寅吃卯粮：标的公司盈余管理的经济后果*——基于并购溢价与业绩承诺实现的视角

刘娥平， 关静怡

一、引 言

估值与定价是定增并购交易的重要环节。为了获取更高的并购价格，标的公司在并购前有强烈的动机利用信息不对称对会计信息进行控制或调整。其中，一些公司将漂亮的财务报表视为待价而沽的重要筹码，而另一些公司则着眼于未来，暂时性地隐瞒自身的高盈利能力，再配合对赌协议承诺在未来几年实现高增长，这类公司在收益法的评估下，同样能被贴上高价标签。尤其是，网络技术、生物医药、传媒影视等新兴行业近几年正逐渐成为被收购的主力军，这些行业的重要特征是重知识而轻资产，主要是依据盈利能力进行价值评估。但是标的公司靠盈余管理所促成的定增并购交易真的具有价值创造功能吗？会导致对赌期间的业绩后继乏力吗？

目前，对赌失败的问题已经大规模爆发。据证券时报披露，2017年沪深两市共有922起已完成的并购重组事件处于业绩承诺期，截至2018年5月16日共有609起披露了2017年的实际净利润，其中175起业绩承诺不达标，占比28.74%，这一数字在2015年和2016年分别只有15.76%和19.12%①数据来自证券时报网：http://www.stcn.com/2018/0517/14243439.shtml。。可见对赌失败现象愈发严重。一旦标的公司对赌失败，将传导至上市公司，容易引发商誉减值和股价崩溃等问题。在这一现状下，如何规范对赌协议和定增并购交易定价机制，加强信息披露的监管，从而保护投资者的利益，维护金融稳定，成为证券监管的重要议题。

从已有研究来看，尽管对赌协议在提升并购协同效应(吕长江和韩慧博,2014)、发挥激励作用(潘爱玲等,2017)等方面具有重要价值，但签订对赌协议后仍然出现大面积业绩变脸的严峻问题已不容小觑，不排除是由于标的公司在并购前进行过业绩操纵行为，阻碍了对赌协议效用的正常发挥，以致于已有研究所论述的对赌协议的价值在实践中打了折扣。

为此，本文尝试对标的公司盈余管理行为进行探索，实证检验并购前的盈余管理行为对并购溢价以及业绩承诺实现的影响。研究发现，无论标的公司在定增并购前进行过正向还是负向盈余管理，盈余管理程度越高都会使得并购溢价越高，因为两种方向的盈余管理分别吸引了两类不同的投资者；但标的公司对赌期内承诺业绩的实现情况则与定增并购前盈余管理的方向有关，正向盈余管理程度越高，业绩实现情况越差，而负向盈余管理程度越高，业绩实现情况越好，体现了“寅吃卯粮”的效应：如果标的公司在定增并购前通过盈余管理“吃”了未来的“粮”，那么对赌期间只能忍饥挨饿。

本文的研究贡献可能在于：(1)拓展了并购溢价影响因素的研究成果。已有研究中关于并购溢价的影响因素主要包括市场、企业和参与交易的个人等几个层面，但这些研究主要立足于收购方的视角，较少研究从被收购方主动进行策略性盈余管理的角度讨论并购溢价，本文在这一点上进行了有益的补充。(2)拓展了对赌协议的研究视角和思路。本文在我国新兴市场首次分析了标的公司并购前盈余管理对业绩承诺实现的影响，深入分析了标的公司盈余管理对承诺业绩实现情况的作用机理和路径，从而揭示了对赌协议的激励作用未能实现的原因，为对赌协议的经济后果研究提供了新的分析视角。

二、理论分析与研究假设

并购溢价的影响因素有很多，主要包括股价高估(Dong et al., 2006；Fu et al., 2013)、支付方式(de La Bruslerie, 2013；Vladimirov, 2015)、股东利益攫取(于江等,2014)、高管委托代理问题(唐蓓等,2015)等。尽管这些研究从不同维度考察了影响并购溢价的因素，但它们具有一个共同点，就是研究视角集中于收购方，并且倾向于认为收购方在并购交易定价中占据主导地位，默认被收购方会被动地“坐以待毙”，而忽略了被收购方可能在交易前通过策略性的盈余管理行为来误导投资者，主动争取定价主导权。

