自愿性業績承諾：信息動機亦或代理動機？
——基于投資者情緒的調節效應

■袁 玲，陳小林

一、引言

近年來，利用并購重組交易實現企業戰略擴張的現象越來越普遍，但由于收購方與目標企業之間的信息不對稱，業績承諾成為一種契約安排被廣泛地應用于我國上市公司并購重組中。該制度通過標的企業股東對收購方做出關于標的資產未來業績的承諾以及對標的資產業績難以實現時的補償方式進行約定，從而降低收購方的并購風險，但在實踐中卻表現為業績承諾助推高溢價、承諾的業績難以實現或變相實現等問題，反而增加了收購方并購風險，甚至導致獲得業績補償的收購方也難以實現投資預期，從而引發了對業績承諾制度效果的爭議。針對上述爭議，現有研究基于信息不對稱和代理沖突視角，從業績承諾設置（楊超，等，2018）、并購特征（李旎，等，2019）、自愿性業績承諾風險（張琴和陳小林，2019）等角度試圖給出解釋，但都忽視了造成業績承諾制度效果爭議的背后還會受到簽訂動機的影響。一方面，由于并購雙方與資本市場存在信息不對稱，出于信息傳遞的角度考慮，收購方在面臨業績承諾可能帶來的并購風險時也有動機促成與標的方業績承諾的簽訂。另一方面，基于業績承諾的信息傳遞功能，其很可能成為大股東侵占中小股東利益的實現手段，從而加劇代理問題。因此，有必要從業績承諾簽訂動機視角再次回答業績承諾制度效果的爭議。此外，行為金融學的大量研究從公司更名、投資、兼并收購等角度證實了投資者情緒已成為上市公司行為決策的一個重要影響因素（Zhang，2008）。那么，作為公司行為決策范圍的自愿性業績承諾簽訂行為，其簽訂動機是否也會受到投資者情緒的影響，這將是本文的另一個關注點。

本文的貢獻在于以下兩個方面：第一，不同于以往關于業績承諾的研究，筆者以收購方自愿性業績承諾簽訂動機視角出發，分析其可能存在的機會主義和非機會主義動機，以及在不同外部環境下是否體現出不同的動機傾向。研究結論有助于投資者在做出投資決策時更好地洞察和利用企業自愿性業績承諾簽訂行為，并豐富業績承諾相關領域的研究文獻。第二，行為金融學關于投資者情緒對企業行為決策的影響這一問題進行了大量的研究，但大多文獻主要關注了投資者情緒與企業投融資決策的關系，而關于投資者情緒如何影響企業并購行為決策的問題研究較少，筆者的研究進一步豐富了投資者情緒影響企業并購行為具體決策的文獻。

二、理論分析和研究假設

（一）自愿性業績承諾的信息傳遞動機分析

收購方自愿性業績承諾行為可能出于信息傳遞動機。并購是企業重要的戰略擴張決策，具有極高不確定性風險的特征，進而對公司價值的影響也具有不確定性（李翔，等，2018）。加之市場投資者與并購雙方之間信息不對稱的問題普遍存在，資本市場的投資者較并購雙方關于并購交易的細節知之甚少，并不能對公司并購后經營業績進行有效的判斷。所以，這種不確定性還會體現在投資者評估并購重組對公司價值的影響，最終損害公司價值（雷光勇，等，2015）。此外，根據機構理論，業績承諾制度雖已從強制性變為非強制性要求，但在并購重組中的業績承諾已經成為一種慣式，容易引發企業間的相互學習與仿效，業績承諾選擇很可能已經成為行業行為規則。若違背該行業行為規則，則會傳遞不利信號，增加投資者逆向選擇風險。因此，于收購公司而言，為降低并購后公司價值折損以及投資者逆向選擇風險，出于信息傳遞的角度考慮，其有動機通過自愿性業績承諾向市場傳遞積極信號以增加并購重組成功的概率（李翔，等，2018）。于標的企業而言，業績承諾能夠給收購方傳遞其資產質量的積極信號，增加被并購概率和并購的溢價能力（張翼，2017），標的企業也有動機與收購方自愿達成業績承諾協議。

