王文華 丁佳琰

【摘要】作為交易估值事后調(diào)整的不完全并購契約安排， 我國現(xiàn)行的業(yè)績承諾制度將如何影響國家創(chuàng)新驅(qū)動戰(zhàn)略的實施， 值得進一步探討。以2010 ～ 2019年我國A股上市公司并購數(shù)據(jù)作為研究樣本， 基于風險承擔視角完整呈現(xiàn)業(yè)績承諾制度對并購企業(yè)創(chuàng)新績效的“雙刃”效應和差異化路徑， 試圖在更完整的框架下討論并購業(yè)績承諾的有效性。研究發(fā)現(xiàn)， 業(yè)績承諾與并購企業(yè)創(chuàng)新績效之間存在顯著的倒U型關(guān)系。進一步分析發(fā)現(xiàn)， 企業(yè)風險承擔水平在業(yè)績承諾與并購企業(yè)創(chuàng)新績效之間具有非線性中介效應。

【關(guān)鍵詞】并購業(yè)績承諾；風險承擔；企業(yè)創(chuàng)新績效；“雙刃”效應

【中圖分類號】F275? ? ? 【文獻標識碼】A? ? ? 【文章編號】1004-0994（2023）03-0032-9

一、 引言

當今我國經(jīng)濟下行壓力劇增， 同時消費結(jié)構(gòu)的升級調(diào)整對供給質(zhì)量水平及產(chǎn)業(yè)鏈重塑轉(zhuǎn)型升級提出了更高要求。技術(shù)創(chuàng)新不僅是微觀企業(yè)在多重考驗下行穩(wěn)致遠、 保持“基業(yè)長青”的必由之路， 更是宏觀經(jīng)濟轉(zhuǎn)向由科技創(chuàng)新驅(qū)動的高質(zhì)量發(fā)展模式的應有之義。近年來， 創(chuàng)新環(huán)境以及對于創(chuàng)新過程理解的變遷突破了封閉式創(chuàng)新模式下內(nèi)生的瓶頸（楊震寧等，2021）。在創(chuàng)新新常態(tài)下， 企業(yè)創(chuàng)新所依賴的知識、 資源和創(chuàng)新形式呈幾何式增長， 廣泛且深入的創(chuàng)新觸角可助力企業(yè)跨越組織邊界， 采取多種方式與外部主體構(gòu)建開放式創(chuàng)新生態(tài)系統(tǒng)， 推動具有潛在協(xié)同效應的稀缺性和異質(zhì)性資源與技術(shù)碰撞融合， 實現(xiàn)創(chuàng)新績效最大化和產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級。其中， 國家大力倡導的基于并購的開放式創(chuàng)新逐漸成為取代原有內(nèi)生有機成長范式的主流創(chuàng)新模式。然而， 長期以來， 并購在某種程度上并未改變我國創(chuàng)新存在薄弱環(huán)節(jié)和深層次問題的事實， 反而可能產(chǎn)生“贏者詛咒”效應。

現(xiàn)有文獻大多將并購的失敗魔咒歸咎于資源基礎薄弱和企業(yè)自身能力不足， 卻忽視了我國并購監(jiān)管中外生政策制度的影響。并購推動創(chuàng)新發(fā)展能否切實提升微觀企業(yè)的創(chuàng)新績效， 關(guān)鍵在于企業(yè)對并購政策的回應策略。根據(jù)不完全契約理論， 并購業(yè)績承諾制度可看作交易雙方信息不對稱背景下為彌合對標的資產(chǎn)發(fā)展?jié)摿Φ囊庖姺制纾?事先制定的承諾標的資產(chǎn)未來盈利及規(guī)定資產(chǎn)出讓方或有補償?shù)募s束與激勵性契約（Acemoglu等，2007；楊超等，2018）。過高的業(yè)績承諾金額可能在交易過程中衍生出信息優(yōu)勢方（收購企業(yè)管理層、 標的企業(yè)等）與信息劣勢方（收購企業(yè)中小股東等）之間的代理沖突異化， 并激發(fā)信息優(yōu)勢方的利益攫取及機會主義行為（翟進步等， 2019；李晶晶等，2020）。大量研究表明， 企業(yè)內(nèi)外部信息不對稱和代理成本是阻礙企業(yè)達到最佳創(chuàng)新水平的根源所在（Manso，2011；Cohen等，2013）。由此， 在當前我國企業(yè)并購“井噴”式發(fā)展情形下， 深入探究如何最大化釋放業(yè)績承諾制度的紅利， 進而激發(fā)并購企業(yè)創(chuàng)新潛力、 推動國家創(chuàng)新驅(qū)動戰(zhàn)略實施具有較強的理論和實踐意義。

