時間：2023-06-28 16:52:09
序論：在您撰寫創業收益與風險時，參考他人的優秀作品可以開闊視野，小編為您整理的7篇范文，希望這些建議能夠激發您的創作熱情，引導您走向新的創作高度。
高新技術創業企業尋求快速發展，必須有足夠的資金支持，因此它們為了得到風險投資資金，會展開競爭。在競爭過程中，高新技術創業企業可能會極力把自己“包裝“的非常完美，隱藏自己的不利信息，從而他們各自有兩種策略可供選擇：欺騙和不欺騙兩種策略。選擇欺騙策略時，創業企業會向風險投資家公開自己的有利信息，但隱藏自己的不利信息。如果選擇不欺騙策略，創業企業會向風險投資家公開自己的有利信息，并公開自己的不利信息。兩個高新技術創業企業在爭取風險投資者投資時，可以選擇欺騙和不欺騙。它們的策略空間如下：（1）兩個高新技術創業企業同時選擇欺騙的策略：他們爭取到風險投資家的投資，收益均為E1。（2）兩個高新技術創業企業同時選擇不欺騙策略：他們爭取到風險投資家的投資，設收益均為E2。（3）一個高新技術創業企業欺騙、一個不欺騙：如果一個高新技術創業企業采取欺騙的投資測，那么他的收益肯定會高于采取不欺騙的創業企業的收益，設其收益為(E4，E3)兩個高新技術創業企業的博弈支付矩陣如表1所示：這個博弈中，E4>E2>E1>E3，存在一個占優策略均衡，即創業企業都會采取欺騙策略，而他們都采取不欺騙的策略不是一個均衡，因此，任何一個理性的創業股東都不會提供真實信息。結論1：從高新技術創業企業爭取風險投資資金的角度看，采取欺騙的策略是高新技術創業企業競爭的最優策略，風險投資家與創業企業的之間的信息不對稱程度會因此加劇，進而最終導致二手車市場的出現。
2風險投資家之間的博弈模型（II）
風險資本家無時無刻不在尋找著好的創業企業，因為好的高新技術創業企業能不斷提供好的創意，讓其資本得到升值。但通過上面的博弈分析知道，高新技術創業企業之間為了爭取到風險資本家的投資，會采取欺騙策略，即隱藏其企業的不利信息。由于高新技術企業特殊性，風險資本家搜集創業企業信息的成本很高。雖然如此，風險投資家為了得到有發展潛力的創業公司，他們可能會先投資，以搶占先機。此時，面對眾多的高新技術創業企業，風險資本家可以選擇兩種投資策略：嚴格的審查創業企業和不嚴格審查創業企業，前者會嚴格審查高新技術創業企業的信息，后者則不做嚴格審查。兩個風險投資家的具體策略如下：（1）兩個風險投資家同時選擇不嚴格審查的策，他們投資的高新技術創業企業有好的創業企業和壞的創業企業，收益均為V1。（2）兩個風險投資家同時選擇嚴格審查的策略：他們投資的高新技術創業企業應為好的創業企業，設收益均為V2。（3）一個風險投資家嚴格審查、一個不嚴格審查：如果一個風險投資家采取不嚴格審查策略，其投資的創業企業就較多，投資風險越大，預期收益也就越高，因此選擇不嚴格審查的風險投資家的收益會大于另一個風險投資家，其收益為(V4，V3)在風險投資市場上，風險投資業務發展初期，風險投資家的目的是為了尋找好的創業企業，因為它們能夠為風險投資提供高額回報。與此同時，由于高新技術創業企業的創業成本很低，只需注冊個公司，其后續運營資本則主要依靠風險投資家的投資，因此存在一些專門為了騙取風險投資家投資而成立的高新技術企業，隨著風險投資家投資的創業企業的增加，其投資的不好的創業企業的占有率也在不斷增加，承受的風險增長速度比收益增長速度快，另外結合上面的博弈中V4>V2>V1>V3，可以看出風險投資家對高新技術創業企業的投資存在“囚徒困境”情況。如果進行無限次博弈，可以看出兩者的最佳策略均為不嚴格的審查投資策略，這樣就會造成很多投資是不必要的，也就是說，博弈均衡狀態下沒有實現帕累托最優。即對風險投資家A、B來說，他們無法集中精力去管理所投資的創業企業，而是去尋找更多的創業企業進行投資，從而使自己的資金發揮更大控制作用。從整體來看，不嚴格審查創業企業的情況下，整個社會的收益是2V1，小于風險投資家都嚴格審查創業企業可能獲得的收益2V2，也不是最佳選擇。只有兩個風險投資家都嚴格審查創業企業的投資條件，即采?。▏栏瘢瑖栏瘢┑牟┺牟呗?，才能在不損害任何一方的利益同時使得整體效益最大化就無限次博弈來說，兩個風險投資家的最佳策略均為不嚴格審查。然而這非常容易導致風險投資家之間的激烈競爭，一方面高新技術創業企業欺騙風險投資家以獲得更多的投資，另一方面風險投資家也通過不嚴格審核創業企業的的信息等方式投資更多的創業企業。這會使風險投資市場越來越混亂，創業企業欺騙投資的行為經常發生，最終導致像我國溫州地區的民間借貸一樣，很多企業老板因無法償還貸款而“跑路”。最后國務院不得不專門針對溫州的民間借貸出臺相關法律法規，這對我國風險投資市場的健康發展造成了不良的影響，可見胡亂投資會給風險投資市場造成很嚴重的負面影響。結論2：如果僅從風險投資家尋找好的創業企業來看，則風險投資家博弈的最優策略為采取不嚴格審查策略，風險投資家與創業企業的之間的信息不對稱也會因此加劇，最終會導致騙取投資行為的發生。
3基于聲譽模型（KMRW）模型的風險投資家與高新技術創業企業之間的博弈分析（III）
由于風險投資家與高新技術創業企業的信息不對稱現象非常普遍，因此，很容易出現逆向選擇和道德風險。根據模型（II），風險投資家投資時的最佳策略為不嚴格的審查策略，對高新技術創業企業的信息不做嚴格審查。于是風險越大的高新技術創業企業越熱衷于爭取風險投資家的投資。而爭取投資成功后越容易給風險投資家造成損失。由于風險投資家搜集高新技術創業企業的信息不僅困難而且成本大，只有合作中才能發現企業的好壞，為了尋找到更多好的創業企業進行投資，他們就“廣泛撒網”，很多創業企業利用這個機會騙取投資，造成風險投資市場上的二手車問題，即最后風險投資市場上爭取到風險投資的創業企業的信用越來越差。聲譽可以在市場交易中保證契約執行的作用，從而緩解了由于信息不完全與不對稱而產生的逆向選擇、道德風險。聲譽由此成為在不同的市場中提高交易效率的機制。下面本文用聲譽模型來分析風險投資家和高新技術創業企業之間的博弈行為，以減少風險投資市場中由于信息不對稱造成的影響，并找出相應的解決辦法。參照模型（I），假設高新技術創業企業在爭取風險投資家投資時，可以采取欺騙和不欺騙風險投資家的策略。根據結論2的情況，在信息不對稱的前提下，風險投資家往往會采取信任高新技術創業企業，設高新技術創業企業和風險投資家采用（欺騙，信任）的策略的收益為（E1，V1），而采用（不欺騙，信任）策略收益為（E2，V2），這種情況的結果如表3所示：表3高新技術創業企業和風險投資家之間的博弈支付矩陣假設風險投資家、高新技術創業企業進行不完全信息博弈，他們之間的博弈分為如下兩個階段：（1）在第一階段，風險投資家首先采取行動，在信息不對稱的前提下，風險投資家可以選擇信任企業，也可以不信任。如果風險投資家選擇不信任，則博弈結束；如果風險投資家選擇信任，則博弈進入第二階段。（2）在第二階段，高新技術創業企業將會采取行動。高新技術創業企業可以選擇欺騙風險投資家，也可以選擇不欺騙。如果高新技術創業企業選擇后一種情況，即不欺騙，他們博弈結果如圖3所示，為（E1，V1），否則為（E2，V2）。為了使分析更有意義，本文結合實際情況，假設E1>E2，V1<0<V2。如果這場博弈是單次博弈，那么博弈的均衡結果就是風險投資股東不相信高新技術創業企業，兩者的收益均為0。因為風險投資家如果選擇信任高新技術創業企業，就會使創業企業占選擇主導權，其會在欺騙不欺騙之間進行選擇，選擇欺騙給他帶來的收益為E1，而選擇不欺騙給他帶來的收益為E2。當博弈均衡時，高新技術創業企業一定會選擇欺騙風險投資家而使風險投資家損失V1。因此，選擇信任會使風險投資家損失V1，風險投資家最佳選擇是不信任。因此，如果是單次博弈，那么互相不信任就是唯一均衡的結果。假設風險投資家和高新技術創業企業可以進行無限次重復博弈。并假定他們共同的時間貼現因子為δ(0＜δ＜1)，如果風險投資家選擇信任高新技術創業企業，高新技術創業企業為了提高自己的信譽以爭取到更多投資，就會認真對待風險投資家的信任。因此，如果風險投資家和高新技術創業企業相互信任，在無限期情況下，他們的貼現收益分別為式（1）和（2）所示。在模型（II）中，只要貼現因子高于某一臨界值，高新技術創業企業從欺騙中得到的收益的貼現值小于未來收益的貼現值時，就會出現合作的結果。