章 悅

（華寶興業(yè)基金管理有限公司，上海200120）

起源于美國(guó)的風(fēng)險(xiǎn)投資，在我國(guó)萌芽于20世紀(jì)80年代中期。隨著中小企業(yè)不斷發(fā)展壯大，2004年深圳中小板市場(chǎng)的創(chuàng)立和2009年創(chuàng)業(yè)板的開(kāi)啟成為風(fēng)險(xiǎn)投資機(jī)構(gòu)在我國(guó)資本市場(chǎng)上發(fā)展的重要節(jié)點(diǎn)。我國(guó)創(chuàng)業(yè)板市場(chǎng)的開(kāi)啟為中小企業(yè)提供了融資渠道，滿足了被主板市場(chǎng)攔之門(mén)外的高新技術(shù)、高成長(zhǎng)性中小企業(yè)的直接融資需求，也為風(fēng)險(xiǎn)投資機(jī)構(gòu)提供了IPO退出機(jī)制。

近年來(lái)研究者對(duì)風(fēng)險(xiǎn)投資機(jī)構(gòu)的行為以及為被投資企業(yè)的公司治理、企業(yè)績(jī)效所帶來(lái)的效應(yīng)愈加關(guān)注。針對(duì)國(guó)內(nèi)風(fēng)險(xiǎn)投資機(jī)構(gòu)參與公司治理的效果，通過(guò)對(duì)深圳中小板上市公司的實(shí)證分析發(fā)現(xiàn)，目前我國(guó)風(fēng)險(xiǎn)投資的介入除了對(duì)公司本身股權(quán)結(jié)構(gòu)影響外，對(duì)其他公司治理結(jié)構(gòu)的影響不大［1］，有風(fēng)險(xiǎn)投資支持的公司與無(wú)風(fēng)險(xiǎn)投資支持的公司在公司治理方面差別不顯著［2］。

在公司治理的諸多話題中，關(guān)聯(lián)交易一直備受關(guān)注。關(guān)聯(lián)交易體現(xiàn)了上市公司及其背后整個(gè)利益集團(tuán)的運(yùn)營(yíng)能力和資源掌控能力，而非公允關(guān)聯(lián)交易會(huì)扭曲資本市場(chǎng)資源配置功能，損害資本市場(chǎng)的信用度。我國(guó)上市公司關(guān)聯(lián)交易頻繁，國(guó)內(nèi)研究多集中于公司治理結(jié)構(gòu)對(duì)關(guān)聯(lián)交易的影響，尤其是與大股東之間發(fā)生的關(guān)聯(lián)交易對(duì)中小股東利益的侵害，或關(guān)注關(guān)聯(lián)交易的動(dòng)因、對(duì)上市公司業(yè)績(jī)影響以及關(guān)聯(lián)交易形式的變化等方面。陳曉等的實(shí)證研究結(jié)果表明，控股股東數(shù)目的增加以及股權(quán)在控股股東之間更加均勻的分布會(huì)降低關(guān)聯(lián)交易發(fā)生的金額和概率；因此，通過(guò)將國(guó)有股的所有權(quán)分配給利益不完全一致的政府機(jī)構(gòu)和控股公司，增加控股股東的數(shù)量及其相互間的制衡能力，改“一股獨(dú)大”為“多股同大”可能是行之有效的選擇［3］。梁彤纓等認(rèn)為，應(yīng)在未來(lái)的上市制度安排方面限制控股股東的持股比例，主要發(fā)起人有義務(wù)吸收不同背景的、代表不同利益主體的戰(zhàn)略投資者，以形成不同類(lèi)型股東的股權(quán)制衡，減少不公平關(guān)聯(lián)交易的發(fā)生［4］。柳建華等對(duì)2002—2004年442家存在關(guān)聯(lián)投資的上市公司進(jìn)行研究的結(jié)果表明，上市公司的關(guān)聯(lián)投資與公司績(jī)效呈現(xiàn)負(fù)相關(guān)，關(guān)聯(lián)投資并未起到降低交易成本的作用，反而降低了公司績(jī)效［5］。但張海燕等發(fā)現(xiàn)，在后股改進(jìn)代，關(guān)聯(lián)交易給投資人帶來(lái)了顯著為正的超額收益，對(duì)上市公司的會(huì)計(jì)業(yè)績(jī)也有明顯改善［6］。

目前，國(guó)內(nèi)對(duì)關(guān)聯(lián)交易的研究多針對(duì)A股主板市場(chǎng)的上市公司，對(duì)中小公司的研究相對(duì)較少。在討論公司治理結(jié)構(gòu)對(duì)關(guān)聯(lián)交易影響的問(wèn)題上，集中于第一大股東以及實(shí)際控制人對(duì)關(guān)聯(lián)交易的影響，缺乏風(fēng)險(xiǎn)投資與上市公司關(guān)聯(lián)交易關(guān)系的研究。

筆者從我國(guó)創(chuàng)業(yè)板市場(chǎng)上市公司的委托代理問(wèn)題分析入手，采用實(shí)證方法研究風(fēng)險(xiǎn)投資對(duì)上市公司關(guān)聯(lián)交易的影響，以及風(fēng)險(xiǎn)投資介入治理并發(fā)生關(guān)聯(lián)交易與公司治理效果之間的關(guān)系。

一、研究假設(shè)

1976年，經(jīng)濟(jì)學(xué)家詹森與其合作者麥克林提出了代理成本理論［7］，指出由于委托人與代理人利益不一致，雙方契約是不完全的，信息是不對(duì)稱(chēng)的，代理成本必然產(chǎn)生。為了降低代理成本，就必須建立完善的代理人激勵(lì)與約束機(jī)制。在代理人約束機(jī)制中，內(nèi)部約束是公司治理的重要部分，包括經(jīng)營(yíng)決策、財(cái)務(wù)管理和內(nèi)部監(jiān)督機(jī)制，這三大類(lèi)內(nèi)部控制機(jī)制均通過(guò)董事會(huì)實(shí)現(xiàn)。

