付 輝，周方召(江南大學 商學院，江蘇 無錫 214122)

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創(chuàng)業(yè)企業(yè)IPO靠自己還是靠“風投”？
——基于雙邊選擇效應視角的經驗證據

付 輝，周方召
(江南大學 商學院，江蘇 無錫 214122)

風險投資的增值職能對創(chuàng)業(yè)企業(yè)至關重要，是風險投資領域最重要的研究問題之一?，F(xiàn)有文獻側重于風險投資增值職能與單邊選擇效應的分離識別。文章提出雙邊選擇效應與風險投資增值職能的區(qū)分，研究了風險投資增值職能對企業(yè)IPO結果的作用機制。文章利用1999-2009年風險投資機構投資中國創(chuàng)業(yè)企業(yè)的1 623個樣本，以及截至2016年6月30日被投資企業(yè)IPO成功與否的數據，考察了風險投資機構是否發(fā)揮了增值職能。文章在充分考慮“好風投”與“好企業(yè)”更容易結合的雙邊選擇效應基礎上，同時考察了風險投資機構和創(chuàng)業(yè)企業(yè)自身在IPO過程中可能存在的“增值效應”。實證分析和穩(wěn)健性檢驗均表明，“好風投”未能充分發(fā)揮對創(chuàng)業(yè)企業(yè)的增值效應，在推動IPO方面的影響并不顯著，而創(chuàng)業(yè)企業(yè)的自身優(yōu)勢才是其更容易成功IPO的主要決定因素。文章的研究為理解風險投資機構的增值職能提供了新的視角，有助于正確認識風險投資機構和創(chuàng)業(yè)企業(yè)的行為特征及其經濟效率。

風險投資；創(chuàng)業(yè)企業(yè)；首次公開發(fā)行；雙邊選擇效應；增值效應

一、引 言

風險投資(也稱創(chuàng)業(yè)投資)是一項發(fā)現(xiàn)價值、創(chuàng)造價值的投資行為，是全球經濟發(fā)展創(chuàng)新最重要的推動力量之一。在由風險投資機構和創(chuàng)業(yè)企業(yè)構成的風險投資市場中，風險投資機構通過為企業(yè)提供融資，參與創(chuàng)業(yè)管理，為企業(yè)成長發(fā)揮增值職能。在企業(yè)成長過程中，除了自身的努力外，風險投資通過提供價值增值服務來提升企業(yè)市場價值，推動企業(yè)發(fā)展，幫助企業(yè)順利首次公開發(fā)行(IPO)，而風險投資機構也能在IPO后順利退出并取得巨大的收益。風險投資在中國發(fā)展已近30年，阿里巴巴、百度、騰訊等中國互聯(lián)網公司在早期發(fā)展階段均有過風險投資提供融資服務的經歷。風險投資也越來越成為中國金融市場的重要組成部分，目前中國已成為全球第二大風險投資市場。

為了有效貫徹實施“大眾創(chuàng)業(yè)、萬眾創(chuàng)新”的國家戰(zhàn)略，使中國經濟更具國際競爭力，不僅需要更快、更好、更加有效地推動創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)本身，還需要更加豐富的金融體系來支持、催化與助推。這就意味著更好地發(fā)展專業(yè)化的風險投資市場，豐富與完善現(xiàn)有金融體系，已成為當前的一個重要任務。1998年成思危先生在全國兩會上提交《關于盡快發(fā)展我國風險投資事業(yè)的提案》，這個引發(fā)高科技產業(yè)新高潮的“一號提案”對我國風險投資事業(yè)的發(fā)展起到了重大的積極作用。自提案至今已逾19年，風險投資機構對我國創(chuàng)業(yè)企業(yè)的增值效應與作用機制，就成為亟待研究的問題。那么，如何測度和評價風險投資對中國企業(yè)成長發(fā)展的作用，“好風投”會使創(chuàng)業(yè)企業(yè)變得更好嗎？風險投資對中國企業(yè)IPO發(fā)揮了增值效應嗎？對以上問題的探討和回答正是本文所關注的焦點。

已有文獻均強調了風險投資對被投資企業(yè)存在的選擇效應(Selectioneffect)和增值效應(Effectofvalueadding)，特別是在風險投資對企業(yè)增值職能的作用機制方面產生了很多的研究成果(S?rensen，2007；Peneder，2010；Dai等，2012；Knockaert和Vanacker，2013；Bernstein等，2016；Dutta和Folta，2016)。然而，風險投資究竟是選擇了好企業(yè)而搭上其發(fā)展的“順風車”，還是確實發(fā)揮了增值職能而提高了企業(yè)IPO的可能性？如果缺乏對選擇效應的控制，經驗研究過程中就會產生樣本選擇偏誤問題，這成為有效識別和估計風險投資是否發(fā)揮增值職能的主要障礙。風險投資機構的選擇效應在某種意義上是一種發(fā)現(xiàn)價值的行為，但是對企業(yè)并未產生實質性的增值貢獻。如果不對風險投資機構的選擇效應和增值效應進行嚴格區(qū)分，就可能無法準確識別和估計其增值效應。本文在已有研究的基礎上，控制風險投資和企業(yè)的雙邊選擇效應，利用中國這一新興市場數據，深入探討了風險投資對企業(yè)IPO成功與否的影響。