但是，在這個博弈中，需要博弈雙方都是固定不變的。如果博弈雙方中一方固定而另一方變動，合作博弈仍然是可以實現的。結論：（1）高新技術創業企業選擇不欺騙帶來的收益越大，即創業企業的良好聲譽給其帶來的收益越大，創業企業越不會進行欺騙；（2）高新技術創業企業選擇欺騙帶來的收益越大，即創業企業的壞聲譽對其收益的影響越小，創業企業越有激勵進行欺騙；（3）聲譽對高新技術創業企業長期利益的影響越大，即貼現因子越大，創業企業越有激勵表現的誠實。風險投資家投資后通常采取分階段投資的方式，而每個階段的投資必須建立在創業企業已經完成上一階段要求的基礎上，才會繼續投資。但是，分階段投資時風險投資家的道德風險就會損害高新技術創業企業的利益。青木昌嚴（2000）通過對美國硅谷的創業投資案例分析會發現，風險投資家的投資模式一般是“錦標賽”式，即他們在第一階段投資很多家企業，然后觀察各個企業的市場表現，從而選定一家最受市場“親睞”的企業，拋棄其他的企業，這種行為嚴重損害了創業企業的利益。Bachimann和Schindele（2006）研究風險投資家在參與創業企業技術創新開發的過程中，風險投資家可能會“竊取”商業機密，最終影響創業企業的成功。Kishida（2002）的研究也發現，有實力的風險投資家掌握了創業企業的技術后，以單獨開發創意來要挾創業企業，也是導致創業企業利益受損的現象。因此，本文提出模型4。模型4：風險投資家投資后，他可以選擇的策略有：長期合作或者中途欺騙。如表4所示：表險投資家和高新技術創業企業之間的博弈支付矩陣風險投資家欺騙不欺騙高新技術創業企業信任(X1，Y1)（X2，Y2）不信任(0，0)（0，0）這個博弈的過程和模型（II）中的情形相似，因此，可以得到如下結論：結論：（1）風險投資家選擇不欺騙帶來的收益越大，即風險投資家的良好聲譽給其帶來的收益越大，風險投資家就不會進行欺騙；（2）風險投資家選擇欺騙帶來的收益越大，即風險投資家的壞聲譽對其收益的影響越小，風險投資家就越有激勵進行欺騙；（3）聲譽對風險投資家長期利益的影響越大，即貼現因子越大，風險投資家越有激勵表現的誠實。
4結論
創業投資所投資的對象為高技術、創業型、市場潛力大的企業。創業企業持有資產多為貨幣資產和無形資產，固定資產比例較低，而且成長具有顯著非線性特征，即可能出現跨越式增長，也可能在極短時間內灰飛煙滅，因此，這類企業必然蘊含巨大的風險。創業投資企業追求“高風險、高收益”，但并不代表不進行風險控制，盲目投資。根據創業投資風險的特征，可以將其面臨的所有風險劃分為系統性風險和非系統性風險，系統性風險是由于市場中某些宏觀因素發生不利變化所導致的部分行業或所有行業資產價值降低的風險，非系統性風險則主要指個別企業由于自身管理因素所引起的風險，前者是不可控的，后者基本是可控的。創業投資風險管理主要是通過一定的方法、技術和手段控制非系統性風險。創業投資企業的高回報是建立在對所投資項目的風險進行高效控制的基礎之上的，否則，即使像擁有百年歷史的美國投資銀行貝爾斯登等也會破產倒閉。從上世紀40年代美國興起創業投資以來，關于創業投資風險管理的理論研究和實踐就一直沒有停止，新理論、新模型和新方法不斷出現。從已檢索到的文獻看，創業投資的風險主要是由于信息不對稱引起的雙邊道德風險造成的，風險度量的方法則主要包括完善契約和激勵機制。Reid（1997）基于理論實證研究了投資者和創業投資家在進行風險處理時的關系，他們認為風險投資家是風險厭惡的，而投資者在進行了充分的分散化后是風險中性的[1]。Repullo和Suarez（1999）認為創業投資家的融資和咨詢角色是互補的，他們檢驗了具有高成長潛力的新興公司的階段性投資與來自創業者和創業投資家管理貢獻的雙邊道德風險之間的相互作用，認為最優的契約應該讓創業者承擔初辦階段的風險，保護創投企業的求償權及股權不被稀釋，并用此解釋創業投資廣泛應用可轉換優先股的原因[2]。Reid和Smith（2001）研究了基于風險溢價、投資時間跨度和敏感度分析探索積極的風險管理，他們將創業投資的風險劃分為風險、商業風險和創新風險。對于高技術投資，投資者認為風險和商業風險非常重要，而創新風險也被認為極高，通常會設置高門檻收益率和利用極端的壓力測試[3]。Arthu（r2010）認為創業投資的回報是非連續的和有偏的，其實現隨時間內生變化，且具有非同質性，于是他們采用隨機折現因子（stochasticdiscountfactor，SDF）研究VC初創期投資和VC基金的收益率，結果發現VC初創期投資獲得了超額收益[4]。Ozmel等（2013）研究了生物科技公司如何權衡從創業投資家那里獲取企業融資和從合作伙伴那里獲取項目融資，結果發現合作伙伴在解決資本并購中的信息不對稱問題和不同私募基金之間的潛在利益沖突[5]。Espenlaub等（2014）研究發現，無論是跨境聯合投資，還是境內聯合投資，創業投資的alpha和beta值從初創期到后階段單調下降，表明創業投資的收益和風險都會隨著投資階段延后而降低[6]。由于我國創業投資的歷史較短，國內只有少數學者進行了創業投資風險控制的研究。殷林森（2010）認為謀取私人收益和降低雙方的努力水平是一個聯動的過程，通過控制私人收益不僅可以提高項目的總收益，而且可以緩解努力水平投入不足的問題。通過分期投資，增設談判契約可以根據企業發展狀態對利益分配做出相機調整，從而達到緩解謀取私人收益，提高雙方努力程度的目的[7]。蔡永清等（2011）基于現代契約經濟學和信息經濟學理論設計了雙邊道德風險下的創業投資家和創業企業家的雙邊線性激勵契約[8]。孟麗莎等（2013）基于可拓學的思想，采用物元模型進行創業投資項目的風險評估，實質上是采用專家法將風險因素進行評分，匯總后得到均值，再計算關聯度后賦權得到項目的綜合風險[9]。從國內外的研究來看，關于創業投資風險控制的研究比較系統，從風險識別到風險度量再到具體的風險控制措施都有相關文獻，但創業投資與其他金融業態有較大差別，其風險發生機理及風險控制措施也不盡相同，已有文獻并沒有深入剖析創業投資風險產生機理，這正是本文所努力的方向。
二、創業投資的期權特征
創業投資機構通過風險評估篩選目標企業，為其提供融資和增值服務，占有企業一定份額的股權，隨著企業的發展決定是否再次注入資金或退出，具有典型的期權特征。與經典期權不同的是，創業投資期權是區間期權，本文將從創業投資企業、創業企業和創業企業家三個角度分析其期權特征。假設一個創業投資企業，創業企業擁有技術、產品及營銷渠道和知識，投資者成立的創業投資企業委托創業投資家投資該創業企業，投資為∑Ict，其中t＝1，2…T表示投資的期數（下同），T表示最后一期投資，投資包括提供的管理和資本運營等增值服務，Rt表示投資者從項目所獲得的實際總收益；∑Iet表示創業企業的投資，包括專利、營銷和管理等，R't表示從項目中獲得的實際總收益；∑Pt表示創業投資家管理才能投入，Rt''表示其收入，其收入構成一般包括固定工資Wt和浮動收入Ft。Vt表示創業企業在第t期的凈資產，可以采用公允價值對其進行計量，將其視為“交易性金融資產”或者“可供出售金融資產”，以期準確地反映其所持有的長期投資的真實價值。kt表示合同所約定的創業企業累積持股比例，則（1-kt）表示創業投資企業累積持股比例，創業企業和創業投資企業預期總收益分別為ktVt和（1-kt）Vt。為了簡化分析，本文設投資者、創業投資家和創業者均為風險中性，不考慮時間價值的影響。
（一）創業投資企業
創業投資企業是投資者投資資金和對外經營的載體，創業投資企業代表投資者的利益。創業投資企業負責項目的篩選、投資運營和增值服務，享有從創業企業退出時的收益并負責分配。創業投資企業與創業企業之間是一種合作關系，但由于各自私利的存在，也會存在博弈，圖1為創業投資企業期權模型，刻畫創業投資企業投資的期權特征。圖1中B為∑Ict，即創業投資企業各期投資之和；A為（1-kt）Vt，即創業投資企業預期總收益或合同約定收益；R表示實際收益，則Rt表示創業投資企業從項目中獲得的累計實際總收益。創業投資企業選定項目后，就要投入資金并開始運營，如果其實際收益低于B軸，預示著創業投資企業不能獲取利潤，其可以選擇與創業企業終止合作退出。若創業投資企業的實際收益高于A軸，則表明創業投資企業可以獲取高于合同約定的收益，則其必然會與創業企業之間進行非合作博弈，要么選擇收割高利潤主動退出，要么按合同約定的收益補給創業企業差額部分繼續合作，則其實際收益又會回落。AB區間為創業投資企業經營活動穩定區間，A軸上的點為創業投資企業最佳行動點，此時，創業投資企業的付出與收入相當，不存在機會主義，其利益與創業企業的利益保持一致。
