李云鶴李文

(1. 華東師范大學(xué)金融與統(tǒng)計(jì)學(xué)院, 上海 200241；2. 上海立信會(huì)計(jì)學(xué)院, 上海 200241)

引言

發(fā)展戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)1是推動(dòng)我國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展方式向創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)方向轉(zhuǎn)變的重大戰(zhàn)略舉措，近年來,我國(guó)戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)在政府大力推動(dòng)下，投資力度不斷加大，產(chǎn)業(yè)規(guī)模迅速擴(kuò)張。但在規(guī)模擴(kuò)張的同時(shí)，其產(chǎn)業(yè)內(nèi)企業(yè)投資效率越來越受到關(guān)注，尤其是以無錫尚德破產(chǎn)為代表的部分新興產(chǎn)業(yè)內(nèi)企業(yè)發(fā)展境況的惡化，已經(jīng)在警醒：我國(guó)部分戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)發(fā)展中過度投資問題比較嚴(yán)重。

公司投資是公司基礎(chǔ)性活動(dòng)，其投資過度與投資不足都將引致資本的低效配置，公司非效率資本配置一般是由影響企業(yè)內(nèi)部決策的代理問題與影響企業(yè)外部資源約束的信息不對(duì)稱問題所致，代理理論認(rèn)為，由于企業(yè)所有權(quán)與控制權(quán)的分離，管理者將能投資于為自己帶來私有利益的非贏利項(xiàng)目，從而導(dǎo)致公司過度投資(Jensen和Meckling，1976)[7]；同時(shí)，公司內(nèi)外信息不對(duì)稱，將影響企業(yè)對(duì)外部資源的獲取，從而可能導(dǎo)致公司投資不足(Myers和Majluf，1984)[12]。風(fēng)險(xiǎn)投資作為支持新興企業(yè)發(fā)展的獨(dú)特力量，其不僅為所投資公司提供資本資源，緩解外部資源獲取約束，還將入駐企業(yè)董事會(huì)，監(jiān)督與平衡企業(yè)內(nèi)部的利益沖突(Lerner, 1994)[9]；從而提升企業(yè)資本配置效率。

而現(xiàn)有文獻(xiàn)關(guān)于風(fēng)險(xiǎn)投資與企業(yè)資本配置效率的研究主要集中在，風(fēng)險(xiǎn)投資對(duì)企業(yè)績(jī)效的影響(Nahata，2008；侯建仁等，2009)[13][17]，風(fēng)險(xiǎn)投資對(duì)公司治理的影響(Hochberg，2008；Hellmann et al, 2002; 袁蓉麗等，2014)[3] [4] [5] [21]，鮮有文獻(xiàn)關(guān)注風(fēng)險(xiǎn)投資對(duì)企業(yè)資本配置效率的作用效果(吳超鵬等，2012)[20]；尤其是還沒有文獻(xiàn)關(guān)注風(fēng)險(xiǎn)投資是否將提升戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)內(nèi)企業(yè)資本配置效率。為此，本研究以創(chuàng)業(yè)板創(chuàng)業(yè)新興指數(shù)樣本公司為對(duì)象，深入研究風(fēng)險(xiǎn)投資對(duì)公司資本配置效率的作用效果，這一方面將為風(fēng)險(xiǎn)投資與企業(yè)資本配置效率之間關(guān)系的爭(zhēng)論提供新的證據(jù)，豐富與深化風(fēng)險(xiǎn)投資理論；另一方面將為促進(jìn)我國(guó)戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新發(fā)展的風(fēng)險(xiǎn)投資支持機(jī)制及策略的改進(jìn)提供理論參考。

理論分析與研究假設(shè)

MM理論下，公司投資取決于公司凈現(xiàn)值為正的投資機(jī)會(huì)(Modigliani和Miller，1956)[11]。而現(xiàn)實(shí)中，由于公司內(nèi)外信息不對(duì)稱與內(nèi)部代理問題的存在，公司資本投資常常偏離最優(yōu)水平，從而引起公司投資不足或投資過度。信息不對(duì)稱理論(Myers和Majluf，1984)[12]認(rèn)為，公司內(nèi)部人對(duì)公司特有信息的掌握常常優(yōu)于外部投資者，這將可能引致投資者對(duì)公司經(jīng)營(yíng)情況的誤判，從而影響公司對(duì)外部資源的獲取，造成公司融資約束，進(jìn)而可能導(dǎo)致公司投資不足。代理理論(Jensen和Meckling，1976)[7]認(rèn)為，公司所有權(quán)與控制權(quán)分離將引發(fā)所有者與經(jīng)營(yíng)者之間的利益沖突，管理者將可能投資于為自己擅長(zhǎng)的或?yàn)樽约簬硭接惺找娴姆勤A利項(xiàng)目，從而可能造成公司過度投資。風(fēng)險(xiǎn)投資的介入，不僅將為公司代理資金的支持，還將通過進(jìn)駐董事會(huì)，平衡內(nèi)部人與外部人之間的利益沖突，提升企業(yè)資本配置效率。

