章 悅

（華寶興業(yè)基金管理有限公司，上海200120）

起源于美國的風險投資，在我國萌芽于20世紀80年代中期。隨著中小企業(yè)不斷發(fā)展壯大，2004年深圳中小板市場的創(chuàng)立和2009年創(chuàng)業(yè)板的開啟成為風險投資機構在我國資本市場上發(fā)展的重要節(jié)點。我國創(chuàng)業(yè)板市場的開啟為中小企業(yè)提供了融資渠道，滿足了被主板市場攔之門外的高新技術、高成長性中小企業(yè)的直接融資需求，也為風險投資機構提供了IPO退出機制。

近年來研究者對風險投資機構的行為以及為被投資企業(yè)的公司治理、企業(yè)績效所帶來的效應愈加關注。針對國內風險投資機構參與公司治理的效果，通過對深圳中小板上市公司的實證分析發(fā)現(xiàn)，目前我國風險投資的介入除了對公司本身股權結構影響外，對其他公司治理結構的影響不大［1］，有風險投資支持的公司與無風險投資支持的公司在公司治理方面差別不顯著［2］。

在公司治理的諸多話題中，關聯(lián)交易一直備受關注。關聯(lián)交易體現(xiàn)了上市公司及其背后整個利益集團的運營能力和資源掌控能力，而非公允關聯(lián)交易會扭曲資本市場資源配置功能，損害資本市場的信用度。我國上市公司關聯(lián)交易頻繁，國內研究多集中于公司治理結構對關聯(lián)交易的影響，尤其是與大股東之間發(fā)生的關聯(lián)交易對中小股東利益的侵害，或關注關聯(lián)交易的動因、對上市公司業(yè)績影響以及關聯(lián)交易形式的變化等方面。陳曉等的實證研究結果表明，控股股東數(shù)目的增加以及股權在控股股東之間更加均勻的分布會降低關聯(lián)交易發(fā)生的金額和概率；因此，通過將國有股的所有權分配給利益不完全一致的政府機構和控股公司，增加控股股東的數(shù)量及其相互間的制衡能力，改“一股獨大”為“多股同大”可能是行之有效的選擇［3］。梁彤纓等認為，應在未來的上市制度安排方面限制控股股東的持股比例，主要發(fā)起人有義務吸收不同背景的、代表不同利益主體的戰(zhàn)略投資者，以形成不同類型股東的股權制衡，減少不公平關聯(lián)交易的發(fā)生［4］。柳建華等對2002—2004年442家存在關聯(lián)投資的上市公司進行研究的結果表明，上市公司的關聯(lián)投資與公司績效呈現(xiàn)負相關，關聯(lián)投資并未起到降低交易成本的作用，反而降低了公司績效［5］。但張海燕等發(fā)現(xiàn)，在后股改進代，關聯(lián)交易給投資人帶來了顯著為正的超額收益，對上市公司的會計業(yè)績也有明顯改善［6］。

目前，國內對關聯(lián)交易的研究多針對A股主板市場的上市公司，對中小公司的研究相對較少。在討論公司治理結構對關聯(lián)交易影響的問題上，集中于第一大股東以及實際控制人對關聯(lián)交易的影響，缺乏風險投資與上市公司關聯(lián)交易關系的研究。

筆者從我國創(chuàng)業(yè)板市場上市公司的委托代理問題分析入手，采用實證方法研究風險投資對上市公司關聯(lián)交易的影響，以及風險投資介入治理并發(fā)生關聯(lián)交易與公司治理效果之間的關系。

一、研究假設

1976年，經濟學家詹森與其合作者麥克林提出了代理成本理論［7］，指出由于委托人與代理人利益不一致，雙方契約是不完全的，信息是不對稱的，代理成本必然產生。為了降低代理成本，就必須建立完善的代理人激勵與約束機制。在代理人約束機制中，內部約束是公司治理的重要部分，包括經營決策、財務管理和內部監(jiān)督機制，這三大類內部控制機制均通過董事會實現(xiàn)。

