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user: 3. 影响轻资产类上市公司定增并购业绩的关键因素分析 3.1. 研究假设 在任何交易行为中，价格变量始终是衡量其公允度的核心要素 [ 2 ] 。在定增并购中，存在相互牵制的二维价格体系——定增价格和并购价格，在217再融资新规 6 出台之前，定价基准日可以是董事会决议公告日、股东大会决议公告日或发行期首日中择其一，而绝大多数公司都选择董事会决议公告日作为定价基准日，其与发行期首日相隔甚远，期间伴随停牌、大股东择时等因素，往往相较于增发时的市场价格存在较高的折价率，虽然高折价可以被视为流动性受限的补偿，但无法解释定增后长期绩效下降的现象，容易引发定增行为是否涉嫌利益输送的质疑 [ 3 ] [ 4 ] 。而定增后并购价格属性往往成为判断是否存在利益输送及其程度的关键代理变量。一般而言，并购作为企业资源整合或获取战略型资源的有效渠道，溢价往往是其主流模式，但高溢价会削减并购的净现值，从而影响并购效果，该观点得到了较多文献的支持 [ 5 ] [ 6 ] [ 7 ] 。而轻资产类上市公司的定增并购中高溢价又是个普遍现象，估值合理性也成为监管问询的重点之一。因此，预期： 假设1：定增并购中双价格偏离越严重，并购后长期业绩表现越不理想。 由于信息不对称的存在，在定增并购中，交易双方往往无法就并购定价达成双方均满意的方案，而盈利预测补偿协议的引入，无疑在一定程度上解决了因信息不对称造成的在对价方面的分歧。从理论上而言，盈利预测补偿协议具有信号传递功能以及激励约束功能。就信号传递理论而言，目标公司管理层就未来1~3年的盈利情况作出承诺，如未完成，需要相应的对价补偿，如果补偿成本足够高，将形成有效的约束机制，构成可信承诺。而管理层只有对未来经营有足够信心时才能作出较高的承诺，因此，会向外部投资者传递目标公司未来经营情况良好的积极信号。另外，由于目标公司管理层较收购方掌握更多的关于自己公司经营的状况及盈利能力等信息，出于自利动机，也可能会利用业绩粉饰等误导收购方高定价，而盈利预测补偿协议的引入一方面会遏制恶意定价、减少估值泡沫，增加收益法估值下目标资产盈利预测的可信性和可实现性，另一方面也为目标公司管理层带来了约束机制，激励他们努力经营以达到承诺的业绩，以降低代理成本和道德风险，从而提高并购后整合效率，为并购双方创造更高的价值 [ 8 ] 。而且承诺期越长，越有利于约束管理层的短视行为，着眼于公司的长期发展，有利于长期绩效的改善。因此，提出如下假设： 假设2：定增并购中盈利预测补偿协议的采用，有利于提高并购后的长期业绩。承诺期越长，承诺实现度越高，定增并购后的长期业绩表现越好。 3.2. 研究方法 3.2.1. 样本和数据 受观察长期绩效的时间区间限制，本文选取2013~2016文化创意及互联网金融领域成功实施定增并购的80个主并公司为样本，剔除传统金融保险类上市公司，因为该类上市公司的财务数据与其他行业差异较大，缺乏可比性；剔除定增对象与并购对象不一致的样本，最终获得2013年样本9个，2014年28个，2015年35个，2016年18个，总共80个。样本来源于国泰安数据库及文献资料的不完全统计，财务数据等部分来源于国泰安数据库，部分来源于上交所、深交所披露公告的手工整理。 3.2.2. 变量定义 1) 因变量 总资产报酬率(ROA)：主并公司净利润/主并公司总资产。 ROE：主并公司净利润/主并公司净资产。 EVA：参考周小春(2008) [ 1 ] 的做法，取EVA作为并购创造价值的代表变量，EVA的本质就是税后净营运利润减去投入资本的机会成本后的所得，可以有效度量股东价值的实现程度和公司的真实业绩。由于EVA不鼓励企业以牺牲长期利益夸大短期效果，要求经营者着眼于企业的长远发展，用其评价企业长期并购绩效尤为合适。为控制规模因素影响，这里取每股EVA的值。 上述因变量都取变化值，即用定增并购当年及后3年业绩均值减去前3年均值的差额，由于时间所限，2015年样本定增并购后只能取两年，而2016年样本定增并购后只能取一年。 2) 解释变量、控制变量说明见表3。 Table 3 List of variable 类型 符号 指标名称 变量说明 解释变量 DPP 定增折价率 定增折价率 = (增发价格 − 公告前一日收盘价)/公告前一日收盘价 7 APR 并购溢价率 并购溢价 = 并购估值 − 净资产账面价值)/净资产账面价值 DPP × APR: 交乘项 折价率与溢价率的交乘项 Promise 业绩承诺 有1，无0 Promiseyear 业绩承诺期限 标的公司给出业绩承诺的年份 Realization 业绩承诺实现度 实际业绩/承诺业绩 定增并购特征控制变量 Shell 是否借壳 是1，否0 Cross 是否跨界 是1，否0 Way 对价支付方式 股份 + 现金模式为1，纯股份为0 主并公司特征控制变量 Lev 资产负债率 负债/总资产 Size 公司规模 总资产的自然对数 Stock 股权集中度 控股股东持股比例 SOE 产权性质 国有为1，民营为0 其他 Year 年份 定增并购完成的年份 表3. 