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【摘 要】 自2006年定向增发实施以来，定向增发的效果及其对公司价值和相关者利益的影响成为学术界的研究热点。文章以2010—2015年已实施定向增发的上市公司为样本，采用实证研究方法探索公司的政治关联对定向增发的募集资金数量和折价率的影响，以期为规范定向增发实践提供借鉴。结果表明公司政治关联与定向增发的募集资金数量存在正相关关系，而且可能存在大股东利用关联方对企业进行“隧道挖掘”的行为；政治关联与定向增发折价率并不存在显著关系，但在进一步区分政治关联的代理变量即控制人类型后发现，国资委控制企业的政治关联与定向增发折价率呈显著负相关关系。
【关键词】 上市公司； 定向增发； 政治关联
【中图分类号】 F275.5 【文献标识码】 A 【文章编号】 1004-5937（2016）23-0028-06
一、引言
定向增发是一种通过对特定对象发行新股进行再融资的方式，在美国、欧盟、日本等国家和地区，与之类似的私募发行已成为股权再融资的主要渠道。定向增发的主要动机包括：公司股票价格被市场高估时的逆向选择[ 1 ]；基于信息不对称理论向市场投资者发出公司价值被低估的信号[ 2 ]；基于监督假说降低代理成本和提高监督效果[ 3 ]；基于限期流动性补偿假说发行公司给予认购者一定的折扣[ 4 ]；基于防御性假说管理层巩固控制权[ 5 ]。在中国，定向增发成为继最初配股、公开增发后国内公司再融资的主要方式。定向增发有广义与狭义之分，《上市公司证券发行管理办法》将定向增发定义为上市公司向特定对象发行股票的行为，即指狭义的定向增发。
定向增发为公司再融资提供了更多渠道，虽然《上市公司证券发行管理办法》对其所设门槛相对较低，但定向增发在实践中出现了折价率偏高、大股东财富转移等负面效应。充分挖掘定向增发的影响因素，规范定向增发实践，是目前理论与实务界关注的焦点。现有文献基于定价基准日选择、认购者认购方式、盈余管理等对定向增发的影响进行了较多深入的分析与研究，但鲜有文献探讨公司政治关联对定向增发的影响。然而，在国企特征比较明显的中国资本市场，政治关联是影响定向增发的一个不可忽视的重要因素。
本文的主要贡献在于探讨了政治关联是否是影响定向增发的重要因素以及影响效果，包括公司政治关联与定向增发的募集资金数量存在正相关关系；政治关联与定向增发折价率并不存在显著关系；通过进一步区分政治关联的代理变量即控制人类型，发现国资委控制企业的政治关联与定向增发折价率呈显著负相关关系，这为公司考虑政治关联对于公司定向增发的影响提供了一定思路。本研究对资本市场和投资者关于如何看待政治关联不同公司的定向增发、定向增发的效果和对公司的影响，以及对我国规范和完善定向增发和资本市场有一定的参考意义，对于未来的研究也增加了一个应该考虑的因素。
二、文献回顾与研究假设
（一）制度背景与文献回顾
中国资本市场从20世纪90年代初创立至今，在公司再融资方面的发展不断推新。1993年证监会颁布的《证监会关于上市公司送配股的暂行规定》明确了公司配股的条件并在之后颁布了一系列规章文件。2000年证监会颁布《上市公司向社会公开募集股份暂行条例规定》，正式确认了公开增发这一再融资手段。1997年证监会颁布《上市公司发行可转换公司债券管理暂行办法》使得可转换公司债券正式成为新的再融资方式，然而它却没有成为资本市场上主流的再融资方式。随着股权分置改革的完成，定向增发正式成为一种再融资工具。由于其较低的发行门槛，一经出台便成为了现今主流的再融资方式之一。
有关定向增发的研究主要集中在定向增发价格或折价（率）、定向增发对股价的影响以及定向增发产生的其他负面效应三方面。
关于增发价格或折价率，目前的研究显示定向增发新股普遍存在折价情况。在国外，有学者计算了可随时转让的定向增发新股和不可随时转让的定向增发新股与各自前两天的收盘价比率，发现二者的比率分别为86.5%和104%；Krishnamurthy et al.[ 6 ]对美国391家定向增发企业研究后也发现定向增发总体折价率是存在的，甚至还要高于折价率平均值很多，这是对定向增发新股流动性限制的某种补偿。国内，章卫东和李德忠[ 7 ]通过对2005年到2007年宣告定向增发新股预案的A股公司进行研究，认为中国上市公司定向增发新股折价率的高低与股东身份相关，不同类型增发对象的折价率各有不同。类似地，郑琦[ 8 ]认为，完全向大股东发行、向大股东和机构投资者发行以及完全向机构投资者发行，定向增发的价格是依次提高的，他认为这会损害其他股东的利益。
关于定向增发对股市股价的影响，章卫东[ 9 ]指出定向增发有着正的财富效应，不同类型宣告效应效果不同。徐寿福[ 10 ]也发现我国的上市公司定向增发存在正的宣告效应，监督假说和信息效应假说对其有一定的解释力。另外，有学者认为由于法律法规中并没有明确规定定向增发的定价基准日，导致上市公司在对定向增发定价基准日的选择上存在一定的自主权利，基准日的不同，直接影响“不超过定价基准日前20个交易日价格的90%”这一规定的实际作用，偏低和偏高的发行价格会使股票市场的股价呈现与章卫东[ 11 ]的结果相反的情况。
从定向增发实施产生的负面效应看，由于中国实施定向增发时间不长，相关的法律和市场还不完善，定向增发侵害相关者利益的行为时有发生，大股东的“隧道挖掘”效应开始显现。大股东财富转移的动机越强，上市公司定向增发折价越大；大小股东的利益趋同度越高，发行折价越低。而且定向增发可能存在大股东的“掏空行为”，这会成为大股东进行财富转移的一种手段，张鸣[ 12 ]等学者也发现了类似情况。
（二）研究假设
我国资本市场的上市制度采用的是核准制，这在某种程度上出现了“上市”资源由政府把控并形成垄断的现象。政治关联对企业的影响一直是学术界的一个热门话题，国内外许多学者都对其进行了深入研究并得出了结论，虽然结论可能各有不同，但可以确定的是政治关联对于企业再融资行为存在影响，自然也会影响到定向增发。 政治关联会影响定向增发行为，而再融资额是反映上市公司定向增发效果的重要指标。几乎所有的公司在定向增发公告中都会对定向增发的资金用途或目的进行简要说明，很显然，企业特别是国有企业通过定向增发可以传递企业对于政府的“隐形”责任，例如能提供更多的工作岗位保障就业、保护生态环境等。这些政治关联信息的传递，可以使企业更容易通过定向增发的审批，并缩短其审批时间；同时也可以吸引更多投资者的关注。所以，对于政治关联较高的企业而言，一方面企业自然会利用政府审批优势募集更多的资金为己所用，另一方面增发对象也会因政治关联这一企业特征而存在更强的认购动机。综合考虑企业动机和认购者动机，随着政治关联的提升，企业会提出募集更多资金的定向增发意愿或动机，认购者会有更强的意愿进行认购从而使得定向增发募集更多的资金。由此，本文提出假设H1：