被收购方的盈余管理行为对并购溢价是否具有影响，取决于盈余管理是否会影响公司的估值，或者说，盈余管理行为是否会被投资者所识别。在这一点上，已有研究并未得到一致结论。一方面，有研究表明公司的盈余操纵行为无法瞒天过海，外部投资者能识别财务报表中的盈余管理信息(李艳和孙金帅,2013)。但更多的研究表明盈余管理会影响公司价值(Chaney & Lewis, 1995)，误导外部投资者的判断和决策(任春艳,2012)，并通过放大投资者与上市公司之间的信息不对称性，加剧股票错误定价(应惟伟和袁肇祥,2015)。这些结论印证了盈余管理不能被完全识破，并且被管理层视为市值管理的有效手段，在理论上与盈余管理影响并购溢价的推测一致。

此外，从已有研究来看，降低并购交易双方信息不对称的因素有助于收购方准确估计标的公司的价值，从而提升并购绩效。例如，交易双方的董事联结关系有助于加强双方的沟通联络并提供咨询服务，使得并购绩效得以改善(晏国菀和谢光华,2017)。而交易双方信息不对称是盈余管理赖以生存的土壤，意味着信息不对称程度越强，标的公司盈余管理的空间更广，更可能误导收购方对标的公司的估值，从而影响并购绩效。这些研究印证了标的公司盈余管理影响并购交易定价的推测。

具体地，盈余管理包括向上和向下操纵业绩两个方向，向上操纵业绩的原因通常更易于理解，而向下操纵业绩会使报表所显示的业绩差于真实情况，那么为什么上市公司还要这样做呢？已有研究发现，负向盈余管理可以使上市公司或某些内部人获利，这些研究主要从股价操纵(宋鑫等,2017)、第一类委托代理问题(谢德仁等,2018)等角度展开，印证了负向盈余管理广泛存在于上市公司的经营过程中，是否实施的条件只在于是否能从负向盈余管理中获益。由此来看，在定增并购的情景中，标的公司也有可能通过负向盈余管理配合高承诺增长率来获取高额并购对价。

从收购方的角度来看，收购价格小于标的公司未来能带来的经济利益是本次并购交易具有价值创造功能的充分必要条件，因此，收购方会非常看重标的公司的质地，愿意为目前经营业绩状况良好的公司支付溢价，也愿意为未来成长性良好的公司支付溢价。具体地，在进行收购价格决策时，收购方主要参考标的公司的财务信息，根据财务信息中透露的盈利能力和成长性作出判断。但实际上，交易双方处于信息严重不对称的状态，根据信号传递理论，在信息不对称的环境下进行的交易，信息的优势方可以通过释放一些可辨认的信号影响信息劣势方对己方价值的判断。于是，标的公司为迎合收购方的需求，利用信息优势地位粉饰自己，以释放自己是优质公司的信号。其中一种方式就是通过盈余管理对业绩进行操纵。对收购方来说坏消息是，标的公司在不违背会计准则的前提下进行盈余管理的鉴别成本很高，因为盈余管理不是财务欺诈，收购方即便花费巨大的成本也难以获取标的公司真实、详细的业绩数据，在权衡识别成本与标的公司财务报表扭曲程度后，基于对标的公司盈余管理行为不会过分违背会计准则的理性预期下，收购方只好根据被收购方提供的财务信息进行决策。从这一角度来说，尽管收购方非常清楚标的公司具有盈余管理动机，却难以直接制止，甚至无法识别盈余管理的程度和方向，使得标的公司盈余管理具有了实施空间，进而影响并购溢价。