我國(guó)大部分上市公司股權(quán)集中在少數(shù)大股東手中。大股東通過(guò)占據(jù)董事會(huì)多數(shù)席位、委派人員任上市公司高級(jí)管理人員而直接介入公司管理，控制公司管理層。高度集中的股權(quán)結(jié)構(gòu)導(dǎo)致控股股東與小股東之間的利益沖突成為中國(guó)上市公司的主要代理問(wèn)題。有理由推斷，在我國(guó)市場(chǎng)上，不同于一般機(jī)構(gòu)投資者，如證券投資基金、信托計(jì)劃和證券、財(cái)務(wù)公司等，風(fēng)險(xiǎn)投資股東由于其較長(zhǎng)的投資期限、實(shí)現(xiàn)高回報(bào)的最終目的，致使其有動(dòng)力去監(jiān)督公司管理層的治理問(wèn)題。對(duì)風(fēng)險(xiǎn)投資在公司治理結(jié)構(gòu)中效率進(jìn)行分析，認(rèn)為他們有充分的動(dòng)力去獲取充分信息來(lái)監(jiān)控被投資企業(yè)的行為［8］。風(fēng)險(xiǎn)投資股東增加持股比例，或有較多的風(fēng)險(xiǎn)投資機(jī)構(gòu)參與持股，一方面有利于降低股權(quán)集中度，另一方面能夠?qū)Υ蠊蓶|產(chǎn)生監(jiān)督和制約，將規(guī)范大股東行為，減少非公允關(guān)聯(lián)交易的發(fā)生或增加關(guān)聯(lián)交易的合規(guī)性和效用，完善股東間的代理關(guān)系，進(jìn)而降低公司治理中由于委托代理關(guān)系所形成的代理成本，提高公司治理績(jī)效。因此，針對(duì)我國(guó)創(chuàng)業(yè)板上市公司，提出了以下研究假設(shè)。

假設(shè)1：與無(wú)風(fēng)險(xiǎn)投資持股公司相比，風(fēng)險(xiǎn)投資持股公司第一大股東持股比例較低。

假設(shè)2：與無(wú)風(fēng)險(xiǎn)投資持股公司相比，風(fēng)險(xiǎn)投資持股公司獨(dú)立董事比例較高。

假設(shè)3：與無(wú)風(fēng)險(xiǎn)投資持股公司相比，風(fēng)險(xiǎn)投資持股公司關(guān)聯(lián)交易水平較低。

假設(shè)4：風(fēng)險(xiǎn)投資所持股份比例越大，越能有效抑制關(guān)聯(lián)交易發(fā)生，關(guān)聯(lián)交易次數(shù)和規(guī)模隨風(fēng)險(xiǎn)投資所持股份增加而減少；同時(shí)，對(duì)公司與第一大股東或?qū)嶋H控制人發(fā)生關(guān)聯(lián)交易次數(shù)和規(guī)模進(jìn)行考察。

假設(shè)5：風(fēng)險(xiǎn)投資機(jī)構(gòu)數(shù)量越多，越能有效抑制關(guān)聯(lián)交易發(fā)生，關(guān)聯(lián)交易次數(shù)和規(guī)模隨風(fēng)險(xiǎn)投資機(jī)構(gòu)數(shù)量增加而減少；同時(shí)，對(duì)公司與第一大股東或?qū)嶋H控制人發(fā)生關(guān)聯(lián)交易次數(shù)和規(guī)模進(jìn)行考察。

假設(shè)6：有無(wú)關(guān)聯(lián)交易對(duì)公司業(yè)績(jī)有顯著影響。

假設(shè)7：有無(wú)風(fēng)險(xiǎn)投資、關(guān)聯(lián)交易規(guī)模對(duì)公司業(yè)績(jī)有顯著影響。

二、實(shí)證分析

（一）樣本選取與數(shù)據(jù)來(lái)源

選取2009—2011年間創(chuàng)業(yè)板上市公司作為樣本，根據(jù)是否有風(fēng)險(xiǎn)投資背景進(jìn)行分類(lèi)。對(duì)于上市公司是否具有風(fēng)險(xiǎn)投資背景，按以下標(biāo)準(zhǔn)進(jìn)行界定：若上市公司十大股東名稱(chēng)中含有“風(fēng)險(xiǎn)投資”“創(chuàng)業(yè)投資”“創(chuàng)業(yè)資本投資”和“股權(quán)投資”，則界定為有風(fēng)險(xiǎn)投資背景的上市公司；對(duì)于十大股東名稱(chēng)中包含“高科技投資”“高新投資”“創(chuàng)新投資”“科技投資”和“投資管理”字樣的公司，則通過(guò)查詢(xún)風(fēng)險(xiǎn)投資數(shù)據(jù)網(wǎng)站www.zdb.pedaily.cn和www.ezcap.cn確認(rèn)其是否屬于風(fēng)險(xiǎn)投資公司，或通過(guò)網(wǎng)絡(luò)搜索查詢(xún)?cè)摴蓶|的主營(yíng)業(yè)務(wù)，若其中含有“風(fēng)險(xiǎn)投資”“創(chuàng)業(yè)投資”和“股權(quán)投資”，則其作為十大股東的上市公司也認(rèn)為有風(fēng)險(xiǎn)投資背景。

深交所在2008年第6次修訂的《股票上市規(guī)則》中，明確規(guī)定了上市公司關(guān)聯(lián)方交易種類(lèi)和披露要求。創(chuàng)業(yè)板市場(chǎng)2009年一經(jīng)開(kāi)啟，各家上市公司對(duì)關(guān)聯(lián)交易的披露即比較完整，因此，選取創(chuàng)業(yè)板上市公司作為研究對(duì)象。由于創(chuàng)業(yè)板上市公司的擔(dān)保99%為上市公司接受關(guān)聯(lián)企業(yè)的擔(dān)保，為反映關(guān)聯(lián)交易規(guī)模和實(shí)際發(fā)生交易占用上市公司資金比例，在進(jìn)行統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)時(shí)，不將“關(guān)聯(lián)擔(dān)?！庇?jì)算在內(nèi)，同時(shí)，為控制共同項(xiàng)對(duì)研究結(jié)果影響，剔除各公司共有的“關(guān)鍵管理人員薪酬”項(xiàng)。所統(tǒng)計(jì)的關(guān)聯(lián)交易包含以下幾類(lèi)常見(jiàn)交易類(lèi)型：購(gòu)買(mǎi)、銷(xiāo)售商品；購(gòu)買(mǎi)或銷(xiāo)售其他資產(chǎn)；提供或接受勞務(wù)；股權(quán)投資、轉(zhuǎn)讓?zhuān)蛔赓U；資金拆借；許可協(xié)議；支付關(guān)聯(lián)方費(fèi)用等。

