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    退出不確定性與風(fēng)險資本辛迪加聯(lián)合投資—基于中國IPO暫停的準(zhǔn)自然實驗

    2018-10-11 02:58:10周方召
    財經(jīng)研究 2018年10期
    關(guān)鍵詞:不確定性意愿變量

    付 輝,周方召

    (江南大學(xué) 商學(xué)院,江蘇 無錫 214122)

    一、引 言

    辛迪加聯(lián)合投資是金融市場中非常普遍的投資形式,往往可以綜合發(fā)揮參與聯(lián)合投資機構(gòu)的資源優(yōu)勢,更好地實現(xiàn)投資效率。在風(fēng)險投資實踐中,風(fēng)投機構(gòu)往往也會選擇辛迪加聯(lián)合投資的形式,表現(xiàn)為兩家或者更多的風(fēng)投機構(gòu)同時投資一個創(chuàng)業(yè)項目。現(xiàn)有文獻(Admati和Pfleiderer,1994;Lerner,1994;Lockett和 Wright,2001;Kaplan 和 Str?mberg,2003)指出,風(fēng)投機構(gòu)采取辛迪加聯(lián)合投資的經(jīng)濟優(yōu)勢主要表現(xiàn)為:(1)項目選擇假說。辛迪加聯(lián)合投資意味著參與聯(lián)合投資的風(fēng)投機構(gòu)已達成一致意向,共同投資某一個創(chuàng)業(yè)項目是風(fēng)投機構(gòu)發(fā)揮各自綜合評判優(yōu)勢的選擇結(jié)果。這反映了對項目前景的一致性預(yù)期,有利于提高風(fēng)投機構(gòu)挑選到好項目的可能性,降低投資失敗的概率。(2)項目增值假說。辛迪加聯(lián)合投資更有利于風(fēng)投機構(gòu)充分挖掘和利用各自的優(yōu)勢資源,以更好地發(fā)揮增值職能,促進被投資企業(yè)成長。(3)交易機會假說。風(fēng)投機構(gòu)積極與其他風(fēng)投機構(gòu)合作,參與辛迪加聯(lián)合投資活動,有更多機會挑選到發(fā)展?jié)摿玫膭?chuàng)業(yè)項目。(4)還有其他一些觀點,如辛迪加聯(lián)合投資有助于風(fēng)投機構(gòu)分散和規(guī)避投資風(fēng)險、增加談判力(Wang和Wang,2012)、掌握一定控制權(quán)甚至有助于緩解代理問題等。綜上所述,已有研究的基本觀點是,風(fēng)投機構(gòu)積極地采取辛迪加聯(lián)合投資形式,既可以主動接觸更多的創(chuàng)業(yè)企業(yè),又可以更好地發(fā)揮辛迪加聯(lián)合投資優(yōu)勢,從而實現(xiàn)更好更快的投資回報。但已有研究卻無法很好地解釋風(fēng)投機構(gòu)在不同國家和地區(qū)采取辛迪加聯(lián)合投資比例的差異,①Brander等(2002)基于加拿大數(shù)據(jù)的分析顯示,1997年風(fēng)投機構(gòu)采取辛迪加聯(lián)合投資的比例高達60%;Wright和Lockett(2003)發(fā)現(xiàn)在歐洲,2001年風(fēng)投機構(gòu)采取辛迪加聯(lián)合投資的比例為30%,而在美國則高達60%。下文中描述性統(tǒng)計結(jié)果顯示,中國2002?2015年風(fēng)險投資機構(gòu)采取辛迪加聯(lián)合投資的比例為32.4%。以及在不確定性條件下采取辛迪加聯(lián)合投資意愿的差異。

    風(fēng)險投資機構(gòu)作為創(chuàng)業(yè)企業(yè)最主要的資金提供者,其投資過程可以劃分為三個階段:(1)“投”階段:選擇創(chuàng)業(yè)項目,為其提供所需的資金;(2)“管”階段:參與企業(yè)管理,發(fā)揮監(jiān)督增值職能,促進創(chuàng)業(yè)企業(yè)成長;(3)“退”階段:待被投資企業(yè)發(fā)展到一定階段之后,風(fēng)投機構(gòu)選擇退出,獲取投資收益。由此,風(fēng)險投資機構(gòu)的投資實踐活動遵循“價值發(fā)現(xiàn)?價值創(chuàng)造?價值實現(xiàn)”(李曜和王秀軍,2015)的完整流程,不斷尋找創(chuàng)業(yè)項目并開展新一輪投資服務(wù),進而形成“投管退”三部曲循環(huán)。這意味著在選擇創(chuàng)業(yè)項目并決定是否采取辛迪加聯(lián)合投資形式時,風(fēng)險投資機構(gòu)需要考慮整個“投管退”過程,而“退”階段是風(fēng)投機構(gòu)實現(xiàn)投資回報最為關(guān)鍵的環(huán)節(jié)。由此,本文關(guān)注的核心問題是,退出不確定性如何影響風(fēng)投機構(gòu)的辛迪加聯(lián)合投資行為。

    需要指出的是,被投資企業(yè)成功首次公開上市發(fā)行(Initial Public Offerings,簡稱IPO)是風(fēng)投機構(gòu)獲取投資回報而實現(xiàn)成功退出的最理想的方式(Sahlman,1990;Brau等,2003;Bayar和Chemmanur,2011;Tian和Wang,2014)。也有文獻將公開上市和并購作為風(fēng)投機構(gòu)成功退出的方式(Gompers和 Lerner,2000;S?rensen,2007;Bottazzi等,2008;Tian,2011)。而自 1994 年以來,中國證監(jiān)會先后九次實行了IPO暫停政策。一旦暫停IPO,創(chuàng)業(yè)企業(yè)在中國公開發(fā)行股票的通道被關(guān)閉,風(fēng)投機構(gòu)的退出渠道受阻,退出不確定性加劇。在此期間,風(fēng)投機構(gòu)的退出渠道就變?yōu)楸煌顿Y企業(yè)去海外公開上市,或者被并購、回購,或者等待IPO重啟之后在國內(nèi)上市。因此,IPO暫停這一外生的準(zhǔn)自然實驗為我們提供了很好地測度風(fēng)投機構(gòu)退出不確定性的機會。

