賣空威脅能夠約束并購業(yè)績承諾嗎

葉會(huì) 余晨露

【摘要】 基于2010 ～ 2019年的并購樣本， 考察賣空威脅對(duì)業(yè)績承諾的治理效應(yīng)。研究發(fā)現(xiàn)， 賣空威脅能顯著降低企業(yè)進(jìn)行并購業(yè)績承諾的概率， 并降低業(yè)績承諾對(duì)并購溢價(jià)的促進(jìn)作用， 提升業(yè)績承諾公司的協(xié)同效應(yīng)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(nèi)部人減持行為。加快業(yè)績承諾負(fù)面信息融入股價(jià)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(duì)業(yè)績承諾產(chǎn)生治理效應(yīng)的重要經(jīng)濟(jì)渠道， 當(dāng)監(jiān)管較弱、 公司信息透明度較低時(shí)， 賣空威脅對(duì)業(yè)績承諾的治理效應(yīng)更大。該結(jié)論為優(yōu)化并購重組監(jiān)管制度、 深化資本市場(chǎng)改革提供了證據(jù)支持。

【關(guān)鍵詞】賣空威脅；并購業(yè)績承諾；代理行為；治理效應(yīng)

【中圖分類號(hào)】F272 ? ? ?【文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼】A ? ? ?【文章編號(hào)】1004-0994（2023）16-0042-8

一、 引言

2008年， 證監(jiān)會(huì)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(jià)導(dǎo)致的巨額商譽(yù)， 以及業(yè)績承諾后的頻繁違約、 精準(zhǔn)達(dá)標(biāo)、 內(nèi)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(shí)現(xiàn)其理論預(yù)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(gè)值得探究的問題。

賣空交易者是資本市場(chǎng)上重要的信息交易者， 主要通過挖掘公司負(fù)面信息并利用做空手段獲取利益（Miller，1977）， 其參與資本市場(chǎng)交易能夠約束公司的不當(dāng)行為， 從而起到外部治理的作用（Karpoff和Lou，2010；Massa等，2015）。證監(jiān)會(huì)在2010年3月31日正式放開賣空管制， 這是我國資本市場(chǎng)上具有里程碑意義的一項(xiàng)機(jī)制創(chuàng)新。證監(jiān)會(huì)主席易會(huì)滿在中國上市公司協(xié)會(huì)2019年年會(huì)上指出， 要按照市場(chǎng)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(chǎng)一項(xiàng)重要的市場(chǎng)化改革， 賣空機(jī)制的引入是否對(duì)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(jī)制這一市場(chǎng)化角度探索治理并購業(yè)績承諾的長效機(jī)制。

本文基于A股上市公司2009 ～ 2019年的并購樣本， 檢驗(yàn)了賣空威脅對(duì)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(jìn)行并購業(yè)績承諾的概率， 這一結(jié)論在經(jīng)過一系列穩(wěn)健性檢驗(yàn)后依然成立； （2）賣空威脅在降低業(yè)績承諾“數(shù)量”的同時(shí)， 還提升了業(yè)績承諾“質(zhì)量”， 主要體現(xiàn)為緩解了業(yè)績承諾與并購溢價(jià)之間的正向關(guān)系， 提升了業(yè)績承諾公司的并購協(xié)同效應(yīng)和業(yè)績承諾可靠性， 減少了內(nèi)部人減持行為， 因此， 賣空威脅對(duì)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(fù)面信息融入股價(jià)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(duì)業(yè)績承諾產(chǎn)生治理效應(yīng)的重要渠道， 當(dāng)監(jiān)管環(huán)境較弱和公司信息透明度較低時(shí)， 賣空威脅對(duì)業(yè)績承諾的治理效應(yīng)更大。