按照上述方式，獲取2009—2011年于創(chuàng)業(yè)板上市的470家公司作為樣本，其中，有風(fēng)險(xiǎn)投資持股的上市公司共243家（占比51.70%），無(wú)風(fēng)險(xiǎn)投資持股的上市公司共227家（占比48.30%）。470家公司中，在2009年至2011年期間發(fā)生過(guò)關(guān)聯(lián)交易的公司共有241家，其中，有風(fēng)險(xiǎn)投資持股的133家（占比55.19%），無(wú)風(fēng)險(xiǎn)投資持股的共計(jì)108家（占比44.81%）。公司列表、公司違規(guī)數(shù)據(jù)來(lái)源于 Wind數(shù)據(jù)庫(kù)。關(guān)聯(lián)交易數(shù)據(jù)、財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)、股東治理情況數(shù)據(jù)均通過(guò)查看上市公司年報(bào)整理而成。

（二）回歸分析模型建立與變量定義

為研究風(fēng)險(xiǎn)投資對(duì)上市公司非風(fēng)險(xiǎn)投資股東關(guān)聯(lián)交易的影響從以下方面分析。

首先，對(duì)風(fēng)險(xiǎn)投資對(duì)公司治理結(jié)構(gòu)的影響進(jìn)行分析。將第一大股東持股比例、獨(dú)立董事比例作為公司治理結(jié)構(gòu)模型的因變量，有無(wú)風(fēng)險(xiǎn)投資持股、風(fēng)險(xiǎn)投資持股比例作為自變量，同時(shí)在考察獨(dú)立董事占比時(shí)，將第一大股東持股比例作為控制變量，建立模型如下：

風(fēng)險(xiǎn)投資對(duì)上市公司股權(quán)結(jié)構(gòu)（第一大股東持股比例）的影響模型

風(fēng)險(xiǎn)投資對(duì)上市公司治理結(jié)構(gòu)（獨(dú)立董事比例）的影響模型

其次，分析風(fēng)險(xiǎn)投資對(duì)公司關(guān)聯(lián)交易的影響。將上市公司關(guān)聯(lián)交易總次數(shù)、總規(guī)模（發(fā)生額占期末總資產(chǎn)比例），與第一大股東或?qū)嶋H控制人關(guān)聯(lián)交易次數(shù)、規(guī)模作為因變量，有無(wú)風(fēng)險(xiǎn)投資持股、風(fēng)險(xiǎn)投資持股比例作為自變量，同時(shí)，對(duì)關(guān)聯(lián)交易有影響的一些特性變量，如第一大股東持股比例、公司規(guī)模、成長(zhǎng)性等進(jìn)行控制，建立模型

采用上市公司的業(yè)績(jī)指標(biāo)綜合衡量有無(wú)風(fēng)險(xiǎn)投資、有無(wú)關(guān)聯(lián)交易以及關(guān)聯(lián)交易水平對(duì)上市公司業(yè)績(jī)影響。業(yè)績(jī)指標(biāo)為因變量，主要的自變量為風(fēng)險(xiǎn)投資持股比例、關(guān)聯(lián)交易規(guī)模、風(fēng)險(xiǎn)投資與關(guān)聯(lián)交易交叉作用因素，同時(shí)控制影響公司業(yè)績(jī)的特性變量，如盈利能力、第一大股東持股比例、負(fù)債程度、公司規(guī)模及銷(xiāo)售增長(zhǎng)能力等，建立檢驗(yàn)?zāi)Ｐ腿缦拢?/p>

其中被解釋變量為PERF，表示有無(wú)風(fēng)險(xiǎn)投資持股、關(guān)聯(lián)交易規(guī)模對(duì)上市公司的影響，主要從合規(guī)情況、會(huì)計(jì)業(yè)績(jī)、運(yùn)營(yíng)能力和發(fā)展能力四個(gè)維度來(lái)衡量。違規(guī)次數(shù)針對(duì)的是上市公司治理的合規(guī)性，體現(xiàn)對(duì)中小股東利益的影響；會(huì)計(jì)業(yè)績(jī)主要針對(duì)上市公司的利益，采用ΔROA表示，為關(guān)聯(lián)交易發(fā)生的次年相較于當(dāng)年的總資產(chǎn)報(bào)酬率的變化率（2011年的次年采用的是2012年中報(bào)的數(shù)據(jù)）；運(yùn)營(yíng)能力為體現(xiàn)資產(chǎn)使用效率的資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率；發(fā)展能力以總資產(chǎn)增長(zhǎng)率表示。變量定義見(jiàn)表1。

表1 變量設(shè)計(jì)

續(xù)表

（三）實(shí)證結(jié)果

1.風(fēng)險(xiǎn)投資持股與上市公司股權(quán)及治理結(jié)構(gòu)的關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果（假設(shè)1、假設(shè)2）

發(fā)生關(guān)聯(lián)交易的241家公司中，108家無(wú)風(fēng)險(xiǎn)投資持股公司的第一大股東持股比例均值為36%，高于有風(fēng)險(xiǎn)投資持股的均值數(shù)，兩均值差異在10%顯著性水平下有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義（t檢驗(yàn)值為1.85）。檢驗(yàn)結(jié)果證實(shí)了第一項(xiàng)假設(shè)，即有風(fēng)險(xiǎn)投資持股的公司第一大股東持股比例低于無(wú)風(fēng)險(xiǎn)投資持股公司（表2）。

在發(fā)生關(guān)聯(lián)交易的241家公司中，無(wú)風(fēng)險(xiǎn)投資持股108家公司的獨(dú)立董事比例均值為38%，高于有風(fēng)險(xiǎn)投資持股公司的均值，兩均值差異在顯著性水平為10%時(shí)有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義（t檢驗(yàn)值為1.92），并未證實(shí)第二項(xiàng)假設(shè)，而是相反，在發(fā)生關(guān)聯(lián)交易的公司中，有風(fēng)險(xiǎn)投資持股公司的獨(dú)立董事比例低于無(wú)風(fēng)險(xiǎn)投資持股的公司（表2）。

