私募股權基金對創業板公司高管離職影響的路徑分析

何滔 崔毅

(華南理工大學工商管理學院，廣東 廣州 510010)

引言

中國創業板上市公司高級管理人員離職現象已不再是個案。高管的離職產生了很多負面影響，理論界也開始對這種現象開始關注。學者對高管主動離職的研究更多地將高管視為理性的經濟人，采用激勵理論框架來分析高管主動離職的因素和機理，理論分析模型包括期望模型和博弈模型；而實證分析也較多地從影響高管理性選擇的微觀因素出發，研究這些微觀因素與高管離職選擇的相關性(何滔和崔毅，2013)[15]。高管離職的因素有很多，公司特征和高管特征是學者研究的重點。而國內學者除了考察公司特征和高管特征以外，也分析了創業板市場高管主動離職的動機，并指出創業板上市公司高管離職的主要原因是股票價格高估(曹亭求和張光利，2012)[13]。也有學者在更大的樣本基礎上實證了創業板高管離職與估值顯著正相關，同時指出PE基金對創業板公司高管離職有顯著的抑制作用(何滔和崔毅，2013)[15]。

高管的主動離職更多是高管個體的自主選擇行為，采用激勵理論框架能更好的分析高管主動離職的影響因素和機理。抑制高管主動離職的基礎因素包括兩個方面：即公司的真實價值和公司的IPO估值定價。公司價值是綜合公司治理結構、管理水平、公司競爭力、行業吸引力等諸多因素的指標。高管如果認同公司價值，其忠誠度會顯著提高而離職的動機相應減弱。而公司IPO估值則是高管考慮其自身長期利益與短期利益平衡的重要因素。如果公司的相對估值遠高于其真實價值，高管就有強烈的動機選擇離職，并在短期內出售所持股票(根據中國的監管要求，高管離職才能自由地出售股份)，實現其短期經濟利益最大化(曹廷求和張光利，2012)[13]。PE基金對創業板公司高管離職有怎樣的影響，以及影響路徑如何，本文擬對此進行深入探討。

文獻綜述

一、PE基金與上市公司價值

PE基金主要的盈利模式是，通過向被投資企業提供資源和改善內部管理等方式，并幫助公司進行資本市場的首次公開發行(IPO)或者是與產業資本并購等渠道，出售被投資企業的股權而獲得高額收益。PE基金作為股東都積極改善目標公司的治理結構，為目標公司提供增值服務，包括改善經營管理和融資結構，較好的幫助目標公司實現股東利益最大化。

托賓Q值是衡量上市公司價值較好的指標，國外學者利用托賓Q值理論對提高上市公司價值的因素進行了大量研究，而且把重點放在股權結構上，一般研究結論認為內部股東比例與公司價值存在非線性關系，也有學者提出不同的觀點。

有的學者將股權結構設定為第一大股東絕對控股與股權分散兩個極端情況，研究結果表明托賓Q值與股權結構無關(Holderness和Sheehan，1988)[8]。有的學者把內部股東持股比例作為股權結構的重要因素，研究結果發現，內部股東持股比例在不同的區間范圍內，持股比例變化與托賓Q值的變化有不同的增減趨勢(Morck、Shleife和Vishny，1988)[11]。有的學者在實證研究中把內部股東持股比例劃定為不同的區間，得出了公司價值與股權結構具有倒U型非線性關系的結論(McConnell和Servaes，1990；Myeong-Hyeon Cho，1998)[10][5]。還有學者認為，股權結構并不顯著地影響公司價值，股權結構的安排是競爭性選擇的結果，并在權衡各種利弊后達到均衡狀態(Demsetz，1983)[6]。

國內學者在研究企業股權結構與上市公司價值的關系時，同樣應用托賓Q值理論來表征上市公司價值；而在定義股權結構時，根據中國不同歷史時期上市公司不同的股權特點，重點考察了大股東、國有股、法人股、流通股等的持股比例等，并獲得了有關股權結構和公司價值的關系的一些結論。有的學者把研究股權結構的視角放在了大股東持股比例上，實證發現第一大股東持股比例在小于50%的區間內，托賓Q值會隨著大股東持股比例提高而上升，如果持股比例超過50%后，托賓Q值顯現下降趨勢。所以，股權結構過于集中，不利于公司持續發展；投資主體多元化有利于公司托賓Q值的提升(孫永祥和黃祖輝，1999)[17]。有學者對1998年385家上市公司進行了實證分析，回歸結果發現前五大股東持股比例、法人股比例能夠顯著的提高托賓Q值，而國家股比例、社會公眾股比例對公司價值影響不顯著(張紅軍，2000)[20]。

