業績承諾增長率、并購溢價與股價崩盤風險

關靜怡 劉娥平

(中山大學管理學院，廣東 廣州 510275)

引言

在近年的定增并購事件中，簽訂對賭協議已成為交易常態。該協議是標的公司售股股東(承諾方)向收購方作出的承諾，約定未來一定期限的業績水平(通常是凈利潤)，如果在對賭期間無法兌現，則以現金或者股份的形式向收購方補償。之所以簽訂這一協議，是由于標的公司的估值問題很大程度上決定了定增并購交易是否能為收購方創造價值，而標的公司通常是非上市公司，信息不對稱問題較為嚴重，或者處于初創階段，未來發展前景面臨較大不確定性，因而價值往往難以估量。在這種情況下，業績承諾扮演了極為重要的角色：一方面，它有助于修正標的公司的估值，弱化信息不對稱問題給收購方帶來的不公平性；另一方面，業績承諾的履約壓力有助于激發潛能，促使標的公司努力提高業績水平。于是，對賭協議被廣泛運用于定增并購交易中，并且很大程度上影響了交易的成敗。

雖然在已有研究中，對賭協議對企業家努力水平、標的公司業績的激勵效應已經得到了初步驗證，但這只是對賭協議經濟后果的一個方面。那么，對賭目標過高是否會增加收購方的風險？和訊網12018年1月31日報道了華鵬飛(300350)股價閃崩事件，指出華鵬飛2015年收購的博韓偉業承諾2017年凈利潤為1.56億元，但中報實現凈利6311萬元，尚不足承諾值的一半，不排除是由于博韓偉業業績未達標引發市場恐慌導致閃崩。盡管簽訂對賭協議的初衷是為了降低收購風險，可如果承諾方約定的對賭目標過高而無法實現，將對收購方的股價存在傳導效應，加劇股價崩盤風險?？v觀過往，每次股價崩盤都帶來了嚴重的經濟問題和社會問題：一方面，股市的良性發展被打破，公司的正常經營也受到干擾；另一方面，廣大投資者財富大幅縮水。因此，進一步討論對賭協議的經濟后果，剖析定增并購后股價崩盤的深層次原因，有利于維護金融市場的穩定、推動資本市場的健康發展，幫助投資者理性地認識對賭協議。

相較于之前的研究，本文創新之處可能在于：(1)對賭協議是并購交易中的重要制度安排，目前對賭協議領域的文獻雖然已針對法律效力、會計計量和激勵效應等方面進行了初步分析，但實證層面的研究仍然較為匱乏，本文有助于從實證層面上深化對賭協議的研究；(2)已有研究主要從努力水平和業績的角度討論對賭協議的激勵效應，但關于對賭目標是否會影響上市公司的收購風險尚未得到較為深刻的揭示，本文有助于豐富對賭協議經濟后果的研究；(3)已有研究針對并購樣本從收購方估值、并購溢價等角度討論了股價崩盤風險，本文在這些研究的基礎上，通過定增并購事件將并購與定向增發有機結合在一起，探討了定增并購這種三方交易模式下的股價崩盤風險，有助于進一步揭示定增并購的經濟后果。

理論分析與研究假設

一、業績承諾增長率與并購溢價

廣義的對賭協議在國際上主要有兩種做法，一種是我國普遍運用的補償協議，另一種是歐美國家常用的追加協議，也稱或有支付計劃。前者是指標的公司售股股東對未來一定期間的業績(如凈利潤、市場份額、用戶數等)作出承諾，如果約定的業績目標無法實現，則對收購方進行補償，在這種協議制度下，收購方支付的并購對價、持有標的公司的股份是固定的；后者則是指收購方支付的并購對價或者所持標的公司的股份比例在投資完成后隨公司業績而變化，如果標的公司業績表現良好，則上升，如果業績不佳，則下降?？偟膩碚f，兩種做法都是為了彌合標的公司樂觀的業績預測與收購方保守的業績預測之間的差距，但產生的經濟后果可能存在較大差異。因此，本文主要參考了我國學者關于對賭協議的研究成果。