假设H1：中国上市公司政治关联会对企业定向增发的募集资金额产生影响，二者是正相关关系。
折价率是反映定向增发效果的另一重要方面。国外学者认为定向增发的高折价是发行公司对认购者风险的一种补偿。陈政[ 13 ]以2006—2007年实施非公开发行的上市公司为样本，对大小股东的利益冲突与协同对折价的影响进行了实证检验，发现大小股东的利益协同度越高则折价越低。李彬等[ 14 ]认为定向增发折价率是大股东支持的代理变量，以2006—2013年中国A股市场发生的定向增发并购上市公司为样本，研究得出定增折价率是大股东支持代理变量的结论，实证进一步验证了定向增发折价治理假说。章卫东和李德忠认为与大股东和关联投资者享有的定向增发折扣率相比，非关联投资者折扣率较低；另外，折扣率越低投资者获得的超额累计收益越高。
在现有文献中，研究政治关联与定向增发折价之间关系的文章较少。然而在我国，政治关联会对企业特别是国有企业产生影响，定向增发作为公司再融资方式，政治关联会对定向增发的影响不难想象。定向增发在发行后市场上普遍会有折价情况发生，但是也有部分企业出现了负折价即溢价的情况[ 15 ]。笔者了解到，企业的政治关联可以视为是一种“资源”，不论是企业还是投资者，这都是一个应该考虑的“有利”因素，而这一因素势必会影响到定向增发的折价率。虽然外国学者通过研究发现限期流动会影响定向增发的折价率，然而限期流动所导致的风险成本在我国会被政治关联这一“有利”因素在一定程度上抵销；另外，监督假说以普通大股东为基础认为监督成本会引起定向增发的折价普遍存在，但我国企业尤其是政治关联度高的企业的大股东与普通的大股东并不相同，使得监督假说会由于条件不适用而使效果减弱，导致折价率减小或出现溢价；此外，投资者认为企业的政治关联度越高越能够为企业带来一定的经济利益，进一步能够更加保障自身利益，进而使投资者有更强的认购动机，从而导致折价率减小。以上这些都使本文有理由认为政治关联对企业的折价率产生影响，而且随着政治关联度越高，定向增发折价率越小。所以，本文提出假设H2：
假设H2：中国上市公司的政治关联会对公司定向增发的折价率产生影响，并且二者是负相关关系。
三、研究设计
（一）样本来源
本文选择中国2010—2015年进行过定向增发A股的1 941个上市公司，剔除银行等金融类企业、无法获得或还未公布相关数据以及数据存在问题的上市公司，最终得到符合条件的定向增发新股的655家公司作为研究样本。样本的主要来源为Wind数据库和国泰安数据库以及根据相关信息（国泰安数据库、Wind数据库、巨潮资讯网）自行整理的数据。
（二）变量定义及模型
由于本文研究的两个研究目标为定向增发的募集资金额以及定向增发的折价率，所以本文分别对二者及相关变量等内容进行叙述。
关于假设H1的模型如下：
PTotPlam = ？琢1Ldr ？琢2SEr ？琢3Polcon ？琢4LNSize
？琢5SHSur ？琢6NPGr ？琢7FLEV ？琢8Debatr ？琢9FCc ？琢10MBRIr
？琢11BM ？着 （1）
募集资金额主要存在两种计量方式：预计募集资金总额与实际募集资金总额。本文认为相比实际募集总额，预计募集总额更能反映一个企业在作出决策过程中受到的政治关联的影响。因为实际募集资金总额是定向增发与市场实际相关联后的结果，而定向增发与市场实际相关联后对市场的影响不容易量化且受到多方面因素的影响，本文选择预计募集资金总额作为定向增发募集资金额（PTotPlam），使其作为因变量。
对于政治关联变量，本文采用Wind数据库中公司控制人类型（Polcon），建立哑变量作为政治关联的代理变量，其中个人、境外及其他为0，其他类型如国资委、地方政府等类型为1，此变量也是本文所关注的解释变量，通过这一变量来分析政治关联是否对所研究的对象产生影响及影响方向。
作为代表中小股东利益的独立董事，其在董事会中应对涉及到中小股东的决议进行表决，这些承担维护中小股东利益责任的独立董事应对定向增发的方案作出一定反应。相对来说，董事会中独立董事的比例（Ldr）和数量（Ldn）是比较容易度量公司对中小股东利益维护力度的代理变量，本文采纳了这一变量。
高管持股作为一种减轻公司代理问题的方式，在越来越多的企业开始实行，这可以使公司的代理成本降低。公司的业绩向好，高管持股意味着公司业绩尤其是股价的高低将直接影响到高级管理人员的自身利益，高管作为利益相关者会特别关注企业的业绩并为之作出努力，而定向增发对于公司股价的影响是显而易见的，所以本文利用高管持股比例（SEr）作为控制变量。
关于公司规模，在其他学者的研究中发现公司规模的大小会对信息不对称造成影响，但对于国内公司而言，其股权结构更复杂，交叉持股、多渠道持股使得国内公司信息不对称程度相对来说更高。本文引入公司总资产的自然对数以控制信息不对称程度（LNSize）。 由于大股东存在“掏空”上市公司的动机，国外有学者认为，大股东的“掏空”行为很大程度上能够在其认购比例中窥见一斑，若认购比例越高则其动机越强。本文利用大股东认购定向增发新股的比例来对大股东这一行为进行度量（SHSur）。
在定向增发计划制定时，公司成长性和财务风险等方面要素的评估会被考虑到计划制定之内，所以本文引入了营业收入增长率（MBRIr）、净利润增长率（NPGr）、财务杠杆（FLEV）、资产负债率（Debatr）。而是否有财务顾问则会影响到企业定向增发的制定，如筹资价格、发行数量等，同时也会在一定程度上降低企业信息不对称的影响程度，本文引入财务顾问为哑变量（FCc），0为不存在财务顾问，1为存在财务顾问。
关于假设H2的模型如下：
PD=？琢1Ldn ？琢2SEr ？琢3Polcon ？琢4LNSize ？琢5SHSur
？琢6NPGr ？琢7FLEV ？琢8Debatr ？琢9FCc ？琢10LNn ？琢11MBRIr
？琢12BM ？着 （2）