本文的貢獻和創(chuàng)新主要體現(xiàn)在以下三個方面：第一，已有文獻往往只注意到風險投資的選擇效應，而忽略了企業(yè)自身的選擇效應。本文提出企業(yè)也可能具有選擇行為和能力，從而突破了原有的單邊選擇效應限制，以雙邊選擇效應視角對風險投資的增值效應進行了識別。第二，在控制雙邊選擇效應的基礎上，進一步探討和發(fā)現(xiàn)自身因素(如發(fā)展?jié)摿?對企業(yè)能否成功IPO的影響，從而為今后風險投資和被投資企業(yè)的成功合作提供了更為豐富的經驗。第三，本文基于雙邊選擇效應的視角，實證檢驗了風險投資和企業(yè)自身對企業(yè)IPO結果是否發(fā)揮增值職能，豐富了已有相關文獻的研究視角，也為風險投資實踐與企業(yè)創(chuàng)業(yè)提供了經驗證據。

二、文獻綜述

(一)風險投資機構的職能

風險投資對企業(yè)的發(fā)展可能發(fā)揮兩個方面的重要職能：(1)代替銀行提供資本融資服務；(2)參與企業(yè)監(jiān)管，協(xié)助企業(yè)成長，發(fā)揮價值增值職能。風險投資一般通過對企業(yè)的甄別(Screening)效應和監(jiān)督(Monitoring)效應(Barry等，1990；Kaplan和Str?mberg，2001)來發(fā)揮以上兩個職能。甄別效應反映了風險投資對更具發(fā)展?jié)摿ζ髽I(yè)的挑選和青睞，這實際上是風險投資在“投資”階段的單邊選擇效應；監(jiān)督效應則反映了風險投資為防范被投資企業(yè)的道德風險而進行有效監(jiān)督，提供專業(yè)化企業(yè)管理服務，協(xié)助企業(yè)成長，這實際上是風險投資在“監(jiān)管”階段所發(fā)揮的增值職能。因此，風險投資在“投資”階段的選擇效應不同于其在“監(jiān)管”階段的增值職能。

隨著本領域研究的深入，Megginson和Weiss(1991)提出風險投資對企業(yè)具有鑒證(Certification)效應，即風險投資以自身的專業(yè)服務職能和業(yè)界聲譽等軟條件，凸顯被投資企業(yè)的發(fā)展?jié)摿εc成長性。Gompers(1996)提出風險投資的逐名(Grandstanding)效應，強調了年輕風險投資更傾向于推動企業(yè)盡早上市，以提高自身市場知名度和聲譽。鑒證效應發(fā)揮作用或許正是來源于監(jiān)督效應的有效性。Megginson和Weiss(1991)也指出，有了風險投資參與，被投資企業(yè)會吸引更好的承銷商、審計師和會計師事務所幫助其上市。因此，可以認為鑒證效應也是一種增值效應。那么，在選擇效應之外，風險投資的監(jiān)管職能是否對被投資企業(yè)IPO結果發(fā)揮了增值效應呢？這是本文所關注的焦點問題。

(二)風險投資的(單邊)選擇效應與增值效應

在風險投資對企業(yè)IPO影響效應的研究中，S?rensen(2007)以及Bottazzi等(2008)重點關注了風險投資傾向于選擇好企業(yè)所引致的樣本選擇偏差(Sample selection bias)問題，并提出風險投資對企業(yè)具有(單邊的)排序選擇效應和價值增值效應。風險投資的排序選擇效應表現(xiàn)為，高資質(經驗豐富)的風險投資傾向于挑選更具發(fā)展前景的企業(yè)；而風險投資的價值增值效應體現(xiàn)為，風險投資資質越高，其對企業(yè)的價值增值越強。因此，S?rensen(2007)以及Bottazzi等(2008)將選擇效應與增值效應相區(qū)分，發(fā)展形成了較為成熟的S?rensen-Heckman兩階段回歸分析方法。Dai等(2012)通過考察亞洲風險投資市場，發(fā)現(xiàn)同時有本土和外資背景的風險投資機構具有更好的增值效應，會使創(chuàng)業(yè)企業(yè)更容易成功上市。Tian(2012)發(fā)現(xiàn)風險投資辛迪加形式促進了增值效應的發(fā)揮，更有利于企業(yè)成功上市。

實際上，如果對風險投資增值效應和選擇效應的區(qū)分關注不足，則往往會采用有無風險投資支持的企業(yè)樣本進行實證研究。關于風險投資對企業(yè)IPO影響的大量文獻(Barry等，1990；Kaplan和Str?mberg，2001；Puri和Zarutskie，2012；Croce等，2013；Guo和Jiang，2013)在研究方法上較為普遍地使用具有風險投資背景和沒有風險投資背景的上市企業(yè)樣本直接進行回歸，以探討風險投資對企業(yè)的增值職能，但對風險投資可能具有的選擇效應關注不足。國內相關研究也取得了很多重要成果，但多數文獻也是采用有無風險投資的樣本，對企業(yè)成長(付雷鳴等，2012；趙靜梅等，2015)、IPO抑價(陳工孟等，2011；周翔翼等，2014；李曜和王秀軍，2015；許昊等，2015)以及IPO后股票波動與收益表現(xiàn)(張學勇和廖理，2011；孫楊等，2012；徐欣和夏蕓，2015；張學勇和張葉青，2016)等進行經驗研究。