一、風(fēng)險(xiǎn)投資與戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)公司過度投資

我國(guó)戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)在政府大力推動(dòng)下，政策環(huán)境良好，吸引大量資源向該產(chǎn)業(yè)聚集；而對(duì)于產(chǎn)業(yè)內(nèi)公司管理者而言，公司規(guī)模的擴(kuò)張，往往既能滿足個(gè)人購(gòu)建商業(yè)帝國(guó)的成就感，也能在投資擴(kuò)張的過程中獲得更多的其他私人收益，因此，這種情況下極易發(fā)生過度投資問題。而風(fēng)險(xiǎn)投資作為一種私募股權(quán)投資基金，其目的是通過投資獲得高額回報(bào)；在其進(jìn)入企業(yè)后，一般持有一定數(shù)量的股份，并積極參與決策與管理，協(xié)調(diào)企業(yè)內(nèi)部的利益沖突。風(fēng)險(xiǎn)投資對(duì)被投資企業(yè)的監(jiān)督管理作用一般通過以下兩個(gè)途徑實(shí)現(xiàn)，其一、風(fēng)險(xiǎn)投資將會(huì)對(duì)被投資企業(yè)派駐董事，對(duì)被投資企業(yè)管理層實(shí)施積極的監(jiān)管(Barry et al, 1990；袁蓉麗等，2014)[1][21]，從而平衡企業(yè)內(nèi)部利益沖突；其二、風(fēng)險(xiǎn)投資有助于改善被投資企業(yè)高管薪酬?duì)顩r(Kaplan和Stromberg 2000; 王會(huì)娟和張然, 2012)[8][19]，從而激勵(lì)公司管理層，降低代理問題；這都將可能提升公司資本配置效率，抑制公司過度投資。同時(shí)，風(fēng)險(xiǎn)投資對(duì)被投資企業(yè)持股比例越大，風(fēng)險(xiǎn)投資與被投資公司的利益一致性越高，這將促進(jìn)風(fēng)險(xiǎn)投資更積極地參與被投資企業(yè)的監(jiān)督與管理(Bottazzi等，2008；陳工孟等，2011)[2][16]。

此外，與傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)相比，戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)由于代表了未來產(chǎn)業(yè)發(fā)展趨勢(shì)，因此，其成長(zhǎng)性更高，增值空間更大。風(fēng)險(xiǎn)投資在介入戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)后，在較高額回報(bào)的驅(qū)動(dòng)下，將會(huì)投入更多的時(shí)間與精力，積極地為新興企業(yè)成長(zhǎng)提供增值服務(wù)，從而將可能提升企業(yè)的資本配置效率，降低公司過度投資。

基于上述分析，我們提出如下假設(shè)：

假設(shè)1：風(fēng)險(xiǎn)投資與公司過度投資呈負(fù)相關(guān)關(guān)系。

假設(shè)2：風(fēng)險(xiǎn)投資持股比例與公司過度投資呈負(fù)相關(guān)關(guān)系。

假設(shè)3：風(fēng)險(xiǎn)投資對(duì)戰(zhàn)略新興產(chǎn)業(yè)的公司過度投資的改善作用強(qiáng)于非戰(zhàn)略新興公司。

