风险投资对我国上市企业ipo后的影响研究

风险投资对我国上市企业ipo后的影响研究

1风投持股企业上市的影响近年来，风险投资公司在其子公司广州上市过程中的作用引起了学术界的关注。广大学者在信息经济学的框架下,着重研究风险投资持股因素对于上市企业信息质量的影响,形成了两派截然不同的观点。一派以认证理论为代表,认为风险投资公司作为拥有诚信资本的投资人,对于其持股企业起到了预先评价的作用,也即对其质量进行了预先认证,因此降低了企业IPO中的信息不对称程度。而以逐名动机理论为代表的另一派则认为,大多数年轻的风险投资公司为了尽快确定其在行业的地位,不惜承担将其持股企业过早上市的成本与风险,以获得市场声誉,也即所谓的“逐名”,因此风险投资公司有激励隐瞒企业的内部信息,使得IPO中的信息不对称情况加剧。目前,国内相关研究尚不多见。本文试借鉴国外学者的研究经验与成果,利用我国资本市场有关数据,初步研究我国风险投资对于其持股企业上市的影响作用,以起到抛砖引玉的作用。我们将在控制发行价格、承销规模、承销商声誉等对于承销费率具有显著影响的变量下,检验风投持股因素对于上市承销费率的影响。根据前面的论述,我们知道,若风投持股企业的承销费率较低,则结果支持认证理论;若风投持股企业的承销费率较高,则结果支持逐名效应。2风险投资第三方的要求Allen和Faulhaber(1989),Grinblatt和Huang(1989)以及Welch(1989)将信息不对称理论用于资本市场,预言拟上市公司股东及内部人员有激励隐藏有关公司的内部信息。Booth和Smith(1986)基于此提出了第三方认证理论,并提出该第三方必须满足一定的条件:必须具备信誉资本;它做出不实认证所获得的最大可能收益必须小于其信誉成本;上市企业租用它的认证服务必须支付高成本。首先,学者们首先验证了风投具有信誉资本,Sahlman(1990)证明了风险投资的信誉资本大于做出伪认证的最大可能收益。Morris(1987),Gartner(1988)和Sahlman(1990)证明上市企业获得风险投资认证须支付较高成本且成本结构须使均衡时的市场能够区分信息质量高和低的企业。另一方面,Gompers(1996)提出了“逐名理论”(GrandstandingTheory),证明年轻的风险投资公司会急于将旗下的企业上市,以尽快博得在业内的声誉。Ellison(1995)证明公司声誉和过往表现是资本市场上吸引投资者的关键因素。而Gompers则把这一论断应用到风险投资业中,他认为在风险投资业中,公司融资的难易程度和其声誉高度相关。3公司模拟的并购所带动的资金来源从2005年起我国股票市场开始了股权分置改革,2006年至2007年,我国资本市场在股改的背景下快速发展,市场流通性大大提高。因此,本文选取的样本空间为2006年至2007年在我国资本市场(包括沪市和深市主板、中小板)上市的共191家企业,将其依照是否由风投持股分为两组样本。我们判断企业是否为风投持股的标准为:在企业招股说明书的“上市前股东持股比例”项中,如果出现“创新投资”、“风险投资”、“创业投资”等字样,即认为该上市公司由风投持股。依照上述标准,在上述191家上市公司中共有46家由风投持股,其余145家企业为非风投持股企业。上港集团(600018)、太平洋(601099)以及中国铝业(601600)没有披露它们的首发募集资金及发行费用,因此将其从样本中剔除,最后我们的一组样本为46家风投持股企业,另一组样本为142家非风投持股企业。由于中国证监会并没有强制要求上市企业在其招股说明书中披露承销商费用,我们采用公司招股说明书中的发行费用来代替承销费用,这样做的理由是:首先,发行费用的绝大部分为承销费用,因此承销费用的数量特征也决定了发行费用的数量特征;其次,发行费用中还包括审计师费用,而根据学界的普遍结论,审计师也倾向于认为由风投持股的企业披露的内部信息更多,审计成本更低,因此收取更低的审计费用,这与我们要重点分析的承销商行为是一致的,因此不会我们的分析结果产生影响。为了保持变量的可比性,我们用发行费用除以总发行金额得到发行费率作为我们的变量。4运营成本差异研究4.1不同q-q曲线检验首先要检验样本是否来自正态总体,我们用SPSS软件作出两组样本各自的Q-Q曲线(Quantile-QuantilePlot)如下:从图中可以看出,两条Q-Q曲线与直线均较好拟合,说明样本来自于正态总体,这为我们接下来采用独立样本t检验提供了前提。