葉陳剛，武劍鋒，蕭　蔚

(1. 對外經(jīng)濟貿(mào)易大學(xué) 國際財務(wù)與會計研究中心，北京　100029；2. 對外經(jīng)濟貿(mào)易大學(xué) 國際商學(xué)院，北京　100029)

一、 引言

在2006年至2009年之間，我國上市公司的再融資共包含281項定向增發(fā)、58項公開增發(fā)和33項配股*依據(jù)本文從CCER數(shù)據(jù)庫提取的有效數(shù)據(jù)統(tǒng)計而得。。圖1展示了4年間三種再融資選擇的數(shù)量分布。不論是各年的情況還是總數(shù)的情況，都明顯地顯示了我國上市公司對于定向增發(fā)的偏好。從本文統(tǒng)計的總數(shù)上來看，這4年間發(fā)生的定向增發(fā)占到了再融資項目總數(shù)的76.26%。盡管定向增發(fā)的激增在世界范圍內(nèi)都形成了一股潮流，但是在中國市場上定向增發(fā)所占的比例是遠高于其他股票市場的。

圖1　2006年到2009年間配股、公開增發(fā)和定向增發(fā)數(shù)量比較

關(guān)于定向增發(fā)的主要研究大多基于美國市場。這一課題始于20世紀80年代，并且產(chǎn)生了許多關(guān)于再融資選擇動因的理論。例如：信息不對稱假設(shè)，控制權(quán)結(jié)構(gòu)效應(yīng)，價格效應(yīng)和財富轉(zhuǎn)移理論等。

信息不對稱理論首先由Myers和Majluf提出，該理論基于內(nèi)部信息和代理機制，他們認為股權(quán)再融資會向市場傳遞關(guān)于公司價值的負面信息，并引起股價下跌[1]。Hertzel和Smith擴展了Myers-Majluf的模型，將定向增發(fā)列入再融資方式，證實公司會在信息不對稱程度較高時采用定向增發(fā)[2]。Cronqvist和Nilsson進一步完善了Hertzel-Smith的模型，證實在信息不對稱水平下，公司選擇再融資方式也會隨之改變[3]。

Wruck最早提出了控制權(quán)假設(shè)，認為股權(quán)再融資對股權(quán)集中程度的改變和最終形成的股權(quán)結(jié)構(gòu)都會影響再融資決策[4]。Cronqvist和Nilsson研究了家族控制企業(yè)，發(fā)現(xiàn)控股股東因擁有控制權(quán)而獲得可觀的收益，因而厭惡控制權(quán)稀釋[5]。Dyck和Zingales發(fā)現(xiàn)在“資本市場欠發(fā)達、股權(quán)更集中、企業(yè)的私有化較上市更為少見的國家”里，股東受益于控制權(quán)的程度更大[6]。

借鑒國外優(yōu)秀理論成果，我國學(xué)者從信息不對稱、控制權(quán)、融資成本、利益輸送和整體上市等方面入手，探討了上市公司對于股權(quán)再融資的選擇[7-9]。

章衛(wèi)東采用信息不對稱理論分析我國上市公司的股權(quán)再融資選擇，發(fā)現(xiàn)其偏好程度由強至弱依次為定向增發(fā)、公開增發(fā)和配股[10]。馬軼群通過研究定向增發(fā)價格折扣也驗證了信息不對稱理論[11]。郭思永、張林新和張鳴則通過分析控制權(quán)收益的來源，將控制權(quán)受益作為是股權(quán)再融資的決策因素[12]。楊靖、許年行和王琨分析了股東在定向增發(fā)中的獲利機制，認為控股股東有動機利用“信息不對稱”向市場傳遞積極信息，從而提升股票價值[13]。

由于定向增發(fā)直到2006年才進入我國資本市場，因此較早的研究受樣本數(shù)量的限制，缺乏對定向增發(fā)、公開增發(fā)和配股這三種股權(quán)融資方式的比較分析。