二、風(fēng)險(xiǎn)投資與戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)公司投資不足

我國(guó)戰(zhàn)略性興產(chǎn)業(yè)具有先導(dǎo)性、創(chuàng)新性等特征，其市場(chǎng)往往存在較大不確定性，因此戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)內(nèi)企業(yè)經(jīng)營(yíng)也面對(duì)較大不確定性，從而企業(yè)內(nèi)外的信息不對(duì)稱程度較高。企業(yè)外部投資難以獲取該類企業(yè)經(jīng)營(yíng)發(fā)展的真切信息，從而可能誤判企業(yè)的投資價(jià)值，造成企業(yè)外部融資約束，進(jìn)而引致公司投資不足。風(fēng)險(xiǎn)投資作為機(jī)構(gòu)投資者，其在對(duì)公司投資時(shí)將會(huì)中將會(huì)對(duì)投資目標(biāo)公司進(jìn)行較篩選，因此，風(fēng)險(xiǎn)投資對(duì)被投資公司的投資可以視為對(duì)被投資公司資質(zhì)的一種鑒證(Megginson和Weiss, 1991)[10]，這有助于向資本市場(chǎng)傳遞有利的信號(hào)，降低公司內(nèi)外的信息不對(duì)稱，從而減低公司融資約束，緩解公司投資不足。此外，從資源角度來看，戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)一般是新興的創(chuàng)業(yè)企業(yè)，其對(duì)資源的需求涉及面較廣，單靠企業(yè)自身難以滿足，而風(fēng)險(xiǎn)投資機(jī)構(gòu)的介入不僅將為公司帶來自身的資金資源，還將帶來更多的關(guān)系網(wǎng)絡(luò)資源(Hochberg et al, 2007)[4]。這都將有助于企業(yè)緩解融資約束，改善企業(yè)投資不足問題。同時(shí)，風(fēng)險(xiǎn)投資對(duì)被投資企業(yè)持股比例越大，風(fēng)險(xiǎn)投資與被投資公司的利益一致性越高，這將促進(jìn)風(fēng)險(xiǎn)投資“鑒證功能”與“資源供給功能”的發(fā)揮。

此外，與傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)相比，戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)本身具有廣闊的發(fā)展前景，同時(shí)其為風(fēng)險(xiǎn)投資者帶來高額投資回報(bào)的可能性更高，因此，在其面臨融資約束時(shí)，風(fēng)險(xiǎn)投資將更愿意全力動(dòng)用自己的聲譽(yù)與資本網(wǎng)絡(luò)資源，提升企業(yè)運(yùn)營(yíng)效率，改善公司投資不足。

基于上述分析，我們提出如下假設(shè)：

假設(shè)4：風(fēng)險(xiǎn)投資與公司投資不足呈負(fù)相關(guān)關(guān)系。

假設(shè)5：風(fēng)險(xiǎn)投資持股比例與公司投資不足呈負(fù)相關(guān)關(guān)系。

假設(shè)6：風(fēng)險(xiǎn)投資對(duì)戰(zhàn)略新興產(chǎn)業(yè)的公司投資不足的改善作用強(qiáng)于非戰(zhàn)略新興公司。

研究設(shè)計(jì)

一、研究變量

1. 公司資本配置效率

本文采用Richardson(2006)[14]對(duì)過度投資效率的計(jì)算思路，將總投資分解成為維持資產(chǎn)原有狀態(tài)的投資支出IMAINTENANCE與在新方案上的投資支出INEW；其中新方案上的投資支出分為投資在凈現(xiàn)值為正的新方案上項(xiàng)目的適度投資I*NEW與額外投資——即過度投資IεNEW。則總投資可表示為：

公司新增投資INEW需要根據(jù)公司投資機(jī)會(huì)進(jìn)行估算，本文采用Hubbard(1998)[6]與Stein(2003)[15]等檢驗(yàn)的企業(yè)水平的適度投資決定因素的方法，用下式進(jìn)行估算：INEWi,t=α+β1Growth+β2Cashi,t-1+β3Agei,t-1+β4StockRi,t-1+β5Sizei,t-1+β6INEWi,t-1+∑δIndustry+∑γYear+εi,t由于我國(guó)股市投機(jī)氣氛濃厚，使得托賓Q值并不能很好地代表我國(guó)上市公司的成長(zhǎng)機(jī)會(huì)(劉國(guó)昌，2006)[18]；這里把主營(yíng)業(yè)務(wù)收入增長(zhǎng)率(Growthi,t-1)作為公司成長(zhǎng)機(jī)會(huì)的代理變量，其他可能決定公司投資的因素有：公司年初貨幣資金持有量(Cashi,t-1)，公司上市年限(Agei,t-1)，上年的股票收益率(tockRi,t-1)，公司規(guī)模(Sizei,t-1)，公司上期新增投資(INEWi,t-1)以及行業(yè)因素(Industry)和年度因素(Year)等。