4.2独立样本的认定我们的样本来自于同一时段同一地点的上市企业,这些上市企业集中于某几个行业,而且规模相近。因此,我们在选取样本时就已经保持了样本在其它方面的同质性,也即除去是否由风投持股这一因素,其它主要因素对两组样本的影响是同质且随机的,因此我们认定两组样本是独立样本。我们分别计算出两组样本发行费率的均值,在“两组样本来自同一正态总体即总体同方差、同均值”的零假设下进行假设检验,其SPSS结果如下:可以看到,2006年-2007年在我国大陆资本市场上市的所有企业中,非风投持股企业的平均发行费率为5.77%,风投持股企业的平均发行费率为6.96%;在5%的显著性水平下,独立样本t检验结果首先拒绝了同方差假设,而后在异方差的前提下又拒绝同均值假设。由此我们可以看到,两组样本总体均值显著不同,且风投持股企业的发行费率高于非风投持股企业。4.3风投企业平均发行转化率的显著性分析我们再来对两组样本进行方差分析,零假设为两组样本总体均值相等,备择假设为两组样本总体均值不等,用SPSS进行方差分析结果为:在5%的显著性水平下,我们可以看到结果拒绝零假设,即风投持股企业的平均发行费率与非风投企业的平均发行费率存在显著差异。5关于统一费率决定模型的研究5.1综合结果、效应分析和指标设定我们的计量经济学模型如下:Y/M=β0+β1+(P1-P0)+β2(P-P0)2+β3M+β4IB+β5VC+μ(1)其中的变量以及各自的意义如下:P-股票内在价值,用股票七日内的成交均价代表P0-股票发行价格P1-股票上市后首个交易日开盘价格我们用P1-P0表示“当期收入效应”对承销费用的影响。投资银行预期的股票上市初期在二级市场上的价格P1与发行价格P0之差越大,承销商在二级市场上抛售股票的获利就越大,IPO失败的风险就越低,因此投资银行的收益就越大,就会要求较低的承销费用。我们用P与P0差的平方表示“长期声誉效应”对承销费用的影响。承销商能够比较准确判断待上市股票的真实价值,根据声誉效应理论,IPO发行价格和股票真实价值的差越大,承销商声誉受到的损害就越大,导致未来收入降低,因此要求更多的当期承销费用作为补偿,我们预计这一项对于承销费用的影响为正。而之所以用IPO发行价格和股票真实价值差的平方来加强市场份额效应的影响,是因为承销商更看重“市场份额效应”。我们选取新股上市七日内成交均价作为其内在价值的代表,这里的内在价值是指投资银行主观上的期望内在价值,因为我们的模型阐述的是投资银行在收取费用的决策过程。投资银行能够利用专业知识和经验比较准确的判断股票的内在价值,因此我们认为股票发行者即投资银行的客户确信投资银行能够比较准确地把握上市公司股票的内在价值并把企业股票上市后短期(第一交易日)内的平均表现作为股票内在价值的期望值。Y-投资银行收取的承销费用,用发行费用替代M-发行规模IB-主承销商声誉变量我们设置了表示承销商声誉的虚拟变量IB,规定如果上市公司的主承销商为知名承销商,则该上市公司的IB变量取1,反之取0。关于如何判定上市公司的主承销商是否“知名”,我们选取了中国证券业协会公布的“2007年度证券公司会员承销业务的排名情况”作为评价标准。根据上述公报,2007年度106家证券公司会员中,按照股票及债券承销金额排名前十名的证券公司为“知名”承销商,IB变量取1,其它承销商为“非知名”承销商,IB变量取0。VC-拟上市公司是否由风投持股虚拟变量判断标准如前所述,由风投持股的公司VC变量取1,非风投持股的公司VC变量取0。5.2评估结果表明5.2.1模型拟合优度检验我们用Eview3.1软件对样本进行普通最小二乘估计,结果如下:从结果看,对于上述计量经济学模型,我们知道:模型的可决系数为0.26,调整的可决系数24%,拟合优度比较理想。模型的F统计量F=12.96,取0.01的显著性水平,F统计量仍然落在拒绝域中,即模型所有系数中存在显著不为0的项,说明模型整体解释力显著。从各个解释变量来看,在5%的显著性水平下,常数项、M项以及IB项的系数通过了变量显著性t检验,说明它们对于被解释变量具有显著性的影响。其中M项前的系数为负,表明发行规模越大,投资银行收取的发行费率越低;IB项前的系数为负,说明声誉高的投资银行收取的费率反而较低。5.2.2普通最小二乘法参数估计量的有效性由于我们的上述模型采用的样本是同一时间段的截面数据,在不同样本点上解释变量以外的其他因素的差异较大,所以模型样本很有可能存在异方差性。