本文依據(jù)信息不對稱導(dǎo)致的逆向選擇和道德風(fēng)險問題，應(yīng)用二元logistic模型來檢驗信息不對稱對再融資選擇的影響。第一個模型用來檢驗上市公司是否為了減少逆向選擇風(fēng)險而選擇定向增發(fā)；第二個則用來檢驗上市公司為新項目融資時，是否為了減少道德風(fēng)險而選擇定向增發(fā)。本文中再融資方式的比較是配股、公開增發(fā)以及定向增發(fā)三者間的比較，而不是僅僅將定向增發(fā)與配股或公開增發(fā)中的某一種進行比較。同時，本文考慮到中國上市公司高度集中的股權(quán)結(jié)構(gòu)，在這兩個模型中均引入了控制權(quán)考慮這個變量，以期更好地解釋中國市場上的定向增發(fā)選擇動因。

二、 理論分析與研究假設(shè)

(一) 減少逆向選擇風(fēng)險

信息不對稱在事前導(dǎo)致“逆向選擇”(adverse selection)問題，即公司管理人員或其他內(nèi)部人員，比外部投資者掌握了更多的有關(guān)公司當前狀況及未來前景的信息，這些人員可以通過各種途徑，以犧牲外部投資者的利益來謀取他們的信息優(yōu)勢利益。信息不對稱程度越高，外部投資者就越難以評估公司的內(nèi)在價值。

而參與到定向增發(fā)的投資者有限(不超過10名)，并且擁有較一般投資者更加豐富的專業(yè)知識和專業(yè)信息，例如機構(gòu)投資者或現(xiàn)有大股東。因此，在一定的信息不對稱水平下，公司更容易向他們傳達關(guān)于公司真實價值的信息。據(jù)此，本文提出假設(shè)1。

假設(shè)1：公司面臨的逆向選擇風(fēng)險越高，越偏好于選擇定向增發(fā)進行再融資。

特別的，如果外部投資者在缺乏相關(guān)信息的情況下低估公司價值，上市公司就很難通過公開增發(fā)進行再融資。同時，在非完全有效的市場上，上市公司會注意避免采取配股的方式來進行再融資。因為Myers和Majluf指出，經(jīng)理人擁有豐富的內(nèi)部信息，并且僅僅依照現(xiàn)有大股東的利益行事，所以經(jīng)理人只有在認為公司價值被高估的情況下，才會采取公開增發(fā)進行再融資[1]。這樣一來，如果一家上市公司通過配股進行再融資，通常就意味著大股東并不愿意為高風(fēng)險的投資買單，或為一個未來收益不樂觀的公司繼續(xù)注資。

另外，在美國關(guān)于定向增發(fā)的諸多研究與中國市場上的初步實證中，許多學(xué)者都發(fā)現(xiàn)了在定向增發(fā)宣告日附近產(chǎn)生的超常回報。他們都指出，選擇定向增發(fā)能夠避免Myers和Majluf所提到的“向市場傳遞負面信息”的問題。綜上，本文提出假設(shè)2。

假設(shè)2：價值被低估的公司更傾向于選擇定向增發(fā)。

(二) 減少道德風(fēng)險

信息不對稱在事后導(dǎo)致“道德風(fēng)險”(moral hazard)問題。它是指交易參與者或者潛在交易者中的一方或多方在整個交易履行過程中能夠觀察到他們的行動，而其他參與方卻不行。也就是說不是每一個交易參與者都能在交易過程中觀察到所有參與者的行動。

在中國，上市公司選擇定向增發(fā)的主要原因包括為新項目融資、實現(xiàn)公司整體上市、引入戰(zhàn)略投資者及完成兼并。在本文搜集的2006年到2009年間的282項定向增發(fā)中，156項都在公告中明確提出了為新項目融資的目的，且這一比例占到了所有定向增發(fā)的55.32%。

為一個新項目融資，僅僅依靠公司內(nèi)部的努力是不夠的，通常也需要公司的外部合作伙伴的支持。這些外部伙伴包括戰(zhàn)略投資者、機構(gòu)投資者或者商務(wù)合同下的合作伙伴。然而這些人之中的任何一方，都面臨著其他合作者為了自身利益而犧牲整體或者他人利益的風(fēng)險。

許多文獻和實踐學(xué)說都認為，在合作伙伴之間分享一部分股權(quán)有助于減少合約成本。例如，Cronqvist和Nilsson分析了在1986年到1999年間瑞典市場上的136項定向增發(fā)，發(fā)現(xiàn)有39項定向增發(fā)(占總樣本的28.68%)是在新的產(chǎn)品市場關(guān)系形成時進行的[3]。他們指出，建立一個新的戰(zhàn)略聯(lián)盟或者產(chǎn)品市場合約是選擇向一個新的投資者(商業(yè)伙伴)進行定向增發(fā)的主要動因。

