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實證檢驗
在回歸分析之前，先對各變量的數據進行平穩性分析。從表3可知，Er、Gvc、Gtvc、Gevc三個變量數據本身都不平穩，但它們的一階差分都平穩，因此都屬于一階單整序列。通過Eviews軟件對預期收益與不同類型的風險投資量進行3次回歸，得到如表4所示結果:系數各自為0.0033、0.0017、0.0095，屬于正相關關系;t檢驗值分別為6.83、5.95和6.58，說明顯著;Er與Gvc、Gtvc和Gevc之間是正相關的，結果證實了本文提出的假設正確:風險投資的預期收益變化與風險投資量GDP占比變化之間的影響關系是正向相關的。為了考察兩者之間的穩定性，對風險投資預期收益與風險投資GDP占比之間關系進行協整分析。分別將表4中三個回歸方程的殘差設為e1、e2、e3，然后對它們進行ADF檢驗，結果如表5中所示:每個殘差序列都平穩，說明Er與Gvc、Gtvc、Gevc之間分別是協整關系，也就是長期穩定的關系。為了證明風險投資人的預期收益是導致風險投資量的因果關系，本文分別對Er與Gvc、Gtvc、Gevc的關系進行格朗杰檢驗，結果如表6所示。
預期收益與風險投資總量的格朗杰分析的結果顯示:F值為17.0629，P值為0.0014，結果顯著，因此拒絕Er不是導致Gvc原因的原假設，而確是Gvc滯后一期的影響因素。預期收益與高科技創業企業風險投資的因果關系分析結果分別為:F值3.77331，P值0.0646，結果顯著;F值17.4127，P值0.0008，結果顯著.說明兩者在滯后兩期時，互為因果關系。預期收益與早期創業企業風險投資的格朗杰分析結果是:Er不是導致Gevc的滯后一期檢驗值為5.02506，P值為0.0447，結果顯著，拒絕原假設，也就是Er確是導致Gevc原因。
結語
關鍵詞：創業板 資本資產定價模型(CAMP) 貝塔系數(β) 回歸分析
中圖分類號：F830.91 文獻標識碼：A
文章編號：1004-4914（2012）01-097-02
自2009年10月23日我國創業板市場在深圳證券交易所啟動至今，已有260余家公司登陸創業板舞臺，流通市值近2616.55億元，其為具有高成長性的中小企業和高科技企業的融資提供了便利。創業板的建立標志著我國資本市場逐步建立了由主板、中小板、創業板以及海外市場構成的多層次資本市場體系。
一、資本資產定價模型
資本資產定價模型(CAMP)已經被廣泛應用于股票、基金、債券等定價的分析和投資決策中，其中貝塔系數尤為重要，它是一種風險系數，表示單個證券或證券組合相對于證券市場系統風險變動的敏感度。理論上講，風險和收益是同方向變化的，它還可定義為單項資產的收益率相對于市場組合收益率變化的敏感性。
CAMP可表示為：
E(rk)=rf+βk(E(rm)-rf)(1)
公式中βk是資產k的貝塔系數，rm是證券市場的收益率，rk是單個證券或證券組合的收益率，rf為無風險證券收益率。基于此，可以利用某段時期內的市場收益率、某種證券組合的收益率以及無風險利率的數據，通過最小二乘法(OLS)回歸出該貝塔系數。
二、用Eviews軟件進行計量經濟學分析
通過大智慧軟件，獲得創業板綜指(399102)、深證綜指(399106)和上證指數(000001)自2010年8月20日至2011年9月22日每個交易日的收益率數據，并以目前我國商業銀行一年定期存款利率3.5%為無風險證券收益率rf。對創業板綜指日收益率(Y)、深證綜指日收益率(x1)和上證指數日收益率(x2)進行回歸分析。
模型形式如下：
Y=c+β1(x1-3.5%)+β2（x2-3.5%）+μi(2)
其中，ui代表隨機擾動項。
得到如下回歸分析結果如表1。
1.回歸模型修改。由表1可看出，創業板收益率(Y)和上證指數日收益率(x2)呈相反方向變動，這與理論不符。同時公式(1)與資本資產定價模型(CAMP)形式上還存在一定差別，且c的數值(0.031025)與無風險證券收益率rf不十分接近。理論上講，上證指數與深證綜指存在很強的線性相關性，故分別作x1-rf對Y；x2-rf對Y的估算，發現前者估算的模型較好，結果如表2。
回歸方程為：
Y=0.038037+1.099959(x1-rf)+ui(3)
其中：
標準差 0.001278 0.03471
t統計量 29.76473 31.69008
可決系數R2=0.7975；調整的可決系數R－2=0.796706；F統計量F=1004.261。
但是，通過對模型進行White檢驗，發現樣本容量與可決系數的乘積遠大于臨界值，即該模型存在異方差。所以，需通過權數對回歸方程進行調整。我們將權數設置為W=1/|ei|，回歸結果如表3。
回歸方程為：
■=■+1.099504×（x1-rf）+■(4)
2.顯著性檢驗。
①對于β1，t統計量為242.961，給定α=0.05，查t分布表，在自由度為n-2=255下，得t>t0.025(255)，所以拒絕原假設H0:β1=0，表明深證綜指日收益率(x1)對創業板綜指日收益率(Y)有顯著性影響。
②對于F=223.9995>F(1,255)(顯著性水平為0.05)，表明模型從整體上看創業板綜指日收益率(Y)與各解釋變量之間線性關系顯著。
3.異方差檢驗。由表4，樣本容量與可決系數之積為0.010562，在給定α=0.05，自由度P=2下，查x2分布表，樣本容量與可決系數之積小于x20.05（2），所以接受原假設，模型隨機誤差項不存在異方差。
4.序列相關檢驗。由表3得到，Durbin-Watson統計DW=1.780533，給定顯著性水平α=0.05，查Durbin-Watson表，n=257，k’=1，得dU
由以上分析得出，創業板市場的貝塔系數約為1.20，既說明創業板市場的收益率明顯高于主板市場，也說明創業板的風險比主板市場要高。
三、促進我國創業板市場健康發展的對策
1.豐富股票結構，行業多元化。我國創業板在吸收高成長、高風險性的高新技術企業的同時，也要使股票的行業分布多元化，使市場資源配置多元化和資本結構合理化，以達到保持市場穩健發展、分散風險的目的。
2.提高上市公司質量。應提高上市企業的質量，增強企業的競爭力，從而主動減少企業的經營風險、退市風險。方法如下：一是加強高校、科研機構與中小企業之間的聯系，加快科技的產業化，從而在解決企業技術問題的同時，促進高校和科研機構的發展，實現雙贏。二是政府應為中小企業提供全方位的服務，為中小企業發展提供良好的硬件、軟件支持，如提供信貸、擔保、稅收優惠、與大企業合作以及企業管理咨詢等一條龍服務，為中小企業的發展提供便利。
3.加強上市公司及股票監管。國外成功的創業板市場離不開嚴格的監管。我國應該對創業板實行比主板市場更為嚴格的監督管理制度。一是建立健全法律法規及相關規定，加大違規違法的處罰力度，尤其要鍵全對于創業板上市公司后續監管方面的規章制度，并追究相關責任人的責任，樹立上市企業誠信形象。二是對創業板上市公司實施強制信息披露制度。要做到內容詳實，且及時、持續地進行披露。三是嚴格退市。對于已經不具備投資價值的企業要根據退市條件堅決予以退市，以保護投資者的利益，使損失降到最低程度。
4.培養大批監管人才。我國的證券市場缺乏高素質的行業監管人員，監督管理機構由于專業人員欠缺而導致監管力量不足的問題日益凸顯，對高素質的監管人才的需求愈發強烈。
通過上述分析可看出，我國創業板建立意義重大，且收益率較主板高，但由于創業板風險遠高于主板，降低其風險十分必要，故維護我國創業板市場的平穩、健康、可持續發展勢在必行。
參考文獻:
1.葉春和.我國創業板的風險因素及監管對策初探[J].國際金融研究，2009（8）
2.陸岷峰，陳志寧.創業板市場發展的國際經驗比較及我國的對策研究[J].南方金融，2009（6）
3.“中國創業板市場研究”課題組.建設中國創業板市場：時機、制度設計與利弊分析[J].中國風險投資，2006（3）
4.中國證監會.首次公開發行股票并在創業板上市暫行辦法[Z]，2009（3）
5.深圳證券交易所.深圳證券交易所創業板股票上市規則[Z]，2009（6）
6.吳曉求.證券投資學[M].北京：中國人民大學出版社.