目前，較少文獻直接針對定增并購中的對賭協議與并購溢價進行實證檢驗，但是可以借鑒一般并購交易中關于對賭協議與并購溢價的研究結果。李玉辰和費一文(2013)[12]通過理論分析發現，在信息不對稱情況下，只有高盈利能力的企業愿意和投資者簽訂對賭協議。這一研究結果在理論上與對賭協議影響并購溢價相契合。此后，呂長江和韓慧博(2014)[17]、王競達和范慶泉(2017)[22]通過實證研究發現，對賭協議會顯著提高并購溢價。于成永和于金金(2017)[28]進一步發現，公司治理質量高的公司簽訂對賭協議，并購溢價更高。江虹和姜文靜(2017)[11]針對我國影視內容產業的并購案例進行了分析，指出業績承諾體現了標的公司股東對公司未來發展的信心，并且為收購方提供了一定的權益保障，能提高自身的估值水平。潘妙麗和張瑋婷(2017)[19]指出了并購重組交易中，業績承諾影響了正常資產評估，簽訂了對賭協議的重組項目，并購溢價率更高，而對賭協議中的業績目標與資產評估預測值高度一致，即便是標的公司在并購前出現了業績下滑的跡象，資產評估公司也默許了明顯不合理的高業績承諾。這些研究表明對賭協議會影響并購溢價，與業績承諾增長率影響并購溢價的推測一致。

理論上，業績承諾增長率對并購溢價的影響可能體現在以下幾種路徑：(1)根據信號理論，收購方不了解標的公司的實際盈利能力，高盈利能力的公司有動機向收購方顯示其盈利能力，承諾高增長率便是顯示高盈利能力的一種信號，但是低盈利能力的公司不敢承諾高增長率，因為他們很清楚自己做不到，承諾高增長率的違約概率很大、成本很高。于是，愿意承諾高增長率的公司便能與低盈利能力的公司區分出來。此時，高承諾增長率被收購方視為標的公司盈利能力較強的信號，使之為此支付更高的并購溢價。(2)從信息不對稱角度來看，在定增并購交易之前，收購方和標的公司之間的信息不對稱問題較為嚴重，導致收購方無法對標的公司進行準確估值，從而產生并購溢價。此時，買方處于信息劣勢地位，傾向于采用價格保護策略來避免高價買入劣質資產。標的公司作出業績承諾的意義在于通過主動披露信息，緩解信息不對稱問題給收購方帶來的不公平性，節約收購方的信息收集成本，幫助收購方對標的公司的盈利能力進行甄別與評定。為此，收購方需要付出一定代價。(3)從收購風險的角度來看，并購交易價格小于標的資產未來給收購方帶來的經濟利益是并購能創造價值的充分必要條件。在簽訂了對賭協議后，如果標的公司的業績不及預期，收購方可以根據協議獲取相應的補償，收購風險相對較小。承諾業績越高，未來的經濟利益也越有保證，因此，收購方愿意接受更高的并購價格。(4)從實物期權的角度來看，標的公司的業績承諾為收購方設定了損失的下限，在此安排下，收購方需要向標的公司支付價值補償，即期權費。(5)從機會成本的角度來看，高并購溢價是對標的公司放棄獨立上市、放棄被其他公司收購的補償。優質資產永遠是稀缺的、備受追捧的，優質公司的高業績承諾是劣質公司無法模仿的，如果收購方出價過低，優質的標的公司會認為這筆交易劃不來，不如直接謀求上市，或者等待出價更高的買家，所以，收購方必須支付足夠高的價格，優質標的公司才愿意放棄獨立上市或者被其他公司收購。基于以上理論分析，當定增并購標的公司業績承諾增長率較高時，上市公司必須支付較高的并購溢價才能使得交易達成。