近年來，最新的文獻開始注重風險投資選擇效應與增值效應的區(qū)分，使用只有風險投資參與的企業(yè)樣本數據。Croce等(2013)注意到風險投資可能具有的甄別效應和增值效應問題(Barry等，1990；Kaplan和Str?mberg，2001)，甄別效應意味著風險投資對企業(yè)的投資并不是隨機的，而是存在選擇效應。國內也有文獻開始涉及風險投資選擇效應和增值效應的區(qū)分(王秀軍和李曜，2016)。關于風險投資對企業(yè)IPO的影響機理，最新文獻(Peneder，2010；Dai等，2012；Knockaert和Vanacker，2013；Bernstein等，2016；Dutta和Folta，2016)基本形成這樣的共識：首先，提供融資服務；其次，具有投資好企業(yè)的單邊選擇效應；最后，發(fā)揮增值職能。Bernstein等(2016)認為，如果直接使用具有風險投資背景和沒有風險投資背景的企業(yè)樣本進行實證研究，則忽略了風險投資的甄別(選擇)效應所產生的樣本選擇問題。他們實際上傾向于以S?rensen(2007)以及Bottazzi等(2008)為代表的研究方式，即使用有風險投資背景的企業(yè)樣本識別風險投資的選擇效應和增值效應，從而減輕樣本選擇偏誤問題。

(三)創(chuàng)業(yè)企業(yè)自身的選擇效應與增值效應

大量文獻關注到風險投資與企業(yè)之間存在雙邊道德風險問題(Casamatta，2003；Schmidt，2003；Repullo和Suarez，2004；Hellmann，2006；Fairchild，2011a，b；郭文新等，2010；殷林森，2010；吳斌等，2012；陳逢文等，2013)，即風險投資和企業(yè)都可能會隱藏影響企業(yè)發(fā)展的信息(或行動)。這意味著雙方均會對企業(yè)成長發(fā)揮價值增值作用(Hellmann，2006；Fairchild，2011a，b)，風險投資和企業(yè)均可能具有選擇行為的能力，從而存在雙邊選擇效應。

關于風險投資對企業(yè)成長發(fā)揮的選擇效應問題，現(xiàn)有文獻的關注焦點基本上停留在S?rensen(2007)以及Bottazzi等(2008)所強調的單邊排序選擇效應上。付輝(2015a，b)強調風險投資與企業(yè)之間存在雙邊道德風險問題，兩者之間是一種“門當戶對”式匹配結構模式。本文基于這種“門當戶對”式匹配結構的觀點，進一步指出企業(yè)可能也具有選擇效應，并將這種效應與風險投資所具有的選擇效應相對應，提出風險投資與企業(yè)之間可能存在雙邊選擇效應。這意味著，除了風險投資的選擇行為之外，企業(yè)的選擇行為也是樣本選擇問題產生的一個重要原因。

三、研究設計

(一)一個簡單的例子

假定有這樣四個風險投資，分別是兩個“好風投”和兩個“壞風投”；還有四個企業(yè)，分別是兩個“好企業(yè)”和兩個“壞企業(yè)”；每個風險投資只投資一個企業(yè)，一個企業(yè)也只能接受一個風險投資。企業(yè)獲得融資后的產出結果由一個方程決定：y=α+β×VC*+γ×EN*。其中，“好風投”取值為VC*=1，“壞風投”取值為VC*=0；“好企業(yè)”取值為EN*=1，“壞企業(yè)”取值為EN*=0。若α=1，β=2，γ=3，則產出結果見表1。

表1 產出結果的例子

設定α、β、γ都是待估計的參數，那么對于分別刻畫風險投資和企業(yè)“好壞”特質的代理變量VC*和EN*，就可以建立以下的回歸模型：

y=α+β×VC*+γ×EN*+ε

(1)

y=α+β×VC*+γ×EN*+λ×X+ε

(2)

(二)選擇效應假設與模型框架

在上述的例子中，四個企業(yè)分別獲得了四個風險投資的融資，這一過程可以理解為隨機匹配的過程，即“好”“壞”風險投資機構與“好”“壞”創(chuàng)業(yè)企業(yè)之間的匹配是隨機發(fā)生的，也意味著產出結果的觀測樣本是隨機分布的。但是現(xiàn)有文獻指出，風險投資與企業(yè)在匹配過程中存在選擇效應。

1.單邊選擇效應。S?rensen(2007)以及Bottazzi等(2008)結合Heckman樣本選擇模型(Heckman，1979)，強調了風險投資對創(chuàng)業(yè)企業(yè)的單邊選擇效應，發(fā)展形成S?rensen-Heckman兩階段回歸模型來應對單邊選擇效應所引致的樣本選擇問題。

第一階段，風險投資單邊選擇效應下企業(yè)是否獲得融資的匹配模型為：

(3)

其中，matchij=1表示企業(yè)j獲得風險投資i的融資，是實際發(fā)生的匹配結果；matchij=0表示企業(yè)j沒有獲得風險投資i的融資，是未發(fā)生的潛在匹配結果。Wij是其他自變量和控制變量向量，反映影響匹配結果的特質信息因素。γ是回歸模型中其他相關變量的系數向量。因此，第一階段的回歸同時包含matchij=1和matchij=0的數據樣本。

第二階段，對實際發(fā)生的匹配結果而言，企業(yè)產出回歸模型為：

y=β0+β1VC*+λX+βλIMR1+ε

(4)

