中國種子期\\初創期風險投資的影響因素

一、 引言

風險投資的規模是反映風險投資績效的重要指標之一。在學術界，常用的代表風險投資規模的變量主要有風險投資金額和投資的項目數量。鑒于數據的可獲得性，我們采用風險投資項目數作為度量風險投資規模的指標，為了深入研究這個問題，將對于風險投資的影響因素，我們從兩個方面來考慮：一方面是促進風險投資發展的政策，包括稅收優惠政策，政府引導基金政策和區域內是否存在產權交易市場。另一方面是影響風險投資發展的環境，包括產業結構、人力資本、開放度、人均GDP。除此之外，我們還考慮了滯后一期的影響因素。數據方面，我們基于1997年~2009年中國27個省（個別省份數據缺失）風險投資企業數量的面板數據進行實證研究。為了克服解釋變量的內生性以及殘差的異方差問題，我們采用System-GMM動態面板估計方法。我們認為，通過對種子期、初創期風險投資規模及其影響因素的研究，不僅有利于深入了解中國風險投資市場的運作機制、風險投資規模的基本特征，而且對中國風險投資機構的發展具有實踐指導意義。

本文第二部分是相關文獻綜述；第三部分介紹計量模型的構建與分析方法；第四部分闡釋了數據來源與實證研究；第五部分進行討論，得出結論。

二、 文獻綜述

學術界對風險投資業發展的研究，始于20世紀70年代。美國經濟學家R. H. Gordon（1974），Jorgenson Proterba（1987），Katharine（1988），Friedman（1989），Gompers Le- rner（1997），Gentry Hubbard（2001）的研究表明稅收計劃對風險投資具有正向調節作用，對新興企業和風險投資行業具有非常重要的影響。Karsai（2004），Clarysse（2009），Cumming Johan（2009），Josh Lerner（2010）認為，政府引導基金對風險投資的發展起到了至關重要的作用。Murry（1994）， Bemard Black，Ronald Joilson（1995）的研究表明：風險資本的供給量與證券市場的發達程度息息相關。Kenneth W.Rind，Gene I.Miller（1980）認為人力資本對風險投資的發展至關重要。Leicht Jenkins（1998），Dubocage Rivaud-Danset（2002），Trajtenberg（2002），Josh Lerner(2010)認為中央和地方政府在促進風險投資方面都可以發揮重要作用。Douglas J.Cumming，Jeffrey G.Maclntosh（2006）在分析的過程中，證明了宏觀經濟因素（證券市場的狀況、實際利率水平、GDP）對風險投資供給和需求有顯著的影響，市場上的風險投資企業寧愿在發達地區被合并，也不愿意投資到偏狹的地區。

風險投資作為一種資本組織形式，屬于生產關系的范疇，是生產力發展到一定階段的產物，其影響因素很多很多。但是，由于環境所限，基于現有的研究基礎，我們認為：風險投資的主要影響因素有：稅收優惠政策、產權交易市場狀況、引導基金政策、人力資本、一國的對外開放度、產業結構、GDP，下文中的實證研究將圍繞這些因素展開。

三、 計量模型的構建與分析方法

1. 計量模型的構建。我們用來解釋中國種子期、初創期風險投資業發展的計量模型使用的是各省級行政區的面板數據。在動態面板System-GMM估計方法中，對應文獻中相關影響因素，我們所關注的解釋中國種子期、初創期風險投資業發展的主要變量包括稅收優惠政策、引導基金政策、產權交易市場，主要目的是從這三個方面研究政府促進風險投資的政策對于種子期、初創期風險投資業發展的影響。在計量模型中，我們還考慮了一些中國種子期、初創期風險投資業發展相關的重要解釋變量，主要有產業結構、人力資本、開放度、人均GDP。

按照空間經濟學的觀點（Krugman，1991；Baldwin Ric-hard etc.，2003），經濟活動存在“自我強化集聚機制”。當投資者計劃進入其不熟悉的地區進行投資時，為了減少不確定性因素，將要花費較高的信息成本，此時的信息溢出至關重要。當前的投資活動帶來的大量信息溢出，現有投資活動產生的大量信息溢出，能從很大程度上減少不確定性，并且降低信息成本（賀燦飛、魏后凱，2001），有利于吸引更多的潛在投資者。因此，本期的風險投資存量會受到上一期風險投資存量的正向的動態影響。另外，風險投資作為一種新興的資本組織形式，是生產力發展到一定階段的產物，會受到各方面因素的影響，有些觀測不到的社會特征（如文化、資源、習慣等）與我們選取的解釋變量相關，我們的模型全面考慮到這些特征的各個方面、界定、與誤差項的相關性。因此，我們建立動態回歸模型：