表2 有無(wú)風(fēng)險(xiǎn)投資持股與公司治理水平的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果

模型（1）和（2）的回歸結(jié)果見(jiàn)表3。模型（1）中風(fēng)險(xiǎn)投資持股比例的回歸系數(shù)在5%的水平下有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義且為負(fù)，說(shuō)明風(fēng)險(xiǎn)投資持股比例提高會(huì)降低第一大股東的持股比例，對(duì)第一大股東產(chǎn)生制衡作用，證明了本文的假設(shè)1。

模型（2）中有無(wú)風(fēng)險(xiǎn)投資持股、風(fēng)險(xiǎn)投資持股比例的回歸系數(shù)均為負(fù)，風(fēng)險(xiǎn)投資持股以及持股比例的增加會(huì)導(dǎo)致獨(dú)立董事比例的下降，但檢驗(yàn)結(jié)果無(wú)統(tǒng)計(jì)學(xué)意義。這一結(jié)果表明風(fēng)險(xiǎn)投資持股對(duì)董事會(huì)治理結(jié)構(gòu)并無(wú)顯著影響，即未提高獨(dú)立董事在董事會(huì)中的席位比例，結(jié)論與原假設(shè)相悖。描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果顯示有風(fēng)險(xiǎn)投資持股公司獨(dú)立董事的比例并不高于無(wú)風(fēng)險(xiǎn)投資持股公司，從均值和中位數(shù)來(lái)看，反而低于無(wú)風(fēng)險(xiǎn)投資持股公司。根據(jù)所整理的樣本數(shù)據(jù)，133個(gè)有風(fēng)險(xiǎn)投資持股公司的內(nèi)部董事人數(shù)均值為5.5，獨(dú)立董事人數(shù)均值為3.2；無(wú)風(fēng)險(xiǎn)投資持股的108家公司的內(nèi)部董事人數(shù)均值為5.1，獨(dú)立董事人數(shù)均值為3.2，有風(fēng)險(xiǎn)投資持股的公司獨(dú)立董事占比不高反低?？傮w上看，創(chuàng)業(yè)板各家公司（不論有無(wú)風(fēng)險(xiǎn)投資持股）的獨(dú)立董事人數(shù)一般為3人，少數(shù)為2或4人，這一數(shù)量并不因股東結(jié)構(gòu)變化而變化，但內(nèi)部董事的人數(shù)有明顯變化。緣何風(fēng)險(xiǎn)投資持股公司內(nèi)部董事人數(shù)均值高于無(wú)風(fēng)險(xiǎn)投資持股公司？從所考察的樣本中發(fā)現(xiàn)，60%以上有風(fēng)險(xiǎn)投資持股公司的股東風(fēng)險(xiǎn)投資機(jī)構(gòu)在董事會(huì)中擁有1個(gè)或以上的席位，公司第一大股東不愿放棄原有的董事會(huì)席位，而風(fēng)險(xiǎn)投資機(jī)構(gòu)積極謀求董事會(huì)席位以爭(zhēng)取參與決策或于第一時(shí)間獲得公司決策信息，確保風(fēng)險(xiǎn)投資的利益可得到保障，但對(duì)于外部獨(dú)立董事人數(shù)多少、比例結(jié)構(gòu)并不關(guān)心，因此產(chǎn)生這一現(xiàn)狀。

表3 風(fēng)險(xiǎn)投資對(duì)股權(quán)及治理結(jié)構(gòu)影響的回歸分析

2.有無(wú)風(fēng)險(xiǎn)投資、風(fēng)險(xiǎn)投資介入程度對(duì)上市公司關(guān)聯(lián)交易規(guī)模的影響（假設(shè)3、假設(shè)4、假設(shè)5）

有無(wú)風(fēng)險(xiǎn)投資持股對(duì)公司關(guān)聯(lián)交易次數(shù)和規(guī)模影響的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果顯示：在發(fā)生關(guān)聯(lián)交易的241家公司中，無(wú)風(fēng)險(xiǎn)投資持股的108家公司的關(guān)聯(lián)交易次數(shù)均值為5.6，高于有風(fēng)險(xiǎn)投資持股公司的均值，在10%顯著性水平下差異有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義（t檢驗(yàn)值為1.83），證明了有風(fēng)險(xiǎn)投資介入的公司發(fā)生關(guān)聯(lián)交易的次數(shù)低于無(wú)風(fēng)險(xiǎn)投資介入的公司。關(guān)于關(guān)聯(lián)交易規(guī)模：無(wú)風(fēng)險(xiǎn)投資持股的108家公司的關(guān)聯(lián)交易金額占總資產(chǎn)的比例均值為1.7%，略高于有風(fēng)險(xiǎn)投資介入的133家公司，但t檢驗(yàn)顯示不具有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義。關(guān)于與第一大股東或?qū)嶋H控制人的關(guān)聯(lián)交易次數(shù)：無(wú)風(fēng)險(xiǎn)投資持股的均值為4.2，高于有風(fēng)險(xiǎn)投資持股的均值，在5%顯著性水平下差異具有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義（t檢驗(yàn)值為2.34）。關(guān)于與第一大股東或?qū)嶋H控制人的關(guān)聯(lián)交易規(guī)模：無(wú)風(fēng)險(xiǎn)投資持股的108家公司的比例均值為1.12%，高于有風(fēng)險(xiǎn)投資持股的133家公司的比例均值，在5%顯著性水平下差異有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義（t檢驗(yàn)值為2.17）。見(jiàn)表4。

上述檢驗(yàn)結(jié)果表明，在發(fā)生關(guān)聯(lián)交易的公司中，無(wú)風(fēng)險(xiǎn)投資持股公司的關(guān)聯(lián)交易次數(shù)顯著高于有風(fēng)險(xiǎn)投資持股的公司，但關(guān)聯(lián)交易發(fā)生額占總資產(chǎn)的比例未見(jiàn)明顯差異，無(wú)風(fēng)險(xiǎn)投資持股公司與第一大股東或?qū)嶋H控制人的關(guān)聯(lián)交易次數(shù)及其規(guī)模均顯著高于有風(fēng)險(xiǎn)投資持股的公司，這與假設(shè)相符。