（二）創業企業
創業是指某個人發現某種信息、資源、機會或掌握某種技術，利用或借用相應的平臺或載體，將其發現的信息、資源、機會或掌握的技術，以一定的方式，轉化、創造成更多的財富和價值，并實現某種追求或目標的過程?，F代市場環境下，隨著創業投資的快速發展，創業企業又多了一種融資渠道。創業企業與創業投資企業通過創業投資家聯系起來，創業企業融入發展資金，同時出讓部分股權。由于信息不對稱，創業企業比創業投資企業擁有更多關于企業發展的信息，為了私利，有可能會隱藏某些對其不利的信息，放大對其有利的信息，從而損害創業投資企業的利益。由于技術風險和商業風險的存在，大多數創業企業沒有獲得成功，創業者就會選擇放棄，我們用圖2說明了創業企業的期權特征。圖2中A'為ktVt，即按合同約定的收益，B'為∑Iet，表示創業企業的投資，R't表示從項目中獲得的實際總收益。創業企業引入創業投資資金后，必然和創業投資企業約定收益分配比例，但創業企業擁有比創業投資企業更多信息，為了獲取更多私利，可能會出現非合作博弈的情況。若實際的收入R't大于ktVt，即為圖2中A'軸以上部分，創業投資企業可能會發現創業企業的機會主義行為，則會要求創業企業補償收益的差額部分或者直接要求退出；若機會主義行為未被發現，創業企業也可能會在獲得高額收益后要求購入創業投資企業的股權，迫使創業投資企業退出。若創業企業的實際收益低于∑Iet，即為圖2中B'軸以下部分，除非融入更多資金或出現其他可以維持企業持續經營的情況，否則創業企業必然會選擇放棄。只有其收益處于A'B'之間時，創業企業才會與創業投資企業之間合作博弈。A'軸是創業企業最佳行動點，此時，創業企業的付出與收入相當，不存在機會主義，其利益與創業投資企業的利益保持一致。
（三）創業投資家
創業投資家是投資者的委托人，代表投資者選擇創業企業進行投資并提供增值服務，相應獲得報酬。B''表示創業投資家的機會成本，即不在該創投企業任職可以從其他工作中所獲得的最高報酬；A''表示創業投資家按合同約所獲得的收入（Wt＋Ft），圖3顯示了創業投資家的期權特征。目前大部分創業投資家都是職業經理人，不占有創業投資企業的股份，只是作為創業投資企業的人來管理企業，因此很容易出現機會主義行為，利用其擁有的信息謀取私利，即有可能與投資者合謀，也有可能與創業企業合謀。所以，其實際收入R''可能會高于按合同約所獲得的收入（Wt＋Ft），即A''軸以上部分，該區域為投機域。若投資者觀察到其機會主義行為，可能會馬上解雇創業投資家，也可能會要求其補償非正常收入部分。若創業投資家的實際收入低于B''軸，其可能會與投資者進行談判，若條件不能滿足，其必然選擇辭職。只有當其收入介于A''B''之間時，創業投資家才會努力工作，提高創業企業的價值，該區域為努力域。A''軸上創業投資家的實際收入與預期收入相等，也不存機會主義行為，不損害創業投資企業和創業企業的利益，是最理想的狀態。
三、創業投資風險分析
道德風險是創業投資參與各方由于信息不對稱和個人私利，采取隱藏不利行動和非合作博弈等機會主義行為的風險，這類風險可以通過設計完全契約進行控制。因此，本文的研究對象為雙重委托下的道德風險。創業投資家和創業者通過共同組建創業企業的董事會，制定企業的發展規劃和各項制度，確定投資策略和利潤分配方式及比例，聘任管理者，監管企業的業績。雙方付出的努力和成本不可察時，就會在項目運作中出現“機會主義”和“搭便車”，導致雙邊道德風險的發生。創業企業和創業投資企業之間雖然是合作關系，雙方存在共同利益，但每個企業都有自己的私利，在利益最大化的驅使下同創業投資企業也存在博弈，也會在企業發展過程中選擇再次注資或放棄。創業投資家作為投資人代表管理創業投資企業，是雙重的中間環節，由于私利的存在，可能會有兩種合謀行為，一是與投資者合謀，損害創業企業的利益，二是與創業企業合謀損害投資者的利益（如圖4）。創業投資家雖然不直接進行投資并擁有創業企業的股份，但由于存在機會成本而視為其投資，不存在合謀的情況下，其獲得合同約定收入即為實際收入，若存在合謀，即實際收入可能超過合同收入。因此，也會根據實際收入與機會成本和合同收入的權衡而選擇退出和努力，具有明顯的期權特征。圖4中的雙重委托關系分別為創業投資企業（投資者）與創業投資家之間的委托關系（委托1），創業投資企業（創業投資家）與創業企業（創業者）之間的委托關系（委托2），可能的合謀為投資者與創業投資家的合謀（合謀1）和創業投資家與創業者的合謀（合謀2）。信息不完全的情況下，雙重委托關系都會導致機會主義行為和道德風險的發生，委托1可能導致創業投資家損害投資者的利益，而委托2可能導致創業者損害創業投資家和投資者的共同利益，以上這些分析與已有文獻的研究相一致。然而，從已檢索到的文獻看，鮮有學者注意到創業投資家與投資者和創業者之間可能的合謀。合謀1相對容易理解，創業投資家作為投資者的代表，出于雙方利益最大化的動機，合謀發生機會主義行為，謀取最大利益。合謀2也并不少見，創業投資家出于個人私利，不惜與交易對手合謀，從中尋租，損害投資者的利益。從圖1到圖3可以看出，創業投資企業、創業企業和創業投資家三者都擁有一個區間期權，超過上限的區域是機會主義行為發生的區域，所獲得的實際收入超過合同約定收入，必然損害其他參與人的利益，形成非合作博弈；低于下限的區域為退出或放棄域，是激勵不相容的區域，其實際收入低于自己的投入或機會成本，必然導致主動放棄。結合圖4，創業投資在雙重委托關系下面臨的主要風險為道德風險，而在激勵不相容的情況下面臨著退出風險，制定完備的契約旨在解決委托關系下的合謀行為和機會主義行為、激勵不相容情況下的消極行為。
四、基于期權的創業投資風險控制舉措
由于創業投資具有高風險特征，投資成功的概率要小于一般投資，因此，風險控制顯得尤為重要。由于創業投資收益的高波動性，參與各方經營的期權特征非常明顯，在信息不對稱背景下，各方機會主義行為所獲得的收益將會很高。由于創業投資的收益具有非連續性或跳躍性的特點，難以通過模型準確計量風險，即使采用大樣本計算出風險值也很難適用于某個特定的創業投資企業或特定項目。雙重委托關系決定創業投資面臨較高的道德風險，有效解決信息不對稱問題，減少非合作博弈和不利行動隱藏，需要在整個創業投資過程中制定完備的契約和完善的激勵機制。
（一）委托1的道德風險防范
投資者發起成立創業投資企業后，聘請創業投資家經營企業，投資者期望創業投資企業價值最大化，而創業投資家則期望個人私利最大化。制定契約，使創業投資企業的目標與創業投資家的期望盡可能一致，完善激勵機制，提高創業投資家道德風險的成本，從而降低其選擇機會主義行為的概率。投資者作為委托人，在聘任創業投資家時的首要工作是根據創業投資企業的發展規劃提出創業投資家的工作目標和崗位職責，然后對創業投資家管理才能∑Pt進行有效評估，根據激勵相容原則制定合理的薪酬方案，包括固定工資Wt和浮動收入Ft。創業投資家的工作具有顯著的期權特征，上限的風險控制是在制定浮動收入方案時盡可能采用期權激勵方式，如采用股票期權，提高預期收益，即提高創業投資家機會主義行為的機會成本；下限的風險控制則可以在合同中約定工資談判周期，當創業投資家對工作不滿意時可以在最近周期進行談判，雖然不一定會提高其薪酬，但仍會對其有約束，降低其退出意愿，保證創業投資家隊伍的穩定性，也可以降低委托成本。除了正向激勵外，負向激勵和監督也同樣重要，通過在勞動合同中約定創業投資家違規、違約及不努力需要支付補償，也會降低委托成本。另外，投資者在用工合同中還要要求創業投資家定期匯報項目相關情況，不定期接受質詢，加強監督，降低信息不對稱程度及其所帶來的道德風險。政府應要求相關機構協助成立創業投資家市場，要求創業投資家進行登記，建立個人資信檔案，并向所有創業投資企業提供查詢服務。一旦創業投資家出現不端行為，將有較大的名譽損失，工作業績不好的創業投資家也會被淘汰，這些措施都會約束創業投資家，有效降低委托所造成的道德風險。