我國大部分上市公司股權集中在少數(shù)大股東手中。大股東通過占據(jù)董事會多數(shù)席位、委派人員任上市公司高級管理人員而直接介入公司管理，控制公司管理層。高度集中的股權結構導致控股股東與小股東之間的利益沖突成為中國上市公司的主要代理問題。有理由推斷，在我國市場上，不同于一般機構投資者，如證券投資基金、信托計劃和證券、財務公司等，風險投資股東由于其較長的投資期限、實現(xiàn)高回報的最終目的，致使其有動力去監(jiān)督公司管理層的治理問題。對風險投資在公司治理結構中效率進行分析，認為他們有充分的動力去獲取充分信息來監(jiān)控被投資企業(yè)的行為［8］。風險投資股東增加持股比例，或有較多的風險投資機構參與持股，一方面有利于降低股權集中度，另一方面能夠對大股東產生監(jiān)督和制約，將規(guī)范大股東行為，減少非公允關聯(lián)交易的發(fā)生或增加關聯(lián)交易的合規(guī)性和效用，完善股東間的代理關系，進而降低公司治理中由于委托代理關系所形成的代理成本，提高公司治理績效。因此，針對我國創(chuàng)業(yè)板上市公司，提出了以下研究假設。

假設1：與無風險投資持股公司相比，風險投資持股公司第一大股東持股比例較低。

假設2：與無風險投資持股公司相比，風險投資持股公司獨立董事比例較高。

假設3：與無風險投資持股公司相比，風險投資持股公司關聯(lián)交易水平較低。

假設4：風險投資所持股份比例越大，越能有效抑制關聯(lián)交易發(fā)生，關聯(lián)交易次數(shù)和規(guī)模隨風險投資所持股份增加而減少；同時，對公司與第一大股東或實際控制人發(fā)生關聯(lián)交易次數(shù)和規(guī)模進行考察。

假設5：風險投資機構數(shù)量越多，越能有效抑制關聯(lián)交易發(fā)生，關聯(lián)交易次數(shù)和規(guī)模隨風險投資機構數(shù)量增加而減少；同時，對公司與第一大股東或實際控制人發(fā)生關聯(lián)交易次數(shù)和規(guī)模進行考察。

假設6：有無關聯(lián)交易對公司業(yè)績有顯著影響。

假設7：有無風險投資、關聯(lián)交易規(guī)模對公司業(yè)績有顯著影響。

二、實證分析

（一）樣本選取與數(shù)據(jù)來源

選取2009—2011年間創(chuàng)業(yè)板上市公司作為樣本，根據(jù)是否有風險投資背景進行分類。對于上市公司是否具有風險投資背景，按以下標準進行界定：若上市公司十大股東名稱中含有“風險投資”“創(chuàng)業(yè)投資”“創(chuàng)業(yè)資本投資”和“股權投資”，則界定為有風險投資背景的上市公司；對于十大股東名稱中包含“高科技投資”“高新投資”“創(chuàng)新投資”“科技投資”和“投資管理”字樣的公司，則通過查詢風險投資數(shù)據(jù)網站www.zdb.pedaily.cn和www.ezcap.cn確認其是否屬于風險投資公司，或通過網絡搜索查詢該股東的主營業(yè)務，若其中含有“風險投資”“創(chuàng)業(yè)投資”和“股權投資”，則其作為十大股東的上市公司也認為有風險投資背景。

深交所在2008年第6次修訂的《股票上市規(guī)則》中，明確規(guī)定了上市公司關聯(lián)方交易種類和披露要求。創(chuàng)業(yè)板市場2009年一經開啟，各家上市公司對關聯(lián)交易的披露即比較完整，因此，選取創(chuàng)業(yè)板上市公司作為研究對象。由于創(chuàng)業(yè)板上市公司的擔保99%為上市公司接受關聯(lián)企業(yè)的擔保，為反映關聯(lián)交易規(guī)模和實際發(fā)生交易占用上市公司資金比例，在進行統(tǒng)計檢驗時，不將“關聯(lián)擔?！庇嬎阍趦?，同時，為控制共同項對研究結果影響，剔除各公司共有的“關鍵管理人員薪酬”項。所統(tǒng)計的關聯(lián)交易包含以下幾類常見交易類型：購買、銷售商品；購買或銷售其他資產；提供或接受勞務；股權投資、轉讓；租賃；資金拆借；許可協(xié)議；支付關聯(lián)方費用等。