所谓异方差性,是指模型的随机干扰项项μi的方差并不是常数,即var(μi)=σi≠σ。如果模型存在异方差性的问题,那么普通最小二乘法参数估计量不具备有效性。我们使用G-Q(Goldfeld-Quandt)方法来检验模型是否存在异方差性。我们首先把187个样本按照发行规模由小及大进行排序,然后去掉中间的47个样本点,取剩下的两个子样,两个子样分别包含70个样本。然后用Eviews软件分别对两个子样进行最小二乘估计,得到:在模型同方差的零假设下,构造F统计量F=0.013931/0.004898=2.84,在5%的显著性水平下,拒绝域的临界值为1.51,显然有2.84>1.51,F统计量落在拒绝域内,故有理由拒绝同方差的零假设,可知模型样本存在异方差性,而且随机干扰项的方差与发行规模变量之间存在负相关关系。5.2.3最小二乘估计因此,原来的最小二乘法估计并不是有效的估计方法,因此我们采用加权最小二乘法对样本进行估计。其方法为:对原模型用残差绝对值之倒数进行加权,以消除异方差性,即以下新模型进行最小二乘估计:Y/M|e˜|=[β0+β1(P1−P0)+β2(P−P0)2+β3M+β4IB+β5VC]/|e˜|(2)Y/Μ|e˜|=[β0+β1(Ρ1-Ρ0)+β2(Ρ-Ρ0)2+β3Μ+β4ΙB+β5VC]/|e˜|(2)其Eviews结果为:我们可以看到,模型拟合优度很好,各解释变量均通过了变量的显著性检验。6风险投资与上市公司年龄模型的研究6.1行业虚拟变量为了检验我国风险投资行业中是否存在逐名动机,我们将建立计量经济学模型以检验风投持股因素对上市公司年龄的影响。我们必须注意到,行业因素对于上市公司的年龄影响很大,我们在研究的过程中必须将其剔除;再者,风投持股与行业因素很可能对上市公司的年龄产生交叉影响,因为风险投资本身对于某些行业的投资比例就比较高,其更加青睐高技术、高成长行业。因此,综合考虑以上因素,我们将逐名动机模型设定为:age=α0+α1VC+α2VC·industry+α3industry+ε(3)其中age为上市公司的年龄,即公司从成立到上市的时间,以年为单位;VC的意义与承销费率决定模型完全相同。industry为行业虚拟变量。按照证监会的行业分类指引,我们将2006-2007年A股市场上市企业进行了分类。另2002年7月国家统计局印发的《高技术产业统计分类目录的通知》,将中国高技术产业的范围划定为航天航空器制造业、电子及通信设备制造业、电子计算机及办公设备制造业、医药制造业和医疗设备及仪器仪表制造业等行业。我们按照上述标准对所有上市公司进行考察,发现共有45家公司属于高技术产业范畴,我们将其industry变量设定为1;其余143家公司的industry变量取0。我们还引入VC与industry的乘积项,以分离出风投持股与行业因素的交叉影响。6.2风投实施与行业对上市公司年龄的影响我们用Eviews对187个样本进行普通最小二乘法估计的结果如下:结果显示,高技术产业的上市公司年龄较小;风投持股与行业对上市公司年龄的交叉影响为正,说明风投的确偏好高技术产业;而最重要的,相比非VC持股企业的,VC持股企业选择更早上市。7评估结果表明的结果7.1长期声誉效应:大型投资企业按照上面的论述,在包销之下,P1-P0前的系数应该为负数,(P-P0)^2前的系数应该为正数。但是我们的估计结果却恰恰相反,这样的估计结果在当时我国资本市场的实际情况相符合。首先,2006年至2007年我国资本市场经历了空前繁荣时期,卖方市场格局明显,新股往往供不应求,很少出现代销后新股出现剩余的情况。因此实际上,券商们根本无法获得这笔利益,其反而成了券商的机会成本,即P1-P0越大,券商选择余额包销而非包销的机会成本越大,因此券商要求更高的承销费用作为补偿。另一方面,在新股供不应求的前提下,股票内在价格高于发行价格越多,投资者炒新股的收益就会越大,他们对于承销商和发行者这种“让利行为”就会愈发青睐,这使得承销商和发行者在广大投资者中建立了良好的声誉。而当需求不再旺盛,股票供过于求时,发行者再进行增发或者承销商承销新的股票,原来的一些投资者就会慕名前来,这将增加了股票的需求,使得发行者和承销商获益。我们不妨也将其称为一种“长期声誉效应”。