退出不確定性與風(fēng)險資本辛迪加聯(lián)合投資—基于中國IPO暫停的準(zhǔn)自然實驗

付 輝，周方召

（江南大學(xué) 商學(xué)院，江蘇 無錫 214122）

一、引 言

辛迪加聯(lián)合投資是金融市場中非常普遍的投資形式，往往可以綜合發(fā)揮參與聯(lián)合投資機構(gòu)的資源優(yōu)勢，更好地實現(xiàn)投資效率。在風(fēng)險投資實踐中，風(fēng)投機構(gòu)往往也會選擇辛迪加聯(lián)合投資的形式，表現(xiàn)為兩家或者更多的風(fēng)投機構(gòu)同時投資一個創(chuàng)業(yè)項目。現(xiàn)有文獻（Admati和Pfleiderer，1994；Lerner，1994；Lockett和 Wright，2001；Kaplan 和 Str?mberg，2003）指出，風(fēng)投機構(gòu)采取辛迪加聯(lián)合投資的經(jīng)濟優(yōu)勢主要表現(xiàn)為：（1）項目選擇假說。辛迪加聯(lián)合投資意味著參與聯(lián)合投資的風(fēng)投機構(gòu)已達成一致意向，共同投資某一個創(chuàng)業(yè)項目是風(fēng)投機構(gòu)發(fā)揮各自綜合評判優(yōu)勢的選擇結(jié)果。這反映了對項目前景的一致性預(yù)期，有利于提高風(fēng)投機構(gòu)挑選到好項目的可能性，降低投資失敗的概率。（2）項目增值假說。辛迪加聯(lián)合投資更有利于風(fēng)投機構(gòu)充分挖掘和利用各自的優(yōu)勢資源，以更好地發(fā)揮增值職能，促進被投資企業(yè)成長。（3）交易機會假說。風(fēng)投機構(gòu)積極與其他風(fēng)投機構(gòu)合作，參與辛迪加聯(lián)合投資活動，有更多機會挑選到發(fā)展?jié)摿玫膭?chuàng)業(yè)項目。（4）還有其他一些觀點，如辛迪加聯(lián)合投資有助于風(fēng)投機構(gòu)分散和規(guī)避投資風(fēng)險、增加談判力（Wang和Wang，2012）、掌握一定控制權(quán)甚至有助于緩解代理問題等。綜上所述，已有研究的基本觀點是，風(fēng)投機構(gòu)積極地采取辛迪加聯(lián)合投資形式，既可以主動接觸更多的創(chuàng)業(yè)企業(yè)，又可以更好地發(fā)揮辛迪加聯(lián)合投資優(yōu)勢，從而實現(xiàn)更好更快的投資回報。但已有研究卻無法很好地解釋風(fēng)投機構(gòu)在不同國家和地區(qū)采取辛迪加聯(lián)合投資比例的差異，①Brander等（2002）基于加拿大數(shù)據(jù)的分析顯示，1997年風(fēng)投機構(gòu)采取辛迪加聯(lián)合投資的比例高達60%；Wright和Lockett（2003）發(fā)現(xiàn)在歐洲，2001年風(fēng)投機構(gòu)采取辛迪加聯(lián)合投資的比例為30%，而在美國則高達60%。下文中描述性統(tǒng)計結(jié)果顯示，中國2002?2015年風(fēng)險投資機構(gòu)采取辛迪加聯(lián)合投資的比例為32.4%。以及在不確定性條件下采取辛迪加聯(lián)合投資意愿的差異。

風(fēng)險投資機構(gòu)作為創(chuàng)業(yè)企業(yè)最主要的資金提供者，其投資過程可以劃分為三個階段：（1）“投”階段：選擇創(chuàng)業(yè)項目，為其提供所需的資金；（2）“管”階段：參與企業(yè)管理，發(fā)揮監(jiān)督增值職能，促進創(chuàng)業(yè)企業(yè)成長；（3）“退”階段：待被投資企業(yè)發(fā)展到一定階段之后，風(fēng)投機構(gòu)選擇退出，獲取投資收益。由此，風(fēng)險投資機構(gòu)的投資實踐活動遵循“價值發(fā)現(xiàn)?價值創(chuàng)造?價值實現(xiàn)”（李曜和王秀軍，2015）的完整流程，不斷尋找創(chuàng)業(yè)項目并開展新一輪投資服務(wù)，進而形成“投管退”三部曲循環(huán)。這意味著在選擇創(chuàng)業(yè)項目并決定是否采取辛迪加聯(lián)合投資形式時，風(fēng)險投資機構(gòu)需要考慮整個“投管退”過程，而“退”階段是風(fēng)投機構(gòu)實現(xiàn)投資回報最為關(guān)鍵的環(huán)節(jié)。由此，本文關(guān)注的核心問題是，退出不確定性如何影響風(fēng)投機構(gòu)的辛迪加聯(lián)合投資行為。

需要指出的是，被投資企業(yè)成功首次公開上市發(fā)行（Initial Public Offerings，簡稱IPO）是風(fēng)投機構(gòu)獲取投資回報而實現(xiàn)成功退出的最理想的方式（Sahlman，1990；Brau等，2003；Bayar和Chemmanur，2011；Tian和Wang，2014）。也有文獻將公開上市和并購作為風(fēng)投機構(gòu)成功退出的方式（Gompers和 Lerner，2000；S?rensen，2007；Bottazzi等，2008；Tian，2011）。而自 1994 年以來，中國證監(jiān)會先后九次實行了IPO暫停政策。一旦暫停IPO，創(chuàng)業(yè)企業(yè)在中國公開發(fā)行股票的通道被關(guān)閉，風(fēng)投機構(gòu)的退出渠道受阻，退出不確定性加劇。在此期間，風(fēng)投機構(gòu)的退出渠道就變?yōu)楸煌顿Y企業(yè)去海外公開上市，或者被并購、回購，或者等待IPO重啟之后在國內(nèi)上市。因此，IPO暫停這一外生的準(zhǔn)自然實驗為我們提供了很好地測度風(fēng)投機構(gòu)退出不確定性的機會。

中國證券市場相對并不成熟，存在IPO暫停的政策沖擊，使得風(fēng)投機構(gòu)面臨的退出不確定性加劇。風(fēng)投機構(gòu)的投資實踐活動往往遵循“投管退”三個階段的完整循環(huán)流程，最終形成持續(xù)穩(wěn)定的投資回報收入流。一旦IPO退出受阻，則退出不確定性加劇，風(fēng)投機構(gòu)的“投管退”循環(huán)鏈條會中斷，從而無法順利獲得正常的投資回報。這可能導(dǎo)致兩個方面的后果：一方面，風(fēng)投機構(gòu)完整的投資流程受阻，影響其新項目的投資能力；另一方面，風(fēng)投機構(gòu)對投資項目風(fēng)險的要求更加嚴(yán)格，對“好企業(yè)”的篩選更加挑剔。由此，風(fēng)投機構(gòu)的投資意愿和積極性可能會降低，表現(xiàn)為投資資金規(guī)模減小等。另外，風(fēng)投機構(gòu)采取辛迪加聯(lián)合投資的概率可能也會降低。

