控股股東雙重控制鏈特征對定增關聯并購資產估值的影響
——兼論業績承諾的估值糾偏效應

李秉祥 黨怡昕 簡冠群

(1.西安理工大學，陜西 西安 710054；2.甘肅政法大學，甘肅 蘭州 730070)

一、引言

近年來，隨著定增關聯并購逐漸受到上市公司青睞，并購資產價格高估問題日益凸顯，由此引發的業績爆雷事件屢見不鮮。例如，瑞康醫藥罔顧標的公司連年凈利潤為負，通過定增并購高價取得控股股東持有的劣質資產，導致巨額虧損并被證監會問詢；在藍盾股份的高溢價關聯并購中，標的公司在承諾期滿后業績變臉，導致主并公司無力清償到期債務，甚至申請破產并被證監會出具警示函。并購的初衷是實現產業鏈整合，發揮資源協同效應，優化市場資源配置。然而，定增關聯并購卻客觀上為控股股東操縱估值提供了方便，進而異化為粉飾業績、掠奪中小股東財富的“圈錢”手段。因此，深入探究基于控股股東控制權的資產價格形成機制有助于更好地理解并購市場高估值亂象。

目前，關于控股股東利用控制權進行利益輸送行為的研究聚焦于股權質押、高位減持、關聯擔保和超額派現等，對于定增關聯并購高估值的討論較少。有關定增并購高估值成因的研究主要圍繞資產評級公司聲譽、地區市場化進程、對價支付方式和大股東持股比例等方面展開(李姣姣 等，2015；宋順林 等，2014；簡冠群 等，2018)，缺乏基于控股股東控制權的探討。事實上，上市公司在定增關聯并購中往往存在與控股股東的雙重關聯交易，即向其發行股票和購買其持有的資產。獲取控制權私利則是控股股東壓低股票發行價格和抬高并購資產價格的根本動因。相比于高折價發行，資產價格操縱更難被市場識別，因而高估值是一種更加隱蔽的利益侵占方式。控股股東的控制權既可能源自法律契約的規定，并依持股比例形成“股權控制鏈”；也可能源自管理結構、壟斷資源、個人權威等非契約因素，并依其社會影響力形成“社會資本控制鏈”(關鑫 等，2011；趙晶 等，2014)。現有研究更為關注金字塔股權結構、股權性質、控制權、現金流權以及兩權分離等“股權控制鏈”特征，并發現“股權控制鏈”特征對控股股東利益侵占存在顯著影響(劉星 等，2015；萬立全，2016；韓忠雪 等，2014；李秉祥 等，2020)，而忽略了“社會資本控制鏈”股東權利配置的影響，造成實際控制權框架不完整。部分文獻在分析控制權爭奪問題時討論了社會資本控制，且肯定了控股股東社會資本控制的存在。例如，國美電器案例中大股東通過拉攏其他股東、董事會成員和非直接任命經理等方式形成社會控制(高闖 等，2012；王方明 等，2017)；雷士照明案例進一步關注了創始人與公司內外部利益相關者(關系股東、管理層、董事會、經銷商、供應商等)的關系網絡(張偉華 等，2016)，拓展了社會資本控制路徑。然而，由于社會資本控制權難以量化，相關的實證研究并不多見。此外，現有研究雖然證實控股股東存在操縱并購資產價格的行為，但未能提供有效對策來緩解高估值利益輸送問題(李彬 等，2015；李姣姣 等，2015)。業績承諾作為內部制衡機制以外的一種估值糾偏機制，具有降低信息不對稱(Barbopoulos et al.，2012)、傳遞利好信號(Craig et al.，2003)和管理層激勵(Chadwick et al.，2015)的屬性，有利于標的資產回歸市場價值。基于此，本文從控股股東雙重控制鏈特征出發，揭示定增關聯并購高估值的關鍵影響因素，并進一步檢驗了業績承諾對這一利益輸送行為的約束力。

