申澤寧

(上海交通大學 安泰經(jīng)濟與管理學院，上海 200030)

1 文獻回顧與假設發(fā)展

風險投資機構對公司IPO以及績效表現(xiàn)的影響，文獻給出了兩種效應理論：以“認證假說”為主的正面效應理論和“逐名動機假說”為主的負面效應理論。

首先是正面效應理論。以Sahlman(1990)[1]為代表的“認證假說”表明，創(chuàng)業(yè)企業(yè)通常未能與市場的經(jīng)常性參與者建立聯(lián)系,無法建立聲譽,因此需要第三方提供認證。風險投資機構經(jīng)過復雜的前期盡調，選擇其認為有良好成長能力的公司。入股后，對企業(yè)進行了良好的監(jiān)督，能夠促進企業(yè)獲得更好的發(fā)展。Sahlman(1990)[1]認為風險投資機構與被投資企業(yè)之間存在雙向的篩選關系，風險投資機構進入被投資企業(yè)以后可以充當?shù)谌秸J證的角色，并讓被投資企業(yè)充分信任他們，改善公司的經(jīng)營管理情況。另外，從資源觀的角度出發(fā)，風險投資機構在資金、經(jīng)驗、管理、社會資源等方面的優(yōu)勢，也能夠有效幫助企業(yè)獲得更好的成長。從委托代理理論來看，風投機構作為重要的外部股東，也在一定程度上緩解了委托代理問題。

風投介入能夠發(fā)揮正向作用的理論目前已得到大量經(jīng)驗研究的支持。Chemmanur 和 Loutskina(2006)[2]發(fā)現(xiàn)，在IPO后上市公司的經(jīng)營過程中,風投機構通過對上市公司的監(jiān)督, 可進一步提高公司經(jīng)營績效。Bruton和Ahlstrom(2003)[3]、胡志穎等(2012)[4]的研究表明，在IPO前有風投支持的公司成長性更好，而在IPO之后兩者的差異逐漸減少。唐運舒和談毅(2008)[5]的研究表明，在控制盈余管理等因素之后，有風險投資機構參股的公司IPO后經(jīng)營業(yè)績與私募股權投資機構持股比例呈現(xiàn)同向變化，其業(yè)績要顯著好于沒有風險投資機構參股的公司。梁建敏和吳江(2012)[6]的研究也同樣證明了有風投支持的企業(yè)在IPO后的業(yè)績明顯要好于沒有風投介入的企業(yè)。李九斤(2015)[7]的研究表明，PE投資期限越長，被投資企業(yè)價值表現(xiàn)越好。王力軍和李斌(2016)[8]研究表明VC參股的IPO公司上市前成長性顯著優(yōu)于非VC參股公司。但是，現(xiàn)有研究立足于有風投和無風投的企業(yè)績效和成長性的對比，尚未涉及IPO前突擊入股的風投對公司績效和成長性的影響這一問題?；谝陨衔墨I回顧與理論分析，提出如下假設：

H1：相比于早期進入的風投，在IPO前風投資金的注入，對企業(yè)的成長性和績效起到正向作用。

其次是負面效應理論。“逐名動機假說”認為，年輕的風險投資公司有動機將企業(yè)盡早地推向資本市場，然后在公司成功IPO后迅速推出，從而建立自己的聲譽。這些風投追求短期利益，對企業(yè)的長期成長能力造成一定的侵蝕，也會造成IPO折價(Gompers，1996)。國內有相當一部分研究支持了“逐名動機假說”。賈寧和李丹(2011)的研究結果表明，IPO解禁后，有風投支持的企業(yè)業(yè)績下滑幅度顯著高于無風投支持的企業(yè),且長期績效下滑幅度與其風投機構的從業(yè)年限顯著負相關，證明了我國創(chuàng)投行業(yè)確實存在急功近利的傾向，風投機構為盡快實現(xiàn)投資收益、證明自己的實力，會促使其投資的企業(yè)過早上市,并且過度追求短期業(yè)績而對企業(yè)的長期發(fā)展造成一定負面影響。蔡寧(2016)從風投有無政治背景的角度來考察，發(fā)現(xiàn)有政治關聯(lián)的風投支持的公司在上市后的盈利能力、公司治理質量都要差于沒有政治關聯(lián)風投支持的公司，同樣證明了風投的“逐名動機”。

