王秋菲,劉 源
(沈陽(yáng)建筑大學(xué)管理學(xué)院,遼寧 沈陽(yáng) 110168)
2008年,中國(guó)證券監(jiān)督管理委員會(huì)發(fā)布的《上市公司重大資產(chǎn)重組管理辦法》首次提到上市公司購(gòu)買(mǎi)資產(chǎn)時(shí)應(yīng)當(dāng)提供擬購(gòu)買(mǎi)資產(chǎn)的盈利預(yù)測(cè)報(bào)告,在重組實(shí)施完畢后3年內(nèi)披露相關(guān)信息,并且交易雙方應(yīng)就實(shí)際情況和預(yù)測(cè)情況的差異簽訂明確可行的補(bǔ)償協(xié)議,而這樣規(guī)定的目的就是為了保障企業(yè)能夠公平、有效、合理地進(jìn)行并購(gòu)重組業(yè)務(wù)。業(yè)績(jī)補(bǔ)償承諾的簽訂,一方面體現(xiàn)了交易標(biāo)的對(duì)其業(yè)務(wù)發(fā)展存在的信心,能夠?yàn)樯鲜泄?、二?jí)市場(chǎng)提供良好預(yù)期;另一方面,能夠在技術(shù)上回答估值的合理性。交易對(duì)方對(duì)上市公司做出業(yè)績(jī)承諾的同時(shí),會(huì)約定業(yè)績(jī)補(bǔ)償安排,以保護(hù)上市公司中小股東的利益。根據(jù)WIND數(shù)據(jù)統(tǒng)計(jì),2014—2016年,60%以上的公司進(jìn)行了業(yè)績(jī)對(duì)賭,2016年,約80%的公司完成了業(yè)績(jī)承諾,涉及77%上市公司,表明業(yè)績(jī)補(bǔ)償承諾協(xié)議在國(guó)內(nèi)并購(gòu)重組活動(dòng)中得到了廣泛應(yīng)用,且使用比例持續(xù)上漲。
雖然業(yè)績(jī)補(bǔ)償可相應(yīng)控制信息不對(duì)稱所引發(fā)的并購(gòu)風(fēng)險(xiǎn),但是其產(chǎn)生的激勵(lì)效應(yīng)也可能導(dǎo)致標(biāo)的企業(yè)做出次優(yōu)的經(jīng)營(yíng)及投資決策。肖菁[1]研究表明,對(duì)賭協(xié)議實(shí)質(zhì)上是一種高收益高風(fēng)險(xiǎn)并存的激勵(lì)手段,通過(guò)激發(fā)企業(yè)凝聚力使標(biāo)的企業(yè)僅專注于短期財(cái)務(wù)績(jī)效,而容易忽略其長(zhǎng)期并購(gòu)整合及治理結(jié)構(gòu)等問(wèn)題,導(dǎo)致長(zhǎng)期發(fā)展受限。同時(shí),業(yè)績(jī)補(bǔ)償協(xié)議的條款設(shè)置也影響著其長(zhǎng)期并購(gòu)績(jī)效,不同的補(bǔ)償條款有著不同的效應(yīng),對(duì)于標(biāo)的方的激勵(lì)效應(yīng)和約束程度也不盡相同。
基于以上論述,筆者在對(duì)相關(guān)文獻(xiàn)進(jìn)行研究的基礎(chǔ)上,選取研究標(biāo)的為并購(gòu)首次宣告日時(shí)間起止點(diǎn)為2015—2017年的并購(gòu)重組事件,按照交易過(guò)程中是否簽訂業(yè)績(jī)補(bǔ)償承諾協(xié)議對(duì)樣本進(jìn)行分類,分別研究其對(duì)長(zhǎng)期并購(gòu)績(jī)效的影響;并結(jié)合業(yè)績(jī)補(bǔ)償方式及方向等變量對(duì)長(zhǎng)期并購(gòu)績(jī)效的影響作用進(jìn)行了分析,而后在研究結(jié)論的基礎(chǔ)上提出相關(guān)的建議。
