“发审委”联系、潜规则与IPO市场的资源配置效率，本文主要内容关键词为：资源配置论文,潜规则论文,效率论文,市场论文,发审委论文，此文献不代表本站观点，内容供学术参考，文章仅供参考阅读下载。
一、引言
二十余年来，中国证券市场的规模不断壮大，制度不断完善，逐步成长为一个在法律制度、交易规则和监管体系等各方面与国际普遍公认原则基本相符的资本市场(中国证券监督管理委员会，2008)。2003年，中国证监会颁布了《中国证券监督管理委员会股票发行审核委员会暂行办法》，旨在通过改革发行审核制度，提高IPO市场的透明度。其中，最重要的举措就是引入了会计、法律等领域内的专职委员，目的在于抑制IPO过程中可能存在的“地下交易”。但是，发行审核制度的改革却并未获得资本市场与投资者的信赖。原因在于，在一个“关系”(guanxi)(Allen et al.，2005)与隐契约(implicit contract)广泛存在(杜兴强等，2010a)，甚至是潜规则(hidden rules)盛行的资本市场，拟IPO的公司往往通过各种途径，竭力地与中国证监会发行审核委员会的委员建立联系(简称“发审委联系”，下同)，包括聘请与发审委员存在关联的事务所提供审计、法律咨询服务等。照此，拟IPO的公司与发审委员之间虽然形式上相互独立、完全符合证监会的有关规定。但实质上却可能存在种种“说不清、道不明”的联系。资本市场的投资者往往怀疑拟IPO的公司因其具有的发审委联系而得到了“幕后推手”的支持，但却没有充分的证据表明两者之间的关联。换言之，发审委员联系潜在地影响了IPO发行审核过程的公允和透明性。
那么，发审委联系是否影响了IPO资源配置效率呢?为了对上述问题进行经验研究，本文手工搜集了2006～2010年期间拟IPO公司所具有的“发审委联系”的数据。包括“是否具有发审委联系”、“发审委联系的强度”、“会计师联系”与“律师联系”等。在此基础上实证研究了IPO市场资源配置效率相关的两个关键问题：(1)发审委联系是否显著增加了公司的“过会”概率?(2)与没有发审委联系的公司相比，发审委联系的公司IPO后的业绩相对于IPO前的业绩是否显著地更差?研究结果表明，具有发审委联系能显著增加了拟IPO的公司通过发行审核会议(简称“过会”，下同)的概率，而且发审委联系的强度越大、公司过会概率显著地越高。本文进一步发现，公司IPO后相对于IPO前的业绩变化与发审委联系及其强度显著负相关，即发审委联系的公司IPO后的业绩相对于IPO前的业绩出现了更大程度的下滑。
本文可能的贡献在于：第一，虽然财经媒体、新闻评论不断地诟病IPO市场中存在的问题，但并无严谨与系统的学术研究成果对该问题进行系统研究。根据我们掌握的资料.本文首次从学术研究的视角、直接对“发审委联系”及其经济后果进行了探讨。第二，本文用数据说话，研究结论可以对证监会进一步改革IPO发审制度提供重要的经验证据。第三，胡旭阳(2011)初步分析了拟IPO公司的特征与过会概率之间的关系，但本文不同于胡旭阳(2011)。本文手工搜集了拟IPO公司发审委联系的数据。侧重于分析发审委联系是否有助于提高过会的概率，以及发审委联系与IPO前后业绩变化之间的经验关系。
本文余下部分的篇章结构安排如下：第二部分是本文的制度背景、理论分析与研究假说的提出；第三部分是模型构建、变量定义和数据来源；第四部分实证研究了“发审委联系是否显著影响了公司IPO的过会概率”这一问题；第五部分实证研究了“发审委联系的公司IPO后的业绩相比于IPO前业绩表现是否显著地更差”；第六部分是本文的敏感性测试；第七部分是本文的结论与进一步的研究方向。
二、制度背景、理论分析与研究假说
(一)制度背景
法律制度影响了上市公司的融资机制(La Porta et al.，1997)。而新兴资本市场的治理，则一直存在着“法律”抑或“行政”两种方式的抉择(Pistor and Xu，2005)。1992年，国务院证券监督管理机构设立了发行审核委员会(“发审委”，下同)。第一届发审委成立于1993年6月，但一直到1999年，委员的身份是保密的。保密的委员名单，立刻成为最具价值的资源，成为拟IPO的公司及相关利益方极力攫取的“租”。围绕发审委员进行的“寻租”(rent-seeking)此起彼伏，甚至连发审委员的名单亦随之成为寻租的对象。