近期，也有國內學者將私募股權基金納入了研究范圍，證實了PE基金對公司價值創造的積極作用。朱靜(2011)[21]實證研究發現，在控制公司規模和財務杠桿度后，PE基金股東有利于公司價值創造；企業規模與公司價值的負相關關系不顯著；財務杠桿度和公司價值正相關關系顯著，表明債權治理效應在中小上市公司中價值創造作用明顯。張斌等(2013)[19]以創業板上市公司作為研究樣本進行實證分析，發現PE基金并沒有顯著的提高公司價值，原因之一在于創業板市場的不成熟限制了PE基金對企業價值創造的體現。目前中國的PE投資行業尚處于起步發展階段，需要從行業發展的普遍規律與市場環境相結合的角度探索中國PE行業的發展路徑。

二、PE基金與公司IPO

學者在研究PE基金對被投資公司的IPO影響中，研究重點放在公司IPO的估值(股票價格)和估值的走勢(股票的收益)兩個方面。

一些學者將信息不對稱理論用于擬上市公司IPO定價過程，由于擬上市公司股東、高管等內部人員是企業真實信息的第一掌握人，其有動機隱藏公司的負面信息，而有選擇性的披露公司的正面信息，這樣做能抬高發行價格而減少對現有股權的稀釋(Allen和Faulhaber，1989；Grinblatt和Huang，1989；Welch，1989)[1][7][12]。有學者提出了第三方認證理論，認為擬上市公司IPO定價的信息不對稱問題可以引入第三方進行認證而獲得解決(Booth和Smith，1986)[4]。一些學者的研究表明，PE基金能夠為被投資企業提供增值服務，而且在被投資企業的IPO過程中發揮了顯著的認證功能，有效緩解了投資人與內部人的信息不對稱問題(Lerner，1994)[9]。也就是說，PE基金為了穩定被投資企業的估值和估值預期，以便在限售期后能執行出售股權的策略，其會降低持股企業IPO過程中的信息不對稱，對上市公司估值泡沫起到一定的抑制作用。有學者認為，由于PE基金需要反復地將被投資的企業進行IPO，以出售股權實現退出，為了提高PE基金自身的知名度，也為了提升下一次將被投資企業進行IPO時的信譽，他們都看重自己已投企業的IPO表現(Barry et al.,1990)[3]。有學者以巴西股票市場的上市公司為基礎樣本，研究發現PE基金能夠顯著提高上市公司IPO后一年期累積超額收益率(Minardi et al.，2012)[2]。但也有學者指出，PE股東對IPO的影響扭曲了企業的成長性和IPO定價(黃新炎，2011)[16]。

研究設計

一、高管離職與PE基金

高管的主動離職更多是高管個體的自主選擇行為，采用激勵理論框架能更好的分析高管主動離職的影響因素和機理。抑制高管主動離職的基礎因素包括兩個方面：即公司的真實價值和公司的相對估值。公司價值是綜合了公司治理結構、管理水平、公司競爭力、行業吸引力等諸多因素的指標。高管如果認同了公司價值，其忠誠度會顯著提高而離職的動機相應減弱。而公司估值則是高管考慮其自身的長期利益和短期利益平衡的重要因素。如果公司的相對估值遠遠高于其真實價值，高管就有強烈的動機選擇離職，并在短期內出售所持股票(中國監管要求高管離職后才能自由出售股權)，實現其短期經濟利益最大化(曹廷求和張光利，2012)[13]。

何滔和崔毅(2013)[16]以創業板數據樣本驗證了PE基金能夠顯著地抑制創業板高管離職。文章研究了不同類型的PE基金對高管主動離職的影響，實證結果發現外資基金、國資基金和民營基金都顯著降低了高管離職的概率，而券商直投的PE基金對創業板公司的高管離職概率不存在顯著的影響。