由于業(yè)績承諾制度設計的初衷是保護中小股東利益， 因此學者們可能更加注重制度針對投資者所承諾的保護功能， 卻忽視了從微觀企業(yè)創(chuàng)新視角切入（徐莉萍等，2021）。已有的實證研究多基于承諾契約是否存在的角度展開分析， 拘泥于對研發(fā)創(chuàng)新的線性邏輯檢驗。事實上， 并購業(yè)績承諾是資本市場中具有“雙刃”效應的一種估值調(diào)整機制， 其治理有效性的探究應建立在界定契約安排下盈利預測和資產(chǎn)估值公允性的基礎上， 但實踐中資產(chǎn)評估和交易價格形成更多的是人為操縱的非市場化行為。因此， 基于主體參與視角， 判斷并購交易中業(yè)績承諾協(xié)議能否激發(fā)并購企業(yè)創(chuàng)新活力， 仍需從并購企業(yè)高管在業(yè)績承諾簽訂過程中起到的關(guān)鍵作用上追根溯源。作為企業(yè)戰(zhàn)略決策部署的實際操盤手， 高管利用業(yè)績承諾協(xié)議的動機才是影響并購行為預期實施效果的根源所在。

基于信號傳遞理論和不完全契約理論， 中國資本市場情境中業(yè)績承諾形成的信號機制具有“保護傘”效應， 由此催生風險防控動機， 即借由條款的合理設置來降低并購雙方事后談判契約摩擦、 逆向選擇風險和道德風險， 進而提高并購協(xié)同效應。然而， 不完全契約理論同樣強調(diào)交易所簽訂合同的不完備性易引發(fā)契約雙方的機會主義行為（Hart， 2009）， 即通過虛高承諾“明修棧道， 暗度陳倉”， 炒作承諾概念以達到謀取私利的目的， 此為利益攫取動機。由此可見， 基于高管風險防控動機和利益攫取動機設置的契約對企業(yè)創(chuàng)新績效產(chǎn)生作用的方向未必一致， 促進或抑制創(chuàng)新此類單一的研究論斷也許僅闡述了某個作用階段或在某種條件下的影響， 難以全方位詮釋業(yè)績承諾制度發(fā)揮的效應。補償承諾合約能否取得預期實施效果仍取決于不同利潤承諾金額下高管兩類動機的強弱關(guān)系， 與業(yè)績承諾對企業(yè)價值創(chuàng)造的“雙刃”效應相契合。

但遺憾的是， 目前尚未有文章深入業(yè)績承諾協(xié)議具體條款層面對業(yè)績承諾制度與企業(yè)創(chuàng)新績效之間倒U型關(guān)系進行實證檢驗。針對此類非線性關(guān)系的探討有助于深化并購企業(yè)創(chuàng)新的理論研究， 對于提高企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新水平具有重要的實踐指導意義。同時， 現(xiàn)有文獻缺乏對二者非線性關(guān)系內(nèi)在作用機制的深入挖掘?？陀^上， 進一步打開二者傳導機制的“黑箱”才是政策制定者以更加科學、 合理的方式構(gòu)建、 優(yōu)化和執(zhí)行業(yè)績承諾相關(guān)制度， 有效發(fā)揮中國情境下并購創(chuàng)新促進作用的前提。一方面， 企業(yè)戰(zhàn)略選擇影響投融資決策， 作為創(chuàng)新投資決策中的重要環(huán)節(jié)， 風險承擔也勢必受到企業(yè)并購戰(zhàn)略行為的影響； 另一方面， 基于并購優(yōu)勢資源配置整合的技術(shù)創(chuàng)新也許會成為企業(yè)緩解承諾壓力的有效途徑， 企業(yè)創(chuàng)新項目的開展和存續(xù)部分取決于管理層風險決策的態(tài)度行為和風險資產(chǎn)配置方式， 與其風險承擔水平密切相關(guān)。那么， 業(yè)績承諾是否會提升管理層承擔不確定性風險的意愿， 進而影響企業(yè)創(chuàng)新項目的資源配置方向與結(jié)構(gòu)， 最終將其轉(zhuǎn)化為并購企業(yè)創(chuàng)新績效？上述關(guān)系的邏輯推理有待提煉和強化。針對并購企業(yè)現(xiàn)實需求和理論研究的不足， 本文擬對業(yè)績承諾制度與并購企業(yè)創(chuàng)新績效之間非線性權(quán)變關(guān)系的作用機理和影響因素進行系統(tǒng)探究。

本文的主要貢獻在于： 首先， 突破了已有文獻大多考慮業(yè)績承諾制度經(jīng)濟后果的線性邏輯， 基于不同利潤承諾金額下并購企業(yè)高管風險防控動機和利益攫取動機孰強孰弱的探討， 深入承諾協(xié)議條款層面剖析了業(yè)績承諾制度在并購企業(yè)創(chuàng)新績效提升過程中“雙刃”效應的戰(zhàn)略邏輯， 研究結(jié)論回應了學者們對并購業(yè)績承諾有效性的分歧， 擴展和深化了業(yè)績承諾的研究視域。其次， 以風險承擔為切入點完整呈現(xiàn)業(yè)績承諾制度對并購企業(yè)創(chuàng)新績效影響的差異化路徑， 豐富了并購企業(yè)風險承擔和創(chuàng)新績效前因研究的理論基礎。最后， 為業(yè)績承諾制度更好地發(fā)揮契約價值， 以推動并購企業(yè)創(chuàng)新可持續(xù)發(fā)展、 維持資本市場穩(wěn)定運行提供了理論借鑒和決策依據(jù)， 對“十四五”時期深化供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革以及創(chuàng)新驅(qū)動發(fā)展戰(zhàn)略的有效踐行具有一定的啟示意義。

