析

在代理分析框架下，內部人減持是內部人利用其自身的信息優(yōu)勢謀取私有收益的一種機會主義行為(Ali et al.,2017)。因此，當企業(yè)所處的行業(yè)環(huán)境越不利時，內部人基于減持自利動機簽訂業(yè)績承諾的可能性越大。同時，基于自利動機的內部人減持也是管理層短視的一種體現(xiàn)(馬云飆 等,2021)。當內部人短視時，其長期持有本公司股票的意愿更低，更可能利用業(yè)績承諾等市場熱點來實現(xiàn)減持套現(xiàn)的目的。因此，本文從公司所處的行業(yè)環(huán)境和管理層短視兩個方面進一步揭示內部人減持自利動機對并購業(yè)績承諾的異質性影響。

1.行業(yè)環(huán)境

本文從公司所處的行業(yè)競爭地位和環(huán)境不確定性兩個方面來刻畫公司所處的行業(yè)環(huán)境。樣本公司的行業(yè)競爭地位用剔除該樣本之后的行業(yè)赫芬達爾指數(shù)(HHI)來度量，其計算過程如下：首先，對每一個樣本計算其所在行業(yè)前三年的赫芬達爾指數(shù)，即剔除該樣本之后行業(yè)排名前五位公司的銷售額占行業(yè)總銷售額比例的平方和；然后，用行業(yè)前三年赫芬達爾指數(shù)的平均值來度量公司的行業(yè)競爭地位。HHI指數(shù)越高，意味著該行業(yè)除樣本公司外的其他公司的市場份額越集中，樣本公司所能分得的剩余市場空間就越小，行業(yè)競爭地位越不利。在這種環(huán)境下，公司內部人持有股權所能獲得的預期收益越少，因此內部人基于減持自利動機進行業(yè)績承諾的可能性就越大。

環(huán)境不確定性(EU)的計算借鑒Ghosh et al.(2009)、申慧慧等(2012)的做法，利用公司過去連續(xù)5年的銷售額對如下模型(4)進行OLS回歸：

sale=α+αT+ε

(4)

其中：sale為銷售額；T=1,2,3,4,5，T=5表示當年，T=4表示過去1年，依次類推；回歸殘差ε即為每年的非正常銷售額。非正常銷售額的標準差除以銷售額的平均值即為當年未經(jīng)行業(yè)調整的環(huán)境不確定性，同一行業(yè)內所有公司未經(jīng)調整的環(huán)境不確定性的中位數(shù)即為行業(yè)環(huán)境不確定性，公司環(huán)境不確定性除以行業(yè)環(huán)境不確定性即為經(jīng)行業(yè)調整的環(huán)境不確定性(EU)。EU越高，意味著公司經(jīng)營風險越高，內部人基于減持自利動機進行業(yè)績承諾的可能性越大。

首先，根據(jù)HHI(EU)的平均數(shù)將樣本公司分為兩組：HHI(EU)高于平均數(shù)的樣本公司定義為競爭地位低組(環(huán)境不確定性程度高組)，HHI(EU)低于平均數(shù)的樣本公司定義為競爭地位高組(環(huán)境不確定性程度低組)。然后，分別對模型(1)進行回歸，結果如表13所示。列(1)～(2)是按HHI分組的回歸結果，可以看到，核心解釋變量unlock_ratio1的系數(shù)在高HHI組(競爭地位低組)中為10.2且高度顯著，而在低HHI組(競爭地位高組)中系數(shù)值變小且不再顯著。列(3)～(4)是根據(jù)EU分組的回歸結果，不難發(fā)現(xiàn)，在高EU組(環(huán)境不確定性程度高組)中unlock_ratio1的系數(shù)顯著為正，而在低EU組(環(huán)境不確定性程度低組)中系數(shù)則不顯著。由此可見，當公司競爭地位較低、環(huán)境不確定性程度較高時，內部人減持自利動機對并購業(yè)績承諾的影響更強。

表13 異質性分析結果：行業(yè)環(huán)境

2.管理層短視

借鑒馬云飆等(2021)的研究，本文采用上市公司的創(chuàng)新投入，即研發(fā)支出占營業(yè)收入的比例來衡量管理層短視程度(myopia)。myopia是一個反向指標，值越高，表明公司創(chuàng)新投入越多，內部人追逐長期價值的意愿越強，相應地管理層短視程度越低。本文分年度-行業(yè)計算myopia的平均數(shù)，并將低于平均數(shù)的樣本定義為管理層短視組，高于平均數(shù)的樣本定義為非管理層短視組。在此基礎上，進行分組回歸，結果如表14列(1)～(2)所示。在管理層短視組，unlock_ratio1的系數(shù)在1%的檢驗水平上顯著為正；而在非管理層短視組，unlock_ratio1的系數(shù)不顯著。除分組檢驗外，本文還使用交乘項進行了回歸。由列(3)可知，unlock_myopic(myopic與unlock_ratio1的交乘項)的系數(shù)在10%的檢驗水平上顯著為負。上述檢驗結果表明，當管理層短視程度越高時，內部人減持自利動機對并購業(yè)績承諾的影響越強。

表14 異質性分析結果：管理層短視

六、結論與啟示

本文以A股上市公司在2009—2019年發(fā)生的并購重組事件為樣本，考察了內部人減持自利動機對并購業(yè)績承諾的影響。研究發(fā)現(xiàn)：并購前一年的股票解禁比例越高，上市公司在并購中簽訂業(yè)績承諾的可能性越大；相比于沒有業(yè)績承諾的公司，有業(yè)績承諾的公司的內部人在并購后進行了更頻繁且更大規(guī)模的減持，并從減持中獲得了更高的長期超額回報。拓展性研究結果顯示：融資融券制度和減持新規(guī)能夠顯著削弱內部人減持自利動機對并購業(yè)績承諾的正向影響；當上市公司所處的行業(yè)環(huán)境越不利、管理層短視程度越高時，內部人減持自利動機對并購業(yè)績承諾的影響越大。

本文研究的政策啟示如下：第一，加強對并購業(yè)績承諾的監(jiān)督和管理，尤其是限售股解禁后1年內的并購業(yè)績承諾；第二，通過股市擴容、增加投資者在股票市場上的投資對象選擇，以及提高投資者準入門檻、優(yōu)化投資者結構等方式，促使投資者樹立正確的價值投資理念，減少熱點題材炒作行為；第三，推進以信息披露為核心的注冊制改革，通過完善的信息披露制度實現(xiàn)對并購中各種機會主義行為的長效治理，促進并購市場健康發(fā)展。