黃福廣 劉臻煊 李西文 邵 艷

(1.南開大學商學院； 2.河北經(jīng)貿(mào)大學會計學院； 3.浙江財經(jīng)大學會計學院)

1 研究背景

業(yè)績承諾(對賭協(xié)議)作為投融資契約的一種附加條款，因其表現(xiàn)出階段性、條件性支付的特征，在股權(quán)融資實務(wù)中應(yīng)用越來越廣泛[1，2]。根據(jù)巨潮資訊2019年數(shù)據(jù)顯示，我國超過20%的VC和PE投資事件中使用了業(yè)績承諾。作為一種契約治理條款，業(yè)績承諾是對風險資本方權(quán)益和收益的保障。然而，在新三板市場的實踐中，業(yè)績承諾完成率低，出現(xiàn)了“十賭九輸”的現(xiàn)象，業(yè)績承諾在風險投資領(lǐng)域的實際應(yīng)用效果并不理想。值得注意的是，部分企業(yè)在獲取融資后不滿足現(xiàn)有產(chǎn)品盈利結(jié)構(gòu)，希望盈利水平得到跳越式提高，加速了戰(zhàn)略變革，但經(jīng)濟后果卻未達預(yù)期，距離目標差距甚遠，甚至不及基期業(yè)績。對賭失敗對于投融資雙方而言是雙輸?shù)慕Y(jié)果，一旦業(yè)績未達標，企業(yè)的長期發(fā)展將受到極大影響，而風險資本也面臨能否獲得實際賠付的風險。一方面，由于企業(yè)承諾的目標業(yè)績往往較基期有大幅提高，潛在的賠付壓力使得企業(yè)家可能存在尋求利潤跨越式增長，強化其戰(zhàn)略變革的動機；另一方面，戰(zhàn)略變革效果亦存在不確定性，可能帶來更高的經(jīng)營風險和賠付風險，且戰(zhàn)略變革具有收益不及時性，變革的效益往往需要一段時間后才能體現(xiàn)。那么，業(yè)績承諾簽訂后，企業(yè)家是否會進行戰(zhàn)略變革？以及戰(zhàn)略變革的實際績效如何？值得深入研究。

對于業(yè)績承諾在實務(wù)應(yīng)用中效果不佳，并未發(fā)揮應(yīng)有的激勵作用和契約治理作用的原因，現(xiàn)有研究通常從法律合同效力[3]、履約風險[2]、高業(yè)績目標設(shè)立[4]及估值不當[5]等角度加以解釋。重點指出企業(yè)家由于高估未來業(yè)績，設(shè)立較高對賭業(yè)績目標值，潛在巨額賠付使得未達標時出現(xiàn)履約及訴訟風險，對賭協(xié)議在機制設(shè)計上暴露出低可行性問題。然而，現(xiàn)有理論難以很好解釋實際業(yè)績與目標差距甚遠，抑或低于基期業(yè)績的情況。本質(zhì)上而言，企業(yè)的經(jīng)營戰(zhàn)略扭曲和資源配置不當，是實際業(yè)績距離目標差距甚遠的主要原因。本研究認為，業(yè)績承諾的簽訂對企業(yè)家產(chǎn)生了激勵扭曲，不合理的戰(zhàn)略變革是企業(yè)業(yè)績表現(xiàn)不佳和契約未能起到治理作用的重要原因。企業(yè)家在單一的考核目標驅(qū)使下，為了完成凈利潤目標，投資熱情高漲，只要能夠增加凈利潤，企業(yè)家可以接受真實報酬率低于股東要求報酬率的項目，盲目擴大投資規(guī)模，造成了資源配置結(jié)構(gòu)不合理，反而對企業(yè)績效產(chǎn)生了不利影響。

本研究可能存在的創(chuàng)新點及理論貢獻如下：①已有關(guān)于影響戰(zhàn)略變革的因素研究表明，經(jīng)營發(fā)展困境[6]，企業(yè)家個人特質(zhì)和組織結(jié)構(gòu)特點[7，8]，CEO變更[9]及代際傳承時點[10]等因素影響了企業(yè)進行戰(zhàn)略變革。本研究則證實了基于業(yè)績承諾契約產(chǎn)生的負激勵壓力同樣加劇了企業(yè)戰(zhàn)略變革，高業(yè)績目標與賠付壓力迫使企業(yè)家為了尋求利潤突破，而進行戰(zhàn)略變革，豐富了戰(zhàn)略變革影響因素研究。②已有對于風險資本投后管理作用的研究多表明風險資本的增值作用，例如提供資源和服務(wù)[11]，監(jiān)督、治理作用[12]。本研究則強調(diào)不確定條件下，風險資本參與治理的“軟信息”獲取能力和“狀態(tài)識別”作用，突出“狀態(tài)識別”+“增值”功能可以緩解過度戰(zhàn)略變革。③已有研究將戰(zhàn)略變革的經(jīng)濟后果提煉為“殊途異歸”[13]，即不同情境下的戰(zhàn)略變革經(jīng)濟后果差異明顯。本研究則認為，在業(yè)績承諾簽訂特殊背景下，主動、被動因素共同作用時(企業(yè)家既有高承諾業(yè)績與負激勵賠付迫使其作出變革的被動壓力，又有在短期內(nèi)展現(xiàn)出業(yè)績及企業(yè)增長價值的主動變革動機)，企業(yè)家戰(zhàn)略變革的實際績效結(jié)果不佳，指出在業(yè)績承諾背景下的戰(zhàn)略變革不能帶來績效提升。④已有研究認為，契約的剛性和執(zhí)行嚴格性能夠起到約束和激勵的作用[14]。本研究則認為，即使簽訂了保障收益和權(quán)益的業(yè)績承諾契約，風險資本仍需要在注入后參與治理，保障企業(yè)良性發(fā)展。