（二）自愿性業績承諾的代理動機分析

榮麟和朱啟貴（2018）研究發現業績承諾能顯著提升收購方的短期股價績效，但自愿性業績承諾容易引發代理動機下的大股東機會主義行為，最終導致傳遞的信號“失真”（柴芳芳，2020）。在我國市場環境中，對于保護中小投資者利益的相關法律還不完善且公司股權集中度較高，雖然大股東和管理層二者之間的代理沖突已有所緩解，但是大股東損害中小股東利益的情況仍然存在（李增泉，等，2005），最終導致公司績效下滑。當并購交易成為實現大股東侵占小股東利益的途徑時，自愿性業績承諾很可能成為其“忽悠式”重組交易的助推器?；谧栽感詷I績承諾對并購公司短期股價的提升（翟進步，等，2019）和對并購溢價的促進效應（李秉祥，2019），增加了并購事件的短期利益輸送（杜依倩和費一文，2017）。而并購雙方“忽悠式”的自愿性業績承諾很可能加劇標的方通過盈余管理行為變相實現承諾業績的可能（劉向強，等，2018），標的資產最終淪為上市公司的不良資產，損害收購方股東收益。此外，在公司股價水平越高時或盈利落空事件公告日前，收購公司大股東可以通過股票減持或質押實現套現（魯強，等，2019）。因此，自愿性業績承諾很可能是代理動機驅動的結果，進而引發利益輸送、資本套現、業績失諾、盈余管理等問題。雖然在短期內自愿性業績承諾能傳遞給投資者積極信號并推高股價水平，但代理動機下這是不可能長期維持的。隨著時間的推移，企業代理動機下的自愿性業績承諾產生的問題最終會反映到上市公司股票的估值，使之逐漸回歸真實水平，從而表現為并購后股東收益受損?；诖?，筆者提出以下假設：

H1a：并購重組中自愿性業績承諾主要表現為信息傳遞動機。

H1b：并購重組中自愿性業績承諾主要表現為代理動機。

（三）投資者情緒與自愿性業績承諾的信息傳遞和代理動機

著眼于上市公司股票錯誤定價的應對策略，行為金融學提出“迎合理論”，認為管理層往往會傾向于觀察投資者的情緒，進行各項決策時很可能將滿足投資者的喜好作為目標，產生迎合行為。證券市場中投資者情緒的存在性和其重要影響已經相繼得到證實。因此，基于“迎合理論”，收購公司很可能會利用高漲投資者情緒對“好消息”的需求，強化自愿性業績承諾傳遞信息的動機，進一步提升收購方股東收益。另一方面，高漲的投資情緒下，投資者對自愿性業績承諾傳遞的“好消息”反應強烈，收購公司股票價格被高估，從而大股東通過股權質押等方式能夠獲得更高比例的套現和輸送更多的利益，但大股東為防止其他股東發現，需要衡量其可能承擔的機會成本（劉志遠，等，2012）。行為金融學的觀點認為，高漲情緒的投資者因為缺乏對市場信息的關注度和沒有深入評估信息，會造成市場泡沫或者非理性繁榮的出現并延續（Nofsinger，2005），進而對公司的監督力度減弱（高增亮和張俊瑞，2019）。投資者情緒越高漲，大股東機會主義行為越不容易被發現?；谖覈鴥蓹喔叨确蛛x的股權結構特征，大股東只需要承擔部分企業損失，機會主義行為成本進一步被削弱，即高漲的投資者情緒下，自愿性業績承諾能夠為收購方大股東帶來更多的私人收益和更低的潛在成本，大股東的機會主義行為傾向增加，代理動機被加強，最終損害其他股東收益?；诖耍P者提出以下假設：