為了保證對(duì)公司合理投資估計(jì)的有效性，我們采用2010～2012年度滬深股市全部A股上市公司數(shù)據(jù)，剔除了財(cái)務(wù)異常的ST類公司、金融類公司以及數(shù)據(jù)缺失的公司樣本，最后得到3年共6612家觀測(cè)樣本。首先對(duì)上述模型進(jìn)行回歸，估計(jì)出各變量前參數(shù)，進(jìn)而計(jì)算樣本公司的合理投資水平，然后用公司實(shí)際投資減去模型預(yù)測(cè)的合理投資得到公司非效率投資水平，用OInvest表示過度投資，用Underinvest表示投資不足。

2. 風(fēng)險(xiǎn)投資變量

基于現(xiàn)有相關(guān)研究文獻(xiàn)的做法(Kortum和Lerner, 2000;Ueda和Hirukawa, 2006；吳超鵬等，2012；袁蓉麗等，2014)[9][20][21]，我們把本研究中用到的風(fēng)險(xiǎn)投資變量分為三個(gè)類別，第一、風(fēng)險(xiǎn)投資介入變量，這里我們用虛擬二值變量表示，即：有風(fēng)險(xiǎn)投資結(jié)構(gòu)介入背景的公司，我們?nèi)≈?，否則，取值0。第二、風(fēng)險(xiǎn)投資介入程度變量，這里，我們用風(fēng)險(xiǎn)投資的持股占公司總股本的比例來度量，即：如若公司只有一家風(fēng)險(xiǎn)投資機(jī)構(gòu)介入，則用該風(fēng)險(xiǎn)投資機(jī)構(gòu)的持股比例來度量風(fēng)險(xiǎn)投資的介入程度；而如若公司由兩家及以上風(fēng)險(xiǎn)投資機(jī)構(gòu)介入，則用所有風(fēng)險(xiǎn)投資機(jī)構(gòu)持股之和占公司總股本的比例度量風(fēng)險(xiǎn)投資的介入程度。

3. 控制變量

根據(jù)相關(guān)研究(Jensen,1986; Richardson, 2006)[7][14]等的研究，公司投資還將受到公司股權(quán)集中度、公司高管薪酬、董事會(huì)規(guī)模、董事會(huì)獨(dú)立性、董事會(huì)領(lǐng)導(dǎo)結(jié)構(gòu)、公司規(guī)模、公司負(fù)債率、公司自有現(xiàn)金流量、公司所屬行業(yè)、年份等變量的影響；為此，本研究將控制這里變量，其中，公司股權(quán)集中度用前三位股東持股的赫芬爾德指數(shù)衡量，公司高管薪酬用公司前三位經(jīng)理的薪酬占營(yíng)業(yè)收入的比重度量；董事會(huì)規(guī)模用董事會(huì)總?cè)藬?shù)表示、董事會(huì)獨(dú)立性用外部董事人數(shù)與董事會(huì)總?cè)藬?shù)的比衡量、董事會(huì)領(lǐng)導(dǎo)結(jié)構(gòu)是董事長(zhǎng)與總經(jīng)理兼任時(shí)取值1，否則取值0、公司規(guī)模用公司期末總資產(chǎn)的自然對(duì)數(shù)度量，公司負(fù)債率用期末公司總負(fù)債與總資產(chǎn)的比率度量，公司自由現(xiàn)金流用“息前稅后利潤(rùn)+折舊與攤銷-營(yíng)運(yùn)資本增加-資本支出)/總資產(chǎn)”來表示。公司所屬行業(yè)用國(guó)家工業(yè)與信息化部公布的戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)行業(yè)分類把上市公司分為七大行業(yè)，并把行業(yè)設(shè)定為虛擬變量，屬于這一行業(yè)取值1，否則取值0。年度變量也用虛擬變量度量，屬于這一年份取值1，否則取值0。綜合上述變量的選取，下表列示了所用變量的說明與定義(見表1)。