本文的貢獻(xiàn)主要體現(xiàn)在以下兩個(gè)方面。第一， 本文基于并購業(yè)績承諾的場(chǎng)景， 考察賣空威脅對(duì)并購業(yè)績承諾的治理作用， 為賣空機(jī)制的治理效應(yīng)提供了新的視角， 也為資本市場(chǎng)服務(wù)于實(shí)體經(jīng)濟(jì)提供了新的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)。第二， 業(yè)績承諾引發(fā)的各種機(jī)會(huì)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(xiàn)較少關(guān)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(duì)業(yè)績承諾具有治理效應(yīng)， 為從市場(chǎng)化方向優(yōu)化并購重組政策提供了證據(jù)支持。

二、 文獻(xiàn)回顧與主要假設(shè)

（一）文獻(xiàn)述評(píng)

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(duì)稱的情況下， 或有支付條款可以減少并購中信息不對(duì)稱導(dǎo)致的逆向選擇和道德風(fēng)險(xiǎn)問題（Cai等，2011；Cohers和Ang，2000）。由于或有支付條款本質(zhì)上是對(duì)并購總對(duì)價(jià)的一種延期支付， 因此， 也有研究認(rèn)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(huì)在并購中引入業(yè)績承諾的初衷是降低并購估值風(fēng)險(xiǎn)， 提高并購交易的公平性和保護(hù)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(yīng)（呂長江和韓慧博，2014）， 激勵(lì)標(biāo)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(shí)業(yè)績承諾確實(shí)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(chǎn)生的負(fù)面經(jīng)濟(jì)后果。例如， 業(yè)績承諾推高了并購溢價(jià)（翟進(jìn)步等，2019）， 加劇了公司股價(jià)暴跌風(fēng)險(xiǎn)（李晶晶等，2020）， 導(dǎo)致公司財(cái)富從小投資者轉(zhuǎn)向具有信息優(yōu)勢(shì)的機(jī)構(gòu)投資者（竇超和翟進(jìn)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(shí)向虛”（張鵬，2021）。

對(duì)賣空交易的研究主要體現(xiàn)在股票定價(jià)效率和公司治理效應(yīng)兩個(gè)方面。由于股票市場(chǎng)上的投資者對(duì)股票內(nèi)在價(jià)值存在異質(zhì)性信念， 放松賣空管制能夠使公司負(fù)面信息更快地融入股價(jià)（Miller，1977）， 提高股票定價(jià)效率（李志生等，2015；Chang等，2014）。賣空交易導(dǎo)致的股價(jià)下跌壓力會(huì)放大對(duì)公司管理者不當(dāng)行為的懲罰， 起到外部治理效應(yīng)。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(cái)務(wù)違規(guī)（Karpoff和Lou，2010； 徐細(xì)熊等，2021）和內(nèi)部人減持行為（黃俊威，2020）， 提升并購績效（陳勝藍(lán)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(xiàn)對(duì)業(yè)績承諾誘發(fā)的各種機(jī)會(huì)主義行為及其負(fù)面后果提供了豐富的證據(jù)， 但是鮮有文獻(xiàn)關(guān)注如何規(guī)范和治理并購業(yè)績承諾。本文從賣空機(jī)制這一視角探索對(duì)業(yè)績承諾的市場(chǎng)化治理機(jī)制， 這不僅符合我國當(dāng)前經(jīng)濟(jì)改革的主旋律， 而且對(duì)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(shè)提出

本文基于我國資本市場(chǎng)制度背景下并購業(yè)績承諾的誘因以及賣空機(jī)制的治理效應(yīng)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(dāng)存在業(yè)績承諾時(shí)， 代理問題可能變異為“上市公司大股東+承諾方（標(biāo)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(duì)賣方來說， 通過業(yè)績承諾推高并購估值和并購溢價(jià)， 從而獲得估值套利。在現(xiàn)行制度下， 承諾業(yè)績未達(dá)標(biāo)時(shí)承諾方只需補(bǔ)償實(shí)際利潤與承諾利潤之間的差額部分， 承諾業(yè)績與估值對(duì)價(jià)之間的不對(duì)稱性導(dǎo)致賣方有動(dòng)機(jī)利用業(yè)績承諾為其劣質(zhì)資產(chǎn)背書， 以支撐對(duì)標(biāo)資產(chǎn)的估值（翟進(jìn)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(qiáng)制執(zhí)行效力， 我國資本市場(chǎng)尚未完全建立誠信違約的懲罰機(jī)制， 因此違約成本較低。制度的缺失導(dǎo)致賣方從業(yè)績承諾中獲得的估值收益遠(yuǎn)大于成本， 因此， 賣方有動(dòng)機(jī)在并購中進(jìn)行業(yè)績承諾以獲得估值套利。