按照上述方式，獲取2009—2011年于創(chuàng)業(yè)板上市的470家公司作為樣本，其中，有風險投資持股的上市公司共243家（占比51.70%），無風險投資持股的上市公司共227家（占比48.30%）。470家公司中，在2009年至2011年期間發(fā)生過關聯(lián)交易的公司共有241家，其中，有風險投資持股的133家（占比55.19%），無風險投資持股的共計108家（占比44.81%）。公司列表、公司違規(guī)數(shù)據(jù)來源于 Wind數(shù)據(jù)庫。關聯(lián)交易數(shù)據(jù)、財務數(shù)據(jù)、股東治理情況數(shù)據(jù)均通過查看上市公司年報整理而成。

（二）回歸分析模型建立與變量定義

為研究風險投資對上市公司非風險投資股東關聯(lián)交易的影響從以下方面分析。

首先，對風險投資對公司治理結構的影響進行分析。將第一大股東持股比例、獨立董事比例作為公司治理結構模型的因變量，有無風險投資持股、風險投資持股比例作為自變量，同時在考察獨立董事占比時，將第一大股東持股比例作為控制變量，建立模型如下：

風險投資對上市公司股權結構（第一大股東持股比例）的影響模型

風險投資對上市公司治理結構（獨立董事比例）的影響模型

其次，分析風險投資對公司關聯(lián)交易的影響。將上市公司關聯(lián)交易總次數(shù)、總規(guī)模（發(fā)生額占期末總資產比例），與第一大股東或實際控制人關聯(lián)交易次數(shù)、規(guī)模作為因變量，有無風險投資持股、風險投資持股比例作為自變量，同時，對關聯(lián)交易有影響的一些特性變量，如第一大股東持股比例、公司規(guī)模、成長性等進行控制，建立模型

采用上市公司的業(yè)績指標綜合衡量有無風險投資、有無關聯(lián)交易以及關聯(lián)交易水平對上市公司業(yè)績影響。業(yè)績指標為因變量，主要的自變量為風險投資持股比例、關聯(lián)交易規(guī)模、風險投資與關聯(lián)交易交叉作用因素，同時控制影響公司業(yè)績的特性變量，如盈利能力、第一大股東持股比例、負債程度、公司規(guī)模及銷售增長能力等，建立檢驗模型如下：

其中被解釋變量為PERF，表示有無風險投資持股、關聯(lián)交易規(guī)模對上市公司的影響，主要從合規(guī)情況、會計業(yè)績、運營能力和發(fā)展能力四個維度來衡量。違規(guī)次數(shù)針對的是上市公司治理的合規(guī)性，體現(xiàn)對中小股東利益的影響；會計業(yè)績主要針對上市公司的利益，采用ΔROA表示，為關聯(lián)交易發(fā)生的次年相較于當年的總資產報酬率的變化率（2011年的次年采用的是2012年中報的數(shù)據(jù)）；運營能力為體現(xiàn)資產使用效率的資產周轉率；發(fā)展能力以總資產增長率表示。變量定義見表1。

表1 變量設計

續(xù)表

（三）實證結果

1.風險投資持股與上市公司股權及治理結構的關系檢驗結果（假設1、假設2）

發(fā)生關聯(lián)交易的241家公司中，108家無風險投資持股公司的第一大股東持股比例均值為36%，高于有風險投資持股的均值數(shù)，兩均值差異在10%顯著性水平下有統(tǒng)計學意義（t檢驗值為1.85）。檢驗結果證實了第一項假設，即有風險投資持股的公司第一大股東持股比例低于無風險投資持股公司（表2）。

在發(fā)生關聯(lián)交易的241家公司中，無風險投資持股108家公司的獨立董事比例均值為38%，高于有風險投資持股公司的均值，兩均值差異在顯著性水平為10%時有統(tǒng)計學意義（t檢驗值為1.92），并未證實第二項假設，而是相反，在發(fā)生關聯(lián)交易的公司中，有風險投資持股公司的獨立董事比例低于無風險投資持股的公司（表2）。

表2 有無風險投資持股與公司治理水平的描述性統(tǒng)計結果

模型（1）和（2）的回歸結果見表3。模型（1）中風險投資持股比例的回歸系數(shù)在5%的水平下有統(tǒng)計學意義且為負，說明風險投資持股比例提高會降低第一大股東的持股比例，對第一大股東產生制衡作用，證明了本文的假設1。