二、假設提出

向群(2010)[18]研究表明，PE基金股東在提升公司價值和公司績效方面作用顯著，并且能夠顯著的優化公司融資結構。PE基金股東多是經驗豐富的管理專家和財務專家，能夠幫助解決中小企業在高成長階段遇到的困難，同時提升企業價值(宮悅，2012)[14]。因此，本文提出假設1。

假設1：PE基金能夠顯著地提高創業板上市公司價值。從PE基金管理合伙人的股東背景來看，外資基金的進入能顯著地提高公司價值，而國資基金和民營基金對提高公司價值的作用不顯著；從特殊類型基金看，券商直投基金降低了公司價值。

在擬上市公司IPO定價過程中存在普遍的信息不對稱問題。有學者提出了認證理論，并認為PE基金扮演第三方認證角色，可以緩解創業板上市公司內部人與投資人在公司IPO過程中的信息不對稱問題。也就是說，PE基金為了穩定被投資企業的估值和估值預期，以便在限售期后能執行出售股權的策略，其會降低持股企業IPO過程中的信息不對稱，對上市公司估值泡沫起到一定的抑制作用(Allen和Faulhaber，1989；Grinblatt和Huang，1989；Welch，1989)[1][7][12]。因此，本文提出假設2。

假設2：PE基金能夠顯著地抑制創業板上市公司的估值泡沫。從PE基金管理合伙人的股東背景看，外資基金的進入能顯著地抑制IPO泡沫，而國資基金和民營基金對抑制IPO泡沫的作用不顯著；從特殊類型基金看，券商直投基金增加了IPO泡沫。

三、指標選擇

1.PE基金特征變量

PE基金管理合伙人股東性質包括外資基金、國資基金、民營基金三種基本類型，券商直投、實業集團下屬的投資基金作為特別類型。PE基金的管理資金規模是PE基金管理資金規模的金額；已投資項目數是PE基金已投資公司的個數；對目標公司持股比例表示PE基金持有公司的股份占公司總股份的比例。

2.公司特征變量

公司規模是指在樣本期間上市公司每年末流通市值的均值；市盈率是每股市價與每股凈利潤的比值；總資產凈利潤率是公司年末凈利潤與年末總資產的比值。

3.公司價值

托賓Q值反映的是公司市場價值與公司重置成本的比值，然而在實踐操作中重置成本主要有兩種替代方法：

(1)Q1=股東權益的市場價值/股東權益的賬面價值，即以權益的市場價值除以股東所擁有的凈有形資產，其中市場價值是由上市公司每年最后一個交易日普通股總市值。

(2)Q2=(股東權益市場價值+債務資本的市場價值)/總資產賬面價值。這種計算方法把公司看成一個包括負債在內的整體，而非單指權益資本。

本文擬分別采用兩種方法衡量創業板公司價值。考慮到中國上市公司的具體情況，在實際運用上，股東權益資本的市場價值由流通股和非流通股合計的總市值來計算，債務資本的市場價值采用賬面的短期負債和長期負債的合計數來計算。

4.IPO估值泡沫

本文設置IPO估值泡沫為被解釋變量，并采用市盈率相對盈利增長比率(PEG)這個指標來測量。PEG指標是彼得·林奇設計的一個股票估值指標。一家上市公司估值是否合理，最主要通過兩個方面來反映和衡量：一是市場對該公司的估值，即通常所說的市盈率(PE)；二是公司的業績增長能力，主要是公司的盈利增長潛力。如果一家公司的盈利增長潛力不足以支撐其市場估值，那么該公司就存在估值泡沫。由此可見，PEG指標兼顧了市盈率和業績增長能力兩個指標的優點。PEG計算公式為：PEG=市盈率/企業年盈利增長率。

其中，每股凈利潤是按照公司IPO前一年經審計的扣除非經常性損益前后孰低的凈利潤除以本次發行前總股本來計算。而企業年盈利增長率采用公司上市前三年的凈利潤復合增長率來衡量。這樣做的意義在于，通過對上市前三年公司盈利能力的考核，更能準確地判斷一家公司的合理價值區間。

四、樣本來源

?

