公司債券融資風險轉換論文范文第1篇
［摘 要］ 任何企業融資模式都是在一定的市場背景下進行的。本文通過中日企業融資模式的比較分析，提出了構建我國企業融資模式的基本思路：建立和完善企業內部融資機制、大力發展資本市場和完善企業的治理結構。
［關鍵詞］ 融資模式；融資結構；治理結構
［
在特定的經濟和金融環境中，單個企業選擇的融資方式可能不同，但是大多數企業融資方式的選擇卻具有某種共性，即經常以某種方式融資,這就是企業的融資模式問題。由于發達國家和發展中國家市場化程度及經濟證券化程度不同，加上不同類型國家的公司法、商法對外部投資者保護程度有所差異，從而在不同的國家形成了形式各異的融資模式，進而產生了不同的治理結構模式，最終影響一國的經濟增長。本文旨在通過比較分析中日兩國企業的融資模式，找出其差異并闡明產生差異的原因，并對優化我國企業的融資模式提出一些建議。
一、中日企業融資模式的現狀分析
1. 中日企業間接融資與直接融資的現狀
日本作為后起的工業化國家，由于其證券市場不夠發達，決定了其融資方式是以銀行貸款的間接融資方式為主，特別是第二次世界大戰后經濟恢復時期到高速增長時期，企業對銀行貸款的依賴程度不斷提高。但是，自20世紀90 年代開始，由于：（1）經濟的不景氣，貸款企業在泡沫經濟時期產生的大量債務，加重了企業的償債風險，企業的財務風險不斷上升；（2）貸款銀行受到自己資本比率的限制，而且1997年后金融體制的不穩定也使得銀行對貸款的發放采取了消極的態度；（3）日本政府對金融市場管制的放松，證券市場特別是債券市場得到了長足發展，促使日本企業的融資模式由間接融資向直接融資轉變，主要表現為主銀行的重要性大大下降，企業貸款余額逐年下降，證券融資特別是債券融資方式占據了重要地位。
我國企業的融資體制盡管經歷了財政撥款型→銀行貸款型→市場多元型的不同模式，但并沒有脫離舊融資體制的約束，在制度設計上存在著嚴重的缺陷，從而限制了企業對直接融資的利用。間接融資是我國企業主要的融資方式。
2. 中日企業股票融資與債券融資的現狀
在日本，1996年取消了企業發行債券的標準及發行無擔保債券時的財務限制條款，在一定程度上緩解了企業發行債券融資的條件，從1995年到2003年間，企業債券融資的增加額都超過了股票融資的增加額。但隨著20世紀90年代以來股票市場的發展以及制度的完善，企業增加了對股票融資方式的利用，尤其是信用級別較低的企業會更多地選擇股票融資方式來融資。
而我國企業對直接融資方式的利用偏好于股票融資，盡管企業債券的發行比股票早，發行優勢也大，然而企業債券市場的發展卻相當緩慢。
3. 中日企業融資結構的現狀
日本的企業，從20世紀90年代中期開始，內部融資成為其最主要的融資方式，逐步減少了對外部資金的利用。而且從1999年開始利用內部融資來償還貸款或贖回已發行的債券，使得外部資金來源在總資金來源中的比重不斷下降。
在外部融資方式中，日本企業在逐漸減少貸款利用的同時，加強了在資本市場上的股票融資。
我國企業的內部融資額占全部融資額的比例為20%左右。在外部融資中銀行貸款占了90%以上的比例。而在直接融資中，通過企業債券籌集到的資金從2001年開始才由0.5%左右增加到1%左右，通過發行股票籌集到的資金除1997年和2000年外都不到10%。另外，直接融資中股權融資的比例高于債券融資的比例。
二、中日企業融資模式存在差異的原因分析
1． 企業制度的差異
在日本的企業制度下，企業受股東尤其是法人股東的控制，股東的利益直接影響企業融資結構的安排，因此，日本企業融資選擇的順序一般是內部融資、債券融資、股票融資。內部融資在日本企業的融資結構中占絕大部分比重。
在我國，內部融資面臨著較高的交易成本，并且這一成本具有很強的隱蔽性，不易為人們所認識。首先，在經濟效益既定的條件下，企業增加內部融資會減少政府稅收，削弱政府權力，導致政府放權的制度創新供應不足；其次，企業要想在現有內部融資水平上進一步提高內部融資的比重，就必須改變企業的收益分配結構，這必然會引起相關利益者的利益沖突，形成制度創新成本。再加上我國企業的盈利能力和自我積累能力較弱，內部資金匱乏，導致企業的融資方式以外部融資為主。
2． 治理結構的差異
日本企業的治理結構是一種“主銀行制的治理結構”，法人股東是明確的，其持股就有較強的穩定性，而且是互相持股，即不同的企業之間、企業和金融機構之間互相持有對方的股份，若干個相互持股的企業形成一個相互支持、相互依賴的企業集團。銀行是集團的中心，它既是企業最大的股東也是企業最大的債權人，通過持股、貸款合約等來控制和監督企業。這種法人相互持股和主銀行制對日本企業的治理結構及其運作效率產生了積極的作用，主要表現在削弱了經理人員的機會主義行為，促使其更加注重企業的長遠發展，因此可極大地降低股票融資的成本。
與日本企業相似，我國企業的股權也比較集中，但治理結構并不完善。由于絕大多數企業的最大股東是國家，國有股占著控股地位。但國家不是“自然所有者”，即所有者缺位，無法對企業實行有效的監督和控制。而個人股東雖有追求利益最大化的動機和對經營者行為進行監督的動力，但由于股東人數眾多且十分分散，就采取“搭便車”行為，導致股東控制權的殘缺，對企業經營者的約束機制極不健全。所有者缺位也引起較嚴重的“內部人”控制問題。同時，我國的證券市場還不完善，股價不能反映公司的價值，企業并購機制由于國有股的主導地位而難以有效發揮，因此市場上對上市公司經營者的約束力較小。在這種情況下，企業經營者利用股票籌資既不受監督和約束，又沒有還本付息的壓力，因而成為企業比較偏愛的融資方式。
3．債券市場發展的差異
20世紀80年代，隨著日本政府對金融市場管制的放松，日本證券市場特別是債券市場得到了較快的發展。1980年日本企業在國內外市場共發行企業債券（包括普通債券和可轉換債券）220只，籌集資金1 007 729億日元，而在1997年，在國內外市場發行的企業債券增至623只，籌集資金達到11 000 637億日元。但也應該看到，由于日本長期經濟的不景氣使得企業固定資產投資下降，企業對資金需求的減少也影響了企業債券市場的發展。