在并購(gòu)方進(jìn)行并購(gòu)重組交易過(guò)程中,交易雙方之間存在嚴(yán)重的信息不對(duì)稱,且并購(gòu)方常常處于信息劣勢(shì),不能完整獲得真實(shí)有效的信息,導(dǎo)致重組時(shí)并購(gòu)方很容易選到標(biāo)的質(zhì)量差的企業(yè),導(dǎo)致重組失敗,從而影響績(jī)效。而在并購(gòu)重組中簽訂承諾條款可以緩解雙方信息不對(duì)稱的狀況,有助于提高并購(gòu)績(jī)效。
根據(jù)信號(hào)傳遞理論,業(yè)績(jī)補(bǔ)償承諾協(xié)議的簽訂對(duì)上市公司并購(gòu)績(jī)效的提升能產(chǎn)生正向效應(yīng)。并購(gòu)方在進(jìn)行并購(gòu)交易時(shí)若能獲得被并購(gòu)方的補(bǔ)償承諾,則會(huì)向廣大投資者傳遞出標(biāo)的企業(yè)對(duì)未來(lái)前景充滿信心的信號(hào),一定程度上能降低并購(gòu)雙方的談判成本,提高并購(gòu)效率;而如果業(yè)績(jī)目標(biāo)無(wú)法實(shí)現(xiàn),被并購(gòu)方也需要對(duì)并購(gòu)方進(jìn)行業(yè)績(jī)補(bǔ)償,投資者的利益一定程度上得到了保護(hù)。高闖等[2]從長(zhǎng)期視角進(jìn)行研究表明,在并購(gòu)重組活動(dòng)中,如雙方簽署了業(yè)績(jī)承諾協(xié)議,則收購(gòu)方的績(jī)效可在承諾期間內(nèi)得到顯著提升,且并購(gòu)協(xié)同一體化效應(yīng)得到充分發(fā)揮,從而取得高業(yè)績(jī)回報(bào)。楊超等[3]通過(guò)研究發(fā)現(xiàn),與未簽訂業(yè)績(jī)承諾協(xié)議的并購(gòu)活動(dòng)相比,簽訂協(xié)議的上市公司并購(gòu)績(jī)效表現(xiàn)更好。
業(yè)績(jī)補(bǔ)償承諾協(xié)議的簽訂對(duì)上市公司并購(gòu)績(jī)效的提升產(chǎn)生正向效應(yīng)的同時(shí),也帶來(lái)了負(fù)面效應(yīng)。Faccio等[4]認(rèn)為業(yè)績(jī)承諾中雙方信息不對(duì)稱極大地影響了并購(gòu)交易的進(jìn)行,甚至導(dǎo)致企業(yè)并購(gòu)績(jī)效的降低。饒茜等[5]通過(guò)實(shí)證研究分析發(fā)現(xiàn),承諾到期后并購(gòu)方的業(yè)績(jī)呈現(xiàn)下滑趨勢(shì)?;诖?,筆者認(rèn)為在并購(gòu)重組活動(dòng)中,簽訂業(yè)績(jī)補(bǔ)償承諾協(xié)議所帶來(lái)的正面效應(yīng)遠(yuǎn)大于其負(fù)面效應(yīng)。
假設(shè)一:在并購(gòu)重組活動(dòng)中,業(yè)績(jī)補(bǔ)償承諾協(xié)議的簽訂更有利于企業(yè)長(zhǎng)期并購(gòu)績(jī)效的提升。
業(yè)績(jī)承諾的補(bǔ)償方式是補(bǔ)償承諾協(xié)議的重要組成部分,承諾期滿后,若被并購(gòu)企業(yè)的業(yè)績(jī)不達(dá)標(biāo),標(biāo)的企業(yè)要以現(xiàn)金或股份補(bǔ)償?shù)确绞綄?duì)并購(gòu)方進(jìn)行補(bǔ)償。通常將業(yè)績(jī)補(bǔ)償劃分為現(xiàn)金、股份及“現(xiàn)金+股份”3種方式?!艾F(xiàn)金+股份”補(bǔ)償方式通??杉?xì)化為3類:一是現(xiàn)金優(yōu)先補(bǔ)償,不足部分由股份補(bǔ)償;二是股份優(yōu)先補(bǔ)償,通過(guò)現(xiàn)金補(bǔ)充缺少的部分;三是現(xiàn)金和股份同時(shí)需要補(bǔ)償。故筆者將股份有限補(bǔ)償和股份優(yōu)先補(bǔ)償視為“現(xiàn)金+股份”補(bǔ)償進(jìn)行分析。
