1、双创背景下 ,创业投资对企业 IPO抑价的影响的实证分析 【摘要】随着李克强总理提出： “ 大众创新，万众创业 ” 。双创战略的布局，各项政策法规的出台，为中国提供了良好的创业环境与氛围。全国各地都掀起了创业热，投资热。本文以创业板企业为研究对象。分析了双创战略提出前后，创业投资对企业 IPO抑价的影响变化。本文的自变量是：是否有创业投资机构投资、参与投资的投资机构数量、投资机构总共持有的股权比例，本文以这三个自变量再加上 8项控制变量，建立多元回归模型来研究双创前后，创业投资对企业 IPO抑价的影响，得出是否有创业投资机构投资对企业 IPO 无显著影响；双创背景下参与投资的 投资机构数量对
2、IPO抑价的影响要大于非双创背景；非双创背景下投资机构总共持有的股权比例对 IPO 抑价率的影响要大于双创背景。 下载 【关键词】创业投资 IPO抑价 双创 一、数据来源与变量选取 （一）数据来源 深交所自 2009 年 10 月 30 日发行首批共 28 支创业板股票以来，截至到2017 年 8 月 8 日，已经累计发行了 690 支创业板股票。其中由于前 88 支股票的创综 IPO 抑价率数据没法准确获取，故本文选取证券代码在 300089300690 之间的共计 582 支创业板股票作为样本，并以 2015 年 3 月 5 日为界限，将 2015 年 3 月 5 日之前上市的公司划归为非
3、双创背景组，将 2015 年 3月 5 日之后上市的公司划归为双创背景组。 （二）变量选取 本文建立多元回归方程，研究创业投资机构对创业板 IPO 抑价率的影响。 其中， P0 代表上市首日发行价， P1 代表上市首日收盘价， M0 代表上市首日深圳创业板板市场综合指数开盘价， M1 代表上市首日深圳创业板板市场综合指数收盘价。 自变量是 “ 是否有创业投资机构投资 ” 、参与投资的投资机构数量、投资机构总共持有的股权比例。其中 “ 是否有创业投 资机构 ” 属于虚拟变量，当取值为 1时，代表相应的创业板企业有创业机构投资。当取值为 0时，代表相应的创业板企业没有创业投资机构投资。 控制变量是
4、指与特定研究目标无关的非研究变量，但会影响研究结果，所以必须加以考虑。本文的控制变量是除了是否有创业投资机构、参与投资的投资机构数量、投资机构总共持有的股权比例之外的其他能够影响创业板 IPO抑价率的因素，选取其他学者们经常使用的融资规模、市盈率、声誉、上市首日换手率、发行中签率、企业规模、是否为高新技术企业、每股净资产作为本研究的控制变量。其中融资规模用首发实 际募集资金的对数值来表示，企业规模用总资产的对数值来表示。 （一）创业投资状况分析 本文有关创业板企业创业投资状况的指标有 3 个，分别是 “ 是否有创业机构投资 ” 、 “ 参与投资的投资机构数量 ” 、 “ 投资机构总共持有的股权
5、比例 ” ，用这三个指标来表征创业板企业的创业投资状况，并对其做描述性分析，具体结果见表 2.1、 2.2、 2.3。 表 2.2显示，在 352家有创业投资机构投资的样本企业中，有 99家创业板公司的创业投资机构数为 1，占比为 28%。有 77家创业板公司的创业投资机构数为 2，占比为 21.8%。有 67 家创业板公司的创业投资数为 3，占比为19%。有 43 家的创业板公司的投资机构数为 4，占比为 12.2%。总的来看，在 352 家有创业投资机构投资的样本企业中，累计有 81%的创业板公司获得了 4 家及 4 家以下的创业投资机构的投资。获得 15 家及以上创业投资机构投资的创业板
6、公司几乎是凤毛麟角，它们分别是星源材质（ 15 家）、兆日科技（ 16 家）、凯普生物（ 16 家）、暴风集团（ 17 家）、中文在线（ 19 家）、华大基因（ 45 家）。 表 2.3 显示，在 352 家有创业投资机构投资的样本企业中，投资机构总共持有的股权比 例的最小值和最大值分别为 0 和 60，其均值为 3.4185，代表投资机构总共持有的股权比例的平均水平为 3.4185%。 （二） 2010 2017 不同创业投资状况的 IPO 抑价率的差异性分析 本小节从 “ 是否有创业机构投资 ” 、 “ 投资机构总共持有的股权比例 ”两个角度对不同投资状况下的 IPO 做差异性分析。 有创