    中國證券市場相對并不成熟,存在IPO暫停的政策沖擊,使得風(fēng)投機構(gòu)面臨的退出不確定性加劇。風(fēng)投機構(gòu)的投資實踐活動往往遵循“投管退”三個階段的完整循環(huán)流程,最終形成持續(xù)穩(wěn)定的投資回報收入流。一旦IPO退出受阻,則退出不確定性加劇,風(fēng)投機構(gòu)的“投管退”循環(huán)鏈條會中斷,從而無法順利獲得正常的投資回報。這可能導(dǎo)致兩個方面的后果:一方面,風(fēng)投機構(gòu)完整的投資流程受阻,影響其新項目的投資能力;另一方面,風(fēng)投機構(gòu)對投資項目風(fēng)險的要求更加嚴(yán)格,對“好企業(yè)”的篩選更加挑剔。由此,風(fēng)投機構(gòu)的投資意愿和積極性可能會降低,表現(xiàn)為投資資金規(guī)模減小等。另外,風(fēng)投機構(gòu)采取辛迪加聯(lián)合投資的概率可能也會降低。

    本文利用中國IPO暫停這一外生政策沖擊作為準(zhǔn)自然實驗,衡量風(fēng)投機構(gòu)的退出不確定性,實證檢驗退出不確定性對風(fēng)投機構(gòu)采取辛迪加聯(lián)合投資的影響。研究結(jié)果表明:退出不確定性加劇會降低風(fēng)投機構(gòu)采取辛迪加聯(lián)合投資的可能性,也會降低風(fēng)投機構(gòu)的投資意愿,創(chuàng)業(yè)企業(yè)獲得的融資規(guī)模會顯著降低;風(fēng)投機構(gòu)采取辛迪加聯(lián)合投資方式及其投資意愿對風(fēng)投機構(gòu)的退出結(jié)果存在積極的影響,這意味著退出不確定性加劇最終會對風(fēng)投機構(gòu)的退出結(jié)果產(chǎn)生負向影響。

    本文可能的貢獻與創(chuàng)新主要體現(xiàn)在:第一,現(xiàn)有文獻更多地側(cè)重于風(fēng)投機構(gòu)在“投”階段的辛迪加聯(lián)合投資本身,而本文基于風(fēng)投機構(gòu)在投資實踐活動中“價值發(fā)現(xiàn)?價值創(chuàng)造?價值實現(xiàn)”完整循環(huán)流程的視角,研究了退出不確定性對風(fēng)投機構(gòu)辛迪加聯(lián)合投資行為的可能影響。第二,本文立足于中國市場情境與制度特色,采用IPO暫停政策沖擊這一準(zhǔn)自然實驗來度量風(fēng)投機構(gòu)面臨的退出不確定性,深入考察了退出不確定性對風(fēng)投機構(gòu)辛迪加聯(lián)合投資行為的影響及經(jīng)濟后果。第三,與現(xiàn)有文獻基于風(fēng)險投資的項目選擇、項目增值、交易機會以及風(fēng)險規(guī)避等視角不同,本文從退出不確定性角度分析了風(fēng)投機構(gòu)的辛迪加聯(lián)合投資行為,豐富和擴展了這個領(lǐng)域的研究視角和思路。

    二、文獻綜述

    大量文獻研究表明,傳統(tǒng)的金融機構(gòu)并不是創(chuàng)業(yè)企業(yè)獲取融資的便利渠道。而風(fēng)險投資彌補了傳統(tǒng)金融機構(gòu)“信貸配給”的市場空缺,投資創(chuàng)業(yè)企業(yè),參與企業(yè)管理,發(fā)揮增值職能,促進企業(yè)成長。辛迪加聯(lián)合投資是風(fēng)投機構(gòu)最典型的投資行為,這里的文獻綜述主要圍繞辛迪加聯(lián)合投資行為及其經(jīng)濟后果兩個方面展開。

    (一)風(fēng)投機構(gòu)辛迪加聯(lián)合投資

    作為擁有信息的金融中介,風(fēng)險投資機構(gòu)采取辛迪加聯(lián)合投資,其優(yōu)勢體現(xiàn)在:在聯(lián)合投資過程中共同篩選創(chuàng)業(yè)項目,有助于增加選中好項目的可能性(Lerner,1994;Brander等,2002;Cumming,2006;Casamatta和 Haritchabalet,2007;Cestone等,2007;Cumming 等,2010;Dimov 和Milanov,2010),更好地發(fā)揮選擇職能;辛迪加聯(lián)合投資還有助于風(fēng)投機構(gòu)充分利用各自的專業(yè)優(yōu)勢資源,更好地發(fā)揮監(jiān)督增值職能(Lerner,1995;Sorenson 和 Stuart,2000;Fritsch 和 Schilder,2008;Meuleman等,2009);此外,出于分散化投資和風(fēng)險規(guī)避,風(fēng)投機構(gòu)也會采取辛迪加聯(lián)合投資(Bygrave,1987;Lerner 1994;Lockett和 Wright,2001;Kaiser和 Lauterbach,2007;Checkley,2009)。

    對風(fēng)險投資機構(gòu)來說,辛迪加聯(lián)合投資也是具有吸引力的投資策略:首先,辛迪加聯(lián)合投資可以彌補自身獨立投資時相關(guān)資源的匱乏和專業(yè)能力的不足,還可以主動參與、接觸并投資更多的創(chuàng)業(yè)項目,更加充分利用和發(fā)揮所有投資者在選擇項目、發(fā)揮增值職能方面的專業(yè)能力(Bygrave,1987);其次,通過參與辛迪加聯(lián)合投資,既可以與更多的風(fēng)投機構(gòu)同行建立合作關(guān)系,也可以通過投資項目的良好業(yè)績表現(xiàn)來更快更好地建立市場聲譽,有助于今后向一般合伙人募集基金(Podolny,2001;Milanov 和 Shepherd,2008)。

    也有部分文獻開始關(guān)注投資環(huán)境、法律環(huán)境以及制度環(huán)境等因素對風(fēng)投機構(gòu)辛迪加聯(lián)合投資行為的影響。比如,Cumming等(2005)指出,被投資企業(yè)IPO退出的流動性風(fēng)險會影響風(fēng)投機構(gòu)的投資行為,當(dāng)獲取投資回報的流動性風(fēng)險較高時,風(fēng)投機構(gòu)傾向于選擇辛迪加聯(lián)合投資形式,通過充分利用聯(lián)合投資形式,可以更好地選擇具有發(fā)展?jié)摿Φ膭?chuàng)業(yè)項目,并更加充分地發(fā)揮各自的增值服務(wù)專業(yè)職能,以降低潛在的投資風(fēng)險。Cumming等(2010)使用美洲、歐洲和亞洲9個國家的數(shù)據(jù),研究了法律制度環(huán)境對風(fēng)投機構(gòu)投資行為的影響,實證發(fā)現(xiàn)更好的法律制度環(huán)境有助于風(fēng)投機構(gòu)發(fā)揮項目篩選、信息分享、共同決策以及價值增值職能,更愿意采取辛迪加聯(lián)合投資形式。Liu和Tian(2017)認為辛迪加聯(lián)合投資是有成本的,股票價格信息的有效性會影響風(fēng)投機構(gòu)的辛迪加聯(lián)合投資和分階段投資行為;當(dāng)股票價格信息的有效性較高時,風(fēng)投機構(gòu)可以很好地進行市場學(xué)習(xí)和獲知相關(guān)信息,從而傾向于獨立投資。Tian和Ye(2017)則研究發(fā)現(xiàn),經(jīng)濟政策不確定性會降低風(fēng)投機構(gòu)的投資意愿,并對其投資績效表現(xiàn)產(chǎn)生負向影響。