表4 有無(wú)風(fēng)險(xiǎn)投資持股對(duì)公司關(guān)聯(lián)交易次數(shù)和規(guī)模影響

續(xù)表

關(guān)于風(fēng)險(xiǎn)投資持股比例對(duì)公司關(guān)聯(lián)交易發(fā)生次數(shù)和規(guī)模的影響，描述性結(jié)果如下。

在發(fā)生關(guān)聯(lián)交易并有風(fēng)險(xiǎn)投資持股的133家公司中，按風(fēng)險(xiǎn)投資的持股比例分為3個(gè)區(qū)間，并根據(jù)持股比例所處區(qū)間進(jìn)行分類(lèi)。其中，持股比例在（0，5%］區(qū)間的為40個(gè)，持股比例在（5%，10%］區(qū)間的為40個(gè)，持股比例在（10%，50%］區(qū)間的為53個(gè)。風(fēng)險(xiǎn)投資持股比例在10%～50%之間公司的關(guān)聯(lián)交易次數(shù)均值為4.3，大于其他組關(guān)聯(lián)交易的次數(shù)；風(fēng)險(xiǎn)投資持股比例在0%～5%之間的公司關(guān)聯(lián)交易發(fā)生額占期末總資產(chǎn)的比例均值為1.9%，大于其他組的的比例均值。關(guān)于與第一大股東或?qū)嶋H控制人的關(guān)聯(lián)交易次數(shù)，風(fēng)險(xiǎn)投資持股比例在10%～50%之間的公司與第一大股東關(guān)聯(lián)交易次數(shù)均值為1.72，高于其他組；關(guān)于與第一大股東或?qū)嶋H控制人的關(guān)聯(lián)交易規(guī)模，風(fēng)險(xiǎn)投資持股比例在5%～10%之間的公司與第一大股東或?qū)嶋H控制人的關(guān)聯(lián)交易金額占期末總資產(chǎn)的比例均值為0.66%，高于其他組數(shù)據(jù)。上述差異的t檢驗(yàn)結(jié)果均不具有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義。結(jié)果見(jiàn)表5。

表5 風(fēng)險(xiǎn)投資持股比例對(duì)關(guān)聯(lián)交易次數(shù)和規(guī)模的影響

關(guān)于持股的風(fēng)險(xiǎn)投資機(jī)構(gòu)數(shù)量對(duì)關(guān)聯(lián)交易次數(shù)與規(guī)模的影響，描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果如下。

在發(fā)生關(guān)聯(lián)交易并有風(fēng)險(xiǎn)投資持股的133家公司中，根據(jù)風(fēng)險(xiǎn)投資股東數(shù)量所處區(qū)間，對(duì)樣本進(jìn)行分類(lèi)，其中僅有1個(gè)風(fēng)險(xiǎn)投資機(jī)構(gòu)持股的公司共58家，有2個(gè)及以上風(fēng)險(xiǎn)投資持股的75家。2個(gè)及以上風(fēng)險(xiǎn)投資機(jī)構(gòu)持股公司的關(guān)聯(lián)交易次數(shù)均值為3.91，大于1個(gè)風(fēng)險(xiǎn)投資機(jī)構(gòu)持股公司的關(guān)聯(lián)交易次數(shù)均值；2個(gè)及以上風(fēng)險(xiǎn)投資機(jī)構(gòu)持股公司的關(guān)聯(lián)交易發(fā)生額占期末總資產(chǎn)的比例均值為1.71%，大于1個(gè)風(fēng)險(xiǎn)投資機(jī)構(gòu)持股的比例均值；2個(gè)及以上風(fēng)險(xiǎn)投資持股的樣本與第一大股東或?qū)嶋H控制人的關(guān)聯(lián)交易次數(shù)均值為1.61，大于有1個(gè)風(fēng)險(xiǎn)投資持股的關(guān)聯(lián)交易次數(shù)均值；1個(gè)風(fēng)險(xiǎn)投資持股的公司與第一大股東關(guān)聯(lián)交易金額占期末總資產(chǎn)的比例均值為0.56%，高于2個(gè)及以上風(fēng)險(xiǎn)投資持股的公司與第一大股東關(guān)聯(lián)交易金額占期末總資產(chǎn)的比例均值。但上述差異的t檢驗(yàn)結(jié)果均不具有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義。結(jié)果見(jiàn)表6。

表6 持股的風(fēng)險(xiǎn)投資機(jī)構(gòu)數(shù)量對(duì)關(guān)聯(lián)交易次數(shù)和規(guī)模的影響

模型（3）的回歸結(jié)果見(jiàn)表7、表8。對(duì)于因變量關(guān)聯(lián)交易總次數(shù)、與第一大股東或?qū)嶋H控制人的關(guān)聯(lián)交易次數(shù)，自變量有無(wú)風(fēng)險(xiǎn)投資持股的系數(shù)為負(fù)，且在5%顯著性水平下有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義；對(duì)于因變量與第一大股東或?qū)嶋H控制人的關(guān)聯(lián)交易規(guī)模，自變量有無(wú)風(fēng)險(xiǎn)投資持股的系數(shù)為負(fù)，且在10%顯著性水平下有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義。結(jié)果證明，風(fēng)險(xiǎn)投資持股對(duì)于抑制上市公司關(guān)聯(lián)交易總次數(shù)、抑制與第一大股東或?qū)嶋H控制人集團(tuán)的關(guān)聯(lián)交易頻度和規(guī)模有顯著作用。

對(duì)于因變量關(guān)聯(lián)交易總次數(shù)、總規(guī)模，與第一大股東或?qū)嶋H控制人的關(guān)聯(lián)交易次數(shù)，自變量公司規(guī)模（總資產(chǎn)自然對(duì)數(shù)）的系數(shù)為正，且在5%的水平下有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義；對(duì)于因變量與第一大股東或?qū)嶋H控制人的關(guān)聯(lián)交易規(guī)模，自變量公司規(guī)模（總資產(chǎn)自然對(duì)數(shù)）的系數(shù)為正，且在10%顯著性水平下有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義。這一結(jié)果表明，隨著公司規(guī)模增大，關(guān)聯(lián)交易的頻度和規(guī)模亦增加。