二、研究樣本與數(shù)據(jù)來源

本研究選用我國(guó)深市創(chuàng)業(yè)板上市公司為新興產(chǎn)業(yè)公司總樣本，研究區(qū)間為2010～2012年。同時(shí)，由于當(dāng)下對(duì)戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)上市公司還不統(tǒng)一，本研究采用較權(quán)威的深圳證券交易所與中金公司合作開發(fā)的創(chuàng)業(yè)新興指數(shù)中100家樣本公司作為研究樣本，同時(shí)添加了指數(shù)推出后歷次被剔除出指數(shù)成份的新興產(chǎn)業(yè)公司(被剔除的依據(jù)與公司規(guī)模有關(guān)，并不改變公司屬于新興產(chǎn)業(yè)公司的性質(zhì))后共131家公司；同時(shí)，考慮到異常值對(duì)研究可能帶來的影響,我們對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行了縮尾處理，經(jīng)過剔除關(guān)鍵指標(biāo)缺失及有異常值的公司樣本后得到三年共318家樣本公司；總樣本公司的年度分布為：2010年95家公司，2011年118家公司以及2012年117家公司。與此同時(shí)，選用滬深兩市A股非創(chuàng)業(yè)板上市公司做為非新興產(chǎn)業(yè)對(duì)照樣本，研究區(qū)間為2010～2012年。

本研究中用到的風(fēng)險(xiǎn)投資數(shù)據(jù)來自于我們從公司招股說明書及財(cái)務(wù)年報(bào)中的手工收集，我們關(guān)于是否有風(fēng)險(xiǎn)投資介入公司的數(shù)據(jù)收集依據(jù)與吳超鵬等(2012)的做法相似，即：若上市公司股東名稱中包含“創(chuàng)業(yè)投資”或“風(fēng)險(xiǎn)投資”名稱的公司，則界定為風(fēng)險(xiǎn)投資介入的公司，此外，若股東名稱中包含“高科技投資”、“高新投資”、“創(chuàng)新投資”、“科技投資”、“信息產(chǎn)業(yè)投資”、“科技產(chǎn)業(yè)投資”、“高科技股份投資”、“高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)投資”、“技術(shù)投資”、“投資公司”等字樣的公司，則通過網(wǎng)絡(luò)搜索查詢?cè)摴蓶|的主營(yíng)業(yè)務(wù)，若其中含有“風(fēng)險(xiǎn)投資”、“創(chuàng)業(yè)投資”，則其屬于有風(fēng)險(xiǎn)投資背景；并從招股說明書及財(cái)務(wù)年報(bào)中獲取風(fēng)險(xiǎn)投資機(jī)構(gòu)的持股比例，以及單獨(dú)或聯(lián)合投資等投資策略數(shù)據(jù)信息。

表1 本文所用變量說明

本研究中用到的研發(fā)創(chuàng)新數(shù)據(jù)主要是依據(jù)我國(guó)2007年1月1日開始實(shí)施的《企業(yè)會(huì)計(jì)準(zhǔn)則》(2006)要求中企業(yè)明確披露的研究階段的投資與開發(fā)階段投資的分類，從CSMAR數(shù)據(jù)庫(kù)里調(diào)出創(chuàng)業(yè)板公司2010～2012年的數(shù)據(jù)。文中用到的其他變量也均是來自于CSMAR數(shù)據(jù)庫(kù)。

三、實(shí)證方法

本研究旨在考察風(fēng)險(xiǎn)投資及不同投資策略對(duì)公司資本配置效率的作用效果。為此，本研究將建立如下模型(見下式1)分別檢驗(yàn)風(fēng)險(xiǎn)投資對(duì)公司過度投資、投資不足的影響。

這里，公司資本配置效率變量包括公司過度投資變量(OInvest)及公司投資不足變量(UnderInvest)。風(fēng)險(xiǎn)投資(VC)變量包括兩類：其一是風(fēng)險(xiǎn)投資介入變量，這里用虛擬變量表示，即：如果有風(fēng)險(xiǎn)投資介入，取值1，否則，取值0；其二是風(fēng)險(xiǎn)投資介入程度變量，這里用風(fēng)險(xiǎn)投資持股比例表示；控制變量(Controls)包括董事會(huì)規(guī)模(Bsize)、董事會(huì)獨(dú)立性(IndpD)、董事會(huì)領(lǐng)導(dǎo)結(jié)構(gòu)(Dual)、股權(quán)集中度(Herfindahl3)、高管薪酬(Compens)、公司負(fù)債(DRatio)、規(guī)模(Size)、自由現(xiàn)金流(FCF)以及行業(yè)變量(Industry)與年度變量(Year)，ε為擾動(dòng)項(xiàng)。

檢驗(yàn)結(jié)果及解釋

一、變量描述性統(tǒng)計(jì)