在道德風(fēng)險考慮下，當一個公司為新項目融資時，它將偏好定向增發(fā)。因為選擇向其商業(yè)伙伴進行定向增發(fā)將會通過分享股份來減少各方所面對的道德風(fēng)險，但它的前提是定向增發(fā)不會嚴重削弱控股股東的控制權(quán)(這一條件將在控制權(quán)假說中進行討論)。所以，本文提出假設(shè)3。

假設(shè)3：為新項目而進行再融資的公司傾向選擇定向增發(fā)，在不削弱控制權(quán)的前提下與商業(yè)伙伴分享股份，減少道德風(fēng)險。

(三) 控制權(quán)考慮

在家族控制的企業(yè)普遍存在的國家里，控制權(quán)產(chǎn)生的收益通常是相當可觀的[3]。對這些國家的實證研究結(jié)果表明，擁有控制權(quán)的股東會為了獨占控制收益而避免對控制權(quán)的稀釋。這種動機強烈地影響著企業(yè)的再融資方式選擇。

與家族控制企業(yè)相似的是，盡管我國2005年股權(quán)分置改革消除了非流通股和流通股的流動性差異，但是我國上市公司股權(quán)依然相對集中。我國的控股股東們偏好定向增發(fā)而非配股，首先是因為這種僅向現(xiàn)有大股東進行增發(fā)的方式可以更加直接地鞏固了其控制權(quán)。而且，在股權(quán)分置改革中失去了部分持股份額(卻尚未失去控股地位)的大股東迫切希望通過定向增發(fā)來重獲持股比例，進而獲得控制收益。

其次，胡智強認為，股權(quán)分置改革使得全流通時期大小股東都把公司經(jīng)營狀況作為共同的利益基礎(chǔ)，但是這種利益趨同并沒有完全消除大股東的掏空行為，中小股東合法權(quán)益的保護狀況依然亟待改善[14]。在再融資方面，中國市場上允許采用資產(chǎn)認購定向增發(fā)的股票，這使得大股東甚至可以不需要支付現(xiàn)金就獲得更多的控股比例。而由于信息不對稱，外部投資者、中小投資者無法有效監(jiān)督大股東注入資產(chǎn)的優(yōu)劣。據(jù)此，本文提出假設(shè)4。

假設(shè)4：公司偏好于選擇定向增發(fā)再融資，通過向現(xiàn)有大股東進行增發(fā)，鞏固大股東的控制權(quán)及控制收益。

三、 樣本選擇和變量設(shè)置

(一) 數(shù)據(jù)選擇

本文的數(shù)據(jù)集合包括在2006年1月1日至2009年12月31日間中國主板市場上(包括上海和深圳)的40項配股，66項公開增發(fā)以及360項定向增發(fā)。以2006年作為選取數(shù)據(jù)的起始點，是因為中國證監(jiān)會在2006年5月8日頒布《上市公司證券發(fā)行管理辦法》，建立了上市公司向特定對象非公開發(fā)行新股的制度。而在此之前，定向增發(fā)都是作為特殊事件由證監(jiān)會逐一處理的*鑒于中小板和主板上市公司在規(guī)模和經(jīng)營風(fēng)險等方面的差異，本文剔除了中小板上市公司的相關(guān)數(shù)據(jù)。。

再融資項目關(guān)于設(shè)定變量的信息必須可獲取并且可靠，信息缺失的樣本被排除在外。銀行和保險公司(CSRC編碼I以及GICS編碼4010，4020和4030)也被排除在外。表1展示了數(shù)據(jù)選擇的情況。相關(guān)的首次公開發(fā)行公告和再融資公告都摘自巨潮網(wǎng)和金融界網(wǎng)站，相關(guān)的公司財務(wù)信息也來自這兩個專業(yè)網(wǎng)站上的公司年報或者半年報。而上市公司的賬面價值、市場價值以及公司股票的換手率、公司的會計信息和財務(wù)比率都直接取自CCER數(shù)據(jù)庫。

表1　數(shù)據(jù)選取情況

(二) 模型設(shè)計與變量定義

1. 模型設(shè)計

為了檢驗假設(shè)1、假設(shè)2和假設(shè)4，本文采用方程1。

Logistic(PP)=β0+β1IPOAGE+β2SIZE+β3TURNOVER+β4TOBINQ+β5CTRL+β6DA+β7GROWTH+β8YEAR

(1)

