股權(quán)集中、再融資與定向增發(fā)的選擇
——基于創(chuàng)業(yè)板的檢驗

（華南理工大學(xué)工商管理學(xué)院， 廣州 510640）

現(xiàn)代公司制企業(yè)中，資本結(jié)構(gòu)決定公司的控制權(quán)結(jié)構(gòu)及其安排。資本結(jié)構(gòu)中股權(quán)和債權(quán)的比例結(jié)構(gòu)以及大股東與中小股東的股權(quán)分布，是公司控制權(quán)形成的基礎(chǔ)；另外，公司控制權(quán)結(jié)構(gòu)對資本結(jié)構(gòu)進而對融資方式的選擇也發(fā)揮著重要作用。在西方發(fā)達國家，尤其是美國，債權(quán)融資市場發(fā)達，上市公司的債權(quán)融資活躍，且公司內(nèi)部股權(quán)分散，董事會及其管理層成為公司的實際控制人；上市公司的融資方式選擇表現(xiàn)出內(nèi)源融資、債權(quán)融資、股權(quán)融資的先后順序，這一順序不僅被Myers 和Majluf（1984）［1］的“啄食順序理論（Pecking-order Theory）”所總結(jié)，也被現(xiàn)代資本結(jié)構(gòu)的委托代理理論、信號傳遞理論所認同。我國上市公司的治理基礎(chǔ)與美國上市公司存在很大差異，股權(quán)集中度高、一股獨大現(xiàn)象突出是我國上市公司的顯著特征，而這一治理特征在股權(quán)分置改革后并沒有得到改變。這就決定了我國上市公司選擇再融資方式時，在決策主體、決策動機以及具體融資方式的選擇上會有所不同。

2006 年5 月《上市公司證券發(fā)行管理辦法》（下稱《辦法》）實施后，我國上市公司再融資方式更加多樣化的同時，各上市公司爭相使用定向增發(fā)，不論是采用次數(shù)還是融資規(guī)模，定向增發(fā)都獨占鰲頭，成了我國上市公司股權(quán)再融資的主流。但這一趨勢被2017 年2 月證監(jiān)會修訂再融資規(guī)則、收緊股權(quán)融資條件、縮短融資時間間隔所打破。本文以我國資本市場創(chuàng)業(yè)板定向增發(fā)作為研究對象，研究在這10 多年的時間內(nèi)，定向增發(fā)選擇決策的主導(dǎo)因素到底是什么。研究發(fā)現(xiàn)，和公司過去業(yè)績、未來經(jīng)營風(fēng)險以及信息不對稱相比，股權(quán)集中度對我國上市公司選擇定向增發(fā)產(chǎn)生了顯著影響。

1 文獻綜述

Myers 和Majluf（1984）［1］研究了美國股權(quán)分散的治理結(jié)構(gòu)下公司再融資方式的選擇問題。他們認為，如果管理層企業(yè)管理目標(biāo)是現(xiàn)有股東財富的最大化，企業(yè)的融資選擇順序依次是內(nèi)源融資、債券融資、股權(quán)融資。資本結(jié)構(gòu)的這一經(jīng)典理論，成了眾多學(xué)者研究各國上市公司再融資方式選擇的重要依據(jù)。沈冰和金克皓（2016）［2］研究發(fā)現(xiàn)，股權(quán)分置改革后我國上市公司的再融資方式選擇與經(jīng)典的優(yōu)序融資理論存在明顯沖突，上市公司多“輕債務(wù)重股權(quán)”，并對配股和增發(fā)表現(xiàn)出強烈的偏好。

對我國上市公司股權(quán)分置改革后的股權(quán)再融資偏好，國內(nèi)很多學(xué)者不僅給出了解釋，也從控制權(quán)結(jié)構(gòu)的角度進行了很多探索。李小軍（2007）［3］、黃善東和楊淑娥（2008）［4］都從西方理論的檢視中發(fā)現(xiàn)，我國上市公司的股權(quán)結(jié)構(gòu)集中、制衡度偏差影響了我國上市公司融資方式的選擇與決策。龐廷云等（2019）［5］研究發(fā)現(xiàn)，由企業(yè)的混合所有制性質(zhì)進而影響的股權(quán)結(jié)構(gòu)對上市公司選擇股權(quán)還是債權(quán)融資產(chǎn)生了重大影響。可見，國內(nèi)學(xué)者肯定了大股東控制權(quán)私有收益對融資方式選擇的影響。