據此，提出假設：

H1：業績承諾增長率與并購溢價正相關。

二、業績承諾增長率與股價崩盤風險

目前，關于對業績承諾經濟后果的研究主要從激勵的角度展開，多數研究都支持了對賭協議在適度業績目標下能產生正面的經濟后果。楊志強和曹鑫雨(2017)[27]針對發行股份購買資產方式進行的重大重組并購事件進行了實證檢驗，發現業績補償承諾有助于提高混合所有制改革的協同效應。沈華玉和林永堅(2018)[20]針對非公開發行股份購買資產的樣本，實證研究發現，簽訂了對賭協議、約定的利潤數量越高，上市公司的市場績效越好。呂長江和韓慧博(2014)[17]對業績補償承諾與并購協同效應之間的關系進行了實證檢驗，發現業績承諾具有信號傳遞的效應，可以強化收購方的選擇能力，提高并購效率；并且，業績承諾還具有激勵機制的作用，標的公司為了完成對賭期間的承諾業績會繼續努力經營好企業，于是，對賭協議使得并購的協同效應變得更強。進一步的研究表明，重復對賭比一次性對賭對投融資雙方更有利，因為雙方可以根據第一階段的對賭結果來選擇繼續博弈或者調整條款，避免一次性對賭中業績目標過高帶來的問題(劉峰濤等，2017)[14]，在對賭協議中采用股份回購方案比現金補償方案更能制約大股東對過高估值或過高盈利預測的非理性偏好，更有助于保護中小股東權益(高闖等，2010)[6]。

然而，對賭協議的負面后果也逐漸引起了學者的注意。業績承諾的公司存在正向盈余管理行為(劉浩等，2011)[15]，對賭后期的業績完成情況普遍差于對賭前期(王競達和范慶泉，2017)[22]，部分標的公司作出業績承諾只是為了拉抬自身資產評估價值，以不切實際的高業績承諾換取高價出售，上市公司基于順利完成交易或利益輸送等動機，會樂于接受高業績承諾，以刺激股價增長(高榴和袁詩淼，2017)[7]。但對賭標準設定過高使得管理層經營壓力較大，過分重視業績而輕視業務結構整合，導致管理層短期行為嚴重，企業潛力過度開發，一旦對賭失敗，還面臨控制權流失的問題(許竹，2016)[26]。項海容等(2009)[24]和郭菊娥等(2012)[10]通過理論分析發現，不同難度的對賭目標產生的激勵效應是不同的，當設置中等難度的目標時，企業家的努力水平較高。潘愛玲等(2017)[18]發現，對賭協議對并購后標的公司的業績的激勵效應存在先升后降的趨勢。