其中，變量IMR1是由第一階段回歸結果計算得到的逆米爾斯之比，以糾正樣本選擇偏誤。X是其他自變量和控制變量向量，反映影響創(chuàng)業(yè)企業(yè)成長結果的特質信息因素。β是回歸模型中相關變量的系數向量。因此，第二階段的回歸模型中使用的是matchij=1的數據樣本。

2.雙邊選擇效應。付輝(2015a，b)提出風險投資與企業(yè)之間存在“門當戶對”式的匹配結構，這是一種基于雙邊匹配的離散選擇模型：

(5)

由第一階段回歸結果計算得到逆米爾斯之比IMR2，將其作為第二階段回歸模型中的解釋變量，以糾正雙邊選擇效應所導致的樣本選擇偏誤，回歸模型為：

y=α+βVC*+γEN*+λX+βλIMR2+ε

(三)數據來源、樣本與變量

本文數據來自清科私募通的“投資事件”、“機構”和“退出事件”數據子庫。在“投資事件”數據子庫中，我們選取了1999年1月1日至2009年12月31日共11年間，風險投資對企業(yè)的投資事件，經過整理得到了1 327家風險投資對3 436個企業(yè)投資的原始數據集?！皺C構”數據子庫提供了風險投資相關特征的信息，通過核對補充到原始數據集中。將“退出事件”數據子庫所提供的企業(yè)成長結果信息，如“IPO”、“并購”、“公司回購”、“股權轉讓”、“清算”等信息，也補充到原始數據集中。為了保證企業(yè)樣本接受風險投資投資信息的完整性，我們借鑒和延續(xù)S?rensen(2007)的處理方式，樣本限定為獲得首輪融資以來的企業(yè)數據，刪除關鍵變量中有缺失值以及在整個樣本期內風險投資只有過一次投資經歷的樣本，*只有一次投資經歷的樣本所對應的風險投資機構嚴重缺乏活躍性，并不能夠反映市場中正常風險投資機構的行為特征。為了減少這種特殊樣本所帶來的偏差，本文并沒有將其納入研究樣本中。最終得到了485家風險投資對1 623個企業(yè)投資的樣本。在后文的穩(wěn)健性檢驗中，我們還刪除了在整個樣本期內風險投資的投資經歷少于三次、五次的樣本，以驗證研究結果的可靠性。

1.因變量：企業(yè)是否成功IPO。對風險投資而言，被投資企業(yè)成功IPO是其最佳、最理想的退出渠道，風險投資可以獲取高額收益并繼續(xù)新的投資。一般而言，企業(yè)在獲得首輪融資之后需要花費好幾年的時間才可能成功IPO，我們將是否IPO的考察截止日期選定為2016年6月30日，這樣所有觀測樣本至少有長達六年半的時間爭取成功IPO。若企業(yè)在2016年6月30日之前實現(xiàn)成功IPO，則ipo取值為1，否則為0。Bottazzi等(2008)還以企業(yè)是否成功IPO或者被并購來考察風險投資增值職能對其退出的影響。在后文的穩(wěn)健性檢驗中，我們也選取“成功IPO”或者“并購”作為被解釋變量，若成功IPO或者并購，則ipoma取值為1，否則為0。

2.自變量：風險投資“好壞”的代理變量

(1)聯(lián)合投資的領導者。對于每一項投資，往往有多個風險投資同時出資，聯(lián)合參與一個企業(yè)的融資項目。我們借鑒S?rensen(2007)的處理方法，使用聯(lián)合投資中的領導者作為代表。具體而言，我們選取聯(lián)合投資中投資金額最大的風險投資作為領導者，對于投資額相等的極少數情形，則選取投資經驗最豐富的風險投資作為領導者。在后文的穩(wěn)健性檢驗中，我們在領導者的選擇方式上做了進一步的調整，如選取聯(lián)合投資中經驗與資質變量(VCs或VC)最大的機構作為領導者，或者選擇中位數位置*選用中位數作為領導者，也是對聯(lián)合投資的機構資質水平的整體度量，同時說明以最大值選出的領導者資質取值會更大。后文的穩(wěn)健性測試結果支持了實證結果的可靠性。的機構作為領導者。

(2)本文選取了兩個反映風險投資資質的變量VCs和VC。VC是S?rensen(2007)提出的度量風險投資經驗與資質的變量，表示從1999年1月1日開始，風險投資投資某企業(yè)時累計參與項目投資的次數，每個風險投資在樣本期內的投資次數是隨時間趨增的。而VCs表示截至2009年12月31日，風險投資在樣本期內參與投資企業(yè)的總次數，每一個風險投資在整個樣本期內投資的總次數都是固定的，反映了風險投資在樣本期內的投資實力，是從事后視角對風險投資資質的度量。S?rensen(2007)對使用風險投資投資經驗與資質來衡量其好壞給出了兩個理由：其一，風險投資的投資經驗越豐富、能力越強，越可以更好地為企業(yè)成長發(fā)揮監(jiān)督和管理職能；其二，風險投資豐富的投資經驗反映了其不同于競爭對手的生存能力和優(yōu)秀特質。

本文以變量VCs中位數作為參照，得到刻畫風險投資“好壞”的虛擬變量VCsd。若VCs大于樣本中位數，則VCsd取值為1，表示“好風投”，否則為0，表示“壞風投”。同樣以變量VC的中位數為參照，可以得到風險投資“好壞”的另一個虛擬變量VCd。