就定向增發(fā)本身而言，國外學(xué)者Wruck（1989）［6］、Kahn 和Winton（1998）［7］研究認為，公司選擇定向增發(fā)的動機主要是出于對增發(fā)對象的監(jiān)控效 應(yīng)；Hertzel 和Smith（1993）［8］、Chemmanur和Fulghieri（1999）［9］認為其出于信息傳遞效應(yīng)；Hertzel 等（2002）［10］、Krishnamurthy 等（2005）［11］、Marciukaityte 和Varma（2007）［12］認為其出于機會窗口效應(yīng)和公司控制權(quán)效應(yīng)。就公司控制權(quán)效應(yīng)而言，其又可以分為管理層控制效應(yīng)和大股東控制效應(yīng)。Barclay 等（2007）［13］、Arena 和Ferris（2007）［14］、Wruck 和Wu（2009）［15］研究認為，管理層通常會通過定向增發(fā)實現(xiàn)其控制效應(yīng)，即通過向那些承諾按照管理層意愿投票的消極投資者或現(xiàn)有管理層增發(fā)，用以鞏固現(xiàn)有管理層對公司的控制權(quán)或?qū)崿F(xiàn)私人收益。Cronqvist 和Nilsson（2005）［16］對瑞典1986～1999 年實施定向增發(fā)的上市公司進行研究證明，家族企業(yè)為了維護對公司的控制，傾向于向家族內(nèi)部定向增發(fā)，而向家族外部發(fā)行投票權(quán)較低的股票，且家族在定向增發(fā)時會利用自身的控制地位謀取私利。Baek 等（2006）［17］對韓國企業(yè)集團的研究也證實，定向增發(fā)確實是大股東進行利益輸送的重要手段，如高折價向控股股東增發(fā)、稀釋少數(shù)股東股權(quán)、向集團內(nèi)業(yè)績較好企業(yè)增發(fā)業(yè)績較差的股票等。我國上市公司似乎也具有類似韓國的現(xiàn)象。何麗梅和趙寶華（2009）［18］對比2006～2008 年間定向增發(fā)和公開增發(fā)的公司發(fā)現(xiàn)，控制權(quán)在一定程度上影響了上市公司的融資方式選擇，第一大股東持股比例較高的公司傾向于定向增發(fā)，而第一大股東持股比例較低的公司傾向于向大股東增發(fā)以加強大股東對公司的控制。但是，這一研究也顯示出，無論第一大股東持股比例多少，上市公司都傾向于定向增發(fā)，只是增發(fā)對象不同而已。這與我國資本市場的現(xiàn)實并不吻合，因為即使在《辦法》 實施后的一年內(nèi)仍有大量公司采用公開增發(fā)，而2007 年9 月后定向增發(fā)的使用才明顯減少。肖萬（2012）［19，20］的實證研究發(fā)現(xiàn)，大股東認購定向增發(fā)新股的數(shù)量不同，將帶來資本市場中不同的反響，即大股東參與程度不同，向市場傳遞的信號內(nèi)容是不同的。張麗麗（2018）［21］的研究發(fā)現(xiàn)，上市公司的第一大股東持股比例、產(chǎn)權(quán)性質(zhì)對股權(quán)融資方式的選擇產(chǎn)生了重要影響。劉廣生和岳芳芳（2017）［22］也得出了類似結(jié)論。

本文將從研究我國創(chuàng)業(yè)板上市公司定向增發(fā)的動機出發(fā)，結(jié)合成熟資本市場私募增發(fā)的歷史發(fā)展與相關(guān)理論，有重點地選擇4 個特征并運用Logistic 模型實證研究我國上市公司的定向增發(fā)選擇問題，并在此基礎(chǔ)上探討我國股權(quán)分置改革后股權(quán)結(jié)構(gòu)尤其是大股東控制對再融資方式選擇的作用。

2 理論分析與研究假設(shè)