二、 理論分析與研究假設

（一）并購業(yè)績承諾與企業(yè)創(chuàng)新績效

在業(yè)績承諾金額較低時（位于臨界點左側(cè)）， 高管總體表現(xiàn)出利用業(yè)績承諾協(xié)議條款合理設置實現(xiàn)并購交易風險防控動機占優(yōu)。企業(yè)創(chuàng)新活動存在嚴重的信息不對稱問題： 一方面， 企業(yè)為避免競爭者模仿而率先搶占市場， 會盡可能弱化技術(shù)和知識的外溢效應； 另一方面， 市場投資者無法準確評估企業(yè)未來經(jīng)營業(yè)績、 戰(zhàn)略決策以及創(chuàng)新技術(shù)價值， 出于收益性和安全性考慮也會縮減對企業(yè)創(chuàng)新項目的投資規(guī)模（李哲等，2020）。業(yè)績承諾制度的存在促進了企業(yè)與外部投資者之間的信息共享。具體而言， 基于信號傳遞理論， 業(yè)績承諾制度可釋放出企業(yè)預計財務狀況、 盈利水平各方面發(fā)展良好以及標的方管理層并購整合階段努力盡職的信號， 一定程度上彌補了歷史業(yè)績對企業(yè)未來表現(xiàn)和發(fā)展?jié)摿Φ念A測不足， 減少了信息不對稱帶來的投資者顧慮（翟進步等，2019）。外部利益相關(guān)者對于企業(yè)長周期、 高風險技術(shù)創(chuàng)新項目的資源支持， 會顯著提升管理層面臨創(chuàng)新機會的風險承擔意愿和能力， 企業(yè)創(chuàng)新績效也隨之上升。

隨著業(yè)績承諾金額增加到一定程度（位于臨界點右側(cè)）， 高管風險防控動機逐漸減弱， 表現(xiàn)為將業(yè)績承諾視為套利工具， 實現(xiàn)對上市公司“掏空”和利益攫取的動機占優(yōu)?；诓煌耆跫s理論， 由于締約方的有限理性、 締約成本的存在與第三方的無法證實性， 現(xiàn)實中的契約是不完全的， 無法明確締約雙方的責任歸屬并強制其執(zhí)行條款（Hart，2009）。業(yè)績承諾作為交易估值事后調(diào)整的不完全并購契約安排， 只是對何種條件下觸發(fā)補償條款及具體補償方式給予明確規(guī)定， 但違反承諾時的補償安排是否必須充分到位卻存在一定的酌情和可裁量空間（徐莉萍等，2021）。在此背景下， 高承諾、 高估值、 高溢價、 高股價的鏈條聯(lián)結(jié)并購交易雙方利益， 驅(qū)動劣質(zhì)資產(chǎn)出讓方設置過高業(yè)績承諾金額作為換取高額并購溢價的籌碼。過高的并購業(yè)績承諾金額具有典型的負激勵特征， 扭曲了企業(yè)資源配置的方向， 從而對企業(yè)創(chuàng)新形成抑制效應。

具體而言， 根據(jù)有限關(guān)注理論， 業(yè)績壓力使得管理層以完成業(yè)績承諾目標為企業(yè)一切經(jīng)營投資決策的出發(fā)點， 負激勵壓力下其更偏好眼前利益。Cadman等（2014）研究發(fā)現(xiàn)， 業(yè)績承諾的“規(guī)制效應”易致使管理層表現(xiàn)出“短視主義”。Martin等（2015）的檢驗也證實， 以過高的短期盈利目標為博弈標準， 可能引發(fā)管理層擠壓高風險創(chuàng)新投資等犧牲企業(yè)長遠利益、 最大化短期利潤的非理性行為。業(yè)績承諾“保護傘”的作用， 使得有動機和能力推高股價試圖進行利益輸送的收購企業(yè)愿意接受較高的讓渡價格， 從而愈發(fā)強化資產(chǎn)出讓方利己主義動機下的投機套利行為。由此， 虛高業(yè)績承諾進一步將并購中的第二類代理問題加劇異化為并購雙方大股東、 管理層與上市公司中小股東之間的利益沖突， 并在一定程度上強化了二者間信息不對稱（李晶晶等， 2020）， 致使利益驅(qū)動的并購企業(yè)從事短期化的迎合投資， 而對具有長期價值增量效應但風險較高、 孕育周期長、 政策敏感性強的創(chuàng)新項目投資不足， 進而“擠出”企業(yè)創(chuàng)新投資（Bertrand和Mullainathan，2003）。此外， 過高溢價并購也浪費了收購方原本用于研發(fā)的資金， 極大地制約了創(chuàng)新水平的提升。

綜上， 并購業(yè)績承諾與企業(yè)創(chuàng)新績效之間存在非線性關(guān)系， 即隨著承諾數(shù)額的增加， 企業(yè)創(chuàng)新績效相應上升， 但一旦超過某一閾值， 并購業(yè)績承諾與企業(yè)創(chuàng)新績效呈相反的變化趨勢。基于上述分析， 本文提出以下假設：