本文可能的貢獻主要體現在以下幾個方面：(1)從控股股東控制權角度檢驗了定增關聯并購高估值的影響因素。以往研究大多從資產評估機構、市場環境和對價支付等角度展開探討，對控股股東控制權這一重要前置因素缺乏足夠關注，更是少有文獻探究雙重控制鏈特征下控股股東的操縱能力。本文通過檢驗影響高估值的控制權因素，證實控股股東具有獲取控制權私利的動機，一定程度上解釋了定增關聯并購的高估值現象，豐富了定增關聯并購估值影響因素的研究。(2)從定增關聯并購高估值角度拓展了控股股東利益輸送的研究。已有關于大股東利益輸送的探討主要從定增高折價角度展開，對定增并購高估值的研究則相對匱乏。本文基于定增關聯并購視角揭示了高估值可能是一種隱蔽的股東利益輸送行為。(3)從董事會和經理層兩個維度完善了“社會資本控制鏈”量化研究。已有關于大股東社會資本控制的研究主要是案例分析，而本文通過超額委派董事、經理人關系嵌入強度來衡量控股股東社會資本控制權，從實證角度補充了其對大股東利益輸送行為影響的經驗證據。(4)明確了業績承諾在定增關聯并購估值中的激勵約束作用。本文探討了業績承諾方式和業績承諾方向對并購估值的糾偏效應，為控股股東利益輸送和業績承諾的交融研究提供了新視角。

二、理論分析與研究假設

(一)控股股東控制權特征對定增關聯并購資產估值的影響

根據控制權理論和委托代理理論，除追求共享收益增值外，控股股東還具有獲取控制權私利的動機(Johnson et al.，2000；Claessens et al.，2002；Reese et al.，2002)。在我國公司治理實踐中，上市公司控制權結構趨于復雜化。控股股東實際控制權的來源逐步由法律契約拓寬至管理結構、壟斷資源及其他社會因素，形成了股權范疇的正式控制權和非股權范疇的超額控制權(Zingales et al.，2000)，即基于正式契約關系的“股權控制鏈”和基于非正式契約關系的“社會資本控制鏈”。

1.控股股東“股權控制鏈”特征對定增關聯并購資產估值的影響

“股權控制鏈”中，學者普遍認為控制權與現金流權偏離程度越大，控股股東攫取私利的動機越強(關鑫 等，2011；劉星 等，2015)。控制權是私人收益的來源，具有“侵占效應”。控制權越高，控股股東掏空動機和能力越強。現金流權是所有者對企業直接資本投入，具有“激勵效應”。現金流權越大，所有者獲取私有收益付出的代價和承擔的風險越高，掏空動機越弱(Morck et al.，1988)。在現金流權與控制權不分離、權益融資杠桿效應消失的情況下，控股股東隧道挖掘造成的公司價值損失完全由自己承擔，此時控股股東與公司利益一致化程度最高。而當控制權偏離現金流權的幅度增大時，控股股東能夠以更低的資金成本獲得對企業的超額控制，從而降低了共享收益在其總收益中的占比，強化了其轉移中小股東財富的意愿。因此，兩權分離是加劇控股股東“侵占效應”的幕后推手。在定增關聯并購中，只要能夠以高于內在價值的價格將資產(無論質量優劣與否)注入上市公司，控股股東都可以獲取大部分的增值收益。兩權偏離程度增大，降低了高估值對價的共享收益損失，提高了控股股東控制權私有收益水平，從而強化了其虛增資產價值的動機。基于此，本文提出：

H1

：

控股股東兩權分離程度越高，定增關聯并購資產的價格虛增程度越高。

相較于平行控制結構，金字塔網狀控制結構更為復雜。橫向多鏈條控制、縱向多層級控制是影響金字塔結構杠桿效應和代理成本的重要因素(萬立全，2016)。金字塔的縱向多層級結構會加劇控制權與現金流權的偏離，產生“同股不同權，小股有大權”的效應。理論上，只要金字塔的層級數足夠大，位于金字塔結構頂端的控股股東對上市公司的現金流權就可以降到足夠小(羅黨論 等，2008)。金字塔結構的橫向多鏈條控制有助于形成集團內部資本市場，引發各公司之間相互擔保、關聯交易及內幕交易等不規范行為(韓忠雪 等，2014)。在金字塔縱橫交錯的網狀結構下，控股股東控制的公司較多，定增并購注入自有資產的動機較強，非公允關聯交易可能性較大；并且，控股股東身份不易辨別，攫取通道隱蔽性較高，底層上市公司經營風險對頂端控股股東聲譽的影響較低。因此，即使并購整合效應較差，控股股東的共享收益損失也可通過金字塔網狀控制結構得以降低，從而加劇其操縱并購估值的動機。同時，復雜的網狀控制結構提高了股東利益輸送行為的隱蔽性，削弱了社會聲譽的約束力，為控股股東對定增關聯并購資產進行估值操縱創造了條件。基于此，本文提出：

