風(fēng)險投資對我國上市企業(yè)ipo后的影響研究

風(fēng)險投資對我國上市企業(yè)ipo后的影響研究

1風(fēng)投持股企業(yè)上市的影響近年來，風(fēng)險投資公司在其子公司廣州上市過程中的作用引起了學(xué)術(shù)界的關(guān)注。廣大學(xué)者在信息經(jīng)濟(jì)學(xué)的框架下,著重研究風(fēng)險投資持股因素對于上市企業(yè)信息質(zhì)量的影響,形成了兩派截然不同的觀點。一派以認(rèn)證理論為代表,認(rèn)為風(fēng)險投資公司作為擁有誠信資本的投資人,對于其持股企業(yè)起到了預(yù)先評價的作用,也即對其質(zhì)量進(jìn)行了預(yù)先認(rèn)證,因此降低了企業(yè)IPO中的信息不對稱程度。而以逐名動機(jī)理論為代表的另一派則認(rèn)為,大多數(shù)年輕的風(fēng)險投資公司為了盡快確定其在行業(yè)的地位,不惜承擔(dān)將其持股企業(yè)過早上市的成本與風(fēng)險,以獲得市場聲譽(yù),也即所謂的“逐名”,因此風(fēng)險投資公司有激勵隱瞞企業(yè)的內(nèi)部信息,使得IPO中的信息不對稱情況加劇。目前,國內(nèi)相關(guān)研究尚不多見。本文試借鑒國外學(xué)者的研究經(jīng)驗與成果,利用我國資本市場有關(guān)數(shù)據(jù),初步研究我國風(fēng)險投資對于其持股企業(yè)上市的影響作用,以起到拋磚引玉的作用。我們將在控制發(fā)行價格、承銷規(guī)模、承銷商聲譽(yù)等對于承銷費率具有顯著影響的變量下,檢驗風(fēng)投持股因素對于上市承銷費率的影響。根據(jù)前面的論述,我們知道,若風(fēng)投持股企業(yè)的承銷費率較低,則結(jié)果支持認(rèn)證理論;若風(fēng)投持股企業(yè)的承銷費率較高,則結(jié)果支持逐名效應(yīng)。2風(fēng)險投資第三方的要求Allen和Faulhaber(1989),Grinblatt和Huang(1989)以及Welch(1989)將信息不對稱理論用于資本市場,預(yù)言擬上市公司股東及內(nèi)部人員有激勵隱藏有關(guān)公司的內(nèi)部信息。Booth和Smith(1986)基于此提出了第三方認(rèn)證理論,并提出該第三方必須滿足一定的條件:必須具備信譽(yù)資本;它做出不實認(rèn)證所獲得的最大可能收益必須小于其信譽(yù)成本;上市企業(yè)租用它的認(rèn)證服務(wù)必須支付高成本。首先,學(xué)者們首先驗證了風(fēng)投具有信譽(yù)資本,Sahlman(1990)證明了風(fēng)險投資的信譽(yù)資本大于做出偽認(rèn)證的最大可能收益。Morris(1987),Gartner(1988)和Sahlman(1990)證明上市企業(yè)獲得風(fēng)險投資認(rèn)證須支付較高成本且成本結(jié)構(gòu)須使均衡時的市場能夠區(qū)分信息質(zhì)量高和低的企業(yè)。另一方面,Gompers(1996)提出了“逐名理論”(GrandstandingTheory),證明年輕的風(fēng)險投資公司會急于將旗下的企業(yè)上市,以盡快博得在業(yè)內(nèi)的聲譽(yù)。Ellison(1995)證明公司聲譽(yù)和過往表現(xiàn)是資本市場上吸引投資者的關(guān)鍵因素。而Gompers則把這一論斷應(yīng)用到風(fēng)險投資業(yè)中,他認(rèn)為在風(fēng)險投資業(yè)中,公司融資的難易程度和其聲譽(yù)高度相關(guān)。3公司模擬的并購所帶動的資金來源從2005年起我國股票市場開始了股權(quán)分置改革,2006年至2007年,我國資本市場在股改的背景下快速發(fā)展,市場流通性大大提高。因此,本文選取的樣本空間為2006年至2007年在我國資本市場(包括滬市和深市主板、中小板)上市的共191家企業(yè),將其依照是否由風(fēng)投持股分為兩組樣本。