H1： 并購業(yè)績承諾對企業(yè)創(chuàng)新績效存在倒U型影響。

（二）企業(yè)風險承擔的中介效應

并購業(yè)績承諾對企業(yè)風險承擔的影響存在非線性異質(zhì)效應。業(yè)績承諾有效增強了并購企業(yè)的債務和股權(quán)融資能力， 有利于風險承擔水平的提升。一方面， 并購業(yè)績承諾帶來的正向市場反應提升了企業(yè)的信用等級， 可一定程度上提高企業(yè)的債務融資能力， 避免企業(yè)陷入流動性風險困境， 由此“節(jié)省”的風險承擔水平可促使管理層投資高風險項目（陳小輝和張紅偉，2021）； 另一方面， 利好信號使業(yè)績承諾協(xié)議成為企業(yè)未來成長潛力的“背書”， 兼具的“眼球效應”導致企業(yè)股權(quán)價值被推高（翟進步等，2019）。“市場時機選擇”假說提出， 企業(yè)管理層在股價被高估時更偏好實施股權(quán)融資。根據(jù)資源依賴理論， 戰(zhàn)略風險承擔很大程度上依賴于企業(yè)所具備的資源稟賦。債務和股權(quán)融資能力的提升可打破資源約束瓶頸， 形成對于企業(yè)風險承擔水平的良性循環(huán)。

金額過高的并購業(yè)績承諾蘊含著強烈的機會主義動機， 其對企業(yè)風險承擔的影響可能會發(fā)生變化。業(yè)績承諾制度的設計違背了“信號須具有高成本”的信號理論核心要義， 劣質(zhì)標的資產(chǎn)出讓方憑借過高業(yè)績承諾金額推高資產(chǎn)估值后的溢價獲利遠遠高于其未能履行承諾時所需付出的補償代價； 同時， 并購業(yè)績承諾是基于信息不對稱背景引入的估值調(diào)整機制， 為資產(chǎn)出讓方利用信息優(yōu)勢地位粉飾己方真實盈利能力提供了投機空間。信息優(yōu)勢者增加股價噪音、 隱藏負面消息等“捂盤”行為以及市場投資者對過高業(yè)績承諾金額這一“利好”消息的盲目追捧， 共同導致并購企業(yè)股價嚴重高估且偏離基本面， 加劇了股價暴跌風險和財務風險（李晶晶等，2020）。于輝和鄧杰（2020）也認為， 并購業(yè)績承諾的簽訂使得企業(yè)經(jīng)營、 財務、 法律等異質(zhì)性風險上升。江軒宇等（2020）研究也發(fā)現(xiàn)， 股價暴跌風險的攀升會改變企業(yè)投資策略， 迫使其用前景更明朗、 收益更穩(wěn)定的傳統(tǒng)投資項目替代不確定性大的高風險投資項目， 以避免風險疊加， 并平衡因股價暴跌風險的上升而增大的投資風險敞口， 企業(yè)風險承擔能力由此弱化。

企業(yè)的風險承擔水平會正向提升創(chuàng)新績效。高階理論認為， 高管個人特質(zhì)與企業(yè)的經(jīng)營決策和戰(zhàn)略抉擇息息相關(guān)（Hambrick和Mason，1984）。正如Chapman和Hewitt-Dundas（2018）研究發(fā)現(xiàn)， 高管是否愿意承擔風險很大程度上決定著創(chuàng)新投資決策時面臨風險的行為及企業(yè)創(chuàng)新績效的高低。從創(chuàng)新意愿視角看， 激勵企業(yè)創(chuàng)新的關(guān)鍵在于提高其對于創(chuàng)新失敗的容忍度。Brettel和Cleven（2011）研究發(fā)現(xiàn)， 高管風險承擔水平越高， 對于高風險創(chuàng)新項目的信心就越大， 容忍創(chuàng)新失敗的能力及創(chuàng)新意愿也就越強， 由此也就更偏好于將資源合理配置到創(chuàng)新專業(yè)化投資領域， 敏銳把握創(chuàng)新節(jié)點， 有效實施研發(fā)創(chuàng)新和產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級活動， 進而推動企業(yè)創(chuàng)新績效的提升。相反， 低風險承擔水平的高管往往無法甄別創(chuàng)新項目信息， 通常視外部環(huán)境不確定性和創(chuàng)新活動中的風險為企業(yè)經(jīng)營發(fā)展中的巨大威脅而極力避免技術(shù)革新。從創(chuàng)新能力視角看， Sunder等（2017）提出較高風險承擔意愿的高管具有勇于接受挑戰(zhàn)的品質(zhì)， 并強烈希望通過成功以彰顯卓越才能。因此， 高管為證明自身對高難度創(chuàng)新行為的駕馭， 一方面會高效掌握創(chuàng)新活動所需的知識技能， 為新市場的開拓及新產(chǎn)品的研發(fā)夯實知識基礎； 另一方面， 其會積極引進新技術(shù)并加以吸收融合應用， 推進企業(yè)創(chuàng)新向更高層次更寬領域邁進（Dewett，2004）。因此， 企業(yè)管理層風險承擔水平越高， 創(chuàng)新動力和能力越強， 越有利于創(chuàng)新績效的提升。