內容摘要：本文在借鑒國內學者對A股市場CAPM檢驗的基礎上，選取2010年6月4日至2010年12月21日的周收益率，采用單指數模型、BJS兩步法和橫截面檢驗實證分析了我國創業板市場對CAPM的實用性并得出結論。
關鍵詞：CAPM BJS 創業板
資本資產定價模型源于1952年亨利•馬科維茨提出的資產組合理論，后經威廉•夏普深化為資產定價的均衡模型，即CAPM。2009年10月23深圳證券交易所設立創業板并舉行開板儀式。首批上市創業板公司28家，總市值1700億元，平均每家創業板公司的市值61億元。截至2010年11月，創業板公司147家，總市值6977.31億元。為適應創業板市場發展需要，2010年6月1日深圳證券交易所正式創業板指數，創業板市場進入新的發展時期（見圖1）。時至2010年12月，創業板已經推出一年有余，創業板指數也已半年另21日。對于CAPM是否適用于我國創業板市場，國內研究仍是空白。鑒于此本文運用CAPM對我國創業板市場進行實證檢驗，為我國創業板市場發展提供理論支持和經驗借鑒。
相關文獻回顧
顧榮寶，劉瑜華（2007）以深圳股票市場為研究對象，通過時間序列回歸方法對CAPM在中國證券市場的適用性進行實證檢驗，結果表明CAPM不適合我國深圳股票市場。尹哲君（2009）選取上市A股中2005年以前上市的，七個主要行業中規模較大，流動性較好且具有代表性的七支股票對我國股市中的CAPM有效性進行檢驗，得出結論，CAPM對目前中國證券市場的有效性不明顯。王茜（2010）從效用函數的角度對CAPM進行了重新審視，在一定程度上解釋了“賺了指數，賠了股票”現象。黎軍（2009）研究了CAPM在房地產投資風險分析中的應用，認為房地產市場投資受宏觀經濟走勢的影響較大，但各房地產公司股票的風險更多來自企業內部的非系統風險。方俊芝，唐敏（2009）探討了CAPM在保險產品定價中的應用，認為CAPM在保險產品金融定價的基礎性地位是不容忽視的。馮佩（2010）以上證綜指2002年已上市的20支權重股為研究對象，進行時間序列和橫截面回歸分析，最后得出結論：CAPM模型在我國證券市場并不完全適用，股票收益率受系統性風險的影響較弱，而受非系統性風險的影響較強。李璁，陳榮達（2010）選用2003年1月至2009年12月之間上證市場交易所選取的20支股票的84個月度收益率數據，通過BJS檢驗驗證CAPM模型在上證市場的有效性。現實結果與CAPM模型相差甚遠，一方面是因為上證市場尚屬不成熟市場，另一方面也說明CAPM模型的假設條件過于苛刻，最后得出結論：應謹慎對待CAPM模型在實際應用時的有效性。丁凱，穆瑞田（2010）選取我國上證A股權重前十名的股票為樣本，樣本觀測時間為2008年7月10至7月23日，使用日數據采用單指數模型、BJS方法和對CAPM進行橫截面模型的回歸分析，研究表明上證A股市場與CAPM理論不符。王曉燕，呂效國，浦燕（2010）借用因素模型的研究方法，利用2007年上證A股隨機選取的20只股票為樣本，采用月收益率作為樣本數據，對改進的CAPM進行了實證檢驗，發現改進模型的解釋力比傳統模型有明顯提高。
縱觀以上研究，可以發現目前國內學者在該問題研究上的局限性。一是針對CAPM在我國資本市場的適用性研究大多都集中在A股市場中的上市或深市，對于發展潛力巨大的創業板市場沒有給予關注。二是選取的數據大都是月度數據或日數據，股票市場瞬息萬變，跌宕起伏，月數據容易遺失掉一些重要的波動信息，日數據是相對的高頻數據，容易導致了噪聲數據的使用，有損系數估計的效率，均不利于研究。三是在選取不同的無風險利率，例如李璁，陳榮達（2010）選取一年期定期存款利率作為無風險利率，而馮佩（2010）采用三個月定期儲蓄存款利率作為無風險利率。因此，本文在前人的基礎上，用創業板股票的周數據對CAPM進行實證檢驗，以期得到更準確的結果。
理論基礎和數據選取
CAPM是在一系列假設的基礎上構建的理想模型。CAPM假設：一是投資者的行為可以用均值-方差準則描述，投資者效用受期望報酬率與變異數兩項影響，投資人為風險規避者；二是證券市場是完全競爭市場，投資人為價格接受者；三是完美市場假設，即沒有交易成本、交易稅等，且證券具有無限制分割性；四是同構型預期，即所有投資者對各投資標的預期報酬率和風險的看法是無差異的；五是所有投資人可用無風險利率無限制借貸；六是所有資產均可交易，包括人力資本；七是對融券放空無限制。CAPM的核心思想可表達如下：
或
其中：E（Ri）為股票或投資組合的期望收益率，Rf為無風險收益率，投資者能以這個利率進行無風險的借貸，βi是股票或投資組合的系統風險測度，E（RM）為市場組合的收益率。
由于創業板推出時間有限，本文選取2009年10月30日創業板首批上市的28家公司中的10家公司作為觀測樣本，股票代碼從300001-300011。由于立思辰（股票代碼300010）有籌劃重大資產重組事項，自2010年9月15日停牌，導致交易不連續，故從觀測樣本中剔除。2010年6月1日深交所正式創業板指數，所以本文樣本的觀測期間為2010年6月1日至2010年12月21日。選取10個觀測樣本的30個周收益率數據進行研究，計算公式為：Rt=（Pt-Pt-1）/Pt-1（其中Pt為股票t時的周收盤價格，Pt-1為股票t-1時的周收盤價格）。同時，本文采用觀測期間的創業板指數作為市場組合的收益率，能夠比較準確地反映創業板市場整體行情的變化和發展趨勢（見圖2）。
對于無風險利率的選取，國內學者目前沒有統一的認識普遍認可的無風險利率選擇一年期定期存款利率，市場的無風險利率可以選擇1天、7天的質押式回購利率，也可以選擇國債的二級市場收益率或同業拆借利率。本文遵照大多數學者對無風險利率的選擇，選擇人民幣一年期定期存款利率為無風險利率。即Rf=2.5%，折算為周利率為0.0479%。數據來源于中國人民銀行網站。
檢驗方法與實證分析
本文借鑒Black、Jenson和Scholes（1972）的研究方法（即BJS檢驗）進行分析檢驗。將時間序列檢驗劃分為三個時間段：第一個時間段從2010年6月4日至2010年8月6日，第二個時間段從2010年8月13日至2010年10月15日，第三個時間段從2010年10月22日至2010年12月21日。
第一步為單支股票β值的估計。選取第一時間段的周數據，采用單因素模型估計單支股票的β系數，系數值通過單支股票周收益率對市場組合周收益率的回歸來估計。模型設定如下：
Rit-Rf=αi+βi（Rmt-Rf）+εit
其中，Rit表示股票i在t時刻的周收益率（i=1，2，…，10）；Rf代表無風險收益率，即Rf=0.0479%；Rmt是市場組合在t時刻的周收益率，即創業板指數t時刻的周收益率；βi是對股票i的β系數估計；εit是誤差項。在置信水平95%下，利用Eviews6.0對單個股票的β值進行估計（見表1），表中β系數的估計值均通過t檢驗，估計值顯著。
第二步為股票組合β系數的估計。將股票按照β值大小升序排序，將10支股票分為5組，每組包含兩只股票，每只股票賦相同權重，并利用第二時間段的樣本數據計算組合的周收益率，組合周收益率取組合內股票收益率的算術平均。然后通過組合周收益率對市場組合周收益率回歸估計組合的β系數，模型如下：
Rpt-Rf=αp+βp（Rmt-Rf）+εpt
其中，Rpt表示股票組合p在t時刻的周收益率（p=1，2，…，5）；Rf代表無風險收益率，即Rf=0.0479%；Rmt是市場組合在t時刻的周收益率，即創業板指數t時刻的周收益率；βp是對股票組合p的β系數估計；εpt是誤差項。