本文采用虛擬變量PP作為被解釋變量，來檢驗面臨更高逆向選擇風(fēng)險的公司和價值被低估的公司是否更偏向于采用定向增發(fā)再融資(假設(shè)1和假設(shè)2)，以及公司是否偏好通過針對現(xiàn)有大股東的定向增發(fā)來鞏固控制權(quán)進而攫取控制收益(假設(shè)4)。當上市公司選擇定向增發(fā)作為再融資方式時，PP取值1，選擇配股或公開增發(fā)則取值為0。

為了檢驗假設(shè)3，本文采用方程2。

Logistic(ID)=β0+β1INV+β2CTRL+β3TOBINQ+β4DA+β5GROWTH+β6YEAR

(2)

本文引入了虛擬變量ID檢驗在控制權(quán)不受到嚴重威脅的前提下，當上市公司為了新項目而進行再融資時是否偏向于針對商業(yè)伙伴進行的定向增發(fā)(假設(shè)3)。當上市公司向新的商業(yè)伙伴進行定向增發(fā)來為自己的新項目融資時，ID取值1；如果上市公司選擇針對其他對象進行定向增發(fā)，則ID取0。

因為被解釋變量PP和ID都是虛擬變量，所以本文采用logistic模型。

2. 基于減少逆向選擇風(fēng)險及控制的解釋變量

首先，本文通過以下3個變量來衡量逆向選擇風(fēng)險。

(1)IPOAGE：首次公開發(fā)行(IPO)時間與再融資(SEO)時間之間的年限差值，即一家公司在此次再融資時已經(jīng)“上市”的“年齡”。

(2)SIZE：公司在再融資當年年報上的總資產(chǎn)價值的自然對數(shù)值，作為公司的“規(guī)?！?。

(3)TURNOVER：公司發(fā)出SEO公告之前6個月的平均“換手率”。

這三個變量都與公司向市場傳遞信息的水平有關(guān)。本文預(yù)期“上市年齡”與定向增發(fā)的選擇負相關(guān)，即IPOAGE的系數(shù)符號為負。因為一家公司上市越久，向市場傳達的關(guān)于公司價值的信息也越多，面臨的逆向選擇風(fēng)險就越小。需要說明的是，將“年齡”設(shè)定為SEO與IPO之間的年限差，而非與公司建立之時的年限差，是因為在中國，投資者幾乎都是在公司上市之后，才能夠獲得關(guān)于公司的特有信息(firm-specific information)?！耙?guī)?！睂⑴c定向增發(fā)選擇負相關(guān)，SIZE的系數(shù)符號為負。因為規(guī)模較大的公司總是會吸引公眾更多的注意力，因而會向公眾暴露更多的信息。“換手率”也被預(yù)期為與定向增發(fā)選擇負相關(guān)，TURNOVER系數(shù)符號為負。因為Tauchen Pitts證明，交易會向市場傳遞信息。更高的換手率表示更密集的交易，而更密集的交易會使得公司的市場價值中包含更多的信息[15]。

至于公司的價值是否被低估，則由TOBINQ來衡量。

TOBINQ為虛擬變量，在該公司再融資當年的TobinQ值小于依據(jù)所有A股主板上市公司的TobinQ數(shù)據(jù)計算出的當年同行業(yè)平均TobinQ值水平時，該變量取值為1；反之取0。

表2　2006年至2009年各行業(yè)年均TobinQ值

公司的TobinQ值小于1則表示公司價值被低估，并極有可能成為兼并的目標公司。為了排除年份及行業(yè)差異，本文根據(jù)取自CCER數(shù)據(jù)庫中所有A股主板上市公司的TobinQ數(shù)據(jù)，計算出2006年至2009年間每一年的行業(yè)平均值。依據(jù)本文假設(shè)2，該虛擬變量的系數(shù)預(yù)期為正。表2展示了2006年到2009年六年間各個行業(yè)的年平均TobinQ值。

同時，本文采用CTRL來反映控制權(quán)考慮。它代表著控股股東在再融資前后持股比例的變化量，且與被解釋變量正相關(guān)。因為針對現(xiàn)有控股股東的定向增發(fā)會鞏固其控股權(quán)。