我國的情況卻是完全相反。在股票市場發展初期，企業債券的余額曾超過股票市值，但隨著股票市場的迅速發展，企業債券市場明顯落后。1992年企業債券余額與股票市值的比為78.43%，到2003年底企業債券余額只占股票總市值的3.99%；同時，1992年企業債券余額與全部債券的比為32.12%，到2003年底企業債券余額只占全部債券余額的4.68%。而且，1998年至2001年間我國企業僅發行了95只企業債券（包括普通債券和可轉換債券）。由于我國對企業債券的發行主體和發行額有嚴格的限制，使得債券融資很難成為企業自主選擇的一種融資方式。
三、構建我國企業的融資模式
從上述兩種融資模式的比較分析中可以看出，它實際上也是兩種不同的融資結構與企業治理的選擇。借鑒日本的做法，并結合我國的實際情況，構建我國企業融資模式應做好以下幾方面的工作。
1． 建立和完善企業內部融資機制
我國企業特別是國有企業自我積累能力嚴重弱化，內部融資相當匱乏。要改變這種狀況，完善企業的內部融資機制，一是要確立法人財產權，明確界定國家和其他投資者向企業投資形成的財產最終所有權與法人財產權的邊界；二是要規范企業的融資行為，強化企業的內部積累，通過明晰的產權制度，加強對經濟活動當事人行為進行約束，以便在一定程度上克服經營者道德風險行為的發生；三是要建立和規范企業內部資金補償制度，主要包括完善所得稅政策、健全企業資本金制度、完善企業的折舊制度以及放松對信用領域壟斷的限制，適當鼓勵一些有條件的企業創辦附屬金融組織。
2． 大力發展資本市場
我國企業的資產負債率偏高是體制現象。因此緩解企業資金困境的基本出路應是大力發展資本市場，充分利用資本市場機制促進社會閑散資金轉向資本性資金，其中的一項重要工作，就是按照效率原則不斷調整與完善企業在資本市場的融資結構。應處理好以下兩方面的關系：（1）間接融資與直接融資結構。就目前的情況來看，我國企業融資方式的轉變應是一個漸進的過程，絕非一蹴而就。由于我國資本市場的發展尚不完善，直接融資尚不能滿足資金的需要，在一段時間內，我國企業的融資格局仍將以間接融資為主，但這絕不是傳統體制下間接融資格局的繼續，而是通過體制改革，使銀行和企業真正成為“產權明晰、責權分明、政企分開、管理科學”的獨立實體，真正按照市場需要供應和籌措資金，合理有效地配置資金。在不斷完善間接融資機制的同時，應大力發展直接融資，隨著經濟主體可運用資金的增加及參與投資要求的提高，直接融資比重會相應提高，這是金融發展的客觀要求。（2）股票融資與債券融資結構。針對我國股票、債券市場發展不平衡的現狀，除了進一步規范和發展股票市場外，更重要的是發展企業債券市場，可通過放寬企業發行債券的條件、放寬利率管制、放寬資金用途限制、建立企業債券信托制度、完善證券交易基礎設施和市場等措施來實現。
3． 隨著企業資金來源渠道與方式的變遷，法人治理結構與治理機制也應發生變化
關于我國企業治理模式的選擇，存在不同的觀點，但我們應借鑒日本的企業治理模式。這是因為我國企業融資仍然以間接融資方式為主，發揮銀行對企業的監控和治理作用，仍有一定的歷史淵源和現實要求。但是借鑒日本企業治理模式并不是完全模仿，而應結合我國的實際加以修正。隨著企業直接融資比重的提高，發揮市場機制對企業治理的作用將是一個市場發展的自然選擇過程?；蛘哒f，我國企業融資結構的調整與治理結構的選擇會隨著融資方式從以銀行主導型到市場多元化發展的過程中，從銀行監督與治理向市場治理方向發展。
主要參考文獻
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公司債券融資風險轉換論文范文第2篇
摘 要：為更好地分析金融發展與經濟增長的因果關系，探討金融發展促進經濟增長的微觀機理，運用2004—2010年41家中國農業上市公司的數據，選取287個公司年有效數據，采用動態系統GMM估計方法，研究金融發展對微觀企業融資約束的影響，進而分析對農業上市公司投資的影響。結果顯示：中國農業上市公司普遍存在融資約束問題，金融發展水平的提高有利于減少企業對內部現金流的依賴，緩解企業的融資約束，減輕企業的融資壓力，進而促進公司投資行為，推動經濟發展。這一結論不僅為中國金融發展促進經濟增長的微觀機理提供了經驗支持，也對宏觀金融發展與微觀企業投資之間的關系進行了更深入的挖掘。
關鍵詞：金融發展；融資約束；農業上市公司；公司投資
一、引言
金融發展能否促進經濟增長，有些學者認為金融發展不是經濟增長的原因，對經濟增長的促進作用非常有限，甚至是可以忽略的[1][2]，但有些學者強調金融發展對促進經濟增長有積極作用[3][4]。從宏觀角度研究金融發展與經濟增長的關系仍未得出確定的結論，金融發展與經濟增長可能共同被一個遺漏的變量影響，因此確定金融發展與經濟增長之間因果關系的更為有效的辦法是研究金融發展促進經濟增長的微觀機理[5]，從微觀角度，研究金融發展對微觀經濟實體各個企業投資的影響。
20世紀末期至21世紀初期，開始出現利用公司層面的微觀數據，研究金融發展與經濟增長的微觀機制。一個較為復雜的研究主題是金融發展是否有利于緩解公司融資約束，提高外部融資能力，促進公司投資支出水平進而促進總體經濟增長。
大多數的研究是基于跨國數據研究金融發展對一國依賴外部融資的行業成長性的影響，結果表明在金融市場比較發達的國家里，金融發展能降低企業的外部融資成本，從而促進企業更好地成長[6]。Love（2003） 利用36個國家的跨國數據實證研究發現，金融發展能夠提高公司外部融資能力，降低公司投資對內部現金流的依賴程度，且這種作用對金融發展水平較低的國家的融資對公司的約束尤為顯著。Islam and Mozumdar（2007） 利用31個國家1987-1997 年的跨國數據對金融發展與內部資金流的作用進行研究發現，金融發展與投資現金流敏感性存在顯著的負相關關系。最近幾年，一些研究開始轉入對發展中國家的研究，大多數研究認為金融發展能夠降低企業對內部現金流的依賴，緩解外部融資約束程度[7][8][9]。