H2

：

控股股東金字塔網狀控制結構越復雜，定增關聯并購資產的價格虛增程度越高。

2.控股股東“社會資本控制鏈”特征對定增關聯并購資產估值的影響

上市公司股東大會一般會授權董事會全權辦理增發融資相關事宜。董事會在企業投融資等關鍵事項中發表客觀、公正、專業的判斷意見，可以有效約束大股東掏空行為。超額委派董事主要指某些股東通過委派更多非獨立董事，形成董事會重大決策的實際影響力與其持股比例所反映的責任承擔能力“分離”的公司治理現象(鄭志剛 等，2019)。相較于其他股東，控股股東在董事提名、面試、薪酬制定甚至連任等事項中影響力較大，更容易形成超額委派現象，其本質是控股股東基于自身投票權優勢地位逐漸培育起來的社會資本(信任契約、威信魅力、價值理念認同等)控制。超額委派董事放大了控股股東對董事會的影響力，造成董事會監督職能弱化，控股股東個人意志演變為董事會“維護中小股東權益”的商業決策。在定增關聯并購中，高估資產價值的行為可能被董事會解讀為“優化產業鏈，提升整合效率、實現協同創造”的價值驅動行為。因此，超額委派董事比例越高，控股股東社會資本控制權越大，通過高估定增關聯并購資產價格進行隧道挖掘的能力越強。基于此，本文提出：

H3

：

控股股東超額委派董事比例越高，定增關聯并購資產的價格虛增程度越高。

由于控股股東不直接參與企業日常經營管理，因此其利益輸送行為需要經理層的配合。關系本位是我國社會文化的重要特征，圈層關系作為一種非正式的制度安排，構成了控股股東對經理層進行社會資本控制的基礎。根據差序格局理論(費孝通，1985)，以“控股股東”為中心形成了“本人—親人—熟人—外人”的關系圈，社會關系由內到外逐漸疏遠，相互依賴程度也越來越低。在社會資本控制鏈下，經理人關系嵌入強度從本人、親人、熟人到外人順次減弱，控股股東社會資本控制權也依次降低。具體而言，當控股股東直接擔任經理人時，其充分掌握投融資決策權，因而侵害中小股東的能力最強；由關聯方擔任經理人雖然增加了一層隱性契約關系，但在重大決策方面其仍會竭力維護控股股東利益；而完全市場化選聘的職業經理人為了維護自身聲譽和未來職業發展，則會減少與控股股東合謀掏空的行為(劉曉霞，2016)。因此，經理人關系嵌入強度越大，控股股東社會資本控制權越大，定增關聯并購資產的評估價值公允性越低。基于此，本文提出：

H4

：

經理人關系嵌入強度越大，定增關聯并購資產的價格虛增程度越高。

(二)業績承諾的估值糾偏效應

1.業績承諾方式的估值糾偏效應

根據補償方式不同，業績承諾可分為股份補償業績承諾和現金補償業績承諾。雖然這兩種業績承諾補償方案都有助于抑制并購資產高估值，但股份補償對上市公司經營狀況的改善效果更明顯(竇煒 等，2019)。其一，以股份為償意味著一旦違約將退還增發的股份數額，這會減少控股股東未來可能享有的資本利得收益，包括通過高位減持或股權質押等方式套取的高額現金收益(劉向強 等，2018)，極端情況下甚至還可能導致控制權轉移。其二，相較于估值操縱獲利，以現金為償通常違約成本較低，并且支付現金造成的資金緊張也可通過高額派現等方式化解。其三，現金補償是直接用現金形式補償未實現的業績承諾，是對初始對價的調整；而股份補償的數量則是根據未達業績與發行價格之比計算得出，若定增折價顯著低于補償發生時的市場價值，則股份價差會導致控股股東個人財富大量流失(饒艷超 等，2018)。因此，股份補償業績承諾的約束力度遠高于現金補償業績承諾，其估值糾偏效應更強，能更大程度地降低中小股東利益受損的風險。基于此，本文提出：