2 理論分析與研究假設(shè)

2.1 業(yè)績承諾簽訂對企業(yè)戰(zhàn)略變革的影響

業(yè)績承諾作為投融資契約中的附加條款，具有典型的負激勵特征。業(yè)績承諾通常表現(xiàn)為投融資雙方以凈利潤作為對賭標的，一旦未達到承諾業(yè)績目標，企業(yè)家自身需要賠付差額，負激勵具備剛性約束力和執(zhí)行力[15]，企業(yè)家自身面臨潛在賠付的風險。根據(jù)社會心理學理論，企業(yè)家對于損失變化的主觀價值感知要比收益變化的主觀價值感知更為敏感[16]。負激勵加劇了企業(yè)家的個人收益與公司盈余之間的敏感性。根據(jù)有限關(guān)注理論，由于業(yè)績承諾的考核目標單一，企業(yè)家以完成對賭目標(通常是凈利潤)作為投資決策的出發(fā)點，只要能夠增加凈利潤，企業(yè)家自身的效用就會提高。企業(yè)家對損失的關(guān)注會使得企業(yè)決策者更偏好眼前利益，為了避免賠付而采取更為激進的利潤獲取措施[17]。負激勵壓力下，企業(yè)家需要帶領(lǐng)企業(yè)跨越到一個更高發(fā)展狀態(tài)和盈利水平的層次，而戰(zhàn)略變革正是為了將企業(yè)轉(zhuǎn)換成新的狀況，改變企業(yè)戰(zhàn)略內(nèi)容的發(fā)起、實施、可持續(xù)化的系統(tǒng)性過程[18]。在被迫調(diào)整與主動改變的共同作用下，企業(yè)家具有戰(zhàn)略變革的動機。

(1)被動調(diào)整的角度承諾業(yè)績的目標往往較基期業(yè)績有較大幅度提升，循序漸進的增長方式難以完成對賭目標，迫使企業(yè)家對現(xiàn)有經(jīng)營戰(zhàn)略進行調(diào)整，尋求新的產(chǎn)品利潤增長點，以期凈利潤獲得跳躍式的增長。從不確定性風險的視角來看，業(yè)績承諾的簽訂加劇了企業(yè)的異質(zhì)性風險[4]，主要表現(xiàn)在財務(wù)風險、經(jīng)營風險、履約和法律風險等方面，而不確定性風險的增加，則意味著決策者對企業(yè)生產(chǎn)力要素的控制力下降，對項目業(yè)績的預(yù)測能力減弱。企業(yè)家需要不斷調(diào)整經(jīng)營戰(zhàn)略，對資源配置、產(chǎn)品盈利結(jié)構(gòu)進行變革和重構(gòu)。

(2)主動變革的角度企業(yè)家要想獲得風險資本穩(wěn)定的多階段融資，需要在短期內(nèi)展現(xiàn)出業(yè)績的成長性，提升投資方信心，其自身在簽訂業(yè)績承諾時亦看好企業(yè)未來發(fā)展，敢于冒險，具有主動變革，表現(xiàn)企業(yè)增長價值的動機；同時，企業(yè)家亦有通過主動戰(zhàn)略變革向風險資本方傳遞“努力盡職”信號的動機。值得注意的是，有學者提出戰(zhàn)略變革背后存在卸責行為及代理成本[19]，企業(yè)家面對階段性考核和不確定風險下，進行較多的項目投資以及戰(zhàn)略變革可以傳遞企業(yè)家努力程度的信號，有助于企業(yè)在未完成短期目標時與風險資本進行協(xié)商，不至于立即中斷融資來源。

(3)戰(zhàn)略變革可行性角度初創(chuàng)企業(yè)中，創(chuàng)始人的絕對權(quán)威也為企業(yè)戰(zhàn)略變革帶來了便利性和可行性。新創(chuàng)企業(yè)治理體系尚不完善，控制權(quán)與所有權(quán)多未完全分離[20]，重大戰(zhàn)略制定依賴創(chuàng)始人決策，戰(zhàn)略變革往往是決策者認知和意愿的直接投映[21]，企業(yè)家在資源配置和戰(zhàn)略決策方面擁有絕對權(quán)威[22]，能夠快速推進戰(zhàn)略變革。據(jù)此，提出如下假設(shè)：

假設(shè)1.1業(yè)績承諾的簽訂會促使企業(yè)進行戰(zhàn)略變革。

假設(shè)1.2業(yè)績承諾目標完成難度越大，戰(zhàn)略變革程度越深。

2.2 風險資本參與董事會的調(diào)節(jié)作用

業(yè)績承諾背景下，企業(yè)家采取戰(zhàn)略變革行為的動機主要有被動調(diào)整和主動變革兩個層次。企業(yè)家想要避免實際賠付有兩種可能途徑，一是努力完成承諾業(yè)績目標，二是在未達標時尋求風險資本的寬容赦免。業(yè)績承諾簽訂狀態(tài)下，風險資本作為權(quán)利方，擁有決定是否執(zhí)行賠付和賠付執(zhí)行程度的話語權(quán)，如果存在一種“狀態(tài)證實”機制，使得企業(yè)家的“善意行為”和業(yè)績完成的真實情況被風險資本方知悉，風投針對不可控因素造成的業(yè)績未達標情況給予彈性治理，那么企業(yè)家即使沒有完成承諾業(yè)績目標，只要其“善意行為”得到風險資本的認可，就可能在執(zhí)行階段獲得赦免、延緩賠付等寬容處置。在這種情況下，業(yè)績承諾造成的企業(yè)家通過戰(zhàn)略變革來搏取利潤跳躍式增長，以及通過戰(zhàn)略變革向風險資本傳遞“努力盡責”信號和“推卸責任”的動機就會減弱。風險資本參與董事會為“狀態(tài)證實”機制提供了契機，風投參與董事會除了發(fā)揮“監(jiān)督”和“增值”作用[23，24]，還能在企業(yè)家決策動機、努力程度等“軟信息”獲取的基礎(chǔ)上進行“狀態(tài)識別”，進而施行彈性治理。彈性治理弱化了業(yè)績承諾對戰(zhàn)略變革的影響，使得企業(yè)家感知到的業(yè)績壓力緊迫性降低，風險資本參與董事會能夠?qū)I(yè)績承諾導致的戰(zhàn)略變革行為產(chǎn)生調(diào)節(jié)作用。