（二）委托2的道德風險防范
創業投資企業與創業企業之間是第二重委托關系，創業投資企業投入資金后，創業企業擁有更多企業信息，出于私利，可能會進行非合作博弈，損害創業投資企業的利益。信息不對稱和個人利私是導致創業企業出現機會主義行為主要原因，也是創業企業經營期權特征的體現。完備契約和激勵相容也是解決委托2所必須采用的風險控制舉措。創業投資并非是創業企業唯一的資金來源，但作為股權投資，在擁有剩余索取權的同時，求償權卻被放在了債權人之后，因此，創業投資對來自創業企業的風險的控制顯得尤為重要。由于創業企業經營的期權特征，創業投資企業需要制定契約防止創業企業的非合作博弈或主動退出，雙方簽訂的合同除了投資比例、時間、投資方式、收益分享和增值服務內容外，還應包括創業企業出現機會主義行為時的補償條款，投資的方式也應體現創業企業經營的期權特征，如采用可轉換優先股和分段投資，既可提高收益的穩定性，又可提高創業企業的違約成本，降低委托2的道德風險?？赊D換優先股相當于賦予創業投資企業一個期權，當創業企業的經營較差或創業家出現違規、規約及其他不當行為時，創業投資企業可以選擇優先股，保證穩定的收益，而當創業企業業績較好時，轉換為普通股，享有更高的收益。分段投資也相當于賦予創業投資企業一個期權，當創業企業經營預期較好時，進行投資，否則，不再投資，從而減少損失。只有制定相對完備的契約，才能使創業企業的經營目標與創業投資企業的目標基本一致，共同致力于實現創業企業價值的最大化，從而減少道德風險。
（三）合謀的風險控制措施
關鍵詞：風險投資；引導基金；私人收益；投資時機
中圖分類號：F830.59 文獻標志碼：A 文章編號：1008-5831(2011)05-0067-04
一、引言
中國從1985年開始探索運用財政資金扶持創業投資發展。過去主要通過財政出資設立國有創業投資公司，直接從事創業投資。2005年后，開始嘗試設立創業投資引導基金，即通過扶持商業性創業投資企業的設立與發展，引導社會資金進入創業投資領域。引導基金的出現避免了政府過分干預市場運作的缺陷，又可以充分發揮財政資金的杠桿效應，吸引更多的創業資本投向處于種子期及初創期的科技創新企業，標志著政府促進創業投資發展方式的轉變，是中國創業投資事業發展的重要里程碑。
然而，在規避風險的同時，引導基金中多方利益主體的引入也必然帶來更為復雜的委托問題，即：（1）創業投資過程中的委托關系和控制權問題更為復雜，從一個單向的雙層委托關系轉變為一個復合的委托鏈。（2）商業性創業投資追求收益最大化，目標單一；而引導基金中各參與人的目標存在差異甚至沖突：公共資本追求社會福利的最大化，即希望引導創業資本投向符合本地產業規劃發展的領域、投向創業企業發展的種子期、起步期等早期階段；而私人資本和創業投資機構追求收益最大化，他們更愿意投資處于成長和成熟期的風險相對較小的企業和更有贏利前景的行業。
因此，為了促進中國引導基金的發展，就需要針對這些問題，探討參與各方在創業投資各階段的利益博弈及相應的激勵機制，為改進中國創業引導基金的運作效率提供理論支持。
二、問題提出
在創業投資活動中，創業投資家以其特殊的專業技能，對確保創投活動的成功有著不可替代的作用［1］。因此，如何對創業投資家進行激勵，以解決他們與投資者之間所存在的逆向選擇和道德風險問題一直是理論界關注的一個重要問題。Maeland ［2］在投資項目中項目價值為共同知識而投資額為非對稱信息的假設下，研究了投資時機和最優激勵合同的確定問題，發現不對稱信息使實物期權投資時機推遲；王云平［3］通過對創業投資公司的治理分析認為，創業投資者與創業投資家之所以形成委托關系，是因為創業投資公司具有專門的人才和信息甄別系統，可以節約選擇和搜尋成本；田增瑞［4］提出在投資者和創業投資家之間，創業投資家應承擔無限責任，并應建立信譽機制；葛峙中［5］認為，創業投資者對創業投資家的激勵與約束機制可通過制度安排、報酬激勵、合同和聲譽來實現；Grenadier和Wang ［6］考慮了在人隱藏行動和擁有關于項目價值的私人信息共存時的實物期權投資決策問題，得到了最優合同，并分析了逆向選擇和隱藏行動之間的相互影響以及對投資時機的影響；周嘉南、黃登仕［7］利用單期二叉樹模型研究了信息不對稱條件下蘊含擴張期權的項目投資決策與經理激勵問題，發現信息不對稱引起投資不足。
上述文獻在一般框架之下考慮了最優合同的設計，但并未針對創業投資家的私人收益進行分析。創業投資中，創業投資家作為“理性經濟人”，必然會考慮自身的私人收益。因為，創業投資者（以下簡稱“委托人”）和創業投資家（以下簡稱“人”）之間存在嚴重的信息不對稱，人對項目的投資成本有清楚的了解，而委托人則缺乏相關的信息。人憑借掌握信息的優勢，迫使委托人不得不在正常投資支出之外支付額外的信息租金，來避免信息不對稱而造成的逆向選擇問題。因此，私人收益是人行為決策的一個重要因素和考量。
所謂人的私人收益是指人在其委托的企業中，由于其委托的地位掌握了控制權而獲得的各種收益，包括各類工資福利待遇以及聲譽、名望、安全感等。為進一步展開分析，筆者根據私人收益是從企業之內還是企業之外獲得，將其分為兩類：
（1）內部私人收益：即人從風險投資企業之內獲得，包括人經營企業所獲得的工資福利等待遇及其利用風險投資成本的信息不對稱優勢獲得的額外收益。
（2）外部私人收益：即人非從風險投資企業本身獲得，而是由于風險投資項目成功后而獲得的地位、級別、榮譽、心理滿足感、安全感等。
已有研究通常假定創業投資家以追求投資項目的收益最大化為目標，除此之外沒有其他私人目標，因此對創業投資家的激勵主要限定在如何刺激其努力投入和防范合謀上。而傳統的NPV決策認為，只要項目預期凈現值為正，則項目投資就應該進行，投資時機并不是一個被考慮的因素。然而，自Myers ［8］開創性地指出，投資機會實際上是企業持有的在現在或者在未來進行投資以獲得具有一定價值資產的選擇權，這種選擇權是有價值的，而傳統NPV決策方法忽略了這種價值。筆者將在前人研究的基礎上納入人的私人收益因素，來研究風險投資的進入決策即投資時機的選擇問題。
三、問題描述與建模
投資者欲進行一項風險投資，該項目的實施由創業投資家操作。人將確定具體的投資時機，并確定最終需要的投資額。假設風險投資項目成功后，投資項目所產生產品的價格為P(t)，并假設該價格在市場不確定性影響下服從帶漂移的幾何布朗運動：
dP(t)=αP(t)dt+σP(t)dz (1)
其中α表示瞬間期望報酬率，σ表示P報酬率的瞬間標準差，dz是P變動的隨機項，為維納過程的增量。期初價格P(0)=P0>0，P(t)簡記為P。設項目的產出為一個單位，且其投資成本標準化為零，因此項目的利潤流即為P。
進一步假設委托人和人均為風險中性，無風險利率為r，風險項目所需要的投資額I為不對稱信息：人知道I的真實值，而委托人僅知道I服從區間為I,I上的均勻分布UI,I，該分布為共同知識。假設投資在瞬間完成，并且投資不可逆。
人獲得的私人收益根據來源不同分為：內部私人收益和外部私人收益。內部私人收益包括：人經營風險項目所獲得的單位時間工資、福利、正常職務消費等w1和人利用有關投資成本的信息優勢所獲得的額外收益w3兩部分；外部私人收益w2包括：由于經營風險項目而獲得的社會聲望、地位、心理滿足等等。上述三類私人收益的不同特點使其對風險投資時機的影響不同。筆者假設w2為對稱信息，即委托人能夠對人的外部收益做出準確的判斷。
設委托人與人簽訂的轉移支付合同為S(P(τ(I)))，該支付由風投項目的直接投資成本和支付給人的信息租金兩部分構成。其中τ(I)為執行風險投資期權的時刻，是I的函數；P(τ(I))為執行風險投資期權時的產品價格。委托人依靠觀測人進行風險投資時的產品價格來制定合同，以補償人的信息成本，并激勵人在最優時刻進行風險投資，稱這個合同為激勵合同。為了激勵人說真話，激勵合同除了需要支付實際投資成本之外還需要付出一定的激勵成本。對于人來說，這就是他利用信息優勢所獲得的信息租金，即人的內部額外私人收益w3。
按上述假定，委托人的零期風險投資期權價值為：
Fp=maxS(P(τ))∫IIE
