實際控制人所有權能否抑制商譽泡沫?
——基于內部控制視角的解釋

宋佳寧 高 闖

(1.首都經濟貿易大學 工商管理學院，北京 100070；2.安徽財經大學 會計學院，安徽 蚌埠 233030)

一、引言

近年來，我國上市公司多次出現因商譽泡沫導致巨額商譽減值的暴雷事件。商譽泡沫的形成主要源于公司并購過程中對被并購公司資產的過高估計，泡沫破裂會給公司乃至整個市場帶來嚴重的消極影響。根據證監會發布的《2018年上市公司年報會計監管報告》，我國部分上市公司存在商譽初始確認時未識別有關風險、對或有合并對價及未入賬資產負債的確認和計量不充分等原因造成的商譽虛高情況。上述問題會導致并購時超額商譽的確認，并進一步引發并購后商譽減值的出現。近年來，這種大規模超額商譽的確認及其后續引發的大額商譽減值受到學術界和實務界的重點關注。有研究表明，完善的治理機制可以有效抑制商譽泡沫(Abughazaleh et al.，2011)。實際控制人是指能夠實際支配公司行為的人(馬云飆 等，2018)，其可以通過一致行動、多重塔式持股、交叉持股等方式獲得上市公司的所有權。實際控制人所有權結構在公司治理中發揮著重要作用(肖作平 等，2014；顧小龍 等，2020)。那么，實際控制人所有權結構能否減少超額商譽的確認和商譽減值的計提，進而降低資本市場以及投資者的風險呢？已有研究并未對此展開深入探討。

基于上述分析，本文選取2008—2019年我國滬深A股上市公司為研究樣本，分別從并購時超額商譽的確認和并購后商譽減值的發生兩方面，實證檢驗了實際控制人所有權對商譽泡沫的影響。本文的貢獻主要體現在：其一，為探討商譽及商譽減值的影響因素提供了新的研究視角。從現有文獻來看，有關商譽影響因素方面的探討并不多見，僅有少量研究從高管薪酬激勵、企業社會責任履行等方面展開了考察(Bens et al.,2011;許罡，2020)。不同于此，本文從實際控制人的視角出發探討其對商譽泡沫的抑制效應，豐富和拓展了商譽影響因素方面的文獻。其二，基于內部控制的視角揭示了實際控制人所有權抑制商譽泡沫的傳導路徑，同時識別了有可能會強化實際控制人所有權抑制效果的內外部公司治理因素。其三，研究結論不僅可以為公司建立健全商譽泡沫預警體系提供重要參考，而且對于監管部門強化資本市場金融風險防控、加強資本市場投資者保護也具有一定的啟發意義。

二、文獻綜述與研究假設

(一)文獻回顧

目前，關于商譽的研究文獻主要圍繞商譽的概念及其會計處理、商譽形成的影響因素以及商譽的經濟后果三個方面展開。(1)商譽的概念及其會計處理。Ramanna(2008)認為，商譽的可操縱性極強，是公司實施盈余管理進而操縱利潤的重要項目之一。鄭海英等(2014)認為，商譽作為一項資產，可以在未來給并購方帶來經濟利益，提高公司業績。黃蔚等(2018)認為，商譽只會帶來短期的正向影響，因此應該將攤銷重新納入商譽的后續計量。謝紀剛等(2020)認為，商譽是協同效應的一部分，并提出確認時不確認預期超額收益、后續計量時根據業績目標進行減值計提的模式。(2)商譽的影響因素。Bens et al.(2011)研究表明，公司內部環境中的高管薪酬激勵會影響商譽的會計選擇，進而對商譽產生影響。張新民等(2018)研究發現，內部控制質量越高的公司，并購機制越完善，商譽泡沫越小，后續商譽減值計提的比例就越小。許罡(2020)發現，企業社會責任履行情況越好，越有助于提高商譽的公允性，抑制商譽泡沫。(3)商譽的經濟后果。張麗達等(2016)研究結果顯示，商譽減值會導致公司的績效水平下降。王文姣等(2017)研究發現，商譽資產會降低會計信息質量，進而導致公司股價存在崩盤風險。楊威等(2018)發現，對于商譽較高的公司，商譽引發股價崩盤風險的可能性較高。Glaum et al.(2018)研究表明，商譽減值越大，公司股票收益率越低。朱郭一鳴等(2021)研究發現，高水平的商譽會導致資產周轉率降低、融資約束增加，進而使公司的技術創新水平降低。