在《辦法》 規(guī)定的諸多再融資方式中，只有定向增發(fā)沒有對公司歷史盈利能力做出要求。這是因為，不論是國外私募發(fā)行還是國內(nèi)定向增發(fā)，一般都假定認購對象在信息獲取、專業(yè)判斷等方面比普通公眾投資者更有精力和能力，也更有實力做到風(fēng)險自負，所以監(jiān)管立法層面無須為定向增發(fā)設(shè)定歷史業(yè)績的要求，完全將新股認購的投資決策交給認購對象自己做出。正因如此，我國大量經(jīng)營業(yè)績較差的上市公司借用整體上市、引進戰(zhàn)略投資者、賣殼等定向增發(fā)方式實現(xiàn)再融資和資產(chǎn)重組，這也給那些認為發(fā)行門檻低是定向增發(fā)大量采用的根本原因的人們制造了口實。因此，本文提出第1 個研究假設(shè)：

H1：歷史業(yè)績差的上市公司具有定向增發(fā)的動機。

上 述 Wruck（1989）［6］、Kahn 和 Winton（1998）［7］、Hertzel 等（2002）［10］等認為選擇定向增發(fā)，引入了一個有監(jiān)管意愿和能力的積極投資者，有助于一個股權(quán)分散的上市公司加強對經(jīng)理層的監(jiān)督和控制。因為上市公司股權(quán)集中度越低，經(jīng)理人代理問題越嚴重，越需要對經(jīng)理層進行積極有效的監(jiān)督。根據(jù)該理論，股權(quán)集中度低的上市公司傾向于選擇定向增發(fā)。我國是一個大股東控制比較突出的資本市場，很難想象大股東愿意引進一個積極的外部投資者來監(jiān)督和約束自己。但是，始于2005 年的股權(quán)分置改革，不論是采用送股還是其它對價形式，大股東的控制份額都有所下降，而認購新股可以重新獲得或加強控制權(quán)。所以我國資本市場出現(xiàn)了很多上市公司股權(quán)分置改革與定向增發(fā)同時進行的情況，而大股東通過資產(chǎn)置換新股進而實現(xiàn)整體上市的現(xiàn)象更是屢見不鮮。而前述Cronqvist 和Nilsson（2005）［16］、Baek等（2006）［17］對瑞典和韓國企業(yè)的研究證實了大股東有通過定向增發(fā)加強公司控制權(quán)的傾向；Wu和Wang（2005）［23］對美國高科技公司的研究顯示，與公開增發(fā)相反，定向增發(fā)使企業(yè)股權(quán)集中度提高：前者使得股權(quán)集中度的平均數(shù)和中位數(shù)分別降低了1.3%和1.1%，后者使得平均數(shù)和中位數(shù)分別提高了1.8%和0.2%。同時，徐壽福（2009）［24］、張鳴和郭思永（2009）［25］等眾多國內(nèi)學(xué)者對定向增發(fā)折價的研究也證實，大股東通過定向增發(fā)可以實現(xiàn)控制權(quán)私有收益。可見，盡管我們上市公司熱衷于定向增發(fā)不是寄希望于引進一個積極監(jiān)督者，而可能是大股東希望藉此收回或加強公司控制權(quán)并獲得私有收益，所以本文提出第2 個研究假設(shè)：

H2：上市公司股權(quán)集中度越低，越具有定向增發(fā)的動機。

Hertzel 和Smith（1993）［8］將私募股權(quán)融資加入到Myers 和Majluf（1984）［1］的優(yōu)序融資模型中，其研究認為，公司信息不對稱程度越嚴重，管理層越傾向于選擇定向增發(fā)，因為公開發(fā)行信息披露內(nèi)容多、成本高，還可能泄露商業(yè)秘密；而且企業(yè)選擇定向增發(fā)以及極少數(shù)專業(yè)型、實力強投資者愿意認購，這兩點還向市場傳遞了公司價值被低估的信息。Chemmanur 和Fulghieri（1999）［9］的模型顯示，知名度較高的企業(yè)一般選擇公開增發(fā)，而知名度較小的企業(yè)一般選擇定向增發(fā)，因為這樣可以降低公司的信息傳遞成本和投資者的信息搜集成本。上述Wu 和Wang（2005）［23］的研究也證實了這一點。Anderson 等（2006）［26］研究發(fā)現(xiàn)，新西蘭選擇定向增發(fā)的企業(yè)在資本市場上較少受到分析師的關(guān)注，這種企業(yè)股東中的機構(gòu)投資者較少，且交投較為清淡。有鑒于此，本文提出第3 個研究假設(shè)：