從收購(gòu)方長(zhǎng)期績(jī)效角度來(lái)看,如果將現(xiàn)金方式用于業(yè)績(jī)補(bǔ)償,則表明在未達(dá)到目標(biāo)值時(shí)差額僅以現(xiàn)金方式支付,對(duì)并購(gòu)方來(lái)說(shuō),該方式只是現(xiàn)時(shí)利益單純受損;而選用股份方式,則側(cè)面反映出未達(dá)到承諾值時(shí),被并購(gòu)方持有的部分股權(quán)將會(huì)受到損失,導(dǎo)致其損失潛在投資價(jià)值,特別是在股份不足以補(bǔ)償?shù)那闆r下,會(huì)徹底失去股權(quán),通過(guò)上述分析可以發(fā)現(xiàn),相較于純現(xiàn)金補(bǔ)償,“現(xiàn)金+股份”補(bǔ)償方式對(duì)并購(gòu)方績(jī)效的提升作用更顯著。
潘愛(ài)玲等[6]發(fā)現(xiàn),當(dāng)并購(gòu)交易雙方約定使用股票方式進(jìn)行補(bǔ)償時(shí),業(yè)績(jī)承諾對(duì)標(biāo)的企業(yè)的激勵(lì)效應(yīng)會(huì)更加顯著。Yixin Wang[7]研究表明:與現(xiàn)金補(bǔ)償方式相比,股權(quán)補(bǔ)償對(duì)業(yè)績(jī)的激勵(lì)效用更明顯,業(yè)績(jī)承諾的達(dá)成率更高。基于此,筆者認(rèn)為在并購(gòu)重組活動(dòng)中,相較于純現(xiàn)金補(bǔ)償方式,“現(xiàn)金+股份”補(bǔ)償方式對(duì)并購(gòu)方績(jī)效的提升作用更顯著。
假設(shè)二:在并購(gòu)重組活動(dòng)中,“現(xiàn)金+股份”的補(bǔ)償方式更有利于提升并購(gòu)方重組業(yè)績(jī)。
并購(gòu)重組交易過(guò)程中,按照其承擔(dān)責(zé)任的對(duì)象可劃分為兩類:?jiǎn)蜗蜓a(bǔ)償和雙向補(bǔ)償。在單向業(yè)績(jī)補(bǔ)償協(xié)議中,到期后可能的賠償風(fēng)險(xiǎn)對(duì)被并購(gòu)方可形成目標(biāo)約束激勵(lì)作用。而在雙向業(yè)績(jī)補(bǔ)償協(xié)議中,當(dāng)被并購(gòu)方業(yè)績(jī)承諾的目標(biāo)值超額完成時(shí),標(biāo)的企業(yè)不僅不會(huì)因需要補(bǔ)償而遭受損失,甚至還可獲取額外的獎(jiǎng)勵(lì)。段良曉等[8]通過(guò)對(duì)并購(gòu)業(yè)績(jī)承諾方式的激勵(lì)效應(yīng)研究,發(fā)現(xiàn)雙向業(yè)績(jī)承諾對(duì)業(yè)績(jī)的激勵(lì)效應(yīng)比單向業(yè)績(jī)承諾的激勵(lì)效果更加明顯;吳微[9]以?shī)W飛娛樂(lè)為例進(jìn)行研究,發(fā)現(xiàn)雙向業(yè)績(jī)承諾的激勵(lì)效果比單向業(yè)績(jī)承諾好。但是有部分學(xué)者持有不同意見(jiàn),潘愛(ài)玲等[6]通過(guò)實(shí)證分析發(fā)現(xiàn)單向雙向承諾對(duì)并購(gòu)績(jī)效的影響并無(wú)明顯區(qū)別;楊洋[10]通過(guò)實(shí)證研究分析發(fā)現(xiàn)業(yè)績(jī)補(bǔ)償承諾協(xié)議中的雙向獎(jiǎng)勵(lì)安排并沒(méi)有對(duì)被并購(gòu)方產(chǎn)生更強(qiáng)的激勵(lì)效應(yīng)。基于上述分析,筆者認(rèn)為相較于單向業(yè)績(jī)承諾補(bǔ)償,雙向業(yè)績(jī)承諾補(bǔ)償可更好地激勵(lì)承諾方公司管理決策者,從而使其更加重視并購(gòu)的協(xié)同效應(yīng),提升企業(yè)績(jī)效,使得并購(gòu)重組的整合作用得到更好的發(fā)揮;同時(shí),雙向業(yè)績(jī)承諾也增強(qiáng)了并購(gòu)雙方的共同利益,大大提升了并購(gòu)方長(zhǎng)期績(jī)效。