從現有文獻來看，有關實際控制人所有權經濟后果的研究主要集中于研發投入、融資結構、公司價值等方面。La Porta et al.(2002)指出，對實際控制人所有權進行正向激勵有助于提升公司價值。吳國鼎(2015)研究結論顯示，對于競爭性行業企業而言，實際控制人所有權與公司績效呈顯著的正相關關系。顧小龍等(2016)研究發現，公司實際控制人所有權越高，公司股價崩盤風險越小。王卓等(2017)認為，存在一個最優的實際控制人所有權水平，能夠使公司的研發投入達到最優狀態。邱國棟等(2020)研究得出，實際控制人所有權可以提高公司價值。

綜上所述，有關商譽的既有研究著重圍繞商譽的經濟后果展開了較為充分的探討，學者普遍認同超額商譽及商譽減值會給公司帶來較為嚴重的負面影響。然而，由于商譽本身的資產屬性及其估值的可操縱性，針對商譽泡沫的抑制機制無疑是一個更值得深入研究的主題。遺憾的是，學者對此并未給予足夠的重視，更是鮮有研究從公司治理機制的視角探討實際控制人所有權對商譽泡沫的抑制作用。

(二)假設提出

1.并購時：實際控制人所有權與超額商譽

實際控制人所有權也就是現金流權，是指實際控制人通過一致行動、多重塔式持股、交叉持股等方式擁有的上市公司的所有權。La Porta et al.(1999)發現，實際控制人大多通過構建一個復雜的股權關系鏈，從而用較少的所有權獲取較高比例的控制。根據代理理論與利益趨同理論，實際控制人同時存在掏空行為與支持行為(邱國棟 等，2020)。一方面，掏空行為源于實際控制人不能被中小股東完全監督，表現為控股股東對中小股東的利益侵蝕(La Porta et al.，1999)。通常，當實際控制人所有權較少時，實際控制人更有意愿去侵占中小股東的利益。Jiang et al.(2015)指出，在我國，實際控制人由于不能被完全監督進而做出損害中小股東利益的問題較為嚴重。另一方面，實際控制人持有公司股份的比例與公司利益正相關(Jensen et al.,1976)，這種利益上的趨同不僅能夠有效約束實際控制人對公司的掏空行為(Johnson et al.，2000)，還可以促使控制人產生積極的支持行為。也就是說，當實際控制人所有權增加時，其更希望公司價值能夠持續提升(Claessens et al.，2002)。為了支持公司發展，實際控制人充分調用自身資源、發揮自身決策能力的意愿更為強烈(王蓓 等，2010；Jian et al.，2010)。此外，伴隨著實際控制人所有權的增加，其也會更加關注公司的長期價值，而非即期收益。具體地，本文從以下三個方面來闡述實際控制人股權結構與超額商譽的關系。

一是抑制實際控制人的掏空行為。在現實中，并非所有的并購活動都是為了獲取公司控制權增效、追求協同效應等，進而促進公司競爭力不斷提升，推動公司更好更快地發展。公司實際控制人也可能出于謀求個人私利的動機而實施并購活動(Denis et al.，2003；于江 等，2014)，通常這種受掏空驅動的非正常并購行為會產生不切實際的商譽，即超額商譽。但是，隨著實際控制人所有權的增加，其能夠從公司分享收益的比例也在逐步提高。此時，實際控制人為追求私人利益而損害中小股東利益的動機一定程度上被削弱(Shleifer et al.，2003)，進而可能對不合理并購引發的超額商譽產生顯著的抑制作用。