关于折价率（PD）的问题，学者已有研究并形成了一定成果，但鲜有研究政治关联对折价率影响的文章，本文以折价率为研究对象，探讨政治关联对于折价率会有怎样的影响。
虽然存在禁售期，但研究发现定向增发新股的发行数量会对股市中股本供给量造成影响，研究显示，公司的长期股价会下降，呈现低迷走势，所以本文采用了定向增发新股数量的自然对数（LNn）作为控制变量。
市账比（BM）作为衡量信息不对称的指标在相关研究中也有提及，本文引入这一指标作为控制变量来控制信息不对称带来的影响。其余变量均与之前定义介绍相同。
四、实证结果及分析
（一）样本描述统计
表1是对样本各变量进行描述的统计分析。表中显示，上市公司定向增发的募集资金平均值为14.43亿元，折价率平均值为13%，与美国股市私募发行折价率20%左右存在差别。大股东认购比例为22%，样本的大股东认购比例的标准差为0.35，说明上市公司大股东认购差异较大。独立董事占比平均值为37%，中位数为33%。
（二）回归结果及分析
表2列示了模型（1）的回归结果。政治关联是需要关注的变量，表中显示，政治关联与募集资金的关系为正向关系，且在5%的水平上显著，说明政治关联对于公司这种再融资行为有较为重要的影响，其系数为正，这说明二者之间的关系是正向的，并且在企业规模受到控制的前提下，国有企业的募集资金额较多。进一步分析发现样本中国有企业性质的公司为318家，其中存在大股东认购情况的公司为165家，约占一半。其他性质的企业为337家，其中存在大股东认购情况的公司为97家。本文现有结果并没有足够的证据支持“隧道挖掘”效应。因为若大股东存在掏空上市公司的动机且定向增发是实现其目的的手段，那么可能会有两种途径：一是通过定向增发高折价来攫取中小股东的利益；二是通过新股认购向公司注入劣质资产，其表现可能为公司定向增发对象含有较多大股东，但现有结果似乎并不支持这一理论。然而如何解释国有企业募集资金较多这一现象？本文认为，一方面，在中国特有国情下，政治关联较强的企业能够获得更多的政治资源，例如定向增发审批速度较快[ 16 ]，同样这种政治资源能够对这些公司募资有一定帮助；另一方面，对于政府而言，国有企业大多涉及国家的一些重要产业，决定了这些企业能够获得更多的关注和支持，这些企业往往也需要更多的资金进行发展和经营。对于市场方面，投资者更愿意相信国有企业能给其带来利益，而定向增发等事件通常说明企业需要投资发展，自然会有较多的投资者愿意认购，企业获得的资金越多，未来发展向好的可能性相对越大。再者，随着股权分置改革的推进，过去的一些问题得到解决和缓解，将提高企业的治理经营水平。综上所述，政治关联度与募集资金额二者呈现正相关关系，假设H1得证。
表3列示了模型（2）的回归结果。同样，政治关联也是我们所关注的变量。在表3中，大股东认购比例、营业收入增长率等变量是显著的。奇怪的是大股东认购比例的表现与其他研究并不一致，这一变量是显著的，然而其系数符号为负，说明大股东的认购比例与折价率是负相关的，即大股东认购比例越高，折价率越低，这似乎与以往研究相左。有研究指出，定向发行的对象不同对定向增发产生的影响也不同。有鉴于此，本文对定向增发的对象细分为大股东、大股东关联方以及机构投资者，再分别对数据进行回归。限于篇幅，本文没有列示相关表格结果。回归结果显示，当对大股东或大股东及其关联方进行定向增发时，大股东认购比例变量系数为正；当存在机构投资者时，其系数为负。这说明，对大股东进行定向增发时可能存在“隧道挖掘”效应。联系之前大股东认购比例的公司数量问题可以发现，似乎大股东更倾向于通过其关联方来施行对上市公司的“掏空”行为。结果显示机构投资者能在一定程度上遏制大股东的这种行为。
本文所关注的政治关联变量在模型（2）的回归结果显示，政治关联与折价存在负相关关系，然而其并没有通过显著性检验，表示定向增发折价与政治关联没有太多的联系，假设H2并不能得到支持。
虽然国有企业名义上都是国家所有，然而其实际控制人与管理者是有区别的，中央机关、国资委等机构控制下的国有企业政治关联程度是不同的，企业受到的影响自然也是不同的。有鉴于此，本文对于政治关联进行了更为详细的分类，依据Wind数据库控制人的分类，将控制人分为以下11种类型：中央国家机关ceg、中央国有企业cec、国资委sasac、地方政府log、地方国有企业loc、地方国资委Isasac、工会lu、集体企业col、大学un、个人per、境外及其他foro，对此引入10个虚拟变量，基础变量为境外及其他。将这10个变量代替模型（2）中变量Polcon，表4列示了回归结果。结果显示，多数控制人系数均不显著，说明这些变量与因变量之间关系不大，然而国资委变量却在5%的水平上显著，为什么会这样？经过分析，本文认为有如下原因：首先，国资委所控制的企业多为国家的关键性产业，例如通讯、航空、电力等，这些企业不仅以盈利为目的，也在很大程度上被赋予了一定的政治任务，他们将在各个关键领域内为国家经济、社会等方面的平稳运行贡献力量。其次，国资委对其所监管企业的国有资产有着监督责任，能够使其保值增值，加强管理，完善公司治理，负有推动经济结构的战略性调整与布局的职责，对企业责任人进行任免、业绩考核等。以上可以看出国资委对于其所控制的企业有着很大的影响力，而市场会对这些企业的政治关联作出一定反应。有研究显示折价率在某种程度上是对监督成本、调查成本、限制流动性及对于控制权地位巩固的补偿，相对于其他控制人，这些成本补偿是较小的，因此也就能在一定程度上解释其对定向增发折价的影响。除此之外，这些研究也从侧面解释了回归中为什么多数控制人变量系数为负，有研究认为我国存在较国外更低的折价。另外，中国定向增发存在低价发行的偏好，留给折价的空间自然就不会高。 然而，为什么政府、地方等直接控制的企业其变量系数却不显著？笔者认为，一方面，国资委的行政序列较高，国资委控制的企业获得各项资源比较容易，例如发改委和证监会对这些企业定向增发新股的通过和核准时间会有影响，行政序列较高控制人的公司通过率更高且更为快速，市场相对来说会更看好这些企业，然而这种看好是否参杂有其他动机不在本文的讨论范围之内。另一方面，相较于国资委，政府的主要职责在于关注及维护整个社会的运转情况。凯恩斯主义认为经济的“大市场，小政府”形态在我国还未形成，政府对于企业的影响是存在的，但这影响不会深入企业的方方面面，自然可能会与其他政治关联类型企业出现差别。市场也会认为相较于控制人是国资委的企业，其他控制人企业尤其是政府为控制人的企业效益并不是很好，或者说除却企业效益之外，政府还会赋予这些企业“其他任务”，这势必会对企业发展带来其他影响，有可能会抵销或掩盖这些企业的效益，控制人为政府的企业更可能被赋予维稳的任务，仅有的一些资源也会被这些“任务”所消耗，从这方面考虑，折价率影响没有通过统计显著性检验就在情理之中了。