    Casamatta和Haritchabalet(2007)指出,風(fēng)投機構(gòu)是否采取辛迪加聯(lián)合投資形式,主要基于兩個方面的權(quán)衡:(1)采取辛迪加聯(lián)合投資,可以充分發(fā)揮各自的信息優(yōu)勢,更好地識別和判斷投資項目,更有利于利用各自優(yōu)勢發(fā)揮增值職能。(2)辛迪加聯(lián)合投資也是有成本的(Liu和Tian,2017),會使項目的部分剩余收益被其他投資者分享;同時,辛迪加聯(lián)合投資也可能引發(fā)投資者之間在價值增值方面存在道德風(fēng)險問題??傮w來看,現(xiàn)有文獻大多從項目選擇假說、項目增值假說和風(fēng)險分擔(dān)假說的視角,解釋風(fēng)投機構(gòu)選擇辛迪加聯(lián)合投資形式的潛在動機。本文則從風(fēng)投機構(gòu)面臨退出不確定性的視角,發(fā)現(xiàn)退出不確定性加劇會降低風(fēng)投機構(gòu)采取辛迪加聯(lián)合投資的積極性。

    (二)辛迪加聯(lián)合投資的經(jīng)濟后果

    對于辛迪加聯(lián)合投資的經(jīng)濟后果,現(xiàn)有文獻存在一定爭議。大量文獻研究表明,辛迪加聯(lián)合投資有助于被投資企業(yè)的成長(Brander等,2002;Giot和 Schwienbacher,2007;De Clercq 和Dimov,2008;Nahata,2008;Das等,2011)。Fleming(2004)基于澳大利亞數(shù)據(jù)的研究卻得到相反的結(jié)論。Tian(2012)研究指出,風(fēng)投機構(gòu)采取辛迪加聯(lián)合投資形式對創(chuàng)業(yè)企業(yè)在兩個維度有增值貢獻:第一,辛迪加聯(lián)合投資有助于提高被投資企業(yè)的產(chǎn)品市場價值,幫助被投資企業(yè)發(fā)展創(chuàng)新;第二,辛迪加聯(lián)合投資有助于提高被投資企業(yè)IPO的可能性以及IPO之后的市場估值。

    陸瑤等(2017)使用2000?2012年風(fēng)險投資支持的上市公司數(shù)據(jù),發(fā)現(xiàn)與獨立投資形式相比,風(fēng)投機構(gòu)采取辛迪加聯(lián)合投資形式會使被投資公司表現(xiàn)出更強的創(chuàng)新能力。胡劉芬和沈維濤(2014)采用具有風(fēng)投背景的滬深A(yù)股企業(yè)樣本,發(fā)現(xiàn)辛迪加聯(lián)合投資形式對風(fēng)投機構(gòu)的投資績效具有負向影響。一方面,風(fēng)投機構(gòu)對于好項目往往傾向于獨立投資,對于質(zhì)量適中的項目傾向于采取辛迪加聯(lián)合投資形式;另一方面,辛迪加聯(lián)合投資可能會降低責(zé)任感,加重委托代理問題,從而無法很好地發(fā)揮價值增值職能。胡劉芬和周澤將(2017)以1998?2015年中國風(fēng)險投資市場上的首輪投資事件為樣本,研究發(fā)現(xiàn)風(fēng)投機構(gòu)的網(wǎng)絡(luò)關(guān)系會提高辛迪加聯(lián)合投資的可能性,但是這種以社會交換為目標(biāo)的辛迪加聯(lián)合投資形式降低了項目的投資績效。

    三、數(shù)據(jù)和變量

    (一)數(shù)據(jù)來源

    本文選取2002年1月1日至2015年12月31日風(fēng)險投資機構(gòu)投資創(chuàng)業(yè)企業(yè)的事件,以投資事件發(fā)生時中國證券市場是否處于IPO暫停狀態(tài)來衡量風(fēng)投機構(gòu)的退出不確定性,考察風(fēng)投機構(gòu)在投資項目時面臨的退出不確定性對其辛迪加聯(lián)合投資行為的影響及經(jīng)濟后果。我們根據(jù)清科私募通數(shù)據(jù)庫提供的投資事件信息,獲得了風(fēng)投機構(gòu)投資和創(chuàng)業(yè)企業(yè)融資兩個方面的數(shù)據(jù)。

    在風(fēng)投機構(gòu)投資數(shù)據(jù)中,本文關(guān)注的對象是:在每一個投資事件中,每一個風(fēng)投機構(gòu)的相關(guān)信息識別,即辛迪加聯(lián)合投資中的領(lǐng)投者還是跟投者,抑或是獨立投資者身份,最終獲得了24 086個投資樣本。在創(chuàng)業(yè)企業(yè)融資數(shù)據(jù)中,本文關(guān)注的對象是:創(chuàng)業(yè)企業(yè)每一次融資的具體情況,包括風(fēng)投機構(gòu)是否采用辛迪加聯(lián)合投資形式、融資規(guī)模等,最終獲得了14 661個融資樣本。圖1展示了風(fēng)投機構(gòu)投資和創(chuàng)業(yè)企業(yè)融資樣本的年度分布情況。

    圖1 風(fēng)投機構(gòu)投資和創(chuàng)業(yè)企業(yè)融資樣本的年度分布情況

    (二)退出不確定性

    中國股票市場建立以上海證券交易所在1990年12月19日開業(yè)為標(biāo)志,自1994年7月21日第一次IPO暫停以來,已經(jīng)發(fā)生九次IPO暫停,其中有五次發(fā)生在本文所考察的投融資事件的時間區(qū)間內(nèi),具體情況見表1。

    表1 中國滬深股市2002?2015年IPO停發(fā)回顧

    2015年中國股市經(jīng)歷了暴跌,在短短20個交易日內(nèi)從5 100多點跌至3 100點附近。監(jiān)管部門出臺多種救市措施,包括暫緩新股發(fā)行。但在此期間,市場對IPO重啟較為樂觀,九月份市場上還曾傳聞IPO將迅速重啟。本文將2015年IPO暫緩發(fā)行與前面四次IPO暫停做區(qū)分處理,只將2015年以前的IPO暫停作為風(fēng)投機構(gòu)面臨退出不確定性的準(zhǔn)自然實驗。