本文利用中國IPO暫停這一外生政策沖擊作為準(zhǔn)自然實驗，衡量風(fēng)投機構(gòu)的退出不確定性，實證檢驗退出不確定性對風(fēng)投機構(gòu)采取辛迪加聯(lián)合投資的影響。研究結(jié)果表明：退出不確定性加劇會降低風(fēng)投機構(gòu)采取辛迪加聯(lián)合投資的可能性，也會降低風(fēng)投機構(gòu)的投資意愿，創(chuàng)業(yè)企業(yè)獲得的融資規(guī)模會顯著降低；風(fēng)投機構(gòu)采取辛迪加聯(lián)合投資方式及其投資意愿對風(fēng)投機構(gòu)的退出結(jié)果存在積極的影響，這意味著退出不確定性加劇最終會對風(fēng)投機構(gòu)的退出結(jié)果產(chǎn)生負向影響。

本文可能的貢獻與創(chuàng)新主要體現(xiàn)在：第一，現(xiàn)有文獻更多地側(cè)重于風(fēng)投機構(gòu)在“投”階段的辛迪加聯(lián)合投資本身，而本文基于風(fēng)投機構(gòu)在投資實踐活動中“價值發(fā)現(xiàn)?價值創(chuàng)造?價值實現(xiàn)”完整循環(huán)流程的視角，研究了退出不確定性對風(fēng)投機構(gòu)辛迪加聯(lián)合投資行為的可能影響。第二，本文立足于中國市場情境與制度特色，采用IPO暫停政策沖擊這一準(zhǔn)自然實驗來度量風(fēng)投機構(gòu)面臨的退出不確定性，深入考察了退出不確定性對風(fēng)投機構(gòu)辛迪加聯(lián)合投資行為的影響及經(jīng)濟后果。第三，與現(xiàn)有文獻基于風(fēng)險投資的項目選擇、項目增值、交易機會以及風(fēng)險規(guī)避等視角不同，本文從退出不確定性角度分析了風(fēng)投機構(gòu)的辛迪加聯(lián)合投資行為，豐富和擴展了這個領(lǐng)域的研究視角和思路。

二、文獻綜述

大量文獻研究表明，傳統(tǒng)的金融機構(gòu)并不是創(chuàng)業(yè)企業(yè)獲取融資的便利渠道。而風(fēng)險投資彌補了傳統(tǒng)金融機構(gòu)“信貸配給”的市場空缺，投資創(chuàng)業(yè)企業(yè)，參與企業(yè)管理，發(fā)揮增值職能，促進企業(yè)成長。辛迪加聯(lián)合投資是風(fēng)投機構(gòu)最典型的投資行為，這里的文獻綜述主要圍繞辛迪加聯(lián)合投資行為及其經(jīng)濟后果兩個方面展開。

（一）風(fēng)投機構(gòu)辛迪加聯(lián)合投資

作為擁有信息的金融中介，風(fēng)險投資機構(gòu)采取辛迪加聯(lián)合投資，其優(yōu)勢體現(xiàn)在：在聯(lián)合投資過程中共同篩選創(chuàng)業(yè)項目，有助于增加選中好項目的可能性（Lerner，1994；Brander等，2002；Cumming，2006；Casamatta和 Haritchabalet，2007；Cestone等，2007；Cumming 等，2010；Dimov 和Milanov，2010），更好地發(fā)揮選擇職能；辛迪加聯(lián)合投資還有助于風(fēng)投機構(gòu)充分利用各自的專業(yè)優(yōu)勢資源，更好地發(fā)揮監(jiān)督增值職能（Lerner，1995；Sorenson 和 Stuart，2000；Fritsch 和 Schilder，2008；Meuleman等，2009）；此外，出于分散化投資和風(fēng)險規(guī)避，風(fēng)投機構(gòu)也會采取辛迪加聯(lián)合投資（Bygrave，1987；Lerner 1994；Lockett和 Wright，2001；Kaiser和 Lauterbach，2007；Checkley，2009）。

對風(fēng)險投資機構(gòu)來說，辛迪加聯(lián)合投資也是具有吸引力的投資策略：首先，辛迪加聯(lián)合投資可以彌補自身獨立投資時相關(guān)資源的匱乏和專業(yè)能力的不足，還可以主動參與、接觸并投資更多的創(chuàng)業(yè)項目，更加充分利用和發(fā)揮所有投資者在選擇項目、發(fā)揮增值職能方面的專業(yè)能力（Bygrave，1987）；其次，通過參與辛迪加聯(lián)合投資，既可以與更多的風(fēng)投機構(gòu)同行建立合作關(guān)系，也可以通過投資項目的良好業(yè)績表現(xiàn)來更快更好地建立市場聲譽，有助于今后向一般合伙人募集基金（Podolny，2001；Milanov 和 Shepherd，2008）。

也有部分文獻開始關(guān)注投資環(huán)境、法律環(huán)境以及制度環(huán)境等因素對風(fēng)投機構(gòu)辛迪加聯(lián)合投資行為的影響。比如，Cumming等（2005）指出，被投資企業(yè)IPO退出的流動性風(fēng)險會影響風(fēng)投機構(gòu)的投資行為，當(dāng)獲取投資回報的流動性風(fēng)險較高時，風(fēng)投機構(gòu)傾向于選擇辛迪加聯(lián)合投資形式，通過充分利用聯(lián)合投資形式，可以更好地選擇具有發(fā)展?jié)摿Φ膭?chuàng)業(yè)項目，并更加充分地發(fā)揮各自的增值服務(wù)專業(yè)職能，以降低潛在的投資風(fēng)險。Cumming等（2010）使用美洲、歐洲和亞洲9個國家的數(shù)據(jù)，研究了法律制度環(huán)境對風(fēng)投機構(gòu)投資行為的影響，實證發(fā)現(xiàn)更好的法律制度環(huán)境有助于風(fēng)投機構(gòu)發(fā)揮項目篩選、信息分享、共同決策以及價值增值職能，更愿意采取辛迪加聯(lián)合投資形式。Liu和Tian（2017）認為辛迪加聯(lián)合投資是有成本的，股票價格信息的有效性會影響風(fēng)投機構(gòu)的辛迪加聯(lián)合投資和分階段投資行為；當(dāng)股票價格信息的有效性較高時，風(fēng)投機構(gòu)可以很好地進行市場學(xué)習(xí)和獲知相關(guān)信息，從而傾向于獨立投資。Tian和Ye（2017）則研究發(fā)現(xiàn)，經(jīng)濟政策不確定性會降低風(fēng)投機構(gòu)的投資意愿，并對其投資績效表現(xiàn)產(chǎn)生負向影響。