首先，風險資本參與董事會能夠?qū)I(yè)績承諾造成的被動戰(zhàn)略變革動機起到緩解作用。風投通過參與董事會加強了與企業(yè)家的面對面溝通交流[25]，能夠獲取有關(guān)企業(yè)家盡職情況、行為動機的各項軟信息，對達標情況有更客觀的評價。一方面，風險資本參與董事會為“狀態(tài)識別”和“彈性治理”創(chuàng)造了條件。彈性治理的存在會降低業(yè)績承諾帶來的潛在賠付壓力，即使未達標，只要企業(yè)家的“善意行為”獲得風險資本肯定，也可以不進行實際賠付。風險資本參與董事會在“軟信息”獲取的基礎(chǔ)上促進了“善意行為”證實機制的實現(xiàn)。具有“狀態(tài)證實”機制以及彈性治理的情形下，企業(yè)家對業(yè)績壓力緊迫性的感知變?nèi)?，業(yè)績承諾迫使企業(yè)家通過戰(zhàn)略變革尋求利潤跳躍式增長的壓力得到了緩解。另一方面，風險資本參與董事會能夠深入推進監(jiān)督指導工作、發(fā)揮增值作用。風險資本尤其是高聲譽風投，經(jīng)驗豐富，對行業(yè)發(fā)展有更強的專業(yè)判斷力，風險資本的參與能夠改善信息不對稱，對于業(yè)績承諾負激勵壓力引起的不當戰(zhàn)略變革能夠及時進行指導和干預(yù)，緩解業(yè)績承諾導致的戰(zhàn)略變革行為。

其次，風險資本參與董事會能夠?qū)I(yè)績承諾造成的主動戰(zhàn)略變革動機起到調(diào)節(jié)作用。主動變革動機主要源于傳遞努力信號和“推卸責任”，同時企業(yè)家也希望通過推進變革表現(xiàn)企業(yè)增長潛力，促進后續(xù)融資。由于風險資本參與董事會能發(fā)揮“狀態(tài)識別”作用，戰(zhàn)略變革背后的信號傳遞和“卸責”動機會被風投洞察，只有當企業(yè)家自身努力盡責，未達標主要受不確定風險影響時，風投才會施行彈性治理。狀態(tài)證實機制使得企業(yè)家通過戰(zhàn)略變革傳遞努力信號以推卸責任的有效性降低，風險資本的狀態(tài)證識別功能弱化了業(yè)績承諾對戰(zhàn)略變革的促進作用，減弱了業(yè)績承諾導致的主動戰(zhàn)略變革動機。

再者，內(nèi)外部不確定性會降低企業(yè)家的控制和預(yù)測能力，嚴重影響業(yè)績目標的達標情況。對于初創(chuàng)企業(yè)而言，更需要風投發(fā)揮增值、指導作用以規(guī)避不當戰(zhàn)略變革行為。風投對不確定性敏感程度低，能承受正常業(yè)績波動。企業(yè)不確定性大，未完成目標的實際原因越難以判別，更需要風險資本參與治理以發(fā)揮狀態(tài)識別功能，辨識業(yè)績未達標的真實原因。如果證實是由于不可控制的外部不確定風險導致的企業(yè)短期業(yè)績不達標，風險資本在識別其原因的基礎(chǔ)上可能采取赦免賠付或其他減免措施，業(yè)績承諾導致的戰(zhàn)略變革動機就會顯著減弱。綜上，企業(yè)不確定性越大，風險資本參與董事會越能夠發(fā)揮指導、監(jiān)督等增值作用，也越能進行有效的狀態(tài)識別，緩解業(yè)績承諾導致的盲目追求利潤提升的戰(zhàn)略變革行為，減弱企業(yè)家通過戰(zhàn)略變革傳遞“努力信號”進行“卸責”的動機。據(jù)此，提出如下假設(shè)：

假設(shè)2.1風險資本參與董事會能夠緩解業(yè)績承諾導致的戰(zhàn)略變革行為。

假設(shè)2.2風險資本聲譽越高，其參與董事會的負向調(diào)節(jié)作用越顯著。

假設(shè)2.3企業(yè)不確定性越大，風險資本參與董事會的負向調(diào)節(jié)作用越顯著。

3 研究設(shè)計

3.1 樣本選擇

自2013年底，新三板由區(qū)域性試點轉(zhuǎn)變?yōu)槊嫦蛉珖行∑髽I(yè)的股轉(zhuǎn)系統(tǒng)正式運行，且截至目前，系統(tǒng)中能夠查詢到2019年之前披露的招股說明書；考慮到數(shù)據(jù)可得性、可比性和穩(wěn)定性，本研究對新三板市場2013～2019年度風險資本參與的融資事件進行系統(tǒng)整理，統(tǒng)計簽訂業(yè)績承諾的公司數(shù)量及條款中的承諾業(yè)績目標。業(yè)績承諾協(xié)議數(shù)據(jù)由以下方法獲得：通過全國中小企業(yè)股份讓系統(tǒng)查找掛牌的企業(yè)，下載每個企業(yè)的公開轉(zhuǎn)讓說明書和年度報告，查找“特殊條款”“補充協(xié)議”“業(yè)績承諾”等內(nèi)容，然后記錄每年的業(yè)績指標、承諾年數(shù)、觸發(fā)比例、賠償類型和計算方法，形成風險投資交易中業(yè)績承諾協(xié)議數(shù)據(jù)的來源。