五、稳健性检验
本文对回归模型进行了VIF方差膨胀因子检验，限于篇幅，没有列示相关表格。结果显示多数变量的方差膨胀因子均在7以内，说明不存在多重共线性。对于模型（2）pearson相关系数中所需要关注变量的相关系数不超过0.35且都通过了显著性检验。本文参考权力距离赋值对控制人变量进行了赋值，代替原有虚拟变量进行回归，限于篇幅，没有列示相关表格，与原结果基本一致，说明结果稳健。
六、结论和建议
本文对2010—2015年655个定向增发公司样本进行了检验，政治关联对于定向增发再融资确实存在影响。对于募集资金额，政治关联对于公司定向增发募资额是存在影响的，且二者为正向关系。根据结果本文认为国有企业的募集资金额较多。在中国，政治关联较强的企业能获得更多的资源，由于自身大多处于各自产业的关键地位等原因，加之对于市场，投资者可能更愿意相信国有企业能为其带来利益，但本文并不讨论这一利益的性质是什么，因此符合了本文的假设H1。对于折价率，政治关联对其影响并没有通过统计显著性检验，而经过替代变量的分析显示，控制人是国资委公司样本中的控制人变量反应系数唯一通过了统计显著性检验，表明并不是所有的政治关联都会影响到企业再融资行为，这可能与控制人类型以及控制人所肩负的责任有关；尽管国资委的职责是完善国有企业治理以提高企业公司价值，但它仍然是一个政府机构，这决定了它对于企业的影响是非市场性的，政治影响难以消除，但政治关联对于企业本身就是阻碍市场成熟的一个表现，假设H2部分得证。
本文认为，政治关联对定向增发的影响说明了在资本市场上存在企业机会不均等的现象，这对资本市场的发展和完善是不利的。一个完善的资本市场能够为公司成长提供许多机会，但定向增发中的政治关联影响无形中就将机会倾斜于那些政治关联性高的企业。政府可以从行政法规方面着手调节这一矛盾，如对国有企业和民营企业的定向增发实施不同的细则，通过定价基准日的确定，细化认购者资格规定，适当提高国有企业定向增发的门槛等方式来减轻二者的冲突。对于证监会，可以通过实施优先审查民营企业，加快其审批速度，对重点行业开通绿色通道帮助其尽快得到所需资金，对国有企业进行更加细致的审查等措施来消除二者的机会不均等；对于投资者而言，在认购定向增发新股时应该考虑到企业的政治关联，政治关联性较高的企业其政治优势带来利益是情理之中的，但也要看到企业折价率与政治关联的负相关性，建议投资者在进行认购时注意企业的这一性质，但不应过分看重政治关联对于企业的影响。虽然政治关联对于企业定向增发存在影响并可能带来短期利益，但由于禁售期的存在，投资者对于长期收益还需谨慎考虑。
【参考文献】
[1] MYERS S C，MAJLUF N S.Corporate financing and investment decisions when firms have information that investors do not have[J]. Journal of Financial Economics，1983，13（2）：187-221.
[2] HERTZEL M， SMITH R.Market discounts and shareholder gains for pacing equity privately[J].Journal of Finance，1993，48（2）：459-485.
[3] WRUCK K H.Equity ownership concentration and firm value：evidence frome private equity financings[J].Journal of Financial Economics，1989，23（1）：2-38.
[4] SILBER W L.Discounts on restricted stock：the impact of illiquidity on stock prices[J].Financial Analysts Journal，1991，47（4）：60-64.
[5] BARCLAY M J，HOLDERNESS C G，SHEEHAN D P.Private placements and managerial entrenchment[J].Journal of Corporate Finance，2007，13（4）：361-484.
[6] KRISHNAMURTHY S， SPINDT P， SUBRAMANIAM V，et al.Does investor identity matter in equity issues？ Evidence from private placements[J].Journal of Financial Intermediation，2005，14（2）：210-238.
[7] 章卫东，李德忠.定向增发新股折扣率的影响因素及其与公司短期股价关系的实证研究：来自中国上市公司的经验证据[J].会计研究，2008（9）：73-80.
[8] 郑琦.定向增发对象对发行定价影响的实证研究[J].证券市场导报，2008（4）：33-36.
[9] 章卫东.定向增发新股、整体上市与股票价格短期市场表现的实证研究[J].会计研究，2007（12）：63-68.
[10] 徐寿福.上市公司定向增发公告效应及其影响因素研究[J].证券市场导报，2015（5）：65-72.
[11] 章卫东.谨防控股股东在资产注入中向上市公司“注水”[J].会计之友，2012（7）：4-7.
[12] 张鸣，郭思永.大股东控制下的定向增发和财富转移：来自中国上市公司的经验证据[J].会计研究，2009（5）：78-86.
[13] 陈政.非公开发行折价、大小股东利益冲突与协同[J].证券市场导报，2008（8）：28-35.
[14] 李彬，潘爱玲，杨洋.大股东参与、定增并购主体关联与利益输送[J].经济与研究管理，2015（8）：107-115.