以下三個變量作為控制變量。

(1)DA：公司的賬面總負債與總資產(chǎn)之比。

(2)GROWTH：公司成長性，即ROE× (1-股利 / 凈收入)。

(3)YEAR：按股權(quán)再融資的年份設(shè)置的虛擬變量。

DA越高表示公司負債占總資產(chǎn)比例越大，即公司暴露于更大的財務(wù)風(fēng)險之下。而GROWTH則表示了公司在維持現(xiàn)有股本結(jié)構(gòu)而不用進行再融資的情況下，最大的銷售量增長率。更高的DA值標志著公司價值更低和公司通過定向增發(fā)發(fā)行新股的意愿更強烈。而高的GROWTH則表示公司目前成長性良好，定向增發(fā)的意愿很低。YEAR則用來控制年份對于公司再融資選擇的影響。

表3　解釋變量定義及預(yù)期符號

3. 基于減少道德風(fēng)險成本的解釋變量

虛擬變量INV被用來刻畫定向增發(fā)的目的。如果上市公司通過定向增發(fā)來給新項目融資，INV取1；如果是為了別的目的，則取0。當有一個新項目在手時，上市公司將會通過針對商業(yè)伙伴的定向增發(fā)來降低項目中的道德風(fēng)險成本。因此，INV與ID負相關(guān)。

表4　解釋變量的描述性統(tǒng)計

在檢驗這一假設(shè)時，CTRL被當作控制變量，刻畫控股股東的持股比例變化。因為針對商業(yè)伙伴的定向增發(fā)將減少控股股東的持股比例，CTRL將與被解釋變量ID負相關(guān)。同時，TOBINQ、DA和GROWTH也作為控制變量被包括進方程中。TOBINQ刻畫公司價值是否被低估。由于更少的人了解公司的真實價值，這些公司更愿意通過分享部分股權(quán)來吸引合作者，該控制變量與被解釋變量ID正相關(guān)。更高的DA指數(shù)和更低的GROWTH水平都意味著公司目前的財務(wù)狀況更嚴峻，有更強烈的意愿來通過定向增發(fā)為新項目融資。所以，根據(jù)預(yù)測DA有正的系數(shù)，而GROWTH有負的系數(shù)。

上頁表3總結(jié)了所有解釋變量的定義和預(yù)期符號。

四、 實證結(jié)果及分析

表5　解釋變量的描述性統(tǒng)計

(一) 描述性統(tǒng)計

上頁表4中，列示了用以檢驗假設(shè)1、假設(shè)2和假設(shè)4的變量的分組平均數(shù)、標準差和均值的標準誤差；表5則列示了用以檢驗假設(shè)3的變量相關(guān)描述性統(tǒng)計數(shù)據(jù)。

在表6中，總結(jié)了獨立樣本的t檢驗。其中A版列示了用以檢驗假設(shè)1、假設(shè)2和假設(shè)4的變量；B版則列示了用以檢驗假設(shè)3的變量。

表6　獨立樣本的t檢驗

注：*和**分別表示該值在5%和1%的水平上顯著異于0。

(二) 實證證據(jù)

表7　logistic回歸結(jié)果

注：*和**分別表示該值在5%和1%的水平上顯著異于0。

回歸結(jié)果如表7所示：A版為方程1的結(jié)果，B版則為方程2的結(jié)果。

分析A版結(jié)果，我們可以得出以下結(jié)論。

對于上市公司選擇定向增發(fā)來減少逆向選擇成本的假設(shè)，變量SIZE的系數(shù)為-0.429，是唯一與預(yù)期符號一致的變量，并在1%的水平顯著。這表明規(guī)模更大的公司向公眾傳遞更多的信息，信息不對稱程度較小，因而導(dǎo)致了較低的定向增發(fā)偏好。變量IPOAGE，符號與預(yù)期相反，但并不顯著?？赡苁且驗樵谥袊袌錾?，成熟的公司更有能力駕馭定向增發(fā)這種新的再融資方式，而年輕的公司卻不能。最后，變量TURNOVER的系數(shù)為0.116，這一正的系數(shù)也與預(yù)期相反，但是這個變量并不顯著。這可能是由于中國市場上大量的噪聲交易者存在，使得密集的交易沒能向市場傳遞更多的信息。

對于價值低估假設(shè)，變量TOBINQ的系數(shù)為-0.416，這與預(yù)期符號相反，但也不顯著。這表明，價值低估不能解釋公司對于定向增發(fā)的偏好。