根据这种效应,当股票供不应求时,(P-P0)^2越大,投资银行给投资者的“让利”越多,将使得投资者对于投资银行产生青睐,这样当股票供过于求时,投资银行仍然保有一定的业务量,即保持了业务流的稳定,因此(P-P0)^2越大,投资银行要求的费率补偿越小。发行规模我们的结果还显示,发行费率与发行规模成负相关关系。这一点与实际相符合。发行规模越大,意味着投资银行在这笔业务中的工作量也越大,投人的人力、物力和财力也相应越多。因此,承销费是随着发行规模的增大而增加的。另一方面,发行规模与承销费率却是负相关关系。究其原因,在一个发行项目的总成本中,有相当多的支出是与发行规模无关的。例如,不论某笔发行业务的规模多大,投资银行、客户、政府部门、投资者等各方当事人之间的沟通与协调都不可避免,因而都会产生差旅费和通讯费并且相差无几间接成本中的内部部门协助费用、投资银行风险管理与控制发生的费用等。正是由于存在这些较为固定的成本,所以承销费并不随着发行规模的增长而同比例增长,前者增长幅度要小于后者。在发行费率上就表现为:发行规模越大,承销费率越小。承销商声誉我们的结果还显示,承销商声誉变量与承销费率之间存在负相关关系,即高质量的承销商每单位承销金额收取的费用较少,与Livingston和Miller(2000)的研究结果相一致,即相对于低声誉承销商而言,高声誉承销商收取的承销费用反而较低。我们对此的解释与田嘉和占卫华(2000)相近,即中国投资银行在进行承销时并没有显著利用自己的名誉优势。我国投资银行正处于发展阶段,虽然发展速度很快,但远未达到先进的水平。业内的垄断优势仍十分明显,各公司虽然开始意识到品牌的作用,但做得还很不够,很多公司坐吃老本、靠关系吃饭现象严重,不重视打造真正的核心竞争力。另一方面,由于2006年至2007年我国资本市场新股供不应求的状况,发行企业并不担心发行风险,导致在选择承销商时主要看关系图实惠,而并不重视券商的品牌。因此,业务量大,总承销金额大的券商往往是那些关系网广、平均成本低的大型券商,它们收取更低的平均费率以争夺客户,这就造成了我们模型中所估计的投资银行声誉与发行费率负相关的结果。7.2双方在不断推进上市的同时,会面临更多的沟通成本从实证的结果来看,投资银行对于由风投持股的上市企业会收取更高的费率。我们将用前述Gompers(1996)提出的“逐名理论”来解释我们的估计结果。前述有关逐名动机模型的估计结果也证实了,在我国资本市场上VC持股上市企业的年龄显著较轻。对于投资银行来说,承销由年轻风险投资公司持股的企业股票会花费它们更多的精力。首先,年轻的风险投资公司往往与投资银行的业务往来较少,双方在磨合与形成默契上需要更多的沟通成本;第二,既然年轻的风险投资公司有将其旗下企业尽快上市的激励,那么它们必然会有意隐瞒部分内部信息以抬高企业新股的价格,从而减小由于过早上市所产生的资金损失。投资银行在了解了上述动机后不得不动用更多的人力物力进行尽职调查,这将大大增加其承销的成本;第三,一般来说上市公司的年龄越小,发行风险越大,根据风险报酬相匹配的原则,投资银行要求更高的收费。根据以上三点,投资银行在承销年轻风投公司持股的企业是会收取更高的承销费用。结合我国风险投资行业的实际情况来看,虽然处于行业的大发展时期,但是大多数公司成立时间尚短,经营模式也不稳定,市场认同度并不高。在我国风险投资公司中,通过公开发行上市退出的方式尚不流行,而且质量较好的风投持股企业往往选择在香港或者国外上市,而我们选取的样本只包含了在国内资本市场上市的风投持股企业。因此我们有理由相信,上述风险投资行业的“逐名理论”在我国当前的情况下是成立的,即在我国风险投资公司由于处于发展初期,往往急于将旗下公司上市以赢得市场地位,从而表现出旗下上市公司的承销费率较高,这一点与我们的估计结果相一致。8异方差性估计结果的改进我们选取了2006年至2007年在中国大陆资本市场上市的所有企业作为样本空间,根据是否由风险投资公司持股分为两组样本,并对这两组样本在承销费率变量上进行了独立样本t检验以及方差检验,结果显示风险投资公司持股上市公司的承销费率要显著地高于非风险投资公司持股的上市公司。这说明风险投资公司的认证效应在我国资本市场上并不成立。然后,我们从投资银行承销费用决定的角度出发,以承销费率为被解释变量,以投资银行当期收入、长期市场份额、发行总金额等实变量以及投资银行声誉、上市企业是否由风险投资公司持股等虚拟变量为解释变量,建立了多元回归模型。并对我们的样