H2a：高漲的投資者情緒強化了并購重組中自愿性業績承諾的信息傳遞動機。

H2b：高漲的投資者情緒強化了并購重組中自愿性業績承諾的代理動機。

三、研究設計

（一）樣本的選取與數據來源

考慮到證監會于2014年11月開始取消業績承諾的強制性要求，筆者使用國泰君安數據庫中的并購交易數據，選擇2015—2017年間滬深兩市A股并購重組事件作為初始樣本。并購樣本的篩選標準如下：將滬深A股上市公司作為主并方，目標公司為非上市公司；剔除滿足證監會規定需要強制性簽訂業績承諾的樣本；剔除收購比例低于30%的樣本；剔除交易雙方中包含金融行業上市公司的并購重組樣本；剔除交易狀態未完成和交易失敗的樣本；剔除相關并購數據無法獲取的樣本。經過上述標準篩選，共獲取并購樣本991個，其他相關數據均來自CSMAR數據庫。為了降低數據極端值對研究結果的影響，對連續變量進行了1%的縮尾處理。

（二）模型設定與變量定義

為檢驗假設一、二，分別建立了模型（1）和（2）：

由于代理動機下的自愿性業績承諾是最大化大股東私人收益，其長期內最終會損害股東利益，而信息傳遞動機下的自愿性業績承諾是有利于消除信息不對稱，提高外部投資者對收購公司并購的信息含量，從而提升股東利益。因此，區別于自愿性業績承諾是代理動機還是信息傳遞動機，最終體現在股東的長期利益是否受損。借鑒盈余管理研究領域對其機會主義動機與非機會主義動機的檢驗思想，采用間接法通過分析自愿性業績承諾的經濟后果來檢驗其簽訂動機。

表1 變量定義

被解釋變量BHARit表示企業股東收益，基于李善民和朱滔（2006）的研究成果，選取并購公司i并購后12個月和24個月股票購買至持有到期收益超過市場組合收益的部分作為股東收益的替代指標。其計算公式如下：BHARit=П（1+Rit）-П（1+Rmt）。其中，Rit為并購公司i在t月的收益率，Rmt表示對應組合的月收益率。解釋變量Vam設定為虛擬變量來度量企業在并購交易過程中是否簽訂自愿性業績承諾，如果在收購方并購方案中存在自愿性業績承諾，變量Vam取值為1，否則為0。調節變量Sent表示個股投資者情緒。目前衡量投資者情緒的指標主要有市場整體情緒和單個證券投資者情緒兩類，但考慮到市場整體投資者情緒與單個投資者情緒存在差異，以及本文是基于微觀層面對個體公司進行實證檢驗，為減少主觀因素和控制其他噪音的影響，借鑒章細貞和曾宇虹（2016）的做法，采用股票年日均換手率指標直接度量企業微觀層面的投資者情緒。其他控制變量的選取如表1所示。

四、實證結果分析

（一）變量的描述性統計

表2 描述性統計

表2中BHAR12和BHAR24分別是模型（1）和（2）的因變量，從表2中可以看出，樣本觀察值在并購后12個月和24個月的平均股票購買至持有到期收益與中位數相差較大，表明并購市場中大多數并購行為未能成功實現并購預期，導致中小投資者利益損失。再根據其最小值和最大值也可以初步說明各樣本觀察值的股票購買至持有到期收益有較大差距，并購后收購方股東收益在樣本觀察值中波動較大。Vam是模型（1）和（2）中的自變量，其平均值為0.39表明總體樣本中有39%的并購重組雙方自愿達成了業績承諾協議，這一比例較高，說明我國自愿性業績承諾承諾簽訂行為動機較足。Sent表示對應相應年份個體公司的投資者情緒，樣本均值為40.77，表明并購事件公告日前資本市場的整體投資者情緒都較高。其最小值與最大值的較大差異又表明不同并購主體間投資者情緒的高漲程度存在較大區別。First表示的是并購當年收購公司第一大股東持股比例，平均值為35.54，最大值89.99，體現了我國股權高度集中的公司治理特征。