7、业投资机构投资的创业板企业的 IPO 抑价率均值为 0.362，无创业机构投资的创业板企业的 IPO抑价率均值为 0.3652，对其做独立样本 t检验，以验证差异是否显著，结果见表 2.9b。 表 2.4b 显示，方差齐性检验的 F 统计量的观测值为 0.18，对应的 P-值为 0.672，如果显著性水平取 5%，由于 p值大于 5%，因此认为两个总体的方差不存在显著性差异，故而使用 “ 方差相等 ” 假设下的 t检验。在 “ 方差相等 ” 情况下，单侧 t检验的 t统计量的观测值为 -0.163，对应的 P值为 0.87，未 ?_到 0.05 的显著性水平。有创业机构投资的创业板企业的 IP
8、O 抑价率与无创业机构投资的创业板企业的 IPO 抑价率无显著性差别。 接着对 “ 投资机构总共持有股权比例 ” 高、低组的创业板 IPO 抑价率作差异性分析。分组 的具体做法是：将投资机构总共持有的股权比例排在前30%的样本划归到股权比例高分组，将投资机构总共持有的股权比例排在后30%的样本划归到股权比例低分组，探讨高分组与高分组创业板企业 IPO 抑价率的差异。 表 2.5a显示，股权比例高分组的创业板 IPO抑价率的均值为 0.3914，股权比例低分组的创业板 IPO 抑价率的均值为 0.356。对其进行独立样本 t 检验，以检验高股权比例组与低股权比例组的创业板 IPO抑价率是否存在显
9、著性差异。 表 2.5b显示， t检验对应的 p值未达 0.05显著性水平，说明高股权比 例组与低股权比例组的创业板 IPO 抑价率不具有显著性差异。 三、创业投资对 IPO 抑价率的影响分析 本节以双创为细分变量，应用普通最小二乘法作多元线性回归，分别研究了非双创背景与双创背景下，创业投资对创业板企业 IPO抑价率的影响。 （一） 2010 2017 年创业投资对创业板 IPO 抑价率的影响分析 （二）非双创背景下创业投资对 IPO 抑价率的影响分析 本小节应用非双创背景下的 335 个样本企业，探讨非双创背景下，创业投资对创业板企业 IPO 抑价的影响。 对模型（ 3.1）做多元线性回归，
10、得到模型拟合和检验的结果如表 3.2 所示。 由表 3.2 可以看出，多元线性回归模型的可决系数 R 方为 22.58%，即自变量对因变量回购意向的解释程度为 22.58%；模型整体检验 F 统计量为8.8436，对应的 P-值为 0.000，在 5%的显著水平下十分显著，说明了回归方程是十分显著的；回归方程中各个自变量的容差都大于 0.1，且 VIF 都小于 10，说明自变量之间不存在多重共线性，保证了模型的有效性；从怀特异方差检验对应的 P 值 0.4047 来看，模型不能拒绝 “ 存在同方差 ” 的原假设，即可认为模 型干扰项不存在异方差。 由各个变量的回归系数 P值可以看出，是否有创业
11、投资机构投资（ WVC）、参与投资的投资机构数量（ VCNUM）、投资机构总共持有的股权比例（ RSPIPO）、融资规模（ LN_RFUNDS）、网上发行中签率（ SRON）、上市首日换手率（ TRLD）、是否为高新技术企业（ THE）对 IPO 抑价率的 P 值均小于于 0.05，能够拒绝系数为 0 的原假设，可以认为是否有创业投资机构投资（ WVC）、参与投资的投资机构数量（ VCNUM）、投资机构总共持有的股权比例（ RSPIPO）、融资规模（ LN_RFUNDS）、网上发行中签率（ SRON）、上市首日换手率（ TRLD）、是否为高新技术企业（ THE）对 IPO 抑价率有显著影响。首
12、发市盈率（ IPE）、声誉（ REP）、企业规模（ SIZE）、每股净资产（ BPS）回归系数的 P 值均大于 0.05，不能拒绝系数为 0 的原假设，说明、首发市盈率（ IPE）、声誉（ REP）、企业规模（ SIZE）、每股净资产（ BPS）对 IPO 抑价率无显著影响。 具体来看，在非双创背景下，有创业投资机构投资的创业板公司的 IPO抑价率平均来说比无创业投资机构投资的创业板公司的 IPO 抑价率高0.010558。参与投资的投资机构数量每增加一个单位，创业板公司的 IPO抑价率增加 0.000382 个单位。投资机构总共持有的股权比例每增加百分之一个单位， IPO 抑价率会增加 0.