[15] 邓路，王亚成.控制权结构、信息不对称与定向增发[J].财贸经济，2012（4）：66-74.
[16] 杨星，田高良，司毅，等.所有权性质、企业政治关联与定向增发：基于我国上市公司的实证分析[J].南开管理评论，2016（1）：134-141.
【关键词】 上市公司； 定向增发； 政治关联
【中图分类号】 F275.5 【文献标识码】 A 【文章编号】 1004-5937（2016）23-0028-06
一、引言
定向增发是一种通过对特定对象发行新股进行再融资的方式，在美国、欧盟、日本等国家和地区，与之类似的私募发行已成为股权再融资的主要渠道。定向增发的主要动机包括：公司股票价格被市场高估时的逆向选择[ 1 ]；基于信息不对称理论向市场投资者发出公司价值被低估的信号[ 2 ]；基于监督假说降低代理成本和提高监督效果[ 3 ]；基于限期流动性补偿假说发行公司给予认购者一定的折扣[ 4 ]；基于防御性假说管理层巩固控制权[ 5 ]。在中国，定向增发成为继最初配股、公开增发后国内公司再融资的主要方式。定向增发有广义与狭义之分，《上市公司证券发行管理办法》将定向增发定义为上市公司向特定对象发行股票的行为，即指狭义的定向增发。
定向增发为公司再融资提供了更多渠道，虽然《上市公司证券发行管理办法》对其所设门槛相对较低，但定向增发在实践中出现了折价率偏高、大股东财富转移等负面效应。充分挖掘定向增发的影响因素，规范定向增发实践，是目前理论与实务界关注的焦点。现有文献基于定价基准日选择、认购者认购方式、盈余管理等对定向增发的影响进行了较多深入的分析与研究，但鲜有文献探讨公司政治关联对定向增发的影响。然而，在国企特征比较明显的中国资本市场，政治关联是影响定向增发的一个不可忽视的重要因素。
本文的主要贡献在于探讨了政治关联是否是影响定向增发的重要因素以及影响效果，包括公司政治关联与定向增发的募集资金数量存在正相关关系；政治关联与定向增发折价率并不存在显著关系；通过进一步区分政治关联的代理变量即控制人类型，发现国资委控制企业的政治关联与定向增发折价率呈显著负相关关系，这为公司考虑政治关联对于公司定向增发的影响提供了一定思路。本研究对资本市场和投资者关于如何看待政治关联不同公司的定向增发、定向增发的效果和对公司的影响，以及对我国规范和完善定向增发和资本市场有一定的参考意义，对于未来的研究也增加了一个应该考虑的因素。
二、文献回顾与研究假设
（一）制度背景与文献回顾
中国资本市场从20世纪90年代初创立至今，在公司再融资方面的发展不断推新。1993年证监会颁布的《证监会关于上市公司送配股的暂行规定》明确了公司配股的条件并在之后颁布了一系列规章文件。2000年证监会颁布《上市公司向社会公开募集股份暂行条例规定》，正式确认了公开增发这一再融资手段。1997年证监会颁布《上市公司发行可转换公司债券管理暂行办法》使得可转换公司债券正式成为新的再融资方式，然而它却没有成为资本市场上主流的再融资方式。随着股权分置改革的完成，定向增发正式成为一种再融资工具。由于其较低的发行门槛，一经出台便成为了现今主流的再融资方式之一。
有关定向增发的研究主要集中在定向增发价格或折价（率）、定向增发对股价的影响以及定向增发产生的其他负面效应三方面。
关于增发价格或折价率，目前的研究显示定向增发新股普遍存在折价情况。在国外，有学者计算了可随时转让的定向增发新股和不可随时转让的定向增发新股与各自前两天的收盘价比率，发现二者的比率分别为86.5%和104%；Krishnamurthy et al.[ 6 ]对美国391家定向增发企业研究后也发现定向增发总体折价率是存在的，甚至还要高于折价率平均值很多，这是对定向增发新股流动性限制的某种补偿。国内，章卫东和李德忠[ 7 ]通过对2005年到2007年宣告定向增发新股预案的A股公司进行研究，认为中国上市公司定向增发新股折价率的高低与股东身份相关，不同类型增发对象的折价率各有不同。类似地，郑琦[ 8 ]认为，完全向大股东发行、向大股东和机构投资者发行以及完全向机构投资者发行，定向增发的价格是依次提高的，他认为这会损害其他股东的利益。
关于定向增发对股市股价的影响，章卫东[ 9 ]指出定向增发有着正的财富效应，不同类型宣告效应效果不同。徐寿福[ 10 ]也发现我国的上市公司定向增发存在正的宣告效应，监督假说和信息效应假说对其有一定的解释力。另外，有学者认为由于法律法规中并没有明确规定定向增发的定价基准日，导致上市公司在对定向增发定价基准日的选择上存在一定的自主权利，基准日的不同，直接影响“不超过定价基准日前20个交易日价格的90%”这一规定的实际作用，偏低和偏高的发行价格会使股票市场的股价呈现与章卫东[ 11 ]的结果相反的情况。
从定向增发实施产生的负面效应看，由于中国实施定向增发时间不长，相关的法律和市场还不完善，定向增发侵害相关者利益的行为时有发生，大股东的“隧道挖掘”效应开始显现。大股东财富转移的动机越强，上市公司定向增发折价越大；大小股东的利益趋同度越高，发行折价越低。而且定向增发可能存在大股东的“掏空行为”，这会成为大股东进行财富转移的一种手段，张鸣[ 12 ]等学者也发现了类似情况。
（二）研究假设
我国资本市场的上市制度采用的是核准制，这在某种程度上出现了“上市”资源由政府把控并形成垄断的现象。政治关联对企业的影响一直是学术界的一个热门话题，国内外许多学者都对其进行了深入研究并得出了结论，虽然结论可能各有不同，但可以确定的是政治关联对于企业再融资行为存在影响，自然也会影响到定向增发。 政治关联会影响定向增发行为，而再融资额是反映上市公司定向增发效果的重要指标。几乎所有的公司在定向增发公告中都会对定向增发的资金用途或目的进行简要说明，很显然，企业特别是国有企业通过定向增发可以传递企业对于政府的“隐形”责任，例如能提供更多的工作岗位保障就业、保护生态环境等。这些政治关联信息的传递，可以使企业更容易通过定向增发的审批，并缩短其审批时间；同时也可以吸引更多投资者的关注。所以，对于政治关联较高的企业而言，一方面企业自然会利用政府审批优势募集更多的资金为己所用，另一方面增发对象也会因政治关联这一企业特征而存在更强的认购动机。综合考虑企业动机和认购者动机，随着政治关联的提升，企业会提出募集更多资金的定向增发意愿或动机，认购者会有更强的意愿进行认购从而使得定向增发募集更多的资金。由此，本文提出假设H1：
