業(yè)績承諾、董事會治理與分析師預測準確性
——來自公司重大資產重組的經(jīng)驗證據(jù)

李 翔 陳劍宇 劉 健 牛玉凝

(南京大學 商學院會計學系，江蘇 南京 210093)

一、研究問題

近年來，中國A股上市公司越來越頻繁地發(fā)生重大資產重組事件，2010年上述事件僅發(fā)生15起，到2015年則快速增至461起。與之伴生的是，重大資產重組實踐中，也越來越多地出現(xiàn)上市公司或并購方對被并購企業(yè)未來業(yè)績進行承諾的情形。那么，為什么上述情形會越來越多地出現(xiàn)呢？理論界對這類并購動因的解釋主要有：(1)協(xié)同效應，一是差別效率理論，①Weston,J.F. M.L.Mitchell and J.H.Mulherin :“Takeovers, restructuring and corporate governance”, Pearson Prentice-Hall, Uper Saddle River, New Jersey. 2004,(No.2).即橫向并購能夠提高企業(yè)生產管理活動的效率并產生協(xié)同效益；二是縱向合并可以獲得不同發(fā)展水平或產業(yè)鏈不同環(huán)節(jié)的協(xié)同，從而降低各種形式的討價還價、聯(lián)絡費用和機會主義行為等帶來的交易成本(Williamson,1975)。(2)代理理論，它認為外部的并購風險會形成對企業(yè)管理者的約束(Manne,1965)。然而，近年來，理論界越來越關注到并購的負面效應，如Roll(1986)提出的自大假說，即管理者在評估并購機會和目標公司未來收益的時候總是過度自信和過于樂觀，高估了自己的經(jīng)營能力和目標企業(yè)的市場價值，并對目標企業(yè)的收購支付過高的溢價，導致收購企業(yè)的股東利益受損。鑒于上市公司重大資產重組對公司價值有顯著影響，但影響具有不確定性。因此，投資者在認知和解讀重大資產重組對公司價值的影響時也具有不確定性，而這種不確定性會降低公司價值。②雷光勇、張英、劉茉：《投資者認知、審計質量與公司價值》，《審計與經(jīng)濟研究》2015年第1期。所以，在近年重大資產重組事件涉及利益金額迅速提升的背景下，上市公司頻頻發(fā)布業(yè)績承諾，符合向市場傳遞積極信號以增加重組成功概率的相關動機。

另一方面，分析師作為上市公司投資價值的分析主體，能否有效分析上述業(yè)績承諾的信息含量，并將之納入其盈利預測工作模型，就成為上市公司進行重大資產重組業(yè)績承諾動因能否實現(xiàn)的關鍵所在。本文專門研究上市公司重大資產重組背景下，上市公司關于被并購公司業(yè)績承諾的公告，是否能夠被分析師關注并準確反應。更進一步，探討何種公司治理特征對分析師上述工作特征產生影響以及產生何種影響。