假設(shè)三:在并購(gòu)重組活動(dòng)中,雙向業(yè)績(jī)補(bǔ)償對(duì)并購(gòu)方長(zhǎng)期績(jī)效提升的作用更加顯著。
考慮業(yè)績(jī)承諾對(duì)長(zhǎng)期并購(gòu)績(jī)效的影響,筆者選取并購(gòu)首次宣告日前后兩年的數(shù)據(jù)作為績(jī)效研究時(shí)間,為此選擇了時(shí)間起止點(diǎn)為2015—2017年的并購(gòu)重組事件作為研究標(biāo)的,有效研究樣本共331個(gè),其中,簽訂業(yè)績(jī)承諾協(xié)議的樣本223個(gè),未簽訂協(xié)議的樣本108個(gè),并利用SPSS軟件進(jìn)行了分析,研究數(shù)據(jù)均來(lái)源于國(guó)泰安數(shù)據(jù)庫(kù)。
筆者對(duì)相關(guān)變量進(jìn)行定義,如表1所示。
表1 主要變量定義
(1)被解釋變量
(2)解釋變量
選擇是否簽訂業(yè)績(jī)補(bǔ)償承諾協(xié)議VAM、業(yè)績(jī)補(bǔ)償承諾方式CS_VAM及補(bǔ)償方向D_VAM作為解釋變量。
(3)控制變量
為控制其他因素對(duì)并購(gòu)績(jī)效的影響,在借鑒前人研究的基礎(chǔ)上,選取關(guān)聯(lián)交易(RER)、資產(chǎn)負(fù)債率(LEV)、資產(chǎn)規(guī)模(SIZE)、總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率(TURNOVER)作為研究中的控制變量。
為檢驗(yàn)并購(gòu)重組事件VAM、CS_VAM及D_VAM對(duì)ΔROA的影響,構(gòu)建以下3個(gè)模型。
模型一:
ΔROA=β0+β1VAM+β2RER+β3SIZE+β4LEV+β5TURNOVER+ε
模型二:
ΔROA=β0+β1CS_VAM+β2RER+β3SIZE+β4LEV+β5TURNOVER+ε
模型三:
ΔROA=β0+β1D_VAM+β2RER+β3SIZE+β4LEV+β5TURNOVER+ε
構(gòu)建的3個(gè)模型中,β0,β1,…,β5為估計(jì)參數(shù);ε為誤差項(xiàng)的隨機(jī)變量,反映了除主要變量間的線性關(guān)系之外的隨機(jī)因素對(duì)ΔROA的影響。
對(duì)各主要變量進(jìn)行描述性統(tǒng)計(jì)分析(見(jiàn)表2),并根據(jù)分析得出相應(yīng)結(jié)論。
表2 各變量的描述統(tǒng)計(jì)分析
(1)VAM的均值為0.673,即容量為331件的樣本中,超過(guò)一半簽訂了業(yè)績(jī)補(bǔ)償承諾協(xié)議,表明在并購(gòu)重組過(guò)程中,超過(guò)一半重組伴有承諾補(bǔ)償協(xié)議;同時(shí),也說(shuō)明業(yè)績(jī)補(bǔ)償承諾協(xié)議是并購(gòu)重組事件中普遍使用的一種契約安排。
(2)CS_VAM的均值為0.537,說(shuō)明簽訂補(bǔ)償承諾協(xié)議的223件樣本中,“現(xiàn)金+股份”補(bǔ)償方式相較于現(xiàn)金補(bǔ)償比例更大,因而是主要的補(bǔ)償方式。