3.自變量：企業(yè)“好壞”的代理變量。照理來說，企業(yè)的發(fā)展?jié)摿撚勺陨淼闹笜诉M行測度，但是企業(yè)發(fā)展具有高風險和高度不確定性，其發(fā)展?jié)摿Φ闹笜俗兞侩y以選取，也鮮有文獻在這一方面做深入研究。風險投資機構會在投資前對企業(yè)進行大量細致的盡職調查，只有當確認其有投資價值和較強的未來盈利能力時，才會把資金投入到這家企業(yè)(Megginson和Weiss，1991；賈寧和李丹，2011)。風險投資對企業(yè)的投資通常采取分散化聯(lián)合投資和分階段投資的模式，企業(yè)要想獲得新一輪融資，在完成上一輪融資之后，需要向市場證明企業(yè)發(fā)展的狀態(tài)和業(yè)績表現(xiàn)，否則可能難以獲得投資者認可。按照S?rensen(2007)的觀點，在排序選擇效應(Sortingeffect)下，“好風投”傾向于投資“好企業(yè)”，這也蘊含著“好企業(yè)”愿意接受“好風投”投資的思想。S?rensen(2007)并沒有提出刻畫企業(yè)“好壞”的代理變量，但在這樣的邏輯下，我們可以認為“好企業(yè)”會更容易獲得多輪的融資和吸引更多風險投資參與投資。就企業(yè)發(fā)展?jié)摿Φ淖R別與判斷來說，風險投資無疑是最專業(yè)、最積極的“伯樂”，而企業(yè)越具有發(fā)展?jié)摿?，就越容易獲得風險投資機構的關注和青睞。因此，本文從風險投資對企業(yè)關注與青睞程度的視角，擬采用兩個指標變量ENs和EN來度量企業(yè)自身的發(fā)展?jié)摿ΑNs表示在企業(yè)的不同融資輪次中風險投資個數的總和，EN表示在樣本期內企業(yè)獲得融資輪數。這兩個代理變量均是從事后的視角來度量企業(yè)的發(fā)展?jié)摿Α?/p>

蔡衛(wèi)星等(2013)研究發(fā)現(xiàn)，有政治關系的企業(yè)更容易獲得風險投資支持且更容易上市，而政治關系可以被視為反映企業(yè)未來經營表現(xiàn)的一種重要聲譽機制，資金供給方認為有政治關系的優(yōu)質企業(yè)更有可能在未來取得良好的經營業(yè)績(于蔚等，2012)。這些研究蘊含著這樣的觀點：具有發(fā)展?jié)摿Φ钠髽I(yè)更容易獲得風險投資的投資和青睞。如果企業(yè)政治關系可能會對其發(fā)展產生影響，風險投資可能也比較青睞這些企業(yè)，而這些企業(yè)也更容易獲得融資。因此，本文的企業(yè)發(fā)展?jié)摿ψ兞繉嶋H上已經蘊含了政治關系、企業(yè)成長性和盈利前景的因素。

與“好壞”風險投資的虛擬變量生成方法相同，我們可以分別得到“好壞”企業(yè)的虛擬變量ENsd和ENd。取值為1時表示“好企業(yè)”，取值為0時表示“壞企業(yè)”。

4.控制變量。本文采用的控制變量包括：(1)企業(yè)接受首輪風險投資時所處發(fā)展階段的虛擬變量。根據清科私募通數據庫提供的信息，若企業(yè)接受首輪融資時處于初創(chuàng)期或者種子期，則stage=1，否則stage=0。(2)企業(yè)所處地理區(qū)位的虛擬變量，market1=1表示處于京津冀地區(qū)，market2=1表示處于長三角地區(qū)，market3=1表示處于珠三角地區(qū)。(3)企業(yè)所屬行業(yè)的虛擬變量。I-computer=1表示與計算機相關的行業(yè)，I-comelec=1表示與通信、電子相關的行業(yè)，I-medbioene=1表示與醫(yī)藥、生物、能源等相關的行業(yè)，I-other=1表示其他行業(yè)。(4)風險投資是否具有外資背景的虛擬變量，state=1表示具有(混合)外資背景，state=0表示完全本土背景。在后文的穩(wěn)健性檢驗中，對于n家風險投資聯(lián)合投資情形，當以中位數位置的風險投資為領導者時，采取連續(xù)變量形式來定義：state=具有(混合)外資背景風險投資個數/n。(5)企業(yè)在接受首輪風險投資時所處年度的虛擬變量。

5.潛在匹配樣本及相關變量。風險投資與企業(yè)是否成功匹配的潛在數據樣本，是本文所關注的樣本選擇偏誤問題來源的重要方面，值得我們較為詳細地介紹。首先，本文將京津冀、長三角和珠三角地區(qū)作為地理緯度，以1999-2009年作為時間維度，綜合地理和時間維度劃分，共得到33個風險投資市場。然后，根據33個風險投資市場的劃分，我們可以得到每個市場中被投資企業(yè)的數據信息，這些都是實際匹配的數據樣本，但是還有未匹配的數據樣本，它們是沒有觀測到的。如在某個市場中有這樣三個實際匹配數據樣本：(Vi,Ej)，i=j=1,2,3，表示風險投資Vi投資企業(yè)Ei。其他所有未匹配的潛在樣本是：(Vi,Ej)，i≠j，這樣的情形有六種。*在某一個風險投資市場中，若實際發(fā)生的匹配樣本為(V1,E1)、(V2,E2)和(V3,E3)，其他未匹配的潛在可能情形則為(V1,E2)、(V1,E3)、(V2,E1)、(V2,E3)、(V3,E1)和(V3,E2)，從而構成了9個潛在匹配樣本。因此，在這個市場中實際發(fā)生的匹配數據樣本數為3，而未匹配的樣本數為6，加總得到潛在匹配樣本數為9。最后，對于本文數據樣本劃分得到的33個風險投資市場，運用R語言編程運算，共得到136 335個潛在匹配樣本。