二、理論分析與研究假設

上市公司的信息披露會影響分析師預測的準確性，是分析師進行預測的重要信息來源。上市公司信息披露政策越透明，則跟隨其進行預測的分析師數(shù)量越多，預測的分歧度越小，準確度越高，并且前瞻性的會計信息對分析師的盈余預測有更大的相關性，因此分析師更傾向于對其進行解讀。[注]白曉宇：《上市公司信息披露政策對分析師預測的多重影響研究》，《金融研究》2009年第4期。在上市公司重大資產重組中，大股東與中小股東之間存在權利和信息不對稱，大股東是主要控制者，中小股東處于弱勢地位，存在嚴重信息不對稱的情況(劉建勇等，2014)。而業(yè)績補償承諾安排意在維護交易公平、保護中小投資者，是作為一種保障與懲罰措施來對資產出售方進行約束(陳瑤等，2016)。因此，發(fā)布業(yè)績承諾的上市公司，其重大資產重組方案越可能在股東大會上通過。理論上來講，資產出售者不敢隨意預測業(yè)績，因為承諾多少就意味著未來可能會損失多少。但是，在現(xiàn)實中卻出現(xiàn)了大量隨意的、夸大的，甚至有違常理的承諾，緊跟這些承諾后的，是未達承諾的巨額補償。因此，2014年證監(jiān)會取消了上市公司購買資產時，應當提供擬購買資產的盈利預測的規(guī)定，修改為“上市公司與交易對方可以根據(jù)市場化原則，自主協(xié)商是否采取業(yè)績補償和每股收益填補措施及相關具體安排”。因此，本文基于上市公司業(yè)績承諾是上市公司根據(jù)實際情況謹慎預測這一前提展開研究。作為上市公司一項重要的信息披露，業(yè)績承諾是資產出售方根據(jù)前瞻性會計信息，對注入的標的資產或經(jīng)營業(yè)績做出承諾。一方面該協(xié)議通過股份或現(xiàn)金支付來調整上市公司和盈利承諾方之間的經(jīng)濟利益，這不僅可以降低上市公司與分析師和中小投資者之間的信息不對稱，同時也增加了分析師進行預測的信息渠道。因此可以預期，業(yè)績承諾可以提高分析師的預測準確性；另一方面，業(yè)績補償承諾可以顯著提升并購的協(xié)同效應水平，在提高并購溢價的同時，也會提高收購方股東的收益(呂長江等，2014)，有助于増強上市公司未來業(yè)績的確定性，降低分析師預測難度。

與此同時，上述業(yè)績補償承諾在不同的場景中發(fā)揮的作用在邏輯上應存在差異。從重大資產并購交易對手來看，我們可以將其分為關聯(lián)并購和非關聯(lián)并購。其中，關聯(lián)并購是指上市公司與其關聯(lián)方實施的重大資產重組，非關聯(lián)交易的交易對手則是非關聯(lián)方。那么，非關聯(lián)交易在充分競爭和自由選擇的基礎上達成，市場化程度較高，信息披露較完全，分析師可以根據(jù)已披露的信息進行預測。而在關聯(lián)交易的并購中，存在信息披露程度相對較低，信息披露不完全、透明度較低等問題，會影響分析師預測的準確性，若此時上市公司發(fā)布有關重大資產重組的業(yè)績承諾，則可以增加交易的透明度；披露與資產重組有關的重要信息，并且承諾的金額直接影響上市公司未來的業(yè)績，是分析師預測的重要來源和依據(jù)，可以提高分析師預測的準確性。因此，本文認為在關聯(lián)交易中，業(yè)績承諾能提高分析師的預測精度。據(jù)此，我們提出假設1：

假設1：重大資產重組中，發(fā)布業(yè)績承諾會顯著提高分析師的預測精度；相比于非關聯(lián)并購，關聯(lián)并購的業(yè)績承諾所產生的上述效應更為顯著。

那么，具有何種特征的公司在進行重大資產重組時，做出的業(yè)績承諾會更顯著的存在上述效應呢？本文從重大資產重組決策的核心治理主體“董事會”出發(fā)，借鑒前人的研究，從外部董事和內部董事股權激勵的角度，探討董事會特征對上述假設1所闡述理論的影響。

在董事會日常治理中，獨立董事的基本功能定位是對其他董事和高管進行監(jiān)督，以維護小股東權益。由于公司對外發(fā)布的重大信息要經(jīng)過董事會的批準，獨立董事能在一定程度上抵制與防范管理當局操縱信息，提升信息披露的質量。崔學剛(2004)的研究發(fā)現(xiàn)，獨立董事人數(shù)越多，公司披露的財務信息更透明，信息質量越高。[注]崔學剛：《公司治理機制對公司透明度的影響——來自中國上市公司的經(jīng)驗數(shù)據(jù)》，《會計研究》2004年第8期。獨立董事聘請人數(shù)具有最低的監(jiān)管底線。相比于聘請獨立董事人數(shù)僅達到監(jiān)管要求的上市公司而言，自愿聘請超過監(jiān)管數(shù)量要求獨立董事的上市公司，往往治理效果也較好。