H5

：

相較于現金補償業績承諾，股份補償業績承諾的估值糾偏效應更強，能夠更好地抑制定增關聯并購資產的價格虛增程度。

2.業績承諾方向的估值糾偏效應

根據是否設置獎勵，業績承諾可分為單向業績承諾和雙向業績承諾。單向業績承諾是基于主并方上市公司的估值調整協議，具有“單邊保護主義”傾向。換言之，標的資產的收益由并購雙方分享，而損失則完全由被并購方承擔。這意味著資產所有權轉移后，被并購方仍需承擔經營風險。并且，在超過盈利預期時，單邊業績承諾也沒有給被并購方設定任何額外獎勵，從而導致并購協同價值降低(趙立新 等，2014)。雙向業績承諾對被并購方經營者具有一定的激勵效應，能夠緩解公司代理問題，提升標的資產的未來附加值，彌補部分虛高的資產價值(饒艷超 等，2018)。在定增關聯并購中，控股股東通過雙向業績承諾為標的資產價值背書，有助于評估價值趨近公允價值。因此，相較于單向業績承諾，雙向業績承諾完善了獎懲機制，反映了交易雙方對標的資產估值的認同，估值糾偏效應更強，對定增關聯并購資產價格高估程度的抑制作用更明顯。基于此，本文提出：

H6

：

相較于單向業績承諾，雙向業績承諾估值糾偏效應更強，能夠更好地抑制定增關聯并購資產的價格虛增程度。

綜上所述，本文構建的控股股東雙重控制鏈特征、定增關聯并購資產估值與業績承諾的邏輯關系如圖1所示。

圖1 控股股東雙重控制鏈特征、定增關聯并購資產估值與業績承諾的關系模型

三、研究設計

(一)樣本選擇與數據來源

考慮到自2010年開始我國定增并購進入快速增長期，本文選取2010—2018年滬深A股市場中向控股股東及其關聯方定增并購并做出業績承諾的上市公司為樣本，并剔除了金融類、ST類、在樣本期內實施公開增發和配股、限售期內再次實施定向增發、控股股東控制權小于10%、定增并購前后發生控制權轉移以及相關指標數據缺失的上市公司，最終得到358個樣本。為消除極端值的影響，本文對所有涉及的連續型變量在1%和99%分位上進行了Winsorize處理。上市公司特征數據、財務數據來自CSMAR數據庫，定向增發數據來自Wind數據庫和巨潮資訊網，業績承諾數據、資產估值數據通過定向增發公告、盈利預測補償協議以及上市公司財務報告手工計算、整理得到。需要說明的是，控股股東雙重控制鏈特征及上市公司相關財務數據均取自定增并購事件前一個會計年度。

(二)變量說明

1.被解釋變量

本文的被解釋變量為定增關聯并購資產的價格虛增程度(ABREV)。借鑒宋順林等(2014)的做法，以非正常資產評估增值率，即“資產評估報告披露的資產評估增值率與同行業同類標的資產評估增值率中值間的差額”衡量定增關聯并購資產的價格虛增程度(ABREV)。

2.解釋變量

本文的核心解釋變量主要包括兩權分離度(TRS)、網狀控制結構復雜度(Complxt)、控股股東超額委派董事(Overratio)以及經理人關系嵌入強度(Cxgj)。

(2)網狀控制結構復雜度(Complxt)。參考陳紅等(2013)構造的指標，以控股股東到上市公司的控制鏈的長度和寬度衡量網狀控制結構復雜度(Complxt)，包括控制權層級數和控制權鏈條數。

(3)控股股東超額委派董事(Overratio)。借鑒鄭志剛等(2019)的做法，將在上市公司擔任董事、在控股股東所在公司兼職，且不在上市公司而在控股股東公司領取薪酬的董事視作控股股東委派的董事，用定增前一年控股股東實際委派非獨董比例與其持股比例的差值衡量超額委派董事(Overratio)。

(4)經理人關系嵌入強度(Cxgj)。本文參考劉曉霞(2016)對控股股東與經理人關系強弱的賦值方法，外人取1，熟人取2，親人取3，本人取4。

3.調節變量

本文的調節變量為股份補償業績承諾(P-PCC)和雙向業績承諾(D-PCC)。若采用股份或者“股份+現金”補償業績承諾條款，則P-PCC賦值為1，否則賦值為0；若采用雙向業績承諾條款，則D-PCC賦值為1，否則賦值為0。

4.控制變量

參考李秉祥等(2019)的做法，本文選取的控制變量具體包括：并購相關性(Relation)、并購資產規模(Inject)、并購資金占募資比重(Value)、評估方法(Meth)、公司規模(Size)、資產負債率(Lev)、成長性(Growth)、股權制衡度(Balance)。此外，本文還控制了行業(Ind)和年份(Year)固定效應。