從提供增值服務的角度來說，風險投資機構參與企業(yè)時間越長、參與程度越高和監(jiān)管力度越大,對被投資企業(yè)價值的影響也越大。投資期限較長的風投,能更好地對被投資企業(yè)的經(jīng)營活動進行深入了解,他們不僅可在營運過程中積極參與,還會提供更多增值服務,也更有能力去改善被投企業(yè)的經(jīng)營策略并獲取收益。真正提供增值服務的風險投資機構，傾向于做好價值投資、強化過程監(jiān)控,切實幫扶創(chuàng)業(yè)企業(yè)釋放成長潛力、提高整體競爭力, 不會局限于某一次創(chuàng)業(yè)企業(yè)IPO成功后迅速減持套現(xiàn)、牟取短期利潤。然而目前我國風投行業(yè)魚龍混雜，一些機構打著風投的旗號，卻依靠關系與渠道運作創(chuàng)業(yè)企業(yè)上市，解禁后迅速減持從而獲得巨額利益?；谝陨侠碚摲治雠c文獻回顧，提出假設H2：

H2：相比于風投不是突擊入股的企業(yè)，風投突擊入股的企業(yè)在IPO后成長性和績效表現(xiàn)更差。

關于風投退出的研究，現(xiàn)有文獻多集中于風投背景的差異和擇機減持方面。羅煒等(2017)的研究表明，風投在減持時確實存在擇機減持的處置效應。吳翠鳳等(2012)的研究發(fā)現(xiàn)，風投減持之后,上市公司的創(chuàng)利和創(chuàng)現(xiàn)能力都顯著下降,并未發(fā)揮其強化公司治理的認證監(jiān)督與提升公司價值的作用，風投從介入到退出名利雙收。付朝干(2015)研究表明，在解禁期間,一般的風險投資行為并不具有向外部市場表明有關公司質量的信號。徐欣(2015)研究發(fā)現(xiàn)風險投資所持有公司的股份越少,企業(yè)上市后其退出的概率越大。方紅艷、付軍(2014)從風投機構退出方式選擇的角度出發(fā)，發(fā)現(xiàn)VC/PE投資時間越短、其成立時間越短、市場收益率越高時,通過IPO退出的概率越大。

IPO前，風險投資機構入股的時間在一定程度上反映了進入的動機。較早進入、IPO前持有時間較長的風投，看重企業(yè)良好的成長性和發(fā)展?jié)摿?，出于投資動機對企業(yè)進行價值投資，踐行了風投機構幫扶初創(chuàng)企業(yè)發(fā)展的投資理念，相對而言在限售股解禁后并沒有很強烈的立刻減持的動機。突擊入股的風投基于更強烈的投機動機，解禁后立刻減持套現(xiàn)的可能性也就越大，對企業(yè)的作用只是提供了短期的資金支持，難以提供更多的增值服務以及發(fā)揮監(jiān)督功能。從聲譽假說來看，風投機構急功近利的心態(tài)會驅使其在IPO前“快進”，同時也更有動力在解禁后“快出”。 由此，本文提出假設H3：

H3：上市前持股時間越短的風投，解禁后越傾向于立即減持。

2 數(shù)據(jù)與模型

2.1 樣本與數(shù)據(jù)來源

本文在數(shù)據(jù)選取上搜集了2009—2014年在創(chuàng)業(yè)板上市的有風投參股的公司，并剔除風投禁售期不是1年的樣本后共得到222個樣本公司，占2009—2014年所有創(chuàng)業(yè)板上市公司的54.68%。之所以選取截至2014年的數(shù)據(jù)，是因為需要考察公司上市后兩年的財務指標。之所以選取創(chuàng)業(yè)板的公司來進行考察，一是因為創(chuàng)業(yè)板公司有風投機構支持的比例相比于主板和中小板較高，二是因為創(chuàng)業(yè)板在2014年之前的上市要求中明確規(guī)定最近兩年營業(yè)收入增長率均不低于30%，體現(xiàn)出創(chuàng)業(yè)板公司均具有較好的成長性，便于在研究中對公司成長性指標進行對比。