綜上， 風險承擔在并購業(yè)績承諾轉(zhuǎn)化為企業(yè)創(chuàng)新績效過程中發(fā)揮了關(guān)鍵的傳遞作用。業(yè)績承諾對并購企業(yè)創(chuàng)新績效的影響， 需要通過從內(nèi)部改變管理層創(chuàng)新投資決策時面臨風險的心理傾向和行為傾向來實現(xiàn)， 而風險承擔正體現(xiàn)了這種心理與行為傾向。因此， 本文認為企業(yè)風險承擔在并購業(yè)績承諾與企業(yè)創(chuàng)新績效的關(guān)系中起到中介作用， 即業(yè)績承諾協(xié)議的簽訂會影響管理層風險承擔水平， 風險承擔水平的差異會導致企業(yè)創(chuàng)新項目資源配置方向與結(jié)構(gòu)不同， 最終呈現(xiàn)在并購企業(yè)創(chuàng)新績效上。基于上述分析， 本文提出以下假設：

H2： 風險承擔水平在并購業(yè)績承諾與企業(yè)創(chuàng)新績效的關(guān)系中起到了中介作用。

三、 研究設計

（一）樣本選取與數(shù)據(jù)來源

本文選擇2010 ～ 2019年我國A股上市公司并購數(shù)據(jù)作為初始樣本， 并進行如下處理： ①剔除并購雙方中有一方為金融或保險行業(yè)的樣本； ②剔除主要數(shù)據(jù)缺失及屬于?ST或ST上市公司的樣本； ③剔除并購交易未順利進行的樣本； ④剔除并購交易目的為借殼上市的樣本。本文共獲得1138個樣本， 其中業(yè)績承諾數(shù)據(jù)以及標的方財務數(shù)據(jù)由手工搜集上市公司相關(guān)公告及交易報告書完成， 專利數(shù)量數(shù)據(jù)來源于中國研究數(shù)據(jù)服務平臺（CNRDS）， 其余數(shù)據(jù)來源于Wind和CSMAR數(shù)據(jù)庫。由于企業(yè)風險承擔水平的衡量需要前后3年數(shù)據(jù)， 故將觀測年份定為2010 ～ 2017年。同時， 為消除極端值的影響， 本文對存在異常值的連續(xù)變量在1%和99%水平上進行Winsorize處理。

（二）變量選取及定義

1. 被解釋變量： 企業(yè)創(chuàng)新績效。參照 Fang等（2014）的做法， 本文選取企業(yè)下一年發(fā)明、 實用新型以及外觀設計三類專利申請總數(shù)加1取自然對數(shù)以衡量企業(yè)創(chuàng)新績效。

2. 解釋變量： 并購業(yè)績承諾。借鑒徐莉萍等（2021）的做法， 本文采用啞變量和連續(xù)變量兩種不同形式來度量并購業(yè)績承諾。PCC_d為啞變量， 若并購交易雙方之間簽訂了業(yè)績承諾協(xié)議， 則該變量取值為1， 沒有簽訂協(xié)議則為0。PCC_r和PCC_l為連續(xù)變量， 分別用業(yè)績承諾數(shù)額/交易額和業(yè)績承諾數(shù)額的對數(shù)來衡量。

3. 中介變量： 企業(yè)風險承擔水平。參考何瑛等（2019）的處理方式， 鑒于我國股票市場波動性較大， 本文選擇采用觀測時段內(nèi)的Roa波動程度來度量企業(yè)風險承擔水平， Roa等于企業(yè)相應年度的息稅前利潤與年末總資產(chǎn)的比值。將企業(yè)Roa減去該年度企業(yè)所在行業(yè)的均值得到經(jīng)年度行業(yè)調(diào)整后的Adj_Roa， 如公式（1）所示。接著采用公式（2）、 （3）的計算方法， 將三年（t ～ t+2年）作為一個觀測時間段， 分別計算每一個觀測期Adj_Roa的標準差和極差。

Adj_Roai，t=[? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ]-[1Xk=1X? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ]

公式（1）

|T=3? ? ? ? ? ?公式（2）

RISK2i，t=Max（Adj_Roai，t）-Min（Adj_Roai，t）

公式 （3）

4. 控制變量。在控制變量的選擇上， 本文參照了已有研究成果， 從交易特征、 收購方企業(yè)特征、 標的方企業(yè)特征等方面進行選擇。

各變量的定義如表1所示。

（三）模型設定

為驗證H1， 本文采用如下回歸模型進行檢驗：

PATENT1i，t+1=β0+β1PCC_ri，t+β2PCC_r2i，t+

Controli，t+Year+IndB+IndS+εi，t? 模型（1）

模型（1）檢驗了業(yè)績承諾對并購企業(yè)創(chuàng)新績效的直接影響。其中PATENT1為被解釋變量， 代表企業(yè)的創(chuàng)新績效。由于業(yè)績承諾對企業(yè)創(chuàng)新的作用存在滯后性， 本文使用第t+1期的PATENT1i，t+1進行回歸分析。根據(jù)H1， 若回歸系數(shù)β1顯著為正， β2顯著為負， 則表明業(yè)績承諾與并購企業(yè)創(chuàng)新績效之間存在顯著的倒U型關(guān)系。