    在風(fēng)險投資機構(gòu)的投資實踐活動中,“價值發(fā)現(xiàn)?價值創(chuàng)造?價值實現(xiàn)”的“投管退”完整流程影響其投資決策行為。IPO暫停對風(fēng)投機構(gòu)的影響主要體現(xiàn)為造成其“投管退”循環(huán)鏈條的中斷,可能改變其投資意愿與行為。風(fēng)投機構(gòu)往往具有聯(lián)合投資和分階段投資的行為特征,其投資資金往往分布在不同發(fā)展階段的企業(yè),表現(xiàn)為投資項目分別處于“投”“管”“退”不同流程,從而形成風(fēng)投機構(gòu)“將募集的資金進行投資,退出后取得投資回報”的循環(huán)鏈條。一旦IPO暫停,風(fēng)投機構(gòu)的退出會受到影響,導(dǎo)致其“投管退”循環(huán)鏈條的中斷,從而可能影響其整個投資實踐和決策行為。

    本文以風(fēng)投機構(gòu)投資創(chuàng)業(yè)企業(yè)事件發(fā)生時,中國證券市場是否處于IPO暫停狀態(tài)(不包括2015年IPO暫緩事件),衡量風(fēng)投機構(gòu)面臨的退出不確定性。具體而言,創(chuàng)業(yè)企業(yè)在某一輪融資過程中接受風(fēng)投機構(gòu)投資時,若處于2015年以前的IPO暫停期間,則suspen取值為1,表示風(fēng)投機構(gòu)在投資時面臨的退出不確定性加??;否則,suspen取值為0。

    (三)風(fēng)險投資辛迪加聯(lián)合投資

    本文選取了5個指標(biāo)來衡量風(fēng)險投資的辛迪加聯(lián)合投資行為:(1)在創(chuàng)業(yè)企業(yè)融資樣本中,對于每一輪融資,若獲得兩家及以上的風(fēng)投機構(gòu)聯(lián)合投資,則syndica取值為1,否則syndica取值為0;(2)在創(chuàng)業(yè)企業(yè)融資樣本中,使用在某一輪融資中參與投資的風(fēng)投機構(gòu)數(shù)目sydicnum來衡量,取值為1表示風(fēng)投機構(gòu)獨立投資,取值大于或等于2則表示辛迪加聯(lián)合投資;(3)在風(fēng)投機構(gòu)投資樣本中,對于風(fēng)投機構(gòu)參與的每一項投資,若風(fēng)投機構(gòu)是領(lǐng)投者身份,則leaderdum取值為1,否則leaderdum取值為0;(4)在風(fēng)投機構(gòu)投資樣本中,若風(fēng)投機構(gòu)是跟投者身份,則followdum取值為1,否則followdum取值為0;(5)在風(fēng)投機構(gòu)投資樣本中,若風(fēng)投機構(gòu)是獨立投資者身份,則indepedum取值為1,否則indepedum取值為0。

    (四)控制變量

    1. 風(fēng)投機構(gòu)資質(zhì)變量exp。風(fēng)投機構(gòu)的累積投資次數(shù)是對其資質(zhì)的實時度量(S?rensen,2007),反映了風(fēng)投機構(gòu)在投資項目時的歷史經(jīng)驗和投資實力。在創(chuàng)業(yè)企業(yè)融資樣本中,若是風(fēng)投機構(gòu)聯(lián)合投資,則選取領(lǐng)投者的資質(zhì)變量來度量。

    2. 風(fēng)投機構(gòu)是否具有外資背景的虛擬變量。若風(fēng)投機構(gòu)具有(混合)外資背景,則statedum取值為1;若完全是本土背景,則statedum取值為0。

    3. 創(chuàng)業(yè)企業(yè)自身發(fā)展?jié)摿ψ兞縯urnnum。一般來說,創(chuàng)業(yè)企業(yè)的發(fā)展?jié)摿εc資質(zhì)應(yīng)根據(jù)自身的指標(biāo)來測度,但是企業(yè)發(fā)展具有高風(fēng)險和高度不確定性,其發(fā)展?jié)摿Φ闹笜?biāo)變量較難選取。本文借鑒付輝和周方召(2017)采用樣本期內(nèi)創(chuàng)業(yè)企業(yè)獲得融資的輪次turnnum來度量其發(fā)展?fàn)顩r與潛力的方法。這是從事后的視角來度量創(chuàng)業(yè)企業(yè)的發(fā)展?jié)摿?。對于典型的?chuàng)業(yè)企業(yè),其發(fā)展成長是一個漫長的過程,需要風(fēng)投機構(gòu)的多輪投資。創(chuàng)業(yè)企業(yè)要想獲得下一輪融資,必須在完成上一輪融資之后,向市場證明企業(yè)發(fā)展的狀態(tài)和業(yè)績表現(xiàn),否則可能難以獲得市場上投資者的認可,從而很難完成新一輪融資。對于創(chuàng)業(yè)企業(yè)發(fā)展?jié)摿Φ淖R別與判斷,風(fēng)投機構(gòu)是最專業(yè)、最積極的“伯樂”群體,創(chuàng)業(yè)企業(yè)越有發(fā)展?jié)摿?,就越容易受到風(fēng)投機構(gòu)的關(guān)注和青睞。在本文看來,融資輪次變量turnnum表面上衡量企業(yè)在IPO之前的發(fā)展?fàn)顩r,實質(zhì)上是風(fēng)投機構(gòu)對其發(fā)展?fàn)顩r的評估結(jié)果,或者說是風(fēng)投機構(gòu)甄別效應(yīng)的具體體現(xiàn)。越是好的創(chuàng)業(yè)項目,發(fā)展?fàn)顩r越理想,越容易獲得多輪次的融資資金。

    4. 創(chuàng)業(yè)企業(yè)接受風(fēng)投首輪投資時所處發(fā)展階段的虛擬變量。創(chuàng)業(yè)企業(yè)的成長一般包括三個階段:種子與初創(chuàng)期、擴張期和成熟期。若創(chuàng)業(yè)企業(yè)處于種子期或初創(chuàng)期,則stagesetup取值為1,否則取值為0;若創(chuàng)業(yè)企業(yè)處于擴張期,則stageexpand取值為1,否則取值為0;若創(chuàng)業(yè)企業(yè)處于成熟期,則stagemature取值為1,否則取值為0。

    5. 創(chuàng)業(yè)企業(yè)所處地理位置的虛擬變量。若創(chuàng)業(yè)企業(yè)的工商注冊地在北京、上海、深圳、廣州這四個一線城市,則topmarket取值為1,否則取值為0。