二是增加實際控制人的支持行為。隨著實際控制人所有權的增加，其與公司的整體利益更加趨于一致，對于公司發展壯大的渴求更為迫切(肖作平 等，2014)。正因如此，在并購交易過程中，他們能夠更為審慎地開展風險評估、積極與外部投資者進行交流，以切實降低信息不對稱帶來的不利影響(Wittenberg-Moerman，2008)。而超額商譽出現的重要原因之一就是并購時存在的信息不對稱增加了主并方獲取被并企業估值信息的難度，造成價值高估。因此，擁有更多所有權的實際控制人為了加快推動公司發展而主動增加的支持行為，可以有效降低超額商譽。

三是減少實際控制人的套利行為。在股權分置改革后，實際控制人可以通過二級市場減持股票獲取收益(吳育輝 等，2010)。這就為實際控制人利用盈余管理以及信息優勢獲取即期收益提供了可能(Piotroski et al.，2005)，比如通過承諾高業績、利用估值差異等方式蓄意抬高并購溢價。但是，當實際控制人利益因所有權增加而與公司利益趨于一致時，其會主動減少旨在獲取即期收益而進行的套利并購行為，轉而更加關注長期收益，從而有效抑制超額商譽的發生。

基于上述分析，本文提出：

假設1：在其他條件不變的情況下，實際控制人所有權與超額商譽呈負相關關系。

2.并購后：實際控制人所有權與商譽減值

企業會計準則要求在各年度結束時對企業合并形成的商譽進行減值測試。造成商譽資產減值的因素眾多，主要包括：為了追求短期利益而在并購時簽訂不合理的業績補償協議；后期經營不善等導致協議中的業績目標無法實現；公司盲目并購造成商譽虛高；并購后的資源整合較為困難，公司協同效應難以發揮。正如上文所述，隨著實際控制人所有權的增加，其個人利益與企業利益趨于一致，兩者之間的聯系愈加緊密。在此背景下，一方面，實際控制人更加關注企業的長遠發展和長期利益，在并購時不太可能為了短期利益而做出不合理的業績承諾，進而使得后續因未完成業績承諾所致的商譽減值大大減少；另一方面，為了幫助企業在并購后取得更好的經營績效，實際控制人會主動減少對公司的掏空，同時積極為公司提供更多的支持(顧小龍 等，2020)，比如盡可能地完善公司的各項治理制度、改進管理層聘用考核和監督激勵方案、提高企業資源分配的合理性和經濟活動的執行效率，以最大程度地發揮并購主體的協同效應。綜上所述，實際控制人所有權能夠從降低虛高的業績承諾和提高企業并購效率兩個方面對并購商譽減值產生積極影響。基于上述分析，本文提出：

假設2：在其他條件相同的情況下，實際控制人所有權與商譽減值呈負相關關系。

三、研究設計

(一)樣本選取與數據來源

現行的企業會計準則是2007頒布的，由于其改變了商譽的計量方式，本文選用2008—2019年我國A股上市公司為樣本，并對初始樣本進行了以下處理：剔除金融行業的樣本公司；剔除相關數據缺失的樣本公司；對主要連續變量進行首尾1%的Winsor處理，以避免極端值干擾。最后共得到4021個觀測值。本文使用的數據均來自CSMAR數據庫和Wind金融終端。

(二)變量定義

1.被解釋變量

(1)超額商譽(GWex)。借鑒傅超等(2015)和魏志華等(2019)的做法，本文采用模型預測方法測度超額商譽，即用商譽期望模型的回歸殘差作為超額商譽的代理變量。具體而言，從并購特征、行業水平、公司特征三個維度選取指標對公司商譽水平進行回歸，具體包括是否現金支付、合約價格、所在行業當年的商譽均值、公司規模、盈利能力、兩職合一、管理層持股等，同時還加入了行業與年度虛擬變量；在此基礎上，將回歸得到的殘差(實際商譽與預期合理商譽的差額)作為超額商譽的代理變量。

(2)商譽減值(GWim)。本文根據張新民(2018)的方法，用企業年度減值計提的比例，即后一期的商譽減值除以當期的商譽原值，衡量商譽減值。

2.解釋變量

本文的核心解釋變量為實際控制人所有權(CFR)。對于實際控制人所有權的衡量，我們借鑒La Porta et al.(1999)和Claessens et al.(2000)的計算方法，先將公司與實際控制人股權關系鏈的每條關系鏈中各層持有比例相乘，再將各條關系鏈的所有權相加。