模型中，VC是第t年省份i的種子期、初創期風險投資數量，VCit-1為其滯后一期項。Xit是一個向量，包含稅收優惠政策、政府引導基金政策、產權交易市場、產業結構、人力資本、開放度和人均GDP一組變量。?琢i是省份的固定效應，作用是控制觀察不到的、不隨時間變化的差異性。?滋t是年份效應，作用是控制各地區相同的國家政策以及宏觀經濟形勢的變化。?著it指的是誤差項，假設其期望值為零，不存在序列相關，不過或許會有異方差。我們的基本假定是滯后一期項VCit-1和解釋變量Xit必須與誤差項?著it的過去、現在和未來值均不相關，這些控制變量在此條件下是嚴格外生變量。但是解釋變量Xit的嚴格外生性并沒有排除其與固定效應?琢i的相關性。為了消除這種相關性，我們用每一個地區i第t期的方程減去第t-1期的方程，得到：

?駐VCit＝?茁?駐VCit-1+?酌?駐Xit+?駐?琢i+?駐?滋t+?駐?著it （2）

我們消除了固定效應?琢i，得到方程（2），但是存在內生性問題 ，因為?駐VCit-1與隨機擾動項相關。如果使用傳統估計方法，一定會產生參數估計的有偏性以及非一致性。Bond(2002)研究證明，當隨機誤差項與被解釋變量滯后項相關時，固定效應OLS估計量將嚴重下偏，動態項的OLS估計量將嚴重上偏，隨機效應GLS估計量也將有偏，而且其他解釋變量也有潛在的內生性。為了解決這些問題，Arellano，Bond（1991），Blundell，Bond（1998）提出了GMM估計方法。

2. 計量模型的分析方法。考慮到解釋變量之間可能存在內生性，需要使用一定的工具變量對回歸過程進行修正。差分廣義矩（Difference-GMM）估計量（Arellano Bond，1991）通過對模型進行差分，并且設定解釋變量差分值的工具變量得出，該方法能夠有效解決殘差的異方差和解釋變量內生性問題，但是會損失一部分樣本信息，另外，當解釋變量在時間上面的連續性比較長時，工具變量的有效性會減弱，會影響估計結果的有效性，小樣本時特別明顯（Blundell Bond，1998）。系統廣義矩（System-GMM）估計（Arellano Bover，1995；Blundell Bond，1998）有效地解決了這一問題，同時利用了差分變化量和水平變化量，增加了工具變量的有效性。而包含工具變量的動態面板GMM方法比包含工具變量的固定效應或隨機效應面板數據估計方法更具有彈性，因此，本文采用System-GMM動態面板估計方法。

四、 數據來源與實證研究

1. 數據來源。綜合考慮各變量數據情況，我們最終將研究的時間跨度定為1997年~2009年，包括27省際面板數據。種子期、初創期風險投資的數據、政府政策（稅收優惠政策、政府引導基金、產權交易市場）方面的數據由清科公司提供。產業結構中第二、三產業產值，人均GDP，以及人力資本中本、專科在校生人數和總人口均來自中經網。進出口總額和FDI數據來自《2011年中國統計年鑒》。

2. System-GMM的估計結果及解釋。在我們的模型中，被解釋變量是種子期、初創期投資項目數，采用計量軟件STATA10.0，我們使用動態面板System-GMM估計方法估計結果下：

（1）滯后一期變量系數為0.057 019 9，通過了1%的顯著性檢驗，表明上一期風險投資的數量對當期會產生顯著的正向影響。其原因很可能在于，投資于不熟悉的地區，將會產生更多的信息成本，相比熟悉的地區，可能要承擔更大的風險，并且由于初次投資積累起來的社會關系網絡，也可以很好地減少再次的投資成本，這可能使得風險投資愿意在初次投資的區域繼續追加投資。

（2）稅收優惠政策沒有通過顯著性檢驗，系數為0.931 180 4，表明目前中國的稅收政策對種子期、初創期風險投資業的發展有促進作用，但是影響不顯著。風險投資業稅收優惠政策的運作機理在于，一是增加預期收益，二是降低成本，利用市場行為主體的逐利動機激勵社會成員參與風險投資，促進風險投資的發展。從實證結果來看，中國目前的稅收優惠政策已經驗證了動作機理，對種子期、初創期風險投資有促進作用。但是，稅收優惠政策對于種子期、初創期的風險投資沒有太大影響，說明中國風險投資業的稅收優惠政策應加大對種子期、初創期的激勵力度。