模型（2）中有無風險投資持股、風險投資持股比例的回歸系數(shù)均為負，風險投資持股以及持股比例的增加會導致獨立董事比例的下降，但檢驗結果無統(tǒng)計學意義。這一結果表明風險投資持股對董事會治理結構并無顯著影響，即未提高獨立董事在董事會中的席位比例，結論與原假設相悖。描述性統(tǒng)計結果顯示有風險投資持股公司獨立董事的比例并不高于無風險投資持股公司，從均值和中位數(shù)來看，反而低于無風險投資持股公司。根據(jù)所整理的樣本數(shù)據(jù)，133個有風險投資持股公司的內部董事人數(shù)均值為5.5，獨立董事人數(shù)均值為3.2；無風險投資持股的108家公司的內部董事人數(shù)均值為5.1，獨立董事人數(shù)均值為3.2，有風險投資持股的公司獨立董事占比不高反低?？傮w上看，創(chuàng)業(yè)板各家公司（不論有無風險投資持股）的獨立董事人數(shù)一般為3人，少數(shù)為2或4人，這一數(shù)量并不因股東結構變化而變化，但內部董事的人數(shù)有明顯變化。緣何風險投資持股公司內部董事人數(shù)均值高于無風險投資持股公司？從所考察的樣本中發(fā)現(xiàn)，60%以上有風險投資持股公司的股東風險投資機構在董事會中擁有1個或以上的席位，公司第一大股東不愿放棄原有的董事會席位，而風險投資機構積極謀求董事會席位以爭取參與決策或于第一時間獲得公司決策信息，確保風險投資的利益可得到保障，但對于外部獨立董事人數(shù)多少、比例結構并不關心，因此產生這一現(xiàn)狀。

表3 風險投資對股權及治理結構影響的回歸分析

2.有無風險投資、風險投資介入程度對上市公司關聯(lián)交易規(guī)模的影響（假設3、假設4、假設5）

有無風險投資持股對公司關聯(lián)交易次數(shù)和規(guī)模影響的描述性統(tǒng)計結果顯示：在發(fā)生關聯(lián)交易的241家公司中，無風險投資持股的108家公司的關聯(lián)交易次數(shù)均值為5.6，高于有風險投資持股公司的均值，在10%顯著性水平下差異有統(tǒng)計學意義（t檢驗值為1.83），證明了有風險投資介入的公司發(fā)生關聯(lián)交易的次數(shù)低于無風險投資介入的公司。關于關聯(lián)交易規(guī)模：無風險投資持股的108家公司的關聯(lián)交易金額占總資產的比例均值為1.7%，略高于有風險投資介入的133家公司，但t檢驗顯示不具有統(tǒng)計學意義。關于與第一大股東或實際控制人的關聯(lián)交易次數(shù)：無風險投資持股的均值為4.2，高于有風險投資持股的均值，在5%顯著性水平下差異具有統(tǒng)計學意義（t檢驗值為2.34）。關于與第一大股東或實際控制人的關聯(lián)交易規(guī)模：無風險投資持股的108家公司的比例均值為1.12%，高于有風險投資持股的133家公司的比例均值，在5%顯著性水平下差異有統(tǒng)計學意義（t檢驗值為2.17）。見表4。

上述檢驗結果表明，在發(fā)生關聯(lián)交易的公司中，無風險投資持股公司的關聯(lián)交易次數(shù)顯著高于有風險投資持股的公司，但關聯(lián)交易發(fā)生額占總資產的比例未見明顯差異，無風險投資持股公司與第一大股東或實際控制人的關聯(lián)交易次數(shù)及其規(guī)模均顯著高于有風險投資持股的公司，這與假設相符。