四、實證結果分析

(一)描述性統(tǒng)計分析

表2提供了主要變量的描述性統(tǒng)計結果?？梢钥闯?，企業(yè)成功IPO的比例為21.5%；每個創(chuàng)業(yè)企業(yè)平均獲得1.346輪、2.297個風險投資的融資；485家風險投資在1999-2009年投資經驗平均數為47.76次，中位數為29次；而風險投資投資某一個企業(yè)時累計參與項目投資的平均次數為22.54次，中位數為11次；按照好壞“企業(yè)”的兩種定義，“好企業(yè)”比例分別為48.61%和25.02%；按照好壞“風投”的兩種定義，“好風投”比例分別為49.04%和48.92%；在獲得首輪風險投資資金支持的企業(yè)中，發(fā)生在初創(chuàng)期的占比為38.82%；京津冀、長三角和珠三角地區(qū)的樣本比例分別為35.30%、41.28%和23.41%；風險投資具有外資背景的比例為47.26%。風險投資與企業(yè)之間匹配度變量mdgree的取值在0.0714和1之間，而其中位數和均值都比較大，分別為0.7747和0.7266，表明樣本中雙方可能存在雙邊選擇效應。

表2 主要變量描述性統(tǒng)計

我們按照“好風投”和“壞風投”分組，以單變量差異性的兩樣本t檢驗來比較分組樣本中企業(yè)成功IPO的比率是否存在顯著差異；同時，采取相同的方式按照“好企業(yè)”和“壞企業(yè)”分組，對分組樣本中企業(yè)成功IPO的比率進行單變量差異性檢驗。檢驗結果見表3，“好風投”和“壞風投”分組樣本中企業(yè)成功IPO的比率并沒有顯著差異，而“好企業(yè)”樣本中成功IPO的比率顯著高于“壞企業(yè)”樣本。檢驗結果初步表明，企業(yè)成功IPO的關鍵在于自身優(yōu)勢，而非風險投資“好壞”。

表3 好壞“風投”和好壞“企業(yè)”成功IPO比率的差異T檢驗

注：***、**和*分別表示在1%、5%和10%的水平上顯著，下表同。T值為均值差異性檢驗結果。

(二)主要結果分析*受篇幅限制，表4和表5中未報告控制變量回歸結果。

1.不考慮選擇效應的簡單回歸。在不考慮選擇效應的簡單Probit回歸模型中，我們分別采用風險投資和企業(yè)的連續(xù)代理變量和虛擬變量進行分析。表4中企業(yè)代理變量的回歸系數均顯著為正，表明企業(yè)自身優(yōu)勢對其成功IPO發(fā)揮著重要作用。對于風險投資的增值效應，我們并沒有得到一致的結果。其可能的原因是，風險投資傾向于投資好企業(yè)的單邊選擇效應導致了樣本選擇偏誤問題。

表4 不考慮選擇效應的簡單回歸結果*這里及下文中的離散選擇模型均采用Probit回歸形式。另外，表4中分別使用風險投資和企業(yè)的代理變量VCs和ENs、VC和EN、VCsd和ENsd、VCd和ENd進行回歸。為了節(jié)省篇幅，這里及下文中均統(tǒng)一使用VC*表示VCs、VC、VCsd、VCd，EN*表示ENs、EN、ENsd、ENd。需要指出的是，由于下文中均使用了兩階段回歸模型，在第一階段回歸中只使用了VCs和(或)ENs。

2.基于單邊選擇效應的回歸分析。對于單邊選擇效應下的S?rensen-Heckman兩階段回歸模型(S?rensen，2007；Bottazzi等，2008)，第一階段的回歸按照他們的處理方式，僅僅關注風險投資的選擇行為；在第二階段的Probit回歸模型中，我們采用風險投資和企業(yè)的代理變量進行回歸。在第二階段，企業(yè)代理變量的回歸系數均顯著為正，表明對企業(yè)IPO結果而言，自身優(yōu)勢與發(fā)展?jié)摿χ陵P重要；而風險投資的增值效應是否發(fā)揮作用，并沒有得到一致的結果，可能是因為風險投資與企業(yè)之間“門當戶對”式匹配結構導致了雙邊選擇效應，而基于單邊選擇效應的回歸模型對樣本選擇偏誤解決得并不徹底。

表5 基于單邊選擇效應的兩階段回歸結果

3.基于雙邊選擇效應的回歸分析?；陲L險投資單邊選擇效應的S?rensen-Heckman兩階段回歸模型(S?rensen，2007；Bottazzi等，2008)，以及風險投資與企業(yè)之間是一種“門當戶對”式匹配結構的觀點(付輝，2015b)，我們做了基于雙邊選擇效應的兩階段回歸分析。結果見表6，一方面，企業(yè)代理變量的回歸系數均顯著為正，表明自身的實質貢獻至關重要，顯著影響企業(yè)最終能否成功IPO；另一方面，風險投資對企業(yè)能否成功IPO的影響并不顯著，且四個回歸模型的結論一致，表明“好風投”并不會使創(chuàng)業(yè)企業(yè)更容易成功IPO。