表7 風(fēng)險(xiǎn)投資對(duì)關(guān)聯(lián)交易總次數(shù)和規(guī)模影響的回歸分析

表8 風(fēng)險(xiǎn)投資對(duì)第一大股東或?qū)嶋H控制人關(guān)聯(lián)交易影響的回歸分析

上述檢驗(yàn)結(jié)果表明在我國(guó)創(chuàng)業(yè)板市場(chǎng)上，由于風(fēng)險(xiǎn)投資的介入限制了上市公司第一大股東或?qū)嶋H控制人集團(tuán)的行為，也因此牽制了第一大股東或?qū)嶋H控制人集團(tuán)與上市公司關(guān)聯(lián)交易的頻率及規(guī)模。風(fēng)險(xiǎn)投資對(duì)限制上市公司高頻關(guān)聯(lián)交易有益。因高頻關(guān)聯(lián)交易多發(fā)生在與第一大股東或其實(shí)際控制人的交易中，所以抑制一股獨(dú)大與限制高頻關(guān)聯(lián)交易亦相輔相成。

3.有無(wú)風(fēng)險(xiǎn)投資、關(guān)聯(lián)交易規(guī)模對(duì)公司業(yè)績(jī)的影響（假設(shè)6、假設(shè)7）

關(guān)于檢驗(yàn)有無(wú)關(guān)聯(lián)交易對(duì)企業(yè)績(jī)效是否有顯著影響，描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果如下。

在樣本中，發(fā)生關(guān)聯(lián)交易的241家，未發(fā)生關(guān)聯(lián)交易的共229家。發(fā)生關(guān)聯(lián)交易組的違規(guī)次數(shù)均值為0.22，未發(fā)生關(guān)聯(lián)交易組的違規(guī)次數(shù)均值均為0.21，t檢驗(yàn)顯示差異不具有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義。發(fā)生關(guān)聯(lián)交易組的總資產(chǎn)增長(zhǎng)率均值為137%，小于未發(fā)生關(guān)聯(lián)交易組的均值，t檢驗(yàn)顯示差異不具有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義。發(fā)生關(guān)聯(lián)交易組的總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率均值為56%，高于未發(fā)生關(guān)聯(lián)交易組的均值，在10%顯著性水平下差異有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義（t檢驗(yàn)值為-1.66）。關(guān)于總資產(chǎn)報(bào)酬率，發(fā)生關(guān)聯(lián)交易與未發(fā)生關(guān)聯(lián)交易組的均值均為9%，t檢驗(yàn)顯示差異不具有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義。結(jié)果見(jiàn)表9-Panel A。

除對(duì)整個(gè)樣本進(jìn)行統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)以外，對(duì)其中有風(fēng)險(xiǎn)投資持股企業(yè)進(jìn)行了同樣的統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)，結(jié)果如下：在有風(fēng)險(xiǎn)投資介入的樣本中，發(fā)生關(guān)聯(lián)交易的企業(yè)有133家，未發(fā)生的有110家，發(fā)生關(guān)聯(lián)交易組的違規(guī)次數(shù)均值為0.22，未發(fā)生關(guān)聯(lián)交易組的違規(guī)次數(shù)均值為0.21，t檢驗(yàn)顯示不具有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義；發(fā)生關(guān)聯(lián)交易組的總資產(chǎn)增長(zhǎng)率均值為134%，小于未發(fā)生關(guān)聯(lián)交易組的樣本均值，t檢驗(yàn)顯示不具有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義；發(fā)生關(guān)聯(lián)交易的總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率均值為58%，高于未發(fā)生關(guān)聯(lián)交易的均值，在5%顯著性水平下差異有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義（t檢驗(yàn)值為-2.38）；關(guān)于總資產(chǎn)報(bào)酬率，發(fā)生關(guān)聯(lián)交易與未發(fā)生關(guān)聯(lián)交易的均值均為9%，t檢驗(yàn)顯示其差異不具有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義。結(jié)果見(jiàn)表9-Panel B。

對(duì)無(wú)風(fēng)險(xiǎn)投資持股的公司進(jìn)行了同樣的統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)。在無(wú)風(fēng)險(xiǎn)投資持股的樣本中，發(fā)生關(guān)聯(lián)交易有108家企業(yè)，未發(fā)生的有119家。發(fā)生關(guān)聯(lián)交易組的違規(guī)次數(shù)均值為0.21，未發(fā)生關(guān)聯(lián)交易組的違規(guī)次數(shù)均值為0.22；發(fā)生關(guān)聯(lián)交易組的總資產(chǎn)增長(zhǎng)率均值為142%，小于未發(fā)生關(guān)聯(lián)交易組的均值；發(fā)生關(guān)聯(lián)交易組的總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率均值為53%，小于未發(fā)生關(guān)聯(lián)交易組的均值；關(guān)于總資產(chǎn)報(bào)酬率，發(fā)生關(guān)聯(lián)交易與未發(fā)生關(guān)聯(lián)交易組的均值均為9%。以上各項(xiàng)的t檢驗(yàn)顯示，其差異均不具有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義。結(jié)果見(jiàn)表9-Panel C。

表9 有無(wú)關(guān)聯(lián)交易與公司績(jī)效的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果

關(guān)于關(guān)聯(lián)交易發(fā)生額的規(guī)模對(duì)企業(yè)績(jī)效是否有顯著影響，描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果如下。

在所有發(fā)生關(guān)聯(lián)交易的241家公司中，按關(guān)聯(lián)交易規(guī)模（關(guān)聯(lián)交易金額占總資產(chǎn)比例）分為2個(gè)區(qū)間：關(guān)聯(lián)交易規(guī)模（0%，0.5%］區(qū)間，包含135家企業(yè)；關(guān)聯(lián)交易規(guī)模＞0.5%區(qū)間，106家。關(guān)聯(lián)交易規(guī)模在（0%，0.5%］區(qū)間組的違規(guī)次數(shù)均值為0.24，高于＞0.5%組的違規(guī)次數(shù)均值，t檢驗(yàn)顯示差異不具有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義；關(guān)聯(lián)交易規(guī)模在（0.5%，1%］區(qū)間組的總資產(chǎn)增長(zhǎng)率均值為142%，高于＞0.5%組的總資產(chǎn)增長(zhǎng)率，t檢驗(yàn)顯示其差異不具有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義；公司關(guān)聯(lián)交易規(guī)模在＞0.5%區(qū)間的樣本總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率均值為62%，大于（0%，0.5%］組的均值，并顯示在5%顯著性水平下差異有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義（t檢驗(yàn)值為-2.023 8）；關(guān)于總資產(chǎn)報(bào)酬率，兩組均值均為9%，t檢驗(yàn)顯示差異不具有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義。具體見(jiàn)表10的Panel A部分。