風投在IPO前持股天數(shù)、投資金額等數(shù)據(jù)來自wind中國PE/VC庫，財務指標數(shù)據(jù)、上市公司前十大股東名單來自CSMAR數(shù)據(jù)庫，風投聲譽水平數(shù)據(jù)來自清科集團發(fā)布的《清科2016中國股權投資年度排名》。

經(jīng)統(tǒng)計，樣本公司IPO前風投持股平均時間為894天，中位數(shù)為725天(約2年)，最長者持有13年，最短者持有126天。風投機構平均投資1890萬元，賬面回報率平均為6.83倍。賬面回報率僅根據(jù)發(fā)行價進行計算，禁售期結束后，當風投開始著手減持時，回報率將進一步提高。表1對樣本公司IPO前風投持股時間進行了描述性統(tǒng)計。

表1 有風投支持的創(chuàng)業(yè)板公司IPO前風投持股時間的描述性統(tǒng)計

根據(jù)IPO前風投持股時間的長短，將樣本公司分為兩組，分組的臨界值為中位數(shù)725天。一般情況下，公司從申報到上市需要經(jīng)歷一定的審核時間。通常，在上市前兩年進入的風投有一定的突擊入股嫌疑，出于投機動機，對公司的成長性可能會造成一定的負面影響。而在兩年前投資的風投是基于公司良好的成長性和未來的發(fā)展進行投資的，出于投資動機，會履行風投的認證和監(jiān)督功能。表2為按照風投持股時間劃分后樣本公司的行業(yè)分布情況， 可知風投投資的領域多集中在計算機、通信、軟件以及醫(yī)藥制造等新興行業(yè)。

表2 風投支持的公司行業(yè)分類情況

2.2 研究設計與變量定義

對風投“快出”的認定標準，參考羅煒等(2017)的做法：在風投所持限售股變成流通股之后的一個季度，如果風投機構名稱不再出現(xiàn)在公司季報中披露的前十大股東名單里，則認為風投機構將股票進行了全部減持，表現(xiàn)出了“快出”的動機。

經(jīng)統(tǒng)計，在考察的222家有風險投資機構支持且禁售期為1年的樣本公司中，共有271家風險投資機構參與，投資事件495起。其中，解禁后立刻全部減持的投資事件共有193起，占總投資事件的38.98%。只有一家風投參與的樣本公司共有70家，有多家風投參與的公司共有152家。對于有多家風投參與的公司，本文規(guī)定，若有風投在解禁后出現(xiàn)“快出”行為,則將該公司歸類為有“快出”風投的樣本，該類企業(yè)共有103家。根據(jù)前面的理論分析與假設發(fā)展，構建二元logistic回歸模型對假設H3進行檢驗：

模型(1)中被解釋變量Y代表風投“快出”事件，若風投在解禁后體現(xiàn)出“快出”行為，則Y取值為1，否則取值為0。解釋變量為IPO前風投持股時間(PEtime)。無論被投企業(yè)接受的風險投資為單一投資還是多家聯(lián)合共同投資，都以第一家風投進入企業(yè)的時間起算?？刂谱兞糠矫妫刂屏私饨斈甑馁Y產(chǎn)負債率(Lev)、凈資產(chǎn)收益率(ROE)和成長能力(銷售收入增長率Sale_Growth)、企業(yè)上市時年齡(LnAge)和企業(yè)規(guī)模(LnAsset),并引入行業(yè)虛擬變量(Ind)和年度虛擬變量(Year)，對樣本進行行業(yè)和年度控制。若回歸結果與假設H3相符，則PEtime對應的系數(shù)ɑ1應為負。變量定義和描述性統(tǒng)計如表3所示。