表2匯報(bào)了本研究所用主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果。其中，panel A為戰(zhàn)略新興指數(shù)樣本公司的結(jié)果，公司過度投資均值為0.0467；公司投資不足均值為0.039，這反映我國(guó)創(chuàng)業(yè)板戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)上市公司過度投與投資不足共存，且存在不同程度的低效現(xiàn)象。樣本公司中VC介入相關(guān)變量結(jié)果顯示，有VC介入的公司在總樣本中的占比為82.7%；VC在企業(yè)中的持股比均值為0.195，最高持股比例達(dá)到0.5，反映我國(guó)創(chuàng)業(yè)板新興產(chǎn)業(yè)公司大部分都有風(fēng)險(xiǎn)投資支持，且風(fēng)險(xiǎn)投資持股占比較高。股權(quán)集中度的均值為0.141，反映大多數(shù)創(chuàng)業(yè)板新興產(chǎn)業(yè)公司股權(quán)比較集中。公司前三位經(jīng)理平均薪酬占營(yíng)業(yè)收入的均值達(dá)到0.003，說明我國(guó)上市公司對(duì)管理層激勵(lì)比較重視。兩職合一公司占比為42.8%，揭示我國(guó)創(chuàng)業(yè)板新興產(chǎn)業(yè)上市公司管理者權(quán)力較大。董事會(huì)規(guī)模均值約為8.6人，而獨(dú)立董事比例均值為0.351，最大為0.6，這揭示了樣本公司董事會(huì)治理有一定差異。公司負(fù)債率均值為0.190，最大值達(dá)到0.649，最小值為0.018，反映我國(guó)創(chuàng)業(yè)新興產(chǎn)業(yè)公司資本結(jié)構(gòu)存在較大差異；公司自由現(xiàn)金流均值為0.057，但最大、最小值差異較大，反映不同企業(yè)內(nèi)部資金支持投資的程度不同；公司規(guī)模的對(duì)數(shù)值反映，創(chuàng)業(yè)新興公司規(guī)模偏小。

表2 主要變量描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果

Panel B為非戰(zhàn)略新興指數(shù)樣本公司的結(jié)果，公司過度投資均值為0.059；公司投資不足均值為0.041，這表明非戰(zhàn)略新興公司也存在著過度投資與投資不足共存的情況，而且平均值均大于戰(zhàn)略新興指數(shù)樣本公司的相應(yīng)數(shù)據(jù)。與VC介入相關(guān)變量結(jié)果顯示，有VC介入的公司在總樣本中占比為76%；VC在企業(yè)中的持股比均值為0.169，最高持股比例為0.48，這表明VC介入與持股在非新興產(chǎn)業(yè)公司中也非常普遍，但總體占比和持股比例平均來說小于戰(zhàn)略新興產(chǎn)業(yè)公司。股權(quán)集中度的均值為0.188，反映大多數(shù)非新興產(chǎn)業(yè)公司股權(quán)比較集中，且高于戰(zhàn)略新興產(chǎn)業(yè)公司的平均股權(quán)集中度。公司前三位經(jīng)理平均薪酬占營(yíng)業(yè)收入的均值達(dá)到0.003，該值與戰(zhàn)略新興產(chǎn)業(yè)公司的指標(biāo)數(shù)據(jù)一致。兩職合一公司占比為50%，大于新興產(chǎn)業(yè)公司相應(yīng)指標(biāo)數(shù)據(jù)，說明管理者權(quán)力較大。董事會(huì)規(guī)模均值為8.13，獨(dú)立董事比例均值為0.38，這與戰(zhàn)略新興產(chǎn)業(yè)公司相應(yīng)指標(biāo)數(shù)據(jù)接近。公司負(fù)債率均值為-0.185，最大值為0.338，最小值為-0.842，對(duì)比之下，非戰(zhàn)略新興產(chǎn)業(yè)和戰(zhàn)略新興產(chǎn)業(yè)公司的資本結(jié)構(gòu)從組內(nèi)和組間來看均存在較大差異；同時(shí)公司自由現(xiàn)金流均值為0.188，但最大值為0.764，最小值為0.011，均值高于戰(zhàn)略新興產(chǎn)業(yè)公司，而且非戰(zhàn)略新興產(chǎn)業(yè)公司的自由現(xiàn)金流均為正，與戰(zhàn)略新興產(chǎn)業(yè)公司自由現(xiàn)金流負(fù)值的情況相異，這也與不同類型的企業(yè)發(fā)展特點(diǎn)相關(guān)。