國內也開始對其進行研究，李斌和江偉（2006）從金融發展與融資約束、企業增長、企業規模的角度研究金融發展對上市公司融資約束進而對公司成長的影響，認為金融發展與融資約束負相關，與企業成長與企業規模正相關[10]。饒華春（2009）利用2003-2007年中國上市公司的數據，采用動態面板GMM估計方法，研究中國金融發展對企業融資約束的影響認為：中國上市公司普遍存在融資約束，民營上市公司較國有上市公司更為嚴重，金融發展有助于降低企業的融資約束水平，民營上市公司的融資約束較國有上市公司得到更加明顯的緩解；金融中介的發展在緩解企業融資約束中的作用遠比股票市場發展的作用大[11]。沈紅波等（2010）對2001—2006年中國制造業上市公司進行研究認為，我國上市公司投資和現金流高度敏感，存在著明顯的融資約束現象；金融發展顯著地緩解了企業的融資約束，金融發展程度比較高的地區上市公司融資約束顯著低于金融發展較弱的地區；國有上市公司受到的融資約束比民營上市公司小，但隨著金融發展水平的提高，民營上市公司的融資約束較國有上市公司得到更加明顯的緩解[12]。況學文（2011）利用我國上市公司財務數據和各地區金融發展指數，從投資-現金流敏感性的視角，實證考察金融發展和市場化進程對公司外部融資約束的緩解效應發現，金融發展和市場化程度能夠顯著降低融資約束公司的投資-現金流敏感性，緩解其外部融資約束程度[13]。
大量研究表明，同發達國家相比較，發展中國家面臨更為嚴重的外部融資約束，而中國作為發展中國家的代表，金融市場正處于一個從不成熟向成熟的轉變過程，從不發達向發達的發展過程，金融發展對公司融資約束的影響更為重要，然而目前研究金融發展對公司外部融資約束的影響主要集中于西方較為發達的國家，而對發展中國家的關注相對較少，對中國的關注更少。大多數的研究都是以全部上市公司或者是制造業上市公司為研究對象，而對發展相對弱勢的農業上市公司關注較少?；谶@種考慮，本文利用中國農業上市公司2004—2010年的數據，選取287個公司年有效數據，從公司投資-現金流敏感性的視角，實證考察金融發展對農業上市公司融資約束的影響，進而對公司投資的影響，為金融發展與經濟增長的微觀機理提供經驗支持。
二、理論分析與研究設計
（一）理論分析
資本市場的不完美，使得外部融資成本高于內部融資成本，企業的外部融資行為將受到約束。由于信息不對稱等問題的存在，使得交易成本、信息成本產生，提高了企業的融資成本，企業的投資一定程度上依賴內部現金流。 內部和外部融資成本差異越大，融資約束的效應越強，企業的投資對現金流的依賴性就越明顯，企業的投資和現金流之間的相關性越強。
金融發展通過金融資源擴大、產品增多等方式，為投資者提供大量流動性強、安全性高、收益穩定的金融工具，減少交易成本，進而擴大企業的融資渠道，金融中介機構在金融發展中產生規模效應，通過貸款的分散化等途徑降低信用風險，提高了儲蓄-投資的轉化效率；金融發展有助于有效降低或者克服金融市場存在的信息不對稱問題，通過對投資企業和項目進行評估，甄別好的投資項目，為有成長性的企業提供資金，促進企業投資和技術創新，減少信貸分配的扭曲，改善信貸分配的效率，提高資金的分配效率。
基于以上的理論分析，提出以下的研究假設：
金融發展有利于降低投資對內部現金流的依賴，緩解了融資約束，減輕企業的融資壓力，進而促進中國農業上市公司投資。
（二）變量選取
在研究融資約束的文獻中，對不可觀察的融資約束指標的度量是分析融資約束的一個重點也是一個難點，Fazzari，Hubbard and Petersen（FHP，1988） 將投資對現金流的敏感性作為資本市場上融資約束所導致的投資不足的證據。以后較多的文獻也采用現金流和投資行為的關系來衡量融資約束對公司投資的影響得到了與FHP（1988）類似的結論[14][15]。 企業的融資約束與內部現金流存在著密不可分的關系，融資約束的效應越強，企業的投資對現金的依賴性越強，本文融資約束指標選取時，仍采用這一方法。
關于金融發展指標的選取，Goldsmith（1969）提出金融相關率的概念，來衡量金融發展的程度，采用全部金融資產與全部實物資產比。 King and Levine（1993）利用三個指標：一是反映金融系統的相對規模的金融中介的流動負債，采用廣義貨幣M3 或M2占GDP的百分比來衡量；二是反映金融系統的結構和風險控制能力的商業銀行和中央銀行在總的信用余額中所占的相對份額；三是反映金融系統的效率的銀行系統向私人和公共系統的信貸數量。Murinde， V. （1994）運用信貸、股票市場、債券市場發展指標來綜合衡量金融市場發展的水平。Odedokun，M. O. （ 1996）運用貨幣存量對GDP比率（M2/GDP） 來衡量銀行體系對帳單的負債方對經濟增長的效率（資金來源的效率），并且運用信貸存量對GDP比率來衡量銀行體系對帳單的資產方對經濟增長的效率（資金運用的效率）作為金融發展的指標。溫濤等（2005）運用貨幣存量占GDP的比率、信貸存量占GDP的比率、股票和證券的市值占GDP的比率衡量中國金融發展水平。綜合相關研究與中國金融發展的實際情況，本文采取了貨幣化程度（M2/GDP）、信貸存量對GDP 比率（金融機構信貸比率），以及股票市值與GDP的比率 （經濟證券化比率）作為衡量中國金融發展水平的指標，分別用FM、FI 和FS 表示。
（三）模型選擇
研究融資約束對公司投資的模型中，歐拉方程投資模型是發展較為成熟的一種模型，由Abel（1980）最早提出，描述公司最優的投資行為，Bond and Meghir（1994）對其模型進一步改進，提出基于價值最大化，資本存量取決于前期資本量、折舊以及投資的歐拉方程模型，這一模型避免了托賓Q值的計算，同時控制未來預期收益對投資支出的影響，在文獻中被大量應用[16]。Laeven（2003）把利潤方程和成本調整函數引入該模型[17]，最終得到如下模型：
企業投資與現金流之間的敏感度不一定表示由信息不對稱導致的融資約束問題，而可能表示由代理問題導致的企業過度投資問題。為了確定企業投資與現金流之間的敏感度到底是表示融資約束問題還是過度投資問題，采用以現金流比率（IF ） 和無形資產投資與固定資產投資的比重（XG）的交乘項進行區分。由于企業的無形資產投資相對固定資產投資來說更容易產生信息不對稱問題，而固定資產投資相對無形資產投資來說更容易產生過度投資問題 （Hubbard，1997），因此如果現金流比率（IF ） 和無形資產投資與固定資產投資的比重（XG）的交乘項的系數為正值且顯著，則意味著企業投資與現金流之間的敏感度表示融資約束問題，而如果現金流比率（IF）和無形資產投資與固定資產投資的比重（XG）的交乘項的系數為負值且顯著，則意味著企業投資與現金流之間的敏感度表示過度投資問題。模型轉化為：