對于風險資本參與公司治理，參考彭濤等[12]的研究，按照業(yè)績承諾簽訂當年，企業(yè)董事會中是否有風險資本派駐的董事設(shè)置0-1變量。具體操作如下：①從招股說明書和年報所披露的股東構(gòu)成中識別風險資本的名稱。是否為風險資本的判定，即將招股說明書中股東主營業(yè)務(wù)為對未上市企業(yè)進行股權(quán)投資定為風險資本。②核對董事會結(jié)構(gòu)，對董事會成員名稱及每位董事任職單位進行搜集識別。若董事任職于所投資的風險資本機構(gòu)，認定該風投通過委任董事的方式參與標的企業(yè)公司治理。

風險資本數(shù)據(jù)來源于CVSource投中數(shù)據(jù)庫以及清科數(shù)據(jù)庫，CVSource數(shù)據(jù)庫是投中集團旗下專業(yè)的金融數(shù)據(jù)產(chǎn)品，能提供股權(quán)交易信息、企業(yè)財務(wù)、行研成果等各個層面的數(shù)據(jù)、資訊和分析工具。清科數(shù)據(jù)庫是覆蓋中國風險投資及私募股權(quán)投資領(lǐng)域最為全面、精準、及時的專業(yè)數(shù)據(jù)庫，涵蓋了活躍于中國市場的風險投資與私募股權(quán)投資行業(yè)的投資機構(gòu)、投資事件、并購和上市數(shù)據(jù)信息。本研究主要利用這兩個數(shù)據(jù)庫搜集風險資本的投資事件信息，包括時間、投入金額、占股比例等。兩個數(shù)據(jù)庫覆蓋較為全面的風險資本投資事件，二者的交叉驗證能夠一定程度保障樣本的準確性和全面性，部分補充數(shù)據(jù)來源于巨潮資訊手動整理。以上述投資事件中的企業(yè)數(shù)據(jù)為初選樣本，執(zhí)行以下樣本篩選過程：①剔除融資事件發(fā)生當年資不抵債的樣本；②剔除金融行業(yè)樣本；③剔除主要變量數(shù)據(jù)缺失嚴重和數(shù)據(jù)值明顯異常的樣本；④對于涉及單個企業(yè)多次融資的樣本，本研究只選取第一次獲得融資的年份。對新三板市場2013～2019年度風險資本參與的融資事件進行系統(tǒng)整理，統(tǒng)計簽訂業(yè)績承諾的公司數(shù)量及條款中的承諾業(yè)績目標。統(tǒng)計數(shù)據(jù)顯示在2013～2019年間，VC對新三板企業(yè)2 084個投資事件中，附加簽訂業(yè)績承諾的事件為270個，占比為12.96%。企業(yè)相關(guān)財務(wù)指標來源于Wind金融數(shù)據(jù)庫。

3.2 變量設(shè)定

本研究的變量設(shè)定如下。

(1)自變量及因變量本研究探討業(yè)績承諾的簽訂與企業(yè)戰(zhàn)略變革的關(guān)系，自變量業(yè)績承諾簽訂取二分變量，企業(yè)家向風險資本融資的過程中，附加業(yè)績承諾，協(xié)議中表明企業(yè)家承諾在期間內(nèi)每年達到具體業(yè)績目標值或期限結(jié)束累積達到具體業(yè)績目標值，如果未達標，對差額進行賠付。有上述條款即視為簽訂了業(yè)績承諾。簽訂業(yè)績承諾的取值為1，未簽訂的取值0；業(yè)績承諾完成難度用對賭目標業(yè)績值與公司基期對應(yīng)指標業(yè)績之比表示，當企業(yè)逐年有具體承諾業(yè)績目標的，取比值的平均值計量。

戰(zhàn)略變革變量的測度，馮海龍[18]系統(tǒng)地將戰(zhàn)略變革的測量方法歸為6類: 多業(yè)務(wù)、企業(yè)層面與業(yè)務(wù)層面戰(zhàn)略、戰(zhàn)略類型、戰(zhàn)略定位、資源配置、戰(zhàn)略集團，其中多業(yè)務(wù)測量法和資源配置測量法分別從產(chǎn)品盈利結(jié)果的角度和資源配置支出的角度進行測量，其余4種測量方法采用構(gòu)建量表、賦權(quán)重計分的方法，需要采用問卷調(diào)查及訪談的形式?？紤]到本研究收集的數(shù)據(jù)來源于金融數(shù)據(jù)庫，且樣本公司數(shù)目較多，未采用問卷調(diào)查方式，而多業(yè)務(wù)測量法重在反映企業(yè)產(chǎn)品多元化程度的變化，不能全面深入地衡量戰(zhàn)略變革的內(nèi)涵。資源配置支出法進行戰(zhàn)略變革測度更為契合本研究。