假设H1：中国上市公司政治关联会对企业定向增发的募集资金额产生影响，二者是正相关关系。
折价率是反映定向增发效果的另一重要方面。国外学者认为定向增发的高折价是发行公司对认购者风险的一种补偿。陈政[ 13 ]以2006—2007年实施非公开发行的上市公司为样本，对大小股东的利益冲突与协同对折价的影响进行了实证检验，发现大小股东的利益协同度越高则折价越低。李彬等[ 14 ]认为定向增发折价率是大股东支持的代理变量，以2006—2013年中国A股市场发生的定向增发并购上市公司为样本，研究得出定增折价率是大股东支持代理变量的结论，实证进一步验证了定向增发折价治理假说。章卫东和李德忠认为与大股东和关联投资者享有的定向增发折扣率相比，非关联投资者折扣率较低；另外，折扣率越低投资者获得的超额累计收益越高。
在现有文献中，研究政治关联与定向增发折价之间关系的文章较少。然而在我国，政治关联会对企业特别是国有企业产生影响，定向增发作为公司再融资方式，政治关联会对定向增发的影响不难想象。定向增发在发行后市场上普遍会有折价情况发生，但是也有部分企业出现了负折价即溢价的情况[ 15 ]。笔者了解到，企业的政治关联可以视为是一种“资源”，不论是企业还是投资者，这都是一个应该考虑的“有利”因素，而这一因素势必会影响到定向增发的折价率。虽然外国学者通过研究发现限期流动会影响定向增发的折价率，然而限期流动所导致的风险成本在我国会被政治关联这一“有利”因素在一定程度上抵销；另外，监督假说以普通大股东为基础认为监督成本会引起定向增发的折价普遍存在，但我国企业尤其是政治关联度高的企业的大股东与普通的大股东并不相同，使得监督假说会由于条件不适用而使效果减弱，导致折价率减小或出现溢价；此外，投资者认为企业的政治关联度越高越能够为企业带来一定的经济利益，进一步能够更加保障自身利益，进而使投资者有更强的认购动机，从而导致折价率减小。以上这些都使本文有理由认为政治关联对企业的折价率产生影响，而且随着政治关联度越高，定向增发折价率越小。所以，本文提出假设H2：
假设H2：中国上市公司的政治关联会对公司定向增发的折价率产生影响，并且二者是负相关关系。
三、研究设计
（一）样本来源
本文选择中国2010—2015年进行过定向增发A股的1 941个上市公司，剔除银行等金融类企业、无法获得或还未公布相关数据以及数据存在问题的上市公司，最终得到符合条件的定向增发新股的655家公司作为研究样本。样本的主要来源为Wind数据库和国泰安数据库以及根据相关信息（国泰安数据库、Wind数据库、巨潮资讯网）自行整理的数据。
（二）变量定义及模型
由于本文研究的两个研究目标为定向增发的募集资金额以及定向增发的折价率，所以本文分别对二者及相关变量等内容进行叙述。
关于假设H1的模型如下：
PTotPlam = ？琢1Ldr ？琢2SEr ？琢3Polcon ？琢4LNSize
？琢5SHSur ？琢6NPGr ？琢7FLEV ？琢8Debatr ？琢9FCc ？琢10MBRIr
？琢11BM ？着 （1）
募集资金额主要存在两种计量方式：预计募集资金总额与实际募集资金总额。本文认为相比实际募集总额，预计募集总额更能反映一个企业在作出决策过程中受到的政治关联的影响。因为实际募集资金总额是定向增发与市场实际相关联后的结果，而定向增发与市场实际相关联后对市场的影响不容易量化且受到多方面因素的影响，本文选择预计募集资金总额作为定向增发募集资金额（PTotPlam），使其作为因变量。
对于政治关联变量，本文采用Wind数据库中公司控制人类型（Polcon），建立哑变量作为政治关联的代理变量，其中个人、境外及其他为0，其他类型如国资委、地方政府等类型为1，此变量也是本文所关注的解释变量，通过这一变量来分析政治关联是否对所研究的对象产生影响及影响方向。
作为代表中小股东利益的独立董事，其在董事会中应对涉及到中小股东的决议进行表决，这些承担维护中小股东利益责任的独立董事应对定向增发的方案作出一定反应。相对来说，董事会中独立董事的比例（Ldr）和数量（Ldn）是比较容易度量公司对中小股东利益维护力度的代理变量，本文采纳了这一变量。
高管持股作为一种减轻公司代理问题的方式，在越来越多的企业开始实行，这可以使公司的代理成本降低。公司的业绩向好，高管持股意味着公司业绩尤其是股价的高低将直接影响到高级管理人员的自身利益，高管作为利益相关者会特别关注企业的业绩并为之作出努力，而定向增发对于公司股价的影响是显而易见的，所以本文利用高管持股比例（SEr）作为控制变量。
关于公司规模，在其他学者的研究中发现公司规模的大小会对信息不对称造成影响，但对于国内公司而言，其股权结构更复杂，交叉持股、多渠道持股使得国内公司信息不对称程度相对来说更高。本文引入公司总资产的自然对数以控制信息不对称程度（LNSize）。 由于大股东存在“掏空”上市公司的动机，国外有学者认为，大股东的“掏空”行为很大程度上能够在其认购比例中窥见一斑，若认购比例越高则其动机越强。本文利用大股东认购定向增发新股的比例来对大股东这一行为进行度量（SHSur）。
在定向增发计划制定时，公司成长性和财务风险等方面要素的评估会被考虑到计划制定之内，所以本文引入了营业收入增长率（MBRIr）、净利润增长率（NPGr）、财务杠杆（FLEV）、资产负债率（Debatr）。而是否有财务顾问则会影响到企业定向增发的制定，如筹资价格、发行数量等，同时也会在一定程度上降低企业信息不对称的影响程度，本文引入财务顾问为哑变量（FCc），0为不存在财务顾问，1为存在财务顾问。
关于假设H2的模型如下：
PD=？琢1Ldn ？琢2SEr ？琢3Polcon ？琢4LNSize ？琢5SHSur
？琢6NPGr ？琢7FLEV ？琢8Debatr ？琢9FCc ？琢10LNn ？琢11MBRIr
？琢12BM ？着 （2）
关于折价率（PD）的问题，学者已有研究并形成了一定成果，但鲜有研究政治关联对折价率影响的文章，本文以折价率为研究对象，探讨政治关联对于折价率会有怎样的影响。
虽然存在禁售期，但研究发现定向增发新股的发行数量会对股市中股本供给量造成影响，研究显示，公司的长期股价会下降，呈现低迷走势，所以本文采用了定向增发新股数量的自然对数（LNn）作为控制变量。