在置信水平95%下，利用Eviews6.0對股票組合的β值進行估計（見表2）。
第三步為風險與收益關系的檢驗。利用第三時段的組合周平均收益率（由第三個時間段的股票收益率計算出組合的平均收益率）對第二步得出的組合β值進行橫截面回歸，對收益與系統風險關系進行實證檢驗，檢驗模型如下：
Rp=γ0+γ1βp+εp
其中，Rp為股票組合第三時段的周平均收益率；βp為第二步得出的組合系數；εp為誤差項。由表2結果可知，股票組合1至5的β系數估計的標準誤差可以接受，t檢驗值均大于臨界t值，t檢驗顯著，股票組合β值顯著不為零，可繼續進行橫截面回歸。利用第三步模型進行橫截面回歸，結果如表3和表4所示。
結論
首先，常數項系數估計值γ0=0.05915，無風險利率為正數但數值較小，這一實證結果表明在我國創業板市場上，投資者過于追求高收益，投機欲望強烈，而忽視了高收益相伴的高風險對自身承受能力的沖擊，同時也表明投資者對資本的時間價值關注不夠。以上兩種傾向說明創業板市場的投資者是非理性的，也從另一個側面反映了我國創業板市場的不成熟性。其次，γ1=-0.01542，是一個負數，表示股票收益與系統性風險呈負相關關系。這一方面違背了“高風險高收益”這一基本的金融學原理；另一方面，也可能是因為非系統風險在創業板股票的定價中起到了相當大的作用。另外，T統計量為-0.61984，顯著性不強，可決系數也只有0.113527（修正的可決系數甚至為負數），擬合程度極低。以上分析可以看出，在我國創業板市場上系統性風險與股票收益之間并不存在CAPM所預料的顯著的線性相關關系。同時也表明我國創業板市場是一個不成熟的資本市場。
參考文獻：
1.雷達，郭路.資本資產定價理論及其新進展的述評[J].經濟理論與實踐，2009（4）
2.尹哲君.從回歸分析看中國股票市場中的資本資產定價模型[J].山東行政學院山東省經濟管理干部學院學報，2009（3）
3.黎君.資本資產定價模型在房地產投資風險分析中的應用[J].前沿，2009（2）
4.方俊芝，唐敏.資本資產定價模型在保險產品定價中的應用[J].生產力研究，2010（5）
一、資本資產定價模型
資本資產定價模型(CAMP)已經被廣泛應用于股票、基金、債券等定價的分析和投資決策中，其中貝塔系數尤為重要，它是一種風險系數，表示單個證券或證券組合相對于證券市場系統風險變動的敏感度。理論上講，風險和收益是同方向變化的，它還可定義為單項資產的收益率相對于市場組合收益率變化的敏感性。CAMP可表示為：E(rk)=rf+βk(E(rm)-rf)(1)公式中βk是資產k的貝塔系數，rm是證券市場的收益率，rk是單個證券或證券組合的收益率，rf為無風險證券收益率。基于此，可以利用某段時期內的市場收益率、某種證券組合的收益率以及無風險利率的數據，通過最小二乘法(OLS)回歸出該貝塔系數。
二、用Eviews軟件進行計量經濟學分析
通過大智慧軟件，獲得創業板綜指(399102)、深證綜指(399106)和上證指數(000001)自2010年8月20日至2011年9月22日每個交易日的收益率數據，并以目前我國商業銀行一年定期存款利率3.5%為無風險證券收益率rf。對創業板綜指日收益率(Y)、深證綜指日收益率(x1)和上證指數日收益率(x2)進行回歸分析。模型形式如下：Y=c+β1(x1-3.5%)+β2（x2-3.5%）+μi(2)其中，ui代表隨機擾動項。得到如下回歸分析結果如表1。
1.回歸模型修改。
由表1可看出，創業板收益率(Y)和上證指數日收益率(x2)呈相反方向變動，這與理論不符。同時公式(1)與資本資產定價模型(CAMP)形式上還存在一定差別，且c的數值(0.031025)與無風險證券收益率rf不十分接近。理論上講，上證指數與深證綜指存在很強的線性相關性，故分別作x1-rf對Y；x2-rf對Y的估算，發現前者估算的模型較好，結果如表2。回歸方程為：Y=0.038037+1.099959(x1-rf)+ui(3)其中：標準差0.0012780.03471t統計量29.7647331.69008可決系數R2=0.7975；調整的可決系數R－2=0.796706；F統計量F=1004.261。但是，通過對模型進行White檢驗，發現樣本容量與可決系數的乘積遠大于臨界值，即該模型存在異方差。所以，需通過權數對回歸方程進行調整。我們將權數設置為W=1/|ei|，回歸結果如表3。回歸方程為：YW=0.038039W+1.099504×（x1-rf）+μiW(4)
2.顯著性檢驗。
①對于β1，t統計量為242.961，給定α=0.05，查t分布表，在自由度為n-2=255下，得t>t0.025(255)，所以拒絕原假設H0:β1=0，表明深證綜指日收益率(x1)對創業板綜指日收益率(Y)有顯著性影響。②對于F=223.9995>F(1,255)(顯著性水平為0.05)，表明模型從整體上看創業板綜指日收益率(Y)與各解釋變量之間線性關系顯著。
3.異方差檢驗。由表4，樣本容量與可決系數之積為0.010562，在給定α=0.05，自由度P=2下，查x2分布表，樣本容量與可決系數之積小于x20.05（2），所以接受原假設，模型隨機誤差項不存在異方差。4.序列相關檢驗。由表3得到，Durbin-Watson統計DW=1.780533，給定顯著性水平α=0.05，查Durbin-Watson表，n=257，k’=1，得dU<DW<4-dU，所以，隨機誤差項之間不存在自相關。由以上分析得出，創業板市場的貝塔系數約為1.20，既說明創業板市場的收益率明顯高于主板市場，也說明創業板的風險比主板市場要高。
三、促進我國創業板市場健康發展的對策
1.豐富股票結構，行業多元化。我國創業板在吸收高成長、高風險性的高新技術企業的同時，也要使股票的行業分布多元化，使市場資源配置多元化和資本結構合理化，以達到保持市場穩健發展、分散風險的目的。
2.提高上市公司質量。應提高上市企業的質量，增強企業的競爭力，從而主動減少企業的經營風險、退市風險。方法如下：一是加強高校、科研機構與中小企業之間的聯系，加快科技的產業化，從而在解決企業技術問題的同時，促進高校和科研機構的發展，實現雙贏。二是政府應為中小企業提供全方位的服務，為中小企業發展提供良好的硬件、軟件支持，如提供信貸、擔保、稅收優惠、與大企業合作以及企業管理咨詢等一條龍服務，為中小企業的發展提供便利。
[關鍵詞]風險投資異質性；創業板；公司績效
一、引言
我國創業板市場作為多層次資本市場體系的重要組成部分，自2009年5月1日啟動至今已運行滿六年。截至2014年12月31日，共有上市公司409家，首發融資2482.67億元，為我國“三高”“五新”企業的發展提供了有力的資本支持，對促進我國創新型、科技型、成長型企業的發展具有重要的意義。但與此同時，創業板自成立以來新股發行后普遍業績下滑、業績變臉現象，是困擾我國創業板市場健康發展的突出而亟待解決的問題，受到市場各方的高度關注。以2009年首批上市的28家公司為例，上市后的第1年（2010年）有26家公司出現業績下滑，占比為92.86%，每股收益平均下跌39.04%，最大跌幅為75%；上市后第2年（2011年）與2009年相比，28家公司全部出現業績下滑，每股收益平均下跌39.06%，最大跌幅為83.93%。創業板公司IPO后業績下滑現象加劇了資本市場“大起大落”式震蕩。研究治理創業板公司IPO后業績下滑、業績變臉問題，就顯得非常必要和迫切。