其次， 對(duì)上市公司來說， 通過業(yè)績承諾提升股價(jià)從而達(dá)到市值管理的目的。我國自股權(quán)分置改革完成后， 股權(quán)質(zhì)押和股票減持成為內(nèi)部人進(jìn)行財(cái)富轉(zhuǎn)移的重要手段， 在此背景下， 上市公司存在強(qiáng)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(chǎng)釋放更積極的信號(hào)， 使并購產(chǎn)生更積極的市場(chǎng)反應(yīng)（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(guān)注， 投資者關(guān)注帶來的噪音買入需求顯著增加進(jìn)而導(dǎo)致股價(jià)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(quán)質(zhì)押（徐莉萍等，2021）和內(nèi)部人減持自利動(dòng)機(jī)的公司（葉會(huì)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(chǎng)上重要的信息交易者， 主要依靠挖掘公司負(fù)面信息并通過賣空交易獲取收益， 因此， 賣空交易者既有動(dòng)機(jī)又有能力識(shí)別公司隱藏的壞消息和不當(dāng)行為并據(jù)此進(jìn)行股票交易， 進(jìn)而起到外部監(jiān)督和治理的作用。當(dāng)業(yè)績承諾成為信息優(yōu)勢(shì)方獲取私利的工具時(shí)， 會(huì)加大公司未來股價(jià)暴跌的風(fēng)險(xiǎn)（李晶晶等，2020）， 使公司更容易成為賣空交易者關(guān)注的對(duì)象。隨之而來的賣空交易會(huì)使業(yè)績承諾隱藏的負(fù)面消息更快速地反映在股票價(jià)格中， 這會(huì)大大降低公司內(nèi)部人利用業(yè)績承諾進(jìn)行市值管理能夠獲得的收益（黃俊威，2020）， 那么， 公司進(jìn)行業(yè)績承諾的動(dòng)機(jī)在事前也會(huì)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(jià)格表現(xiàn)（Asquith等，2005）， 而股價(jià)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(dāng)股票面臨賣空威脅時(shí)， 公司更有可能放棄跟風(fēng)逐利式的業(yè)績承諾行為。據(jù)此， 本文提出如下主要假設(shè)：

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

三、 研究設(shè)計(jì)

（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?yàn)椋?中國證監(jiān)會(huì)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(jìn)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(diǎn)設(shè)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(cái)務(wù)數(shù)據(jù)以及業(yè)績承諾完成情況， 因此， 將樣本期的終點(diǎn)設(shè)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(duì)初始樣本按照如下標(biāo)準(zhǔn)進(jìn)行篩選： 保留樣本期間內(nèi)由上市公司成功發(fā)起的境內(nèi)并購事件； 刪除并購重組類型為債務(wù)重組和股份回購的樣本； 對(duì)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(guān)鍵信息缺失及金融行業(yè)的樣本。經(jīng)過上述整理， 最終得到2705個(gè)并購樣本。

業(yè)績承諾數(shù)據(jù)來自于CSMAR的對(duì)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(biāo)的方名稱等關(guān)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(cái)務(wù)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(duì)所有連續(xù)變量進(jìn)行了1%的縮尾處理。