對(duì)有風(fēng)險(xiǎn)投資持股的公司進(jìn)行了同樣的統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)。在發(fā)生關(guān)聯(lián)交易的樣本中，有風(fēng)險(xiǎn)投資參與的共133家。按樣本關(guān)聯(lián)交易規(guī)模分為2個(gè)區(qū)間：關(guān)聯(lián)交易規(guī)模在（0%，0.5%］區(qū)間的共74家企業(yè)，關(guān)聯(lián)交易規(guī)模在＞0.5%區(qū)間的共59家。關(guān)聯(lián)交易規(guī)模在（0%，0.5%］區(qū)間組的違規(guī)次數(shù)均值為0.23，高于＞0.5%組，t檢驗(yàn)顯示不具有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義；關(guān)聯(lián)交易規(guī)模在（0.5%，1%］區(qū)間組的總資產(chǎn)增長(zhǎng)率均值為133%，略高于＞0.5%組的總資產(chǎn)增長(zhǎng)率，t檢驗(yàn)顯示不具有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義；關(guān)聯(lián)交易規(guī)模在＞0.5%區(qū)間組的樣本的總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率均值為68%，大于（0%，0.5%］組的均值，顯示在5%水平下差異有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義（t檢驗(yàn)值為-2.035 2）；關(guān)聯(lián)交易規(guī)模在（0.5%，1%］區(qū)間組的總資產(chǎn)報(bào)酬率均值為9%，略高于＞0.5%組的總資產(chǎn)報(bào)酬率均值，t檢驗(yàn)顯示不具有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義。見(jiàn)表10的Panel B部分。

對(duì)無(wú)風(fēng)險(xiǎn)投資持股的企業(yè)亦進(jìn)行了同樣的統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)。在發(fā)生關(guān)聯(lián)交易的所有公司中，無(wú)風(fēng)險(xiǎn)投資參與的共108家。按關(guān)聯(lián)交易規(guī)模分為2個(gè)區(qū)間：關(guān)聯(lián)交易規(guī)模（0%，0.5%］區(qū)間，樣本數(shù)61個(gè)；關(guān)聯(lián)交易規(guī)模在＞0.5%區(qū)間，樣本數(shù)為47個(gè)。關(guān)聯(lián)交易規(guī)模在（0%，0.5%］區(qū)間組的違規(guī)次數(shù)均值為0.26，比＞0.5%組的違規(guī)次數(shù)均值高；關(guān)聯(lián)交易規(guī)模在（0.5%，1%］區(qū)間組的總資產(chǎn)增長(zhǎng)率均值為152%，比＞0.5%的總資產(chǎn)增長(zhǎng)率均值高；關(guān)聯(lián)交易規(guī)模在＞0.5%區(qū)間組的總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率均值為54%，略大于（0%，0.5%］組的均值；關(guān)于總資產(chǎn)報(bào)酬率，兩組的均值均為9%。以上各項(xiàng)t檢驗(yàn)顯示其差異均不具有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義。結(jié)果見(jiàn)表10的Panel C部分。

表10 關(guān)聯(lián)交易規(guī)模與公司績(jī)效的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果

模型（4）的回歸結(jié)果見(jiàn)表11、表12。對(duì)于因變量違規(guī)次數(shù)，自變量公司規(guī)模的系數(shù)為正且在1%顯著性水平下有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義。這表明隨著公司規(guī)模增加，公司的違規(guī)次數(shù)增多。其余自變量的回歸結(jié)果均無(wú)統(tǒng)計(jì)學(xué)意義。

對(duì)于因變量資產(chǎn)報(bào)酬率的增長(zhǎng)率，自變量有無(wú)關(guān)聯(lián)交易與有無(wú)風(fēng)險(xiǎn)投資的交叉變量系數(shù)為負(fù)且在5%顯著性水平下有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義，表明有關(guān)聯(lián)交易且有風(fēng)險(xiǎn)投資持股對(duì)總資產(chǎn)報(bào)酬率的增長(zhǎng)有顯著減弱作用；自變量公司規(guī)模系數(shù)為負(fù)且在10%顯著性水平下有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義，說(shuō)明隨著公司規(guī)模增加，將降低總資產(chǎn)報(bào)酬率增長(zhǎng)；自變量銷(xiāo)售增長(zhǎng)率系數(shù)為正且在5%顯著性水平下有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義；自變量資產(chǎn)負(fù)債率系數(shù)為負(fù)且在5%顯著性水平下有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義。其余自變量的回歸結(jié)果均無(wú)統(tǒng)計(jì)學(xué)意義。

對(duì)于因變量總資產(chǎn)增長(zhǎng)率，自變量資產(chǎn)負(fù)債率系數(shù)為正且在1%顯著性水平下有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義；自變量銷(xiāo)售增長(zhǎng)率的系數(shù)為正且在5%水平下有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義；自變量公司規(guī)模系數(shù)為負(fù)且在5%顯著性水平下有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義。其余自變量的回歸結(jié)果無(wú)統(tǒng)計(jì)學(xué)意義。

對(duì)于因變量總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率，自變量有無(wú)關(guān)聯(lián)交易與有無(wú)風(fēng)險(xiǎn)投資的交叉變量系數(shù)為正且在5%顯著性水平下有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義，表明有風(fēng)險(xiǎn)投資持股的公司發(fā)生關(guān)聯(lián)交易有利于促進(jìn)資產(chǎn)周轉(zhuǎn)效率；自變量市盈率系數(shù)為正且在5%顯著性水平下有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義。其余自變量的回歸結(jié)果均無(wú)統(tǒng)計(jì)學(xué)意義。