上市公司進行重大資產重組，由被并購方向全體股東承諾并購后業(yè)績，實際上是被并購方向市場發(fā)布積極信號，以提升方案得到董事會和股東大會批準的可能性。同樣，未達到承諾業(yè)績目標，被并購方則會以實際對價補償全體股東，這構成重大資產重組交易安排中一項重要的“保證”制度。相比于獨立董事治理效果較好的公司，上述“保證”效應在獨立董事治理較弱的公司，邏輯上會更加明顯。這是因為，當獨立董事發(fā)揮治理作用較好時，外部投資者和信息使用者會較為依賴其發(fā)揮的治理作用進行決策；反之，當獨立董事發(fā)揮作用不明顯時，投資者和外部信息使用者會更加依賴實質性的“保證”條款來保護自己的利益。另一方面，獨立董事治理效果較弱的公司，其日常信息披露治理更低，因此分析師等外部信息使用者，會更加依賴重大資產重組事件中業(yè)績承諾等實質性“保證”條款下所披露的信息來開展工作。對此，我們認為針對獨立董事治理效應較弱的公司，分析師利用重大資產重組事件中業(yè)績承諾信息所進行的盈利預測，其準確性的提高程度會更為顯著。基于此，本文提出假設2：

假設2：重大資產重組中，對于獨立董事人數(shù)較少的公司，業(yè)績承諾和分析師預測精度之間的正向關系更為顯著。

從內部董事視角來看，現(xiàn)有文獻傾向于認為賦予內部董事以股權激勵，能夠產生“所有權激勵”和“薪酬激勵”雙重效果，核心宗旨是通過激勵對象與企業(yè)利潤共享、風險共擔，使激勵對象有動力按照股東利益最大化的原則經(jīng)營公司，減少或消除短期行為(呂長江等，2009)。正因如此，內部董事持股較高，往往意味著公司具有較好的治理效果。

與假設2邏輯一致，對于內部董事治理效果較弱的公司，在進行重大資產重組時，投資者越需要業(yè)績承諾等實質性“保證”制度來保障自身利益，外部信息使用者也會更加傾向于利用與之相關聯(lián)的信息來進行決策。當內部董事未獲得股權激勵時，分析師等外部信息使用者不能判定內部董事是否為了公司價值最大化而履行董事會職責，此時對于業(yè)績承諾等制度條款的需求會更加強烈，也更加依賴其自身工作，并且依賴其工作效果的提升程度也更為明顯。基于此，我們提出假設3：

假設3：重大資產重組中，對于董事會持股比例較少的公司，業(yè)績承諾與分析師預測精度之間的正向關系更為顯著。

三、研究設計

(一)樣本選擇

本文分析師盈余預測、董事會治理及相關財務指標數(shù)據(jù)來自CSMAR數(shù)據(jù)庫；重大資產重組案例資料來自Wind數(shù)據(jù)庫；業(yè)績承諾數(shù)據(jù)來源于Wind數(shù)據(jù)庫中的并購重組數(shù)據(jù)。同時，根據(jù)重組方案中的業(yè)績承諾、盈利預測或利潤補償條款部分的披露內容，手工收集業(yè)績補償?shù)南嚓P數(shù)據(jù)。本文樣本期間為2011-2015年。在此期間，剔除沒有分析師跟蹤的公司后，總計有422件重大資產重組事件。每個重大資產重組事件對應的上市公司，會有多個分析師對其當年盈利進行預測，本文僅保留重大資產重組最新披露日期當年的分析師盈利預測，最后共篩選出8515個分析師盈利預測樣本觀測。

(二)變量定義

1.被解釋變量。本文被解釋變量是分析師預測準確性，我們參考Lang et al．(1996)和洪劍峭等(2013)的做法，[注]洪劍峭、張曉斐、蘇超：《上市公司業(yè)績變動與分析師預測行為》，《投資研究》2013年第8期。用分析師預測每股收益與上市公司實際每股收益的偏差，取絕對值后，除以公司當年股票收盤價進行標準化處理。計算方法如下：