3.控制變量

本文借鑒張新民等(2018)、李璐等(2019)的做法，選擇公司規模(SIZE)、現金持有(MONEY)、固定資產比例(FIX)、財務杠桿(LEV)、市賬比(MTB)、資產收益率(ROA)、股權集中度(TOP5)、是否由“四大”審計(BIG4)、上市年限(AGE)為控制變量。同時，本文還控制了行業(IND)效應和時間(YEAR)效應的影響。

本文變量的具體說明見表1。

(三)模型設定

為檢驗實際控制人所有權對商譽泡沫的影響，即假設1與假設2，本文構建如下模型：

GWex=α0+α1CFR+α2MONEY+α3FIX+α4LEV+α5MTB+α6ROA+

α7TOP5+α8BIG4+α9SIZE+α10AGE+IND+YEAR+ε

(1)

GWim=β0+β1CFR+β2MONEY+β3FIX+β4LEV+β5MTB+β6ROA+

β7TOP5+β8BIG4+β9SIZE+β10AGE+IND+YEAR+ε

(2)

其中：GWex和GWim為被解釋變量，分別表示超額商譽和商譽減值；CFR為解釋變量，表示實際控制人所有權；ε為模型殘差；其余均為控制變量。如果模型(1)中CFR的估計系數α1顯著為負，則意味著實際控制人所有權對超額商譽具有顯著的負面影響，即假設1得到支持；如果模型(2)中CFR的估計系數β1顯著為負，則意味著實際控制人所有權對商譽減值具有顯著的負向影響，即假設2得到支持。

四、實證結果與分析

(一)描述性統計

本文變量的描述性統計結果如表2所示。超額商譽(GWex)的均值為-0.001，最大值為0.421，說明部分公司超額商譽較大；商譽減值(GWim)的中位數為0，均值為0.164，最大值為0.970，說明半數以上的上市公司沒有計提商譽減值，并且部分企業計提的商譽減值較大；實際控制人所有權(CFR)的均值為0.303，最小值為0.007，最大值為0.899，說明不同公司間的實際控制人所有權差異較大。限于篇幅，控制變量的數據特征不再詳述。總體上看，樣本的變量特征差異明顯，樣本分布較為合理。

表2 描述性統計分析

(二)相關性檢驗

表3列示了各主要研究變量之間的Pearson相關系數。由表3可見，超額商譽(GWex)與商譽減值(GWim)在5%的水平上顯著正相關，說明超額商譽的確認會導致并購后商譽減值的發生。實際控制人所有權(CFR)與超額商譽(GWex)、商譽減值(GWim)均在1%的水平上顯著負相關，初步驗證了假設1和假設2。此外，主要解釋變量間的相關系數值均小于0.4，且VIF值都小于2，說明模型不存在嚴重的多重共線性問題。

表3 主要變量的Pearson相關系數矩陣

(三)多元回歸分析

1.實際控制人所有權與超額商譽

表4報告了實際控制人所有權(CFR)與超額商譽(GWex)的回歸結果。其中，列(1)為僅控制年份與行業效應的回歸結果，而列(2)則是包括所有控制變量的回歸結果。

由表4的列(1)、(2)可見，實際控制人所有權(CFR)的估計系數分別為-0.0630和-0.0649，且均在1%的水平上顯著，說明實際控制人所有權能夠顯著降低并購時產生的超額商譽，即實際控制人所有權越高，公司并購產生的超額商譽越小。由此，假設1得到證實。

從控制變量的檢驗結果可知：現金持有(MONEY)和固定資產比例(FIX)越高的公司，超額商譽(GWex)的水平越低；公司規模(SIZE)越大、市賬比(MTB)越高以及股權集中度(TOP5)越高的公司，超額商譽(GWex)的水平越高，說明規模越大、市場價值越高、內部權力越集中的公司，商譽泡沫水平越高；財務杠桿(LEV)越高、由“四大”審計(BIG4)的公司，超額商譽(GWex)的水平較低。