綜合來看，戰(zhàn)略變革被界定為企業(yè)戰(zhàn)略決策內(nèi)容在一定方向和范圍上的深度、廣度的變化。資源配置支出法能反映企業(yè)在多個關(guān)鍵戰(zhàn)略層面的資源配置結(jié)構(gòu)的整體變化，且資源配置支出法各個測量維度之間具有相對獨立性，在戰(zhàn)略管理和公司財務(wù)領(lǐng)域中應(yīng)用廣泛。本研究參考TANG等[26]、ZHANG等[27]研究中的戰(zhàn)略變革測度方法，選擇從以下6個維度對戰(zhàn)略變革程度進行測量：廣告投入力度(廣告投入/營業(yè)收入)、研發(fā)投入力度(無形資產(chǎn)凈值/營業(yè)收入)、固定資產(chǎn)更新率(固定資產(chǎn)凈值/固定資產(chǎn)原值)、間接費用率(管理費用/營業(yè)收入)、庫存水平(存貨/營業(yè)收入)及公司財務(wù)杠桿(負債/股東權(quán)益)。首先，分別計算了以上6個維度在企業(yè)獲得風險資本注資后一年和前一年之間的差異，將每個維度的差異值減去行業(yè)中值。其次，將6個維度經(jīng)行業(yè)調(diào)整的差異值取絕對值再進行標準化。最后，對6個標準化后的數(shù)值取平均值，即得到了本研究的戰(zhàn)略變革支出法測量變量，用ST表示。為了研究穩(wěn)健，本研究亦計算6個維度風險資本注資后兩年與當年值的差異，并經(jīng)行業(yè)調(diào)整后取標準化的均值，作為滯后一期的因變量，用ST1表示。

(2)控制變量和調(diào)節(jié)變量控制變量主要選取可能影響企業(yè)戰(zhàn)略變革的各項財務(wù)指標，參考ZHANG等[27]、連燕玲等[28]的研究，主要包括公司規(guī)模、財務(wù)杠桿、盈利狀況、運營能力及公司治理方面。調(diào)節(jié)變量：風險資本參與董事會，如前文所述，參考彭濤等[12]的研究進行識別與設(shè)定。結(jié)合當前研究樣本的特殊性，具體變量及測量方法見表1。

表1 相關(guān)變量及測量方法

4 檢驗結(jié)果分析

4.1 描述性統(tǒng)計

主要變量的描述性統(tǒng)計見表2。由表2可知，新三板企業(yè)2 084個融資事件中，涉及業(yè)績承諾簽訂(VAM)的比例約為13.0%。平均資產(chǎn)負債率(LE)為54.477。新三板企業(yè)成長性高，企業(yè)處于高速發(fā)展階段，凈利潤年平均增長率(GR)均值達到69.103，統(tǒng)計結(jié)果與辜勝阻等[29]研究相似，反映新三板企業(yè)發(fā)展情況差距甚大的特征。盈利能力(ROA)均值為8.436，說明企業(yè)仍具有較大的成長空間。融資事件涉及到的企業(yè)超過65%為董事長兼任總經(jīng)理(DU)。第一大股東占股(FI)均值為47.848，股權(quán)相對集中，可見創(chuàng)始人是企業(yè)各項戰(zhàn)略制定最重要的決策者。 企業(yè)背景中，地方國有與中央國有企業(yè)(NA)合計占比為5.1%，民營背景占據(jù)絕大多數(shù)，業(yè)績承諾的簽訂方多為民營企業(yè)大股東。風險資本在投資中的平均持股比例(PR)均值為10.764，而風險資本參與治理即參與董事會(BO)的均值為0.187。處于材料、信息技術(shù)、醫(yī)療行業(yè)的企業(yè)融資時，簽訂對賭的比例遠高于其他行業(yè)，反映出業(yè)績承諾簽訂的行業(yè)偏好特質(zhì)。

表2 主要變量的描述性統(tǒng)計

4.2 分組T檢驗結(jié)果

本研究對簽訂業(yè)績承諾組的270個樣本及未簽訂業(yè)績承諾組的1 814個樣本，進行業(yè)績承諾簽訂組和未簽訂組的戰(zhàn)略變革均值T檢驗。ST為資源配置支出法測量值，ST1為滯后一期因變量測量結(jié)果。T檢驗結(jié)果表明，用資源配置支出法進行戰(zhàn)略變革測量，簽訂業(yè)績承諾組的270個樣本因變量均值以及滯后一期因變量均值分別為0.148和0.154，未簽訂業(yè)績承諾組的1 814個樣本因變量均值以及滯后一期因變量均值分別為0.108和0.123。ST和ST1均值都顯著高于未簽訂業(yè)績承諾組。兩組樣本戰(zhàn)略變革差異的t值分別為-3.235和-2.902，在1%的顯著性水平上顯著，即簽訂業(yè)績承諾組的樣本明顯存在更高的戰(zhàn)略變革行為。綜上，單因素T檢驗結(jié)果表明，業(yè)績承諾簽訂組進行了更多的戰(zhàn)略變革。