对标的公司来说，业绩操纵的动机是较为强烈的，因为标的公司希望提高并购交易价格：一方面，如果收购价格以过往净利润为定价依据，那么净利润越高，收购价格也越高，这促使标的公司进行正向盈余管理；另一方面，如果收购价格以未来净现金流的贴现为定价依据，那么标的公司承诺的业绩越高，收购价格也就越高，这促使了标的公司进行负向盈余管理，使本来可以在当期体现的利润在未来期间体现。一正一负两种做法看似水火不容、南辕北辙，实际上殊途同归，因为两者吸引的是两类截然不同的投资者——他们在两类估值体系下形成的投资风格和投资理念具有较大的异质性，对利润和成长性的理解也存在较大分歧。在后一种情景中，标的公司负向盈余管理的逻辑是为了体现高成长性、在对赌期间更容易实现业绩承诺，希望收购方基于公司未来较高的成长性而给予更高的溢价水平，否则，标的公司就不敢承诺那么高的业绩；对于那些由于暂时性原因导致业绩表现平平的标的公司，也有可能趁机“洗个大澡”(Take a Bath)，从而为下一个会计期间业绩反转创造空间，提高业绩达标的可能性。

基于上述分析，本文提出：

假设1：无论标的公司进行了正向还是负向盈余管理，盈余管理程度越大，并购溢价越高。

尽管盈余管理在短期内具有隐蔽性，不容易被发现，但盈余管理在长期来看会对公司价值产生负面影响，导致业绩下滑(逯东等,2015)、加剧股价崩溃风险(Francis et al., 2016)，但对于签订了对赌协议、有履约压力的公司在进行了盈余管理后绩效会如何变化，目前还较少文献关注。这类样本与已有研究样本最大的区别在于，无法完成业绩承诺需要付出代价、补偿收购方，因此，对赌期的业绩压力问题可能使得该类样本与已有研究表现差异，值得进一步探讨。

从本质上来说，盈余管理是通过改变会计方法、调整应计项目而实现对利润的操控，但由于应收账款、应付账款等项目具有短期流动性，并不会长期、持续、实质性地改变企业的经济活动，因此，靠盈余管理影响企业业绩只能在短期内发挥作用。根据盈余管理反转假说，企业提高业绩的盈余管理行为将在以后年度发生反转，最终导致长期绩效下滑。于是，从短期来看，往上操纵业绩的标的公司为了实现对收购方的业绩承诺，避免业绩变脸太快，仍然会在并购后的第一年继续粉饰报表以提高利润(田昆儒和王晓亮，2014)，加上对赌第一年的承诺业绩本身就较小，实现难度相对较低，因此会表现为盈余管理与业绩并不显著为负；但从长期来看，盈余管理最终会发生反转，加上承诺业绩越来越高，实现难度越来越大，两方面因素共同作用导致对赌后期的承诺业绩实现情况恶化。而一开始进行了负向盈余管理的标的公司，至少尚有往上操纵盈余的空间，因此这些公司的业绩实现情况会相对较好。

从信息不对称理论的角度来看，当交易双方处于信息不对称的情况下，信息的优势方会利用自身优势地位谋取利益并损害另一方；当信息不对称程度逐渐降低时，信息优势方的损害行为会逐渐减少。在定增并购的情景中，尽管标的公司在并购前有条件进行盈余管理，为了避免对赌协议的惩罚，在并购后的短期内仍有实施盈余管理的动机和操作空间，但是交易完成后，收购方会掌握越来越多关于标的公司的信息，对其真实状况也就越来越了解，于是收购方在信息上的劣势地位慢慢转变。也就是说，标的公司进行盈余管理的难度越来越大了，被收购方识别的可能性也越来越大了。此时，标的公司的投机行为受到了进一步限制。这意味着，公司在对赌第一年，承诺业绩的完成情况应该是较好的，至少不会立即反转得太难看，因为在此阶段，并购交易双方的信息不对称程度还较为严重，如果此时标的公司预期业绩不能达标，进行盈余管理的机会还是比较大的，但是随着时间的推移，标的公司越来越难通过盈余管理等投机行为蒙混过关，所以在对赌后期，承诺业绩的实现情况会出现恶化。

反过来说，尽管几年对赌期内，承诺业绩的完成情况受到诸多因素的影响，尤其是某些不可抗因素，如行业政策法规调整、自然灾害等，但在确定业绩承诺值的时候，标的公司是非常了解自身情况的，并且已经基于宏观经济、行业发展前景等进行过一系列的分析研究，当标的公司无法实现承诺业绩的时候，并购前的财务数据是否掺假就会首先引人怀疑。