本文變量的具體說明如表1所示。

表1 變量說明

(三)模型構建

為檢驗H1～H4，即控股股東雙重控制鏈特征對定增關聯并購資產估值的影響，本文構建了模型(1)：

ABREV=α+αChar+αRelation+αInject+αValue+αMeth+αSize+

αLev+αGrowth+αBalance+αInd+αYear+ε

(1)

為了檢驗H5、H6，在模型(1)的基礎上加入股份補償業績承諾(P-PCC)及其與控股股東雙重控制鏈特征的交互項(Char×P-PCC)，構建了模型(2)；加入雙向業績承諾(D-PCC)及其與控股股東雙重控制鏈特征的交互項(Char×D-PCC)，構建了模型(3)。

ABREV=α+αChar+αP-PCC+αChar×P-PCC+αRelation+αInject+αValue+

αMeth+αSize+αLev+αGrowth+αBalance+αInd+αYear+ε

(2)

ABREV=α+αChar+αD-PCC+αChar×D-PCC+αRelation+αInject+αValue+

αMeth+αSize+αLev+αGrowth+αBalance+αInd+αYear+ε

(3)

在模型(1)～(3)中，Char代表控股股東雙重控制鏈特征(具體包括兩權分離度、網狀控制結構復雜度、控股股東超額委派董事、經理人關系嵌入強度)，α為截距項，α(i=1，2，3，4)為回歸系數，ε為隨機擾動項。

四、實證結果與分析

(一)描述性統計與相關性分析

表2為本文主要變量的描述性統計結果。從中可見，ABREV的均值為1.33，最大值為49.18，標準差為4.45，說明定增關聯并購資產估值偏高，非正常資產評估增值率在各公司間差異較大。Overratio的均值為0.17，表明樣本公司超額委派現象普遍存在，控股股東在董事會的話語權較高。Cxgj的均值為2.78，表明樣本公司中經理人主要來自控股股東的親人和朋友。P-PCC的均值為0.52，表明在定增關聯并購中股份補償業績承諾較多。D-PCC的均值為0.23，這與2016年我國證監會才明確設置獎勵規定有關。其他變量的描述性統計結果見表2，不再贅述。

表2 主要變量描述性統計結果

表3報告了本文主要變量的Pearson相關系數。由表3可知，兩權分離度(TRS)、控股股東超額委派董事(Overratio)、經理人關系嵌入強度(Cxgj)與定增關聯并購資產的價格虛增程度(ABREV)均在1%水平上顯著正相關，網狀控制結構復雜度(Complxt)與定增關聯并購資產的價格虛增程度(ABREV)在5%水平上顯著正相關，本文的H1～H4得到初步證實。此外，模型主要變量之間的相關系數均小于0.5，說明本文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

(二)基準回歸結果

表4列示了控股股東雙重控制鏈特征與定增關聯并購資產的價格虛增程度的回歸結果。由表4列(1)可知，TRS對ABREV存在顯著的正向影響(β=0.144，p<0.01)，說明控股股東“股權控制鏈”下兩權分離度越高，定增關聯并購資產的價格虛增程度越高，H1得到驗證。由表4列(2)可知，Complxt對ABREV存在顯著的正向影響(β=0.157，p<0.01)，說明控股股東“股權控制鏈”下網狀控制結構越復雜，定增關聯并購資產的價格虛增程度越高，H2得到驗證。類似地，表4列(3)、(4)的結果顯示，控股股東“社會資本控制鏈”下控股股東超額委派董事(Overratio)、經理人關系嵌入強度(Cxgj)與定增關聯并購資產的價格虛增程度(ABREV)均顯著正相關(β=0.327，p<0.01；β=0.290，p<0.01)，H3、H4得到驗證。

表4 控股股東雙重控制鏈特征對定增關聯并購資產估值的回歸分析

(三)業績承諾的估值糾偏效應回歸結果

表5報告了業績承諾方式的調節效應檢驗結果。由表5列(1)～(4)可知，股份業績補償承諾與兩權分離度、網狀控制結構復雜度、控股股東超額委派董事、經理人關系嵌入強度的交互項的估計系數均顯著為負(β=-0.169，p<0.01；β=-0.356，p<0.05；β=-0.247，p<0.05；β=-0.278，p<0.1)，說明相較于現金補償業績承諾，股份補償業績承諾能夠更加有效地抑制控股股東對定增關聯并購資產估值的操縱，即股份補償業績承諾的估值糾偏效應更強，H5成立。