4.3 業(yè)績承諾與企業(yè)戰(zhàn)略變革

研究業(yè)績承諾的簽訂對戰(zhàn)略變革的影響，可能存在遺漏變量和互為因果的內(nèi)生性問題，業(yè)績承諾的簽訂可能不隨機。風險資本在決定是否要求企業(yè)簽訂業(yè)績承諾時，可能受到企業(yè)自身經(jīng)營狀況等混同因素的干擾，混同因素或可同時對自變量業(yè)績承諾簽訂與因變量戰(zhàn)略變革產(chǎn)生作用。風險資本亦可能因為目標企業(yè)戰(zhàn)略變革而認為風險加大，進而要求企業(yè)家簽訂業(yè)績承諾，產(chǎn)生互為因果的問題。為了解決上述內(nèi)生性問題，本研究通過PSM匹配、因變量滯后一期、工具變量(穩(wěn)健性檢驗中)的方法進行緩解。本研究采用PSM方法來矯正不可觀測因素造成的混雜偏差問題，得到消除不可觀測因素差異的處置組和對照組樣本，以求更準確評估業(yè)績承諾的簽訂對企業(yè)戰(zhàn)略變革造成的影響。為處置組樣本進行匹配時，以270個簽訂業(yè)績承諾的風險投資事件作為處置組，對照組樣本在其余1 814個未簽訂業(yè)績承諾的投資事件中選擇，對照組的風險資本投資事件需要滿足與處置組(業(yè)績承諾簽訂組)同年度、同一行業(yè)大類，應(yīng)用Probit模型檢驗影響業(yè)績承諾簽訂的各項因素，采取1∶1傾向得分匹配的方法，卡尺標準定為0.05，如果一個處置組樣本匹配了多個對照組樣本，只保留匹配得分最為相近的對照組樣本。對于業(yè)績承諾與戰(zhàn)略變革可能存在的互為因果問題，本研究首先采用因變量滯后一期的做法；其次在后續(xù)穩(wěn)健性檢驗中，也通過工具變量的方法緩解內(nèi)生性問題。

Probit模型顯示：企業(yè)規(guī)模、資本結(jié)構(gòu)、大股東持股比例、企業(yè)成長性是影響企業(yè)能否進入處置組的重要因素。進行匹配后，上述影響因素在處置組與對照組之間不再具有顯著差異。總樣本中，270個簽訂業(yè)績承諾的公司經(jīng)過匹配后，形成216對432個樣本數(shù)據(jù)；54個公司未滿足卡尺范圍要求，沒有匹配成功與之對應(yīng)的對照組公司。用匹配完成的樣本進行后續(xù)分析，可以在一定程度上緩和內(nèi)生性問題。具體匹配結(jié)果見表3。

表3 業(yè)績承諾PSM匹配結(jié)果(N=432)

由表3可知，業(yè)績承諾的簽訂不是隨機事件，PSM匹配前，企業(yè)規(guī)模、資產(chǎn)負債率、大股東持股占比、成長性這4個變量的p值均小于0.05，顯著影響企業(yè)是否進入處置組。針對上述4個協(xié)變量進行匹配，觀察各變量匹配前后的p值，傾向得分匹配后的協(xié)變量之間不存在顯著差異，處置組與控制組的方差之比也更趨向于1。對匹配之前的全樣本、匹配之后的216對432個樣本、因變量滯后一期的樣本同時進行OLS回歸分析，自變量采用VAM和TA兩個維度測量,調(diào)節(jié)變量為風險資本是否參與董事會。首先，風險資本參與董事會可以發(fā)揮其增值作用，風險資本憑借投資經(jīng)營和對行業(yè)發(fā)展的把控能力，能夠?qū)ζ髽I(yè)家的經(jīng)營行為，戰(zhàn)略決策進行指導，約束企業(yè)家不當戰(zhàn)略變革行為；其次，風險資本通過董事會參與獲得了更多與決策者面對面溝通交流的機會，能夠獲取有關(guān)企業(yè)家決策動機、努力程度的軟信息，降低了企業(yè)家通過戰(zhàn)略變革進行信號傳遞和卸責的動機。檢驗中控制了行業(yè)效應(yīng)和年度效應(yīng)(Y)，回歸結(jié)果分別見表4和表5。

表4中，前3列為總體樣本回歸，后3列為匹配后樣本回歸。列(1)結(jié)果表明，總體樣本中，業(yè)績承諾的簽訂顯著正向影響了企業(yè)戰(zhàn)略變革行為(系數(shù)0.105在1%顯著性水平上顯著)，對比ST變量均值0.113，系數(shù)不僅具有統(tǒng)計意義也具有經(jīng)濟意義。列(2)因變量為滯后一期的戰(zhàn)略變革，業(yè)績承諾簽訂系數(shù)0.078在1%的顯著性水平上顯著，表明緩解互為因果內(nèi)生性問題后，主效應(yīng)依然顯著。列(3)結(jié)果表明，風險資本董事會參與能夠在業(yè)績承諾與戰(zhàn)略變革間起到負向調(diào)節(jié)作用(系數(shù)-0.049在5%的顯著性水平上顯著)。表5中，后3列為PSM匹配后的216對432個樣本回歸結(jié)果， 檢驗結(jié)果與總體樣本檢驗結(jié)果顯著性方面并無明顯差異，緩解內(nèi)生性后主效應(yīng)及調(diào)節(jié)效應(yīng)結(jié)果穩(wěn)健。表5顯示業(yè)績目標難度對戰(zhàn)略變革的影響及風險資本參與董事會的調(diào)節(jié)效應(yīng)。以TA業(yè)績承諾目標難度作為自變量，列(1)結(jié)果顯示，目標難度的系數(shù)0.024在1%的顯著性水平上顯著影響了企業(yè)戰(zhàn)略變革；當因變量采用滯后一期處理后，列(2)結(jié)果顯示，系數(shù)0.031在5%的顯著性水平上顯著。而調(diào)節(jié)效應(yīng)的交乘項系數(shù)-0.029在5%的顯著性水平上顯著。綜上可知，假設(shè)1.1、假設(shè)1.2和假設(shè)2.1得證。