（二）自愿性業績承諾簽訂動機的基本回歸分析

為了驗證假設H1，重點觀察自變量Vam的系數及其顯著性。在表3第（1）列和第（2）列中，Vam的系數均為正，且全部通過5%水平上的顯著性檢驗，這表明在控制其他影響因素的前提下，自愿性業績承諾與收購方并購后12個月和24個月的股票購買至持有到期收益顯著正相關。上述實證結果表明，自愿性業績承諾對公司并購后長期股東收益具有顯著的解釋能力，驗證了自愿性業績承諾的信息傳遞動機，假設H1a得到驗證。在假設H1a成立的前提下，進一步分析假設H2的檢驗結果。在表3第（3）和第（4）列中加入了調節變量Sent和交叉項Vam×Sent之后，自變量Vam系數仍為正，且皆通過1%或5%水平上的顯著性檢驗，驗證了假設H1a的穩健性。此外仍需特別關注的是，交叉項的系數皆為負且通過了5%或者10%水平上的顯著性檢驗，這表明在投資者情緒高漲時，自愿性業績承諾與收購方股東收益呈現負相關關系，支持了高漲的投資者情緒強化了自愿性業績承諾的代理動機，驗證了假設H2b。分析認為，高漲的投資者情緒增加了大股東機會主義行為的私人收益和降低了機會成本，從而自愿性業績承諾的信息傳遞動機扭曲為代理動機驅動下的大股東機會主義行為，最終導致傳遞的信號“失真”。

表3 自愿性業績承諾簽訂動機的基本回歸結果

續表3

（三）進一步分析

1.自愿性業績承諾信息傳遞動機的進一步分析

在H1假設檢驗結果支持了自愿性業績承諾信息傳遞動機的基礎上，進一步驗證自愿性業績承諾的信息傳遞動機。如果自愿性業績承諾的信息傳遞動機存在，那么可以預計在資本市場投資者與并購雙方信息不對稱程度更大的并購交易中，收購方的信息傳遞動機會更顯著。當并購雙方為關聯并購時，對公司外部人而言，存在信息透明度低、交易復雜等特征，使得外部投資者與并購雙方之間面臨更大的信息不對稱，需要承擔更大的并購風險。因此，在關聯交易中，理論上自愿性業績承諾的信息傳遞動機會更強烈。在表4中第（1）列和第（2）列以檢驗自愿性業績承諾的信息傳遞動機是否在關聯并購中更為顯著。根據回歸結果，交乘項Vam×Nr的系數為分別為0.134和0.157，且在1%水平上顯著為正。表明在關聯并購中，自愿性業績承諾對并購后股東收益的影響更顯著?？梢哉J為在外部投資者與并購雙方信息不對稱程度更大的關聯交易中，自愿性業績承諾的信息傳遞動機更強，再次支持了自愿性業績承諾的信息傳遞動機。

表4 關聯交易與自愿性業績承諾簽訂動機

2.高漲投資者情緒下自愿性業績承諾代理動機的進一步分析

假設H2的檢驗結果支持了高漲的投資者情緒下自愿性業績承諾主要表現為代理動機，進一步驗證高漲的投資者情緒下，自愿性業績承諾的代理動機是否存在。如果在代理動機驅動下的大股東機會主義行為存在，那么，在收購方第一大股東持股比例較高時，高漲的投資者情緒下，其代理動機會更顯著。因此，將研究樣本按照第一大股東持股比例高低分為兩組，檢驗大股東持股比例在高低分組下，高漲的投資者情緒對自愿性業績承諾代理動機影響的差異。表5第（2）列和第（4）列結果顯示，第一大股東持股比例較低時，Vam×Sent的交乘項系數未通過顯著性檢驗，表明高漲的投資者情緒下，自愿性業績承諾的代理動機不顯著。分析認為大股東持股比例較低時，盡管在高漲投資者情緒下借助自愿性業績承諾工具謀取私人利益的動機較強，但面臨的機會成本也很高。在第（1）列和第（3）列結果顯示，大股東持股比例較高時，Vam×Sent的交乘項系數通過了5%或10%水平上的顯著性檢驗。表明高漲的投資者情緒下自愿性業績承諾的代理動機在大股東持股比例更高時更為顯著，驗證了高漲的投資者情緒下，自愿性業績承諾存在代理動機。