Casamatta和Haritchabalet（2007）指出，風(fēng)投機構(gòu)是否采取辛迪加聯(lián)合投資形式，主要基于兩個方面的權(quán)衡：（1）采取辛迪加聯(lián)合投資，可以充分發(fā)揮各自的信息優(yōu)勢，更好地識別和判斷投資項目，更有利于利用各自優(yōu)勢發(fā)揮增值職能。（2）辛迪加聯(lián)合投資也是有成本的（Liu和Tian，2017），會使項目的部分剩余收益被其他投資者分享；同時，辛迪加聯(lián)合投資也可能引發(fā)投資者之間在價值增值方面存在道德風(fēng)險問題?？傮w來看，現(xiàn)有文獻大多從項目選擇假說、項目增值假說和風(fēng)險分擔(dān)假說的視角，解釋風(fēng)投機構(gòu)選擇辛迪加聯(lián)合投資形式的潛在動機。本文則從風(fēng)投機構(gòu)面臨退出不確定性的視角，發(fā)現(xiàn)退出不確定性加劇會降低風(fēng)投機構(gòu)采取辛迪加聯(lián)合投資的積極性。

（二）辛迪加聯(lián)合投資的經(jīng)濟后果

對于辛迪加聯(lián)合投資的經(jīng)濟后果，現(xiàn)有文獻存在一定爭議。大量文獻研究表明，辛迪加聯(lián)合投資有助于被投資企業(yè)的成長（Brander等，2002；Giot和 Schwienbacher，2007；De Clercq 和Dimov，2008；Nahata，2008；Das等，2011）。Fleming（2004）基于澳大利亞數(shù)據(jù)的研究卻得到相反的結(jié)論。Tian（2012）研究指出，風(fēng)投機構(gòu)采取辛迪加聯(lián)合投資形式對創(chuàng)業(yè)企業(yè)在兩個維度有增值貢獻：第一，辛迪加聯(lián)合投資有助于提高被投資企業(yè)的產(chǎn)品市場價值，幫助被投資企業(yè)發(fā)展創(chuàng)新；第二，辛迪加聯(lián)合投資有助于提高被投資企業(yè)IPO的可能性以及IPO之后的市場估值。

陸瑤等（2017）使用2000?2012年風(fēng)險投資支持的上市公司數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)與獨立投資形式相比，風(fēng)投機構(gòu)采取辛迪加聯(lián)合投資形式會使被投資公司表現(xiàn)出更強的創(chuàng)新能力。胡劉芬和沈維濤（2014）采用具有風(fēng)投背景的滬深A(yù)股企業(yè)樣本，發(fā)現(xiàn)辛迪加聯(lián)合投資形式對風(fēng)投機構(gòu)的投資績效具有負向影響。一方面，風(fēng)投機構(gòu)對于好項目往往傾向于獨立投資，對于質(zhì)量適中的項目傾向于采取辛迪加聯(lián)合投資形式；另一方面，辛迪加聯(lián)合投資可能會降低責(zé)任感，加重委托代理問題，從而無法很好地發(fā)揮價值增值職能。胡劉芬和周澤將（2017）以1998?2015年中國風(fēng)險投資市場上的首輪投資事件為樣本，研究發(fā)現(xiàn)風(fēng)投機構(gòu)的網(wǎng)絡(luò)關(guān)系會提高辛迪加聯(lián)合投資的可能性，但是這種以社會交換為目標(biāo)的辛迪加聯(lián)合投資形式降低了項目的投資績效。

三、數(shù)據(jù)和變量

（一）數(shù)據(jù)來源

本文選取2002年1月1日至2015年12月31日風(fēng)險投資機構(gòu)投資創(chuàng)業(yè)企業(yè)的事件，以投資事件發(fā)生時中國證券市場是否處于IPO暫停狀態(tài)來衡量風(fēng)投機構(gòu)的退出不確定性，考察風(fēng)投機構(gòu)在投資項目時面臨的退出不確定性對其辛迪加聯(lián)合投資行為的影響及經(jīng)濟后果。我們根據(jù)清科私募通數(shù)據(jù)庫提供的投資事件信息，獲得了風(fēng)投機構(gòu)投資和創(chuàng)業(yè)企業(yè)融資兩個方面的數(shù)據(jù)。

在風(fēng)投機構(gòu)投資數(shù)據(jù)中，本文關(guān)注的對象是：在每一個投資事件中，每一個風(fēng)投機構(gòu)的相關(guān)信息識別，即辛迪加聯(lián)合投資中的領(lǐng)投者還是跟投者，抑或是獨立投資者身份，最終獲得了24 086個投資樣本。在創(chuàng)業(yè)企業(yè)融資數(shù)據(jù)中，本文關(guān)注的對象是：創(chuàng)業(yè)企業(yè)每一次融資的具體情況，包括風(fēng)投機構(gòu)是否采用辛迪加聯(lián)合投資形式、融資規(guī)模等，最終獲得了14 661個融資樣本。圖1展示了風(fēng)投機構(gòu)投資和創(chuàng)業(yè)企業(yè)融資樣本的年度分布情況。

圖1 風(fēng)投機構(gòu)投資和創(chuàng)業(yè)企業(yè)融資樣本的年度分布情況

（二）退出不確定性

中國股票市場建立以上海證券交易所在1990年12月19日開業(yè)為標(biāo)志，自1994年7月21日第一次IPO暫停以來，已經(jīng)發(fā)生九次IPO暫停，其中有五次發(fā)生在本文所考察的投融資事件的時間區(qū)間內(nèi)，具體情況見表1。

表1 中國滬深股市2002?2015年IPO停發(fā)回顧

2015年中國股市經(jīng)歷了暴跌，在短短20個交易日內(nèi)從5 100多點跌至3 100點附近。監(jiān)管部門出臺多種救市措施，包括暫緩新股發(fā)行。但在此期間，市場對IPO重啟較為樂觀，九月份市場上還曾傳聞IPO將迅速重啟。本文將2015年IPO暫緩發(fā)行與前面四次IPO暫停做區(qū)分處理，只將2015年以前的IPO暫停作為風(fēng)投機構(gòu)面臨退出不確定性的準(zhǔn)自然實驗。