（3）政府引導基金的系數通過了5%的顯著性檢驗，明政府引導基金對種子期、初創期風險投資具有明顯的影響。不過，政府引導基金的系數是-1.733 065，為負值，與我們事先的推斷相悖，表明中國目前的政府引導基金政策阻礙了種子期、初創期風險投資的發展。產生這種結果，我們認為主要原因很可能是：①中國風險投資引導基金設立時間比較短，對風險投資的促進作用并沒有有效的發揮；②政府的本意是通過引導基金的引導，撬動社會資金流向風險投資企業，但是由于引導基金設立時間短，缺乏管理經驗，某些企業利用其中的漏洞鉆空子，造成資金被私人套用后并沒有投入到風險投資的發展中去。另外，由于這些無意于投資風險投資的企業或個人加入了獲取引導基金支持的競爭，無形中提高了風險投資企業的成本，因此整體上對風險投資業造成了負面影響。

（4）我們選取的變量產權交易市場、產業結構、人力資本、開放度（KFD1、KFD2）、人均GDP均不顯著，表明從中國目前的經濟環境和風險投資的發展現狀來看，產權交易市場、產業結構、人力資本、開放度、人均GDP對風險投資業的發展影響不是很明顯。主要原因可能存在于兩方面：一方面，中國風險投資業處于起步階段，受到社會環境的影響并不大。另一方面，中國社會環境存在著抑制風險投資發展的因素：①文化。中國根深蒂固的中庸之道，求穩定的思想注定中國國民大多數是風險規避型的，這對風險投資的發展非常不利。②國情。中國從1978年至今一直在進行基礎建設，近年來，中國經濟對基礎建設的需求逐漸達到飽合，創新需求才悄然探頭，風險投資的需求，也剛剛產生。③體制。中國長期的封建社會制度對中國國民的意識形態產生了很深刻的影響，特別是集權，中國人所崇尚的是當家作主的理念，喜歡的是“我說了算”的感覺，對于現代企業中的股份制、合伙制從潛意中很排斥。從國際上風險投資的發展史來看，有限合伙制更有利于風險投資的生長、發展。在中國，有限合伙制引進的時間不長，目前還處于逐步被國民認識、接受的階段，要想大力發展，可能還要假以時日。

五、 討論與結論

中國的風險投資業稅收優惠政策開始于2002年，到目前為止，國家級的政策共有8項，沒有專門適用于種子期、初創期風險投資發展的。稅收優惠政策分為直接優惠和間接優惠，直接優惠指的是減稅、免稅、退稅，側重于事后的利益讓渡，間接優惠指的是稅收扣除，加速折舊等，側重于事前優惠。兩者相比，間接優惠對種子期、初創期風險投資的發展更有利，但是中國現行的風險投資業稅收優惠政策偏重于直接優惠，對種子期、初創期風險投資業發展的激勵作用不理想。

政府引導基金政策的設立阻礙了風險投資的發展，違背了建立政府引導基金的初衷。以色列的YOZMA項目是目前國際上政府引導基金較為成功的案例，不過中國和以色列的情況有所不同，以色列是一個小國家，國內資源有限，引進國外資金和人才非常重要，中國則要從自身的特點考慮，借鑒以色列成功之處，建立有效的政府引導基金政策。政府參股或引導風險投資公司時，應根據該公司的投資定位問題制定相關的引導政策。比如對處于種子期、初創期的企業，面臨極大的不確定性，投資者需要承擔更大的風險，商業性資本一般不愿意進入，這就需要政府介入，并且充分引導社會資本進入該領域，發揮政府引導基金的杠桿作用。

參考文獻：

1. 劉生龍，胡鞍鋼.基礎設施的外部性在中國的檢驗：1988-2007.經濟研究，2010，（3）.

2. 帥晶，唐麗.中國產業結構變動對碳排放量的影響分析.中南財經政法大學研究生學報，2011，（2）.

3. 左志剛.政府干預風險投資的有效性：經驗證據及啟示.財經研究，2011，（5）.

4. 邵同堯.風險投資的決定：因素分析與實證檢驗.上海財經大學博士論文，2011.

5. 王松奇等.中國創業投資發展報告2004.北京：經濟管理出版社，2004.

6. 劉志陽，施祖留.政府干預創業投資的經濟學分析.福建論壇（人文社會科學版），2006，（11）.

7. 錢蘋，張幃.我國創業投資的回報率及其影響因素.經濟研究，2007，（5）.

8. 許景婷，許敏.創業風險投資稅收優惠政策研究.財會通訊，2009，（6）.

9. 謝元濤.促進風險投資的稅收優惠政策經濟學分析.山東經濟，2007，（5）.

基金項目：國家自然科學基金資助項目（項目號：呀70903046、71073101），上海市浦江人才計劃（項目號：11PJC 066），上海市哲學社會科學項目（項目號：2009FJB004、2011 BJB008），上海財經大學研究生創新基金項目（項目號：CX JJ-2011-311）階段性成果。

作者簡介：楊大楷，上海財經大學教授、博士生導師；李丹丹，上海財經大學投資系博士生。

收稿日期：2011-12-20。