（二）模型設(shè)定及變量定義

本文采用模型（1）檢驗(yàn)賣空威脅對(duì)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(jìn)行業(yè)績承諾， 當(dāng)并購中簽訂了業(yè)績承諾協(xié)議時(shí)， Commit_dummyi，t取值為1， 否則為0； Listi是區(qū)分實(shí)驗(yàn)組和控制組的虛擬變量， 若上市公司在樣本期內(nèi)被列為融券標(biāo)的， Listi取值為1， 否則為0； Shorti，t是檢驗(yàn)賣空威脅影響的虛擬變量， 如果并購時(shí)公司股票已經(jīng)被納入融券標(biāo)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(fù)債比率（Lever）、 資產(chǎn)回報(bào)率（Roa）、 公司年齡（Age）、 獨(dú)立董事比例（Ind_board）、 第一大股東持股比例（Share1）、 產(chǎn)權(quán)性質(zhì)（SOE）、 兩職兼任情況（Dual）、 是否重大并購重組（Zdma）、 是否關(guān)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(guān)系可能導(dǎo)致的內(nèi)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(shí)均采用white穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤?？刂谱兞康木唧w定義見表1。

四、 實(shí)證分析

（一）主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)

表2報(bào)告了主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)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(guān)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(jì)結(jié)果與現(xiàn)有研究差別不大。

（二）主假設(shè)回歸結(jié)果

表3報(bào)告了對(duì)模型（1）的回歸結(jié)果， 第（1） ～ （3）列分別采用OLS、 Logit和Probit回歸②。在所有的回歸結(jié)果中， Short的系數(shù)均在5%的檢驗(yàn)水平上顯著為負(fù)， 這表明， 當(dāng)上市公司面臨賣空威脅時(shí)， 在并購中進(jìn)行業(yè)績承諾的概率會(huì)更低， 這一結(jié)果并不受計(jì)量模型設(shè)定的影響。就經(jīng)濟(jì)意義而言， 本文利用第（2）列Short的系數(shù)估計(jì)了賣空威脅對(duì)業(yè)績承諾的邊際影響。結(jié)果表明， 在其他條件不變時(shí)， 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(jì)意義還是從經(jīng)濟(jì)意義上看， 賣空威脅對(duì)業(yè)績承諾的抑制作用都顯著成立， 主假設(shè)得到驗(yàn)證。

（三）穩(wěn)健性檢驗(yàn)和內(nèi)生性檢驗(yàn)

前述分析中， 所有控制變量均滯后一期以克服反向因果關(guān)系導(dǎo)致的內(nèi)生性問題。此外， 本文還進(jìn)行了如下檢驗(yàn)③。

1. 更換關(guān)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(duì)數(shù)）作為因變量， 采用賣空交易額（公告日前后15個(gè)交易日內(nèi)的平均融券賣出額）和賣空交易量（公告日前后15個(gè)交易日內(nèi)的融券賣出量占流通股數(shù)量的比例）衡量賣空威脅， 結(jié)果依然成立。

2. ?PSM配對(duì)樣本檢驗(yàn)。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(jìn)行配對(duì)， 以控制由樣本選擇偏差引起的內(nèi)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(jìn)行回歸， Short的系數(shù)依然顯著為負(fù)。

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(chǎng)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(biāo)主要是復(fù)制指數(shù)， 并不會(huì)關(guān)注單個(gè)公司在并購中是否進(jìn)行業(yè)績承諾， 滿足外生性要求。采用工具變量回歸時(shí)， 結(jié)論不變。

4. 轉(zhuǎn)融券業(yè)務(wù)外生事件的影響。2013年2月， 證監(jiān)會(huì)頒布《轉(zhuǎn)融通業(yè)務(wù)監(jiān)督管理試行辦法》， 開始試點(diǎn)實(shí)施轉(zhuǎn)融券交易。在此之前， 市場(chǎng)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(duì)較小。轉(zhuǎn)融券業(yè)務(wù)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(shí)際賣空威脅更大。本文考察了轉(zhuǎn)融券業(yè)務(wù)實(shí)施前后賣空威脅對(duì)業(yè)績承諾的影響， 發(fā)現(xiàn)Short的系數(shù)在轉(zhuǎn)融券業(yè)務(wù)實(shí)施前不顯著， 在轉(zhuǎn)融券業(yè)務(wù)實(shí)施后顯著為負(fù)， 表明轉(zhuǎn)融券業(yè)務(wù)實(shí)施后市場(chǎng)上面臨的賣空約束進(jìn)一步放松， 賣空威脅對(duì)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(zhì)量的業(yè)績承諾從而降低企業(yè)進(jìn)行并購業(yè)績承諾的概率。接下來， 本文將從并購溢價(jià)、 并購績效、 業(yè)績承諾可靠性及內(nèi)部人減持幾個(gè)方面對(duì)賣空威脅的治理作用提供事后的證據(jù)。