H3：信息越不對稱的上市公司，越具有選擇定向增發(fā)的傾向。

資本結(jié)構(gòu)代理理論學(xué)者Titman 和Wessels（1988）［27］指出，由于成長機會不可抵押，也不易監(jiān)控，因此債權(quán)人會對成長性高的公司要求比較高的回報，從而使得成長性高的公司更傾向于選擇股權(quán)融資；同時，這類公司在投資上有更大的靈活性，使股東更容易侵蝕債權(quán)人的利益。Maksimovic 和Pichler（2001）［28］直接從投資者面臨的風(fēng)險的角度探討定向增發(fā)選擇問題，認為風(fēng)險是上市公司選擇定向增發(fā)或公開增發(fā)需要考慮的首要因素，當(dāng)投資者面臨的風(fēng)險較高時，公司傾向于選擇定向發(fā)行。顯然，企業(yè)未來經(jīng)營風(fēng)險越大，如果選擇公開增發(fā)，則投資者認購積極性就越低，發(fā)行失敗的概率就越高；而且企業(yè)面向機構(gòu)投資者定向增發(fā)并給予一定程度的價格優(yōu)惠，還可以實現(xiàn)風(fēng)險的部分轉(zhuǎn)移。于是，本文提出第4 個研究假設(shè)：

H4：上市公司經(jīng)營風(fēng)險程度越高，越具有定向增發(fā)的動機。

3 研究設(shè)計

3.1 樣本的選取

只要創(chuàng)業(yè)板上市公司董事會通過定向增發(fā)預(yù)案并向社會公告，無論實施與否，即認為該上市公司具有定向增發(fā)的動機，所以本文選擇公告定向增發(fā)預(yù)案的上市公司作為研究樣本，預(yù)案公告的時間區(qū)間選擇2006 年5 月《上市公司證券發(fā)行管理辦法》 實施至2018 年12 月。

根據(jù)聚源數(shù)據(jù)庫的統(tǒng)計，我國創(chuàng)業(yè)板上市公司在2006 年5 月8 日到2018 年12 月期間公告定向增發(fā)預(yù)案的公司共606 例。根據(jù)研究需要，本文按照下列順序進一步篩選：（1）剔除金融類上市公司，以及ST 類上市公司，共28 例；（2）為保證結(jié)論的可靠性，所有連續(xù)兩個年度或者3 個年度，或者1 個年度內(nèi)有兩次公布定向增發(fā)預(yù)案的公司，本文選擇其第1 次作為研究的樣本，因此剔除第2 次或第3 次的樣本，共155 例；（3）由于股票停牌可能會對相關(guān)指標(biāo)產(chǎn)生影響，因此，剔除樣本期間連續(xù)停牌超過1 個季度的上市公司；（4）剔除平均收益波動率①大于10%的上市公司。經(jīng)過篩選后，本文研究范圍內(nèi)公告定向增發(fā)預(yù)案的創(chuàng)業(yè)板上市公司共372 例。

對于參照樣本的選擇，按照上述剔除規(guī)則，本文選取同期未公告定向增發(fā)預(yù)案的創(chuàng)業(yè)板上市公司，合計共有183 例。

3.2 研究方法與變量設(shè)定

本文使用Logistic 模型進行我國上市公司定向增發(fā)動機的實證研究。假設(shè)定向增發(fā)動機為P，其服從（0，1）分布，取值0 和1 分別表示不具有定向增發(fā)動機和具有定向增發(fā)動機。

借鑒前人的研究，本文選取公告定向增發(fā)預(yù)案公司增發(fā)前1 年凈資產(chǎn)收益率、增發(fā)前1 年季報每股收益平均波動率、增發(fā)年初第一大股東持股比例、增發(fā)年初總資產(chǎn)的對數(shù)4 個指標(biāo)建立Logistic 回歸模型。（1）增發(fā)前1 年凈資產(chǎn)收益率R，以此作為公司歷史業(yè)績衡量的指標(biāo)。盡管衡量經(jīng)營業(yè)績的指標(biāo)很多，但是本文假設(shè)管理層的財務(wù)目標(biāo)是股東財富最大化，這一目標(biāo)在大股東控制下尤其明顯；（2）第一大股東持股比例F用以衡量上市公司股權(quán)集中度；（3）每股收益波動率B，以此衡量企業(yè)的經(jīng)營風(fēng)險。Markowitz 用期望收益率來衡量投資的預(yù)期收益水平，用收益的方差或標(biāo)準(zhǔn)差來衡量投資的風(fēng)險，因此本文用定向增發(fā)預(yù)案公告前3 年季報每股收益的平均波動幅度，即其方差來衡量企業(yè)的經(jīng)營風(fēng)險；（4）Hertzel 和Smith（1993）［8］認為，公司規(guī)模越小，信息不對稱程度可能越嚴重；上述Wu 和Wang（2005）［23］認為，公司規(guī)模是關(guān)于投資機會信息不對稱的一個非常好的代理變量。借鑒這些研究，本文采用定向增發(fā)年初總資產(chǎn)賬面價值的對數(shù)LnE衡量企業(yè)的信息不對稱程度。