13、001062 个单位。融资规模、网上发行中签率的回归系数均为负数，说明融资规模和网上发行中签率均能够显著降低 IPO抑价率，由系数的大小比较可以看出，融资规模对 IPO抑价率的降低效果要高于网上发行中签率。是否为高新技术企业（ THE）为虚拟变量，其系数为-0.125397，说明高新技术企业的 IPO 抑价率要比非高新技术企业的 IPO 抑价率平均来说低 0.125397 个单位。上市首日换手率（ TRLD）的回归系数为0.002412，说明上市首日换手率的增加可以显著提高 IPO 抑价率约0.002412 个单位。 （三）双创背景下创业投资对 IPO 抑价率的影响分析 本小节应用双创背景下的
14、 247 个样本企业，探讨双创背景下，创业投资对创业板企业 IPO 抑价的影响。 对模型（ 3.2）做多元线性回归，得到模型拟合和检验的结果如表 3.3 所示。 由表 3.3 可以看出，多元线性回 ?w 模型的可决系数 R 方为 7.04%，即自变量对因变量回购意向的解释 程度为 7.04%；模型整体检验 F 统计量为5.6317，对应的 P-值为 0.000，在 5%的显著水平下显著，说明了回归方程是显著的；回归方程中各个自变量的容差都大于 0.1，且 VIF都小于 10，说明自变量之间不存在多重共线性，保证了模型的有效性；从怀特异方差检验对应的 P 值 0.0047 来看，模型拒绝 “ 存
15、在同方差 ” 的原假设，即可认为模型干扰项存在异方差，为此本节应用怀特异方差稳健估计来调整回归标准误，进而调整回归系数的 P 值。 由各个变量的回归系数 P值可以看出，参与投资的投资机构数量（ VCNUM）、投资机构总 共持有的股权比例（ RSPIPO）、融资规模（ LN_RFUNDS）、网上发行中签率（ SRON）、上市首日换手率（ TRLD）、是否为高新技术企业（ THE）、企业规模（ SIZE）对 IPO 抑价率的 P 值均小于于 0.05，能够拒绝系数为 0的原假设，可以认为在双创背景下，参与投资的投资机构数量（ VCNUM）、投资机构总共持有的股权比例（ RSPIPO）、融资规模（
16、LN_RFUNDS）、网上发行中签率（ SRON）、上市首日换手率（ TRLD）、是否为高新技术企业（ THE）、企业规模（ SIZE）对 IPO 抑价率有显著影响。是否有创 业投资机构投资（ WVC）、首发市盈率（ IPE）、声誉（ REP）、企业规模（ SIZE）、每股净资产（ BPS）回归系数的 P值均大于 0.05，不能拒绝系数为 0的原假设，说明是否有创业投资机构投资（ WVC）、首发市盈率（ IPE）、声誉（ REP）、每股净资产（ BPS）对 IPO 抑价率无显著影响。 具体来看，在双创背景下，参与投资的投资机构数量每增加一个单位，创业板公司的 IPO抑价率增加 0.00049个
17、单位，而在非双创背景下，参与投资机构数量对 IPO 抑价的影响系数为 0.000382，可见双创背景下参与投资的投资 机构数量对 IPO 抑价的影响要大于非双创背景。 双创背景下，投资机构总共持有的股权比例每增加百分之一个单位，IPO 抑价率会增加 0.000287 个单位。非双创背景下，投资机构总共持有的股权比例对 IPO 抑价率的影响系数为 0.001062，可见非双创背景下投资机构总共持有的股权比例对 IPO 抑价率的影响要大于双创背景。 上市首日换手率、融资规模、网上发行中签率的回归系数均为负数，说明融资规模和网上发行中签率均能够显著降低 IPO抑价率。是否为高新技术企业（ THE）为
18、虚拟变量，其系数为 -0.000637，说明高新技术企业的 IPO 抑价率要比非高新技术企业的 IPO 抑价率平均来说低 -0.000637 个单位。 参考文献 Bradley， Daniel J.and Bradford D. Jorpricing Loughran， Tim and Jay Rital Management， Autumn 2004. 王晋斌 .新股申购预期报酬率的测度及其可能原因的解释 J.经济研究，1997. 陈工孟，高宁 .中国股票一级市场发行抑价的程度与原因 J.金融研究，2000（ 8） . 李翔，阴永晨 .发行管制变迁下的中国股市 IPO首日回报率研究 J.经济科学， 2004（ 3） . 向群 .私募股权投资对成长型公司的影响 基于中小板上市公司的实证研究 J.金融与经济， 2010： 50. 朱静 .私募股权投资与公司价值相关性的实证研究 来自中小板上市公司的经验证 J.财务与金融， 2012（ 2）： 20. 宫悦 .私募股权基金对我国中小板上市公司价值影响的实证研究 J.财会研究， 2012（ 2）： 48. 王会娟，魏春燕，张然 .私募股权投资对被投资企 业债务契约的影响研究 J.山西财经大学学报， 2014（ 10）： 24.