表3 模型(1)中變量的定義和描述性統(tǒng)計

3 結果與分析

3.1 “快進”的風投對企業(yè)績效及成長性的影響

運用均值T檢驗的方法對風投快進與非快進的樣本進行績效和成長性的對比，如表4所示。選取營業(yè)收入增長率、總資產(chǎn)增長率、營業(yè)利潤增長率和凈資產(chǎn)收益率，對比風投持股短與風投持股長的公司在上市前兩年(T-2)、上市前一年(T-1)、上市當年(T)、上市后第一年(T+1)、上市后第二年(T+2)的成長性與業(yè)績指標。由均值T檢驗的結果可知，在上市前兩年以及上市當年，風險投資機構對公司進行的資金注入確實對公司的成長起到了顯著的支持作用，假設H1得到了驗證。

但是，上市后兩年，這種優(yōu)勢不復存在。T+2年，早期獲得風投支持的企業(yè)營業(yè)收入增長率、總資產(chǎn)增長率、營業(yè)利潤增長率、凈資產(chǎn)收益率指標均值均未表現(xiàn)出顯著差異。如圖1所示，在T+2年，風投“非快進”企業(yè)的營業(yè)收入增長率均值反而超越了風投“快進”的企業(yè)，凈資產(chǎn)收益率也更加接近。換言之，雖然IPO后企業(yè)的成長性和業(yè)績都在下降，但是風投突擊入股的企業(yè)成長性和業(yè)績下降的幅度更大，也更為迅速。

表4 風投支持企業(yè)上市前后成長性及績效指標比較

圖1 風投持股企業(yè)上市前后財務指標比較

進一步運用均值T檢驗方法進行分析，比較了樣本公司成長性及績效在IPO前后的變化。成長性方面，如表5 Panel A所示，風投“快進”和“非快進”的企業(yè)在上市當年(T)和上市第一年(T+1)，相比于上市前兩年(T-2)，營業(yè)收入增長率都發(fā)生了大幅度的下滑，證明了公司在IPO后的業(yè)績變臉。但是，風投“快進”的企業(yè)，下滑的幅度顯著大于風投“非快進”的企業(yè)。在上市后的第二年(T+2),風投“非快進”的企業(yè)營業(yè)收入增長率出現(xiàn)了反轉，即相比于T+2年，營業(yè)收入增長率的下滑幅度由-26.473 0縮小到-15.795 6，表現(xiàn)出了成長性明顯改善的跡象，而風投“快進”的企業(yè)則沒有出現(xiàn)反轉的跡象。說明風投“非快進”的企業(yè)確實表現(xiàn)出了相對更好的成長性，假設H2得到了驗證。

表5 風投支持企業(yè)上市前后成長性及績效指標的變化情況

績效方面，樣本公司凈資產(chǎn)收益率在IPO前后的變化情況如表5 Panel B所示，均值T檢驗在1%的水平上顯著，說明有“快進”風投的企業(yè)，雖然在上市前的注資為企業(yè)IPO前帶來亮麗的財務表現(xiàn)，但是IPO后盈利能力大幅度下降，而風投“非快進”的企業(yè)，績效下滑的程度則顯著較小。假設H2得到驗證。

3.2 風投“快進”與“快出”行為的關系

下面考察IPO前風投持股時間的長短與風投在限售股解禁后是否“快出”的關系。表6給出了模型(1)主要變量的相關性系數(shù)表，表明各變量之間不存在顯著的線性相關關系。

表6 主要變量的相關系數(shù)

模型(1)的回歸結果如表7所示。多變量的回歸顯示，PEtime的系數(shù)為-0.000 5，z值為-1.96，在5%的顯著性水平上顯著，說明IPO前風投持股時間越長，越不傾向于在解禁后立刻全部減持。也就是說，那些突擊入股的風投在解禁后更傾向于立刻全部減持，體現(xiàn)出“快進快出”的投機動機。假設h3得到驗證?？刂谱兞糠矫?，解禁當年的凈資產(chǎn)收益率、銷售收入增長率與風投是否立刻減持沒有體現(xiàn)出顯著的相關關系，即風投減持與否與公司的業(yè)績和成長能力沒有直接關系,這與汪強(2012)描述性統(tǒng)計的結論一致。