1. 并購溢價(jià)。業(yè)績承諾加劇了并購風(fēng)險(xiǎn)， 根源在于業(yè)績承諾推高并購估值和并購溢價(jià)， 向市場(chǎng)傳遞“更高并購質(zhì)量”的消息（翟進(jìn)步等，2019）。本文利用模型（2）檢驗(yàn)賣空威脅是否抑制了業(yè)績承諾對(duì)并購溢價(jià)的推動(dòng)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(jià)， 是并購交易價(jià)格與標(biāo)的資產(chǎn)賬面價(jià)值的差額再除以標(biāo)的資產(chǎn)賬面價(jià)值， 其他變量定義與模型（1）相同。表4列示了對(duì)模型（2）的回歸結(jié)果， Commit_dummy的系數(shù)顯著為正， 交乘項(xiàng)Commit_dummy×Short的系數(shù)在1%的檢驗(yàn)水平上顯著為負(fù)， 表明業(yè)績承諾顯著推高了并購溢價(jià)， 賣空威脅顯著降低了業(yè)績承諾對(duì)并購溢價(jià)的促進(jìn)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(yīng)（徐莉萍等， 2021）， 如果賣空威脅對(duì)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(chǎn)生的協(xié)同效應(yīng)。本文通過模型（3）檢驗(yàn)賣空威脅對(duì)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(chǎng)反應(yīng)（CAR）和經(jīng)營績效（dROA）兩個(gè)方面測(cè)量。具體而言： CAR（-1，1）和CAR（-2，2）分別是基于估計(jì)期（-210，-11）期間的交易數(shù)據(jù)和市場(chǎng)模型計(jì)算得到的公告日前后3日和5日的累計(jì)超額收益率； dROAi（-j， j） 衡量并購協(xié)同效應(yīng)， 具體定義是并購后j年總資產(chǎn)收益率的均值與并購前j年總資產(chǎn)收益率均值的差額（j=1，2，3）。表5報(bào)告了賣空威脅對(duì)并購績效影響的檢驗(yàn)結(jié)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(yàn)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(yīng)。

3. 業(yè)績承諾可靠性。當(dāng)業(yè)績承諾偏離了其制度設(shè)計(jì)初衷， 成為內(nèi)部人獲取套利的工具時(shí)， 業(yè)績承諾的實(shí)施必然伴隨著承諾違約以及承諾期結(jié)束后“業(yè)績變臉”等諸多亂象， 本文通過模型（3）檢驗(yàn)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(jié)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(biāo)的公司承諾期內(nèi)實(shí)際利潤與承諾利潤均值的差額再除以承諾利潤均值， 當(dāng)承諾期內(nèi)的實(shí)際利潤全部高于承諾利潤時(shí)， Complete_dummy取值為1， 否則為0。業(yè)績變臉通過兩種方式衡量： 當(dāng)承諾期結(jié)束后第1年實(shí)際利潤低于承諾期內(nèi)平均利潤時(shí)， Change 1取值為1， 否則為0； 當(dāng)承諾期結(jié)束后第1年公司實(shí)際利潤低于承諾期利潤最低值時(shí)， Change 2取值為1， 否則為0。表6第（1） ～ （4）列報(bào)告了賣空威脅對(duì)業(yè)績承諾可靠性影響的回歸結(jié)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(fù)數(shù)且在以Chang 1為因變量時(shí)通過10%的顯著性檢驗(yàn)， 這意味著賣空威脅顯著促進(jìn)了業(yè)績承諾完成情況， 且在一定程度上降低了承諾期結(jié)束后業(yè)績變臉的風(fēng)險(xiǎn)， 因此， 賣空威脅提高了業(yè)績承諾的可靠性。