    6. 創(chuàng)業(yè)企業(yè)融資事件發(fā)生時融資輪次的虛擬變量。若是A輪融資,則turnA取值為1,否則取值為0。

    7. 創(chuàng)業(yè)企業(yè)所屬行業(yè)的虛擬變量。若企業(yè)屬于計算機相關(guān)行業(yè),則I_computer取值為1,否則取值為0;若企業(yè)屬于通信與電子相關(guān)行業(yè),則I_comelec取值為1,否則取值為0;若企業(yè)屬于生物、醫(yī)藥與新能源通信與電子相關(guān)行業(yè),則I_medbioene取值為1,否則取值為0;若企業(yè)屬于文化、影視、藝術(shù)、新聞傳媒、娛樂等相關(guān)行業(yè),則I_enterta取值為1,否則取值為0;若企業(yè)屬于互聯(lián)網(wǎng)相關(guān)行業(yè),則I_intenet取值為1,否則取值為0;若企業(yè)屬于上述行業(yè)以外的行業(yè),則I_other取值為1,否則取值為0。

    8. 風(fēng)投機構(gòu)投資創(chuàng)業(yè)企業(yè)所處年度的虛擬變量。本文樣本區(qū)間為2002?2015年,共14個年度,根據(jù)樣本的年度分布特征,2002年和2003年的樣本數(shù)據(jù)過少(見圖1)。因此,本文將2002年和2003年共同作為基準(zhǔn)年度,設(shè)置了2004?2015年共12個年度虛擬變量。

    (五)描述性統(tǒng)計

    表2給出了風(fēng)投機構(gòu)投資和創(chuàng)業(yè)企業(yè)融資樣本中相應(yīng)變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果。由表2可知,風(fēng)投機構(gòu)投資樣本有24 086個觀測值,創(chuàng)業(yè)企業(yè)融資樣本的觀測值為14 661個。從風(fēng)投機構(gòu)投資樣本中可以看出,風(fēng)投機構(gòu)領(lǐng)投者占比20.5%,跟投者占比33.2%,風(fēng)投機構(gòu)獨立投資占比46.3%,投資事件發(fā)生在IPO暫停期間的樣本占比14.9%。從創(chuàng)業(yè)企業(yè)融資樣本中可以看出,32.4%的樣本是辛迪加聯(lián)合投資形式,參與投資的風(fēng)投機構(gòu)數(shù)目均值為1.57家,創(chuàng)業(yè)企業(yè)獲得融資發(fā)生在IPO暫停期間的樣本占比16.4%。其他控制變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果在兩個樣本中的差異不大。

    表2 風(fēng)投機構(gòu)投資與創(chuàng)業(yè)企業(yè)融資樣本的描述性統(tǒng)計結(jié)果

    續(xù)表2 風(fēng)投機構(gòu)投資與創(chuàng)業(yè)企業(yè)融資樣本的描述性統(tǒng)計結(jié)果

    四、退出不確定性與辛迪加聯(lián)合投資

    (一)基本實證結(jié)果

    為了考察退出不確定性如何影響風(fēng)投機構(gòu)辛迪加聯(lián)合投資行為,本文分別基于風(fēng)投機構(gòu)投資樣本和創(chuàng)業(yè)企業(yè)融資樣本建立了不同形式的回歸模型。回歸模型或者采用普通最小二乘回歸,或者采用Probit回歸。

    其中,風(fēng)投機構(gòu)的辛迪加聯(lián)合投資變量INV分別使用syndica、sydicnum、leaderdum和followdum來度量,獨立投資變量使用indepedum來度量,它們均作為被解釋變量。suspen表示風(fēng)投機構(gòu)投資創(chuàng)業(yè)企業(yè)時面臨的退出不確定性,采用投資事件發(fā)生時是否處于IPO暫停期間的虛擬變量來度量。M是表2中列示的一系列控制變量?;貧w結(jié)果見表3。

    表3 退出不確定性與風(fēng)投機構(gòu)辛迪加聯(lián)合投資

    續(xù)表3 退出不確定性與風(fēng)投機構(gòu)辛迪加聯(lián)合投資

    在模型(1)和模型(2)中,被解釋變量分別是創(chuàng)業(yè)企業(yè)融資樣本中風(fēng)投機構(gòu)是否采用辛迪加聯(lián)合投資形式的虛擬變量syndica及參與投資的風(fēng)投機構(gòu)數(shù)目變量sydicnum,解釋變量suspen的回歸系數(shù)均在1%的水平上顯著為負。這表明,一旦發(fā)生IPO暫停,風(fēng)投機構(gòu)的IPO退出通道受阻,退出不確定性加劇,采取辛迪加聯(lián)合投資的意愿和可能性降低。在模型(3)和模型(4)中,被解釋變量分別是風(fēng)投機構(gòu)投資樣本中是否為辛迪加聯(lián)合投資形式中領(lǐng)投者身份leaderdum和跟投者身份followdum的虛擬變量,解釋變量suspen的回歸系數(shù)分別在10%和1%的水平上顯著為負。這表明,一旦發(fā)生IPO暫停,風(fēng)投機構(gòu)在辛迪加聯(lián)合投資中領(lǐng)投和跟投的意愿和積極性都降低。在模型(5)中,被解釋變量使用風(fēng)投機構(gòu)投資樣本中是否為獨立投資者身份的虛擬變量,解釋變量suspen的回歸系數(shù)在1%的水平上顯著為正。這表明,一旦發(fā)生IPO暫停,風(fēng)投機構(gòu)難以找到合適的合作伙伴進行聯(lián)合投資,從而傾向于獨立投資。因此,退出不確定性加劇會降低風(fēng)投機構(gòu)采取辛迪加聯(lián)合投資的積極性和可能性。