在風(fēng)險投資機構(gòu)的投資實踐活動中，“價值發(fā)現(xiàn)?價值創(chuàng)造?價值實現(xiàn)”的“投管退”完整流程影響其投資決策行為。IPO暫停對風(fēng)投機構(gòu)的影響主要體現(xiàn)為造成其“投管退”循環(huán)鏈條的中斷，可能改變其投資意愿與行為。風(fēng)投機構(gòu)往往具有聯(lián)合投資和分階段投資的行為特征，其投資資金往往分布在不同發(fā)展階段的企業(yè)，表現(xiàn)為投資項目分別處于“投”“管”“退”不同流程，從而形成風(fēng)投機構(gòu)“將募集的資金進行投資，退出后取得投資回報”的循環(huán)鏈條。一旦IPO暫停，風(fēng)投機構(gòu)的退出會受到影響，導(dǎo)致其“投管退”循環(huán)鏈條的中斷，從而可能影響其整個投資實踐和決策行為。

本文以風(fēng)投機構(gòu)投資創(chuàng)業(yè)企業(yè)事件發(fā)生時，中國證券市場是否處于IPO暫停狀態(tài)（不包括2015年IPO暫緩事件），衡量風(fēng)投機構(gòu)面臨的退出不確定性。具體而言，創(chuàng)業(yè)企業(yè)在某一輪融資過程中接受風(fēng)投機構(gòu)投資時，若處于2015年以前的IPO暫停期間，則suspen取值為1，表示風(fēng)投機構(gòu)在投資時面臨的退出不確定性加??；否則，suspen取值為0。

（三）風(fēng)險投資辛迪加聯(lián)合投資

本文選取了5個指標(biāo)來衡量風(fēng)險投資的辛迪加聯(lián)合投資行為：（1）在創(chuàng)業(yè)企業(yè)融資樣本中，對于每一輪融資，若獲得兩家及以上的風(fēng)投機構(gòu)聯(lián)合投資，則syndica取值為1，否則syndica取值為0；（2）在創(chuàng)業(yè)企業(yè)融資樣本中，使用在某一輪融資中參與投資的風(fēng)投機構(gòu)數(shù)目sydicnum來衡量，取值為1表示風(fēng)投機構(gòu)獨立投資，取值大于或等于2則表示辛迪加聯(lián)合投資；（3）在風(fēng)投機構(gòu)投資樣本中，對于風(fēng)投機構(gòu)參與的每一項投資，若風(fēng)投機構(gòu)是領(lǐng)投者身份，則leaderdum取值為1，否則leaderdum取值為0；（4）在風(fēng)投機構(gòu)投資樣本中，若風(fēng)投機構(gòu)是跟投者身份，則followdum取值為1，否則followdum取值為0；（5）在風(fēng)投機構(gòu)投資樣本中，若風(fēng)投機構(gòu)是獨立投資者身份，則indepedum取值為1，否則indepedum取值為0。

（四）控制變量

1. 風(fēng)投機構(gòu)資質(zhì)變量exp。風(fēng)投機構(gòu)的累積投資次數(shù)是對其資質(zhì)的實時度量（S?rensen，2007），反映了風(fēng)投機構(gòu)在投資項目時的歷史經(jīng)驗和投資實力。在創(chuàng)業(yè)企業(yè)融資樣本中，若是風(fēng)投機構(gòu)聯(lián)合投資，則選取領(lǐng)投者的資質(zhì)變量來度量。

2. 風(fēng)投機構(gòu)是否具有外資背景的虛擬變量。若風(fēng)投機構(gòu)具有（混合）外資背景，則statedum取值為1；若完全是本土背景，則statedum取值為0。

3. 創(chuàng)業(yè)企業(yè)自身發(fā)展?jié)摿ψ兞縯urnnum。一般來說，創(chuàng)業(yè)企業(yè)的發(fā)展?jié)摿εc資質(zhì)應(yīng)根據(jù)自身的指標(biāo)來測度，但是企業(yè)發(fā)展具有高風(fēng)險和高度不確定性，其發(fā)展?jié)摿Φ闹笜?biāo)變量較難選取。本文借鑒付輝和周方召（2017）采用樣本期內(nèi)創(chuàng)業(yè)企業(yè)獲得融資的輪次turnnum來度量其發(fā)展?fàn)顩r與潛力的方法。這是從事后的視角來度量創(chuàng)業(yè)企業(yè)的發(fā)展?jié)摿?。對于典型的?chuàng)業(yè)企業(yè)，其發(fā)展成長是一個漫長的過程，需要風(fēng)投機構(gòu)的多輪投資。創(chuàng)業(yè)企業(yè)要想獲得下一輪融資，必須在完成上一輪融資之后，向市場證明企業(yè)發(fā)展的狀態(tài)和業(yè)績表現(xiàn)，否則可能難以獲得市場上投資者的認可，從而很難完成新一輪融資。對于創(chuàng)業(yè)企業(yè)發(fā)展?jié)摿Φ淖R別與判斷，風(fēng)投機構(gòu)是最專業(yè)、最積極的“伯樂”群體，創(chuàng)業(yè)企業(yè)越有發(fā)展?jié)摿?，就越容易受到風(fēng)投機構(gòu)的關(guān)注和青睞。在本文看來，融資輪次變量turnnum表面上衡量企業(yè)在IPO之前的發(fā)展?fàn)顩r，實質(zhì)上是風(fēng)投機構(gòu)對其發(fā)展?fàn)顩r的評估結(jié)果，或者說是風(fēng)投機構(gòu)甄別效應(yīng)的具體體現(xiàn)。越是好的創(chuàng)業(yè)項目，發(fā)展?fàn)顩r越理想，越容易獲得多輪次的融資資金。

4. 創(chuàng)業(yè)企業(yè)接受風(fēng)投首輪投資時所處發(fā)展階段的虛擬變量。創(chuàng)業(yè)企業(yè)的成長一般包括三個階段：種子與初創(chuàng)期、擴張期和成熟期。若創(chuàng)業(yè)企業(yè)處于種子期或初創(chuàng)期，則stagesetup取值為1，否則取值為0；若創(chuàng)業(yè)企業(yè)處于擴張期，則stageexpand取值為1，否則取值為0；若創(chuàng)業(yè)企業(yè)處于成熟期，則stagemature取值為1，否則取值為0。

5. 創(chuàng)業(yè)企業(yè)所處地理位置的虛擬變量。若創(chuàng)業(yè)企業(yè)的工商注冊地在北京、上海、深圳、廣州這四個一線城市，則topmarket取值為1，否則取值為0。