從理論上分析，業績承諾增長率影響股價崩盤風險可能基于以下路徑：(1)盡管信號理論預示了，劣質的標的公司很難效仿優質標的公司，只能通過低水平的對賭目標對收購方未來業績作出低水平的保障，但前提是標的公司真心地想要履約。假如盈利能力不足的公司通過承諾高增長率把自己偽裝成優質資產，在信息不對稱情況下上市公司也很難識別出標的公司的真實盈利能力，尤其是在資產評估公司有意迎合標的公司的情況下。于是，標的公司真實盈利能力與承諾增長率的差距越大，上市公司的風險就越大。在定增并購交易后，隨著時間推移，收購方掌握的信息越來越多，標的公司的真實盈利能力越來越難以隱瞞，當負面消息暴露出來時，就會導致收購方股價大幅波動，引發股價崩盤。因此，當標的公司通過高業績增長率蒙騙了上市公司，將加劇上市公司的股價崩盤風險。(2)激勵理論指出，簡單易于實現的目標激勵效果較好，如果制定過于困難的目標，激勵效果反而較小，因此，低水平的對賭目標更有助于降低收購方的股價崩盤風險。這是由于，即便是低水平的對賭目標通常也高于歷史業績水平，當標的公司基于對自身經營狀況的了解制定了合適的業績增長率，可以有效發揮激勵作用，管理層為了避免業績補償而努力工作，提高標的公司的經營業績，即“跳一跳摘到桃”。此時，上市公司既沒有支付過高的并購溢價，也不容易受到標的公司業績拖累，股價崩盤風險也就相對較小。但是，如果出于利益輸送或者惡意承諾等動機，設定了遠超過同行業實際水平的對賭目標，此時，受資源約束、市場份額所限，標的公司的實際盈利能力并不足以支撐這樣高的業績承諾，管理層再努力也“摘不到桃”，可能會自暴自棄、放棄目標，最終無法達標，標的公司成為收購方的不良資產，拖累上市公司的業績，引起投資者恐慌，加劇股價崩盤風險。因此，低水平的對賭目標激勵效果較好，有助于降低上市公司的股價崩盤風險，而過高的對賭目標則加劇了股價崩盤風險。(3)從行為金融理論角度來看，當管理層認可標的公司作出的過高承諾增長率，可能意味著管理層本身是過度自信或自大的，高估了定增并購未來給上市公司帶來的收益，無法充分認識標的公司實現高增長的困難有多大，而這筆交易換作是沒有過度自信的管理層可能根本就不敢實施，因為他們對標的公司實現高增長的可能性有著清醒的認識，對對賭失敗之后一系列扯皮、糾紛、訴訟所帶來的損失等有著充分的估計。于是，過度自信的管理層對定增并購后標的公司發展中面臨的負面因素不夠重視，以致壞消息逐步積累。而隨著時間的推移，投資者會逐漸意識到，對賭協議中的承諾增長率過高是由于管理層在過度自信的情緒下盲目相信標的公司“畫餅”而進行的過度投資，不是真的收購了優質資產。最終，收購方的股價崩盤風險上升。(4)從委托代理理論的角度來看，管理層與股東之間存在委托代理問題，管理層以對賭目標為經營導向不一定會提升股東財富，如果對賭目標設定過高，管理層在巨大經營壓力之下會變得非常短視，無暇顧及自身內功修煉，可能會減少研發投入，走上非理性擴張之路，即便對賭目標實現了，也會透支長期成長能力、損害股東的根本利益。

進一步考慮一種極端情況，假設標的公司把對賭目標定得非常高：例如，并購前還處于虧損狀態，對賭期間卻敢于承諾令人咋舌的高業績；或者明明是一家初創企業，市場份額還很小，承諾的業績卻遠超過同行業的優秀標桿公司，這顯然是非常不合理的，除非是標的公司非常迫切地想要盡快尋找“接盤俠”，或者根本就是惡意承諾，希望通過高業績承諾蒙騙收購方，先“放衛星”賣個好價，將來業績無法實現的時候再變更對賭條款(包括改變補償方式、把逐年對賭變為累計對賭等)或通過其他手段逃避責任。例如，2014年粵傳媒作價4.5億元收購香榭麗傳媒100%股權，彼時香榭麗的股東葉玫等承諾，2014～2016年香榭麗的扣非凈利潤分別不低于5683萬元、6870萬元和8156萬元，然而，2014年對賭第一年業績僅完成目標的89.3%，2015年竟然巨虧3.74億元，導致粵傳媒在法院訴訟和證監會調查問詢中疲于奔命，股價在很長時間里都未能恢復至鼎盛時期水平?？梢?，當標的公司試圖以超乎自身盈利能力的高業績承諾來吸引投資者，會加劇上市公司的股價崩盤風險。

據此，提出假設：

H2：業績承諾增長率與股價崩盤風險正相關。

研究設計

一、關鍵變量的衡量方法

1.股價崩盤風險

參考Chen 等(2001)[1]、辛宇等(2015)[25]、王文姣等(2017)[23]的做法，采用負收益偏態系數NSCKEW和股票回報的漲跌波動率DUVOL作為衡量公司股價崩盤風險的指標。具體地，先把股票i的收益率rit和市場指數的周收益率按式(1)進行回歸得出殘差，即股票收益率偏離市場收益率的程度：