其中，F(xiàn)orecast是j分析師對i公司t期的預測，EPS是i公司t期的實際每股盈余，Price是i公司t期股票收盤價格。

2.解釋變量。業(yè)績承諾及相關變量是本文的解釋變量，具體衡量方式：(1)Commitment，如果重大資產重組報告書或利潤補償協(xié)議中具體披露了承諾的業(yè)績金額或業(yè)績增長比例則為1，否則為0；(2)Independent，樣本公司獨立董事人數(shù)，用來衡量董事會中來自外部獨立董事的治理特征；(3)boardstock，董事會成員持股比例，衡量董事會中來自內部董事的治理特征。變量定義見表1：

(二)研究模型

對于假設1，本文使用以下模型進行最小二乘回歸。

Ferrori,t,j=α+β1Commitment+β2New_industry+β3Relevance+β4Buyshell+β5Horizon+β6Ssize+β7Csize+β8Soe+β9CR1+β10Predict+β11Duration+β12PB+β13Loss+∑Ind+∑Year+ε

為驗證假設2和假設3，我們在假設1的基礎上加入董事會治理特征變量Qulity_CG，具體分為獨立董事人數(shù)和董事會持股比例，獨立董事人數(shù)越多、董事會持股比例越高，則針對重大資產重組事項的董事會治理特征越好。

Ferrori,t,j=α+β1Commitment+β2Qulity_CG+β3Commitment_Qulity_CG +β4New_industry+β5Relevance+β6Buyshell+β7Horizon+β8Ssize+β9Csize+β10Soe+β11CR1+β12Predict+β13Duration+β14PB+β15Loss+∑Ind+∑Year+ε

表1 變量定義

四、實證研究結果與分析

(一)描述性統(tǒng)計分析

表2報告了樣本中各變量的描述性統(tǒng)計分析。證券分析師預測偏差均值和標準差分別為0.012和0.018，樣本偏差不大。做出業(yè)績承諾的上市公司比例為77.6%。平均每個上市公司獨立董事人數(shù)為3人，最大值為13人，標準差為1.141，樣本偏差不大。樣本中重組后進入新的行業(yè)或新增主營業(yè)務的比例為20%，構成買殼上市的比例為8%，關聯(lián)交易的比例為68.1%，發(fā)布業(yè)績承諾的國有企業(yè)占比為32.1%。樣本市凈率最大值和最小值分別為0.657和26.147，標準差為4.032，樣本偏差較大。

表2 描述性統(tǒng)計

(二)多元回歸分析

為驗證前述提出的研究假說，本文通過多元回歸的分析方法，在控制行業(yè)和年份的基礎上，考察重大資產重組業(yè)績預告對分析師盈余預測準確性的影響。并在此基礎上，從公司特征出發(fā)，考察上市公司董事會治理是否影響重大資產重組業(yè)績預告與分析師盈余預測準確性的關聯(lián)，我們預期發(fā)布重大資產重組業(yè)績預告的公司，證券分析師的預測更準確，上市公司董事會治理越差的公司，此時發(fā)布重大資產重組業(yè)績預告，會增強分析師盈余預測的準確性。

表3報告了假設1的初步回歸結果，其中第一列是全樣本，第二列和第三列分別是關聯(lián)交易樣本和非關聯(lián)交易樣本。在全樣本組中，上市公司發(fā)布業(yè)績預告和分析師盈余預測偏差在1%水平上顯著負相關；在關聯(lián)組中，上市公司發(fā)布業(yè)績預告和分析師盈余預測偏差在1%水平上也顯著負相關；在非關聯(lián)組中，上市公司發(fā)布業(yè)績預告和分析師盈余預測偏差負相關，但并不顯著。這說明，發(fā)布重大資產重組業(yè)績預告的公司，證券分析師的預測更準確，與假設1一致。[注]限于篇幅，表3“業(yè)績承諾與分析師預測準確度表”從略，有興趣的讀者可聯(lián)系作者索取。