接下來，本研究分別對(duì)過度投資組與投資不足組就是否有VC介入進(jìn)行了組間的參數(shù)與非參數(shù)檢驗(yàn)，結(jié)果如表3所示。其中Panel A匯報(bào)了戰(zhàn)略新興指數(shù)樣本公司的結(jié)果，對(duì)于過度投資組，有VC介入的公司其公司過度投資平均值低于無VC介入的公司，但其差異在統(tǒng)計(jì)上不顯著。對(duì)于投資不足組，有VC介入公司的，其公司投資不足的平均值反而高于無VC介入的公司，在統(tǒng)計(jì)上皆也不顯著，這初步反映VC介入公司將可能對(duì)公司過度投資存在一定的抑制性影響，但其顯著性不高；VC介入公司也將可能加劇公司投資不足，但其影響也不顯著。這為進(jìn)一步回歸檢驗(yàn)奠定了基礎(chǔ)。Panel B中結(jié)果顯示了非戰(zhàn)略新興指數(shù)樣本公司的結(jié)果，在過度投資組中，有VC介入的過度投資的平均水平小于沒有VC介入的組別，但是兩組的過度投資平均值并沒有顯著差異；而在投資不足組中，有VC介入與沒有VC介入有顯著差異，顯著水平為10%。其中，有VC介入的投資不足平均值更高，這一點(diǎn)與新興產(chǎn)業(yè)組別的統(tǒng)計(jì)結(jié)果一致，并且更具有顯著性。

表3 企業(yè)資本配置效率在VC介入與不介入下的差異

二、回歸檢驗(yàn)結(jié)果

1. 風(fēng)險(xiǎn)投資與戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)公司過度投資檢驗(yàn)結(jié)果及解釋

本研究首先檢驗(yàn)風(fēng)險(xiǎn)投資介入及其持股對(duì)公司過度投資的作用效果。表4匯報(bào)了風(fēng)險(xiǎn)投資與公司過度投資的回歸結(jié)果，其中Panel A匯報(bào)的是戰(zhàn)略新興指數(shù)樣本公司樣本的結(jié)果，該結(jié)果表明風(fēng)險(xiǎn)投資介入與公司過度投資呈負(fù)相關(guān)關(guān)系,但在統(tǒng)計(jì)上顯著度不高，假設(shè)1沒有得到驗(yàn)證，這反映VC介入對(duì)我國(guó)創(chuàng)業(yè)新興產(chǎn)業(yè)公司過度投資的效果不明顯。表中回歸結(jié)果進(jìn)一步顯示，風(fēng)險(xiǎn)投資持股與公司過度投資呈負(fù)相關(guān)關(guān)系，并且在10%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著，因此假設(shè)2得到驗(yàn)證，這反映我國(guó)風(fēng)險(xiǎn)投資機(jī)構(gòu)是否介入公司對(duì)公司投資的抑制作用不明顯，而風(fēng)險(xiǎn)投資對(duì)被投資公司持股比重的增加有助于抑制公司過度投資，這說明我國(guó)風(fēng)險(xiǎn)投資機(jī)構(gòu)能夠監(jiān)督企業(yè)代理問題，平衡被投資公司內(nèi)部利益沖突，從而提升公司資本配置效率。Panel B是非戰(zhàn)略新興指數(shù)樣本公司樣本的結(jié)果，結(jié)果顯示，VC介入對(duì)非戰(zhàn)略新興產(chǎn)業(yè)公司的過度投資并沒有顯著的改善。相比較而言，新興產(chǎn)業(yè)公司的VC介入和VC持股比例均對(duì)公司過度投資負(fù)相關(guān)，假設(shè)3得到了驗(yàn)證。這表明風(fēng)險(xiǎn)投資能夠顯著改善戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)的公司過度投資。

表4 風(fēng)險(xiǎn)投資與公司過度投資回歸結(jié)果

2. 風(fēng)險(xiǎn)投資與戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)公司投資不足檢驗(yàn)結(jié)果及解釋