為驗證H2， 本文采用如下回歸模型進行檢驗：

RISK1i，t=β0+β1PCC_ri，t+β2PCC_r2i，t+

Controli，t+Year+IndB+IndS+εi，t? ? ? ? ? ? ?模型（2）

模型（2）檢驗了業(yè)績承諾對并購企業(yè)風險承擔水平的影響。其中RISK1為被解釋變量， 代表企業(yè)風險承擔水平。若回歸系數(shù)β1顯著為正， β2顯著為負， 則說明業(yè)績承諾對并購企業(yè)風險承擔存在倒U型影響。模型（2）中其余變量和模型（1）完全一致。

PATENT1i，t+1=β0+β1RISK1i，t+Controli，t+

Year+IndB+IndS+εi，t? ? ? ? 模型（3）

模型（3）檢驗了企業(yè)風險承擔水平對創(chuàng)新績效的影響。本文預計回歸系數(shù)β1顯著為正， 即企業(yè)風險承擔會正向提高創(chuàng)新績效。

PATENT1i，t+1=β0+β1PCC_ri，t+β2PCC_r2i，t+

β3RISK1i，t+Controli，t+Year+∑IndB+IndS+εi，t

模型（4）

在模型（1）的基礎上， 模型（4）增加了中介變量企業(yè)風險承擔水平RISK1， 用于檢驗風險承擔在業(yè)績承諾與創(chuàng)新績效之間起到的部分中介作用。本文預計， 若回歸系數(shù)β1顯著為正， β2顯著為負， β3顯著為正， 則H2的理論預期得到了證實。模型（4）中其余變量和模型（1）完全一致。

四、 實證結(jié)果與分析

（一）描述性統(tǒng)計

表2報告了變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果。由表2結(jié)果可知， 企業(yè)創(chuàng)新績效（PATENT1）最小值為0， 最大值為6.94， 標準差為1.50， 表明觀測樣本中各行業(yè)上市公司的創(chuàng)新水平差異較大。并購業(yè)績承諾啞變量（PCC_d）的平均值為0.58， 說明在并購重組中運用業(yè)績承諾協(xié)議的上市公司達到了58%。并購業(yè)績承諾連續(xù)變量（PCC_r）均值為0.20， 而最大值為1.01， 說明業(yè)績承諾數(shù)額占交易額比值的大小相距甚遠， 在并購過程中簽訂高額業(yè)績承諾已成為普遍現(xiàn)象。企業(yè)的風險承擔水平RISK1均值為0.04， 最大值為1.92， RISK2均值為0.08， 最大值3.84， 可見企業(yè)整體風險承擔處于較低水平且不同企業(yè)之間差異較大。其余變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果均處于正常范圍內(nèi)， 不存在異常情況。

（二）多元回歸分析

1. 并購業(yè)績承諾對企業(yè)創(chuàng)新績效的影響分析。表3中列（1）和列（2）報告了并購業(yè)績承諾對上市公司創(chuàng)新績效影響的回歸結(jié)果。列（1）未加入控制變量， 其中并購業(yè)績承諾PCC_r的回歸系數(shù)為1.0915， PCC_r2的回歸系數(shù)為-1.2854， 且二者均在5%的水平上顯著。列（2）加入控制變量進行回歸， 業(yè)績承諾PCC_r的回歸系數(shù)在1%的水平上顯著為正， PCC_r2的回歸系數(shù)在5%的水平上顯著為負， 說明并購業(yè)績承諾對企業(yè)創(chuàng)新績效具有倒U型影響。本文還使用utest命令對倒U型關(guān)系進行進一步驗證， 結(jié)果顯示并購業(yè)績承諾PCC_r的極值點為0.4613， 恰好位于95% Fieller區(qū)間［0.3198，1.4260］內(nèi)， 也位于PCC_r取值范圍［0，1.01］內(nèi)， 并能夠在5%的統(tǒng)計水平上拒絕原假設， 同時結(jié)果中的slope在區(qū)間里存在負號。由此可見， 業(yè)績承諾對于并購企業(yè)創(chuàng)新績效存在顯著的“雙刃”效應， 即業(yè)績承諾的合理設置能夠顯著促進并購企業(yè)創(chuàng)新績效提升， 而當業(yè)績承諾數(shù)額設置過高反而會降低并購企業(yè)創(chuàng)新績效。

2. 風險承擔在并購業(yè)績承諾與企業(yè)創(chuàng)新績效關(guān)系中的中介效應分析。表3的列（3）和列（4）為業(yè)績承諾與企業(yè)風險承擔的回歸結(jié)果。列（3）未加入控制變量， 其中業(yè)績承諾PCC_r的回歸系數(shù)在1%的水平上顯著為正， PCC_r2的回歸系數(shù)在1%的水平上顯著為負。列（4）加入控制變量進行回歸， PCC_r的回歸系數(shù)為0.0714， PCC_r2的回歸系數(shù)為-0.0857， 二者均在1%的水平上顯著。本文進一步使用utest命令進行驗證， 結(jié)果顯示業(yè)績承諾PCC_r的極值點既位于95% Fieller區(qū)間內(nèi)， 也位于PCC_r取值范圍內(nèi)。 U型關(guān)系整體檢驗的p值為0.00157， 能夠在1%的統(tǒng)計水平上拒絕原假設， 同時結(jié)果中的slope在區(qū)間里存在負號， 上述結(jié)果驗證了并購業(yè)績承諾與企業(yè)風險承擔之間存在倒U型關(guān)系。