表7 模型(1)回歸結果

進一步，考察不同聲譽水平的風投解禁后是否迅速減持的情況。按照“逐名動機假說”，聲譽低的風投傾向于通過IPO項目的順利退出，向外界證明自身的投資能力，此類風投更傾向于解禁后迅速減持。參照清科集團發(fā)布的《清科2016中國股權投資年度排名》，如果IPO前參股的風投機構名稱在PE或VC年度排名前五十，則認為該公司為高聲譽風投參股的樣本，反之則為低聲譽風投參股的樣本。

表8報告了區(qū)分風投高低聲譽子樣本的二元Logistic回歸結果，發(fā)現(xiàn)“快進”的風投在解禁后更有“快出”傾向的結論在高聲譽風投子樣本中并不顯著，而在低聲譽風投的子樣本中在10%水平顯著。說明“快進快出”的投機心理在低聲譽風投中更加明顯，進一步證明了聲譽假說。

其他風投特征方面，考察了券商直投的“快進快出”行為。近年來，部分券商直投利用信息優(yōu)勢，在其保薦公司上市前突擊入股的行為曾一度成為市場關注的焦點。將樣本分為券商直投參股和非券商直投參股兩個子樣本。在全樣本222家公司中，有37家公司有券商直投參股，其中在解禁后“快出”的有19家，占比51.35%，而非券商直投參股公司185家中“快出”風投占比為44.86%，從占比來看券商直投“快出”概率相對更大。實證檢驗方面，表9報告了模型(1)的回歸結果，沒有得到券商直投“快進快出”傾向明顯的結論。

表8 高聲譽風投與低聲譽風投回歸結果

表9 券商直投與非券商直投參股樣本的回歸結果

公司特征方面，考察公司大股東持股比例的大小對參股風投“快進快出”行為的影響。表10報告了按公司股權集中度高低劃分樣本的回歸結果，發(fā)現(xiàn)在股權集中度高的樣本中風投更傾向于“快進快出”，而在股權集中度低的樣本中不顯著。大股東持比例高意味著公司股權集中度較高，公司的控制權掌握在少數(shù)人手中，此時風投股東的話語權較低，其對公司發(fā)揮認證、監(jiān)督功能的空間較小。換言之，其介入公司并非是為了獲得公司經(jīng)營決策的話語權，而是為了在公司IPO的過程中獲取經(jīng)濟利益。而大股東持股比例較低的公司，股權相對分散，風投股東參與公司經(jīng)營決策的空間大，所以不急于在解禁后立刻減持。

表10 按大股東持股比例高低劃分樣本的回歸結果

3.3 穩(wěn)健性檢驗

為檢驗本文結論的穩(wěn)健性，本文做了如下工作：

(1)將模型(1)中的成長性指標替換為營業(yè)利潤增長率(Profit_Growth)和總資產(chǎn)增長率(Asset_Growth)，重新回歸后依然表現(xiàn)不顯著，說明風投的快出對公司的成長性沒有信號作用。

(2)對于風投聲譽水平的度量，借鑒Gompers(1996)[9]的做法，采用投資時風投機構的成立年限來度量，并以中位數(shù)切分樣本為高、低聲譽兩組，重新回歸模型(1)，結果顯示低聲譽風投子樣本“快進快出”傾向更明顯，與前面的結論保持一致。

(3)對樣本數(shù)據(jù)中的連續(xù)變量進行1%和99%的Winsorize處理,然后重新對以上模型進行回歸, 結果與之前的回歸結論相同。

4 研究結論

本文認為，從監(jiān)管的角度來說，有必要對風投的快進快出行為采取一定的監(jiān)管措施，以打擊風投的過度投機行為。若IPO前持股時間較短，可考慮適當延長限售期，形成反向掛鉤機制。對于擬上市公司，應科學適度地引入風投機構，盡量避免與風投機構簽訂盡快上市的協(xié)議，以減輕對公司長期業(yè)績和成長性的侵蝕。