創業板高科技、高成長、高附加值企業通常是風險投資（Venture Capital）的重點投資領域，數據顯示我國創業板上市的公司中約70%具有風險資本背景（朱元甲和李陽，2012），國外研究（Megginson & Weiss，1991；Gompers，1996；SalimChahine，Samer Saade，2011；Yacine Belghitar and Rob Dixon，2012）發現，風險投資是影響公司發行后公司績效的重要因素。但由于各國間資本市場的成熟度、有效性存在差別，國內外已有的研究對于風險投資及其異質性對發行后公司業績的影響及理論解釋，結論不一，存在爭議。
以往文獻研究風險投資及個別屬性對公司績效的影響多側重于研究我國主板、中小板市場，而對創業板市場研究較少，本文將基于我國新興的創業板市場，系統研究風險投資及其異質性對上市公司IPO后公司績效的影響方向和程度。另外，鑒于風險投資持股鎖定期通常為發行后一年，風險投資的退出是否會影響公司績效。本文還研究了風險投資對IPO后不同年份的公司績效的影響是否存在差異。研究結論將有助于改善我國創業板公司IPO后業績下滑、業績變臉現象，促進創業板市場的健康發展。
二、文獻回顧
風險投資不僅可以給所投資的公司提供資金，更重要的是風險投資家專業化的管理經驗有助于提升公司價值（value-added），風險投資對企業的長期績效表現有怎樣的影響？學者們借助公司績效相關數據研究發現，美國成熟市場表現出了風險投資對企業長期業績的正面影響，但在新興市場中檢驗出不同的結果。一種研究認為在IPO之后都經歷了業績的下降，但有風險投資背景的公司的業績表現顯著優于沒有風險投資背景的公司，有風險投資的公司長期回報要優于沒有風險投資參與的公司（Brav & Gompers，1997；Gompers & LerlIler，2003；James R.Brown，2005；Terry L_CampbellⅡand Melissa B.Frye，2006）。但也有相反研究認為，有風險資本支持的公司，其長期弱勢現象更加明顯，有風險投資支持的企業IPO時和IPO后的經營績效更差，風險投資機構對公司管理沒有起到應有的積極作用（Rosa等，2003；Bradley等，2003；Wong，2005）。國內學者基本上是結合我國中小板或香港創業板研究風險投資對IPO后公司績效的影響。唐運舒、談毅（2008）香港創業板市場為研究對象，通過實證分析發現，風險投資顯著地影響持股公司IPO時機的選擇以及IPO后的經營業績。周孝華、吳宏亮（2010）以2004-2007年在深圳中小板上市的公司為研究樣本，發現IPO后樣本公司業績均發生了顯著的下降，但有風險投資持股組總資產息稅前收益率、凈資產收益率、主營業務收入增長率指標的下降幅度要小于沒有風險投資持股組，風險投資總計持股比率越高，IPO后經營業績的表現就越好。
近年來，不少學者開始逐步關注風險投資的背景、特征對IPO抑價、發行后公司績效的影響問題。Nilsson，Daniel and Wahlberg，Marcus（2006）研究發現，私募股權背景企業相對于非私募背景，具有較低的IPO抑價和較強的長期業績。SalimChahine and Samer Saade（2011）利用410家隨機選取的1997-2007年在美國上市的有風司投資的上市公司進行研究，發現：風投機構的合法權益的保護程度背景與董事會獨立性在減少IPO抑價方面具有互補性，并有助于其投資組合公司的長期業績。國內學者近年來也開始研究類似的問題，張學勇和廖理（2011）發現不同風險投資背景公司的IPO抑價率以及股票回報率的確存在差別；賈寧，李丹（2011）以2004-2008年深圳中小板的上市公司為樣本，研究發現企業抑價水平和績效下滑幅度與創投機構的從業年限顯著負相關，國有創投機構支持企業的抑價水平及績效下滑幅度顯著低于非國有創投機構支持的企業。
三、研究設計
（一）樣本選擇與數據來源
本文選取截至2011年12月31日在創業板上市的282家公司作為研究樣本，剔除撤銷發行的1家公司（蘇州恒久），有效樣本281家，劃分為兩類：風險投資參與企業和無風險投資參與企業。其中，有風險投資參與公司有136家，參見表1。
風險投資參與企業的確定遵循下列步驟：首先，查閱招股說明書，統計風險投資參與的公司，標準是看十大股東中是否出現“創業投資”“創新投資”“風險投資”“投資管理”“投資基金”等名稱的公司。如果是，就初步確認為風險投資參與的公司。其次，對上述風險投資參與的公司，比照《2012中國風險投資年鑒》提供的風險投資機構的名單進行核對并確認，剔除未列入《2012中國風險投資年鑒》的樣本。最后，按照風險投資公司在IPO前的持股比例再進行剔除。標準是列入樣本公司的最大一家風司在受資企業IPO前持股比例不小于5%（比例過低則對受資企業影響不大），持股低于5%的公司和無風險投資參與的公司統一歸為無風險投資參與的樣本。本文研究所需要的數據主要來源于RESSET金融數據庫、Wind金融研究數據庫，以及中國證監會、上市公司指定網站披露的招股說明書、上市公告書及年報等，對于無法收集全數據的樣本將進行剔除。數據分析采用spss16.0統計軟件。
（二）公司績效的衡量
不同于以往研究，本文沒有選擇總資產收益率（ROA）、凈資產收益率（ROE）作為衡量公司績效的變量，原因是公司IPO后總資產、凈資產均有較大幅度增加，會影響對公司績效下降原因的判斷。而經營活動產生的現金流量凈額則基本不受此類影響，因此，本文選取“經營活動產生的現金流量凈額增長率”（CFR）作為反映經營績效的指標。考慮到公司成長能力對經營績效也是一個重要反映，因此，增加“營業收入增長率”（REV）指標作為反映公司績效的第二個指標。衡量股市表現的指標通常選取新股長期超額收益。其度量主要有3種方法：購買持有期超額收益（Buy and Holding Period Abnormal Return，BHAR）、累積超額收益（Cumulative Abnor-real Return，CAR）和財富系數（Wealth Relative，WR）。本文擬選取其中的“購買持有期超額收益”（BHAR）作為衡量公司績效的第三個指標。BHAR分為一年、兩年期超額收益，分別用BHAR1Y、BHAR2Y表示。
購買持有期超額收益（BHAR）的計算：
1.新股長期收益。新股長期收益采用購買持有期回報（Buy-and-Holding-Period return）。新股i在第m日購入，在第n日出售的收益由下面公式給出：
其中：ri，t是股票i在第t日的回報率。ri，t=（pi，t-i，t-1）/Pi，t-1（pi，t為股票i在第t日的收盤價）。一年按250個交易日計算，當m為0、n為250時，BHRi，m，n為新股1年持有期回報，以此類推。
2.市場收益率。市場收益率選用《CSMAR市場交易數據庫》考慮現金紅利的等權平均市場回報率。市場在第m日至第n日的回報由下面公式計算：
其中：rm，t是市場在第t日的回報率。rm，t=（It-It-1）/It-1（It為市場在第t日的收盤指數）。
3.購買持有期超額收益（BHAR）。股票i在第m日購入、第n日出售的超額收益由下面公式計算：
BHARi，m，n=BHRi，m，n-MRm，n
（三）風險投資異質性的衡量