6. 創(chuàng)業(yè)企業(yè)融資事件發(fā)生時融資輪次的虛擬變量。若是A輪融資，則turnA取值為1，否則取值為0。

7. 創(chuàng)業(yè)企業(yè)所屬行業(yè)的虛擬變量。若企業(yè)屬于計算機相關(guān)行業(yè)，則I_computer取值為1，否則取值為0；若企業(yè)屬于通信與電子相關(guān)行業(yè)，則I_comelec取值為1，否則取值為0；若企業(yè)屬于生物、醫(yī)藥與新能源通信與電子相關(guān)行業(yè)，則I_medbioene取值為1，否則取值為0；若企業(yè)屬于文化、影視、藝術(shù)、新聞傳媒、娛樂等相關(guān)行業(yè)，則I_enterta取值為1，否則取值為0；若企業(yè)屬于互聯(lián)網(wǎng)相關(guān)行業(yè)，則I_intenet取值為1，否則取值為0；若企業(yè)屬于上述行業(yè)以外的行業(yè)，則I_other取值為1，否則取值為0。

8. 風(fēng)投機構(gòu)投資創(chuàng)業(yè)企業(yè)所處年度的虛擬變量。本文樣本區(qū)間為2002?2015年，共14個年度，根據(jù)樣本的年度分布特征，2002年和2003年的樣本數(shù)據(jù)過少（見圖1）。因此，本文將2002年和2003年共同作為基準(zhǔn)年度，設(shè)置了2004?2015年共12個年度虛擬變量。

（五）描述性統(tǒng)計

表2給出了風(fēng)投機構(gòu)投資和創(chuàng)業(yè)企業(yè)融資樣本中相應(yīng)變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果。由表2可知，風(fēng)投機構(gòu)投資樣本有24 086個觀測值，創(chuàng)業(yè)企業(yè)融資樣本的觀測值為14 661個。從風(fēng)投機構(gòu)投資樣本中可以看出，風(fēng)投機構(gòu)領(lǐng)投者占比20.5%，跟投者占比33.2%，風(fēng)投機構(gòu)獨立投資占比46.3%，投資事件發(fā)生在IPO暫停期間的樣本占比14.9%。從創(chuàng)業(yè)企業(yè)融資樣本中可以看出，32.4%的樣本是辛迪加聯(lián)合投資形式，參與投資的風(fēng)投機構(gòu)數(shù)目均值為1.57家，創(chuàng)業(yè)企業(yè)獲得融資發(fā)生在IPO暫停期間的樣本占比16.4%。其他控制變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果在兩個樣本中的差異不大。

表2 風(fēng)投機構(gòu)投資與創(chuàng)業(yè)企業(yè)融資樣本的描述性統(tǒng)計結(jié)果

續(xù)表2 風(fēng)投機構(gòu)投資與創(chuàng)業(yè)企業(yè)融資樣本的描述性統(tǒng)計結(jié)果

四、退出不確定性與辛迪加聯(lián)合投資

（一）基本實證結(jié)果

為了考察退出不確定性如何影響風(fēng)投機構(gòu)辛迪加聯(lián)合投資行為，本文分別基于風(fēng)投機構(gòu)投資樣本和創(chuàng)業(yè)企業(yè)融資樣本建立了不同形式的回歸模型。回歸模型或者采用普通最小二乘回歸，或者采用Probit回歸。

其中，風(fēng)投機構(gòu)的辛迪加聯(lián)合投資變量INV分別使用syndica、sydicnum、leaderdum和followdum來度量，獨立投資變量使用indepedum來度量，它們均作為被解釋變量。suspen表示風(fēng)投機構(gòu)投資創(chuàng)業(yè)企業(yè)時面臨的退出不確定性，采用投資事件發(fā)生時是否處于IPO暫停期間的虛擬變量來度量。M是表2中列示的一系列控制變量?；貧w結(jié)果見表3。

表3 退出不確定性與風(fēng)投機構(gòu)辛迪加聯(lián)合投資

續(xù)表3 退出不確定性與風(fēng)投機構(gòu)辛迪加聯(lián)合投資

在模型（1）和模型（2）中，被解釋變量分別是創(chuàng)業(yè)企業(yè)融資樣本中風(fēng)投機構(gòu)是否采用辛迪加聯(lián)合投資形式的虛擬變量syndica及參與投資的風(fēng)投機構(gòu)數(shù)目變量sydicnum，解釋變量suspen的回歸系數(shù)均在1%的水平上顯著為負。這表明，一旦發(fā)生IPO暫停，風(fēng)投機構(gòu)的IPO退出通道受阻，退出不確定性加劇，采取辛迪加聯(lián)合投資的意愿和可能性降低。在模型（3）和模型（4）中，被解釋變量分別是風(fēng)投機構(gòu)投資樣本中是否為辛迪加聯(lián)合投資形式中領(lǐng)投者身份leaderdum和跟投者身份followdum的虛擬變量，解釋變量suspen的回歸系數(shù)分別在10%和1%的水平上顯著為負。這表明，一旦發(fā)生IPO暫停，風(fēng)投機構(gòu)在辛迪加聯(lián)合投資中領(lǐng)投和跟投的意愿和積極性都降低。在模型（5）中，被解釋變量使用風(fēng)投機構(gòu)投資樣本中是否為獨立投資者身份的虛擬變量，解釋變量suspen的回歸系數(shù)在1%的水平上顯著為正。這表明，一旦發(fā)生IPO暫停，風(fēng)投機構(gòu)難以找到合適的合作伙伴進行聯(lián)合投資，從而傾向于獨立投資。因此，退出不確定性加劇會降低風(fēng)投機構(gòu)采取辛迪加聯(lián)合投資的積極性和可能性。