4. 內(nèi)部人減持。推高公司股價(jià)進(jìn)而幫助內(nèi)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(huì)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(yīng)該觀察到， 面臨賣空威脅的公司在業(yè)績承諾后的內(nèi)部人減持行為會(huì)顯著降低。模型（3）中的因變量為Reduce時(shí)檢驗(yàn)賣空威脅對(duì)內(nèi)部人減持的影響。具體地， 使用并購公告后一年內(nèi)內(nèi)部人減持次數(shù)（Reduce_num）和減持比例（Reduce_ratio）作為內(nèi)部人減持的替代變量。結(jié)果如表6第（5）、 （6）列所示， Short的系數(shù)均在1%的檢驗(yàn)水平上顯著為負(fù)， 這表明， 賣空威脅顯著減少了并購業(yè)績承諾后的內(nèi)部人減持行為。

五、 進(jìn)一步分析

（一）賣空威脅影響并購業(yè)績承諾的機(jī)制分析

接下來， 本文從業(yè)績承諾負(fù)面信息融入股價(jià)的速度和管理層代理行為兩個(gè)方面對(duì)賣空威脅影響業(yè)績承諾的機(jī)制進(jìn)行檢驗(yàn)。

1. 業(yè)績承諾負(fù)面信息融入股價(jià)的速度。圖1描述了并購公告日前后15個(gè)交易日內(nèi)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(shì)。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(shì)， 從公告日后的第4個(gè)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(guān)注。如果賣空交易者能夠挖掘業(yè)績承諾隱藏的負(fù)面消息， 提高股票定價(jià)效率， 那么賣空交易能夠降低并購公告日后的累計(jì)超額收益率與公告日累計(jì)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(yàn)賣空交易是否加快業(yè)績承諾負(fù)面信息融入股價(jià)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(jì)超額收益率； CAR（-2，+2）i，t是公告日前后5個(gè)交易日的累計(jì)超額收益率； SSR（-2，+2）i，t是公告日前后5個(gè)交易日賣空交易量的均值； 交乘項(xiàng)系數(shù)γ3反映了并購公告后的累計(jì)超額收益率對(duì)公告日累計(jì)超額收益率的敏感性。表7報(bào)告了對(duì)模型（4）的回歸結(jié)果， CAR（-2，2）的估計(jì)系數(shù)為正， 交乘項(xiàng)CAR（-2，+2）×SSR（-2，+2）的系數(shù)顯著為負(fù)， 這表明， 賣空交易顯著降低了公告日后的累計(jì)超額收益率對(duì)公告日累計(jì)超額收益率的敏感性。由此， 賣空交易能夠識(shí)別出并購業(yè)績承諾隱藏的負(fù)面信息， 加快業(yè)績承諾負(fù)面信息融入股價(jià)的速度。

2. 管理者代理行為。賣空交易者因?yàn)榫哂行畔?yōu)勢(shì)和專業(yè)能力， 能夠識(shí)別管理者的不當(dāng)行為， 賣空交易導(dǎo)致的價(jià)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。基于這一邏輯， 管理者代理問題越嚴(yán)重， 賣空威脅發(fā)揮的治理效應(yīng)就越大， 通過模型（5）檢驗(yàn)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(quán)益薪酬比重的虛擬變量。高管權(quán)益薪酬比重越大時(shí)， 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(lán)和馬慧（2017）的做法， Hstocki，t的度量方法如下： 計(jì)算總經(jīng)理權(quán)益薪酬占總薪酬的比例， 當(dāng)總經(jīng)理權(quán)益薪酬比例高于該變量的中位數(shù)時(shí)Hstocki，t取值為1， 否則為0。表8顯示， Short的系數(shù)顯著為負(fù)， 交乘項(xiàng)Short×Hstock的回歸系數(shù)在5%的檢驗(yàn)水平上顯著為正， 這表明， 代理問題越嚴(yán)重（高管權(quán)益薪酬比重越?。?， 賣空威脅對(duì)業(yè)績承諾的治理效應(yīng)就越大。