表4 有無風險投資持股對公司關聯(lián)交易次數(shù)和規(guī)模影響

續(xù)表

關于風險投資持股比例對公司關聯(lián)交易發(fā)生次數(shù)和規(guī)模的影響，描述性結果如下。

在發(fā)生關聯(lián)交易并有風險投資持股的133家公司中，按風險投資的持股比例分為3個區(qū)間，并根據(jù)持股比例所處區(qū)間進行分類。其中，持股比例在（0，5%］區(qū)間的為40個，持股比例在（5%，10%］區(qū)間的為40個，持股比例在（10%，50%］區(qū)間的為53個。風險投資持股比例在10%～50%之間公司的關聯(lián)交易次數(shù)均值為4.3，大于其他組關聯(lián)交易的次數(shù)；風險投資持股比例在0%～5%之間的公司關聯(lián)交易發(fā)生額占期末總資產的比例均值為1.9%，大于其他組的的比例均值。關于與第一大股東或實際控制人的關聯(lián)交易次數(shù)，風險投資持股比例在10%～50%之間的公司與第一大股東關聯(lián)交易次數(shù)均值為1.72，高于其他組；關于與第一大股東或實際控制人的關聯(lián)交易規(guī)模，風險投資持股比例在5%～10%之間的公司與第一大股東或實際控制人的關聯(lián)交易金額占期末總資產的比例均值為0.66%，高于其他組數(shù)據(jù)。上述差異的t檢驗結果均不具有統(tǒng)計學意義。結果見表5。

表5 風險投資持股比例對關聯(lián)交易次數(shù)和規(guī)模的影響

關于持股的風險投資機構數(shù)量對關聯(lián)交易次數(shù)與規(guī)模的影響，描述性統(tǒng)計結果如下。

在發(fā)生關聯(lián)交易并有風險投資持股的133家公司中，根據(jù)風險投資股東數(shù)量所處區(qū)間，對樣本進行分類，其中僅有1個風險投資機構持股的公司共58家，有2個及以上風險投資持股的75家。2個及以上風險投資機構持股公司的關聯(lián)交易次數(shù)均值為3.91，大于1個風險投資機構持股公司的關聯(lián)交易次數(shù)均值；2個及以上風險投資機構持股公司的關聯(lián)交易發(fā)生額占期末總資產的比例均值為1.71%，大于1個風險投資機構持股的比例均值；2個及以上風險投資持股的樣本與第一大股東或實際控制人的關聯(lián)交易次數(shù)均值為1.61，大于有1個風險投資持股的關聯(lián)交易次數(shù)均值；1個風險投資持股的公司與第一大股東關聯(lián)交易金額占期末總資產的比例均值為0.56%，高于2個及以上風險投資持股的公司與第一大股東關聯(lián)交易金額占期末總資產的比例均值。但上述差異的t檢驗結果均不具有統(tǒng)計學意義。結果見表6。

表6 持股的風險投資機構數(shù)量對關聯(lián)交易次數(shù)和規(guī)模的影響

模型（3）的回歸結果見表7、表8。對于因變量關聯(lián)交易總次數(shù)、與第一大股東或實際控制人的關聯(lián)交易次數(shù)，自變量有無風險投資持股的系數(shù)為負，且在5%顯著性水平下有統(tǒng)計學意義；對于因變量與第一大股東或實際控制人的關聯(lián)交易規(guī)模，自變量有無風險投資持股的系數(shù)為負，且在10%顯著性水平下有統(tǒng)計學意義。結果證明，風險投資持股對于抑制上市公司關聯(lián)交易總次數(shù)、抑制與第一大股東或實際控制人集團的關聯(lián)交易頻度和規(guī)模有顯著作用。

對于因變量關聯(lián)交易總次數(shù)、總規(guī)模，與第一大股東或實際控制人的關聯(lián)交易次數(shù)，自變量公司規(guī)模（總資產自然對數(shù)）的系數(shù)為正，且在5%的水平下有統(tǒng)計學意義；對于因變量與第一大股東或實際控制人的關聯(lián)交易規(guī)模，自變量公司規(guī)模（總資產自然對數(shù)）的系數(shù)為正，且在10%顯著性水平下有統(tǒng)計學意義。這一結果表明，隨著公司規(guī)模增大，關聯(lián)交易的頻度和規(guī)模亦增加。

表7 風險投資對關聯(lián)交易總次數(shù)和規(guī)模影響的回歸分析

表8 風險投資對第一大股東或實際控制人關聯(lián)交易影響的回歸分析

上述檢驗結果表明在我國創(chuàng)業(yè)板市場上，由于風險投資的介入限制了上市公司第一大股東或實際控制人集團的行為，也因此牽制了第一大股東或實際控制人集團與上市公司關聯(lián)交易的頻率及規(guī)模。風險投資對限制上市公司高頻關聯(lián)交易有益。因高頻關聯(lián)交易多發(fā)生在與第一大股東或其實際控制人的交易中，所以抑制一股獨大與限制高頻關聯(lián)交易亦相輔相成。