虽说在理论上签订对赌协议的自选择问题也可能会表现出类似的现象，即只有劣质公司的股东才需要通过对赌协议证明自己的盈利能力，而优质公司的股东则不需要，于是业绩承诺实现情况较差是由于对赌并购主要发生在劣质标的公司的交易中，而与标的公司在并购前的盈余管理问题无关。但事实上，按照《上市公司重大资产重组管理办法》，只要符合《办法》中规定的情形[注]中国证券监督管理委员会2008年4月22日发布《上市公司重大资产重组管理办法(证监会第53号令)》，首次提出强制要求签订盈利预测补偿协议；中国证券监督管理委员会2014年10月23日发布《上市公司重大资产重组管理办法(证监会第109号)》，取消向非关联第三方发行股份购买资产的盈利预测补偿的强制要求。，就必须签订对赌协议，劣质企业的股东可以签订对赌协议对未来业绩作出保证，但反过来，符合强制性要求、业绩优良的标的公司却不能不签订对赌协议。从业界实践来看，尽管2014年放松了强制对赌协议的要求，但由于收益法估值配合业绩承诺来显示高盈利能力的做法已经在资本市场中形成了惯性，因此在新规出台后，对赌协议仍然广泛地运用在上市公司的并购交易中。从这一角度来说，签订对赌协议的自选择问题对标的公司盈余管理后的业绩承诺实现情况的影响是较弱的[注]本文的研究样本中有较多交易事件发生于2014年10月23日之前，属于强制对赌案例。。

基于以上分析，本文提出：

假设2：标的公司在并购前越往上操纵盈余，对赌期间的业绩实现情况越差。

三、研究设计

(一)盈余管理的衡量

本文采用考虑业绩的修正Jones模型来估计定增并购中标的公司的盈余管理程度。具体地，先计算总体应计利润TA。

TAi,t=NIi,t-CFOi,t

(1)

其中，TA为总体应计利润，NI为净利润，CFO为经营性净现金流，下标i和t分别表示第i家公司和第t年。为了消除规模效应，将各变量除以第t-1年的总资产。

然后，计算非可操纵性利润NDA。

(2)

其中，NDA为非可操控性应计利润；A为总资产；ΔREV为营业收入增加额；ΔREC为应收账款增加额；PPE为固定资产；ROA为总资产报酬率。为了消除公司规模的影响，将各变量除以第t-1年的总资产。公式中的参数β0、β1、β2、β3和β4使用A股上市公司的数据通过以下公式估计：

(3)

最后，用总体应计利润减去非可操纵性应计利润，得到可操纵性应计利润DA，以此衡量盈余管理的程度：

DAi,t=TAi,t-NDAi,t

(4)

(二)模型构建

为验证假设1，本文构建以下模型：

premium=β0+β1da+β2growth+β3twoway+β4mcash+β5buy+β6roa+β7overcon+β8lnta+∑industry+∑year+ε

(5)

其中，被解释变量premium为并购溢价，解释变量da为标的公司并购前盈余管理，控制变量参考陈仕华等(2015)，选用了成长性growth、是否双向对赌twoway、并购对价现金支付比例mcash、股权收购比例buy、总资产净利率roa、过度自信程度overcon、公司规模lnta以及行业和年度的虚拟变量。

为验证假设2，本文构建了以下模型:

completet=β0+β1da+β2multiind+β3roa+β4asset+β5buy+β6mcash+β7masize+β8first+β9twoway+∑industry+∑year+ε

(6)

其中，被解释变量complete为业绩承诺实现，下标t取值1、2、3，分别对应对赌期间第一年、第二年和第三年，解释变量da为标的公司并购前盈余管理，控制变量参考陈仕华等(2013)，选用了是否跨行业收购multiind、总资产净利率roa、资产规模asset、股权收购比例buy，并购对价现金支付比例mcash，并购交易规模masize，收购方的股权集中度first，是否双向对赌twoway以及行业和年度的虚拟变量。