表3的列（5）和列（6）報告了風險承擔對企業(yè)創(chuàng)新績效的影響。列（5）未加入控制變量， 風險承擔水平RISK1的回歸系數(shù)為1.1862， 在1%的水平上顯著正相關(guān)。列（6）加入控制變量后風險承擔RISK1與企業(yè)創(chuàng)新績效PATENT1的回歸系數(shù)同樣在1%的水平上顯著正相關(guān)， 表明風險承擔水平越高， 企業(yè)在投資決策中越傾向于高風險、 高收益項目， 越有利于提升企業(yè)創(chuàng)新績效。

表3的列（7）和列（8）為業(yè)績承諾、 風險承擔與企業(yè)創(chuàng)新績效的回歸結(jié)果。列（8）加入控制變量后， 業(yè)績承諾PCC_r的回歸系數(shù)在1%的水平上顯著為正， 二次項PCC_r2的回歸系數(shù)在5%的水平上顯著為負， 風險承擔水平RISK1的回歸系數(shù)在5%的水平上顯著為正， 因此驗證了企業(yè)風險承擔能夠在業(yè)績承諾與企業(yè)創(chuàng)新績效之間起到部分中介效應， 即業(yè)績承諾通過倒U型曲線效應影響了企業(yè)風險承擔水平， 從而促成業(yè)績承諾與企業(yè)創(chuàng)新績效之間的倒U型關(guān)系， H2得到驗證。

（三）穩(wěn)健性檢驗

1. 內(nèi)生性問題。針對主假設中可能存在的內(nèi)生性問題， 本文分別采用Heckman兩階段回歸模型和傾向得分匹配法（PSM）對本文研究結(jié)論進行穩(wěn)健性檢驗。

（1）Heckman兩階段回歸模型。在Heckman第一階段構(gòu)建的Probit回歸模型中， 以并購業(yè)績承諾（PCC_r）作為被解釋變量， 將可能影響此事項的變量作為解釋變量， 同時在第一階段模型中加入公司同年份所處行業(yè)內(nèi)其他上市公司并購重組時簽訂業(yè)績承諾協(xié)議的比例作為外生工具變量（IV）。表4的列（1）報告了第一階段的回歸結(jié)果， 工具變量IV與PCC_r在5%的水平上顯著正相關(guān)， 同時計算出逆米爾斯比率（IMR）， 隨后將計算得到的逆米爾斯比率（IMR）作為控制變量加入第二階段模型進行回歸。

Probit（PCC_ri，t）=η0+η1IVi，t+Controli，t+

Year+IndB+IndS+εi，t? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ?模型（5）

表4的列（2） ～ （4）報告了Heckman兩階段回歸的第二階段回歸結(jié)果， 列（2）檢驗并購業(yè)績承諾對企業(yè)創(chuàng)新績效的影響， 列（3）檢驗并購業(yè)績承諾對企業(yè)風險承擔的影響， 列（4）檢驗并購業(yè)績承諾和企業(yè)風險承擔水平同時對企業(yè)創(chuàng)新績效的作用。其中列（2）和列（4）中IMR回歸系數(shù)不顯著， 列（3）IMR回歸系數(shù)在10%的水平上顯著為負， 但控制了IMR之后， 回歸結(jié)果 PCC_r的回歸系數(shù)仍在1%的水平上顯著為正， PCC_r2的回歸系數(shù)在1%的水平上顯著為負， 這些結(jié)果很好地支持了本文的研究假設。

（2）傾向得分匹配法（PSM）。本部分以PCC_d為被解釋變量， 以支付方式（pay）、 關(guān)聯(lián)并購（relate）、 收購方企業(yè)規(guī)模（sizeS）、 標的方企業(yè)規(guī)模（sizeB）、 相對規(guī)模（resize）、 機構(gòu)投資者持股（share）、 管理者持股比例（hold）、 重大資產(chǎn)重組（major）以及行業(yè)、 年度等控制變量為匹配變量， 采取卡尺最近鄰匹配方法， 在兩組之間進行1∶1有放回匹配。表4的列（5）和列（6）列示了PSM傾向得分匹配后的回歸分析結(jié)果， 從中可以看出： 業(yè)績承諾PCC_r得到了在5%統(tǒng)計水平上顯著為正的回歸系數(shù)， 二次項PCC_r2得到了顯著為負的回歸系數(shù)， 這些結(jié)果與表3高度一致， 表明本文的研究結(jié)論穩(wěn)健。