其中，rit是指股票i某一年在第t周的收益率，rmt是同一周股票所在版塊的指數收益率。接著計算股票i在第t周的股票周特有收益率Wit：

然后，計算負收益偏態系數(NSCKEW)和股票回報的漲跌波動率(DUVOL)：

其中，n是指股票i第t年內的交易周數，nu、nd分別代表第t年內股票i的周特有收益率高于或低于年平均收益率的周數。NSCKEW、DUVOL越大表示股價崩盤風險越大。

2. 業績承諾增長率

參考潘愛玲等(2017)[18]，本文采用對賭協議中各年度承諾凈利潤的同比增長率的平均值來衡量。具體計算公式：

其中，commit是業績承諾增長率，ni是標的公司的凈利潤，T是對賭期間的年數，當t=2時，nit是指對賭第二年的凈利潤，nit-1是指對賭第一年的凈利潤；以此類推。考慮到算術平均值容易受到極端值的影響，即在對賭期間業績增長不均勻的情況下，算術平均值對對賭期間內業績增長情況的刻畫容易失真，于是，在穩健性檢驗中還采取業績承諾增長率的幾何平均commit2進行回歸：

3. 信息不透明度

借鑒王文姣等(2017)[23]、辛宇等(2015)[25]，采用經修正的Jones模型估計的應計盈余表示信息不透明度。具體地，先計算總體應計利潤TA。

其中，TA為總體應計利潤，NI為凈利潤，CFO為經營性凈現金流，下標i和t分別表示第i家公司和第t年。為了消除規模效應，將各變量除以第t-1年的總資產。

然后，計算非可操縱性利潤NDA。

其中，NDA為非可操控性應計利潤；A為總資產；ΔREV為營業收入增加額；ΔREC為應收賬款增加額；PPE為固定資產；ROA為總資產報酬率。為了消除公司規模的影響，將各變量除以第t-1年的總資產。公式中的參數β0、β1、β2、β3和β4使用A股上市公司的數據通過以下公式估計：

最后，用總體應計利潤減去非可操縱性應計利潤，得到可操縱性應計利潤DA，以此衡量盈余管理的程度：

4. 股價高估

參考Rhodes-Kropf等(2005)[4]和Hertzel和Li(2010)[3]，公司的對數市賬比可以分解為兩部分：

其中，M、B、V分別是股權的市場價值、賬面價值和內在價值。Rhodes-Kropf等(2005)[4]假設公司的內在價值是股權賬面價值、凈利潤和杠桿率的線性函數，通過以下方法來衡量V：

該線性函數的系數會隨著時間和行業而變化，以反映投資機會隨著時間和行業的變化，也反映了不同公司折現率的差異。其中，|NI|是凈利潤的絕對值，I-是虛擬變量(凈利潤為負時取值1，否則取值0)，Lev是杠桿率(1-權益賬面價值/總資產)，α0為常數項，α1～α4為各變量對應的回歸系數，下標i代表公司，j代表行業，t代表時間，殘差項μ代表股權的內在價值相對于市場價值的偏差，即錯誤定價的代理變量。本文參考Fu等(2013)[2]和袁知柱等(2014)[29]的研究，通過αjt的估計值的時間序列平均來計算式(12)中各變量對應的參數，然后代入式(12)，得到：

最終股價高估的衡量方法為：

本文按此方法采用定增并購前季度財報數據計算票錯誤定價，用overp來表示。當overp大于零時，表示股價高估；當overp小于零時，表示股價低估。

二、回歸模型

為驗證假設一，本文采用以下模型進行檢驗：

其中，被解釋變量是并購溢價premium，采用并購交易金額相對標的資產賬面價值的偏離來衡量；解釋變量是對賭協議中的業績承諾增長率commit；控制變量參考陳仕華和盧昌崇(2013)[5]、呂長江和韓慧博(2014)[17]，選取了股權收購比例buy、現金支付比例macash、并購交易規模msize、是否跨行業收購multiind、大股東認購比例major、總資產凈利率profit、資產規模asset以及行業和年度的虛擬變量。