本文從China Venture數據庫獲得了從我國創業板開板初始到2012年6月28日為止355家樣本公司中PE基金股東的特征數據，這項特征變量包括PE基金管理合伙人的股東、PE基金的資金規模、PE基金已投資項目數、PE基金對該創業板公司的持股比例等。本文根據PE基金管理合伙人的股東性質，把PE基金類型分為外資基金、國資基金、民營基金三個基本類型，將實業集團、券商直投基金做了特別考察。本文的因變量和控制變量均來自于國泰安數據庫。具體變量說明見表1。

五、本文的研究方法

1.PE基金與公司價值

建立多元線性回歸模型：

其中，Q為托賓Q值；logA為公司總資產的對數，是公司規模解釋變量；LEV為總負債/總資產，即資產負債率，是財務杠桿解釋變量；PE為PE基金的描述性解釋變量，虛擬變量PE=1時，表示有PE基金投資；PE=0時，表示無PE基金投資。

考慮PE基金特征對創業板公司價值影響的模型分析：

PE基金管理合伙人股東性質包括外資基金、國資基金、和民營基金三種基本類型，同時考察券商直投和實業集團下屬的投資基金兩種特別類型；PEO表示PE基金對目標公司持股比例；PEZ表示PE基金的管理資金規模；PEP表示PE基金已投資項目數。

2.PE基金與IPO估值泡沫

在控制公司特征和高管特征變量的情形下，對不同特征的PE基金股東影響公司IPO估值進行計量分析：

表2 PE基金對創業板公司價值影響分析的回歸結果混合回歸 隨機效應Q1 Q2 Q1 Q2 log A 0.2884***(11.29)0.4378***(18.01)LEV -0.8058***(-7.09)0.3486***(15.33)0.7272***(21.59)-0.4916***(-4.31)-1.7571***(-14.04)-0.4979***(-4.13)PE 0.0062(0.22)0.0181(0.63)-0.0811*(-1.75)-7.8136***(-14.85)行業效應 控制 控制 控制 控制年度效應 控制 控制 控制 控制R-squared 0.16 0.24 0.78 0.43-0.0064(-0.18)CON_ -4.4062***(-8.24)-5.8710***(-11.96)-13.4775***(-19.19)注：面板回歸采用混合回歸和隨機效應回歸結果兩種方法進行比較分析；采用兩種方法衡量創業板公司價值，Q1和Q2；*表示在10%的顯著性水平下顯著；**表示在5%的顯著性水平下顯著；***表示在1%的顯著性水平下顯著。為了避免異常值對估計結果的影響，我們對數據在 1% 水平上進行 Winsorize 處理。

其中因變量PEG為創業板公司IPO估值泡沫程度指標；PE表示創業板上市公司的PE基金股東的特征變量，包括PE基金管理合伙人的股東性質、PE基金的資金規模、PE基金已投資項目數、PE基金對該創業板公司的持股比例。資產規模(SIZE)、第一大股東持股比例(First)、業績(ROA)、以及行業(Indus)等因素設置為控制變量。

實證結果與分析

一、PE基金影響創業板高管離職路徑一：公司價值創造

為了確保各變量之間不存在嚴重的共線性問題，我們進行了Pearson相關系數檢驗。檢驗結果表明，各變量之間的相關系數均小于0.4，遠低于通常使用的判斷標準0.8或0.9，表明各變量不存在嚴重共線性問題。

從表2的回歸結果可以看出，PE基金對創業板公司的價值影響不顯著。這說明我國PE市場中PE基金整體可能對創業板價值增加不會帶來顯著的正效應或者負效應。實證結果并沒有驗證我們的假設，其主要原因可能在于中國的PE基金群體主要以中國內資基金為主，而外資基金只有一小部分。中國本土PE基金發展較晚，加上大量民營基金出于短期逐利的目的加入到投資創業公司的行列，導致整體PE基金對創業板上市公司價值創造效應不明顯。張斌等(2013)[22]的研究表明，PE與公司價值之間呈現顯著的正相關關系，而在創業板公司中沒有得到體現，文章認為PE對公司的發展具有正向的積極作用，而創業板市場的不成熟則限制了PE參與有效性的體現，這個也可能是原因之一。

另外回歸結果表明，公司規模解釋變量logA的回歸系數為正值，在99%的置信水平下顯著，說明公司規模越大越會促進公司價值的提升。財務杠桿效應解釋變量LEV的回歸系數為負值，在99%的置信水平下顯著，說明公司財務杠桿越大越會抑制公司價值的提升。