風險投資（venture capital）是實行專業化管理、對新興的高成長性未上市公司進行的股權式投資，風險投資國內常常也稱為“風險資本”“創業投資”，簡稱VC、PE。本文主要研究投資于企業IPO之前的資本，且通過IPO在公開市場退出獲得回報，我們全部稱之為風險投資或風險資本。
風險投資的異質性是指風險投資內含的反映其內在特質的特征、屬性，本文將風險投資的異質性劃分為風險投資機構異質性和風險投資項目異質性。其中，投資機構異質性包括風險投資的產權背景、聲譽、規模、從業時間、專業化、經驗等，投資項目異質性包括投資階段、聯合投資、融資輪次、投資強度（持股比例）、管理參與度（董事占比）、風險投資的投資期等。本文對風險投資異質性的反映主要選取5個變量：第一大風投發行前持股比例（VC-share）、風投背景虛擬變量（VC-gov）、風投經驗（VC-age）、風險投資的投資期（VC-length）和聯合投資虛擬變量（VC-united）。
（四）變量篩選與模型構建
借鑒國內外已有研究結論，結合我國創業板市場的實際，變量設定如下：
被解釋變量：CREV[-1，1]：公司發行后第一年相對于發行前一年的收入增長率的變化，即用發行后第一年收入增長率減去發行前一年的收入增長率；CREV[-1，2]：發行后第二年相對于發行前一年的收入增長率的變化，即用發行后第二年收入增長率減去發行前一年的收入增長率；CCFR[-1，1]：發行后第一年相對于發行前一年的經營現金流增長率的變化，即用發行后第一年經營現金流增長率減去發行前一年的經營現金流增長率；CCFR[-1，2]：發行后第二年相對于發行前一年的經營現金流增長率的變化，即用發行后第二年經營現金流增長率減去發行前一年的經營現金流增長率；BHAR1Y：發行后第一年購買持有期超額收益率、BHAR2Y：發行后第二年購買持有期超額收益率。
解釋變量：VC為風險投資虛擬變量，有風險投資為1，否則為0；VC-share：第一大風險投資發行前持股比例；VC-gov：風投背景虛擬變量，國有背景為1，否則為0；VC-age：風投經驗，以風險投資成立年齡表示，即風險投資成立至風險投資入資的時間長度（年），取自然對數；VC-length：風險投資的投資期，即風投自入資到公司上市的時間長度（年），取自然對數；VC-united：聯合投資虛擬變量，如同一家公司中的風險投資數量大于等于2，則為聯合投資，變量取值1，否則為0。
控制變量：LASSET：上市前一年總資產自然對數；AGE：公司成立至上市年齡（年），是指自公司成立到公司上市的時間，取自然對數；Tshare：控股股東持股比例；PE：發行市盈率；UWI為承銷商聲譽_（underwriter）啞變量，采用偉海證券精英網站提供的券商排名數據，每年排名在前15名的承銷商是高聲譽的承銷商，其余的則被定義為低聲譽的承銷商。高聲譽承銷商UW取值1，否則取值0；LEV：公司發行前一年資產負債率；EQ：公司發行前一年盈余質量，以凈利潤現金含量（%）代表，凈利潤現金含量=經營活動現金流量凈額/凈利潤×100%。
結合我國創業板的實際，本文建立回歸模型如下：
模型1：
分別將公司績效指標CREV[-1，1]、CREV[-1，2]、CCFR[-1，1]、CCFR[-1，2]、BHAR1Y、BHAR2Y代人模型因變量（PERFORM），得到三大類6個子模型（模型1-1、1-2、1-3、1-4、1-5、1-6），分別檢驗風險投資（VC）的存在性對公司績效的影響。本模型以全樣本281家公司數據進行檢驗。
模型2：
分別將公司績效指標：CREV[-1，1]、CREV[-1，2]、CCFR[-1，1]、CCFR[-1，2]、BHAR1Y、BHAR2Y代人模型因變量（PERFORM），得到三大類6個子模型（模型2-1、2-2、2-3、2-4、2-5、2-6），分別檢驗風險投資的異質性VC-share、VC-gov、VC-age、VC-length、VC-united等對公司績效的影響。本模型以136家有風險投資的公司做子樣本進行檢驗。
四、實證結果分析
（一）IPO后經營績效變化的描述性統計
由表2可知，我國創業板公司IPO后的公司績效普遍呈下滑態勢，281家樣本公司的績效指標的均值顯示，發行后公司普遍出現了業績下滑。281家樣本公司的“營業收入增長率”（CREV），公司發行后的第一年比發行前一年下降10.91個百分點，發行后的第二年比發行前一年下降14.37個百分點；281家樣本公司的“經營活動現金流量凈額增長率”（CCFR），公司發行后的第一年比發行前一年下降117.05%，發行后的第二年比發行前一年下降96.09%。但有趣的是，“購買持有期收益率”（BHAR）指標并沒有像前兩個績效指標一樣呈單邊加速下滑，公司發行后的第一年持有期收益為負的4.68%，發行后的第二年持有期收益轉為正值21.82%。主要原因在于，持有期收益不僅受公司經營業績的影響，也會受到二級市場波動與交易的影響，故呈現與前兩個績效指標不同的運行特征。經營績效指標的走勢特征，總體上證明了我國創業板市場像國外資本市場一樣存在“IPO效應”。
（二）變量的相關性檢驗
由于模型（1）的解釋變量可能存在多重共線性，所以，本文首先對變量進行
相關性檢驗（結果參見表3）。
由表3可知，解釋變量間的相關系數均小于0.5，不存在多重共線性。
（三）橫截面多元回歸分析
1.風險投資的存在性對IPO后經營績效的影響。橫截面多元回歸結果參見表4。
實證結果分析：
（1）風險投資的存在性（VC）對營業收入增長率的變化（CREV）的影響。由表4可知，風險投資的存在性（Vc）對IPO后第一年、第二年相對于IPO前一年的營業收入增長率的變化（CREV[-1，1]、CREV[-1，2]）的影響系數均為負，且分別在10%、5%的水平下顯著，即出現IPO后“業績變臉”現象，說明有風險投資的公司在IPO后的營業收入增長率比無風險投資的公司更低，風險投資的存在并沒有提升IPO后營業收入的增長優勢，而是相反。
可能原因：一是上市前業績透支、盈余管理行為，對IPO后的收入增長有負面影響；二是我國風險投資大多屬于“財務投資者”，其股份解禁期為IPO后一年，此時風險投資更多的是考慮何時以何種價格退出，使得自身投資收益最大化，對上市公司的扶持力度已非IPO前可比，也會對IPO后公司業績有負面影響。
（2）風險投資的存在性（VC）對經營活動現金流量凈額增長率的變化（CCFR）的影響。由表4可知，風險投資的存在性（VC）對IPO后第一年、第二年相對于IPO前一年的經營活動現金流量凈額增長率的變化（CCFR[-1，1]、CCFR[-1，2]）的影響系數均為負，且IPO后第一年的系數在10%的水平下顯著，說明有風險投資的公司在IPO后的經營活動現金流量凈額增長率比無風險投資的公司更低，風險投資的存在并沒有提升IPO后經營活動現金流量凈額的增長優勢，而是相反。
（3）風險投資的存在性（VC）對購買持有期收益率（BHAR）的影響。由表4可知，風險投資的存在性（VC）對IPO后第一年購買持有期收益率（BHAR1Y、）的影響系數為負，且在1%的水平下顯著，第二年購買持有期收益率（BHAR2Y、）的影響系數為正，但不顯著。說明有風險投資的公司在IPO后的第一年購買持有期收益為負，IPO后第二年購買持有期收益轉變為正數。可能的原因有兩方面：一是由表4可知，IPO后風險投資參與的公司第一、二年的營業收入增長率、經營現金流凈額增長率均出現負增長，對持有期收益有負面影響；二是我國創業板發行的高抑價、高市盈率導致IPO后第一年股價呈下跌趨勢，持有期收益（BHAR1Y）顯著為負，但到第二年得到扭轉，不是公司基本面轉好，而是市場投機因素所致。對二級市場投資者的啟示為，盡量回避第一年對新股的投資，第二年可擇優質公司介入投資。