e－rτ(I)E∫∞τ(I)P(τ)e－r(t－τ(I))dt－w1－S(P(τ)）f(I)dI(2)
上式中E(•)為期望算子，無風險利率r為貼現率。假設r>α，否則上式無經濟意義。式中第二項積分的期望值表示風險投資完成后的委托人價值函數?？梢缘玫饺说牧闫趦r值函數為：
Fa=maxτ(I)Ee－rτ(I)(w1+w2+w3)(3)
式(2)、(3)中期望貼現因子E［e－rτ(I)］表示將期權執行時刻的單位價值貼現到期初時刻的價值。根據文獻Dixit & Pindyck(1994)［9］，其值為：
E［e－rτ(I)］=P0P(I)β1 P0
1 P0≥P(I) (4)
將式(4)分別代入(2)、(3)兩式并進行化簡可以得到零期委托人的價值函數為：
Fp=maxS(P(I))∫II(P0P(I))β1P(I)r－α－w1－S(P(I))
f(I)dI(5)
人價值為：
Fa=maxP(I)(P0P(I))β1w1+w2+S(P(I))－I(6)
上式表明，人價值最大化問題轉化為給定合同S(•)下尋找最優的風險投資臨界值。
四、模型求解
委托人需要求解最大化問題(5)，將人的保留效用設為零，那么參與約束條件為：Fa(P0;I)≥0，I∈［I,I］。在給定合同條件下，人通過尋找最優的風險投資臨界值來最大化自己的價值。為實現人最大化自身價值，還需要滿足激勵相容約束，表示成一階條件為Fa(P0;I)/P^=0，I∈［I,I］，式中P^(I)為最優臨界值。可以驗證此時二階條件小于0，存在最優解。
利用包絡定理對人價值函數進行求導：
dFadI=FaP^dP^dI+FaI=－(P0P^(I))β1 (7)
上式中第一個等式右邊第一項根據一階條件應當為0。對式(7)積分可得：
Fa(P0;I)=∫II(P0P^(u))β1du(8)
將式(8)代入式(6)，化簡可得激勵合同與投資臨界值的關系：
S(P^(I))=I－(w1+w2)+P0P^(I)－β1
∫IIP0P^(u)β1du(9)
事實上，投資后人獲得的單位時間總價值為w1+w2+S(•)－I，由式(9)可以知委托人通過激勵合同將人獲得的工資和外部收益扣除。因此，投資后人單位時間的實際收益為式(9)右邊的最后一項，即保留效用與信息租金。
將式(9)代入委托人價值函數(5)并化簡可以得到：
Fp=maxP^(I)∫IIP0P^(I)β1P^(I)r－α+w2－I－
∫II(P0P^(u))β1duf(I)dI(10)
經以上替換，委托人最大化問題由尋找最優合同S(•)轉變為尋找最優的期權執行臨界值P^(I)。注意到式(10)中積分號內的積分項是人的信息租金，式(10)說明：委托人需要在效率與支付激勵成本之間進行權衡。對上式變形可得：
∫II∫IIP0P^(u)β1duf(I)dI
=∫IIP0P^(u)β1F(I)f(I)f(I)dI
=∫IIP0P^(I)β1I－If(I)dI(11)
將式(11)代入式(10)并對其求解，可以得到人執行風險投資期權的最優臨界值為：
P^(I)=β1(r－α)(β1－1)2I－I－w2 (12)
當沒有信息不對稱問題時，由標準的分析易知，行使風險投資期權的最優臨界值為：
P^(I)sym=β1(r－α)(β1－1)I(13)
將式(12)與式(13)進行對比分析，可以得到如下結論：
結論1：在構成人私人收益的三種因素中，工資收入w1對風險投資臨界值沒有影響。人的外部私人收益w2降低了風險投資臨界值，使風險投資時機提前。投資成本的信息不對稱增高了風險投資臨界值，使風險投資時機延后。
結論2：人私人收益對風險投資時機總的影響并不確定：當I－I>w2，即當投資成本信息不對稱的程度大于人從風投項目中獲得的外部私人收益時，人從隱藏信息中所獲得的收益更大，因此風險投資時機將向后推遲。反之，當人從風投項目中獲得的外部私人收益大于隱藏投資信息所獲得的收益時，風險投資時機將提前。
上述結論表明，為了盡早實現外部收益，人總趨向于提前進行風險項目的投資；由于人擁有關于投資成本的信息優勢，因此他要求獲得信息租金，這對委托人而言意味著投資成本的增加，因而將使風險投資臨界值升高，且臨界值升高的程度與信息不對稱程度I－I成正比。
五、結論及建議
筆者利用實物期權理論和隨機過程方法構建了創業投資期權價值模型，研究了基于人私人收益的激勵合約問題。針對內部私人收益和外部私人收益對人效用的不同，探討了人在委托人給定合約條件下，選擇最優的時刻進行風險投資，以最大化自身兩種收益之和的隨機過程最優停時問題。通過引入人私人收益因素，拓展了前人對創業投資家激勵機制的研究，從如何激勵創業投資家選擇最優投資時刻這一新的視角，探討了不同的類型的人私人收益對激勵合約的影響，發現了創業投資家的外部私人收益與因掌握信息優勢而獲得的內部私人收益對最優投資時機選擇正反兩方面的作用及其影響機制。
對上述結論分析發現，由于人內部私人收益中的工資福利收益是信息對稱的，且由委托人從企業之內支付，因此對于激勵合同的支付以及風險投資時機、效率沒有影響。因此，投資人在支付給人工資和福利時，不必考慮其對于風險投資時機和效率的影響，只要滿足人需要即可；而對于人的外部私人收益，它對于風險投資時機和風險投資效率都有正向的影響，可以減少激勵合同的支付。這一結論說明，投資者考慮人的私人收益時，要著重研究這項風險投資所能帶給人的外部收益，因為它對于風險投資時機、效率以及委托人支付給人的報酬都有重要影響。
在現實環境中，政府作為引導基金的投資者，在承擔風險的同時，也擁有更大的談判權。一方面，應該對風險投資家擁有充分的選擇權，選擇對投資企業、投資項目更為看重，能更多地從該風險投資中獲得外部收益的人，這會使投資效率更高，并減少激勵成本。
另一方面，應逐步建立創業投資的經理人市場，更加關注創業投資家的投資記錄和信用情況，通過投資成功或失敗記錄的聲譽影響，使其更加注重投資項目運作成功給自己帶來的外部收益，從而在不增加引導基金激勵成本的情況下，增強對風險投資家個人的激勵強度。
參考文獻：
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［9］ DIXIT A, PINDYCK R S. Investment under uncertainty ［M］. Princeton, New Jersey :Princeton University Press, 1994.
Agent’s Private Benefits and Their Impacts of
Venture Capital Timing
WANG Li-ming
（College of Economics and Business Administration，
Chongqing University，Chongqing 400044，P.R.China）
Abstract： Asymmetry information between investors (principal) and manager (agent) always exists in the process of venture capital investment. The paper establishes an option game model from the view of investors in order to study the manager’s private benefits and designs an optimal contract for the entrance of venture capital. In the presence of principal-agent problem situation, the option’s executing time is bounded by the contract, so that the agent would not miss optimal entry time by advancing or delaying their investment. The principal must be paid to the agent as an incentive means.