為此，本文深入研究我國PE基金市場中PE基金的各種特征，考察PE基金的背景、規模、持有創業板市場公司股份比例和已完成項目數對創業板公司價值的影響。表3列出了不同類型的PE基金對創業板公司價值影響分析的回歸結果。

從PE基金的股東背景來看，外資基金可以顯著提高創業板上市公司價值，而其他類型的PE基金并不能帶來這一顯著的正效應。由于外資基金發展歷史較長，在對被投資公司進行融資結構優化、植入先進的管理和生產經驗、以及其他提升公司價值上有更豐富的經驗。同時，進入中國的外資基金多是歐美知名的PE基金，他們更重視自身的聲譽和在中國的知名度，從而對被投資公司的價值增值也更為努力。

混合回歸 隨機效應Q1 Q2 Q1 Q2 log A 0.2792***(10.67)0.4397***(17.71)LEV -0.7642***(-6.66)0.3452***(14.76)0.7349***(21.52)-0.4827***(-3.97)PE1-0.4652***(-4.04)-1.7651***(-14.00)0.2361**(2.16)PE2 0.1062*(1.77)0.1889**(2.16)0.2451*(1.81)-0.0048(-0.21)0.0004(0.02)-0.0705(-0.76)0.0081(0.08)PEO -0.0023(-0.68)0.0002(0.00)PE3-0.0599(-0.95)-0.0022(-0.02)0.1523(0.74)-0.0029(-1.16)-0.0042(-0.70)-0.0033(-0.97)PEZ 0.0001***(2.59)0.0001(1.39)-0.0000(-0.63)0.0000(0.04)PEP -0.0034*(-1.66)-0.0042(-1.48)-0.0069**(-2.05)-9.6451***(-13.694)行業效應 控制 控制 控制 控制年度效應 控制 控制 控制 控制R-squared 0.18 0.24 0.76 0.22-0.0025(-0.95)CON_ -4.9626***(-7.31)-5.8718***(-11.97)-13.629***(-16.37)注：面板回歸采用混合回歸和隨機效應回歸結果兩種方法進行比較分析；采用兩種種方法衡量創業板公司價值，Q1和Q2；*表示在10%的顯著性水平下顯著；**表示在5%的顯著性水平下顯著；***表示在1%的顯著性水平下顯著。為了避免異常值對估計結果的影響，我們對數據在 1% 水平上進行 Winsorize 處理。

混合回歸 隨機效應Q1 Q2 Q1 Q2 log A 0.2371***(10.65)0.4972***(15.19)LEV -0.96462***(-6.41)0.3418***(11.77)0.8364***(16.50)-0.4827***(-3.98)PE4-0.4523***(-4.62)-1.7950***(-14.30)0.1416(1.12)-0.0011*(1.63)PEO -0.0033(-0.71)0.0794(0.73)PE5-0.0247*(1.72)-0.0037(-1.13)-0.0041(-0.73)-0.0039(-0.96)PEZ 0.0001***(2.62)0.0001(1.39)-0.0000(-0.14)0.0000(0.09)PEP -0.0035*(-1.67)-0.0028(-1.06)-0.0066**(-2.03)-7.8459***(-14.69)行業效應 控制 控制 控制 控制年度效應 控制 控制 控制 控制R-squared 0.23 0.24 0.66 0.23-0.0025(-0.95)CON_ -4.2649***(-5.62)-5.8424***(-8.43)-13.1210***(-16.39)注：面板回歸采用混合回歸和隨機效應回歸結果兩種方法進行比較分析；采用兩種種方法衡量創業板公司價值Q1和Q2；*表示在10%的顯著性水平下顯著；**表示在5%的顯著性水平下顯著；***表示在1%的顯著性水平下顯著。為了避免異常值對估計結果的影響，我們對數據在 1% 水平上進行 Winsorize 處理。

PE基金的其他特征對創業板公司價值影響的回歸結果如下：PE基金持有創業板市場公司股份比例和PE基金規模對創業板公司價值影響不顯著；PE基金的已完成項目數對創業板公司價值的影響表現是負影響，即PE已完成的投資項目越多，給創業板公司價值所帶來增值效應就越少。這可能與PE基金的已完成項目數越多表明其談判能力就越強，更多的實現PE自身的利益而忽略創業板上市公司價值的增加。公司規模解釋變量(logA)和財務杠桿效應解釋變量(LEV)的回歸結果與表2相同，在99%的置信水平下顯著。