    控制變量的回歸結(jié)果顯示,變量statedum的系數(shù)在模型(1)至模型(4)中均顯著為正,表明具有外資背景的風(fēng)投機構(gòu)更傾向于采取辛迪加聯(lián)合投資形式;其系數(shù)在模型(5)中則顯著為負,表明具有外資背景的風(fēng)投機構(gòu)采取獨立投資形式的可能性更低。變量exp的系數(shù)在模型(1)至模型(3)以及模型(5)中均顯著為正,而在模型(4)中顯著為負,表明資質(zhì)較好的風(fēng)投機構(gòu)要么做辛迪加聯(lián)合投資中的領(lǐng)投者,要么做獨立投資者,而資質(zhì)較差的風(fēng)投機構(gòu)則傾向于做聯(lián)合投資中的跟投者。變量turnnum的系數(shù)在模型(1)至模型(4)中均顯著為正,表明越有發(fā)展?jié)摿Φ膭?chuàng)業(yè)企業(yè)越容易獲得風(fēng)投機構(gòu)的辛迪加聯(lián)合投資;其系數(shù)在模型(5)中則顯著為負,表明越有發(fā)展?jié)摿Φ膭?chuàng)業(yè)企業(yè)獲得風(fēng)投機構(gòu)獨立投資的可能性越低。變量stagesetup的系數(shù)在模型(1)、模型(2)和模型(4)中均顯著為負,表明處于種子期或初創(chuàng)期的創(chuàng)業(yè)企業(yè)獲得風(fēng)投機構(gòu)辛迪加聯(lián)合投資的可能性較低;其系數(shù)在模型(5)中顯著為正,表明處于種子期或初創(chuàng)期的創(chuàng)業(yè)企業(yè)更容易獲得風(fēng)投機構(gòu)的獨立投資。變量topmarket的系數(shù)在模型(1)至模型(4)中均顯著為正,在模型(5)中顯著為負,表明位于“北上廣深”一線城市的創(chuàng)業(yè)企業(yè)更容易獲得風(fēng)投機構(gòu)的辛迪加聯(lián)合投資。變量turnA的系數(shù)在模型(1)至模型(4)中均顯著為負,在模型(5)中顯著為正,表明創(chuàng)業(yè)企業(yè)在A輪融資中獲得風(fēng)投機構(gòu)辛迪加聯(lián)合投資的可能性較低。

    (二)穩(wěn)健性檢驗

    第一,樣本限于首輪投資事件。在首輪投資中,風(fēng)投機構(gòu)領(lǐng)投者對于是否采取聯(lián)合投資方式以及邀請哪些機構(gòu)作為合作伙伴往往發(fā)揮著決定性作用。首輪投資中的跟投者在后續(xù)輪次中也可能邀請其他機構(gòu)加入,而與領(lǐng)投者的意愿無關(guān)。參照胡劉芬和周澤將(2017)的做法,本文將樣本限定在首輪投資事件中,研究結(jié)果與上文保持一致。①受篇幅限制,穩(wěn)健性檢驗及下文部分回歸結(jié)果未列示,感興趣的讀者可以聯(lián)系作者索取。

    第二,樣本限于一定資質(zhì)的風(fēng)投機構(gòu)。參照付輝和周方召(2017)的做法,本文將樣本限定在具有一定活躍性的風(fēng)投機構(gòu)。只有一次投資經(jīng)歷的風(fēng)投機構(gòu)嚴(yán)重缺乏活躍性,并不能全面反映市場上風(fēng)投機構(gòu)的行為特征。為了減少這種特殊樣本所帶來的偏差,我們剔除了風(fēng)險投資在整個樣本期內(nèi)的投資次數(shù)少于三次和五次的樣本,研究結(jié)果與上文相同。

    第三,樣本限定在發(fā)生于北京、上海、深圳和廣州四個一線城市的投資事件。這四個一線城市處在中國風(fēng)險投資最為活躍的京津冀、長三角和珠三角的核心地區(qū),可以反映中國風(fēng)險投資市場的典型狀況,同時也能消除其他相對并不活躍地區(qū)樣本的異質(zhì)性影響。研究結(jié)論也基本與上文相同。

    第四,增加有關(guān)宏觀經(jīng)濟因素控制變量。Liu和Tian(2017)指出,股票價格信息的有效性會影響風(fēng)投機構(gòu)的辛迪加聯(lián)合投資和分階段投資行為。Tian和Ye(2017)研究發(fā)現(xiàn),經(jīng)濟政策不確定性也會影響風(fēng)投機構(gòu)的投資行為和投資意愿。為了更加有效地排除宏觀經(jīng)濟因素的影響,我們在回歸分析中增加了經(jīng)濟政策不確定性(uncertainty)控制變量,嘗試捕捉可能存在的宏觀經(jīng)濟因素與股票市場狀況對風(fēng)投行為產(chǎn)生的影響。我們獲取投資事件發(fā)生時6個月、9個月和12個月以來,經(jīng)濟政策不確定性(uncertainty)的月度數(shù)據(jù)(Baker等,2013)除以100之后的移動平均結(jié)果uncertaintyma6、uncertaintyma9和uncertaintyma12,作為控制變量加入回歸模型中進行分析。由于經(jīng)濟政策不確定性反映了一定的年度特質(zhì)信息,我們在回歸模型中沒有使用年度虛擬變量,最終回歸結(jié)果與上文一致。同時,我們還發(fā)現(xiàn)在模型(1)至模型(4)中,控制變量uncertaintyma6、uncertaintyma9和uncertaintyma12的回歸系數(shù)均顯著為負,表明經(jīng)濟政策不確定性也會降低風(fēng)投機構(gòu)采取辛迪加聯(lián)合投資的積極性和可能性;在模型(5)中,它們的回歸系數(shù)均顯著為正,表明經(jīng)濟政策不確定性會使風(fēng)投機構(gòu)傾向于采取獨立投資形式。這一發(fā)現(xiàn)進一步豐富了Tian和Ye(2017)有關(guān)經(jīng)濟政策不確定性對風(fēng)投投資行為有負向影響(negative effect)的研究結(jié)果。

    五、退出不確定性與投資意愿

    上文通過實證檢驗發(fā)現(xiàn),退出不確定性會顯著降低風(fēng)投機構(gòu)辛迪加聯(lián)合投資的積極性。那么,辛迪加聯(lián)合投資積極性的降低是因為風(fēng)投機構(gòu)在退出不確定性加劇時投資意愿不強嗎?為了深入研究退出不確定性影響風(fēng)投機構(gòu)辛迪加聯(lián)合投資的機制,我們進一步考察退出不確定性如何影響風(fēng)投機構(gòu)的投資意愿。在實證分析中,我們采用不同樣本及子樣本下的投融資資金規(guī)模來度量風(fēng)投機構(gòu)的投資意愿。

    在模型(1)中,我們基于創(chuàng)業(yè)企業(yè)融資樣本,以創(chuàng)業(yè)企業(yè)在某一輪融資中獲得的風(fēng)投機構(gòu)投資資金規(guī)模來衡量風(fēng)投機構(gòu)的投資意愿;在模型(2)中,我們基于風(fēng)投機構(gòu)投資樣本,以參與投資的風(fēng)投機構(gòu)在項目中的投資資金規(guī)模來衡量其投資意愿;在模型(3)至模型(6)中,我們從風(fēng)投機構(gòu)投資樣本中獲取子樣本,重新進行模型(2)的回歸。其中,模型(3)選取的子樣本是辛迪加聯(lián)合投資中的領(lǐng)投者樣本,模型(4)選取的是辛迪加聯(lián)合投資中的跟投者樣本,模型(5)選取的是辛迪加聯(lián)合投資中的領(lǐng)投者與跟投者聯(lián)合樣本,模型(6)選取的則是風(fēng)投機構(gòu)獨立投資樣本?;貧w結(jié)果見表4。①限于篇幅,表中僅列示了核心解釋變量的回歸結(jié)果。