3.有無風險投資、關聯(lián)交易規(guī)模對公司業(yè)績的影響（假設6、假設7）

關于檢驗有無關聯(lián)交易對企業(yè)績效是否有顯著影響，描述性統(tǒng)計結果如下。

在樣本中，發(fā)生關聯(lián)交易的241家，未發(fā)生關聯(lián)交易的共229家。發(fā)生關聯(lián)交易組的違規(guī)次數(shù)均值為0.22，未發(fā)生關聯(lián)交易組的違規(guī)次數(shù)均值均為0.21，t檢驗顯示差異不具有統(tǒng)計學意義。發(fā)生關聯(lián)交易組的總資產增長率均值為137%，小于未發(fā)生關聯(lián)交易組的均值，t檢驗顯示差異不具有統(tǒng)計學意義。發(fā)生關聯(lián)交易組的總資產周轉率均值為56%，高于未發(fā)生關聯(lián)交易組的均值，在10%顯著性水平下差異有統(tǒng)計學意義（t檢驗值為-1.66）。關于總資產報酬率，發(fā)生關聯(lián)交易與未發(fā)生關聯(lián)交易組的均值均為9%，t檢驗顯示差異不具有統(tǒng)計學意義。結果見表9-Panel A。

除對整個樣本進行統(tǒng)計檢驗以外，對其中有風險投資持股企業(yè)進行了同樣的統(tǒng)計檢驗，結果如下：在有風險投資介入的樣本中，發(fā)生關聯(lián)交易的企業(yè)有133家，未發(fā)生的有110家，發(fā)生關聯(lián)交易組的違規(guī)次數(shù)均值為0.22，未發(fā)生關聯(lián)交易組的違規(guī)次數(shù)均值為0.21，t檢驗顯示不具有統(tǒng)計學意義；發(fā)生關聯(lián)交易組的總資產增長率均值為134%，小于未發(fā)生關聯(lián)交易組的樣本均值，t檢驗顯示不具有統(tǒng)計學意義；發(fā)生關聯(lián)交易的總資產周轉率均值為58%，高于未發(fā)生關聯(lián)交易的均值，在5%顯著性水平下差異有統(tǒng)計學意義（t檢驗值為-2.38）；關于總資產報酬率，發(fā)生關聯(lián)交易與未發(fā)生關聯(lián)交易的均值均為9%，t檢驗顯示其差異不具有統(tǒng)計學意義。結果見表9-Panel B。

對無風險投資持股的公司進行了同樣的統(tǒng)計檢驗。在無風險投資持股的樣本中，發(fā)生關聯(lián)交易有108家企業(yè)，未發(fā)生的有119家。發(fā)生關聯(lián)交易組的違規(guī)次數(shù)均值為0.21，未發(fā)生關聯(lián)交易組的違規(guī)次數(shù)均值為0.22；發(fā)生關聯(lián)交易組的總資產增長率均值為142%，小于未發(fā)生關聯(lián)交易組的均值；發(fā)生關聯(lián)交易組的總資產周轉率均值為53%，小于未發(fā)生關聯(lián)交易組的均值；關于總資產報酬率，發(fā)生關聯(lián)交易與未發(fā)生關聯(lián)交易組的均值均為9%。以上各項的t檢驗顯示，其差異均不具有統(tǒng)計學意義。結果見表9-Panel C。

表9 有無關聯(lián)交易與公司績效的描述性統(tǒng)計結果

關于關聯(lián)交易發(fā)生額的規(guī)模對企業(yè)績效是否有顯著影響，描述性統(tǒng)計結果如下。

在所有發(fā)生關聯(lián)交易的241家公司中，按關聯(lián)交易規(guī)模（關聯(lián)交易金額占總資產比例）分為2個區(qū)間：關聯(lián)交易規(guī)模（0%，0.5%］區(qū)間，包含135家企業(yè)；關聯(lián)交易規(guī)模＞0.5%區(qū)間，106家。關聯(lián)交易規(guī)模在（0%，0.5%］區(qū)間組的違規(guī)次數(shù)均值為0.24，高于＞0.5%組的違規(guī)次數(shù)均值，t檢驗顯示差異不具有統(tǒng)計學意義；關聯(lián)交易規(guī)模在（0.5%，1%］區(qū)間組的總資產增長率均值為142%，高于＞0.5%組的總資產增長率，t檢驗顯示其差異不具有統(tǒng)計學意義；公司關聯(lián)交易規(guī)模在＞0.5%區(qū)間的樣本總資產周轉率均值為62%，大于（0%，0.5%］組的均值，并顯示在5%顯著性水平下差異有統(tǒng)計學意義（t檢驗值為-2.023 8）；關于總資產報酬率，兩組均值均為9%，t檢驗顯示差異不具有統(tǒng)計學意義。具體見表10的Panel A部分。