控制變量的回歸結(jié)果顯示，變量statedum的系數(shù)在模型（1）至模型（4）中均顯著為正，表明具有外資背景的風(fēng)投機構(gòu)更傾向于采取辛迪加聯(lián)合投資形式；其系數(shù)在模型（5）中則顯著為負，表明具有外資背景的風(fēng)投機構(gòu)采取獨立投資形式的可能性更低。變量exp的系數(shù)在模型（1）至模型（3）以及模型（5）中均顯著為正，而在模型（4）中顯著為負，表明資質(zhì)較好的風(fēng)投機構(gòu)要么做辛迪加聯(lián)合投資中的領(lǐng)投者，要么做獨立投資者，而資質(zhì)較差的風(fēng)投機構(gòu)則傾向于做聯(lián)合投資中的跟投者。變量turnnum的系數(shù)在模型（1）至模型（4）中均顯著為正，表明越有發(fā)展?jié)摿Φ膭?chuàng)業(yè)企業(yè)越容易獲得風(fēng)投機構(gòu)的辛迪加聯(lián)合投資；其系數(shù)在模型（5）中則顯著為負，表明越有發(fā)展?jié)摿Φ膭?chuàng)業(yè)企業(yè)獲得風(fēng)投機構(gòu)獨立投資的可能性越低。變量stagesetup的系數(shù)在模型（1）、模型（2）和模型（4）中均顯著為負，表明處于種子期或初創(chuàng)期的創(chuàng)業(yè)企業(yè)獲得風(fēng)投機構(gòu)辛迪加聯(lián)合投資的可能性較低；其系數(shù)在模型（5）中顯著為正，表明處于種子期或初創(chuàng)期的創(chuàng)業(yè)企業(yè)更容易獲得風(fēng)投機構(gòu)的獨立投資。變量topmarket的系數(shù)在模型（1）至模型（4）中均顯著為正，在模型（5）中顯著為負，表明位于“北上廣深”一線城市的創(chuàng)業(yè)企業(yè)更容易獲得風(fēng)投機構(gòu)的辛迪加聯(lián)合投資。變量turnA的系數(shù)在模型（1）至模型（4）中均顯著為負，在模型（5）中顯著為正，表明創(chuàng)業(yè)企業(yè)在A輪融資中獲得風(fēng)投機構(gòu)辛迪加聯(lián)合投資的可能性較低。

（二）穩(wěn)健性檢驗

第一，樣本限于首輪投資事件。在首輪投資中，風(fēng)投機構(gòu)領(lǐng)投者對于是否采取聯(lián)合投資方式以及邀請哪些機構(gòu)作為合作伙伴往往發(fā)揮著決定性作用。首輪投資中的跟投者在后續(xù)輪次中也可能邀請其他機構(gòu)加入，而與領(lǐng)投者的意愿無關(guān)。參照胡劉芬和周澤將（2017）的做法，本文將樣本限定在首輪投資事件中，研究結(jié)果與上文保持一致。①受篇幅限制，穩(wěn)健性檢驗及下文部分回歸結(jié)果未列示，感興趣的讀者可以聯(lián)系作者索取。

第二，樣本限于一定資質(zhì)的風(fēng)投機構(gòu)。參照付輝和周方召（2017）的做法，本文將樣本限定在具有一定活躍性的風(fēng)投機構(gòu)。只有一次投資經(jīng)歷的風(fēng)投機構(gòu)嚴(yán)重缺乏活躍性，并不能全面反映市場上風(fēng)投機構(gòu)的行為特征。為了減少這種特殊樣本所帶來的偏差，我們剔除了風(fēng)險投資在整個樣本期內(nèi)的投資次數(shù)少于三次和五次的樣本，研究結(jié)果與上文相同。

第三，樣本限定在發(fā)生于北京、上海、深圳和廣州四個一線城市的投資事件。這四個一線城市處在中國風(fēng)險投資最為活躍的京津冀、長三角和珠三角的核心地區(qū)，可以反映中國風(fēng)險投資市場的典型狀況，同時也能消除其他相對并不活躍地區(qū)樣本的異質(zhì)性影響。研究結(jié)論也基本與上文相同。

第四，增加有關(guān)宏觀經(jīng)濟因素控制變量。Liu和Tian（2017）指出，股票價格信息的有效性會影響風(fēng)投機構(gòu)的辛迪加聯(lián)合投資和分階段投資行為。Tian和Ye（2017）研究發(fā)現(xiàn)，經(jīng)濟政策不確定性也會影響風(fēng)投機構(gòu)的投資行為和投資意愿。為了更加有效地排除宏觀經(jīng)濟因素的影響，我們在回歸分析中增加了經(jīng)濟政策不確定性（uncertainty）控制變量，嘗試捕捉可能存在的宏觀經(jīng)濟因素與股票市場狀況對風(fēng)投行為產(chǎn)生的影響。我們獲取投資事件發(fā)生時6個月、9個月和12個月以來，經(jīng)濟政策不確定性（uncertainty）的月度數(shù)據(jù)（Baker等，2013）除以100之后的移動平均結(jié)果uncertaintyma6、uncertaintyma9和uncertaintyma12，作為控制變量加入回歸模型中進行分析。由于經(jīng)濟政策不確定性反映了一定的年度特質(zhì)信息，我們在回歸模型中沒有使用年度虛擬變量，最終回歸結(jié)果與上文一致。同時，我們還發(fā)現(xiàn)在模型（1）至模型（4）中，控制變量uncertaintyma6、uncertaintyma9和uncertaintyma12的回歸系數(shù)均顯著為負，表明經(jīng)濟政策不確定性也會降低風(fēng)投機構(gòu)采取辛迪加聯(lián)合投資的積極性和可能性；在模型（5）中，它們的回歸系數(shù)均顯著為正，表明經(jīng)濟政策不確定性會使風(fēng)投機構(gòu)傾向于采取獨立投資形式。這一發(fā)現(xiàn)進一步豐富了Tian和Ye（2017）有關(guān)經(jīng)濟政策不確定性對風(fēng)投投資行為有負向影響（negative effect）的研究結(jié)果。

五、退出不確定性與投資意愿

上文通過實證檢驗發(fā)現(xiàn)，退出不確定性會顯著降低風(fēng)投機構(gòu)辛迪加聯(lián)合投資的積極性。那么，辛迪加聯(lián)合投資積極性的降低是因為風(fēng)投機構(gòu)在退出不確定性加劇時投資意愿不強嗎？為了深入研究退出不確定性影響風(fēng)投機構(gòu)辛迪加聯(lián)合投資的機制，我們進一步考察退出不確定性如何影響風(fēng)投機構(gòu)的投資意愿。在實證分析中，我們采用不同樣本及子樣本下的投融資資金規(guī)模來度量風(fēng)投機構(gòu)的投資意愿。

在模型（1）中，我們基于創(chuàng)業(yè)企業(yè)融資樣本，以創(chuàng)業(yè)企業(yè)在某一輪融資中獲得的風(fēng)投機構(gòu)投資資金規(guī)模來衡量風(fēng)投機構(gòu)的投資意愿；在模型（2）中，我們基于風(fēng)投機構(gòu)投資樣本，以參與投資的風(fēng)投機構(gòu)在項目中的投資資金規(guī)模來衡量其投資意愿；在模型（3）至模型（6）中，我們從風(fēng)投機構(gòu)投資樣本中獲取子樣本，重新進行模型（2）的回歸。其中，模型（3）選取的子樣本是辛迪加聯(lián)合投資中的領(lǐng)投者樣本，模型（4）選取的是辛迪加聯(lián)合投資中的跟投者樣本，模型（5）選取的是辛迪加聯(lián)合投資中的領(lǐng)投者與跟投者聯(lián)合樣本，模型（6）選取的則是風(fēng)投機構(gòu)獨立投資樣本?；貧w結(jié)果見表4。①限于篇幅，表中僅列示了核心解釋變量的回歸結(jié)果。