Key words： enture capital；venture capital investment guidance fund；private benefits；investment timing；
收稿日期：2011-05-26
關鍵詞：風險投資；背景；IPO；創業板
中圖分類號：F832.48
文獻標識碼：A
文章編號：1009—3060（2012）05—0106-11
一、引言
我國風險投資起步較晚，但近年發展很快。最早由政府主導風險投資發展，如1986年成立的我國第一家風險投資公司——中國新技術創業投資公司就具有明顯的政府背景特點；但隨著我國經濟的發展，以及政府對風險投資市場發展的促進，很多國外風險投資進入我國，國家部委、地方政府、大公司也加大對風險投資的投入，此外，個人也因風險投資的巨大回報而加入其中，成為獨立風險投資。我國風險投資市場由此形成背景多樣的繁榮局面。
自2009年10月創業板開板交易以來，截止到2011年9月30日共有267家企業上市，其中超160家具有風險投資的背景，顯示創業板市場與風險投資關系緊密，因此研究風險投資與創業板IPO之間的關系對促進我國創業板的健康發展具有重要意義。
風險投資在1PO市場中所起的作用一直是金融領域頗有爭議的主題，也是研究熱點。多數學者通過比較有/無風險投資的公司之間的差異開展相關研究，其隱含的假設是所有風險投資之間沒有明顯差異。然而不同背景的風險投資在資金來源、投資理念、管理模式、市場信譽等方面存在較大差異，因此，近幾年學者們開始逐步關注風險投資的背景要素。
Rindermann（2005）較早區分不同背景的風險投資，在研究德國、法國和英國的IPO的運行和市場表現的過程中，Rindermann將風險投資分為國際風險投資和政府背景風險投資，研究結果顯示兩類風險投資的表現存在明顯差異：國際風險投資對股票價格表現出正面影響作用，而政府背景風險投資對股票價格則具有負面影響。Chahine，S和Filatotchev，I（2008）將風險投資分為獨立風險投資和附屬于承銷商的風險投資兩類，在針對法國市場的研究中發現附屬于承銷商的風險投資支持的公司抑價偏低，且具有較好的盈利能力和市場表現。Brander等（2008）的研究表明，在企業價值增加以及創新方面，私人風險投資比加拿大政府背景的風險投資表現更好。我國的學者也開始研究類似的問題，張學勇、廖理（2011）把風險投資分為政府背景、外資、混合型背景以及民營背景風險投資，通過選取在大陸、香港以及美國上市的有風險投資支持的中國公司作為研究樣本，發現不同風險投資背景的公司的IPO抑價率以及股票回報率的確存在差別。
綜上所述，無論在國外還是國內，不同背景的風險投資對所投資公司的影響的確存在差別。之前的學者對我國風險投資背景的研究是基于綜合不同證券市場的樣本，而不同證券市場之間存在差別。我國的創業板是新開市的證券市場，且與風險投資聯系緊密，因此研究風險投資背景對我國創業板IPO公司的影響，對促進我國不同背景風險投資的發展以及指導我國中小企業選擇不同背景的風險投資有重要意義。
二、理論分析
IPO是風險投資的成功退出方式之一，并能夠獲得巨大的投資回報和建立良好的聲譽，因此風險企業在IPO時的市場表現是研究風險投資價值增加作用的重要途徑。創業企業的IPO抑價和長期業績問題已經成為風險投資背景IPO研究的兩大核心問題，很多研究者都從這兩大角度分析IPO活動（金融中介選擇、股權分配、發行定價、發行時機選擇、信號發送等）對風險投資參與的IPO企業的影響。
近年來，國外許多學者對風險投資在IPO中所扮演的角色進行了大量研究。目前，國內外相關研究中相對成熟的理論主要包括認證理論和逐名動機理論。
認證理論：認證理論是由Barry等（1990）和Sahlman（1990）等學者在20世紀90年代初提出的，并得到了廣泛的認同。認證理論認為，質量好的公司會吸引風險投資的參與，當市場中缺乏傳達公司真實價值的有效途徑時，風險投資對發行公司的持股將被認為是對發行公司的認證，被投資者視為公司具有良好前途的信號。此外，風險投資也會通過持股參與公司的決策，全程監控持股公司的運作，為其提供增值服務。這一理論在西方證券市場已得到證實。
風險投資在與創業者簽訂投資契約并開始投資之后，除了提供資金支持之外，風險投資還會積極參與企業的經營管理，幫助企業快速成長并成功IPO（或其他退出方式，如并購），最后獲得巨額回報。認證理論認為風險投資持有發行公司的股份，參與發行公司的管理，行使了“內部人”的職能，因此風險投資的參與提高了對內部人的監控，降低了信息不對稱，可以證明公司價值的真實性，而且風險投資參與的企業能吸引聲譽好的會計師、證券承銷商等參與證券的發行工作，從而能夠降低IP（）的抑價程度。
IPO的過程伴隨著信息不對稱，例如發行公司擁有比外部投資者更多的信息。為了避免信息不對稱引起的市場崩潰，就需要第三方的認證來保證發行的成功。在證券市場中，證券承銷商、審計機構以及證券交易所都是能夠對IPO進行認證的第三方，但風險投資可以更好的發揮這種認證作用，這因為他們持有發行公司的股份、占有被投資公司的董事會位置，直接參與所投資公司的經營管理；因此，與其它金融中介相比，風險投資與所投資公司的管理層建立的關系更密切、持續的時間更長；此外他們還會控制風險投資出現的認證錯誤，由于大多數的風險投資基金是以有固定存續期限的有限合伙制存在的，因此，如果它們要在未來成功地籌集資金以繼續存活，過去的業績表現以及所建立的聲譽是極端重要的。
從認證理論出發，本文發現風險投資若要發揮第三方認證的作用，則必須具備下列條件：具備認證資本、認證資本大于其虛假認證所能獲得的最大收益以及企業取得認證服務要支付較高的成本這三項條件。從對風險投資的認證作用的分析可以看出，認證理論主要分析風險投資作為認證的第三方具有減少信息不對稱程度的功能。
由于不同背景風險投資在參與發行公司的管理、行使了“內部人”的職能等方面的程度不同，導致不同背景風險投資的參與對內部人的監控程度、降低了信息不對稱程度存在顯著不同，因此證明公司價值真實性的可信性會有不同，從而不同背景風險投資發揮認證作用的效果不同。
逐名動機理論：由于風險投資的興趣不在于擁有和長期經營創業企業，而是在一定期限內退出并實現投資收益，因此在客觀上有過度追求短期效應而較少顧及企業長期發展的需要。Gompers（1996）首先提出風險投資“逐名動機（Grandstanding）”的假說，即風險投資機構出于自身投資業績的壓力會對所投資企業“拔苗助長”，促使其過早上市而獲取回報，從而可能損害企業的長期利益。
風險投資基金的存續期通常為十年左右，其中前三至五年用來尋找和投資企業，之后的幾年則用于幫助企業成長和增值，存續期滿時必須清盤，把本金和盈利分給投資者。由于一個基金在成立后幾年內就會完成所有投資，風險投資機構為了維持經營，必須采取滾動式融資，即每隔三至五年要重新進行籌資，這導致投資者和風險投資機構之間形成一種反復博弈的關系。后續的每次融資行為實際上是對風險投資機構管理水平和能力的一次評估，其之前的業績表現是投資者考量風險投資機構能力的關鍵指標，直接影響后續融資的難易程度。特別在風險投資機構的發展起步階段，由于投資者對風險投資機構的質量一無所知，因此前幾次的投資表現對于風險投資機構能否生存下去至關重要（Lakonishok etal，1991；Zeekhauser etal，1991）。
風險投資的有限合伙制和有限存續期機制等制度設計的目的在于約束風險投資的機會主義行為，緩解風險投資和投資者之間的委托問題。然而Gompers（1996）指出，該機制存在一個潛在問題，那就是風險投資迫于后續融資壓力，可能會過度關注風險企業的短期業績，急于在其存續期內實現退出，實現投資收益回報投資人，有利于建立良好的聲譽，以保障其后續融資和經營。
風險投資的這種短期壓力會直接轉嫁給被投資企業，導致風險投資和被投資企業之間目標不一致，從而產生委托問題。Stein（1988，1989）、Rajan（1994）等進一步進行了理論分析，分析結果表明由于風險投資基金的短期投資期限，會導致被投資公司的決策層做決策時無法從公司利益最大化角度出發制定公司發展戰略。由于IPO是風險投資的一個重要退出方式和業績衡量指標，風險投資為盡早取得業績，證明自身能力，有動機把被投資企業在尚未發展成熟的情況下就倉促推向資本市場。Gompers（1996）指出，那些從業時間短、資歷尚淺的風險投資機構由于缺乏業績記錄，因此更容易產生“逐名”傾向。而對于那些從業時間較長、已實現多次成功退出的風險投資機構來說，投資者對他們的能力已經有了較深的了解，一個額外的IPO對提升他們后續融資能力的邊際收益相對較低，因此他們反而沒有強烈的急功近利傾向。