IK表示為固定資產凈額、在建工程凈額和無形資產凈額之和與總資產的比率，反映公司的投資支出水平；IF表示為經營性現金流量凈額與總資產的比率，表現為現金流比率，衡量融資約束的指標；YK表示銷售收入即主營業務收入與總資產的比率，反映企業的經營狀況； XG為無形資產凈額與固定資產凈額之比，反映企業投資與現金流之間的敏感度是否是過度投資問題引起。 FM為貨幣化程度、FI為金融機構信貸比、FS為經濟證券化率，用來衡量金融發展水平。
當β’4顯著為正值，說明企業的投資與現金流的敏感度表示為融資約束問題，融資約束的大小主要體現在β4的系數上，假如β4顯著為正，說明企業投資與內部現金流為顯著正相關關系，企業的投資依賴于內部現金流，企業受到了外部融資約束的影響。β5、β6、β7分別用來衡量貨幣化程度、金融機構信貸比以及經濟證券化率對融資約束的影響，如果β5、β6、β7顯著為負，則說明金融發展有利于減少企業投資對內部現金流的依賴，能夠緩解企業的融資約束。
三、實證分析與討論
（一）樣本選擇
本文選擇中國農業上市公司2004—2010年的數據作為樣本對公司投資行為進行研究，主要是基于以下幾點：大多數的研究采取跨國數據，對發達國家的金融發展與公司融資約束進行研究，或者是以全部上市公司，或者是制造業上市公司為樣本進行研究，而對數量相對較少的中國農業上市公司關注較少；而農業上市公司作為農業經濟發展的重要投資者，對農業經濟發展具有舉足輕重的作用，對農業科技進步、產業結構升級以及農村經濟發展都具有重要的促進作用。由于中國農業上市公司數量相對較少，大多數的農業上市公司是在2000年之后上市，因此數據選擇在2004—2010年。
依據中國證監會制定頒布的《上市公司行業分類指引》，將農業類上市公司定義為廣義范疇，包括農林牧漁業，并選取2004—2010年上交所與深交所全部 A股農業類上市公司為研究對象，由于農業類上市公司樣本數目過少，本文選取了7年的數據，盡可能保證檢驗結果的可靠性。同時對初始樣本進行了篩選，剔除2004年之后上市的公司、ST異常的上市企業以及部分會計數據缺失的上市公司，經過處理篩選，最終選定中國農業上市公司41家作為樣本。
（二）描述性統計分析
有關金融發展的貨幣化程度、金融機構信貸比率、經濟證券化率的數據來源于2005—2011年的《中國統計年鑒》和《中國金融年鑒》，其他數據來源于深圳國泰安信息技術有限公司（GTA）的中國股票市場財務研究數據庫（CSMAR）。
因變量公司投資支出（I/K）的均值0.44略大于中位數0.42，說明大部分公司的投資支出分布在0.42之上，并且最大值1.09與最小值0.12之間的振幅較大，標準差為0.18，說明公司投資存在著多樣性、差異性，不確定性；現金流比率（IF）的均值與中位數較為接近，但最大值與最小值之間的變化較大，標準差較大，說明融資約束存在著較大的差距及波動性；銷售收入總資產比率（S/K）的均值均大于中位數，且最大值與最小值之間的差距較大，說明公司的銷售收入變化較大；對于金融發展變量，FM、FI、FS的均值均大于中位數，貨幣化程度FM、金融機構信貸比FI的標準差較小，而經濟證券化比率的波動性較大。
（三）金融發展、融資約束與公司投資的實證分析
為檢驗金融發展是否能夠減輕公司的融資約束，進而影響公司投資，運用面板數據分析和系統GMM估計方法。
模型中因含有因變量的滯后項作為解釋變量，導致解釋變量具有內生性問題，應用面板數據的固定效應或者隨機效應對模型進行估計，得到的參數估計值將是一個有偏的、非一致的估計量。為準確估計模型，本文將采用系統GMM（Arellano and Bond，1991）方法進行檢驗，其一般形式如下：
yit=αyit-1+βxit+εit （水平方程）
Δyit=αΔyit-1+βΔxit+Δεit（差分方程）
用因變量的滯后水平值作為一階差分方程的工具變量，因變量的滯后差分作為水平方程的工具變量，差分動態GMM僅估計差分方程，存在較大的有限樣本偏誤和相對較低的估計精度。系統GMM在差分動態GMM的基礎上，引入水平方程，極大改善了差分動態GMM的估計效果（Blundell，2000；Roodman，2006）。
運用系統GMM，對模型結果估計結果。
從表2能夠看出：在模型1、模型2、模型3中現金流和無形資產投資與固定資產投資的比重交叉項的系數β’4為正值，并且在5%的顯著水平上顯著，β4的系數為正值，說明企業的投資與現金流之間的敏感性不是由過度投資問題引起，而是由融資約束所引起。模型1、模型2中IFt-1的系數顯著為正值，但模型3中IFt-1的系數為0.04，遠小于模型1、2的系數，說明金融發展的三個指標對現金流的影響程度不同。模型1’ 中IFt-1前的系數β4在5%的顯著水平上顯著為正，與模型1中的系數變化不是很大，貨幣化程度發展的條件下，企業仍然存在融資約束現象，現金流與企業的投資存在正相關關系。模型2’ 中IFt-1前的系數在10%的顯著水平上顯著為正值，與模型2中的系數相比變化更小，受金融機構信貸比影響的條件下，現金流與企業的投資存在正相關關系。模型3’中IFt-1前的系數在1%的顯著水平上顯著為正值，但在模型3中的系數為正值但不顯著，經濟證券化率對現金流的影響相比貨幣化程度、金融機構信貸比要低?？梢缘贸?，中國農業上市公司普遍存在融資約束，并且公司投資的大小與現金流的多少存在正相關關系，投資對內部現金流具有依賴性。
金融發展對融資約束的影響，從模型1’中能夠看出，貨幣化程度與融資約束的交叉項系數β5小于零，并且在5%的顯著水平上顯著，因此貨幣化程度在一定程度上能夠緩解公司的融資約束。金融機構信貸比與融資約束的交叉項系數β6小于零，并且在10%的顯著水平上顯著，金融機構信貸比一定程度上也緩解了公司的融資約束。經濟證券化率與融資約束的交叉項系數β7小于零，但不顯著，經濟證券化率對公司融資約束的影響不大，β5、β6、β7相比，β5、β6的值遠大于的值β7的值。因此，貨幣化程度、金融機構的信貸比、經濟證券化率有利于減輕企業的融資約束問題，貨幣化程度和金融機構的信貸比在緩解融資約束中的作用大于經濟證券化率。整體看，金融發展緩解了農業上市公司對企業內部現金流的依賴，減輕了融資約束問題，促進了公司投資。