（二）異質(zhì)性分析

賣空威脅對(duì)業(yè)績承諾的治理效應(yīng)在公司面臨的外部環(huán)境不同時(shí)也會(huì)不同。本文從外部監(jiān)管環(huán)境和信息環(huán)境兩個(gè)方面考察賣空威脅對(duì)業(yè)績承諾的異質(zhì)性影響。

1. 外部監(jiān)管環(huán)境。本文從兩個(gè)方面考察業(yè)績承諾的外部監(jiān)管環(huán)境： （1）重大資產(chǎn)重組（Zdma）。重大資產(chǎn)重組要經(jīng)過中國證監(jiān)會(huì)的審核， 面臨的監(jiān)管也更嚴(yán)格， 當(dāng)并購屬于重大資產(chǎn)重組時(shí)， Zdma取值為1， 否則為0。（2）重組辦法的修訂（Policy）。中國證監(jiān)會(huì)在2014年11月23日修訂的《上市公司重大資產(chǎn)重組管理辦法》中取消了對(duì)重大資產(chǎn)重組中非關(guān)聯(lián)并購業(yè)績承諾的強(qiáng)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(dòng)選擇的行為， 受到的政策監(jiān)管較少， 當(dāng)并購時(shí)間在2014年11月23日之前時(shí)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(yàn)水平上顯著為正， 這表明， 證監(jiān)會(huì)對(duì)并購業(yè)績承諾的監(jiān)管越弱， 賣空威脅對(duì)業(yè)績承諾的外部治理作用越大， 市場(chǎng)化治理機(jī)制是對(duì)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(dòng)機(jī)會(huì)隱瞞公司壞消息， 這會(huì)嚴(yán)重干擾投資者對(duì)公司股票估值的準(zhǔn)確性， 賣空交易者正是基于挖掘公司負(fù)面信息實(shí)施賣空操作而獲取高收益。當(dāng)公司信息披露質(zhì)量較高時(shí)， 投資者對(duì)公司股票的估值較為準(zhǔn)確， 賣空交易者從挖掘公司負(fù)面信息中獲得的收益較低， 挖掘負(fù)面信息的動(dòng)機(jī)較弱， 因此， 賣空威脅對(duì)業(yè)績承諾的治理效應(yīng)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(dāng)信息透明度分別為優(yōu)秀、 良好、 及格、 不及格時(shí)， 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(duì)業(yè)績承諾的抑制作用越大， 賣空威脅發(fā)揮的治理效應(yīng)越大。

六、 研究結(jié)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(jià)、 業(yè)績違約和內(nèi)部人精準(zhǔn)套現(xiàn)等現(xiàn)象備受關(guān)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(yàn)了賣空威脅對(duì)并購業(yè)績承諾的影響， 發(fā)現(xiàn)賣空威脅對(duì)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(jìn)行業(yè)績承諾的概率， 還能緩解業(yè)績承諾對(duì)并購溢價(jià)的促進(jìn)作用， 提高并購協(xié)同效應(yīng)、 業(yè)績承諾可靠性以及減少內(nèi)部人減持行為， 對(duì)業(yè)績承諾起到事后治理作用。

對(duì)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(jī)制對(duì)業(yè)績承諾具有明顯的治理效應(yīng)， 能有效彌補(bǔ)政府監(jiān)管的不足。在新《證券法》和注冊(cè)制實(shí)施的大背景下， 這對(duì)監(jiān)管部門依靠市場(chǎng)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(nèi)部人進(jìn)行市值管理和實(shí)現(xiàn)套利的工具， 是因?yàn)樯鲜泄九c中小投資者之間存在信息不對(duì)稱， 賣空威脅能夠?qū)I(yè)績承諾起到治理作用也是因?yàn)橘u空交易者能夠充分挖掘業(yè)績承諾中隱藏的負(fù)面信息， 因此， 充分透明的信息披露對(duì)保護(hù)中小投資者利益和維持資本市場(chǎng)健康發(fā)展至關(guān)重要， 監(jiān)管部門應(yīng)該強(qiáng)化對(duì)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(duì)重組標(biāo)的展開靶向問詢， 以信息披露促進(jìn)業(yè)績承諾合規(guī)。