变量列表 3.2.3. 模型设计 为检验假设一，构建如下回归模型，主要观察 α 1 ， α 2 ， α 3 系数，尤其是 α 3 对长期绩效的影响。 R O A / R O E / E V A = α 0 + α 1 D P P + α 2 A P R + α 3 D P P × A P R + α ∑ c o n t r o l l + ε 为检验假设二，构建如下回归模型，主要观察 β 1 ， β 2 ， β 3 系数对长期绩效改善的影响。 R O A / R O E / E V A ＝ β 0 + β 1 p r o m i s e + β 2 p r o m i s e y e a r + β 3 r e a l i z a t i o n + β ∑ c o n t r o l l + ε 3.3. 实证结果与分析 3.3.1. 描述性统计 表4列示了一些主要变量的描述性统计，从表中可以看出，无论是ROA，ROE，还是每股EVA，从均值来看，业绩都有所改善，且都在1%水平统计显著。这表明，轻资产类公司定增并购确实给主并公司带来了较长期的业绩改善。定增并购中普遍存在高折价，而且在1%水平统计显著。剔除完美环球超高溢价412.02，平均溢价率也达到15.03，说明轻资产类上市公司定增并购中标的公司资产高溢价确实是现实存在。而业绩承诺的实现率从均值来看，不到1，而且在1%水平显著，说明总体而言标的公司业绩承诺并未很好实现。 另外，从表5变量的相关系数表可见，解释变量之间并不存在多重共线性问题。 Table 4 Descriptive statistical analysis tabl 最小值 最大值 平均值 标准误差 ROA −0.1157 0.4166 0.0249 *** 0.089 ROE −0.2161 0.742 0.0465 *** 0.137 EVA −0.8678 1.2027 0.1157 *** 0.364 DPP −0.2164 3.9477 1.0829 *** 1.0919 APR 0.7 412.02 20.64 *** 47.6 Realization 0.2006 1.7872 0.9994 *** 0.2683 表4. 描述性统计分析表 Table 5 (a) Pearson correlation coefficient table for continuous explanatory variables， (b) Non-continuous explanatory variable spearman correlation coefficient tabl (b) DPP APR Realization Lev Size DPP APR −0.037 Realization 0 −0.093 Lev −0.002 0.094 0.111 Size −0.225 ** 0.226 ** −0.071 0.287 ** Shell Cross way promise promiseyear soe shell cross 0.315 *** way −0.41 *** −0.288 ** promise 0.06 0.191 −0.115 promiseyear −0.07 −0.022 −0.019 0.396 *** soe 0.005 −0.19 −0.181 −0.097 0 表5. (a) 连续型解释变量Pearson相关系数表，(b) 非连续型解释变量spearman相关系数表 3.3.2. 模型结果分析 表6列示了双价格偏离对样本公司长期绩效的影响，全样本回归结果显示定增折价率与并购溢价率均与长期绩效负相关，且除了每股EVA指标外，并购溢价率对长期绩效的负向影响在5%水平统计显著，两者的交乘项也在5%水平统计显著，这说明过高的并购溢价有损样本公司的长期绩效表现，高折价也不利于长期绩效，只是在统计上不显著。但是将大股东参与定增并购的样本单独回归后发现，高折价有损样本公司ROA，而且在10%水平上统计显著，定增并购均涉及大量资产的入注，因此ROA指标具有一定的代表性，在一定程度上说明了大股东通过操纵增发定价进行潜在的利益输送，从而损害了公司的长远利益。