(3)D_VAM的均值為0.250,說(shuō)明在223件標(biāo)的中,僅有83件并購(gòu)重組事件簽訂了雙向業(yè)績(jī)承諾??梢钥闯觯涸谄髽I(yè)進(jìn)行并購(gòu)重組交易的過(guò)程中,雙向業(yè)績(jī)承諾運(yùn)用得并不廣泛。
(4)結(jié)果顯示:-0.434是ΔROA的最小值,0.470是其最大值,0.012是其均值,說(shuō)明長(zhǎng)期并購(gòu)績(jī)效平均在0.012的水平,通過(guò)其標(biāo)準(zhǔn)偏差0.075也可說(shuō)明各并購(gòu)企業(yè)的長(zhǎng)期并購(gòu)存在差異。從長(zhǎng)期來(lái)看,樣本企業(yè)并購(gòu)重組帶動(dòng)了并購(gòu)方長(zhǎng)期業(yè)績(jī)的增加。
筆者利用SPSS軟件進(jìn)行相關(guān)性分析(見(jiàn)表3),得出如下結(jié)論。
表3 各變量間相關(guān)性分析
(1)ΔROA與VAM及CS_VAM的相關(guān)系數(shù)都是正數(shù),分別為0.117,0.140,且其顯著性水平為5%,說(shuō)明在并購(gòu)交易中簽訂業(yè)績(jī)補(bǔ)償承諾協(xié)議及利用“現(xiàn)金+股份”補(bǔ)償方式進(jìn)行補(bǔ)償與企業(yè)長(zhǎng)期并購(gòu)績(jī)效呈正相關(guān)關(guān)系。表明簽訂了業(yè)績(jī)補(bǔ)償承諾協(xié)議可以提高企業(yè)的長(zhǎng)期并購(gòu)績(jī)效;且在簽訂業(yè)績(jī)補(bǔ)償承諾的企業(yè)中,“現(xiàn)金+股份”補(bǔ)償方式更有利于提高企業(yè)并購(gòu)績(jī)效。因此,假設(shè)一和假設(shè)二均得到了部分驗(yàn)證。
(2)ΔROA與D_VAM的相關(guān)系數(shù)為0.001,但并不顯著,說(shuō)明雙向補(bǔ)償與長(zhǎng)期并購(gòu)績(jī)效間關(guān)系不大。僅從相關(guān)系數(shù)的結(jié)果來(lái)看,并購(gòu)重組中若存在業(yè)績(jī)承諾,雙向補(bǔ)償對(duì)并購(gòu)方績(jī)效提升的作用并不顯著,這一結(jié)果與假設(shè)三相違背。
通過(guò)對(duì)VAM與ΔROA進(jìn)行t檢驗(yàn)分析(見(jiàn)表4),得出相應(yīng)結(jié)論。
表4 VAM與ΔROA的t檢驗(yàn)分析結(jié)果
將331個(gè)總樣本按照在并購(gòu)重組交易過(guò)程中并購(gòu)雙方是否簽訂業(yè)績(jī)補(bǔ)償承諾協(xié)議劃分為兩組,未簽訂與簽訂業(yè)績(jī)補(bǔ)償協(xié)議的分析項(xiàng)之間的ΔROA差值約為-0.018 61,t值為-2.142,p值為0.033,且均在5%的水平上顯著。由此可知,在并購(gòu)重組過(guò)程中簽訂業(yè)績(jī)補(bǔ)償協(xié)議的分析項(xiàng)對(duì)業(yè)績(jī)的提升作用顯著高于未簽訂協(xié)議的。
通過(guò)表3相關(guān)性分析結(jié)果可得:ΔROA與VAM、CS_VAM及D_VAM間的相關(guān)系數(shù)均小于0.200,表明變量間的多重共線性表現(xiàn)不明顯,因此,可進(jìn)行多元回歸分析。
利用SPSS軟件進(jìn)行多元回歸分析(見(jiàn)表5),可得出相應(yīng)結(jié)論。
表5 多元回歸分析結(jié)果