市账比（BM）作为衡量信息不对称的指标在相关研究中也有提及，本文引入这一指标作为控制变量来控制信息不对称带来的影响。其余变量均与之前定义介绍相同。
四、实证结果及分析
（一）样本描述统计
表1是对样本各变量进行描述的统计分析。表中显示，上市公司定向增发的募集资金平均值为14.43亿元，折价率平均值为13%，与美国股市私募发行折价率20%左右存在差别。大股东认购比例为22%，样本的大股东认购比例的标准差为0.35，说明上市公司大股东认购差异较大。独立董事占比平均值为37%，中位数为33%。
（二）回归结果及分析
表2列示了模型（1）的回归结果。政治关联是需要关注的变量，表中显示，政治关联与募集资金的关系为正向关系，且在5%的水平上显著，说明政治关联对于公司这种再融资行为有较为重要的影响，其系数为正，这说明二者之间的关系是正向的，并且在企业规模受到控制的前提下，国有企业的募集资金额较多。进一步分析发现样本中国有企业性质的公司为318家，其中存在大股东认购情况的公司为165家，约占一半。其他性质的企业为337家，其中存在大股东认购情况的公司为97家。本文现有结果并没有足够的证据支持“隧道挖掘”效应。因为若大股东存在掏空上市公司的动机且定向增发是实现其目的的手段，那么可能会有两种途径：一是通过定向增发高折价来攫取中小股东的利益；二是通过新股认购向公司注入劣质资产，其表现可能为公司定向增发对象含有较多大股东，但现有结果似乎并不支持这一理论。然而如何解释国有企业募集资金较多这一现象？本文认为，一方面，在中国特有国情下，政治关联较强的企业能够获得更多的政治资源，例如定向增发审批速度较快[ 16 ]，同样这种政治资源能够对这些公司募资有一定帮助；另一方面，对于政府而言，国有企业大多涉及国家的一些重要产业，决定了这些企业能够获得更多的关注和支持，这些企业往往也需要更多的资金进行发展和经营。对于市场方面，投资者更愿意相信国有企业能给其带来利益，而定向增发等事件通常说明企业需要投资发展，自然会有较多的投资者愿意认购，企业获得的资金越多，未来发展向好的可能性相对越大。再者，随着股权分置改革的推进，过去的一些问题得到解决和缓解，将提高企业的治理经营水平。综上所述，政治关联度与募集资金额二者呈现正相关关系，假设H1得证。
表3列示了模型（2）的回归结果。同样，政治关联也是我们所关注的变量。在表3中，大股东认购比例、营业收入增长率等变量是显著的。奇怪的是大股东认购比例的表现与其他研究并不一致，这一变量是显著的，然而其系数符号为负，说明大股东的认购比例与折价率是负相关的，即大股东认购比例越高，折价率越低，这似乎与以往研究相左。有研究指出，定向发行的对象不同对定向增发产生的影响也不同。有鉴于此，本文对定向增发的对象细分为大股东、大股东关联方以及机构投资者，再分别对数据进行回归。限于篇幅，本文没有列示相关表格结果。回归结果显示，当对大股东或大股东及其关联方进行定向增发时，大股东认购比例变量系数为正；当存在机构投资者时，其系数为负。这说明，对大股东进行定向增发时可能存在“隧道挖掘”效应。联系之前大股东认购比例的公司数量问题可以发现，似乎大股东更倾向于通过其关联方来施行对上市公司的“掏空”行为。结果显示机构投资者能在一定程度上遏制大股东的这种行为。
本文所关注的政治关联变量在模型（2）的回归结果显示，政治关联与折价存在负相关关系，然而其并没有通过显著性检验，表示定向增发折价与政治关联没有太多的联系，假设H2并不能得到支持。
虽然国有企业名义上都是国家所有，然而其实际控制人与管理者是有区别的，中央机关、国资委等机构控制下的国有企业政治关联程度是不同的，企业受到的影响自然也是不同的。有鉴于此，本文对于政治关联进行了更为详细的分类，依据Wind数据库控制人的分类，将控制人分为以下11种类型：中央国家机关ceg、中央国有企业cec、国资委sasac、地方政府log、地方国有企业loc、地方国资委Isasac、工会lu、集体企业col、大学un、个人per、境外及其他foro，对此引入10个虚拟变量，基础变量为境外及其他。将这10个变量代替模型（2）中变量Polcon，表4列示了回归结果。结果显示，多数控制人系数均不显著，说明这些变量与因变量之间关系不大，然而国资委变量却在5%的水平上显著，为什么会这样？经过分析，本文认为有如下原因：首先，国资委所控制的企业多为国家的关键性产业，例如通讯、航空、电力等，这些企业不仅以盈利为目的，也在很大程度上被赋予了一定的政治任务，他们将在各个关键领域内为国家经济、社会等方面的平稳运行贡献力量。其次，国资委对其所监管企业的国有资产有着监督责任，能够使其保值增值，加强管理，完善公司治理，负有推动经济结构的战略性调整与布局的职责，对企业责任人进行任免、业绩考核等。以上可以看出国资委对于其所控制的企业有着很大的影响力，而市场会对这些企业的政治关联作出一定反应。有研究显示折价率在某种程度上是对监督成本、调查成本、限制流动性及对于控制权地位巩固的补偿，相对于其他控制人，这些成本补偿是较小的，因此也就能在一定程度上解释其对定向增发折价的影响。除此之外，这些研究也从侧面解释了回归中为什么多数控制人变量系数为负，有研究认为我国存在较国外更低的折价。另外，中国定向增发存在低价发行的偏好，留给折价的空间自然就不会高。 然而，为什么政府、地方等直接控制的企业其变量系数却不显著？笔者认为，一方面，国资委的行政序列较高，国资委控制的企业获得各项资源比较容易，例如发改委和证监会对这些企业定向增发新股的通过和核准时间会有影响，行政序列较高控制人的公司通过率更高且更为快速，市场相对来说会更看好这些企业，然而这种看好是否参杂有其他动机不在本文的讨论范围之内。另一方面，相较于国资委，政府的主要职责在于关注及维护整个社会的运转情况。凯恩斯主义认为经济的“大市场，小政府”形态在我国还未形成，政府对于企业的影响是存在的，但这影响不会深入企业的方方面面，自然可能会与其他政治关联类型企业出现差别。市场也会认为相较于控制人是国资委的企业，其他控制人企业尤其是政府为控制人的企业效益并不是很好，或者说除却企业效益之外，政府还会赋予这些企业“其他任务”，这势必会对企业发展带来其他影响，有可能会抵销或掩盖这些企业的效益，控制人为政府的企业更可能被赋予维稳的任务，仅有的一些资源也会被这些“任务”所消耗，从这方面考虑，折价率影响没有通过统计显著性检验就在情理之中了。