四、結論與政策含義
本文以2004—2010年中國農業上市公司為研究對象，采用面板數據和系統GMM估計方法，探討宏觀金融發展對微觀企業融資約束的影響，進而對公司投資的影響，為金融發展與經濟增長的微觀機理提供經驗支持。本文的實證研究得出以下結論：
中國農業上市公司普遍存在著融資約束現象，只是融資約束的程度有所不同，公司的投資受內部現金流的影響較大，投資與內部現金流之間存在顯著正相關關系，投資對內部現金流的依賴越強，所受融資約束越大。但由于內外部融資成本的差別，使得農業上市公司更加愿意依賴內部現金流。
金融發展有利于緩解企業的融資約束程度，貨幣化程度和金融機構的信貸比對農業上市公司融資約束的影響較為顯著，經濟證券化率的影響較小，金融發展水平的提高通過減少企業投資對內部現金流的依賴，為企業提供更多的資金支持，通過減少投融資雙方的信息成本、交易成本，使企業能夠更好地把握投資機會擴大再生產，進而改變企業的融資狀況，促使企業投資的改變，進而促進宏觀經濟增長。
上述結論具有豐富的政策意義：
金融市場的發展在一定程度上能夠降低信息不對稱和道德風險問題，降低企業的融資成本，能夠減輕企業融資難的問題，而不發達的金融市場更容易存在融資約束的問題。我國屬于經濟轉型期的國家，金融市場體系不夠發達，農業上市公司的融資約束問題普遍存在，融資需求與供給之間的矛盾影響到企業的投資行為。資本市場發展減輕企業外部融資的難度，可以通過建立多層次資本市場，進一步深化金融機構的改革，推進金融機構的市場化發展，改善金融體系的內部構成以滿足經濟的增長。
現金流能夠有效緩解內部融資約束，農業上市公司更愿意依靠提高自身的盈利能力，減少對外部融資的依賴，增加內部融資。內部融資不能滿足資金需要時，不得不依賴外部融資，由于外部融資的成本高于內部融資的成本，從而影響公司的投資行為。金融發展在一定程度上能夠減輕公司的融資約束，應加大對農業上市公司的資金支持力度，使金融資源不斷豐富，金融結構不斷優化；要建立現代銀行制度，提高信息質量，降低信息的不對稱性，使農業上市公司能夠滿足資金的需求，讓資金更好地按照效率分配，提高社會的經濟效益；同時還要提高企業的管理者的素質，完善上市公司的治理結構，提高證券監管部門的監管力度，避免企業獲得大量資金而產生過度投資問題，導致代理沖突。在我國特殊的轉軌經濟背景和投融資體制下，應減弱農業上市公司的融資約束，增強企業的投資信心以穩定市場預期，使其更好更快地促進經濟發展。
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責任編輯：吳錦丹
公司債券融資風險轉換論文范文第3篇
【摘要】以2009～2017年A股上市公司的并購事件為樣本，檢驗風險投資（VC）持股對企業并購績效的影響。結果發現：風險投資會降低企業的并購績效;相比于無風險投資持股的企業，主板上市公司并購績效顯著降低，創業板上市公司并購績效變化不顯著。進一步研究發現，風險投資機構的聯合投資會強化風險投資對并購績效的負向影響，而風險投資持股比例對風險投資與并購績效的關系具有顯著影響。研究結論對于監管部門完善我國風險投資行業以及并購重組政策具有一定的借鑒意義，可為投資者對上市公司的價值分析提供啟示。
【關鍵詞】風險投資;聯合投資;兼并收購;并購績效;調節效應
一、引言
并購被認為是企業尋求發展的重要方式，有助于企業實現橫向發展與協同效應，取得較高的收益，相對于漫長而不穩定的內部擴張過程，企業兼并收購逐漸成為其實現擴張的首要選擇[1]。高收益通常伴隨著高風險，對于企業并購績效的影響因素，現有研究主要從收購方經濟特征、并購交易活動特征等方面進行討論，發現公司行業屬性[2]、股權結構[3]、并購支付方式[4]、并購類型[5]、企業文化[1]和企業規模[6]等因素對并購績效有顯著影響。然而，目前鮮有文獻從風險投資角度對企業并購績效展開研究。
風險投資（VentureCapital，VC）作為企業的一種重要融資方式，近年來一直受到實務界和學術界的廣泛關注。風險投資通過對具有創新性、高風險性的高新技術企業提供股權融資，緩解企業融資壓力，為企業提供資金支持[7，8]。同時，企業上市后仍然可以利用風險投資機構的監督職能、聲譽資源和融資關系網絡來解決代理問題和信息不對稱問題，進而促進企業投融資行為的規范化和理性化，在提高IPO定價效率、提高投融資效率、加大企業研發創新力度方面發揮重要推進作用[9-11]。然而，由于存在雙重代理問題，風險投資委托人不會僅僅關注為企業提供增值服務。賈寧、李丹[12]發現我國的風險投資行業存在急功近利的傾向，容易產生雙邊道德風險問題。既然風險投資的參與對企業經營能夠產生重要影響，而并購又是公司經營的重大戰略決策與投資決策，那么風險投資是否會影響到企業并購績效？本文選取2009～2017年我國A股上市公司的并購事件作為研究樣本，分別檢驗了風險投資對主板上市公司和創業板上市公司并購績效的影響，并考察了風險投資參與程度的調節效應。本文的研究結論豐富了并購績效影響因素方面的文獻，為改革企業管理方式以及投資者、管理層和監管機構評估企業并購行為提供了參考與借鑒。
二、文獻回顧與假設提出
（一）文獻回顧
目前關于企業并購績效影響因素方面的研究，多是從公司特征和并購交易特征兩個方面展開。在公司特征方面，林季紅、劉瑩[2]研究發現，行業因素對于并購績效有一定的影響。在不同的生命周期進行并購，企業并購績效也不盡相同。Cakicieta[6]研究了1983～1992年在美國發生的195起并購事件，發現企業并購績效與并購雙方公司規模差異呈顯著正相關。Shleifer、Vishny[3]認為，股權集中能夠減少代理成本，從而提高公司監督管理水平，提高經營績效;但趙息、陳佳琦[13]以創業板上市公司2011～2012年期間發生的50起具有代表性的并購事件作為樣本，研究發現股權集中度與并購績效負相關。此外，人力資源、企業文化、高管特征對并購績效也具有顯著影響。王艷、闞鑠[1]從企業組織行為等特征量化收購方企業文化強度，通過對我國A股上市公司并購事件的實證檢驗發現長期并購績效與收購方企業文化強度負相關。傅傳銳[14]認為，人力資本與并購績效顯著正相關，且這種影響隨著績效的提高而增強。黃旭等[15]認為，高管團隊平均年齡越小、平均任期越短或團隊規模越大，企業越傾向于采取并購行為;高管團隊女性比例越大，企業越傾向于不采取并購行為。張廣寶、施繼坤[16]依據管理者過度自信和委托代理等基本理論研究發現，具有過度自信管理層的上市公司的并購頻率與管理層貨幣薪酬和在職消費間存在顯著正向關系，過度自信管理層更可能是出于謀取個人私利動機而發起高頻率的并購活動，而頻繁并購后上市公司績效卻呈現下降趨勢。