表4 實際控制人所有權與超額商譽的回歸分析結果

2.實際控制人所有權與商譽減值

表5列示了實際控制人所有權(CFR)與商譽減值(GWim)的回歸結果。類似地，列(1)為僅控制年份和行業效應的回歸結果，而列(2)則是包括所有控制變量的回歸結果。

表5的列(1)、(2)顯示，實際控制人所有權(CFR)的估計系數分別為-0.0198和-0.0239，且均在1%的水平上顯著，說明實際控制人所有權能夠顯著降低商譽減值的計提比例，即實際控制人所有權越高，并購后計提商譽減值的比例越低。由此可知，假設2得到支持。

表5 實際控制人所有權與商譽減值的回歸分析結果

(四)穩健性檢驗

為確保研究結論的可靠性，本文從三個方面進行了穩健性檢驗。

1.內生性檢驗

(1)傾向得分匹配法(PSM)。首先，根據實際控制人所有權(CFR)的中位數將全樣本劃分為高所有權組(即處理組，CFR高于中位數)與低所有權組(即控制組，CFR低于或等于中位數)；其次，將實際控制人所有權(CFR)作為被解釋變量，模型(1)和(2)中的所有控制變量作為解釋變量，回歸得出傾向得分值；再者，采用1∶1匹配方法得到匹配成功的觀測值1743對，也就是說，處理組和控制組共有3486個觀測值滿足共同支撐假設被保留下來；最后，針對最終保留的樣本利用模型(1)和(2)重新進行回歸分析。檢驗結果列于表6，從中可見，在匹配后的樣本中，實際控制人所有權(CFR)與超額商譽(GWex)和商譽減值(GWim)均呈顯著的負相關關系，與上文的分析結果基本一致。

表6 傾向得分匹配法檢驗結果

(2)固定效應模型。為控制可能遺漏的公司特質因素對實證結果造成干擾，本文參考李璐等(2019)的做法，使用固定效應模型重新對實際控制人所有權(CFR)與超額商譽(GWex)、商譽減值(GWim)的關系進行檢驗，結果列于表7。由表7可見，在控制個體效應后，實際控制人所有權(CFR)對超額商譽(GWex)和商譽減值(GWim)均存在顯著的負向影響，與前文結論依然保持一致。

表7 固定效應模型檢驗結果

2.更換被解釋變量的度量方法

一是變更超額商譽的度量方法。參照張新民等(2018)的方法，我們重新測度了超額商譽。具體計算方法為：(商譽賬面價值-該公司所在行業當年的商譽賬面價值平均值)/總資產。在此基礎上，再次進行回歸分析，結果如表8列(1)所示。不難發現，實際控制人所有權(CFR)與超額商譽(GWex)仍然在1%的水平上顯著負相關。

二是變更商譽減值的度量方法。借鑒李璐等(2019)的方法，我們重新測度了商譽減值。具體方法為：用第二年是否發生商譽減值進行度量，計提商譽減值賦值為1，否則賦值為0。在此基礎上，再次進行回歸分析，結果報告于表8列(2)。從中可見，實際控制人所有權(CFR)商譽減值(GWim)依然在1%的水平上顯著負相關。

綜上可知，在變更超額商譽和商譽減值的度量方法后，本文結論并未發生改變。

表8 變更因變量度量方法的檢驗結果

3.考慮滯后性

考慮到實際控制人所有權的影響可能存在滯后性，即影響后一期的超額商譽和再后一期的商譽減值，本文將模型(1)和模型(2)中的被解釋變量替換成滯后一期的超額商譽和商譽減值，然后進行回歸，檢驗結果列于表9。由表9可知，實際控制人所有權(CFR)對滯后一期的超額商譽(GWex)和商譽減值(GWim)同樣存在顯著的負向影響。這再次證實，本文研究結論是可靠的。