表6 基于雙邊選擇效應的兩階段回歸結果

(三)進一步分析

1.以因變量為參照的樣本調整。根據世界經濟合作組織對風險投資的定義，風險投資的投資周期一般是3到7年，風險投資參與被投資企業(yè)生產經營活動并產生價值增值作用也需要一定的時間。如果企業(yè)在獲得首輪風險投資融資之后的很短時間內(如少于三年)就成功IPO，那么我們認為風險投資發(fā)揮增值職能的時間要素*我們認為風險投資機構參與企業(yè)發(fā)展成長，以及對企業(yè)成功IPO發(fā)揮增值效應，需要一定的時間，應剔除接受首輪融資之后很短時間內就成功IPO的企業(yè)樣本。比如，中德環(huán)?？萍?、映美控股、匯源等公司均在接受首輪融資之后的兩個月內就成功IPO。并不充分，這極可能并不是風險投資的作用，而是企業(yè)本身已經基本具備上市條件。因此，我們對因變量進行調整的基本思路是：剔除企業(yè)接受首輪融資之后很快(如不到兩年或者三年)就成功IPO的樣本。具體調整方法是：剔除接受風險投資首輪融資之后t日內成功IPO的企業(yè)樣本，t取值分別為200、400、600、800和1 000。我們對調整之后的樣本重新進行分組樣本成功IPO比率的差異性檢驗，結果與表3基本一致。我們進一步做了基于雙邊選擇效應的兩階段回歸分析，結果與表6也基本一致。即對企業(yè)能否成功IPO而言，風險投資并沒有發(fā)揮增值效應，而是創(chuàng)業(yè)企業(yè)自身優(yōu)勢起關鍵作用。*由于篇幅限制，文中未列示相關回歸結果，連同下文中區(qū)分中國內地IPO和海外IPO以及穩(wěn)健性檢驗結果，感興趣的讀者可以通過電子郵件(hui_fu@hotmail.com)聯(lián)系作者索取。

2.中國內地IPO與海外IPO。本文進一步對IPO結果做了更為細致的區(qū)分，即是在中國內地IPO還是海外IPO，以深入考察不同證券交易制度環(huán)境可能產生的異質性影響。企業(yè)能否在中國內地IPO，可能會受到中國的政策與制度環(huán)境的影響，如中國證券市場先后九次暫停IPO。風險投資機構背景可能起到非常大作用，而與其價值增值能力無關。而有些企業(yè)在海外風險投資的幫助下可能更傾向于去海外上市，如百度公司。因此，有必要進一步對海外IPO和中國內地IPO結果做更為細致的區(qū)分。具體區(qū)分方法是：將在海外IPO與未能成功IPO的樣本合并形成是否在海外IPO的樣本集，將在中國內地IPO與未能成功IPO的樣本合并形成是否在中國內地IPO的樣本集。我們分別對兩個樣本集進行回歸分析，結果顯示，無論在中國內地是否成功IPO還是在海外是否成功IPO，風險投資都沒有發(fā)揮增值效應，影響IPO結果的主要因素都還是企業(yè)的自身優(yōu)勢。在是否國內IPO的樣本回歸中，風險投資背景的虛擬變量系數顯著為負；而在是否海外IPO的樣本回歸中，該系數則顯著為正。其含義是，如果風險投資是本土的，則被投資企業(yè)更容易在國內上市；如果風險投資具有海外背景，則被投資企業(yè)更容易在海外上市。這表明，本土或者海外背景的風險投資并沒有對企業(yè)能否成功IPO產生異質影響，而僅僅影響到企業(yè)上市時對內地和海外證券市場的選擇傾向。其原因可能在于：內地證券市場和海外證券市場的相關法律法規(guī)和政策存在差異，本土風險投資對內地資本市場更為熟悉；而擁有海外背景的風險投資在海外證券市場擁有大量關系密切的合作伙伴，選擇其熟悉的市場推動企業(yè)上市，可能有利于提高企業(yè)成功上市的可能性。

(四)穩(wěn)健性檢驗

第一，風險投資領導者變量的替換。在上文中，我們選取了聯(lián)合投資中投資額最多的機構作為領導者；而在穩(wěn)健性檢驗中，我們對多個風險投資聯(lián)合投資情形進行變換，分別選取其中資質變量最大或者聯(lián)合投資中資質變量中位數位置的機構作為領導者，研究結果與上文保持一致。

第二，數據樣本的進一步篩選。上文中我們剔除了風險投資在整個樣本期內只有一次投資經歷的樣本。我們進一步嘗試剔除在整個樣本期內投資少于三次、五次的樣本，研究結果與上文相同。

第三，因變量的替換。有文獻同時將“IPO”和“并購”作為風險投資成功退出的方式，我們進一步選取了新的因變量，若成功IPO或者并購，ipoma取值為1，否則取值為0，研究結論也與上文保持一致。

第四，地理區(qū)域和時間維度的變化。上文中在地理緯度上按照京津冀、長三角和珠三角地區(qū)進行劃分，在時間維度上按照年度進行劃分；在穩(wěn)健性檢驗中，我們進一步聚焦于北京、上海和深圳三個地理緯度，時間上按照半年度來劃分，研究結論也與上文相同。