在并購交易特征方面，Singh[17]按相關與非相關將行業進行分類，認為非相關并購具有較高的績效。Gordon、Yagil[18]通過研究美國1948～1976年的并購事件，認為并購活動中現金支付相比股權支付可以得到更高的超額收益;在并購類型方面，較股權并購而言，資產并購更有利于企業長期績效的實現。馮根福、吳林江[5]采用財務和會計指標進行比較分析，認為混合并購在短期內有一定的并購效益，但從長期來看優勢有限，橫向并購短期效益不明顯，但長期績效穩定上升。
關于風險投資對企業的作用，現有研究多是從風險投資對企業IPO表現、經營績效、創新能力以及公司治理等方面進行討論。Nahata[10]從聲譽效應的角度對企業績效進行了研究，認為風險投資有助于提升企業績效，而風險投資機構的聲譽對其影響更顯著。在公司治理方面，風險投資通過持股，可以在招募和監督公司管理層方面提出建議，對公司內部管理進行協調[19]，并扮演著事前“偵察者”（Scouts）和事后“教練”（Coaches）的角色[20]。風險投資可以發揮管理者與監督者的正向效應，對企業績效的提升有促進與監督作用。在企業表現方面，張學勇、廖理[9]通過對2000～2008年獲得風險投資支持并成功IPO的133個樣本公司進行分析，發現具有外資和混合背景風險投資支持的公司比具有政府背景風險投資支持的公司IPO溢價率更低，股票市場累計異?；貓舐矢?。
風險投資對于企業并不只存在正向作用。陳見麗[11]以我國創業板高新技術企業為樣本，研究發現風險投資未促進高新技術企業的技術創新，并對我國創業板市場的發展與完善提出了建議。趙瑋、溫軍[21]基于2005～2013年間我國戰略性新興產業上市公司微觀數據進行了實證檢驗，發現在風險投資機構介入的第一年時間窗口內，企業績效顯著低于無風投介入的企業;進一步研究表明，風險投資的數量對公司績效有顯著抑制作用。
通過上文可知，目前關于企業并購績效以及風險投資對企業作用的研究已經非常充分，為本文的研究工作奠定了良好的理論基礎。一方面，風險投資作為資金提供者滿足了企業的融資需求，可以增強資本實力，為企業的并購活動提供保障;另一方面，企業由于在財務上對風險資本的過度依賴可能會影響其靈活改變自身戰略發展方向[22]。在已有研究中，一是關于企業并購績效的研究很少考慮風險投資因素;二是關于風險投資作用的研究很少關注對企業并購的效果;三是已有關于風險投資和企業并購的討論很少考慮主板和創業板的差異，以及風險投資參與程度的作用。與以往研究不同，本文從風險投資這一因素出發研究企業并購績效，關注主板市場和創業板市場的差異以及風險投資持股的調節作用。由此，本文從風險投資角度研究企業并購績效，可以為相關領域的研究提供新的學術證據。
（二）假設的提出
現有大部分關于風險投資對企業績效影響的研究尚無一致結論。一方面，當存在風險投資支持時，風險投資的介入將會限制收購方管理層浪費自由現金流量的并購行為，提高投資效率[23]。同時，風險投資通過持股，可以在招募和監督公司管理層方面提出建議;風險投資機構的監督職能、聲譽資源和融資關系網絡能夠解決代理問題和信息不對稱問題[19]。但另一方面，風險投資可能難以發揮對企業的監督與管理作用。我國并購市場和風險投資行業發展尚未成熟，創業投資行業存在急功近利的情況，過度追求短期業績，事后信息不對稱，因而可能產生雙邊道德風險問題[12]。
在A股市場，對于成熟的公司，風險投資的進入可能并不是為了改善資金缺乏問題，而更多的是基于管理層自身的利益或者為追求短期超額收益而進行投機。當存在風險投資支持時，管理層基于提升自身業績的動機，只注重并購價格和追求短期超額收益，忽視了企業基本的價值創造因素以及并購與企業戰略的擬合程度，導致并購績效降低。同時，由于風險投資的技術支持、聲譽資源和融資關系網的存在，管理層傾向于過度自信，這會不利于正確市場時機的選擇，產生對并購績效的“反向強化”效應，導致更嚴重的并購績效下降。綜上，本文提出以下假設：
H1：風險投資對企業并購績效具有負向影響。
不同的風險投資持股比例對于企業經營管理的影響程度不同。有風險投資持股的企業上市后，其經營業績表現優于無風險投資持股的企業[24]。在并購活動中，風險投資股東數量的增多可以實現信息共享、相互監督、相互制約，協調內部管理，降低并購失敗的幾率，提高企業價值增值[19]。然而，也有研究發現企業價值與股東持股呈倒U型增長。Stulz[25]的研究表明，最初股東持股比例增加時，企業價值上升，但是當股東持股比例繼續不斷上升達到一定程度時，企業市場價值呈下降趨勢。因此，隨著風險投資持股的增加，對企業并購績效可能會產生負向效應：一是風險投資持股比例較高可能是風險投資急功近利的表現，從而不利于企業作出理性的投資決策;二是隨著風險投資控制權的增加，企業目標沖突與代理問題加劇，不利于并購后的資源整合與治理。
此外，聯合投資也會影響風險投資對企業經營產生的作用。趙瑋、溫軍[21]整理了2005～2013年間我國戰略性新興產業上市公司微觀數據并進行了實證檢驗，發現風險投資家數變量對企業績效具有顯著抑制作用。聯合投資可能使得風險機構之間出現“搭便車”效應，從而不利于風險投資發揮監督作用。雖然股權集中能夠減少一部分代理成本，從而提高公司監督管理，提升經營績效，但是聯合投資使得小股東存在“搭便車”行為，公司內部監督管理的有效性被破壞，代理成本反而有所上升，同時由于公司經理層存在“內部人”控制，不利于公司績效的提升。綜上，本文提出以下假設：
H2：風險投資持股比例對風險投資與企業并購績效的關系存在顯著影響。
H3：風險投資機構的聯合投資會強化風險投資對企業并購績效的負向影響。
三、研究設計
（一）樣本選擇與數據來源