表5 業績承諾方式的調節效應檢驗結果

表6報告了業績承諾方向的調節效應檢驗結果。由表6列(1)～(4)可知，雙向業績補償承諾與兩權分離度、網狀控制結構復雜度、控股股東超額委派董事、經理人關系嵌入強度的交互項的估計系數均顯著為負(β=-0.301，p<0.01；β=-0.339，p<0.05；β=-0.245，p<0.05；β=-0.269，p<0.1)。這意味著，相較于單向業績承諾，雙向業績承諾能夠更加有效地抑制控股股東對定增關聯并購資產估值的操縱，即雙向業績承諾的估值糾偏效應更強，H6得到驗證。

表6 業績承諾方向的調節效應檢驗結果

(四)內生性問題解決

雖然雙重控制鏈特征會影響定增關聯并購資產估值，但資產估值同時也會決定控股股東獲得的定增股份數，進而影響控股股東控制權，導致逆向因果關系。為了降低該因素對檢驗結果的干擾，本文進行了內生性檢驗。參考何平林等(2019)，同行業公司治理水平對標的企業治理水平存在示范效應，但并不會直接影響標的企業資產價格評估，符合工具變量相關性和外生性的要求。因此，本文選取控股股東雙重控制鏈特征的行業均值(依次計為AVE-TRS、AVE-Complxt、AVE-Overratio、AVE-Cxgj)作為工具變量進行兩階段回歸(2SLS)，檢驗結果如表7所示。由第一階段回歸結果可知，控股股東雙重控制鏈特征與同行業企業控制鏈特征的平均水平高度相關(β=0.534，p<0.01；β=0.456，p<0.01；β=0.443，p<0.01；β=0.253，p<0.01)，說明同行業公司平均控制權水平能夠較好地解釋標的企業控股股東控制權水平。由第二階段回歸結果可知，工具變量對被解釋變量的估計系數與前述實證結果沒有顯著差異(β=0.249，p<0.05；β=0.209，p<0.05；β=0.382，p<0.05；β=0.218，p<0.1)，表明控股股東雙重控制鏈特征與定增關聯并購資產估值互為因果的內生性問題不會對研究結果造成干擾，證實了本文結論的穩健性。

表7 2SLS回歸結果

(五)穩健性檢驗

為了確保研究結論的可靠性，本文開展了以下穩健性測試：

表8 控股股東雙重控制鏈特征對定增關聯并購資產估值的穩健性檢驗結果

表9 業績承諾方式調節效應的穩健性檢驗結果

(續表9)

表10 業績承諾方向調節效應的穩健性檢驗結果

五、結論與啟示

本文以2010—2018年我國滬深A股市場中面向控股股東及其關聯方進行定增并購的上市公司為樣本，考察了控股股東雙重控制鏈特征對定增關聯并購資產估值的影響，并檢驗了業績承諾的估值糾偏效應。研究發現：“股權控制鏈”下兩權分離度越高、網狀控制結構越復雜，定增關聯并購資產的價格虛增程度越高；“社會資本控制鏈”下超額委派董事比例越高、經理人關系嵌入強度越大，定增關聯并購資產的價格虛增程度越高；相較于現金補償業績承諾與單向業績承諾，股份補償業績承諾和雙向業績承諾的估值糾偏效應更強，能夠更好地抑制定增關聯并購資產的價格虛增程度。

本文研究結論的啟示如下：對監管部門而言，一方面，要建立健全定增并購資產估值規范體系，包括評估方法選取、注資流程審核、資產后續減值測試以及資產評估機構追責等，特別要審查甄別關聯并購資產質量，減少控股股東估值操縱空間；另一方面，應設計多樣化的業績承諾條款并嚴格監督履約情況，充分發揮業績承諾估值調整的積極作用，努力提升并購雙方的協同效應。對上市公司而言，一方面，要進一步優化企業內部治理結構，規范金字塔控制，縮短縱向層級、減少橫向鏈條，降低復雜金字塔結構下兩權分離引發的代理問題，同時設置控股股東提名董事合理上限并推進職業經理人選拔聘用；另一方面，應在定增關聯并購中執行股東表決回避制度和中小股東累積投票制度，降低控股股東及關聯方對并購決策的干擾，促進非控股股東治理控制權有效行使。