我們判斷企業(yè)是否為風(fēng)投持股的標(biāo)準(zhǔn)為:在企業(yè)招股說明書的“上市前股東持股比例”項中,如果出現(xiàn)“創(chuàng)新投資”、“風(fēng)險投資”、“創(chuàng)業(yè)投資”等字樣,即認(rèn)為該上市公司由風(fēng)投持股。依照上述標(biāo)準(zhǔn),在上述191家上市公司中共有46家由風(fēng)投持股,其余145家企業(yè)為非風(fēng)投持股企業(yè)。上港集團(tuán)(600018)、太平洋(601099)以及中國鋁業(yè)(601600)沒有披露它們的首發(fā)募集資金及發(fā)行費用,因此將其從樣本中剔除,最后我們的一組樣本為46家風(fēng)投持股企業(yè),另一組樣本為142家非風(fēng)投持股企業(yè)。由于中國證監(jiān)會并沒有強(qiáng)制要求上市企業(yè)在其招股說明書中披露承銷商費用,我們采用公司招股說明書中的發(fā)行費用來代替承銷費用,這樣做的理由是:首先,發(fā)行費用的絕大部分為承銷費用,因此承銷費用的數(shù)量特征也決定了發(fā)行費用的數(shù)量特征;其次,發(fā)行費用中還包括審計師費用,而根據(jù)學(xué)界的普遍結(jié)論,審計師也傾向于認(rèn)為由風(fēng)投持股的企業(yè)披露的內(nèi)部信息更多,審計成本更低,因此收取更低的審計費用,這與我們要重點分析的承銷商行為是一致的,因此不會我們的分析結(jié)果產(chǎn)生影響。為了保持變量的可比性,我們用發(fā)行費用除以總發(fā)行金額得到發(fā)行費率作為我們的變量。4運營成本差異研究4.1不同q-q曲線檢驗首先要檢驗樣本是否來自正態(tài)總體,我們用SPSS軟件作出兩組樣本各自的Q-Q曲線(Quantile-QuantilePlot)如下:從圖中可以看出,兩條Q-Q曲線與直線均較好擬合,說明樣本來自于正態(tài)總體,這為我們接下來采用獨立樣本t檢驗提供了前提。4.2獨立樣本的認(rèn)定我們的樣本來自于同一時段同一地點的上市企業(yè),這些上市企業(yè)集中于某幾個行業(yè),而且規(guī)模相近。因此,我們在選取樣本時就已經(jīng)保持了樣本在其它方面的同質(zhì)性,也即除去是否由風(fēng)投持股這一因素,其它主要因素對兩組樣本的影響是同質(zhì)且隨機(jī)的,因此我們認(rèn)定兩組樣本是獨立樣本。我們分別計算出兩組樣本發(fā)行費率的均值,在“兩組樣本來自同一正態(tài)總體即總體同方差、同均值”的零假設(shè)下進(jìn)行假設(shè)檢驗,其SPSS結(jié)果如下:可以看到,2006年-2007年在我國大陸資本市場上市的所有企業(yè)中,非風(fēng)投持股企業(yè)的平均發(fā)行費率為5.77%,風(fēng)投持股企業(yè)的平均發(fā)行費率為6.96%;在5%的顯著性水平下,獨立樣本t檢驗結(jié)果首先拒絕了同方差假設(shè),而后在異方差的前提下又拒絕同均值假設(shè)。由此我們可以看到,兩組樣本總體均值顯著不同,且風(fēng)投持股企業(yè)的發(fā)行費率高于非風(fēng)投持股企業(yè)。4.3風(fēng)投企業(yè)平均發(fā)行轉(zhuǎn)化率的顯著性分析我們再來對兩組樣本進(jìn)行方差分析,零假設(shè)為兩組樣本總體均值相等,備擇假設(shè)為兩組樣本總體均值不等,用SPSS進(jìn)行方差分析結(jié)果為:在5%的顯著性水平下,我們可以看到結(jié)果拒絕零假設(shè),即風(fēng)投持股企業(yè)的平均發(fā)行費率與非風(fēng)投企業(yè)的平均發(fā)行費率存在顯著差異。