表4 退出不確定性與投融資資金規(guī)模

在模型（1）至模型（6）中，核心解釋變量suspen的回歸系數(shù)均顯著為負，表明IPO暫停所反映的退出不確定性加劇會顯著降低風(fēng)投機構(gòu)的投資意愿，具體表現(xiàn)為：創(chuàng)業(yè)企業(yè)獲得的融資資金規(guī)模和風(fēng)投機構(gòu)的投資規(guī)模都顯著減少，且在聯(lián)合投資樣本中領(lǐng)投者和跟投者的投資資金規(guī)模以及獨立投資機構(gòu)的投資規(guī)模也顯著下降。這意味著退出不確定性加劇降低了風(fēng)投機構(gòu)的投資意愿，使得其采取辛迪加聯(lián)合投資形式的積極性降低。

退出不確定性加劇導(dǎo)致風(fēng)投機構(gòu)的投資意愿和積極性降低，是風(fēng)投機構(gòu)采取辛迪加聯(lián)合投資可能性下降的重要機制。這種風(fēng)投機構(gòu)投資意愿與積極性的普遍性降低，是“投管退”完整循環(huán)鏈條中斷所造成的，從而容易帶來普遍性的整體投資縮減。由此帶來的具體表現(xiàn)是：一方面，無論是辛迪加聯(lián)合投資還是獨立投資的可能性都下降；另一方面，與獨立投資相比，辛迪加投資中領(lǐng)投和跟投參與意愿也都降低。

其內(nèi)在機制①我們對風(fēng)投機構(gòu)資質(zhì)變量exp在IPO暫停與未暫停期間的均值是否存在顯著差異進行了T檢驗，結(jié)果表明：無論是風(fēng)投機構(gòu)投資樣本還是創(chuàng)業(yè)企業(yè)融資樣本，在IPO暫停期間，風(fēng)投機構(gòu)的exp取值都顯著更大。這意味著高資質(zhì)的風(fēng)投機構(gòu)具有更強的應(yīng)對退出不確定性的能力。比如，高資質(zhì)風(fēng)投機構(gòu)的現(xiàn)金流更加充沛，具有更好的流動性。因此，IPO暫停期間高資質(zhì)的風(fēng)投機構(gòu)具有更強的投資意愿。這對于內(nèi)在機制的解釋具有一定的數(shù)據(jù)支撐。限于篇幅，文中未報告具體檢驗結(jié)果?？赡茉谟冢海?）在客觀方面，IPO暫停可能導(dǎo)致風(fēng)投機構(gòu)完整的投資流程受阻，投資回報無法順利實現(xiàn)，從而影響其新項目投資能力。（2）在主觀方面，風(fēng)投機構(gòu)的投資意愿降低，使其對被投資企業(yè)項目的發(fā)展?jié)摿皖A(yù)期前景有更高的要求，對投資項目風(fēng)險的要求也更加嚴(yán)格。在這樣的情形下，適合投資的“好企業(yè)”數(shù)目變少，參與跟投的風(fēng)投機構(gòu)的積極性也較低，導(dǎo)致采取辛迪加聯(lián)合投資的可能性進一步下降，反而可能會采取獨立投資形式。

六、風(fēng)投機構(gòu)退出表現(xiàn)

我們將進一步探討退出不確定性如何影響風(fēng)投機構(gòu)的退出表現(xiàn)。風(fēng)投機構(gòu)從被投資的創(chuàng)業(yè)企業(yè)退出，主要有3個傳統(tǒng)的渠道：公開上市、企業(yè)并購與出售以及破產(chǎn)清算?，F(xiàn)有文獻一般將公開上市和并購作為風(fēng)投機構(gòu)成功退出的方式（Gompers和Lerner，2000；S?rensen，2007；Bottazzi等，2008；Tian，2011）。也有文獻認為公開上市是更具吸引力的退出方式（Sahlman，1990；Brau 等，2003；Bayar和 Chemmanur，2011；Tian 和 Wang，2014）。除了分別使用公開上市及公開上市或并購?fù)猓疚倪€選用了是否在海外公開上市來測度風(fēng)投機構(gòu)的退出表現(xiàn)。

本文以中國IPO暫停的政策沖擊來衡量風(fēng)投機構(gòu)面臨的退出不確定性，關(guān)注退出不確定性如何影響風(fēng)投機構(gòu)的辛迪加聯(lián)合投資。上文研究發(fā)現(xiàn)，退出不確定性的加劇直接導(dǎo)致風(fēng)投機構(gòu)采取辛迪加聯(lián)合投資的可能性下降，并伴隨著風(fēng)投機構(gòu)投資意愿的降低，表現(xiàn)為風(fēng)投機構(gòu)對項目的投資資金規(guī)模以及創(chuàng)業(yè)企業(yè)的融資資金規(guī)模都降低。我們在這里將進一步考察風(fēng)投機構(gòu)的辛迪加聯(lián)合投資和投資意愿對其最終退出表現(xiàn)的影響效應(yīng)。本文分別采用被投資企業(yè)是否公開上市、是否在海外公開上市以及是否公開上市或被并購的虛擬變量，作為風(fēng)投機構(gòu)退出表現(xiàn)的度量指標(biāo)。我們選用投資事件發(fā)生在2002?2013年共12年的樣本，收集這些企業(yè)截至2017年5月31日是否成功公開上市、是否在海外公開上市以及是否公開上市或被并購的信息。如果企業(yè)公開上市，則ipodum取值為1，否則取值為0；如果企業(yè)在海外公開上市，則ipofsho取值為1，否則取值為0；如果企業(yè)公開上市或被并購，則ipomadum取值為1，否則取值為0。本文使用了現(xiàn)有文獻廣泛采用的兩種測度風(fēng)投機構(gòu)退出表現(xiàn)的變量。此外，考慮到中國IPO暫停對中國證券市場的影響，我們還使用了被投資企業(yè)是否在海外成功上市作為風(fēng)投機構(gòu)退出的測度變量。我們采用如下Probit回歸模型：

其中，變量ipodum、ipofsho和ipomadum度量風(fēng)投機構(gòu)的退出表現(xiàn)，syndica表示風(fēng)投機構(gòu)的辛迪加聯(lián)合投資，log（amontal）和log（amount）度量風(fēng)投機構(gòu)的投資意愿變量，②若涉及多輪融資或辛迪加聯(lián)合投資，則amountal和amount會有多個取值，此時我們在回歸模型中選取相應(yīng)的最大值。M是表2中列示的一系列控制變量。回歸結(jié)果見表5。