表4 業(yè)績承諾與企業(yè)戰(zhàn)略變革

表5 目標難度與戰(zhàn)略變革

4.4 風險資本聲譽和不確定性的調(diào)節(jié)作用

4.4.1風險資本聲譽的調(diào)節(jié)作用

聲譽越高的風險資本通常具備更豐富的投資經(jīng)驗，能夠為企業(yè)提供更有效的經(jīng)驗指導和信息資源，更能發(fā)揮風險資本董事會參與的調(diào)節(jié)作用。本研究收集近3年清科數(shù)據(jù)庫評選出的“創(chuàng)投100強”數(shù)據(jù)，與樣本中風險資本名稱進行匹配，如風險資本3年中曾經(jīng)上榜“創(chuàng)投100”強，則令變量RE為1，反之取值0；考慮到內(nèi)生性問題，樣本選取上文PSM匹配后的216對432個樣本，采用分組回歸的方法，觀察兩組樣本中風險資本參與董事會的調(diào)節(jié)效應(yīng)差別，檢驗“增值指導”機制和“狀態(tài)識別”機制。統(tǒng)計數(shù)據(jù)顯示，432個樣本中有136個風險資本屬于高聲譽組，其中簽訂業(yè)績承諾的216個樣本中，高聲譽風險資本有78個。回歸結(jié)果見表6。

表6 風險資本聲譽對調(diào)節(jié)效應(yīng)的影響

表6的回歸結(jié)果中，ST和ST1分別表示因變量及滯后一期的因變量，列(1)、列(3)是高聲譽組，列(2)、列(4)為低聲譽組。高聲譽組調(diào)節(jié)變量交乘系數(shù)分別為-0.062和-0.069，且均在5%的顯著性水平上顯著，而低聲譽組雖然系數(shù)為負，但t值分別為-1.55和-1.68，顯著性明顯低于高聲譽組，且高聲譽組的交乘項系數(shù)絕對值高于低聲譽組。分組回歸結(jié)果表明，在高聲譽組樣本中，風險資本參與董事會的負向調(diào)節(jié)效應(yīng)更顯著，更能夠發(fā)揮增值和狀態(tài)識別的作用，以緩解業(yè)績承諾導致的不當戰(zhàn)略變革行為，驗證了假設(shè)2.2。

4.4.2不確定性對調(diào)節(jié)作用的影響

在不確定性強的企業(yè)中，風險資本的狀態(tài)識別和增值作用更具有重要性，風險資本通過與企業(yè)家進行面對面交流，收集企業(yè)運營發(fā)展和企業(yè)家決策動機的軟信息，能夠?qū)嶋H業(yè)績達標情況有更客觀的評價，降低了企業(yè)家的信號傳遞和卸責動機；同時，不確定條件下，經(jīng)驗豐富的風險資本發(fā)揮的指導、監(jiān)督等增值作用也更突出。由此，本研究將PSM匹配后的432個樣本計算不確定性(業(yè)績波動率)大小，根據(jù)是否高于中位數(shù)，分為高不確定性組和低不確定性組，高不確定組UN=1，低不確定組UN=0；通過分組回歸的方式驗證不確定性對于風險資本的調(diào)節(jié)效應(yīng)產(chǎn)生的影響。分組回歸結(jié)果見表7。

表7 不確定性對調(diào)節(jié)效應(yīng)的影響(N=432)

表7中列(1)、列(3)，UN=1表示因變量為ST和ST1時高不確定組的216個樣本的回歸結(jié)果，業(yè)績承諾與董事會參與的交乘項系數(shù)分別在1%和5%的顯著性水平上顯著為負。列(2)、列(4)中，UN=0表示低不確定組的回歸結(jié)果，交乘項系數(shù)均在10%的顯著性水平上顯著為負，且高不確定組的系數(shù)絕對值相較于低不確定組更大。通過分組回歸結(jié)果可知，不確定性越強，越需要風險資本參與治理，風險資本參與董事會能夠在業(yè)績承諾與戰(zhàn)略變革之間起到負向調(diào)節(jié)作用，且在企業(yè)不確定性大即盈利波動性大時，風險資本參與董事會的調(diào)節(jié)效應(yīng)更為顯著，驗證了假設(shè)2.3。

5 穩(wěn)健性檢驗

5.1 業(yè)績承諾簽訂工具變量檢驗

本研究也通過工具變量方法解決主回歸中由于測量誤差、互為因果造成的內(nèi)生性問題。根據(jù)同伴效應(yīng)：企業(yè)個體的行為決策受到同群者行為決策的影響，處于同一行業(yè)的企業(yè)面臨相似的外部環(huán)境，交易行為和投融資策略易形成行業(yè)慣例。由此，同行業(yè)中企業(yè)在融資過程中，是否簽訂業(yè)績承諾為企業(yè)自身提供了比照對象。參照MARWICKA等[30]的研究，選取同年度所在行業(yè)中融資事件涉及對賭簽訂所占的比例作為工具變量。同年度、同行業(yè)融資事件中企業(yè)簽訂業(yè)績承諾的比例，影響著企業(yè)是否簽訂業(yè)績承諾的決策，但不直接影響單個企業(yè)戰(zhàn)略變革行為，因此，同行業(yè)、同年度的融資事件中，對賭簽訂比例(RAT)可以作為二者之間合適的工具變量。本研究同時也對工具變量是否為強工具變量進行了檢驗，第一步檢驗工具變量選取的恰當性，Durbin和Hausman檢驗的p值為0.045,在5%的置信水平下拒絕原假設(shè)，變量VAM具有一定程度內(nèi)生性。F值(或特征值)為385.999，顯著大于經(jīng)驗值20以及5%的名義顯著性水平下特征值16.38，表明工具變量為強工具變量，與自變量強相關(guān)，即同一年度、同一行業(yè)融資事件中，業(yè)績承諾簽訂比例顯著影響了企業(yè)自身簽訂與否。