表11 有無(wú)風(fēng)險(xiǎn)投資、有無(wú)關(guān)聯(lián)交易對(duì)違規(guī)情況和ΔROA影響的回歸分析

表12 有無(wú)風(fēng)險(xiǎn)投資、有無(wú)關(guān)聯(lián)交易對(duì)總資產(chǎn)增長(zhǎng)率、總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率影響的回歸分析

由以上的兩個(gè)假設(shè)檢驗(yàn)結(jié)果可見(jiàn)，在創(chuàng)業(yè)板市場(chǎng)上，有關(guān)聯(lián)交易公司與無(wú)關(guān)聯(lián)交易公司的違規(guī)、總資產(chǎn)增長(zhǎng)率、總資產(chǎn)報(bào)酬率無(wú)顯著差異。這也印證了Gordon等人的研究，即關(guān)聯(lián)交易并未對(duì)公司價(jià)值有改善作用［9］。但總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率有顯著差異，發(fā)生關(guān)聯(lián)交易的樣本總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率高于未發(fā)生關(guān)聯(lián)交易的樣本。在有風(fēng)險(xiǎn)投資持股的公司中，這一現(xiàn)象非常顯著。關(guān)聯(lián)交易規(guī)模越大，總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率越高，而無(wú)風(fēng)險(xiǎn)投資持股的公司這一現(xiàn)象并不顯著。這說(shuō)明，有風(fēng)險(xiǎn)投資持股的公司對(duì)于關(guān)聯(lián)交易占用資金的使用效率更加重視，關(guān)聯(lián)交易促進(jìn)了資產(chǎn)在關(guān)聯(lián)企業(yè)間的周轉(zhuǎn)和流動(dòng)。相對(duì)于與非關(guān)聯(lián)企業(yè)，交易發(fā)生于關(guān)聯(lián)企業(yè)間使得資產(chǎn)周轉(zhuǎn)更加便利，因而增加了資產(chǎn)的使用效率。此外，回歸分析結(jié)果顯示，創(chuàng)業(yè)板上市公司發(fā)生關(guān)聯(lián)交易且有風(fēng)險(xiǎn)投資持股對(duì)總資產(chǎn)報(bào)酬率的增長(zhǎng)有明顯的減弱作用。

三、結(jié)論

本文以2009—2011年創(chuàng)業(yè)板上市的470家公司為樣本，針對(duì)有無(wú)風(fēng)險(xiǎn)投資參與股權(quán)對(duì)公司關(guān)聯(lián)交易和公司績(jī)效的影響進(jìn)行實(shí)證研究。研究發(fā)現(xiàn)，風(fēng)險(xiǎn)投資持股改變了上市公司股權(quán)結(jié)構(gòu)，顯著降低了第一大股東的持股比例，分散了股權(quán)集中度，風(fēng)險(xiǎn)投資對(duì)抑制“一股獨(dú)大”的股權(quán)結(jié)構(gòu)有益。有風(fēng)險(xiǎn)投資持股的公司獨(dú)立董事比例反而低于無(wú)風(fēng)險(xiǎn)投資持股的公司，原因不在于獨(dú)立董事人數(shù)的多少，而在于內(nèi)部董事人數(shù)的多少。由此可見(jiàn)，國(guó)內(nèi)風(fēng)險(xiǎn)投資目前更注重自身介入企業(yè)管理的權(quán)利，對(duì)于企業(yè)的最佳治理結(jié)構(gòu)、外部監(jiān)督的關(guān)注程度較低。有風(fēng)險(xiǎn)投資持股的公司關(guān)聯(lián)交易類(lèi)型相對(duì)分散，向第一大股東利益集團(tuán)的購(gòu)銷(xiāo)行為比例明顯低于無(wú)風(fēng)險(xiǎn)投資持股的公司，大股東影響減弱。風(fēng)險(xiǎn)投資持股對(duì)于抑制上市公司關(guān)聯(lián)交易總次數(shù)、抑制與第一大股東或?qū)嶋H控制人集團(tuán)的關(guān)聯(lián)交易頻度和規(guī)模有顯著作用。在創(chuàng)業(yè)板市場(chǎng)上有風(fēng)險(xiǎn)投資持股的公司中，關(guān)聯(lián)交易規(guī)模越大，總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率越高，而在同樣發(fā)生了關(guān)聯(lián)交易的無(wú)風(fēng)險(xiǎn)投資持股公司中這一現(xiàn)象并不顯著。這表明，有風(fēng)險(xiǎn)投資持股的公司，對(duì)于關(guān)聯(lián)交易占用資金的使用效率更加重視并引導(dǎo)關(guān)聯(lián)交易有利于企業(yè)運(yùn)營(yíng)。但風(fēng)險(xiǎn)投資的參與對(duì)除資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率以外的其他業(yè)績(jī)指標(biāo)沒(méi)有明顯改善性影響。

我國(guó)創(chuàng)業(yè)板上市公司應(yīng)引入多個(gè)風(fēng)險(xiǎn)投資機(jī)構(gòu)，改善公司股權(quán)結(jié)構(gòu)，降低與第一大股東集團(tuán)的關(guān)聯(lián)交易水平，加強(qiáng)關(guān)聯(lián)交易對(duì)提高公司資產(chǎn)利用效率的促進(jìn)作用；另一方面，國(guó)內(nèi)的風(fēng)險(xiǎn)投資機(jī)構(gòu)應(yīng)充分發(fā)揮機(jī)構(gòu)投資者功能，強(qiáng)化其在公司治理中的作用，給予公司以更多專(zhuān)業(yè)支持和第三方監(jiān)督，改善企業(yè)運(yùn)作方式，運(yùn)用風(fēng)險(xiǎn)投資機(jī)構(gòu)的專(zhuān)業(yè)能力和資源優(yōu)勢(shì)，通過(guò)提升公司治理水平來(lái)提升被投資企業(yè)的價(jià)值。

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［2］劉國(guó)豐.中國(guó)風(fēng)險(xiǎn)投資對(duì)被投資公司治理的影響研究——以中小版上市公司為例［J］.陜西農(nóng)業(yè)科學(xué)，2009（5）：144-146.

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