5關(guān)于統(tǒng)一費率決定模型的研究5.1綜合結(jié)果、效應(yīng)分析和指標(biāo)設(shè)定我們的計量經(jīng)濟(jì)學(xué)模型如下:Y/M=β0+β1+(P1-P0)+β2(P-P0)2+β3M+β4IB+β5VC+μ(1)其中的變量以及各自的意義如下:P-股票內(nèi)在價值,用股票七日內(nèi)的成交均價代表P0-股票發(fā)行價格P1-股票上市后首個交易日開盤價格我們用P1-P0表示“當(dāng)期收入效應(yīng)”對承銷費用的影響。投資銀行預(yù)期的股票上市初期在二級市場上的價格P1與發(fā)行價格P0之差越大,承銷商在二級市場上拋售股票的獲利就越大,IPO失敗的風(fēng)險就越低,因此投資銀行的收益就越大,就會要求較低的承銷費用。我們用P與P0差的平方表示“長期聲譽(yù)效應(yīng)”對承銷費用的影響。承銷商能夠比較準(zhǔn)確判斷待上市股票的真實價值,根據(jù)聲譽(yù)效應(yīng)理論,IPO發(fā)行價格和股票真實價值的差越大,承銷商聲譽(yù)受到的損害就越大,導(dǎo)致未來收入降低,因此要求更多的當(dāng)期承銷費用作為補(bǔ)償,我們預(yù)計這一項對于承銷費用的影響為正。而之所以用IPO發(fā)行價格和股票真實價值差的平方來加強(qiáng)市場份額效應(yīng)的影響,是因為承銷商更看重“市場份額效應(yīng)”。我們選取新股上市七日內(nèi)成交均價作為其內(nèi)在價值的代表,這里的內(nèi)在價值是指投資銀行主觀上的期望內(nèi)在價值,因為我們的模型闡述的是投資銀行在收取費用的決策過程。投資銀行能夠利用專業(yè)知識和經(jīng)驗比較準(zhǔn)確的判斷股票的內(nèi)在價值,因此我們認(rèn)為股票發(fā)行者即投資銀行的客戶確信投資銀行能夠比較準(zhǔn)確地把握上市公司股票的內(nèi)在價值并把企業(yè)股票上市后短期(第一交易日)內(nèi)的平均表現(xiàn)作為股票內(nèi)在價值的期望值。Y-投資銀行收取的承銷費用,用發(fā)行費用替代M-發(fā)行規(guī)模IB-主承銷商聲譽(yù)變量我們設(shè)置了表示承銷商聲譽(yù)的虛擬變量IB,規(guī)定如果上市公司的主承銷商為知名承銷商,則該上市公司的IB變量取1,反之取0。關(guān)于如何判定上市公司的主承銷商是否“知名”,我們選取了中國證券業(yè)協(xié)會公布的“2007年度證券公司會員承銷業(yè)務(wù)的排名情況”作為評價標(biāo)準(zhǔn)。根據(jù)上述公報,2007年度106家證券公司會員中,按照股票及債券承銷金額排名前十名的證券公司為“知名”承銷商,IB變量取1,其它承銷商為“非知名”承銷商,IB變量取0。VC-擬上市公司是否由風(fēng)投持股虛擬變量判斷標(biāo)準(zhǔn)如前所述,由風(fēng)投持股的公司VC變量取1,非風(fēng)投持股的公司VC變量取0。5.2評估結(jié)果表明5.2.1模型擬合優(yōu)度檢驗我們用Eview3.1軟件對樣本進(jìn)行普通最小二乘估計,結(jié)果如下:從結(jié)果看,對于上述計量經(jīng)濟(jì)學(xué)模型,我們知道:模型的可決系數(shù)為0.26,調(diào)整的可決系數(shù)24%,擬合優(yōu)度比較理想。模型的F統(tǒng)計量F=12.96,取0.01的顯著性水平,F統(tǒng)計量仍然落在拒絕域中,即模型所有系數(shù)中存在顯著不為0的項,說明模型整體解釋力顯著。從各個解釋變量來看,在5%的顯著性水平下,常數(shù)項、M項以及IB項的系數(shù)通過了變量顯著性t檢驗,說明它們對于被解釋變量具有顯著性的影響。其中M項前的系數(shù)為負(fù),表明發(fā)行規(guī)模越大,投資銀行收取的發(fā)行費率越低;IB項前的系數(shù)為負(fù),說明聲譽(yù)高的投資銀行收取的費率反而較低。5.2.2普通最小二乘法參數(shù)估計量的有效性由于我們的上述模型采用的樣本是同一時間段的截面數(shù)據(jù),在不同樣本點上解釋變量以外的其他因素的差異較大,所以模型樣本很有可能存在異方差性。