表5 辛迪加、投資意愿與退出表現(xiàn)

續(xù)表5 辛迪加、投資意愿與退出表現(xiàn)

從表5中可以看出，在模型（1）至模型（6）中，核心解釋變量syndica的回歸系數(shù)均在1%的水平上顯著為正，表明辛迪加聯(lián)合投資形式更能發(fā)揮風(fēng)投機構(gòu)的價值增值與扶持職能，從而有助于被投資企業(yè)成功上市或被并購，風(fēng)投機構(gòu)成功退出的可能性更高。變量log（amontal）和log（amount）的回歸系數(shù)也均在1%的水平上顯著為正，表明風(fēng)投機構(gòu)的投資意愿越強，就會越積極推動企業(yè)發(fā)展，發(fā)揮增值職能，從而越有利于被投資企業(yè)成功上市或被并購。結(jié)合上文結(jié)果，退出不確定性加劇對風(fēng)投機構(gòu)的辛迪加聯(lián)合投資行為以及投資意愿都會產(chǎn)生負向影響，這種效應(yīng)最終會影響其退出表現(xiàn)，表現(xiàn)為被投資企業(yè)成功上市或被并購可能性的下降。

我們使用變量sydicnum來替換syndica，重復(fù)表5中的模型分析，回歸結(jié)果完全一致。風(fēng)投機構(gòu)的辛迪加聯(lián)合投資和投資意愿顯著影響被投資企業(yè)在日后成功上市或被并購的可能性。退出不確定性通過影響風(fēng)投機構(gòu)是否采取辛迪加聯(lián)合投資形式以及投資意愿，對其退出表現(xiàn)具有負向影響效應(yīng)。

具有發(fā)展?jié)摿Φ膭?chuàng)業(yè)企業(yè)是風(fēng)險投資市場上的稀缺資源，各投資機構(gòu)會爭先恐后地介入，使得優(yōu)質(zhì)企業(yè)獲得聯(lián)合投資的概率更高且融資規(guī)模更大，未來成功IPO或被收購的可能性也更大，由此可能存在樣本選擇所導(dǎo)致的內(nèi)生性問題。我們采用Heckman兩階段回歸模型，嘗試消除或緩解可能存在的內(nèi)生性問題。①限于篇幅，文中未列示回歸結(jié)果。在第一階段回歸中，考察是否為辛迪加聯(lián)合投資（即syndica為因變量），由回歸結(jié)果計算得到逆米爾斯比IMR；在第二階段回歸中，采用辛迪加聯(lián)合投資（syndica=1）的樣本，在模型中加入逆米爾斯比IMR，重復(fù)表5中的回歸分析。結(jié)果顯示，具有發(fā)展?jié)摿Φ钠髽I(yè)更容易獲得辛迪加聯(lián)合投資，在考慮了這一選擇效應(yīng)后，辛迪加聯(lián)合投資形式和投資意愿依然正向影響企業(yè)IPO結(jié)果。

七、結(jié) 論

本文為風(fēng)投機構(gòu)的辛迪加聯(lián)合投資行為提供了一個新的研究視角?，F(xiàn)有文獻的基本觀點主要是，辛迪加聯(lián)合投資有助于風(fēng)險投資更好地發(fā)揮選擇效應(yīng)，充分利用各自的資源優(yōu)勢而更加有效地發(fā)揮監(jiān)督增值職能，且可以分散化投資和規(guī)避風(fēng)險等。鑒于投資實踐活動中“投管退”完整循環(huán)，本文聚焦于風(fēng)投機構(gòu)最關(guān)切的退出環(huán)節(jié)，研究了退出不確定性對其辛迪加聯(lián)合投資行為的影響。中國證監(jiān)會先后九次實施IPO暫停政策，為我們衡量風(fēng)投機構(gòu)的退出不確定性提供了理想的機會。本文采用IPO暫停政策沖擊這一準(zhǔn)自然實驗，發(fā)現(xiàn)退出不確定性加劇會降低風(fēng)投機構(gòu)采取辛迪加聯(lián)合投資形式的可能性，同時也會顯著減弱風(fēng)投機構(gòu)的投資意愿。進一步研究發(fā)現(xiàn)，辛迪加聯(lián)合投資行為和投資意愿對被投資企業(yè)的IPO表現(xiàn)具有正向影響，因而退出不確定性加劇會產(chǎn)生負面經(jīng)濟后果。

本文研究的理論意義在于：現(xiàn)有文獻主要基于項目選擇效應(yīng)假說、項目增值效應(yīng)假說和風(fēng)險規(guī)避等視角，對風(fēng)投機構(gòu)采取辛迪加聯(lián)合投資的行為動機給出解釋；而本文從退出不確定性視角，采用中國IPO暫停政策沖擊作為準(zhǔn)自然實驗，實證分析了其對風(fēng)投機構(gòu)辛迪加聯(lián)合投資行為的影響，發(fā)現(xiàn)退出不確定性會抑制風(fēng)投機構(gòu)的辛迪加聯(lián)合投資意愿。法律、制度、市場成熟程度等方面的差異可能導(dǎo)致了不同國家和地區(qū)的風(fēng)險投資市場面臨不同的退出不確定性，這可能是辛迪加聯(lián)合投資比例存在市場差異的原因所在。本文的研究基于退出不確定性視角，豐富和擴展了風(fēng)投機構(gòu)辛迪加聯(lián)合投資的研究內(nèi)容和思路。

本文研究的現(xiàn)實意義在于：采用中國IPO暫停的準(zhǔn)自然實驗，證實了IPO暫停對風(fēng)投投資行為的影響及其經(jīng)濟后果，這也是對中國證監(jiān)會實施IPO暫停政策在風(fēng)險投資市場上的影響效應(yīng)評估。中國證監(jiān)會針對證券市場情況，先后九次實施IPO暫停政策，其初衷主要在于維護股票市場穩(wěn)定，保護二級市場投資者利益。而中國證券市場肩負著維護資本市場資金融通的使命與職責(zé)，IPO是中國企業(yè)非常重要的股權(quán)融資渠道，也是風(fēng)投機構(gòu)投資創(chuàng)業(yè)企業(yè)之后順利退出并獲取投資回報的最理想方式。IPO暫停導(dǎo)致風(fēng)投機構(gòu)的退出不確定性加劇，會降低其采取辛迪加聯(lián)合投資的可能性和投資意愿，最終對被投資企業(yè)的績效表現(xiàn)產(chǎn)生負面影響。因此，實施IPO暫停政策可能需要兼顧企業(yè)融資和風(fēng)投市場對IPO通道便利性的需求。

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