對有風險投資持股的公司進行了同樣的統(tǒng)計檢驗。在發(fā)生關聯(lián)交易的樣本中，有風險投資參與的共133家。按樣本關聯(lián)交易規(guī)模分為2個區(qū)間：關聯(lián)交易規(guī)模在（0%，0.5%］區(qū)間的共74家企業(yè)，關聯(lián)交易規(guī)模在＞0.5%區(qū)間的共59家。關聯(lián)交易規(guī)模在（0%，0.5%］區(qū)間組的違規(guī)次數(shù)均值為0.23，高于＞0.5%組，t檢驗顯示不具有統(tǒng)計學意義；關聯(lián)交易規(guī)模在（0.5%，1%］區(qū)間組的總資產增長率均值為133%，略高于＞0.5%組的總資產增長率，t檢驗顯示不具有統(tǒng)計學意義；關聯(lián)交易規(guī)模在＞0.5%區(qū)間組的樣本的總資產周轉率均值為68%，大于（0%，0.5%］組的均值，顯示在5%水平下差異有統(tǒng)計學意義（t檢驗值為-2.035 2）；關聯(lián)交易規(guī)模在（0.5%，1%］區(qū)間組的總資產報酬率均值為9%，略高于＞0.5%組的總資產報酬率均值，t檢驗顯示不具有統(tǒng)計學意義。見表10的Panel B部分。

對無風險投資持股的企業(yè)亦進行了同樣的統(tǒng)計檢驗。在發(fā)生關聯(lián)交易的所有公司中，無風險投資參與的共108家。按關聯(lián)交易規(guī)模分為2個區(qū)間：關聯(lián)交易規(guī)模（0%，0.5%］區(qū)間，樣本數(shù)61個；關聯(lián)交易規(guī)模在＞0.5%區(qū)間，樣本數(shù)為47個。關聯(lián)交易規(guī)模在（0%，0.5%］區(qū)間組的違規(guī)次數(shù)均值為0.26，比＞0.5%組的違規(guī)次數(shù)均值高；關聯(lián)交易規(guī)模在（0.5%，1%］區(qū)間組的總資產增長率均值為152%，比＞0.5%的總資產增長率均值高；關聯(lián)交易規(guī)模在＞0.5%區(qū)間組的總資產周轉率均值為54%，略大于（0%，0.5%］組的均值；關于總資產報酬率，兩組的均值均為9%。以上各項t檢驗顯示其差異均不具有統(tǒng)計學意義。結果見表10的Panel C部分。

表10 關聯(lián)交易規(guī)模與公司績效的描述性統(tǒng)計結果

模型（4）的回歸結果見表11、表12。對于因變量違規(guī)次數(shù)，自變量公司規(guī)模的系數(shù)為正且在1%顯著性水平下有統(tǒng)計學意義。這表明隨著公司規(guī)模增加，公司的違規(guī)次數(shù)增多。其余自變量的回歸結果均無統(tǒng)計學意義。

對于因變量資產報酬率的增長率，自變量有無關聯(lián)交易與有無風險投資的交叉變量系數(shù)為負且在5%顯著性水平下有統(tǒng)計學意義，表明有關聯(lián)交易且有風險投資持股對總資產報酬率的增長有顯著減弱作用；自變量公司規(guī)模系數(shù)為負且在10%顯著性水平下有統(tǒng)計學意義，說明隨著公司規(guī)模增加，將降低總資產報酬率增長；自變量銷售增長率系數(shù)為正且在5%顯著性水平下有統(tǒng)計學意義；自變量資產負債率系數(shù)為負且在5%顯著性水平下有統(tǒng)計學意義。其余自變量的回歸結果均無統(tǒng)計學意義。

對于因變量總資產增長率，自變量資產負債率系數(shù)為正且在1%顯著性水平下有統(tǒng)計學意義；自變量銷售增長率的系數(shù)為正且在5%水平下有統(tǒng)計學意義；自變量公司規(guī)模系數(shù)為負且在5%顯著性水平下有統(tǒng)計學意義。其余自變量的回歸結果無統(tǒng)計學意義。