所謂異方差性,是指模型的隨機(jī)干擾項項μi的方差并不是常數(shù),即var(μi)=σi≠σ。如果模型存在異方差性的問題,那么普通最小二乘法參數(shù)估計量不具備有效性。我們使用G-Q(Goldfeld-Quandt)方法來檢驗?zāi)Ｐ褪欠翊嬖诋惙讲钚?。我們首先?87個樣本按照發(fā)行規(guī)模由小及大進(jìn)行排序,然后去掉中間的47個樣本點,取剩下的兩個子樣,兩個子樣分別包含70個樣本。然后用Eviews軟件分別對兩個子樣進(jìn)行最小二乘估計,得到:在模型同方差的零假設(shè)下,構(gòu)造F統(tǒng)計量F=0.013931/0.004898=2.84,在5%的顯著性水平下,拒絕域的臨界值為1.51,顯然有2.84>1.51,F統(tǒng)計量落在拒絕域內(nèi),故有理由拒絕同方差的零假設(shè),可知模型樣本存在異方差性,而且隨機(jī)干擾項的方差與發(fā)行規(guī)模變量之間存在負(fù)相關(guān)關(guān)系。5.2.3最小二乘估計因此,原來的最小二乘法估計并不是有效的估計方法,因此我們采用加權(quán)最小二乘法對樣本進(jìn)行估計。其方法為:對原模型用殘差絕對值之倒數(shù)進(jìn)行加權(quán),以消除異方差性,即以下新模型進(jìn)行最小二乘估計: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結(jié)果為:我們可以看到,模型擬合優(yōu)度很好,各解釋變量均通過了變量的顯著性檢驗。6風(fēng)險投資與上市公司年齡模型的研究6.1行業(yè)虛擬變量為了檢驗我國風(fēng)險投資行業(yè)中是否存在逐名動機(jī),我們將建立計量經(jīng)濟(jì)學(xué)模型以檢驗風(fēng)投持股因素對上市公司年齡的影響。我們必須注意到,行業(yè)因素對于上市公司的年齡影響很大,我們在研究的過程中必須將其剔除;再者,風(fēng)投持股與行業(yè)因素很可能對上市公司的年齡產(chǎn)生交叉影響,因為風(fēng)險投資本身對于某些行業(yè)的投資比例就比較高,其更加青睞高技術(shù)、高成長行業(yè)。因此,綜合考慮以上因素,我們將逐名動機(jī)模型設(shè)定為:age=α0+α1VC+α2VC·industry+α3industry+ε(3)其中age為上市公司的年齡,即公司從成立到上市的時間,以年為單位;VC的意義與承銷費率決定模型完全相同。industry為行業(yè)虛擬變量。按照證監(jiān)會的行業(yè)分類指引,我們將2006-2007年A股市場上市企業(yè)進(jìn)行了分類。另2002年7月國家統(tǒng)計局印發(fā)的《高技術(shù)產(chǎn)業(yè)統(tǒng)計分類目錄的通知》,將中國高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的范圍劃定為航天航空器制造業(yè)、電子及通信設(shè)備制造業(yè)、電子計算機(jī)及辦公設(shè)備制造業(yè)、醫(yī)藥制造業(yè)和醫(yī)療設(shè)備及儀器儀表制造業(yè)等行業(yè)。我們按照上述標(biāo)準(zhǔn)對所有上市公司進(jìn)行考察,發(fā)現(xiàn)共有45家公司屬于高技術(shù)產(chǎn)業(yè)范疇,我們將其industry變量設(shè)定為1;其余143家公司的industry變量取0。我們還引入VC與industry的乘積項,以分離出風(fēng)投持股與行業(yè)因素的交叉影響。