以上結論說明，與Brav & Gompers（1997）、Gompers & Lermer（2003）、James R.Brown（2005）、周孝華和吳宏亮（2010）的研究結論不同，我國創業板有風險投資的公司在IPO后的績效更差，風險投資沒有起到應有的積極作用，證明了Rosa等（2003）、Bradley等（2003）、Wong（2005）的研究結論。
2.風險投資的異質性對IPO后經營績效的影響。橫截面多元回歸結果參見表5。
實證結果分析：
（1）風投持股變量（VC-share）對IPO后績效指標的影響。對各績效指標IPO后兩年的影響系數均為正，表示風險投資在受資企業持股比例越大，越有利于提升IPO后公司績效。但結果不顯著。
（2）風險投資背景對IPO后績效指標的影響。在風險投資背景的影響指標中，國企股背景的風險投資能在5%水平上顯著影響IPO后第二年營業收入增長率的提升，但第二年經營現金流的增長出現負值，并在1%水平上顯著影響IPO后第一年的持有期收益的提升。說明國企股背景風險投資能提升受資企業IPO后的營業收入，但不能提升經營現金流凈額，可能存在盈余管理或利益輸送，以粉飾業績。外資股風險投資對受資企業IPO后的營業收入增長率的影響為正，且在1%的水平上顯著。對IPO后經營現金流的影響均為正，說明外資股背景的風投既能提升IPO后的營業收入，又能提升經營現金流凈額。這可能與外資股風險投資管理規范、投后管理經驗豐富，確實有效地提升了受資企業的公司績效。
（3）風險投資的投資期（VC-length）的影響。風險投資的投資期（VC-length）能顯著影響受資企業IPO后的營業收入增長，即投資期越長，IPO后的營業收入增長率越大，但對IPO后的經營現金流金額、持有期收益的影響系數均為負，較長時間的風投投資期并沒有增加經營現金流（CCFR）和持有期收益（BHAR）。說明我國目前創業板的風險投資會提升IPO后的營業收入，但無益于經營現金流凈額及持有期收益的提升，深層次原因是我國風險投資總體上還是“財務投資者”類型，如“搭便車投資”“關系投資”等，而不是“戰略投資者”，其投后管理水平、自身管理能力、對受資企業的影響都有待提升。
（4）聯合投資（VC-united）的影響。聯合投資（VC-united）對受資企業IPO后的各績效指標的影響系數均為正，但不顯著。影響系數為正說明相對于單一風險投資來說，多家風險投資聯合進行投資，更能提升受資企業IPO后的營業收入、經營凈現金流及持有期收益。
（四）穩健性檢驗
為了保證結果的穩健，本了以下幾個方面的檢驗：
1.替換被解釋變量BHAR。正如前文所述，度量新股長期超額收益的指標除了購買持有期超額收益（BHAR）外，還有累積超額收益（Cumulative Abnormal Return，CAR），將IPO后第一年、第二年的“累積超額收益”（CAR1Y、CAR2Y）分別替換被解釋變量“購買持有期超額收益”（BHAR1Y、BHAR2Y），重新進行檢驗，實證結果（鑒于篇幅略）沒有實質性區別。
2.考慮到281家樣本公司分處不同行業，增加行業啞變量（IND）。按照中國證監會規定的創業板行業分類，將281家樣本公司所屬的行業分為制造業、信息技術、社會服務業、傳播與文化產業和其他共五類。把行業啞變量作為控制變量，構建以下模型：
利用以上模型進行補充檢驗，實證結果亦沒有發生實質性變化。
3.傾向得分匹配（Propensity Score Matching）。鑒于風險資本投資的公司樣本是風投機構經過盡職調查、謹慎篩選做出的選擇，因此可能存在樣本選擇偏差（Se-lection Bias）問題。本文利用“傾向分數匹配”（Propensity Score Matching）研究方法來控制該問題。首先要對總體樣本執行probit模型，然后對每一個企業獲得風險投資的可能性進行回歸。其中，被解釋變量為風險投資啞變量，如果企業有風投機構支持，則等于1，否則等于0。解釋變量為上市前總資產、發行規模、所屬行業及上市時間。接著，根據回歸系數為每個樣本企業計算出一個“傾向指數”，最后為每一家風投支持企業配比一家“傾向指數”最接近的非風投支持企業。配比分析結果如下：
在控制了樣本選擇偏差問題之后，上述結果與表4的結論基本一致，說明本文結論基本不受樣本選擇偏差問題的影響。
五、研究結論與政策啟示
（一）研究結論
1.281家樣本公司的績效指標的均值顯示，發行后公司普遍出現了業績下滑。證明我國創業板市場和主板市場、國外資本市場一樣存在“IPO效應”，我國創業板公司IPO后的公司績效普遍呈下滑態勢。
2.有風險投資參與的公司在IPO后的“營業收入增長率”比無風險投資參與的公司更低，風險投資的存在并沒有提升IPO后營業收入的增長優勢，而是相反。主要原因是風險投資機構與受資企業存在信息不對稱，由于“逆向選擇”的存在，IPO前風險投資選擇投資的企業未必是最好的企業，加上我國風險投資大多屬于“財務投資者”，其股份解禁期為IPO后一年，IPO后風險投資對上市公司的扶持力度減弱，也會對IPO后公司業績有負面影響。
3.有風險投資的公司在IPO后的“經營活動現金流量凈額增長率”比無風險投資的公司更低，風險投資的存在并沒有提升IP0后經營活動現金流量凈額的增長優勢，而是相反。原因同上。
4.發行市盈率（PE）對IPO后第二年的購買持有期收益（BHAR2Y）的影響系數為負，且在1%的水平下顯著。其經濟意義是，對于發行市盈率（PE）過高的公司，應回避在IPO后第二年對其投資，因為其購買持有期收益（BHAR）將顯著為負。
5.發行前盈余質量（EQ）對IPO后第一年持有期收益（BHAR1Y）無影響，對IPO后第二年持有期收益（BHAR2Y）影響系數為正，且在10%的水平下顯著。說明市場在IPO后第一年并不能識別盈余質量（EQ）優劣，但在IPO后第二年，較高的盈余質量（EQ）會獲得較高的持有期收益（BHAR）。這對二級市場投資將帶來重要投資啟示。
6.外資性質（含外商獨資、中外合資等）的風險投資對受資企業IPO后營業收入增長率的影響為正，且在1%的水平上顯著。對IPO后兩年經營現金流的影響均為正，說明外資股背景的風險投資既能提升IPO后的營業收入又能提升經營現金流凈額。外資股風投管理規范、投后管理經驗豐富，確實有效提升了受資企業的公司績效。
7.我國目前創業板上市公司的風險投資參與會提升IPO后的公司營業收入，但無益于經營現金流凈額及持有期收益的提升。主要原因是我國風險投資總體上還是“財務投資者”類型，而不是“戰略投資者”，其投后管理水平、自身管理能力、對受資企業的影響都有待規范和提升。
關鍵詞：風險投資家；創業企業家；逆向選擇；控制權
一、 問題的提出
風險投資（VEture Capital），又稱創業投資，是指把資金投向蘊藏著較大失敗危險的技術創新領域，以期成功后獲得高資本收益的一種商業投資行為1。風險投資一般都包括三方當事人（投資者、風險投資機構、創業企業），以及兩重委托關系（投資者與風險投資機構、風險投資機構與風險企業），即投資者和風險投資家之間、風險投資家和創業企業家之間的博弈關系。本文只研究風險投資機構與創業企業之間的委托關系.