【 注 釋 】

① 行業(yè)分類按照證監(jiān)會(huì)2012年對(duì)上市公司的行業(yè)分類標(biāo)準(zhǔn)，其中制造業(yè)細(xì)分到二級(jí)，其他行業(yè)按一級(jí)分類。

② 在后文對(duì)模型（1）以Commit_dummy為因變量進(jìn)行回歸時(shí)，報(bào)告的均是采用Logit模型進(jìn)行回歸的結(jié)果。

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

【 主 要 參 考 文 獻(xiàn) 】

陳勝藍(lán)，馬慧．賣空壓力與公司并購 —— 來自賣空管制放松的準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)證據(jù)［ J］．管理世界，2017（7）：142 ～ 156．

翟進(jìn)步，李嘉輝，顧楨．并購重組業(yè)績承諾推高資產(chǎn)估值了嗎？［ J］．會(huì)計(jì)研究，2019（6）：35 ～ 42．

竇超，翟進(jìn)步．業(yè)績承諾背后的財(cái)富轉(zhuǎn)移效應(yīng)研究[J].金融研究，2020（12）：189 ～ 206．

竇煒，Sun Hua，郝穎．“高溢價(jià)”還是“高質(zhì)量”？ —— 我國上市公司并購重組業(yè)績承諾可靠性研究[J].經(jīng)濟(jì)管理，2019（2）：156 ～ 171．

黃俊威．融資融券制度與公司內(nèi)部人減持 —— ?一種市場(chǎng)化治理機(jī)制的探索［ J］．管理世界，2020（11）：143 ～ 167．

李晶晶，郭穎文，魏明海．事與愿違：并購業(yè)績承諾為何加劇股價(jià)暴跌風(fēng)險(xiǎn)？［ J］．會(huì)計(jì)研究，2020（4）：37 ～ 44．

柳建華，徐婷婷，陸軍．并購業(yè)績補(bǔ)償承諾會(huì)誘導(dǎo)盈余管理嗎？［ J］．管理科學(xué)學(xué)報(bào)，2021（10）：82 ～ 105．

佟巖，王茜，劉向強(qiáng)．業(yè)績承諾：保護(hù)措施還是套利工具 —— 來自高管減持的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)［ J］．商業(yè)經(jīng)濟(jì)與管理，2021（3）：42 ～ 55．

徐莉萍，關(guān)月琴，辛宇．控股股東股權(quán)質(zhì)押與并購業(yè)績承諾 —— 基于市值管理視角的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)［ J］．中國工業(yè)經(jīng)濟(jì)，2021（1）：136 ～ 154．

Bates T. W.， Neyland J. B.， Wang Y. Y.. Financing Acquisitions with Earnouts［ J］．Journal of Accounting and Economics，2018（9）：374 ～ 395．

Cai M. D.， Denis D. J.， Denis D. K.. Earnouts： A Study of Financial Contracting in Acquisition Agreements［ J］．Journal of Accounting and Economics，2011（2）：151 ～ 170．

Chang E. C.， Luo Y.， Ren J.. Short-selling， Margin-trading， and Price Efficiency： Evidence from the Chinese Market［ J］．Journal of Banking & Finance，2014（48）：411 ～ 424．

Chang E. C.， Lin T.， Ma X.. Does Short-selling Threat Discipline Managers in Mergers and Acquisitions Decisions？［ J］．Journal of Accounting and Economics，2019（1）：101 ～ 223．

Karpoff J. M.， Lou X.. Short Sellers and Financial Misconduct［ J］．Journal of Finance，2010（5）：1879 ～ 1913．

Massa M.， Zhang B.， Zhang H.. The Invisible Hand of Short Selling： Does Short Selling Discipline Earnings Management［ J］．Review of Financial Studies， 2015（6）：1701 ～ 1736．