假设1得到了验证。 Table 6 Regression results of double price deviation and fixed-term merger long-term performanc ROA ROE EVA 全样本 大股东参与 全样本 大股东参与 全样本 大股东参与 DPP −0.011 −0.039 * −0.02 −0.051 −0.032 −0.075 APR −0.002 ** −0.003 * −0.003 ** −0.003 −0.0015 −0.004 DPP × APR 0.002 ** 0.003 ** 0.003 ** 0.003 0.0015 0.004 Shell −0.175 *** −0.172 *** −0.252 *** −0.218 *** −0.352 ** −0.479 * Cross −0.039 ** −0.067 ** −0.039 * −0.093 * −0.133 * −0.285 way −0.017 −− −0.033 −− −0.284 *** −− lev 0.001 −0.008 0.116 0.262 * 0.051 0.348 Size −0.008 −0.014 −0.012 −0.022 −0.006 −0.065 SOE −0.02 −0.034 −0.064 * −0.056 −0.21 * −0.202 year 控制 控制 控制 控制 控制 控制 Adj−R 2 0.563 0.589 0.566 0.496 0.381 0.129 F 11.588 *** 5.843 *** 11.731 *** 4.327 *** 6.066 *** 2.001 * 表6. 双价格偏离与定增并购长期绩效的回归结果 从控制变量回归结果分析，借壳上市对长期绩效表现有显著的负向影响，而且基本都在1%水平统计显著，可能借壳并不能代表真正意义的并购重组，它只是给拟上市公司提供一个便捷通道，为少数人提供“暴富”机会，不创造实际价值，扭曲了市场价值导向。因此严控借壳上市作为证监会加强并购重组监管的五大方向之一也是现实所需。 另外，跨界并购对长期绩效也有显著的负向影响，基本都在5%或10%水平统计显著，该类并购，往往打着“多元化经营、跨界发展”的旗号，实质上是“傍热点、炒题材”。推高上市公司股价，从而方便大股东减持，损害上市公司业绩。因此证监会叫停影视、手游、互联网金融、VR等4个行业的定向增发、并购重组和再融资也是事出有因，在一定程度上有利于行业健康稳定发展。 表7列示了业绩承诺对样本公司长期绩效改善的作用，回归结果显示业绩承诺的实施有利于长期业绩表现。承诺期限越长，长期绩效表现越良好，说明对标的公司管理层的约束限制相对较长久，使他们更会倾心于并购后的整合，着眼于公司长远发展，从而提升公司业绩。承诺实现度越高，当然主并公司的业绩表现也越好。但统计上并不显著，除了承诺实施、承诺期限对ROA的影响在10%水平上显著外。假设2基本得到验证。 3.4. 稳健性检验 前文检验中用了样本公司ROA，ROE，每股EVA在定增并购当年及后三年均值与前三年均值的差作为长期业绩改善的代表变量，为了更纯净地度量定增并购事件对样本公司绩效的影响，可以用双重差分模型(DID)计算的关于ROA，ROE，每股EVA的净效应DD作为替换重新进行回归检验，回归分析的结论与前文基本一致，定增折价与并购溢价较高的企业长期业绩表现普遍较差，业绩承诺能在一定程度上改善长期业绩，承诺期越长，越有利于业绩改善，标的公司承诺实现度越高，主并公司业绩表现越好。 Table 7 Regression results of performance commitments and fixed-term long-term performance of mergers and acquisition ROA ROE EVA promise 0.108 * 0.118 0.076 promiseyear 0.023 * 0.026 0.057 realization 0.022 0.035 0.059 shell −0.193 *** −0.287 *** −0.534 *** cross −0.052 *** −0.062 ** −0.191 ** lev 0.018 0.151 * 0.021 size −0.009 −0.018 −0.028 soe −0.018 −0.056 * −0.162 year 控制 控制 控制 Adj−R2 0.53 0.489 0.294 F 11.442 *** 9.842 *** 4.844 *** 表7. 业绩承诺与定增并购长期绩效的回归结果