表4列出了實業控股和券商直投兩種特殊類型的PE基金對創業板公司價值影響分析的回歸結果。可以發現，券商直投背景的基金存在顯著降低公司價值的作用，而實業背景的基金卻不存在這一效應。

券商直投基金降低公司價值的主要原因可能在于，在中國現行的發行審核體制下，券商保薦機構由于熟悉發行審核制度，并且與發行審核委員會有著緊密關系，在公司IPO的進程中，對公司創始股東和管理層有更高的議價能力。而券商直投基金經常從本公司保薦機構處獲得投資擬上市公司的投資機會，投資時間常常是在公司IPO時間表基本確定的前兩年內。相比其他PE機構，券商直投基金投資公司后，給予被投資公司的治理和經營方面的貢獻較少，因而對公司價值增加的影響力也較弱。

二、PE基金影響創業板高管離職路徑二：創業板公司IPO估值定價

全部 有PE背景組 無PE背景組 T 值中位數 平均值 中位數 平均值 中位數 平均值PEG 2.836 3.887 2.355 3.134 2.977 4.221-1.726*

一般而言，PEG值＞1時，擬上市公司IPO股價的估值過高，即定價存在估值泡沫。表5顯示，全部樣本的PEG均值為3.887，遠大于臨界值1，表明創業板公司在IPO的定價中估值泡沫整體上非常嚴重。其中，有PE基金參與的上市公司的PEG均值為3.134，無PE基金參與的上市公司PEG均值為4.221，這顯示兩組均存在嚴重估值泡沫，但是有PE基金參與的上市公司估值泡沫明顯小于無PE基金參與的上市公司。同時，有PE基金股東組的PEG均值和中位數均小于無PE基金股東組的均值和中位數，其組間檢驗的T值為-1.726，并在10%水上平顯著，表明有PE基金股東公司的IPO估值泡沫顯著小于無PE基金股東的公司。

為了確保各變量之間不存在嚴重的共線性問題，我們進行了Pearson相關系數檢驗。檢驗結果表明，各變量之間的相關系數均小于0.4，遠低于通常使用的判斷標準0.8或0.9，表明各變量不存在嚴重共線性問題。

(1) (2) (3) (4) (5)PE -2.233**(2.21)PE1-8.653**(-2.32)PE2-3.174***(-2.56)-6.457(-1.23)PE3-1.746(-0.55)-13.055(-1.11)PE4-1.241(-0.29)0.295*(1.79)PEO 0.065(0.63)-3.31(-1.32)PE5 0.065(0.63)0.065(0.63)PEZ 0.626(1.18)0.627(1.19)-0.012(-0.12)SIZE -2.374*(-1.99)0.627(1.19)PEP -0.012(-0.11)-0.012(-0.12)-2.297**(-2.16)-2.527**(-2.05)-2.297**(-2.16)-2.297**(-2.16)First 0.126(1.46)0.137(1.38)0.135(1.50)0.136(1.38)0.136(1.38)ROA -86.961*(-1.63)-84.646(-1.59)-92.452*(-1.72)-84.647(-1.59)53.246(1.329)行業 控制 控制 控制 控制 控制F 1.96 0.92 0.85 0.92 0.92 R-squared 0.062 0.173 0.154 0.173 0.174 OBS 355 355 355 355 355-84.646(-1.59)_CONS 53.063(1.33)53.246(1.379)58.467(1.41)53.249(1.379)

表6是PE基金對創業板公司IPO估值泡沫的影響的回歸分析結果。其中，列(1)是有無PE基金參與對創業板公司IPO估值泡沫的影響的回歸結果；列(2)是PE基金類型對創業板公司IPO泡沫的影響的回歸結果；列(3)是考慮PE基金其它特征的條件下，PE基金類型對創業板公司IPO估值泡沫的影響的回歸結果；列(4)是考察券商直投基金這一特殊基金類型對創業板公司IPO泡沫的影響的回歸結果；列(5)是考察實業集團基金這一特殊基金類型對創業板公司IPO泡沫的影響的回歸結果。可以看出，PEG值與有PE基金參與的回歸的系數值為-2.233，呈負相關關系，并在5%水平顯著，表明有PE基金參與的上市公司IPO估值泡沫顯著小于無PE基金參與的公司。綜上所述，分組單變量檢驗和多元回歸分析的結果一致，即有PE基金參與的公司IPO估值泡沫顯著小于無PE基金參與的公司。這表明，PE基金對創業板公司IPO估值泡沫起到一定的抑制作用。