工具變量的回歸結(jié)果見表8。由表8可知，業(yè)績承諾簽訂工具變量系數(shù)值分別為0.139和0.107，p值分別為0.042和0.032，在5%的顯著性水平上顯著。通過工具變量的方法緩解了內(nèi)生性問題后，業(yè)績承諾對戰(zhàn)略變革的影響結(jié)論依然穩(wěn)健。

表8 工具變量回歸(N=2 084)

5.2 董事會參與PSM匹配

風險資本是否參與董事會可能與參股比例等協(xié)變量高度相關(guān)，即風險資本參與董事會行為不是隨機發(fā)生，可能存在內(nèi)生性問題。本研究采用PSM匹配的方式進行緩解，處置組樣本選擇風投派駐人員進入董事會的389個投資事件，對照組樣本選取與處置組同年度、同大類行業(yè)的融資事件。同樣采用1∶1 PSM匹配后，卡尺標準定為0.05，對于一個處置組樣本匹配多個對照組的情形，只保留PSM得分最相近的事件。變量篩選結(jié)果顯示LE、FCF、PR這3個變量影響著風險資本進入董事會的決策。匹配后形成324對648個樣本，匹配后的協(xié)變量在處置組與對照組之間不存在顯著差異。將匹配后的樣本進行調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗，具體結(jié)果見表9。由表9可知，因變量分別為ST、ST1時，VAM×BO的交乘項系數(shù)分別為-0.058和-0.075，分別在1%和5%的顯著性水平上顯著，風險資本參與董事會在業(yè)績承諾與戰(zhàn)略變革之間起到負向調(diào)節(jié)的作用，調(diào)節(jié)效應(yīng)回歸結(jié)果穩(wěn)健。

6 進一步研究

已有研究證實，不同背景和情境下的戰(zhàn)略變革對績效的影響差異甚大。本研究對業(yè)績承諾簽訂特殊背景下，企業(yè)戰(zhàn)略變革的實際經(jīng)濟后果展開進一步研究，以驗證業(yè)績承諾負激勵壓力下的戰(zhàn)略變革行為究竟能否為企業(yè)帶來績效的提升。本研究采用分組回歸的方法，對簽訂業(yè)績承諾組和未簽訂業(yè)績承諾組的戰(zhàn)略變革與績效之間的影響進行檢驗。自變量為戰(zhàn)略變革，因變量為企業(yè)績效，考慮到績效具有一定的時間滯后性，參考張明等[13]的研究，用滯后兩期，即簽訂業(yè)績承諾后兩年的資產(chǎn)收益率(ROAt+2)進行測量，并參考上文選取財務(wù)及公司治理相關(guān)控制變量(見表10)。表10中列(1)、列(2)為總體樣本數(shù)據(jù)，為了結(jié)果穩(wěn)健，列(3)、列(4)取上文PSM匹配后的216對432個樣本。列(1)、列(3)為簽訂業(yè)績承諾組，列(2)、列(4)為未簽訂業(yè)績承諾組。檢驗結(jié)果表明，簽訂業(yè)績承諾組，戰(zhàn)略變革對企業(yè)績效產(chǎn)生了負向影響(系數(shù)-0.413和-0.439均在5%顯著性水平下顯著為負)；而未簽訂業(yè)績承諾組的戰(zhàn)略變革系數(shù)為正，但是t值較小，并未對績效產(chǎn)生顯著影響。證實了業(yè)績承諾背景下的戰(zhàn)略變革具有一定的盲目性，企業(yè)家可能更多出于“信號傳遞”和“卸責”動機進行了過度戰(zhàn)略變革，反而對績效產(chǎn)生了不利影響。

表10 戰(zhàn)略變革績效

7 結(jié)語

本研究檢驗結(jié)果表明，業(yè)績承諾的簽訂加劇了企業(yè)戰(zhàn)略變革行為，承諾業(yè)績越高，戰(zhàn)略變革動機越強。風險資本能夠在“軟信息”獲取的基礎(chǔ)上發(fā)揮“狀態(tài)識別”的作用，減弱企業(yè)家為了傳遞“努力信號”以及“卸責”而進行盲目戰(zhàn)略變革的動機。風險資本聲譽越高，不確定性越大，風險資本參與董事會的負向調(diào)節(jié)效果越顯著。進一步研究發(fā)現(xiàn)，業(yè)績承諾背景下的戰(zhàn)略變革行為并不能給企業(yè)帶來績效的提升。研究得到的啟示是：①業(yè)績承諾契約目標的訂立需要審慎決策，高業(yè)績目標會產(chǎn)生激勵扭曲行為；②企業(yè)簽訂業(yè)績承諾后要立足于現(xiàn)有優(yōu)勢產(chǎn)品，而不是盲目追求戰(zhàn)略變革；③風險資本在投資后要充分發(fā)揮治理作用，業(yè)績承諾契約需要與治理互補，才能減弱企業(yè)機會主義行為。

本研究可能存在以下研究不足：①數(shù)據(jù)來源于各金融數(shù)據(jù)庫，由于數(shù)據(jù)可得性未將商業(yè)模式變化納入指標測度中，如何將商業(yè)模式變化與已有公司財務(wù)領(lǐng)域?qū)τ趹?zhàn)略變革的測量方法做恰當融合，是之后研究的重點；②由于為數(shù)不少的業(yè)績承諾尚在履約過程中，最終完成情況尚未披露，本研究在戰(zhàn)略變革經(jīng)濟后果研究中未能結(jié)合業(yè)績承諾的最終完成情況，之后研究應(yīng)當力求結(jié)合企業(yè)最終業(yè)績達標情況，展開對戰(zhàn)略變革與績效的更深度研究。