6.2風(fēng)投實施與行業(yè)對上市公司年齡的影響我們用Eviews對187個樣本進(jìn)行普通最小二乘法估計的結(jié)果如下:結(jié)果顯示,高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的上市公司年齡較小;風(fēng)投持股與行業(yè)對上市公司年齡的交叉影響為正,說明風(fēng)投的確偏好高技術(shù)產(chǎn)業(yè);而最重要的,相比非VC持股企業(yè)的,VC持股企業(yè)選擇更早上市。7評估結(jié)果表明的結(jié)果7.1長期聲譽(yù)效應(yīng):大型投資企業(yè)按照上面的論述,在包銷之下,P1-P0前的系數(shù)應(yīng)該為負(fù)數(shù),(P-P0)^2前的系數(shù)應(yīng)該為正數(shù)。但是我們的估計結(jié)果卻恰恰相反,這樣的估計結(jié)果在當(dāng)時我國資本市場的實際情況相符合。首先,2006年至2007年我國資本市場經(jīng)歷了空前繁榮時期,賣方市場格局明顯,新股往往供不應(yīng)求,很少出現(xiàn)代銷后新股出現(xiàn)剩余的情況。因此實際上,券商們根本無法獲得這筆利益,其反而成了券商的機(jī)會成本,即P1-P0越大,券商選擇余額包銷而非包銷的機(jī)會成本越大,因此券商要求更高的承銷費用作為補(bǔ)償。另一方面,在新股供不應(yīng)求的前提下,股票內(nèi)在價格高于發(fā)行價格越多,投資者炒新股的收益就會越大,他們對于承銷商和發(fā)行者這種“讓利行為”就會愈發(fā)青睞,這使得承銷商和發(fā)行者在廣大投資者中建立了良好的聲譽(yù)。而當(dāng)需求不再旺盛,股票供過于求時,發(fā)行者再進(jìn)行增發(fā)或者承銷商承銷新的股票,原來的一些投資者就會慕名前來,這將增加了股票的需求,使得發(fā)行者和承銷商獲益。我們不妨也將其稱為一種“長期聲譽(yù)效應(yīng)”。根據(jù)這種效應(yīng),當(dāng)股票供不應(yīng)求時,(P-P0)^2越大,投資銀行給投資者的“讓利”越多,將使得投資者對于投資銀行產(chǎn)生青睞,這樣當(dāng)股票供過于求時,投資銀行仍然保有一定的業(yè)務(wù)量,即保持了業(yè)務(wù)流的穩(wěn)定,因此(P-P0)^2越大,投資銀行要求的費率補(bǔ)償越小。發(fā)行規(guī)模我們的結(jié)果還顯示,發(fā)行費率與發(fā)行規(guī)模成負(fù)相關(guān)關(guān)系。這一點與實際相符合。發(fā)行規(guī)模越大,意味著投資銀行在這筆業(yè)務(wù)中的工作量也越大,投人的人力、物力和財力也相應(yīng)越多。因此,承銷費是隨著發(fā)行規(guī)模的增大而增加的。另一方面,發(fā)行規(guī)模與承銷費率卻是負(fù)相關(guān)關(guān)系。究其原因,在一個發(fā)行項目的總成本中,有相當(dāng)多的支出是與發(fā)行規(guī)模無關(guān)的。例如,不論某筆發(fā)行業(yè)務(wù)的規(guī)模多大,投資銀行、客戶、政府部門、投資者等各方當(dāng)事人之間的溝通與協(xié)調(diào)都不可避免,因而都會產(chǎn)生差旅費和通訊費并且相差無幾間接成本中的內(nèi)部部門協(xié)助費用、投資銀行風(fēng)險管理與控制發(fā)生的費用等。正是由于存在這些較為固定的成本,所以承銷費并不隨著發(fā)行規(guī)模的增長而同比例增長,前者增長幅度要小于后者。在發(fā)行費率上就表現(xiàn)為:發(fā)行規(guī)模越大,承銷費率越小。承銷商聲譽(yù)我們的結(jié)果還顯示,承銷商聲譽(yù)變量與承銷費率之間存在負(fù)相關(guān)關(guān)系,即高質(zhì)量的承銷商每單位承銷金額收取的費用較少,與Livingston和Miller(2000)的研究結(jié)果相一致,即相對于低聲譽(yù)承銷商而言,高聲譽(yù)承銷商收取的承銷費用反而較低。我們對此的解釋與田嘉和占衛(wèi)華(2000)相近,即中國投資銀行在進(jìn)行承銷時并沒有顯著利用自己的名譽(yù)優(yōu)勢。