以上模型所涉及变量的名称及其定义参见表1。

表1 变量定义

(三)样本选择和数据来源

本文以2012—2016年A股上市公司实施的包含对赌协议的定增并购事件为研究样本，选择该区间的理由是，募集资金用于股权收购的定增事件主要从2012年开始兴起，2012年之前此类样本极少。选择定增并购事件而非全部并购事件的理由在于，定增并购属于并购交易中的一种特殊形式，其交易规模、定价方式、收购程序、政策风险等方面与常规并购交易存在较大差异，预示着定增并购的经济后果可能较一般形式的并购存在一定特殊性(刘娥平和关静怡,2018)。此外，从数据的可获得性考虑，由于许多并购事件不构成关联交易,不构成《上市公司重大资产重组管理办法》规定的重大资产重组,不需要经过有关部门批准，信息披露要求较低，公告中可能只披露简要财务报表而非完整财务报表，无法获知固定资产、应收账款等数据。而定增并购往往面临较为严格的信息披露要求，标的公司财务报表的披露相对详尽，数据具有可获得性从而得以进入研究样本。

本文标的公司财务数据和定增并购交易数据从上市公司公告中手工摘取，高管薪酬数据来自国泰安CSMAR，其他数据来自Wind资讯金融终端。在剔除了定增并购公告前停牌时间超过一年的观测值、并购前一年的营业收入增长率超过10倍的观测值(这种情况通常是初创企业，两年的财报数据差异非常大，计算所得的指标太过极端)，以及数据缺失的观测值，最终得到487个观测值。为使研究结果不受某些极端观测值的影响，对连续变量进行了上下1%分位的缩尾处理。采用Stata 14.0软件进行数据处理。

四、实证结果与分析

(一)描述性统计

表2报告了变量的描述性统计结果。从并购溢价premium的情况来看，平均溢价率超过6倍，最大值达到44倍，最小值为折价54%，可见大多数并购交易的价格远高于标的资产账面价值。盈余管理da的平均值为0.069，说明标的公司更多地向上操纵盈余。对赌期第一、第二年的业绩实现情况complete总体上达标，但第三年的平均值为负，且标准差也较大，最小值的绝对值大于最大值，说明对赌后期各标的公司的履约情况存在较大差异，有些公司业绩变脸严重，实现的净利润与承诺值相差较远，拉低了整体水平。承诺业绩增长率gp的平均值为45.8%，可能正是由于标的公司所承诺的增长率较高，收购方才愿意支付超过6倍的并购溢价。此外，gp的最大值为3.268，这一数值似乎高得不符合经济逻辑，经翻查公告后发现这些情况主要是由于，标的公司在收购前利润太低或者是刚成立没几年、正处于高速增长阶段中。

(二)回归结果与分析

表2 描述性统计结果

说明：gp的观测值小于487，是由于部分样本只收集到1年的承诺值，无法计算平均值，故而舍弃这部分数据。

表3报告了标的公司盈余管理与并购溢价的回归结果。回归(1)全样本的结果不显著，但回归(2)和(3)区分了盈余管理的方向后，发现正向盈余管理的系数在5%水平上显著为正，负向盈余管理的系数在1%水平上显著为负，表明无论是正向还是负向，盈余管理程度越大，并购溢价越高。这可能是由于，在正向盈余管理时，标的公司业绩经过美化，对投资者更具有吸引力，因此并购溢价更高；而在负向盈余管理时，标的公司虽然看上去业绩相对较差，但此类公司敢于在未来承诺较高的增长率，因此上市公司愿意为了未来的高增长支付高溢价。为了印证这一点，本文以标的公司盈余管理对业绩承诺增长率(gp)进行回归，结果通过回归(4)—(5)报告。可以看出，正向盈余管理的系数不显著，而负向盈余管理的系数显著为负，说明标的公司正向盈余管理的原因并不在于调整业绩承诺水平，更可能是为了美化历史业绩从而吸引偏好历史业绩估值的投资者，而负向盈余管理则是为了通过承诺较高的业绩水平，吸引偏好未来业绩估值的投资者。