從表6中(2)、(3)兩列的回歸結果可以得出，除PE1的回歸系數顯著為負，其它衡量PE基金類型的變量均不顯著。這表明只有外資基金才能顯著降低創業板公司IPO估值泡沫。這也驗證了假設2的結論，即PE基金管理合伙人的股東背景視角看，外資基金的進入能顯著的抑制IPO估值泡沫。再根據表8中(4)、(5)兩列的回歸結果可以得出，只有券商直投基金正向激化了創業板IPO估值泡沫的增加。這些結果與假設2相一致。

從上述分析可以看出，PE基金具有一定的抑制創業板上市公司IPO估值泡沫的能力。但是，在宏觀經濟出現過熱和創業板上市制度不市場化的背景下，公司控股股東和保薦券商等內部人更容易不顧IPO公司的內在價值，拔高發行價格而助漲估值泡沫。

PE基金在掌握IPO公司實際經營以及未來發展方面享有和創始股東、高管等內部人一樣的信息優勢，因此其具備合理確定IPO公司內在價值的條件和能力。一般而言，PE基金都不希望被投資企業在IPO市估值泡沫過于嚴重，導致到解禁期后企業的估值和估值預期不穩定，而妨礙其出售股份。而公司的創始股東或者高管等內部人員，由于其是企業真實運營狀況的信息掌握人，在企業IPO時有動機隱藏有關公司負面信息，而針對性披露公司正面信息，這樣做能抬高發行價格而為公司募集到更多的資金。PE基金為了穩定被投資企業的估值和估值預期，以便在限售期后能執行出售股權的策略，其會降低持股企業IPO過程中的信息不對稱，對上市公司估值泡沫起到一定的抑制作用。本文實證結果也表明，運營更為成熟的外資PE基金對創業板IPO估值泡沫的抑制作用非常明顯；而在現行IPO發行審核制度下更有優勢的券商直投基金則助長了創業板IPO估值泡沫。

結論

一個長期繁榮的創業板二級市場，對支持中小企業發展有重要意義。高管的頻繁離職，企業的業績波動，不利于二級市場投資財富效應的聚集，不利于二級市場的繁榮。實證結果表明，PE基金能夠有效抑制創業板高管離職。本文從兩個方面論證了PE基金抑制高管離職的路徑：其一為PE基金對公司價值的創造；其二為PE基金影響公司IPO定價。

本文考察了PE基金作為整體以及PE基金的特征屬性對創業板上市公司價值的影響，實證結果發現：相比于沒有PE基金參與的創業板上市公司，PE基金的參與沒有顯著地提高公司價值。從PE基金管理合伙人的股東背景看，外資基金的進入能顯著提高公司價值，而國資基金和民營基金對提高公司價值的作用不顯著；從特殊類型的基金看，券商直投基金降低了公司價值。

本文也考察了PE金作為整體以及PE基金的特征屬性對創業板上市公司IPO定價的影響，實證結果表明：有PE基金股東公司的IPO估值泡沫顯著小于無PE基金股東公司。從PE基金管理合伙人的股東背景看，外資基金的進入能顯著的抑制IPO估值泡沫，而國資基金和民營基金對抑制IPO估值泡沫的作用不強；從特殊類型的基金看，券商直投基金增加了IPO估值泡沫。

綜上所述，PE基金總體上通過抑制創業板上市公司IPO估值泡沫，間接地抑制了高管離職的沖動。外資基金由于其豐富的管理經驗和對自身品牌的重視，對創業板上市公司價值增值明顯，對公司IPO估值定價合理，從而抑制了高管離職的沖動；而券商直投基金由于其行政資源優勢，在投資創業板上市公司時有明顯的短視和投機行為，不但沒有顯著提高公司價值，反而助長了公司估值泡沫的生成，需要對其進行一定的監管。