表4報告了假設2的回歸結果，解釋變量是上市公司董事會中的獨立董事人數(shù)。其中，第一列是全樣本，第二列和第三列分別是關聯(lián)交易樣本和非關聯(lián)交易樣本。在全樣本組和關聯(lián)組樣本中，上市公司發(fā)布業(yè)績預告和分析師盈余預測偏差在1%水平上顯著負相關，上市公司獨立董事人數(shù)和分析師盈余預測偏差在1%水平上顯著負相關，上市公司發(fā)布業(yè)績預告和獨立董事人數(shù)的交乘項與分析師盈余預測偏差在1%水平上顯著正相關。在非關聯(lián)樣本組中，上市公司發(fā)布業(yè)績預告和分析師盈余預測偏差在1%水平上顯著負相關，上市公司獨立董事人數(shù)、與分析師盈余預測偏差正相關和負相關，但不顯著。上市公司發(fā)布業(yè)績預告和獨立董事人數(shù)的交乘項與分析師盈余預測偏差在1%水平上顯著正相關。與假設2預期一致。[注]限于篇幅，表4“獨立董事人數(shù)對業(yè)績承諾和分析師預測影響表”從略，有興趣的讀者可聯(lián)系作者索取。

其他控制變量方面：Relevance系數(shù)顯著為正；Predict在全樣本中系數(shù)顯著為正；Csize結果顯著負相關；PB結果顯著負相關；Loss的結果和分析師盈余預測偏差顯著正相關，均與預期相一致。

表5報告了以董事會持股比例為解釋變量對假設3的回歸結果。其中，第一列是全樣本，第二列和第三列分別是關聯(lián)交易樣本和非關聯(lián)交易樣本。在三組回歸中，上市公司發(fā)布業(yè)績預告和分析師盈余預測偏差均在1%水平上顯著負相關，在全樣本和非關聯(lián)組的回歸中，董事會持股比例和分析師盈余預測偏差在1%水平上顯著負相關，上市公司發(fā)布業(yè)績預告和董事會持股比例的交乘項與分析師盈余預測偏差在1%水平上顯著正相關，與預期相符。[注]限于篇幅，表5“董事會持股比例對業(yè)績承諾和分析師預測影響表”從略，有興趣的讀者可聯(lián)系作者索取。

其他控制變量方面：Relevance系數(shù)顯著為正；Predict在全樣本中系數(shù)顯著為正；Csize結果顯著負相關；PB結果顯著負相關；Loss的結果和分析師盈余預測偏差顯著正相關，均與預期相一致。

綜合以上回歸結果，假設2和假設3得到驗證。即在重大資產重組中，對于董事會治理較弱的公司，業(yè)績承諾與分析師預測精度之間的正向關系更為顯著。

五、研究結論與展望

本文以2011-2015年我國A股市場發(fā)生的重大重組事件為樣本，運用實證研究方法，系統(tǒng)研究了重大資產重組中的業(yè)績承諾對分析師預測準確性的影響，以及上市公司董事會治理對這一關系的調節(jié)作用。結果表明，相比于沒有業(yè)績承諾的公司，分析師對有業(yè)績承諾的上市公司盈余預測更加準確。同時，公司董事會治理對業(yè)績承諾與分析師預測的相關性起到調節(jié)作用，而且董事會治理較弱的公司，若在并購交易中發(fā)布業(yè)績承諾，則業(yè)績承諾對分析師預測準確性的正向影響更為顯著。本研究結論，對于考察上市公司董事會治理是否影響重大資產重組業(yè)績預告與分析師盈余預測準確性的關聯(lián)，進一步理解分析師在重大資產重組中業(yè)績承諾的信息含量，以及董事會治理對上述關系的影響具有支撐性作用。