我國投資銀行正處于發(fā)展階段,雖然發(fā)展速度很快,但遠(yuǎn)未達(dá)到先進(jìn)的水平。業(yè)內(nèi)的壟斷優(yōu)勢仍十分明顯,各公司雖然開始意識到品牌的作用,但做得還很不夠,很多公司坐吃老本、靠關(guān)系吃飯現(xiàn)象嚴(yán)重,不重視打造真正的核心競爭力。另一方面,由于2006年至2007年我國資本市場新股供不應(yīng)求的狀況,發(fā)行企業(yè)并不擔(dān)心發(fā)行風(fēng)險,導(dǎo)致在選擇承銷商時主要看關(guān)系圖實惠,而并不重視券商的品牌。因此,業(yè)務(wù)量大,總承銷金額大的券商往往是那些關(guān)系網(wǎng)廣、平均成本低的大型券商,它們收取更低的平均費率以爭奪客戶,這就造成了我們模型中所估計的投資銀行聲譽(yù)與發(fā)行費率負(fù)相關(guān)的結(jié)果。7.2雙方在不斷推進(jìn)上市的同時,會面臨更多的溝通成本從實證的結(jié)果來看,投資銀行對于由風(fēng)投持股的上市企業(yè)會收取更高的費率。我們將用前述Gompers(1996)提出的“逐名理論”來解釋我們的估計結(jié)果。前述有關(guān)逐名動機(jī)模型的估計結(jié)果也證實了,在我國資本市場上VC持股上市企業(yè)的年齡顯著較輕。對于投資銀行來說,承銷由年輕風(fēng)險投資公司持股的企業(yè)股票會花費它們更多的精力。首先,年輕的風(fēng)險投資公司往往與投資銀行的業(yè)務(wù)往來較少,雙方在磨合與形成默契上需要更多的溝通成本;第二,既然年輕的風(fēng)險投資公司有將其旗下企業(yè)盡快上市的激勵,那么它們必然會有意隱瞞部分內(nèi)部信息以抬高企業(yè)新股的價格,從而減小由于過早上市所產(chǎn)生的資金損失。投資銀行在了解了上述動機(jī)后不得不動用更多的人力物力進(jìn)行盡職調(diào)查,這將大大增加其承銷的成本;第三,一般來說上市公司的年齡越小,發(fā)行風(fēng)險越大,根據(jù)風(fēng)險報酬相匹配的原則,投資銀行要求更高的收費。根據(jù)以上三點,投資銀行在承銷年輕風(fēng)投公司持股的企業(yè)是會收取更高的承銷費用。結(jié)合我國風(fēng)險投資行業(yè)的實際情況來看,雖然處于行業(yè)的大發(fā)展時期,但是大多數(shù)公司成立時間尚短,經(jīng)營模式也不穩(wěn)定,市場認(rèn)同度并不高。在我國風(fēng)險投資公司中,通過公開發(fā)行上市退出的方式尚不流行,而且質(zhì)量較好的風(fēng)投持股企業(yè)往往選擇在香港或者國外上市,而我們選取的樣本只包含了在國內(nèi)資本市場上市的風(fēng)投持股企業(yè)。因此我們有理由相信,上述風(fēng)險投資行業(yè)的“逐名理論”在我國當(dāng)前的情況下是成立的,即在我國風(fēng)險投資公司由于處于發(fā)展初期,往往急于將旗下公司上市以贏得市場地位,從而表現(xiàn)出旗下上市公司的承銷費率較高,這一點與我們的估計結(jié)果相一致。8異方差性估計結(jié)果的改進(jìn)我們選取了2006年至2007年在中國大陸資本市場上市的所有企業(yè)作為樣本空間,根據(jù)是否由風(fēng)險投資公司持股分為兩組樣本,并對這兩組樣本在承銷費率變量上進(jìn)行了獨立樣本t檢驗以及方差檢驗,結(jié)果顯示風(fēng)險投資公司持股上市公司的承銷費率要顯著地高于非風(fēng)險投資公司持股的上市公司。這說明風(fēng)險投資公司的認(rèn)證效應(yīng)在我國資本市場上并不成立。然后,我們從投資銀行承銷費用決定的角度出發(fā),以承銷費率為被解釋變量,以投資銀行當(dāng)期收入、長期市場份額、發(fā)行總金額等實變量以及投資銀行聲譽(yù)、上市企業(yè)是否由風(fēng)險投資公司持股等虛擬變量為解釋變量,建立了多元回歸模型。并對我們的樣