表3 标的公司盈余管理与并购溢价的回归结果

注：括号里是t值，*、**、***分别代表10%、5%、1%显著性水平，下同。

表4报告了标的公司盈余管理与业绩承诺实现的回归结果。其中，回归(1)—(3)分别为对赌第一、第二、第三年的业绩承诺实现情况。从回归系数可以看出，在对赌第一年，盈余管理与业绩承诺实现在1%水平上正相关，但在对赌第二、第三年，两者在5%水平上负相关。这可能是由于，在对赌期第一年，业绩经过修饰的公司更有动力去完成承诺的业绩，以免业绩反转过快，无法向收购方交代。但这些公司的业绩是被往上操纵的，实际盈利能力并没有那么强，往往在对赌后期实现业绩承诺的难度更大。此外，盈余管理具有转回特性，难以长时间维持，即便标的公司试图继续进行盈余管理，操作空间也相对有限。因此在对赌后期，这些公司的真实盈利能力暴露出来，承诺业绩完成情况较差。

(三)稳健性检验

为确保假设1的研究结果可靠，本文进行了以下稳健性检验：(1)考虑到标的公司盈余管理影响并购溢价的根本原因在于信息不对称，如果收购方能准确识别标的公司的真实盈利能力，那么标的公司的盈余管理行为将不起作用。这就意味着，在信息不对称程度较强的时候，da与premium的关系应当更显著，而在信息不对称程度较弱的时候则反之。由于上市公司大股东参与定增并购时[注]本文所讨论的大股东参与并购，不仅包括大股东直接参与上市公司的并购交易，还包括大股东关联方参与上市公司的并购交易。，有助于加强上市公司与标的公司之间的沟通联络，信息不对称问题可能是较弱的，而大股东不参与定增并购时，信息不对称问题则相对较强。于是，针对大股东是否参与定增并购进一步分组检验，回归结果如表5(1)—(4)。(2)采用不考虑业绩的修正Jones 模型计算标的公司盈余管理程度(da2)并重新回归[注]不考虑业绩的修正Jones模型，即在本文计算盈余管理方法的基础上，把式(2)、(3)中的ROA项去掉后重新计算可操控性应计利润。，结果如(5)—(7)列。(3)将被解释变量替换为标的资产评估价值相对账面价值的溢价率(premium2)并重新回归，结果如(8)—(9)列。(4)采用盈余管理da的绝对值absda，以及加入平方项sqrda进行回归，结果如(10)—(11)列。表5盈余管理的系数可以看出，在大股东参与的情况下，盈余管理与并购溢价之间的关系不显著，而在大股东不参与的情况下，盈余管理程度越大，并购溢价越高，说明大股东参与定增并购使得并购交易双方的信息不对称问题有所缓解，帮助收购方进一步了解标的公司的真实盈利能力从而支付合适的并购价格，而免受标的公司盈余管理的影响。并且，大股东参与定增并购后，预期到自身与上市公司的利益关系更为紧密地捆绑在一起，对公司的监督管理责任更重，更有动力争取较低价格支持上市公司，于是标的公司盈余管理对并购溢价的影响被削弱了。替换变量的衡量方法后，回归结果也没有发生实质性变化。并且，盈余管理的绝对值越大，并购溢价也越大。这些结果说明假设1具有稳健性。