五、結論與啟示

本文基于“好風投”與“好企業(yè)”更容易結合的雙邊選擇效應視角，對風險投資機構的增值效應與選擇效應進行有效分離，考察了風險投資機構和創(chuàng)業(yè)企業(yè)對企業(yè)IPO結果可能發(fā)揮的作用。研究發(fā)現(xiàn)，風險投資機構對創(chuàng)業(yè)企業(yè)IPO結果并沒有發(fā)揮作用，“好風投”并沒有使創(chuàng)業(yè)企業(yè)更容易成功IPO，而企業(yè)自身的特質因素才是其成功IPO的關鍵。進一步研究發(fā)現(xiàn)，即使考慮風險投資機構是否具有外資背景，以及區(qū)分在中國內地和海外IPO，風險投資機構均未能在企業(yè)成功IPO方面發(fā)揮增值效應；發(fā)揮主導性作用的還是創(chuàng)業(yè)企業(yè)的自身優(yōu)勢，“好企業(yè)”本身對成功IPO具有實質性貢獻。

本文研究結論為理解風險投資機構在中國創(chuàng)業(yè)企業(yè)發(fā)展成長中發(fā)揮的職能提供了新的視角，有助于我們正確認識中國風險投資市場中風險投資機構和創(chuàng)業(yè)企業(yè)的行為特征與經濟效率。在“大眾創(chuàng)業(yè)、萬眾創(chuàng)新”的時代背景下，本文研究結論為進一步推動我國風險投資市場的發(fā)展和企業(yè)的創(chuàng)業(yè)創(chuàng)新提供了重要的啟示：(1)對創(chuàng)業(yè)企業(yè)而言，一方面，需要注重自身核心競爭力的發(fā)展與開拓，積極發(fā)揮自身的主觀能動性，認識到自身的特質因素才是企業(yè)發(fā)展成長的關鍵；另一方面，創(chuàng)業(yè)企業(yè)可能需要更加重視風險投資機構所發(fā)揮的融資功能，而對其價值增值作用的依賴則需要謹慎對待。(2)對風險投資而言，需要不斷提高在項目合作中的價值增值能力和專業(yè)化服務水平，以提高自身市場競爭力。(3)對政府而言，需要進一步規(guī)范與培育風險投資市場，提高風險投資機構的服務能力與質量，完善企業(yè)創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)的激勵機制。

本文的研究結論與S?rensen(2007)對美國兩個州風險投資市場的研究結論不同，除了制度背景和選擇效應的處理方式有差異之外，其中的內在邏輯和作用機理有何不同，還有待進一步的研究。近年來，中國風險投資市場蓬勃發(fā)展，風險投資機構對中國創(chuàng)業(yè)企業(yè)的價值增值作用是否得到了顯著的改善與提升，也有待后續(xù)深入探討。盡管本文研究發(fā)現(xiàn)風險投資對創(chuàng)業(yè)企業(yè)IPO結果并沒有發(fā)揮增值效應，但這并不意味著風險投資機構沒有發(fā)揮作用。實際上，風險投資所發(fā)揮的融資服務職能彌補了現(xiàn)有傳統(tǒng)融資的不足，否則很多知名的創(chuàng)業(yè)企業(yè)就可能因未獲得融資而錯失市場先機，甚至夭折在搖籃中。此外，風險投資機構對中國創(chuàng)業(yè)企業(yè)的發(fā)展成長是否通過其他形式或者渠道來發(fā)揮增值效應，也有待進一步的研究，如對企業(yè)IPO速度、企業(yè)技術創(chuàng)新和公司治理完善等方面的作用機制。

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(責任編輯 康 健)

Do the Initial Public Offerings of Entrepreneurial Firms Depend on Firms Themselves or VCs? Empirical Evidence from the Perspective of Double-sided Selection Effect

Fu Hui, Zhou Fangzhao

(SchoolofBusiness,JiangnanUniversity,Wuxi214122,China)

The value-added function of VCs is very important to entrepreneurial firms, and is also a very essential issue in the venture capital field. The existing literature mainly focuses on the separation identification of VCs’ value-added function and single-sided selection effect. This paper tries to identify double-sided selection effect and value-added function of VCs, and further explore the impact of VCs’ value-added function on IPOs results. It applies 1623 samples of entrepreneurial firms invested by VCs from 1999 to 2009 and the data of the success of invested firms by June 30, 2016, to explore the exertion of value-added function of VCs. Considering fully the double-sided selection effect about more easy combination of good VCs and firms, it also explores possible value-added effects of VCs and entrepreneurial firms in the IPOs. Empirical analysis and robustness test show that good VCs cannot fully exert the value-added effect on entrepreneurial firms and do not have the significant effect on the promotion of IPOs, and the self advantages of entrepreneurial firms are actually the main determinant of easier success of IPOs. It provides a new perspective for us to understand the value-added function of VCs, and helps us to correctly know the behavioral characteristics and economic efficiency of VCs and entrepreneurial firms.

venture capital; entrepreneurial firm; initial public offering; double-sided selection effect; value-added effect

2016-09-09

國家自然科學基金青年項目(71602077)；江蘇省高校哲學社會科學研究項目(2016SJD790019)；中央高?；究蒲袠I(yè)務費專項基金(JUSRP11612)

付 輝(1986-)，男，湖北廣水人，江南大學商學院校聘副教授； 周方召(1978-)，男，黑龍江齊齊哈爾人，江南大學商學院副教授。

F83

A

1001-9952(2017)05-0130-15

10.16538/j.cnki.jfe.2017.05.010