為驗證假設二，本文采用以下模型進行檢驗：回報的漲跌波動率f1_duvol來衡量；解釋變量是對賭協議中的業績承諾增長率commit；控制變量參考羅進輝和杜興強(2014)[16]、王化成等(2015)[21]和顧小龍等(2015)[9]的研究，選取了定增并購當年的負收益偏態系數ncskew(股票回報的漲跌波動率duvol)、超額換手率oturnover、股票周特有收益率均值rw、股票周特有收益率標準差sigw、信息不透明度da、公司規模lnta、總資產收益率roa以及行業和年度的虛擬變量。

以上模型中涉及的變量定義如表1所示。

表1 變量定義

其中，被解釋變量是股價崩盤風險，采用上市公司定增并購后第一年的負收益偏態系數f1_nsckew以及股票

三、樣本選擇與數據來源

本文以A股2012～2017年6月實施了定增并購且簽訂了對賭協議的上市公司為研究樣本，選擇該區間的理由是，募集資金用于股權收購的定增事件主要從2012年開始興起，2012年之前此類樣本極少。本文業績承諾、并購交易數據和標的資產財務數據等從上市公司公告中手工摘取，其他數據來自Wind資訊金融終端。在剔除了對賭期間累計承諾業績的觀測值以及數據缺失的觀測值后，最終得到882個并購溢價觀測值、794個股價崩盤風險觀測值。為使研究結果不受某些極端觀測值的影響，對連續變量進行了上下1%分位的縮尾處理。采用Stata 14.0軟件進行數據處理。

實證結果與分析

一、描述性統計

表2報告了樣本的描述性統計結果。并購溢價premium的平均值為7倍，最高達到48倍，可見在有對賭協議的定增并購中，并購溢價較高；與高并購溢價相吻合，樣本的承諾增長率commit普遍較高，平均值就已達到26%，最高達到170%，但也不乏部分比較“保守”的公司，承諾業績的增長率為負；定增并購后第一年股價崩盤風險f1_ncskew、f1_duvol的平均值大于定增并購當年，意味著盡管簽訂了對賭協議，但上市公司的收購風險仍然是增加了；現金支付比例macash的平均值為23%，說明定增并購中更傾向于使用股權支付，這與2012年以前90%并購交易采用現金支付(葛偉杰等，2014)[8]的情況形成鮮明對比，但更符合定增并購本身的“內涵”，假如交易雙方傾向于使用現金結算，也許通過銀行借款等方式自籌現金進行交易比發行股份走一系列流程更為方便、直接；股價高估overp的平均值為0.26，說明定增并購實施前，上市公司總體上處于股價高估的狀態，這符合市場時機理論下上市公司在股價高估時期對股權融資的偏好；股權收購比例buy的平均值為0.9，說明大多數定增并購都取得了標的公司的控制權；大股東認購定增的比例major平均為11%，說明大股東參與定增的熱情不太高；profit的平均值為13.7%，roa的平均值為6.3%，說明標的公司的盈利能力整體上優于樣本中的上市公司，即多數上市公司通過定增并購注入了更優質的資產。