考慮到2008年金融危機的影響，本文以2009年作為初始區間，選取2009～2017年我國A股上市公司的并購事件作為初始樣本，使用的統計工具為Stata14.0，相關公司的財務數據從國泰安數據庫（CSMAR）和銳思數據庫（RESSET）獲取。并對原始數據進行了以下處理：1剔除ST、?ST上市公司和交易規模小于100萬元的并購事件;2考慮到金融類企業資本結構的特殊性，將樣本中金融類企業的樣本剔除;3若同一企業在一年內發生了多次并購事件，則選取第一起成功的并購事件作為樣本;4為避免資產收購對研究的影響，選擇并購事件標的物為目標公司股權;5剔除數據缺失樣本。
對于收購方企業是否具有風險投資持股，參考現有研究[26]，本文按如下標準界定：首先，若公司前十大股東名稱中含有“風險投資”“創業投資”或“創業資本投資”則判定為具有風險投資持股。其次，對于前十大股東名稱中含有“科技投資”“科技產業投資”“新興產業投資”“信息產業投資”“技術改造投資”“高科技投資”“高新投資”“創新投資”“投資公司”“投資管理有限公司”“資本管理有限公司”等字樣的公司，首先查閱中國技術發展戰略研究院科技投資研究所編制的《中國創業風險投資發展報告2016》中中國創業風險投資機構名錄，若該公司被收錄，則將相應收購公司界定為具有風險投資持股;若未被收錄，則通過網絡搜索其主營業務，若其中含有“風險投資”或“創業投資”，則將相應收購公司界定為具有風險投資持股。最后，將其余股東與《中國創業風險投資發展報告2016》中的風險機構名錄進行核對，以確定是否具有風險投資持股。經過整理，得到3343起并購事件作為研究樣本，其中具有風險投資持股的樣本數為589。
（二）模型設定與變量說明
參考以往研究，本文在控制了企業并購績效的主要影響因素的條件下，使用收購方公司是否具有風險投資持股這一主要解釋變量對企業并購績效進行回歸：
Performance=β0+β1VC_dummy+β2Size+β3Expense+β4Ownership+β5Debt+β6OCF+ε（1）
為了展開進一步檢驗，本文考查風險投資持股與聯合投資兩個變量對企業并購績效的影響，回歸
模型設定如下：
Performance=β0+β1VC_dummy+β2dummy×share+β3dummy×share2+β4Size+β5Expense+β6Ownership+β7Debt+β8OCF+ε（2）
Performance=β0+β1VC_dummy+β2dummy×joint+βSize+βExpense+βOwnership+βDebt+β7OCF+ε（3）
模型因變量為企業并購績效，包括短期并購績效與長期并購績效。在短期績效方面，借鑒陳仕華等[27]的做法，采用累計超額收益率（CAR）衡量，通過市場模型計算，即R=β+βR+ε，其中Ri，t01m，ti，ti，t和Rm，t分別為t日的個股日收益率與市場日收益率。參考事件研究的常用方法，模型估計窗口期選擇并購首次公告日前180個交易日至公告前30個交易日，進而可以通過估計出的模型計算并購首次公告日前后若干交易日的超額收益率。本文以（-1，+1）作為事件窗口計算累計超額收益率。在長期并購績效方面，借鑒已有文獻，通過并購前后一年總資產收益率（ROA）的變化來衡量[23]，即按照并購公告后1年的總資產收益率與并購前1年的總資產收益率差值計算。
主要解釋變量為收購方是否具有風險投資持股（VC_dummy），為虛擬變量，并購當年公司具有風險投資持股則設定為1，不具有風險投資持股則設定為0。變量dummy×share為風險投資與風險投資持股比例變量的交叉項，dummy×share2是風險投資與風險投資持股比例的平方變量的交叉項，dummy×joint是風險投資變量與聯合投資變量的交叉項。風險投資持股比例（VC_share）為前十大股東中風險投資持股比例之和，聯合投資（Joint）通過風險投資股東數來確定，若企業有兩家及以上風險投資機構作為股東，則該變量記為1，反之為0。模型的主要控制變量為企業規模（Size）、交易規模（Expense）、股權集中度（Ownership）、資產負債率（Debt）和現金流量（OCF）。其中：公司規模為并購方企業總資產對數值;交易規模為并購交易金額與公司總資產比值;股權集中度采用收購方第一大股東持股比例表示;現金流量為經營性現金流與公司總資產比值。在回歸分析中本文對行業和年份固定效應進行了控制，變量的具體定義見表1。
四、實證結果與分析
（一）描述性統計
本文將整體樣本劃分為具有風險投資持股和不具有風險投資持股，表2為樣本描述性統計?？梢钥闯?，無論是采用何種區間進行度量，企業短期并購績效CAR差異均不顯著，即有無風險投資持股的企業并購績效不存在顯著差異;而長期并購績效ΔROA分別在5%的水平上顯著，即有無風險投資持股的企業并購績效存在顯著差異。平均而言，具有風險投資持股的企業股權集中程度和資產負債率較低，規模更小。
在具有風險投資持股的子樣本中，風險投資平均持股7.49%，存在風險投資機構聯合投資的企業占子樣本的27.64%，平均風險投資機構數為1.87，同一企業最多有5家風險投資機構聯合投資。
（二）風險投資與企業并購績效
考慮到主板上市公司與創業板上市公司的風險投資在經驗、持股比例、管理效率和動機等方面可能存在差異，本文首先在全體樣本回歸的基礎上，將樣本劃分為主板上市公司和創業板上市公司兩個子樣本進行回歸;其次，在全樣本中加入風險投資變量與風險投資特征的交叉項，進一步檢驗風險投資特征對企業并購績效的影響。
表3為全樣本短期并購績效和長期并購績效的回歸結果?？梢园l現，在控制了其他變量的影響后，風險投資變量顯著為負，并且該效應在短期和長期均存在，這意味著相對于無風險投資持股的企業，風險投資的介入降低了企業的并購績效，由此H1得到驗證。
（三）分樣本的回歸結果
進一步地，本文將全樣本劃分為主板上市（樣本數=2863）和創業板上市（樣本數=480）兩類，以考察風險投資在不同市場的影響差異。表4和表5分別為兩類樣本的短期和長期并購績效回歸結果。結果顯示：風險投資持股對主板市場企業的短期和長期并購績效均具有顯著負向影響，而在創業板市場的作用不顯著。這進一步驗證了H1，說明在全樣本中風險投資對并購績效的負效應主要來自主板市場。對于主板上市企業，股權集中度和現金流量顯著影響長期并購績效?；貧w系數顯示，高股權集中度的企業長期并購績效不佳，而企業穩健的營運能力有助于長期并購價值的實現。對于創業板企業，交易規模對短期并購績效具有顯著影響，長期表現則主要取決于資本結構。