上述4 個指標(biāo)及其含義，見表1。

表1 變量選擇與描述

根據(jù)上述4 個自變量，最終建立的回歸模型為：

其中，Logistic（P）＝ln［P／（1-P）］，P為上市公司定向增發(fā)預(yù)案公告的概率；ε為隨機擾動項。

4 實證結(jié)果及其分析

4.1 實證檢驗及其結(jié)果

（1）描述性統(tǒng)計

對公告定向增發(fā)預(yù)案的372 家次和未公告定向增發(fā)預(yù)案的183 家次創(chuàng)業(yè)板上市公司所涉及到的研究變量進行描述性統(tǒng)計，見表2。

（2）回歸分析

本文采用Hosmer-Lemeshow指標(biāo)對Logistic模型回歸的擬合優(yōu)度進行檢驗。在95%的置信水平下，H-L指標(biāo)值為7.591，P值為0.829，統(tǒng)計性不顯著，表明本文選取模型的擬合優(yōu)度較好（表略）。

進一步地，對Logistic模型相關(guān)參數(shù)的系統(tǒng)性進行綜合檢驗。檢驗的結(jié)果表明，該模型的似然比χ2（Chi-square）值為66.638，顯著性較好，可見，Logistic回歸模型的預(yù)測準(zhǔn)確性較好（表略）。

在95%的置信度水平下，對Logistic模型自變量各系數(shù)回歸（表略）。Wald統(tǒng)計量主要用于判斷一個自變量是否應(yīng)該包含在方程中，即對回歸方程中自變量系數(shù)為零的無效假設(shè)做顯著性檢驗。表3 的Wald值顯示該4 個變量都應(yīng)該包含在回歸方程之中，也進一步印證了上述模型整體擬合優(yōu)度的檢驗結(jié)果。自變量的單位難以統(tǒng)一也就難以標(biāo)準(zhǔn)化，所以，無法通過OR 值來判斷和比較這些自變量對定向增發(fā)動機影響的大小。但是，通過回歸系數(shù)和P 值可以作出分析。

表2 我國創(chuàng)業(yè)板上市公司定向增發(fā)樣本的描述性統(tǒng)計

表3 Logistic 模型自變量各系數(shù)回歸結(jié)果

4.2 實證結(jié)果分析

根據(jù)表3 的實證結(jié)果，結(jié)合我國創(chuàng)業(yè)板上市公司的實際情況，對其定向增發(fā)偏好和動機分析如下。

從歷史資本收益率看，其檢驗得到的P 值為0.022，小于0.05，說明其對回歸結(jié)果的解釋是可以接受的，Wald 值也表明了這一點。但從結(jié)果檢驗來看，應(yīng)該拒絕原假設(shè)，即不能認定歷史收益率越低的上市公司越具有定向增發(fā)動機。我國上市公司定向增發(fā)沒有歷史收益指標(biāo)的要求，使得歷史業(yè)績差和歷史業(yè)績好的上市公司都可以借增發(fā)實現(xiàn)重組或融資；另外，這一變量似乎也說明，我國上市公司的定向增發(fā)不一定都是為改善經(jīng)營績效而實施的。