對于因變量總資產周轉率，自變量有無關聯(lián)交易與有無風險投資的交叉變量系數(shù)為正且在5%顯著性水平下有統(tǒng)計學意義，表明有風險投資持股的公司發(fā)生關聯(lián)交易有利于促進資產周轉效率；自變量市盈率系數(shù)為正且在5%顯著性水平下有統(tǒng)計學意義。其余自變量的回歸結果均無統(tǒng)計學意義。

表11 有無風險投資、有無關聯(lián)交易對違規(guī)情況和ΔROA影響的回歸分析

表12 有無風險投資、有無關聯(lián)交易對總資產增長率、總資產周轉率影響的回歸分析

由以上的兩個假設檢驗結果可見，在創(chuàng)業(yè)板市場上，有關聯(lián)交易公司與無關聯(lián)交易公司的違規(guī)、總資產增長率、總資產報酬率無顯著差異。這也印證了Gordon等人的研究，即關聯(lián)交易并未對公司價值有改善作用［9］。但總資產周轉率有顯著差異，發(fā)生關聯(lián)交易的樣本總資產周轉率高于未發(fā)生關聯(lián)交易的樣本。在有風險投資持股的公司中，這一現(xiàn)象非常顯著。關聯(lián)交易規(guī)模越大，總資產周轉率越高，而無風險投資持股的公司這一現(xiàn)象并不顯著。這說明，有風險投資持股的公司對于關聯(lián)交易占用資金的使用效率更加重視，關聯(lián)交易促進了資產在關聯(lián)企業(yè)間的周轉和流動。相對于與非關聯(lián)企業(yè)，交易發(fā)生于關聯(lián)企業(yè)間使得資產周轉更加便利，因而增加了資產的使用效率。此外，回歸分析結果顯示，創(chuàng)業(yè)板上市公司發(fā)生關聯(lián)交易且有風險投資持股對總資產報酬率的增長有明顯的減弱作用。

三、結論

本文以2009—2011年創(chuàng)業(yè)板上市的470家公司為樣本，針對有無風險投資參與股權對公司關聯(lián)交易和公司績效的影響進行實證研究。研究發(fā)現(xiàn)，風險投資持股改變了上市公司股權結構，顯著降低了第一大股東的持股比例，分散了股權集中度，風險投資對抑制“一股獨大”的股權結構有益。有風險投資持股的公司獨立董事比例反而低于無風險投資持股的公司，原因不在于獨立董事人數(shù)的多少，而在于內部董事人數(shù)的多少。由此可見，國內風險投資目前更注重自身介入企業(yè)管理的權利，對于企業(yè)的最佳治理結構、外部監(jiān)督的關注程度較低。有風險投資持股的公司關聯(lián)交易類型相對分散，向第一大股東利益集團的購銷行為比例明顯低于無風險投資持股的公司，大股東影響減弱。風險投資持股對于抑制上市公司關聯(lián)交易總次數(shù)、抑制與第一大股東或實際控制人集團的關聯(lián)交易頻度和規(guī)模有顯著作用。在創(chuàng)業(yè)板市場上有風險投資持股的公司中，關聯(lián)交易規(guī)模越大，總資產周轉率越高，而在同樣發(fā)生了關聯(lián)交易的無風險投資持股公司中這一現(xiàn)象并不顯著。這表明，有風險投資持股的公司，對于關聯(lián)交易占用資金的使用效率更加重視并引導關聯(lián)交易有利于企業(yè)運營。但風險投資的參與對除資產周轉率以外的其他業(yè)績指標沒有明顯改善性影響。

我國創(chuàng)業(yè)板上市公司應引入多個風險投資機構，改善公司股權結構，降低與第一大股東集團的關聯(lián)交易水平，加強關聯(lián)交易對提高公司資產利用效率的促進作用；另一方面，國內的風險投資機構應充分發(fā)揮機構投資者功能，強化其在公司治理中的作用，給予公司以更多專業(yè)支持和第三方監(jiān)督，改善企業(yè)運作方式，運用風險投資機構的專業(yè)能力和資源優(yōu)勢，通過提升公司治理水平來提升被投資企業(yè)的價值。

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