表2 描述性統計結果

表3 業績承諾增長率與并購溢價

二、回歸結果及分析

表3報告了業績承諾增長率與并購溢價的回歸結果。(1)列承諾增長率commit的系數在1%水平上顯著為正，說明承諾增長率越高，并購溢價就越高?？刂谱兞縨acash的系數為正意味著現金支付比例越高、并購溢價率越高，與葛偉杰等(2014)[8]針對2008～2011年并購事件發現股份支付相對于現金支付會有更高的并購溢價不符。為此，(2)-(3)列進一步按照現金支付比例的中位數把樣本分為現金支付比例較高和股份支付比例較高兩組，發現現金支付比例較高時，承諾增長率commit的系數更大。這些研究結果與已有研究存在差異的原因可能在于，2012年后逐漸興起的定增并購事件與以往一般意義上的并購事件具有本質的區別，上市公司采用的支付方式發生了較大的變化，以往較多采用現金支付，而隨著時間推移股份支付越來越受到青睞，從本文的描述性統計也可以看出，現金支付比例的均值只有23%。因此，支付手段影響并購溢價的成因除了已有研究討論過的內幕消息泄露導致收購方股價提前上漲而含有較大水分、股份鎖定期導致可交易性損失等，還可能是由于近年興起的定增并購模式幫助上市公司快速注入優質資產實現跨越式增長，使得預案公告后股價快速上漲。這樣的例子并不鮮見，例如華誼兄弟公告定增并購銀漢科技后，股價立馬迎來三個漲停，劉娥平和關靜怡(2018)[13]的研究也表明，當定增募投項目為股權收購時，上市公司短期市場績效和長期市場績效都優于項目投資。于是，標的公司售股股東從坐享交易后股價大幅增值中嘗到甜頭，越來越傾向于接收股份而非現金，上市公司在現金支付時必須給予較高的溢價，才不會使享受不到未來股價上漲的交易對方覺得“錯過了幾個億”。因此，在現金支付比例較高時，并購溢價較高，承諾增長率對并購溢價的影響也更強。

表4報告了業績承諾增長率與股價崩盤風險的回歸結果。(1)-(2)列承諾增長率commit的系數在5%水平上顯著為正，說明隨著承諾增長率的上升，股價崩盤風險越來越高?？紤]到上市公司在股權融資時存在擇時行為，即偏好于選擇股價高估的市場時機實施定增并購，以便發行較少的股份完成并購交易，而股價高估本身意味著股價崩盤風險的集聚(辛宇等(2015)[25]、張肖飛(2018)[30])，那么，上市公司對發行時機的選擇可能會影響業績承諾增長率與股價崩盤風險的關系。對此，(3)-(6)列進一步考慮了定增并購的發行時機后，發現股價高估時，承諾增長率與發行后股價崩盤風險的正相關關系變得更強，而在股價低估時，承諾增長率與發行后股價崩盤風險變為負相關。這可能是由于，高承諾增長率對股價崩盤風險的影響存在一正一負兩種機制，一是高增長率難以實現，標的公司業績不達標，傳導至上市公司引起股價崩盤風險，這與現實中高承諾、高估值并購頻繁“爆雷”的現象相吻合；二是高增長率對上市公司的業績提供了保障，削弱了股價崩盤風險，這與已有研究中關于對賭協議的激勵效應和正面價值相印證。兩種機制孰強孰弱，取決于定增并購前的股價崩盤風險是否過于集聚：假如有些投資者從定增并購預案中較高的承諾增長率中聞到了風險的味道，尤其是上市公司還為此次交易支付了較高的并購溢價，會主動調低對上市公司股價的判斷，使高承諾增長率帶來的股價崩盤風險提前得到了釋放，即通過定增并購前股價低估的“小震”避免發行后遭遇“大震”，因此在股價低估時實施的定增并購中，對賭協議對收購方的風險規避作用更為凸顯，從而降低了股價崩盤風險。而假如投資者未能識別出風險，仍然維持較高的估值，則收購方管理層容易受到投資者普遍樂觀情緒的影響，高估自身對定增并購后業務整合、人事調配問題的掌控能力，并且標的公司承諾增長率越高，越容易使管理層相信自己“撿了漏”，而忽視標的公司經營中的問題與隱患，導致股價進一步偏離合理價值、風險進一步集聚，因此，在股價高估時實施的定增并購中，高業績承諾增長率更容易引發股價崩盤風險。

表4 業績承諾增長率與股價崩盤風險

表5 業績承諾增長率與并購溢價的穩健性檢驗

三、穩健性檢驗

為確保假設一的研究結果可靠，本文進行了以下穩健性檢驗：(1)把并購溢價的計算方法替換為標的資產評估價值相對賬面價值的偏離premium2，重新回歸，結果如表5(1)-(3)列；(2)為避免承諾增長率的計算方法造成偏差，采用業績承諾增長率的幾何平均commit2重新回歸，結果如(4)-(6)列。從表5中承諾增長率的系數來看，盡管替換被解釋變量后在股份支付比例較高時commit的系數變得不顯著，但兩組解釋變量的系數仍然具有差異，假設一的研究結果基本穩健。