表5匯報(bào)了風(fēng)險(xiǎn)投資與公司投資不足的回歸結(jié)果，其中Panel A匯報(bào)的是戰(zhàn)略性新興指數(shù)公司樣本的結(jié)果，該結(jié)果顯示，風(fēng)險(xiǎn)投資介入與公司投資不足呈負(fù)相關(guān)關(guān)系,但在統(tǒng)計(jì)上不顯著，假設(shè)4沒有得到驗(yàn)證，這反映VC介入對(duì)我國(guó)創(chuàng)業(yè)新興產(chǎn)業(yè)公司投資不足的效果不明顯。表中回歸結(jié)果進(jìn)一步顯示，風(fēng)險(xiǎn)投資持股與公司投資不足呈正相關(guān)關(guān)系，其在統(tǒng)計(jì)上也不顯著，因此假設(shè)5也沒有得到驗(yàn)證，這反映我國(guó)風(fēng)險(xiǎn)投資機(jī)構(gòu)是否介入公司對(duì)公司投資的抑制作用不明顯，其對(duì)被投資公司持股比重的增加沒有能夠有效發(fā)揮緩解公司投資不足的問題，這揭示我國(guó)風(fēng)險(xiǎn)投資公司對(duì)所投資公司更多的注重自有資本的注入，而不重視對(duì)被投資公司的投資后管理服務(wù)以及資源供給。Panel B匯報(bào)的是非戰(zhàn)略性新興指數(shù)公司樣本的結(jié)果。結(jié)果顯示，非新興企業(yè)的風(fēng)險(xiǎn)投資介入對(duì)企業(yè)的投資不足有促進(jìn)的影響，但并不顯著；而風(fēng)險(xiǎn)投資持股比例對(duì)企業(yè)的投資不足有顯著性水平為1%的正相關(guān)關(guān)系，即風(fēng)投持股比例越高，則非新興企業(yè)的投資不足越嚴(yán)重。這一結(jié)論對(duì)比在一定程度上以逆否的方式佐證了假設(shè)6。最終實(shí)證結(jié)果表明，不論是新興產(chǎn)業(yè)公司還是非新興產(chǎn)業(yè)公司，風(fēng)險(xiǎn)投資的介入與持股比例均沒有改善公司的投資不足問題，甚至加劇投資不足。

表5 風(fēng)險(xiǎn)投資與公司投資不足回歸結(jié)果

研究結(jié)論

現(xiàn)有關(guān)于風(fēng)險(xiǎn)投資對(duì)企業(yè)作用效果的研究多集中在企業(yè)創(chuàng)新及首次公開發(fā)行領(lǐng)域，而很少關(guān)注風(fēng)險(xiǎn)投資在投資后對(duì)公司投融資效率的影響，更沒有關(guān)注高成長(zhǎng)性的戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)公司，本文聚焦創(chuàng)業(yè)板戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)上市公司，考察風(fēng)險(xiǎn)投資介入及其持股對(duì)我國(guó)創(chuàng)業(yè)板戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)上市公司資本配置效率的作用效果。

本研究發(fā)現(xiàn)，風(fēng)險(xiǎn)投資介入與否沒能對(duì)公司資本配置效率(包括過度投資、投資不足)產(chǎn)生顯著影響；而風(fēng)險(xiǎn)投資對(duì)被投資公司持股比重的提高將顯著抑制公司過度投資，但其對(duì)公司投資不足沒有發(fā)揮應(yīng)有的改善作用。且與非新興產(chǎn)業(yè)的公司相比，風(fēng)險(xiǎn)投資持股能夠有效改善戰(zhàn)略新興產(chǎn)業(yè)的公司過度投資，也能改善投資不足問題。這揭示我國(guó)風(fēng)險(xiǎn)投資機(jī)構(gòu)能夠監(jiān)督企業(yè)代理問題，平衡被投資公司內(nèi)部利益沖突，從而提升公司資本配置效率；而風(fēng)險(xiǎn)投資公司對(duì)所投資公司更注重自有資本的注入，而不重視對(duì)被投資公司的投資后管理服務(wù)以及資源供給。

這啟示我們可以通過引導(dǎo)與促進(jìn)風(fēng)險(xiǎn)投資的介入及管理積極性入手，促進(jìn)戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新發(fā)展，從而為我國(guó)產(chǎn)業(yè)升級(jí)、轉(zhuǎn)型發(fā)展提供創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)發(fā)展動(dòng)力。

注釋

1. 2012年5月30日，國(guó)務(wù)院總理溫家寶主持召開常務(wù)會(huì)議，討論通過了《“十二五 ”國(guó)家戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)發(fā)展規(guī)劃》，提出了節(jié)能環(huán)保、新一代信息技術(shù)、生物、高端裝備制造、新能源、新材料以及新能源汽車等七大戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)的重點(diǎn)發(fā)展方向和主要任務(wù)，并提出了20項(xiàng)工程。