因此，減少逆向選擇風(fēng)險并不能完全解釋中國市場上上市公司進行再融資選擇時對于定向增發(fā)的偏好。

控制權(quán)考慮中，變量CTRL在1%水平上顯著，且系數(shù)為6.385，它符號與預(yù)期一致，這表明控制權(quán)考慮在中國市場上是非常重要的。控股股東偏好于選擇針對其自身的定向增發(fā)來鞏固控制權(quán)。

其他兩個控制變量DA和GROWTH都不顯著。

B版展示了檢驗降低道德風(fēng)險成本假設(shè)而得出的結(jié)果。變量INV在1%的水平上顯著，系數(shù)為-0.836，但與預(yù)期符號不一致。變量CTRL的系數(shù)為9.0，與預(yù)期符號一致，并也在1%的水平上顯著。這一結(jié)果表明：上市公司為新項目融資時，并不偏好于采用針對商業(yè)伙伴的定向增發(fā)來分享股權(quán)，以減少道德風(fēng)險。變量TOBINQ的系數(shù)為-0.394，DA系數(shù)為-0.476，符號均與預(yù)期相符，卻不顯著。GROWTH的系數(shù)符號與預(yù)期相符，并在5%的水平上顯著。

(三) 交互分類表

表8為兩個方程的交互分類表，體現(xiàn)了兩個方程解釋觀測現(xiàn)象的能力。方程1預(yù)測準確率為75.5%；而方程2的預(yù)測準確率為54.8%，有待進一步完善。

表8　方程1及2的交互分類表

五、 研究結(jié)論與啟示

本文探討了信息不對稱假設(shè)和控制權(quán)考慮對于中國市場上上市公司再融資方式選擇的影響，試圖解釋上市公司對于證監(jiān)會引入定向增發(fā)作為可選再融資方式的強烈反響。

首先，考慮到逆向選擇風(fēng)險的成本時，信息不對稱理論能夠在一定程度上解釋中國上市公司的再融資方式選擇。在我國市場上，規(guī)模較大的公司與規(guī)模較小公司相比，由于已經(jīng)向公眾曝光更多的信息，面對的信息不對稱程度較小，因而導(dǎo)致了較低的定向增發(fā)偏好。但是，價值被低估的公司也沒有表現(xiàn)出對定向增發(fā)的偏好。

其次，探討道德風(fēng)險成本時，本文考慮了公司通過定向增發(fā)為新項目融資的特殊情況。然而，沒有證據(jù)證明，這種對于事后信息不對稱風(fēng)險的規(guī)避傾向能夠解釋我國上市公司對于定向增發(fā)的青睞。

最后，本文發(fā)現(xiàn)控制權(quán)考慮對定向增發(fā)選擇的影響很大。因為我國上市公司的股權(quán)較為集中。有控股股東的上市公司偏向于針對現(xiàn)有的控股股東進行定向增發(fā)，鞏固其控制權(quán)。這與國外的趨勢是相反的，國外上市公司的股權(quán)較為分散，并顯示出對于配股的偏好。盡管在討論道德風(fēng)險問題時，刻畫控股股東持股變化的變量只是作為控制變量，它依然在統(tǒng)計意義上顯著。

本文的主要缺陷在于以下三點。

第一，沒有考慮上市公司的行業(yè)背景。如果將上市公司按行業(yè)分類后，對SIZE，DA和GROWTH這幾個變量進行行業(yè)平均值的調(diào)整，將使得它們更有實際意義。

第二，為了更好地研究中國市場上的再融資行為，我們需要更能準確刻畫中國市場特性的變量來替代信息不對稱水平。例如，“換手率”被證明并不適合用來刻畫中國市場上上市公司向市場傳遞信息的水平。

第三，如果我們更多地考慮到控股股東在上市公司中所扮演的角色，我們就能更好地探究股權(quán)分置改革給上市公司的股權(quán)結(jié)構(gòu)帶來的變化以及這種變化對上市公司再融資選擇的影響。例如，本文僅考慮了控股股東的持股比例變化，但這也不能完全代表實際控制人的情況。實際上，許多實際控制人或?qū)嶋H控股股東應(yīng)用金字塔股權(quán)結(jié)構(gòu)來間接控制上市公司。而這些復(fù)雜的控制關(guān)系，需要今后的研究來進行進一步的探索。

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