表9 考慮滯后性的檢驗結果

五、作用機制分析

上述回歸結果證實，實際控制人所有權能夠有效降低并購時的超額商譽確認以及并購后的商譽減值產生。那么，實際控制人所有權對商譽泡沫的抑制作用究竟是通過何種機制實現的呢？根據前文分析可知，當實際控制人所有權較小時，實際控制人與公司的利益不盡一致，其可能會繞過內部控制的監督管理機制，利用盈余管理、套利并購等手段謀取個人私利；隨著實際控制人所有權的增大，實際控制人與公司利益趨于一致，此時其為了推動公司更好地發展以便獲取更多的剩余收益，會積極維護公司內部控制，比如完善內部控制設計、改進內部控制缺陷、保障內部控制實施等。而良好的內部控制可以降低公司的商譽泡沫水平，這是因為：在并購時，高質量的內部控制可以保障高水平的風險管控，降低對被并購企業的價格誤判，進而減少超額商譽的確認；在并購后，高質量的內部控制可以優化資源配置，增強公司的協同效應，促使并購目標更好地完成，從而降低商譽減值的發生。基于上述分析，本文認為，實際控制人所有權之所以能夠對商譽泡沫產生抑制效果可能是通過提高公司的內部控制水平實現的。

接下來，對上述推斷進行驗證。本文選擇內部控制質量和內部控制缺陷兩個指標衡量公司的內部控制水平。其中，內部控制質量(ICQ)使用迪博數據庫中的中國上市公司內部控制指數除以100進行度量；內部控制缺陷(ICD)選用CSMAR數據庫中的內部控制是否存在缺陷指標加以衡量，存在內部控制缺陷取值為1，否則取值為0。在此基礎上，本文參考Baron et al.(1986)的方法進行中介效應檢驗，具體步驟為：第一步，分析解釋變量對被解釋變量的回歸，即前文中的主回歸；第二步，分析解釋變量對中介變量的回歸；第三步，分析加入中介變量后解釋變量對被解釋變量的回歸。

為檢驗內部控制質量(ICQ)的中介效應，設置以下模型：

ICQ=γ0+γ1CFR+γ2CONTROLS+ε

(3)

GWex=α0+α1CFR+α2ICQ+α3CONTROLS+ε

(4)

GWim=β0+β1CFR+β2ICQ+β3CONTROLS+ε

(5)

為檢驗內部控制缺陷(ICD)的中介效應，設置以下模型：

ICD=δ0+δ1CFR+δ2CONTROLS+ε

(6)

GWex=α0+α1CFR+α2ICD+α3CONTROLS+ε

(7)

GWim=β0+β1CFR+β2ICD+β3CONTROLS+ε

(8)

其中，CONTROLS為一系列控制變量，與上文相同，不再贅述。

上文的表4和表5中已經報告了第一步檢驗的結果，即實際控制人所有權(CFR)對超額商譽(GWex)和商譽減值(GWim)均存在顯著的負向影響。下面，進行后續的中介效應檢驗流程分析。表10報告了模型(3)～(8)的回歸結果。其中，Panel A為內部控制質量(ICQ)的檢驗結果，Panel B為內部控制缺陷(ICD)的檢驗結果。在列(1)中，實際控制人所有權(CFR)的估計系數顯著為正，說明實際控制人所有權越高，內部控制質量越好；由列(2)、(3)可見，實際控制人所有權(CFR)和內部控制質量(ICQ)的估計系數均在1%的水平上顯著。上述結果表明，內部控制質量在實際控制人所有權和超額商譽，以及實際控制人所有權和商譽減值之間發揮部分中介作用。在列(4)中，實際控制人所有權(CFR)的系數顯著為負，說明實際控制人所有權越高，內部控制缺陷越少；由列(5)、(6)可見，實際控制人所有權(CFR)和內部控制缺陷(ICD)的估計系數均在1%的水平上顯著。上述結果表明，內部控制缺陷在實際控制人所有權和超額商譽，以及實際控制人所有權和商譽減值之間均起部分中介作用。

綜上所述可知，內部控制在實際控制人所有權和商譽泡沫之間發揮部分中介作用，即實際控制人所有權可以通過提高內部控制質量、降低內部控制缺陷，進而抑制并購時的超額商譽確認、減少并購后的商譽減值產生。該結果也說明，并不能排除實際控制人所有權同時通過其他渠道抑制商譽泡沫的發生。