為確保假設二的研究結果可靠，本文進行了以下穩健性檢驗：(1)為控制內生性問題，本文采用股價崩盤風險的一階差分(定增并購后第一年與發行當年的股價崩盤風險之差)作為被解釋變量進行回歸，結果如表6(1)～(6)列；(2)與假設一的穩健性檢驗類似，采用業績承諾增長率的幾何平均commit2進行回歸，結果如(7)～(12)列。從表6的回歸結果來看，盡管(11)列股價低估時業績承諾增長率commit2的系數變得不顯著，但股價高估與股價低估時業績承諾增長率的顯著性仍然具有差異，因此并不影響研究結論，假設二的研究結果基本穩健。

表6 業績承諾增長率與股價崩盤風險的穩健性檢驗

研究結論與建議

近年來的定增并購事件中，對賭協議已經成為并購交易定價機制中的重要組成部分。目前，已有研究從理論層面及實證層面驗證了對賭協議的激勵效應，發現對賭協議有助于提升管理層的努力水平、提高業績水平。但是，如果標的公司售股股東過度自信異想天開，設定一個遙不可及的目標，甚至為了吸引投資者、提高被收購的機會，不惜惡意承諾，是否反而會給收購方帶來風險呢？為此，本文選取了A股上市公司2012～2017年6月實施的含有對賭協議的定增并購事件作為樣本，手工收集上市公司公告獲取對賭協議和定增并購交易等數據，通過負收益偏態系數(ncskew)和股票回報的漲跌波動率(duvol)兩個指標衡量股價崩盤風險，探討業績承諾增長率對并購溢價以及股價崩盤風險的影響。研究結果表明，業績承諾增長率與并購溢價和股價崩盤風險正相關，意味著承諾增長率越高，并購溢價和股價崩盤風險就越高。進一步的分組回歸結果表明，在現金支付比例較高時，業績承諾增長率對并購溢價的影響更強；在股價高估時實施定增并購，高對賭目標更容易引發股價崩盤風險。本文的研究結果表明，對賭協議存在有限激勵效應，超出正常范圍的對賭目標反而增加了上市公司的股價崩盤風險。

根據本文的研究結果，合理地運用對賭協議這一契約工具，有助于降低上市公司的收購風險，保護交易參與者的利益。本文建議證券監管部門進一步完善對賭協議的相關制度安排，加強對高承諾、高估值并購重組的監管，對于承諾業績和并購溢價遠超同行業合理范圍的并購交易加以限制，防止惡意承諾和忽悠式重組；同時加大對并購后履約情況的監管，提高標的公司違約成本，防止并購后隨意變更對賭條款；此外，還應強化信息披露制度，要求上市公司在對賭期間持續披露標的資產業績實現情況，隨時披露可能影響履約情況的情況，使得風險在突發事件出現時得以及時釋放，避免風險積累到無以復加的地步突然大規模爆發。上市公司和市場廣大投資者也應提高風險防范意識，加強對標的公司盈利水平的甄別能力，理性對待對賭協議，避免過度樂觀地相信不切實際的對賭目標，警惕高業績對賭背后隱藏的股價崩盤風險。

本文可能在以下幾方面存在不足：(1)某些明顯不合理、存在較大利益輸送嫌疑、受到媒體質疑的定增并購預案可能在發審委審查階段就被否決，無法觀察到執行此類定增并購可能帶來的經濟后果，因此本文可能存在一定的樣本選擇問題；(2)本文只考慮了定增并購后一年的股價崩盤風險，但實際上，隨著時間的推移，承諾業績的實現難度會越來越大，在對賭后期上市公司面臨的股價崩盤風險相對更大，而囿于樣本所限，本文未能考慮整個對賭周期內股價崩盤風險的變化。這些問題都可能在今后的研究中進一步解決。

注釋：