表4 标的公司盈余管理与业绩承诺实现的回归结果

表5 标的公司盈余管理与并购溢价的稳健性检验

注：限于篇幅，省去了常数项及控制变量的回归结果。

为确保假设2的研究结果可靠，本文进行了以下稳健性检验：(1)虽然标的公司并购前盈余管理影响业绩承诺实现的直接原因在于盈余管理的不可持续性，但根本原因仍然在于交易双方的信息不对称。与假设1的稳健性检验类似，也针对大股东是否参与进行了分组检验，回归结果如表6(1)—(6)列。(2)采用倾向得分匹配方法(PSM)，从正向盈余管理和负向盈余管理两组样本中寻找总资产和净利润相近的观测值作为配对，所得子样本重新进行回归，结果如(7)—(9)列。(3)采用不考虑业绩的修正Jones 模型计算标的公司盈余管理程度(da2)并重新回归，结果如(10)—(12)列。(4)将被解释变量替换为标的公司对赌期间各年实际完成净利润增长率的平均值(gr)并重新回归，结果如(13)列所示。从表6盈余管理的系数可以看出，标的公司大股东参与对赌时，盈余管理程度与业绩承诺实现的关系不显著；而大股东不参与对赌时，盈余管理程度越大，在第一年越可能实现业绩承诺，第二、三年则实现情况越差，表明大股东参与将削弱盈余管理与业绩承诺实现之间的关系，而当大股东不参与时，尽管标的公司在对赌初期仍然可以利用信息不对称制造业绩良好的假象，但在对赌后期随着上市公司掌握了越来越多的信息，标的公司再也难以隐瞒真实盈利能力，并购前盈余管理的反转效应较强，使得业绩更加萎蔫。这意味着，大股东参与定增并购既有助于降低交易双方的信息不对称问题，又发挥了监督管理职能，促使公司进行了具有价值创造功能的定增并购交易，因而标的公司并购前盈余管理对并购后业绩的负面影响相对降低；而在大股东不参与的情况下，交易双方信息不对称问题相对严重，大股东对定增并购交易的监督管理动机也较弱，于是缺乏大股东作为纽带使得交易双方的利益冲突相对尖锐，并购前盈余管理对并购后业绩的负面影响更强。通过PSM配对后回归，同样发现da的系数在对赌后期显著为负，说明标的公司通过正向或负向盈余管理得到相似的财报业绩水平后，即使两类标的公司业绩在并购时点看似相当，但对赌期内的业绩实现情况是存在显著差异的。替换变量的衡量方法后，除了盈余管理与对赌第一年业绩情况的关系变得不显著外(不影响研究结论)，其他结果没有发生实质性变化。这些结果说明假设2具有稳健性。

表6 标的公司盈余管理与业绩承诺实现的稳健性检验

注：限于篇幅，省去了常数项及控制变量的回归结果。

五、结论与启示

近年来，定增并购这一资本运作模式被广泛应用于上市公司的股权收购之中。在交易过程中，标的公司为获取高额对价，有强烈动机在并购前进行盈余管理，包括通过正向盈余管理吸引偏好历史业绩估值的投资者，或者通过负向盈余管理配合高额业绩承诺吸引偏好未来业绩估值的投资者。尽管已有诸多研究验证了对赌协议在缓解收购方信息弱势问题、发挥激励效应等层面上的价值，可事实上在交易中运用了对赌协议的上市公司却开始面临日益严重的对赌失败问题。理论与现实的分歧可能在于，假如标的公司在并购前进行过盈余操纵，将影响对赌协议激励效用的正常发挥，导致承诺业绩无法兑现。为了厘清标的公司盈余管理的经济后果，本文以2012—2016年A股上市公司实施的包含对赌协议的定增并购事件为研究样本，通过实证检验发现，在定增并购前，无论标的公司进行正向盈余管理还是负向盈余管理，盈余管理程度越高都会使得并购溢价越高，而盈余管理对标的公司承诺业绩实现情况的影响则与盈余管理的方向有关，正向盈余管理程度越高，业绩实现情况越差，负向盈余管理程度越高，业绩实现情况越好。本文的研究结果揭示了标的公司盈余管理可能带来的经济后果，拓展了并购溢价影响因素的理论研究，为对赌协议的研究提供了一个新的分析视角。

根据本文的研究结果，上市公司在执行定增并购前有必要重点关注标的公司的盈余管理行为，尤其是判明标的公司盈余操纵的方向，是向上操纵还是向下操纵。证券监管部门也应当继续完善信息披露制度，对标的公司财务报表的披露范围和信息质量提出更高的要求；同时规范对赌协议制度，督促中介机构勤勉尽责、严格监督对赌协议的履约情况，限制变更承诺业绩的条件，防止忽悠式重组，促进定增并购市场健康良性发展。