從對“逐名動機”的理論分析可以看出，逐名理論主要從風險投資自身的激勵問題出發，分析風險投資對所投資企業IPO效應的影響。不同背景風險投資所面臨的激勵問題不同，從而導致風險投資對所投資企業IPO的影響不同。
三、實證分析
研究假設：對風險投資背景進行合理分類是開展相關研究的前提，雖然《中國創業風險投資發展報告2006》按資金來源將風險投資分為“兩大類，八小類”②，但這個分類過細，不利于開展相關研究。本文根據創業板的實際情況，將風險投資分為：政府背景的風險投資、企業背景的風險投資、獨立風險投資，具體含義如表1所示。
（1）不同背景風險投資與抑價
抑價是研究公司IPO的重要指標，它是在信息不對稱條件下克服“贏家詛咒”的一種方法，因此風險投資可以通過改變信息不對稱影響抑價，但不同類型的風險投資解決信息不對稱問題的能力并不相同，進而影響抑價。
因為政府背景的風險投資是典型的“過橋投資者（bridge investor）”，不像其他類型風險投資會深入公司管理，因此解決信息不對稱問題的能力較弱；而企業背景的風險投資和獨立風險投資則是典型的活躍、長期投資者（Tykvova，2006），所以它們能更好地解決信息不對稱問題。
雖然政府背景、企業背景的風險投資都追求投資回報的最大化，但政府背景風險投資的目標可能是產業發展、促進就業等，企業背景的風險投資的目標可能是母公司的發展戰略，并非普通投資者所關心的收益最大化（Gompers和Lerner，2000，企業背景風險投資；Brander等，2008，政府背景風險投資），因此從這個角度出發，它們難以有效解決投資者面臨的信息不對稱問題。獨立風險投資則特別關注其聲譽，因為聲譽對其能否獲得資金組建下一個風險投資有重要影響，而聲譽和其以往的投資收益率密切相關，因此市場可以通過獨立風險投資的聲譽來判斷其所投資公司的質量，從而減少信息不對稱問題。因此有理由認為獨立風險投資能更好地解決信息不對稱問題。
綜述所述，本文認為獨立風險投資能更好地解決信息不對稱問題，因此對抑價的影響程度最高?；谝陨戏治觯疚奶岢黾僭O：
H1：不同背景風險投資對抑價的影響程度不同
H11：獨立風險投資對抑價的影響程度最高
H22：政府背景風險投資和企業背景風險投資對抑價的影響程度較低
（2）不同背景風險投資與IPO后收益
IPO后收益是衡量投資者收益的重要指標。作為一個特殊的投資者，風險投資對所投資公司的IPO后收益有很大影響（Megginson and Weiss，1991；Barry ete，1990；Chemmanur etc，2006），且一般認為不同背景風險投資的影響存在差異，原因包括：
激勵機制的差異：風險投資是一個智力密集型的行業，其核心能力的兩個重要方面分別是風險投資機構的風險控制能力和一批具有很高專業水準的投資經理。因此，在微觀運作上是否能夠通過建立有效的激勵約束機制來充分發揮投資經理的作用，就成為風險投資機構經營成功的一個重要因素。
政府背景風險投資激勵機制較差，一方面由于政府背景風險投資的投資項目經理擔心投資失敗會承擔較多的非經濟責任，不愿意將收入與業績掛鉤、懲罰與資產掛鉤；另一方面是政府出資人從國家資金安全或者“防止國有資產流失”的考慮，不愿給予風險投資家更多的自和更“前衛”的激勵方式。
而企業背景風險投資的目標具有多重性，不像獨立風險投資具有單純的財務投資回報，使得投資業績難以準確衡量（Siegel，Siegel&MaeMillan，1988）；此外，企業背景風險投資可能不能像獨立風險投資基金那樣給基金經理提供足夠的激勵，使得基金的管理要么缺乏激勵機制，要么缺乏必要的專業人才（Chesbrough，2000）。
與其他背景的風險投資相比，獨立風險投資的薪酬制度和管理架構更具激勵性（Cumming，2005），所以它會更努力地尋找優質投資對象，并精心管理和監控所投資公司。
增值能力的差異：風險投資的一個重要特征是其不僅提供資金，還積極參與企業的各種經營管理活動，為企業提供重要的咨詢、信息和幫助，最終增加企業價值。風險投資的這種增值作用在高科技企業的早期融資中表現得特別明顯而且重要，并最終體現在所投資公司的IPO后收益上。
政府背景的風險投資機構的高層管理人員很多都是政府委派，本身是政府官員，沒有從事企業管理的經驗，對市場反應不敏銳。對于他們來說，更重要的是為政府資金的安全性負責，因此深入參與企業經營管理的程度不深，從而對企業價值增值發揮的作用不高。
對于接受企業背景風險投資的企業來說，除資金之外，更看重企業背景風險投資可以提供與生產有關的重要資源，促進市場上必要的知識向受資企業轉移，并且能夠利用自己的聲望為受資企業背書，使受資企業快速地獲得認可（Mauta，2001）。
獨立風險投資通常專注于某一個特定行業，并且會建立社會網絡（Barry，1994）。與企業背景風險投資相比，獨立風險投資在增加企業價值方面的突出表現在能夠幫助受資企業制定發展戰略、獲取其它融資、招募經理人等（Maula，2001；Maula etal，2005）。一般認為其高度的專業化和良好的社會網絡能增加所投資公司的長期價值（Tykvova，2003），即IPO后收益表現較好。
綜上所述，不同背景風險投資對所投資公司的影響差異較大，因此對受資公司IPO后收益的影響應該有顯著差異?；谏衔牡姆治?，本文提出以下假設：
H2：不同背景風險投資對IPO后收益的影響程度不同
H21：企業背景風險投資對所參與的上市公司IPO后收益的影響程度最高；
H22：獨立風險投資對參與的上市公司IPO后收益的影響程度次之；
H23：政府背景風險投資對參與的上市公司IPO后收益的影響程度最低
研究樣本和研究變量：本文選取2010年12月31目前在創業板上市的企業為研究樣本，總共包括154家公司，其中具有風險投資背景的公司是94家。本文以公司十大股東是否包含風險投資公司判斷其是否具有風險投資背景。
本文采用橫截面回歸方法研究不同背景的風險投資對我國創業板的影響，涉及風險投資背景、市場收益率、市場熱度、賬面市值比等研究變量，各研究變量的具體定義如表2所示。
各項指標的數據來源為深圳證券交易所的各個企業的招股說明書，股價信息來源于通達信軟件。
風險投資背景與抑價：本文首先通過模型（1）比較風險投資支持企業和非風險投資支持企業上市首日抑價程度的差別：
其中，被解釋變量UNDPRING是企業上市首日抑價，以公式（首日收盤價一發行價）/發行價計算；SIZE是上市前一年的總資產；VC為風險投資虛擬變量，若有風險投資支持，則取值為1，否則，取值為O；其余控制變量的取值如表2所示。
為了進一步研究不同背景風險投資和風險企業上市首日抑價之間的關系，本文建立模型（2），檢驗不同背景風險投資對抑價的影響。
其中，VC_AGE是風險投資的從業時間；VC_LENGTH是風險投資對企業投資到上市的時間間隔；GOV、CORP及INDEP代表不同背景風險投資，若風險投資為政府背景，則GOV取值為1，否則取值為O；CORP和INDEP以此類推；其余控制變量的取值如表2所示。
在結果Ⅰ中分析“有/無有風險投資”對創業板上市公司抑價的影響，使用風險投資作為虛擬變量；VC的回歸系數顯著為正，表明風險投資支持的企業首日抑價水平顯著高于無風險投資支持的公司。這個研究結果沒有支持風險投資具有“認證”作用的理論，研究結果同時還顯示發行公司的規模、帳面市值比和市場熱度等的指標較顯著，表明發行公司的規模、發展潛力和市場熱度等變量對上市公司IPO抑價影響明顯，其中公司規模越大，發展潛力越高，則抑價越低；而最近市場的熱度越高，則抑價越高，說明市場的炒作氛圍將會顯著影響發行公司的抑價。
在模型（1）的基礎上，結果Ⅱ是通過引入虛擬變量“風險投資背景”（模型（2））研究不同背景風險投資對抑價的影響而得到的結果，發現風險投資的不同背景均不對IPO抑價產生顯著影響。這說明即使深入風險投資內部，考慮風險投資的不同性質，不同背景風險投資的參與對創業板市場的IPO抑價沒有影響。因此，我國不同背景風險投資對風險企業發揮的影響差異在創業板市場沒有顯現，不同的“認證”能力沒有發揮出來。
結果Ⅳ研究不同背景風險投資對IPO抑價的影響，研究結果顯示雖然政府背景和獨立背景風險投資的系數為正，而企業背景風險投資的系數為負，但其t值均不顯著，說明即使研究樣本縮小至僅考慮有風險投資參與的上市公司，風險投資的不同背景對抑價的影響不顯著，這表明在創業板市場IP（）抑價和風險投資背景沒有表現出明顯的關聯性，意味本文的第一個假設不成立，揭示我國創業板市場沒有如期望的那樣覺察到不同背景的風險投資的市場認證功能具有差異性，意味著我國創業板對風險投資的認識還有待進一步提高。
結果Ⅴ和Ⅵ進一步考慮了風險投資機構聲譽（從業年限）及進入風險企業的期限等特征對IPO抑價的影響，發現回歸系數同樣不顯著，說明風險投資機構的從業年限和進入風險企業時間的長短均不會影響企業抑價。這和Gompers（1996）的發現不一致，說明在我國創業板市場，風險投資的特性（背景、資歷等）沒有凸現出來。