風險投資選擇參與的企業一般處于初創期，資金缺乏，經營管理績效較差，風險投資能夠幫助公司募集資金，提高管理水平。然而風險投資對創業板市場上市公司并購績效并未產生顯著影響，本文認為導致這一現象的原因可能有兩個：一是雖然在創業板上市的企業主要是一些自主創新企業，企業規模較小，風險投資的加入可以在一定程度上提高企業經營效率，但是，創業板企業通常存在過高的業績增長要求，盈余管理的不可持續性可能會導致上市后的業績變臉，企業并購績效不能保持持續增長。二是在創業板上市的企業通常處于初創期或者成長期，公司規模和經營業績一般未達到上市要求，企業通常會通過盈余管理等方式包裝、美化其經營業績，然而多數盈余管理項目都會在以后期間轉回，因此企業上市后業績反而下滑。對于風險投資對主板上市公司并購績效的負向影響，本文認為可能存在以下兩個原因：一是主板上市的大型優秀企業規模較大、基礎較好、市場占有率高，并不缺乏資金支持，因此公司更多的是受到自身的利益驅動，為了獲得較高的投資回報率進行機會主義行為。二是管理層出于提升自身業績的動機，在引入風險投資做出并購決策時，只注重并購價格進行投機而忽視基本的價值創造因素以及并購與企業戰略的擬合度，從而造成主板上市企業的并購績效下降。
（四）風險投資特征的影響
接下來，本文在全樣本的回歸中加入風險投資變量與風險投資特征的交叉項，以檢驗風險投資特征在影響企業并購績效過程中發揮的作用。其中，風險投資平均持股比例為7.49%，聯合投資占比27.64%，回歸結果見表6和表7。
可以發現：在短期并購績效方面，風險投資持股比例的作用不顯著;聯合投資與風險投資變量的交叉項在5%的水平上顯著為負?？紤]到風險投資對并購績效具有負向影響，這意味著聯合投資加強了對短期并購績效的負面效應，由此H3得到驗證。在長期績效方面，聯合投資的影響不明顯，而風險投資持股比例的平方與風險投資變量交叉項的系數顯著為負，這意味著持股比例在風險投資與企業長期并購績效的關系中存在顯著影響。當持股比例較小時，持股比例對風險投資與企業長期并購績效之間的關系具有負向調節作用，即持股比例越高，風險投資對企業長期并購績效的負向效應越弱;而當持股比例較大時，持股比例對風險投資與企業長期并購績效之間的關系具有正向調節作用，即隨著持股比例的增高，風險投資對企業長期并購績效的負向效應增強。風險投資持股比例的調節作用隨著邊際效應為零的臨界點的變化而出現差異性，低于臨界點表現出負調節效應，高于臨界點表現出正調節效應，由此H2得到驗證。
綜上，聯合投資變量（Joint）對企業短期并購績效具有負向影響，這是由于聯合投資中“搭便車”效應和經理層“內部人”的存在，使得公司內部監督管理的有效性被破壞，代理成本增加，同時多個機構之間合謀以及協調成本的存在，不利于公司績效的提高。風險投資持股比例的調節效應可以解釋為不同控制權下風險投資作用與目的的差異：即在持股比例較小時，風險投資參與并影響公司決策的能力有限。隨著控制權的增加，風險投資的監督管理職能得到有效發揮，從而有利于控制并購績效的下降;在控制權較大時，風險投資的逐利行為與公司發生目標沖突，增加了代理成本，一方面不利于公司做出理性的投資決策，另一方面不利于并購后的資源整合與治理。由此，風險投資持股比例的效應在臨界點處出現差異。
五、穩健性檢驗
為了控制內生性和樣本選擇偏誤的影響，本文使用傾向得分匹配（PropensityScoreMatching，PSM）進行穩健性檢驗。具體而言，首先通過Logistic分類回歸估計傾向得分，選擇的協變量為資產負債率（Debt）、現金流量（OCF）、利潤率（PM）、總資產周轉率（TAT）、公司規模（Size）、凈利潤（NP）和利潤總額增長率（GPR）。采用1∶1近鄰匹配方法，對匹配后的樣本重復進行回歸，增強結論的穩健性。
本文對全樣本、主板市場樣本和創業板市場樣本分別進行了匹配。經過PSM1∶1近鄰匹配，得到1071個全樣本匹配公司、790個主板市場匹配公司和281個創業板市場匹配公司，并進行了平衡性檢驗，見表8。
表中顯示t檢驗的相伴概率均大于0.1，表明匹配后的樣本滿足平衡性假設。對匹配后的樣本，本文重復進行了回歸。同時也使用了全樣本的匹配后樣本重復對風險投資特征進行回歸分析。結果發現，匹配后樣本的回歸結果與前文檢驗結果基本一致，由此，可以說明本文得出的結論是穩健的。
六、結論
并購被認為是實現擴張等戰略目標的重要途徑而被各國企業廣泛使用，然而多數并購活動并不能為收購方股東創造價值?，F有研究主要是從公司特征、管理方式和交易特點上分析企業并購績效的影響因素，而風險投資作為一種重要的融資方式，目前還很少被納入這一問題的討論。因此，本文從并購事件中并購方企業是否具有風險投資持股這一角度出發，研究了風險投資持股對企業并購績效的影響。通過對2009～2017年我國A股上市公司并購事件進行實證分析，研究發現：風險投資會降低企業的并購績效;相比于無風險投資持股的企業，主板上市公司并購績效顯著降低，創業板上市公司并購績效變化不明顯;風險投資機構聯合投資會強化風險投資對并購績效的負向影響;風險投資持股比例對風險投資與并購績效的關系具有顯著影響。
為了更有效地發揮風險投資對企業的積極影響，促進企業并購績效的提升，優化升級產業結構，本文提出以下幾點建議：一是健全風險投資相關方面的法律法規建設，完善市場機制，加強對市場準入和退出機制的監管，從而最大程度地消除企業并購時風險投資持股對企業績效的負向作用，更好地發揮風險投資融通資金和監督管理的功能。二是發揮風險投資特征對企業并購績效的作用，正確引導風險投資，適當利用投資主體的多元化，但要把握好合適的尺度，防止聯合投資的不利影響。三是調整并加強對管理層的內部控制和外部監督力度，改進對管理層業績評估的指標與評價方式，使之更加注重并購質量而非在良好的市場時機下盲目地擴大公司規模。由此，本文研究對調整我國企業的管理方式、深入優化并購實踐，以及修訂、制定相關政策具有一定的參考意義，為投資者對企業的價值評估提供一些啟示與借鑒。
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