(1)模型一的F值為3.981,p值為0.002,在1%的水平上顯著,說(shuō)明該模型的回歸效果顯著。且其回歸系數(shù)為0.020,呈正相關(guān)關(guān)系,說(shuō)明業(yè)績(jī)補(bǔ)償協(xié)議具有激勵(lì)效應(yīng),表明在并購(gòu)重組活動(dòng)中,簽訂業(yè)績(jī)補(bǔ)償承諾協(xié)議的并購(gòu)方企業(yè)長(zhǎng)期績(jī)效相較于未簽訂協(xié)議的更好,因此假設(shè)一得到驗(yàn)證。
(2)模型二的F值為4.255,p值為0.001,在1%的水平上顯著,其回歸系數(shù)為0.017,為正數(shù),說(shuō)明 “現(xiàn)金+股份”的業(yè)績(jī)補(bǔ)償方式相較于其他補(bǔ)償方式對(duì)企業(yè)長(zhǎng)期并購(gòu)績(jī)效的提升作用更顯著,假設(shè)二得到驗(yàn)證。
(3)模型三的F值為3.349,p值為0.006,在1%的水平上并不顯著,各自變量不能很好地解釋因變量。此外,其回歸系數(shù)僅為0.001,且D_VAM與ΔROA間并未呈現(xiàn)出明顯的相關(guān)關(guān)系,并不顯著。因此,對(duì)于簽訂協(xié)議的企業(yè),雙向補(bǔ)償并未提升其長(zhǎng)期并購(gòu)績(jī)效,與假設(shè)三不一致。而造成不一致的原因如下:從整理的樣本數(shù)據(jù)來(lái)看,簽訂業(yè)績(jī)承諾協(xié)議的僅有37%選擇雙向承諾,數(shù)量較少;研究的時(shí)間跨度較短,而雙向承諾在2016年的重組辦法中首次給予明確規(guī)定,相關(guān)制度和借鑒經(jīng)驗(yàn)不足,導(dǎo)致企業(yè)即便實(shí)現(xiàn)了承諾值,也并未獲得相應(yīng)獎(jiǎng)勵(lì)。
在國(guó)內(nèi)并購(gòu)重組活動(dòng)中,業(yè)績(jī)補(bǔ)償承諾協(xié)議得到了廣泛應(yīng)用,在對(duì)長(zhǎng)期并購(gòu)績(jī)效產(chǎn)生顯著影響的同時(shí),其大量簽訂也帶來(lái)了相應(yīng)的管理需求。筆者根據(jù)研究結(jié)論提出以下建議:積極鼓勵(lì)上市公司在并購(gòu)重組時(shí)合理地運(yùn)用業(yè)績(jī)補(bǔ)償承諾協(xié)議;企業(yè)在簽訂協(xié)議時(shí),可較多考慮使用“現(xiàn)金+股份”的補(bǔ)償方式或股份補(bǔ)償方式;雖然雙向業(yè)績(jī)補(bǔ)償在國(guó)內(nèi)出現(xiàn)得相對(duì)較晚,且國(guó)內(nèi)相關(guān)制度不完善,但業(yè)績(jī)承諾作為重要條款已在并購(gòu)交易中廣泛使用,從而給并購(gòu)雙方的業(yè)績(jī)帶來(lái)了一定的影響,因此,相關(guān)部門(mén)應(yīng)當(dāng)完善關(guān)于雙向業(yè)績(jī)承諾的相關(guān)規(guī)章制度,以保證其規(guī)范實(shí)施。
本研究的局限性與不足之處在于:筆者在對(duì)并購(gòu)績(jī)效進(jìn)行衡量時(shí),僅使用單一財(cái)務(wù)指標(biāo),只能反映企業(yè)盈利能力方面績(jī)效的提升情況,不能全面體現(xiàn)綜合績(jī)效;由于數(shù)據(jù)搜集時(shí)間跨度限制,樣本量規(guī)模較小,擴(kuò)大樣本量可能會(huì)獲得不同的實(shí)證檢驗(yàn)結(jié)果,后續(xù)將會(huì)繼續(xù)深入挖掘,以求得到更加嚴(yán)謹(jǐn)?shù)难芯拷Y(jié)果。
沈陽(yáng)建筑大學(xué)學(xué)報(bào)(社會(huì)科學(xué)版)2021年2期