    表4 退出不確定性與投融資資金規(guī)模

    在模型(1)至模型(6)中,核心解釋變量suspen的回歸系數(shù)均顯著為負,表明IPO暫停所反映的退出不確定性加劇會顯著降低風(fēng)投機構(gòu)的投資意愿,具體表現(xiàn)為:創(chuàng)業(yè)企業(yè)獲得的融資資金規(guī)模和風(fēng)投機構(gòu)的投資規(guī)模都顯著減少,且在聯(lián)合投資樣本中領(lǐng)投者和跟投者的投資資金規(guī)模以及獨立投資機構(gòu)的投資規(guī)模也顯著下降。這意味著退出不確定性加劇降低了風(fēng)投機構(gòu)的投資意愿,使得其采取辛迪加聯(lián)合投資形式的積極性降低。

    退出不確定性加劇導(dǎo)致風(fēng)投機構(gòu)的投資意愿和積極性降低,是風(fēng)投機構(gòu)采取辛迪加聯(lián)合投資可能性下降的重要機制。這種風(fēng)投機構(gòu)投資意愿與積極性的普遍性降低,是“投管退”完整循環(huán)鏈條中斷所造成的,從而容易帶來普遍性的整體投資縮減。由此帶來的具體表現(xiàn)是:一方面,無論是辛迪加聯(lián)合投資還是獨立投資的可能性都下降;另一方面,與獨立投資相比,辛迪加投資中領(lǐng)投和跟投參與意愿也都降低。

    其內(nèi)在機制①我們對風(fēng)投機構(gòu)資質(zhì)變量exp在IPO暫停與未暫停期間的均值是否存在顯著差異進行了T檢驗,結(jié)果表明:無論是風(fēng)投機構(gòu)投資樣本還是創(chuàng)業(yè)企業(yè)融資樣本,在IPO暫停期間,風(fēng)投機構(gòu)的exp取值都顯著更大。這意味著高資質(zhì)的風(fēng)投機構(gòu)具有更強的應(yīng)對退出不確定性的能力。比如,高資質(zhì)風(fēng)投機構(gòu)的現(xiàn)金流更加充沛,具有更好的流動性。因此,IPO暫停期間高資質(zhì)的風(fēng)投機構(gòu)具有更強的投資意愿。這對于內(nèi)在機制的解釋具有一定的數(shù)據(jù)支撐。限于篇幅,文中未報告具體檢驗結(jié)果??赡茉谟冢海?)在客觀方面,IPO暫停可能導(dǎo)致風(fēng)投機構(gòu)完整的投資流程受阻,投資回報無法順利實現(xiàn),從而影響其新項目投資能力。(2)在主觀方面,風(fēng)投機構(gòu)的投資意愿降低,使其對被投資企業(yè)項目的發(fā)展?jié)摿皖A(yù)期前景有更高的要求,對投資項目風(fēng)險的要求也更加嚴(yán)格。在這樣的情形下,適合投資的“好企業(yè)”數(shù)目變少,參與跟投的風(fēng)投機構(gòu)的積極性也較低,導(dǎo)致采取辛迪加聯(lián)合投資的可能性進一步下降,反而可能會采取獨立投資形式。

    六、風(fēng)投機構(gòu)退出表現(xiàn)

    我們將進一步探討退出不確定性如何影響風(fēng)投機構(gòu)的退出表現(xiàn)。風(fēng)投機構(gòu)從被投資的創(chuàng)業(yè)企業(yè)退出,主要有3個傳統(tǒng)的渠道:公開上市、企業(yè)并購與出售以及破產(chǎn)清算?,F(xiàn)有文獻一般將公開上市和并購作為風(fēng)投機構(gòu)成功退出的方式(Gompers和Lerner,2000;S?rensen,2007;Bottazzi等,2008;Tian,2011)。也有文獻認為公開上市是更具吸引力的退出方式(Sahlman,1990;Brau 等,2003;Bayar和 Chemmanur,2011;Tian 和 Wang,2014)。除了分別使用公開上市及公開上市或并購?fù)猓疚倪€選用了是否在海外公開上市來測度風(fēng)投機構(gòu)的退出表現(xiàn)。

    本文以中國IPO暫停的政策沖擊來衡量風(fēng)投機構(gòu)面臨的退出不確定性,關(guān)注退出不確定性如何影響風(fēng)投機構(gòu)的辛迪加聯(lián)合投資。上文研究發(fā)現(xiàn),退出不確定性的加劇直接導(dǎo)致風(fēng)投機構(gòu)采取辛迪加聯(lián)合投資的可能性下降,并伴隨著風(fēng)投機構(gòu)投資意愿的降低,表現(xiàn)為風(fēng)投機構(gòu)對項目的投資資金規(guī)模以及創(chuàng)業(yè)企業(yè)的融資資金規(guī)模都降低。我們在這里將進一步考察風(fēng)投機構(gòu)的辛迪加聯(lián)合投資和投資意愿對其最終退出表現(xiàn)的影響效應(yīng)。本文分別采用被投資企業(yè)是否公開上市、是否在海外公開上市以及是否公開上市或被并購的虛擬變量,作為風(fēng)投機構(gòu)退出表現(xiàn)的度量指標(biāo)。我們選用投資事件發(fā)生在2002?2013年共12年的樣本,收集這些企業(yè)截至2017年5月31日是否成功公開上市、是否在海外公開上市以及是否公開上市或被并購的信息。如果企業(yè)公開上市,則ipodum取值為1,否則取值為0;如果企業(yè)在海外公開上市,則ipofsho取值為1,否則取值為0;如果企業(yè)公開上市或被并購,則ipomadum取值為1,否則取值為0。本文使用了現(xiàn)有文獻廣泛采用的兩種測度風(fēng)投機構(gòu)退出表現(xiàn)的變量。此外,考慮到中國IPO暫停對中國證券市場的影響,我們還使用了被投資企業(yè)是否在海外成功上市作為風(fēng)投機構(gòu)退出的測度變量。我們采用如下Probit回歸模型:

    其中,變量ipodum、ipofsho和ipomadum度量風(fēng)投機構(gòu)的退出表現(xiàn),syndica表示風(fēng)投機構(gòu)的辛迪加聯(lián)合投資,log(amontal)和log(amount)度量風(fēng)投機構(gòu)的投資意愿變量,②若涉及多輪融資或辛迪加聯(lián)合投資,則amountal和amount會有多個取值,此時我們在回歸模型中選取相應(yīng)的最大值。M是表2中列示的一系列控制變量。回歸結(jié)果見表5。