對于風險投資機構與創業企業之間的委托關系來說，風險投資家與創業企業家之間存在信息的不對稱。這種信息不對稱既有外生的信息不對稱，即兩者都不能完全知道風險企業成功的概率。
二、 文獻回顧
針對風險投資與創業企業的之間存在的逆向選擇問題的研究開始于20世紀90年代初，國外研究學者Amit，GlostVE&Muller（1990）認為，創業項目的質量和創業企業家的能力事先存在的不確定性導致了風險投資家的逆向選擇，但這可通過信號傳遞（創業企業家的教育水平和投資建議書的質量等）或創業企業家對項目運作是否自信來得以解決。Norton&TVEVEbaum（1993）等分析了風險投資家在項目篩選和合同簽訂中的作用，并對成功與不成功的風險投資家之間的項目甄別原則進行了對比。
安實、王健和何琳（2002）運用博弈論的方法，分析控制權在風險投資家和企業家之間分配的博弈過程，得出結論：風險投資家和企業家進行創業企業控制權分配博弈的根源為二者之間由委托關系引起的目標函數不一致；對風險投資家來說，如果執行控制權引起的投資收益小于由此引致的成本的增加，風險投資家都不會執行其控制權，企業家仍然控制創業企業。
鄭輝（2007）構建了兩階段的信號傳遞模型和信息甄別模型，用來解決風險投資中風險投資家和創業企業家之間的不對稱信息所導致的逆向選擇。在第一階段中，創業企業家首先行動，以投資建議書為單一信號載體傳遞創業企業家個人能力及項目質量的雙信號；之后的第二階段，風險投資家行動，提供含有投資額和剩余索取權的信息供創業企業家選擇，進一步辨別創業企業家的類型。
由于在風險資本市場，存在創業企業提供虛假信息或隱藏真實信息的現象，導致風險投資家進行逆向選擇。而創業企業為了證明自己是存在潛力（即好類型的創業企業）而設計能證明自己的契約以便區別于差類型的創業企業。根據已有研究得知，創業企業從可轉換優先股，控制權，股份等角度來向風險投資家證明自己的類型，而風險投資家根據創業企業傳遞出的信號來判定其是好類型的概率。
三、 逆向選擇的產生
以下是博弈要素假定：
1.相對于VE的融資需求而言，VC的資本供給是有限的，因而風險資本市場是競爭性的，VE融資需要耗費一定成本。
2.參與人：博弈的理性決策主體是VC與VE，各自按自身效用（即支付水平） 最大化選擇行動。
3.戰略：為方便討論，假定VC與VE的戰略都為離散變量。考慮到風險企業的特征，VE很難在公開市場上（如股市、銀行信貸市場） 進行融資，故VE有兩種戰略：申請VC投資和不向外融資（如通過內部融資而獨立發展）。VC有兩種戰略：接受VE，申請而投資以及拒絕申請而不投資。同時，雙方是單輪序貫博弈，VE是先行方，VC其次行動，決定是否投資。
4.信息博弈中雙方所獲信息是不對稱的，VE具有信息優勢。這里，假設VE有好類型（可以理解為VE具有較強的敬業精神）和差類型兩種，VE知道自己屬于哪一類型，但VC不知道。在博弈開始時，VC通過盡職調查判斷VE是好類型的概率為P，差類型的概率為（1-P）。
5.支付：VE不融資凈收益為0；若融資申請得到VC接受的凈收益為πs，否則為（-C）（C為融資成本）。對好類型VE，VC接受或拒絕其融資申請的凈收益分別為πh和（-πh）（為VC喪失未來盈利的機會成本）。對差類型VE，VC接受或拒絕其申請的凈收益分別為（-πc）和0，且VC對差VE投資的支付要小于VC不向好VE投資的機會成本（即-πc
四、 結論以及建議
在風險投資過程中，對于創業企業家的能力，VC和創業企業家之間存在嚴重的信息不對稱出現逆向選擇問題。為了在一定程度上消除這種信息不對稱導致的逆向選擇問題，需要找出創業企業家做出選擇的主要影響因素，從而對癥下藥，良好的判段創業企業的類型，做出正確的投資決策。風險投資家為了準確挑選出優秀的創業企業，可尋求一些具有信號傳遞（eg：控制權的信號傳遞）或信號甄別功能的外部信息來對創業企業家及其項目進行客觀評價。在事前，可進行如下步驟：①嚴格的項目篩選。完善的風險投資運作通過嚴格的項目篩選機制來克服信息不對稱、防止逆向選擇，挑選最有潛力和最符合風險投資機構投資專長的項目。②創業企業家的敬業精神直接影響到其努力偏好，越有敬業精神（即不計較個人得失）。所以風險投資家應選擇具有一定學歷、經驗豐富、敢于承擔風險以及具有創業精神的創業企業家。選準優秀的創業企業家和項目可直接提高風險投資家的期望收益。
我國風險資本市場逐漸壯大，在一定程度上表明我國創業企業的好類型居多。但是，一個創業企業類型的好壞并不只取決于創業初期，eg：創業項目的潛力、市場前景以及創業團隊的能力，還取決于創業企業在得到風險資本的支持后，成長過程中的一系列因素，屬于道德風險分析范圍。在風險投資取得控制權之后，在投資過程中，是否執行控制權以實現風險投資家的收益最大化的博弈分析，還有待于進一步分析。（作者單位：四川大學商學院）
參考文獻：
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[2]郭建鶯. 創業投資基金雙層委托機制研究[J].南開經濟研究，2004，（1）.