總之，在風險投資參與對抑價的影響這個問題上，全樣本和對應不同背景風險投資的回歸檢驗結果不完全一致。在創業板，風險投資的參與會影響企業的抑價，即風險投資支持的企業首日抑價水平顯著高于無風險投資支持的公司，這個結論并不支持風險投資具有“認證”作用的理論；而針對不同背景風險投資的回歸分析顯示，不同背景風險對風險企業的抑價沒有顯著影響；即使只考慮只有風險投資參與樣本的基礎上，結果仍然一致，而且風險投資機構的從業年限長短也沒有對風險企業的抑價產生影響。因此，在我國的創業板市場，不同背景風險投資沒有完全發揮“認證作用”，同時“逐名”機制也沒有發揮作用。
風險投資背景與IPO后收益：從Ritter（1991）開始，就不斷有學者采用配對方法研究風險投資參與的公司的IPO收益，如基于風險企業的公司規模進行公司配對（Loughran&Ritter，1995），或規模及行業（Ritter，1991），后來使用了規模和帳面市值比（Brave&Gompers，1997；Bray，Geczy&Gompers，2000）。但Barber和Lyon（1997）的研究顯示一對一公司配對進行研究的基礎是要具有足夠的公司數量，這樣研究結果才不會遭受再平衡和產生偏斜。
與配對方法一樣，由Fama和French（1992）所使用的時間序列三因素模型也經常被用于分析IPO后收益（Brave等，2000；Brave和Gompers，1997）。這種方法通常考慮市場（β）因素，規模以及帳面市值等因素。有些研究考慮額外的因素，如杠桿和流動性（Eckbo&Norli，2005），或者IPO之前的收益（Brav等，2000）。
由于本文研究的期限較短，以及缺少相關因素的數據，因此不能采用因素模型分析。本文將采用與Ritter（1991）相類似的橫截面分析，基于市場收益，不同的控制變量（如規模、帳面市值比、成立年限以及行業虛擬變量）和風險投資的特征進行分析。
IPO后收益率是用指數調整后的超額收益率作為公司IPO后收益的衡量指標，即公司上市后第一個月到第12個月的股票持有有收益率，再除以當期的創業板指數：
P1（Pl+1）是上市交易的第一天收盤價（IPO后1年），DIV為股利，RETURN計算為企業上市后1年的股票持有收益率減去同期創業板綜合指數的增長率。
本文首先通過模型（4）比較風險投資支持企業和非風險投資支持企業上市股票持有收益的差別：
其中，被解釋變量RETURN是企業IPO后持有收益，計算方法如（3）式所示；ROA為上市當年的總資產收益率，公司所屬行業（IND），本文僅劃分為傳統行業和高風險行業（金融行業、醫療、新能源、IT、生物技術、新媒體），若為高風險行業，則取1，否則取0。其余控制變量的取值如表2所示。
為了進一步研究不同背景風險投資和風險企業IPO后收益之間的關系，本文建立模型（5），檢驗風險投資的背景屬性、從業年限及投資期限對收益的影響：
此處增加的變量與模型（2）一致，其余變量見表2。
對IPO后收益的實證結果如表4所示。
結果Ⅰ顯示公司規模、帳面市值比以及發行規模等變量回歸結果顯著，結果Ⅰ還顯示風險投資支持的企業在上市后一年的股票超額收益率顯著高于無風險投資支持的企業，這說明風險投資的參與增加了IPO后收益，表示風險投資并沒有非常急切地把未成熟的企業操作盡早上市，沒有顯示出風險投資的“逐名”傾向。
在結果Ⅰ的基礎上，結果Ⅱ是通過引入“風險投資類型”研究不同背景風險投資的影響，發現獨立風險投資對風險企業的IPO后收益具有顯著的正向影響，而政府背景風險投資和企業背景風險投資對風險企業的IPO后收益則沒有顯著影響；
結果Ⅲ則是僅考慮具有風險投資背景的企業。研究結果發現獨立風險投資對風險企業的IPO后收益具有顯著的正向影響，而政府背景風險投資和企業背景風險投資對風險企業的IPO后收益則沒有顯著影響；這和結果Ⅱ一致，說明在創業板，只有獨立風險投資對IPO后收益的影響是顯著的，而政府背景風險投資與企業背景風險投資對風險企業IPO后收益的影響沒有表現出來，或者沒有影響。
結果Ⅳ和結果Ⅴ則是通過進一步考慮風險投資機構的聲譽（從業年限）以及IPO時風險投資進入風險企業的時間長短而得到，發現風險投資的從業年限對IPO后收益具有顯著正向影響，說明風險投資的從業時間越長，則IPO后收益會較高。而風險投資的投資期限并不影響IPO后收益。
綜上所述，風險投資的參與會提高風險企業的IPO后收益，而且不同背景的風險投資對風險企業IPO后收益的影響顯著不同，這符合H2的假設；其中獨立風險投資對IPO后收益具有顯著正向影響，但政府背景風險投資和企業背景風險投資對IPO后收益無影響。這樣的實證結果至少反映出在創業板，獨立背景風險投資并沒有表現出“逐名”效應，這與Gompers（1996）的研究結果不太相符。此外，研究還發現上市公司的經營績效并不對IPO后收益產生影響，說明在年輕的創業板，炒作非常嚴重，這從一個側面反映了年輕的創業板存在無效率性。
實證結果分析：本文的研究結果表明風險投資的參與會提高風險企業的IPO抑價；而不同背景風險投資對參與的風險企業的抑價沒有顯著影響；風險投資的參與會提高風險企業的IPO后收益；不同背景的風險投資對風險企業IPO后收益的影響顯著不同，其中獨立風險投資對IPO后收益具有顯著正向影響，但政府背景風險投資和企業背景風險投資對IPO后收益無影響。這與國外研究者的研究結論不同，Tykvova（2006）通過研究德國Neur市場，發現獨立的風險投資對抑價和IPO后收益的影響程度最大，而政府背景風險投資對抑價和IPO后收益的影響程度最低。Rindermann（2005）、Chahine，S和Filatotchev，Ⅰ（2008）等針對法國、英國及加拿大等國家的研究也得到了類似的結論。
在我國現階段的創業板市場上，為什么會出現不同背景風險投資對所投資企業的IPO抑價的影響不存在顯著不同，而IPO后收益的影響存在明顯差異的現象呢？本文認為存在以下三個原因：
第一，創業板的制度性缺陷使得風險投資的作用沒有完全發揮。
我國的創業板市場推出時間尚短，發行審核、股票禁售以及退市等制度仍不夠健全，特別是當前創業板保薦人制度和新股發行詢價制度的漏洞，以及高達7.19倍的創業板平均投資回報，使得風險投資對所投資企業的公司治理、投資策略、公司業績等方面的影響效應降低，使得不同背景的風險投資的特質沒能體現出來，因而沒有對所投資企業的抑價產生影響。
第二，風險投資對創業板企業的影響程度不大。
創業板上市企業具有“輕資產、高成長”特性，企業從成立到上市時間較短，風險投資介入企業的時間也不長，風險投資對所投資企業的影響不大，所以創業板的風險投資沒能表現出德國、法國、日本、加拿大等成熟市場的特性。
第三，大部分風險投資還沒有成為真正意義上的風險投資。
從發達國家風險投資的實踐來看，風險投資不僅對公司進行投資，還要通過影響公司戰略決策、公司治理、資本結構和人力資源安排等提升公司價值，但我國現階段大多數風險投資卻以單純性資本運作模式為生存之道，主要精力放在創業企業上市包裝和IPO，并在IPO后擇機退出，其本質是通過資本運作和創業板IPO達到獲利目的，而提升公司價值則不是其關注的重點。獨立風險投資由于大多由有投資經驗的專業人士組成，因此能夠影響公司戰略決策、公司治理、資本結構和人力資源安排等方面，從而提升公司價值，因此獨立風險投資對IPO后收益的影響顯著好于另外兩類風險投資。
穩健性檢驗：由于風險投資支持的企業樣本不是隨機抽樣的結果，而是風險投資機構經過盡職調查作出的選擇，因此可能存在樣本選擇偏差問題。本文借鑒Rosenbaum和Rubin（1983）的“傾向度匹配”方法來控制該問題。首先用Probit模型對企業獲得風險投資的可能性進行回歸。其中因變量為風險投資這個虛擬變量，若企業具有風險投資支持，則等于1，否則為0；自變量為發行規模、上市前總資產、上市時間、行業等變量。然后根據回歸系數為每個樣本企業計算出一個“傾向指數”，為每一家風險企業配比一家“傾向指數”最接近的非風險企業。
表5的結果表明，在控制了樣本選擇偏差問題之后，風險企業的IPO后收益仍然顯著高于非風險企業，且IPO抑價差別不大。這說明本文的結論不受樣本選擇偏差問題的影響。
四、結論
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?；诖耍梢岳媚扯螘r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:
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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：
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