    表5 辛迪加、投資意愿與退出表現(xiàn)

    續(xù)表5 辛迪加、投資意愿與退出表現(xiàn)

    從表5中可以看出,在模型(1)至模型(6)中,核心解釋變量syndica的回歸系數(shù)均在1%的水平上顯著為正,表明辛迪加聯(lián)合投資形式更能發(fā)揮風(fēng)投機構(gòu)的價值增值與扶持職能,從而有助于被投資企業(yè)成功上市或被并購,風(fēng)投機構(gòu)成功退出的可能性更高。變量log(amontal)和log(amount)的回歸系數(shù)也均在1%的水平上顯著為正,表明風(fēng)投機構(gòu)的投資意愿越強,就會越積極推動企業(yè)發(fā)展,發(fā)揮增值職能,從而越有利于被投資企業(yè)成功上市或被并購。結(jié)合上文結(jié)果,退出不確定性加劇對風(fēng)投機構(gòu)的辛迪加聯(lián)合投資行為以及投資意愿都會產(chǎn)生負向影響,這種效應(yīng)最終會影響其退出表現(xiàn),表現(xiàn)為被投資企業(yè)成功上市或被并購可能性的下降。

    我們使用變量sydicnum來替換syndica,重復(fù)表5中的模型分析,回歸結(jié)果完全一致。風(fēng)投機構(gòu)的辛迪加聯(lián)合投資和投資意愿顯著影響被投資企業(yè)在日后成功上市或被并購的可能性。退出不確定性通過影響風(fēng)投機構(gòu)是否采取辛迪加聯(lián)合投資形式以及投資意愿,對其退出表現(xiàn)具有負向影響效應(yīng)。

    具有發(fā)展?jié)摿Φ膭?chuàng)業(yè)企業(yè)是風(fēng)險投資市場上的稀缺資源,各投資機構(gòu)會爭先恐后地介入,使得優(yōu)質(zhì)企業(yè)獲得聯(lián)合投資的概率更高且融資規(guī)模更大,未來成功IPO或被收購的可能性也更大,由此可能存在樣本選擇所導(dǎo)致的內(nèi)生性問題。我們采用Heckman兩階段回歸模型,嘗試消除或緩解可能存在的內(nèi)生性問題。①限于篇幅,文中未列示回歸結(jié)果。在第一階段回歸中,考察是否為辛迪加聯(lián)合投資(即syndica為因變量),由回歸結(jié)果計算得到逆米爾斯比IMR;在第二階段回歸中,采用辛迪加聯(lián)合投資(syndica=1)的樣本,在模型中加入逆米爾斯比IMR,重復(fù)表5中的回歸分析。結(jié)果顯示,具有發(fā)展?jié)摿Φ钠髽I(yè)更容易獲得辛迪加聯(lián)合投資,在考慮了這一選擇效應(yīng)后,辛迪加聯(lián)合投資形式和投資意愿依然正向影響企業(yè)IPO結(jié)果。

    七、結(jié) 論

    本文為風(fēng)投機構(gòu)的辛迪加聯(lián)合投資行為提供了一個新的研究視角?,F(xiàn)有文獻的基本觀點主要是,辛迪加聯(lián)合投資有助于風(fēng)險投資更好地發(fā)揮選擇效應(yīng),充分利用各自的資源優(yōu)勢而更加有效地發(fā)揮監(jiān)督增值職能,且可以分散化投資和規(guī)避風(fēng)險等。鑒于投資實踐活動中“投管退”完整循環(huán),本文聚焦于風(fēng)投機構(gòu)最關(guān)切的退出環(huán)節(jié),研究了退出不確定性對其辛迪加聯(lián)合投資行為的影響。中國證監(jiān)會先后九次實施IPO暫停政策,為我們衡量風(fēng)投機構(gòu)的退出不確定性提供了理想的機會。本文采用IPO暫停政策沖擊這一準(zhǔn)自然實驗,發(fā)現(xiàn)退出不確定性加劇會降低風(fēng)投機構(gòu)采取辛迪加聯(lián)合投資形式的可能性,同時也會顯著減弱風(fēng)投機構(gòu)的投資意愿。進一步研究發(fā)現(xiàn),辛迪加聯(lián)合投資行為和投資意愿對被投資企業(yè)的IPO表現(xiàn)具有正向影響,因而退出不確定性加劇會產(chǎn)生負面經(jīng)濟后果。

    本文研究的理論意義在于:現(xiàn)有文獻主要基于項目選擇效應(yīng)假說、項目增值效應(yīng)假說和風(fēng)險規(guī)避等視角,對風(fēng)投機構(gòu)采取辛迪加聯(lián)合投資的行為動機給出解釋;而本文從退出不確定性視角,采用中國IPO暫停政策沖擊作為準(zhǔn)自然實驗,實證分析了其對風(fēng)投機構(gòu)辛迪加聯(lián)合投資行為的影響,發(fā)現(xiàn)退出不確定性會抑制風(fēng)投機構(gòu)的辛迪加聯(lián)合投資意愿。法律、制度、市場成熟程度等方面的差異可能導(dǎo)致了不同國家和地區(qū)的風(fēng)險投資市場面臨不同的退出不確定性,這可能是辛迪加聯(lián)合投資比例存在市場差異的原因所在。本文的研究基于退出不確定性視角,豐富和擴展了風(fēng)投機構(gòu)辛迪加聯(lián)合投資的研究內(nèi)容和思路。

    本文研究的現(xiàn)實意義在于:采用中國IPO暫停的準(zhǔn)自然實驗,證實了IPO暫停對風(fēng)投投資行為的影響及其經(jīng)濟后果,這也是對中國證監(jiān)會實施IPO暫停政策在風(fēng)險投資市場上的影響效應(yīng)評估。中國證監(jiān)會針對證券市場情況,先后九次實施IPO暫停政策,其初衷主要在于維護股票市場穩(wěn)定,保護二級市場投資者利益。而中國證券市場肩負著維護資本市場資金融通的使命與職責(zé),IPO是中國企業(yè)非常重要的股權(quán)融資渠道,也是風(fēng)投機構(gòu)投資創(chuàng)業(yè)企業(yè)之后順利退出并獲取投資回報的最理想方式。IPO暫停導(dǎo)致風(fēng)投機構(gòu)的退出不確定性加劇,會降低其采取辛迪加聯(lián)合投資的可能性和投資意愿,最終對被投資企業(yè)的績效表現(xiàn)產(chǎn)生負面影響。因此,實施IPO暫停政策可能需要兼顧企業(yè)融資和風(fēng)投市場對IPO通道便利性的需求。

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