表10 作用機制檢驗結果

六、拓展性研究

完善的公司治理機制可以更好地改進公司治理水平，提高公司治理效率。那么，有效的公司治理機制能否強化實際控制人所有權對商譽泡沫的抑制作用呢？針對于此，本文分別選取獨立董事比例與分析師跟蹤人數作為考察指標，從內外部治理兩方面開展進一步研究。

(一)獨立董事比例的影響

獨立董事比例是公司獨立董事人數占全部董事人數的比例，是董事會職能分化的結果，主要用于度量公司內部權力的制衡程度。獨立董事比例較高時，其約束與監督能力也處于較高水平(周建 等，2014)，這有助于更好地約束實際控制人的掏空行為(鄧博夫 等，2012)，提高信息的可靠性(杜劍 等，2019)。因此，本文預測相對于獨立董事比例較低的公司，在獨立董事比例較高的公司中，實際控制人所有權對超額商譽和商譽減值的抑制作用更強。表11列示了考慮獨立董事比例影響后的回歸分析結果。由表11可見，在分別加入獨立董事比例與實際控制人所有權的交互項(CFR×IND)以后，實際控制人所有權(CFR)與超額商譽(GWex)和商譽減值(GWim)均呈顯著的負相關關系。同時，在列(1)、(2)中，實際控制人所有權與獨立董事比例的交互項(CFR×IND)的估計系數分別為-0.0911、-0.0634，且分別在1%和5%的水平下顯著，表明獨立董事比例對實際控制人所有權與超額商譽、商譽減值的關系均具有顯著的調節作用。

表11 獨立董事比例影響的檢驗結果

(二)分析師跟蹤人數的影響

分析師是企業外部治理機制的重要組成部分，其作為資本市場上的信息中介，更容易發現公司財務中存在的問題(Dyck et al.，2010)。通常，有較多的分析師跟蹤意味著公司受外部監督的強度較大，可以有效降低機會主義行為，抑制盈余管理動機(李春濤 等，2014)。因此，本文預測對于分析師跟蹤人數越多的公司，實際控制人所有權對超額商譽和商譽減值的抑制程度越強。表12列示了考慮分析師跟蹤人數影響后的回歸分析結果。由表12可見，在分別加入實際控制人所有權與分析師跟蹤人數的交互項(CFR×ANA)以后，實際控制人所有權(CFR)與超額商譽(GWex)和商譽減值(GWim)均顯著負相關。同時，在列(1)、(2)中，實際控制人所有權與分析師跟蹤人數的交互項(CFR×ANA)的估計系數分別為-0.0272、-0.0176，且均在1%的水平下顯著，表明分析師跟蹤人數對實際控制人所有權與超額商譽、商譽減值的關系均具有顯著的調節作用，即分析師跟蹤人數越多，實際控制人所有權對超額商譽和商譽減值的負向影響越強。

七、結論與討論

本文選取2008—2019年我國A股上市公司為研究樣本，實證檢驗了實際控制人所有權能否有效抑制商譽泡沫。研究結果表明，實際控制人所有權的增加可以顯著降低并購時的超額商譽和并購后的商譽減值。作用機制檢驗發現，內部控制在實際控制人所有權和商譽泡沫之間起部分中介作用，即實際控制人所有權的增加可以促使實際控制人完善內部控制制度、降低內部控制缺陷，進而降低超額商譽和商譽減值。拓展性研究顯示，基于內外部治理的視角，公司的獨立董事比例越高、分析師跟蹤人數越多，實際控制人所有權對超額商譽和商譽減值的抑制作用越強。

本文研究結論具有重要的實踐啟示。對于公司而言，一方面，應進一步優化股權結構，適度提高實際控制人所有權比例，促使實際控制人勤勉履職、努力工作，與企業同進步、共成長，同時加強對實際控制人的監督，防范實際控制人凌駕于公司治理之上，從而有效抑制商譽泡沫的形成。另一方面，應不斷完善公司內部控制制度，加強公司風險管控，提升公司整合協調能力，減少超額商譽的確認和商譽減值的發生。對于監管機構而言，要建立健全制度體系，努力提升并購時商譽確認的準確性，同時確保并購后公司協同效應的充分發揮，從而降低商譽減值計提，推動公司穩步發展、維護資本市場健康秩序。