2. 其他穩(wěn)健性檢驗。

（1）變量重新界定。借鑒沈華玉等（2019）的做法， 本文采用業(yè)績承諾數(shù)額的對數(shù)［ln（業(yè)績承諾數(shù)額）］PCC_l來衡量并購業(yè)績承諾。參照劉志遠等（2017）的計算方法， 采用經(jīng)年度行業(yè)調(diào)整后的Adj_Roa的三期滾動極差RISK2作為企業(yè)風險承擔水平的替代變量。借鑒徐經(jīng)長等（2020）的做法， 由于我國發(fā)明、 實用新型和外觀設計三類專利中發(fā)明和實用新型專利的創(chuàng)新含量較高， 因此本文選取發(fā)明和實用新型專利申請數(shù)量加1的自然對數(shù)作為企業(yè)創(chuàng)新績效的替代變量。表5為分別替換三個變量替代指標后的回歸結(jié)果， 與上文表3回歸結(jié)果高度一致， 表明本文結(jié)論具有穩(wěn)健性。

（2）增加控制變量。本文增加了一系列控制變量并重新進行檢驗， 主要包括增加四大會計師事務所（auditor）、 管理者持股比例（hold）、 相對規(guī)模（resize）、 產(chǎn)權(quán)性質(zhì)（stateS）、 分析師跟蹤（analyst）、 重大資產(chǎn)重組（major）等控制變量。表6的列（1） ～ （4）的回歸結(jié)果表明主要結(jié)論并未發(fā)生明顯變化。

（3）剔除部分樣本。2014年11月23日證監(jiān)會制定的管理辦法中取消了非關(guān)聯(lián)企業(yè)并購時必須簽訂業(yè)績承諾協(xié)議的規(guī)定， 業(yè)績承諾協(xié)議自此進入自行選擇簽訂階段， 因此本文進一步剔除2010年1月1日至2014年11月23日期間根據(jù)政策制定強制要求簽訂業(yè)績承諾的樣本， 有效剝離法規(guī)變化產(chǎn)生的影響， 以并購交易雙方簽訂承諾協(xié)議的真實動機和意愿為基礎進行檢驗。表6的列（5） ～ （8）的檢驗結(jié)果與前文一致， 進一步驗證了本文結(jié)論的穩(wěn)健性。

五、 研究結(jié)論與啟示

業(yè)績承諾制度作為資本市場中推動并購重組順利實施的契約工具， 對于并購企業(yè)的投資戰(zhàn)略選擇與經(jīng)營行為規(guī)劃影響至深。鑒于此， 本文構(gòu)建了業(yè)績承諾制度這一定價調(diào)整契約安排通過風險承擔水平影響并購企業(yè)創(chuàng)新績效的過程模型， 通過實證分析發(fā)現(xiàn)： 業(yè)績承諾制度與并購企業(yè)創(chuàng)新績效之間存在顯著的倒U型關(guān)系。渠道機制的檢驗結(jié)果表明， 企業(yè)風險承擔水平在業(yè)績承諾制度與并購企業(yè)創(chuàng)新績效之間具有非線性中介效應。

上述結(jié)論為進一步優(yōu)化承諾制度、 控制合約風險提供了政策啟示： ①對于企業(yè)管理層而言， 應當科學適度使用業(yè)績承諾協(xié)議來強化風險承擔動機和意愿， 注重利潤增長承諾等契約條款內(nèi)容的合理性， 協(xié)調(diào)把握契約激勵與約束作用， 避免過高或有悖標的方真實經(jīng)營情況的條款為并購企業(yè)帶來極大風險和不利影響， 使業(yè)績承諾制度在推動并購企業(yè)創(chuàng)新轉(zhuǎn)型升級與外延式增長方面做出積極貢獻。②對于監(jiān)管部門而言， 治理不完全契約問題的履約理論法強調(diào)通過博弈過程迫使契約雙方公開自身真實狀態(tài)。由此， 監(jiān)管部門應督促上市公司和標的方以風險揭示為導向?qū)I(yè)績承諾協(xié)議條款， 以及標的資產(chǎn)主要財務數(shù)據(jù)、 業(yè)績實現(xiàn)情況、 履約情況單獨進行信息披露， 便于投資者清晰全面了解標的資產(chǎn)的生產(chǎn)經(jīng)營狀況后準確評估并購交易風險。加強對“高承諾、 高估值、 高溢價”三高并購交易的監(jiān)管審查， 嚴格審核利潤增長承諾的可行性， 從根本上抑制并購雙方借由業(yè)績承諾制度投機套利的機會主義行為。③對于政策制定者而言， 一方面要考慮將業(yè)績承諾制度與標的估值對價掛鉤以增加標的方違約成本； 另一方面， 考慮構(gòu)建多維度承諾指標衡量界定體系以平衡并購雙方利益， 規(guī)定短期利潤增長財務目標的同時， 引入益于企業(yè)長遠發(fā)展的技術(shù)研發(fā)數(shù)和專利數(shù)等非財務指標， 使業(yè)績承諾制度更好地服務于并購企業(yè)和資本市場的健康發(fā)展。

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【基金項目】國家社會科學基金重大項目（項目編號：20&ZD128）；江蘇省高校青藍工程資助項目（項目編號：蘇教師［2020］10）

【作者單位】常州大學商學院， 江蘇常州 213164