表5 大股東持股比例分組回歸結果

五、穩健性檢驗①

①限于篇幅，結果留存備索。

前文設置了未來一年期BHAR12、兩年期BHAR24兩個因變量，在很大程度上確保本文實證結果的穩健。為了進一步驗證研究結果的穩健性，采用傾向得分匹配法和遺漏變量法對結果進行穩健性檢驗。由于不同公司在規模、性質、盈利能力等方面存在差異，可能導致公司在選擇自愿性業績承諾時并非受信息傳遞動機的影響，而是受樣本選擇偏誤的影響。為了處理這一問題，采用傾向得分匹配法予以解決。首先，構造匹配樣本。按照公司是否自愿性簽訂業績承諾將樣本分為兩組。依據Probit模型估算出的收購方簽訂自愿性業績承諾的傾向得分，基于傾向得分一對一有放回卡尺最臨近（0.05）匹配法對樣本進行匹配，匹配的標準為控制了 Nr、Size、Dsd、Roe、Lev、Growth、Control、Cfo、In_share以及行業和年份虛擬變量，匹配后的樣本包含582個公司年度數據。此外，還進一步增加了可能的遺漏變量并購價格（Pm）、賬面市值（Zs）、管理層持股數量（Excuh）以及兩職兼任（Same）②兩職兼任是指上市公司的董事長和總經理職務由同一人擔任。、收購比例（Pro）、公司年限（Sy）等。

檢驗的結果顯示，樣本在傾向得分匹配以及增加可能的遺漏變量后，自愿性業績承諾與并購后12和24個月的股票購買至持有到期收益的回歸系數在1%或5%水平上顯著為正，說明收購方自愿性業績承諾具有信息傳遞動機，增加了收購方股東收益，進一步驗證了H1a結論的可靠性。為了進一步驗證高漲的投資情緒下自愿業績承諾是否主要表現為代理動機，加入了調節變量Sent和交叉項Sent×Vam，結果顯示其回歸系數大部分在10%水平上都顯著為負。表明在高漲的投資者情緒下，自愿性業績承諾的信息動機被扭曲為代理動機后最終損害了股東收益，支持了假設H2b。

六、結論與政策建議

筆者以證監會取消業績承諾強制性要求為背景，研究收購方自愿性業績承諾簽訂行為是基于代理動機亦或是信息傳遞動機，以及動機是否受到投資者情緒的影響。研究發現：自愿性業績承諾對公司并購后股東收益具有顯著的正向影響，從而在中國證券市場上驗證了自愿性業績承諾動機的信息觀。并且在外部投資者與并購雙方信息不對稱程度更大的關聯并購交易中，自愿性業績承諾的信息傳遞動機更強。但隨著投資者情緒的高漲，自愿性業績承諾又主要表現為代理動機，并且在第一大股東持股比例更高時，高漲投資者情緒下的自愿性業績承諾的代理動機也更強。分析認為，高漲的投資者情緒增加了大股東機會主義行為的私人收益和降低了機會成本，從而自愿性業績承諾的信息傳遞動機扭曲為代理動機驅動下的大股東機會主義行為。根據上述研究結果，筆者認為收購方自愿性業績承諾同時存在信息動機和代理動機，并在不同外部投資者情緒下體現出不同的動機傾向。

根據上述結果對相應監管部門和上市公司提出以下政策建議：第一，引入機構投資者參與公司治理，制衡大股東控制力。通過加大公司重要決策的透明程度，增強中小股東在公司治理中的參與程度，并將作為證券市場主導力量的機構投資者引入決策過程，以期制衡大股東對上市公司的控制力，緩解自愿性業績承諾下大股東的機會主義行為。第二，擴大并購重組交易的信息披露程度，強化投資主體風險判斷力。上市公司應擴大并購重組信息披露的內容范圍，確保信息及時、準確傳達到中小投資者，從而提升外部投資者對上市公司并購風險與價值創造的判斷力，避免過度依賴業績承諾決策作為投資標準。第三，建立內幕交易法律監管制度，強化第三方中介機構責任。針對蓄意利用業績承諾進行利益輸送的相關主體要求追加其相應法律責任，并對業績承諾后發生的股東大幅度減持行為嚴格核查其合理性。同時，加強對獨立財務顧問、資產評估機構等中介機構對業績承諾失諾的監管和問責，增加利益綁定約束推動第三方中介機構在并購重組中的督導。第四，推動投資者理性投資教育，引導投資者理性投資。監管部門應盡量引導投資者的理性行為，平穩投資者情緒，控制股票價格圍繞市場經濟以及企業基本面狀況合理波動，降低投資者非理性情緒對企業決策的負面影響。