五、稳健性检验
本文对回归模型进行了VIF方差膨胀因子检验，限于篇幅，没有列示相关表格。结果显示多数变量的方差膨胀因子均在7以内，说明不存在多重共线性。对于模型（2）pearson相关系数中所需要关注变量的相关系数不超过0.35且都通过了显著性检验。本文参考权力距离赋值对控制人变量进行了赋值，代替原有虚拟变量进行回归，限于篇幅，没有列示相关表格，与原结果基本一致，说明结果稳健。
六、结论和建议
本文对2010—2015年655个定向增发公司样本进行了检验，政治关联对于定向增发再融资确实存在影响。对于募集资金额，政治关联对于公司定向增发募资额是存在影响的，且二者为正向关系。根据结果本文认为国有企业的募集资金额较多。在中国，政治关联较强的企业能获得更多的资源，由于自身大多处于各自产业的关键地位等原因，加之对于市场，投资者可能更愿意相信国有企业能为其带来利益，但本文并不讨论这一利益的性质是什么，因此符合了本文的假设H1。对于折价率，政治关联对其影响并没有通过统计显著性检验，而经过替代变量的分析显示，控制人是国资委公司样本中的控制人变量反应系数唯一通过了统计显著性检验，表明并不是所有的政治关联都会影响到企业再融资行为，这可能与控制人类型以及控制人所肩负的责任有关；尽管国资委的职责是完善国有企业治理以提高企业公司价值，但它仍然是一个政府机构，这决定了它对于企业的影响是非市场性的，政治影响难以消除，但政治关联对于企业本身就是阻碍市场成熟的一个表现，假设H2部分得证。
本文认为，政治关联对定向增发的影响说明了在资本市场上存在企业机会不均等的现象，这对资本市场的发展和完善是不利的。一个完善的资本市场能够为公司成长提供许多机会，但定向增发中的政治关联影响无形中就将机会倾斜于那些政治关联性高的企业。政府可以从行政法规方面着手调节这一矛盾，如对国有企业和民营企业的定向增发实施不同的细则，通过定价基准日的确定，细化认购者资格规定，适当提高国有企业定向增发的门槛等方式来减轻二者的冲突。对于证监会，可以通过实施优先审查民营企业，加快其审批速度，对重点行业开通绿色通道帮助其尽快得到所需资金，对国有企业进行更加细致的审查等措施来消除二者的机会不均等；对于投资者而言，在认购定向增发新股时应该考虑到企业的政治关联，政治关联性较高的企业其政治优势带来利益是情理之中的，但也要看到企业折价率与政治关联的负相关性，建议投资者在进行认购时注意企业的这一性质，但不应过分看重政治关联对于企业的影响。虽然政治关联对于企业定向增发存在影响并可能带来短期利益，但由于禁售期的存在，投资者对于长期收益还需谨慎考虑。
【参考文献】
[1] MYERS S C，MAJLUF N S.Corporate financing and investment decisions when firms have information that investors do not have[J]. Journal of Financial Economics，1983，13（2）：187-221.
[2] HERTZEL M， SMITH R.Market discounts and shareholder gains for pacing equity privately[J].Journal of Finance，1993，48（2）：459-485.
[3] WRUCK K H.Equity ownership concentration and firm value：evidence frome private equity financings[J].Journal of Financial Economics，1989，23（1）：2-38.
[4] SILBER W L.Discounts on restricted stock：the impact of illiquidity on stock prices[J].Financial Analysts Journal，1991，47（4）：60-64.
[5] BARCLAY M J，HOLDERNESS C G，SHEEHAN D P.Private placements and managerial entrenchment[J].Journal of Corporate Finance，2007，13（4）：361-484.
[6] KRISHNAMURTHY S， SPINDT P， SUBRAMANIAM V，et al.Does investor identity matter in equity issues？ Evidence from private placements[J].Journal of Financial Intermediation，2005，14（2）：210-238.
[7] 章卫东，李德忠.定向增发新股折扣率的影响因素及其与公司短期股价关系的实证研究：来自中国上市公司的经验证据[J].会计研究，2008（9）：73-80.
[8] 郑琦.定向增发对象对发行定价影响的实证研究[J].证券市场导报，2008（4）：33-36.
[9] 章卫东.定向增发新股、整体上市与股票价格短期市场表现的实证研究[J].会计研究，2007（12）：63-68.
[10] 徐寿福.上市公司定向增发公告效应及其影响因素研究[J].证券市场导报，2015（5）：65-72.
[11] 章卫东.谨防控股股东在资产注入中向上市公司“注水”[J].会计之友，2012（7）：4-7.
[12] 张鸣，郭思永.大股东控制下的定向增发和财富转移：来自中国上市公司的经验证据[J].会计研究，2009（5）：78-86.
[13] 陈政.非公开发行折价、大小股东利益冲突与协同[J].证券市场导报，2008（8）：28-35.
[14] 李彬，潘爱玲，杨洋.大股东参与、定增并购主体关联与利益输送[J].经济与研究管理，2015（8）：107-115.
[15] 邓路，王亚成.控制权结构、信息不对称与定向增发[J].财贸经济，2012（4）：66-74.
[16] 杨星，田高良，司毅，等.所有权性质、企业政治关联与定向增发：基于我国上市公司的实证分析[J].南开管理评论，2016（1）：134-141.