根據(jù)對第一大股東持股比例的回歸檢驗，不論是特征值還是Wald 值，都表明股權(quán)集中度對我國上市公司定向增發(fā)偏好的解釋力，尤其是Wald值高達33.858。偏回歸系數(shù)進一步表明，第一大股東持股比例與定向增發(fā)偏好負相關(guān)。這個檢驗結(jié)果說明了兩個問題：（1）我國上市公司有進一步強化和鞏固大股東控制權(quán)的意圖，所以當(dāng)股權(quán)分置改革降低大股東持股比例時，上市公司便以定向增發(fā)作為強化或收回控制權(quán)的手段；（2）我國上市公司傾向于使用定向增發(fā)強化和鞏固大股東控制權(quán)。定向增發(fā)是面對特定少數(shù)幾個對象的股票增發(fā)，因此與其它再融資方式相比，定向增發(fā)對公司資本結(jié)構(gòu)進而到控制權(quán)變動的影響是最直接、最顯著的，這為大股東借用定向增發(fā)強化公司控制權(quán)提供了最便捷的渠道，所以在大股東選擇融資方式時也會更多地考慮并使用定向增發(fā)。

Leland 和Pyle（1977）［29］也認為當(dāng)公司有好的盈利項目時，大股東擔(dān)心公開增發(fā)新股會降低他們的持股比例轉(zhuǎn)而采用定向增發(fā)。這也和我國學(xué)者李小軍、黃善樂和楊淑娥、龐廷云等［3-5］的研究中理論模型推導(dǎo)出的結(jié)論基本一致。另外，我國上市公司大量的整體上市或許是最好的證明。整體上市，是很多上市公司定向增發(fā)的動機和目的，更是定向增發(fā)的運用模式，它在增強上市公司獨立性的同時也強化了大股東控制權(quán)。

從過去3 年季報收益的平均波動率來看，我國上市公司不一定是經(jīng)營風(fēng)險越大越具有定向增發(fā)動機，因為其偏回歸系數(shù)僅為-0.033、Wald 值為8.816。大量戰(zhàn)略投資者對定向增發(fā)的認購，也許能印證這一點。

資產(chǎn)規(guī)模是衡量上市公司特征、性質(zhì)的重要指標(biāo)之一。通過資產(chǎn)規(guī)模，可以了解如經(jīng)營風(fēng)險、信息不對稱程度、市場關(guān)注度、受外界影響難易程度等。根據(jù)對總資產(chǎn)對數(shù)的檢驗，資產(chǎn)規(guī)模對回歸方程具有很強的解釋力。但P 值顯示，應(yīng)該拒絕原假設(shè)，即不能認為我國創(chuàng)業(yè)板上市公司信息不對稱程度越嚴重，其定向增發(fā)的傾向性越強。

4.3 穩(wěn)健性檢驗

用每股收益替代增發(fā)前資本收益率，參照Jensen 和Meckling（1976）［30］用資產(chǎn)負債率替代每股收益波動率表示企業(yè)經(jīng)營風(fēng)險，參照Blazenko（1987）［31］用股本規(guī)模替代資產(chǎn)規(guī)模表示信息不對稱程度進行穩(wěn)健性檢驗。在上述自變量被替代后，回歸結(jié)果與表3 無明顯差異，顯著性與回歸系數(shù)估計值沒有根本變化，說明上述實證結(jié)論是穩(wěn)健的。

5 結(jié)論與啟示

在研究我國創(chuàng)業(yè)板上市公司定向增發(fā)選擇動機的4 個變量中，第一大股東持股比例這個變量，不論是對回歸結(jié)果的解釋力還是對定向增發(fā)偏好的影響，其顯著性都比較好，這驗證了理論假設(shè)的成立，即第一大股東持股比例越低，我國創(chuàng)業(yè)板上市公司定向增發(fā)的動機越強。

定向增發(fā)門檻低、程序簡單，使得公司再融資成本低、效率高，有人認為這是我國上市公司熱衷定向增發(fā)的根本原因。但是通過實證研究發(fā)現(xiàn)，這只是一個表象，它掩蓋了我國創(chuàng)業(yè)板上市公司的治理真相。我們發(fā)現(xiàn)，在2007 年9 月證監(jiān)會通過六項涉及并購重組和定向增發(fā)的法律法規(guī)后，定向增發(fā)的使用就越來越少了。其實，這些規(guī)定并沒有提高定向增發(fā)的發(fā)行標(biāo)準(zhǔn)，只是對信息披露、發(fā)行定價等方面加強監(jiān)管而已。應(yīng)該說，正是這些監(jiān)督強化了上市公司及其大股東對中小股東、外部投資者的責(zé)任，于是才有了我們看到的上市公司對定向增發(fā)的“疏遠”。

注釋：

①指本文在后文中選擇的增發(fā)公告發(fā)布前3 年季報每股收益的平均波動率。