關鍵詞：風險感知；風險；創業
一、概念界定
風險（Risk）是指一種不確定性，感知是指作為主體的人對客觀事物的主觀反映。風險感知（Risk Perception）的概念由哈佛大學學者RaymondBauer（1960）第一次提出并將其從心理學領域延伸到營銷學領域。他認為消費者沒有辦法對任何購物行為所造成的結果進行正確的判斷，但事實上個別結果有可能給消費者帶來不好的購物體驗并造成情緒上的不愉快。因此，消費者做出的決策存在著結果的未知，而這正是風險的內涵。Cun-ningham和Cox（1967）認為風險感知就是消費者做出購物決策后，可能面對的壞的結果及其出現可能性的乘積。Slovic（1987）認為風險感知就是人們依靠自身的直覺對各種消極事件進行的預估和判斷。Cutter（1993）認為風險感知是指個體對風險做出的判斷，并對風險可能帶來的消極后果采取相應的行動。靳取（2010）認為風險感知包含個體對風險的態度和做出的評價及反饋。風險感知在20世紀90年代開始被創業領域關注。Sitldn和Pablo（1992）認為風險感知可以對許多創業現象進行有強有力的解釋。Palich和Bagby（1995）指出風險感知可以對創業者做出有風險的決策進行有說服力的解釋。我國學者陳震紅和董俊武（2007）也開始注意到風險感知在創業領域的作用，但并未給出定義。劉萬利和胡培（2012）認為風險感知是創業者在創業開始階段對項目的認知，可以降低創業者在創業過程中遇到的各種風險。
二、維度劃分
風險感知概念本身屬于心理學范疇，內容比較抽象且泛化使其在測量方面變得比較困難。Cunningham（1967）第一個次提出風險感知的雙因素模型，開始用四級量表測量后來演變成三級量表，并通過乘法進行組合得到1至9的不同風險級別。雖然Cunningham本人認為這種建構方法比較模糊，但是這個測量模型在很長時間內成為了主流模型。后來的研究中學者們對雙因素的模型出現很多分歧，尤其是在對雙因素進行相乘還是相加的問題上存在很大的爭議，有些學者轉而從維度上展開研究。Jacobv和Kaplan（1972）認風險感知包含務、生理、績效、心理和社會五個維度。Stone和Gronhaug（1993）在此基礎上加入了時間維度。Simon（1999）通過用點量表衡量創業者風險感知的水平，具體包括6個題項分別是：“覺得創業計劃成功率不高”，“覺得創業計劃可能造成大量損失”，“覺得創業計劃面臨風險多”，“覺得創業決策不是個明智的決定”，“認為創業計劃會給企業的發展帶來不好的影響”。此后Anne-Sophie（2002）和Featherman（2003）等在網絡環境下對風險感知維度進行了新的度量。Barbosa和Kickul等（2007）研究發現，創業者感知到的風險感知包含損失感知和收益感知兩種情況，并對創業者活動的展開產生截然不同的影響。我國學者劉萬利（2012）對中國情境下的創業研究時創業者感知到的風險也分為損失感知和收益感知兩種情況。
關鍵詞：科技金融形式；收益；風險
中圖分類號：F83 文獻標識碼：A
收錄日期：2015年10月22日
一、序言
（一）科技項目種子期的概念。種子期又稱籌建期，是指科技項目還處于研發階段的中后期，還在實驗室中進行全面研究，沒有形成最終產品，或者產品還有待完善，一般說來，這種產品在技術上可行，有廣闊的市場前景。同時，企業也在籌建中的這樣一個階段。
（二）科技項目種子期的特征
1、項目（產品）特征。處于種子期的企業還沒有真正形成完整的經濟組織形態，無論是技術方法還是生產工藝都尚未完全開發，還在培育、形成階段。
2、收益狀況。由于企業產品還處在研發階段，沒有銷售收入，只有研發費用和企業籌建費用等支出。
3、企業風險。企業要面臨的風險包括技術風險、市場風險、管理風險、財務風險等。其中，主要是新技術能否開發出來的技術風險和能否生產出產品并被市場接受的市場風險。在研究開發活動中企業不確定性大、研發難度高、周期長，國外研究資料表明，從提出創意到具有商業開發價值的項目形成，淘汰率高達95%，此時企業融資風險也比較大。
4、項目（產品）預期特征。科技項目的創新主要是相關主體看好項目（產品）未來的市場表現和市場前景，一些項目（產品）通常具有很好的市場表現，能夠獲得超額利潤，同時這些產品往往也有較強的市場競爭力，能夠獲得較大的市場份額，取得較好的收益，具有良好的預期收益。但這些項目（產品）由于受到技術、市場、管理和財務等因素的影響，存在著一定的風險。
5、資金需求。企業初始啟動需要相應的資金用于研發人員的工資支出及科研設備、儀器和其他固定資產的購置，資金需求量相比其他階段較小，一般占創業投入資金總量的5%～10%。但由于正式生產經營活動還沒開始，沒有現金流入，需要的資金是穩定、能夠長期使用、短期無償債壓力以及利息支出盡量小。
二、科技項目種子期的收益與風險分析
（一）科技項目種子期基本收益。種子期的企業或項目的整個財務處于虧損期，由于企業產品還處在研發階段，沒有銷售收入，只有研發費用和企業籌建費用等支出。
（二）科技項目種子期預期收益。一些科技企業的科技項目及其產品往往具有卓越的產品性能、不俗的市場表現，具有較大的利潤空間和較強的市場競爭力，能獲得理想的收益。但這時由于不確定因素較多，風險較大，對收益的認識比較模糊，合理判斷也比較困難。
（三）科技項目種子期的風險。科技項目往往會受到科學技術、市場、管理和財務等因素的影響，這些因素的不確定性，可能會對科技項目（產品）帶來一定風險。
1、科技風險。此階段主要面臨高新技術不成熟和能否開發出產品的技術風險。
2、市場風險。這個階段基本沒有產品銷售，也沒有現實中的市場風險。
3、管理風險。此時科技項目（產品）的團隊（企業）尚未形成，未來的管理團隊的管理能力尚不知曉，所以這個階段的科技項目（產品）是有管理風險的。
4、財務風險。這個階段的資金需求雖然不大，但融資渠道很少，往往只有自有資金、政府資助或者風險投資等資金來源，由于這個階段的不確定因素較多，不確定程度較大，各方面的投資意愿都不太高，所以有很多科技項目（產品）會因為財務制約而止步于此階段。
三、科技項目種子期資金需求情況
科技項目企業在種子期期間主要進行科技研究和產品開發，以及企業的初步組建，所以需求的資金較小，但科研能否成功，有無市場還不確定，所以也存在較大風險。由于投資風險很大，正規的風險投資家、大企業、商業銀行等對其缺乏投資欲望，因此很難吸引外界投資的介入。
四、科技項目種子期意向資金
創業者認為其科技項目有前途、有市場，不斷進行科研開發，希望通過努力能夠開發成功，以獲得科技進步帶來的豐厚收益，所以創業者通常會用自己的儲蓄，向親戚朋友借款來投入，其中個人積蓄是最主要的資金來源，70%以上企業的初期資金是個人的積蓄。由于科技項目研發成功通常能產生溢出效應，有正的外部性，國家為了鼓勵創新創業，也可能予以支持，投入國家開發基金。愿意進入這一階段的種子基金，投資者主要是政府機構或富有、獨具慧眼而又敢于冒險的非公開和正式的個人投資者即所謂的天使投資者。
五、科技項目種子期融資方式選擇
結合上面的分析，長期借款、長期債券和權益資金等是比較適合種子期的融資方式。但是，處在種子期的企業沒有有形資產可以做抵押，也沒有科研成果，幾乎不可能取得長期借款和發行長期債券。權益性資金包括內源融資、政策性資金、風險投資、發行股票股票等，但是很明顯此時企業并不具備直接上市或者間接上市的條件。
六、高科技企業種子期科技金融形式
在種子期期間主要進行科技研究和產品開發，以及企業的初步組建，所以需求的資金較小，但科研能否成功，有無市場還不確定，所以也存在較大風險。由于投資風險很大，正規的風險投資家、大企業、商業銀行等對其缺乏投資欲望，因此很難吸引外界投資的介入。在這一階段，資金來源主要是發明者或創業者自有資金、天使投資以及由政府提供的科技型中小企業創新基金。
（一）自有資金。自有資金是創業者為了科技研發、創新創業用自己的積蓄投入到科技項目開發的企業中進行科研和組建企業的資金，是高科技企業種子期階段重要的資金來源。
（二）創業基金。創業基金是一種投資于中小企業特別是中小高新企業的一種基金。這種基金的組織和運作原則是共同投資、共享收益、共擔風險。運用現代信托關系的機制，以基金的方式將各個投資者彼此分散的資金集中起來，交由投資專家運作和管理，通過被投資企業的高速成長和資本增值來獲取投資收益的一種特殊投資基金。
（三）天使投資。天使投資是自由投資者或非正式風險投資機構成立的一種投資形式，是風險投資的一種，這種投資主要向一些科技創新創意或者科技創業進行的前期投資，如果這些創意或者創業獲得成功，并取得健康成長的話，該投資就會轉讓其股權，通過股權的轉讓來獲得收益。
（四）創新基金。創新基金通常是政府或者相關組織建立的對科技創新項目進行資助的基金。
主要參考文獻：