为了促进IPO发行审核工作的进一步公开、透明和公平化，证监会于2003年12月5日公布施行了《中国证券监督管理委员会股票发行审核委员会暂行办法》，对证券发审制度与发审委的机构进行了重大改革。发审制度改革的主要内容包括(侯捷宁，2008)：(1)取消了发审委员身份必须保密的规定，及时、公开地向资本市场、社会公众告知每次发审委会议的时间、参会的发审委员名单、被审核企业名单以及发审委会议的审核结果，全面提高发审委工作的透明度。(2)将发审委员的人数由80人减至25人(创业板为35人)，由会计师事务所代表、律师事务所代表、券商与基金公司代表、政府部门代表(包括证监会、发改委、国资委等)、其他代表(包括交易所、大学、评估机构等)等具有不同专业背景、不同行业的专业人士和监管部门人员构成。表1报告了2006～2010年共5届的发审委员的构成情况。
在目前的证券发审制度下，发审委的审核通过，是一个公司IPO的必经之路。从2006～2010年。共有超过789家公司成功地通过了证监会的发审会议(截止2010年底，603家已经上市，186家待上市；此外，62家未过会)，从而得以登陆A股市场。可见，伴随着股票发行制度的改革。发审委员的地位和权力逐渐增加，决定性作用也日益明显。特别是，作为社会中介环节的会计师和律师。两者在发审委的构成中往往占到50％以上，这对“7人参加发审会议、5票同意即算成功过会”的发审委决策机制而言，其重要性不言而喻。
(二)理论分析与研究假说
“阳光是最好的防腐剂，路灯是最好的警察”。透明化的专业委员名单，最初获得了一片赞誉，也使得发审委员成了社会舆论监督的焦点。随着发审委员名单的公开化，虽然一些直接行贿、受贿的现象日趋减少。但“潜规则”主导下的隐性“寻租”现象却并不罕见①。所谓潜规则，就是看不见的、明文没有规定的，但是却实际起作用的、参与人必须“遵循”的一种规则(吴思，2009)。潜规则依据当事人双方(各方)给对方带来利益或者给对方带来的伤害能力，在社会行为主体的互动中自发形成。违背潜规则的严重后果作为各方的“共识”(A Common Consensus)，强化了各方对彼此行为的预期的稳定性(吴思，2009)。当然。潜规则虽然对交易双方均是有利的，但却背离了正式的制度规定，从而只能够以隐蔽的形式存在，来获取正式规则所不能提供的利益。当交易的利益各方利用潜规则进行私下交易时，实际上就形成了“合谋”(Conspiracy)，从而潜规则往往具备了长期的自我执行性。“潜规则”虽隐藏在正式规则之下，但实际上替代正式规则发挥作用。
下面本文就中国资本市场发审制度中的“潜规则”及相关影响进行层层递进的分析。
(1)只要在股票发行审核过程中的某个流程存在不透明性，就会有权力寻租和“潜规则”现象。IPO发行审核过程中的不透明性包括：第一，“不透明的反馈机制”——拟IPO公司尽管接受聆讯、并和预审员进行交流，但公司只是一次次被要求对书面材料进行解释、核查。却始终无法知道问题的实质在哪里、如何彻底进行改正。第二，初审报告的不透明性——初审报告直接影响到发审委员最终对公司IPO的“申请”能否通过的态度。尽管非常重要、但初审报告的结论却不对外公开。第三，长期以来IPO未过会的原因不对外公开。这一现象在2010年才开始有所改观。上述三点不透明，促使拟IPO公司不得不通过各方面的关系。去探寻预审员的态度、对初审报告的具体评价等，这在一定程度上造成了寻租的不断蔓延和滋生了“潜规则”得以生存的土壤。
拟IPO的公司往往选择与发审委员存在关联的会计师或律师事务所提供中介服务。来完成“潜规则”下的一系列寻租行为。虽然按照规定，发审委员在证监会任职期间必须和原属事务所脱离所有的关系，但法律、法规并未明确禁止“发审委员关联的事务所的其他合伙人承接相应的中介服务”。一旦发审委员关联的事务所的其他合伙人执行拟IPO公司的审计或法律等领域的中介服务，尽管发审委员本人形式上并不直接参与其中。但资本市场却往往对此(形式上独立、但实质上未必独立)投出自己不信任的一票。尽管如此。留给资本市场的只是猜疑，却无实质的证据。这也正是潜规则的玄妙之处。
(2)根据证监会的规定，发审委的专职委员在任期届内，与其原所属的事务所(如会计师、律师事务所)或公司(券商、基金等)必须完全脱离隶属关系。照此，发审委及其委员至少以一种“形式上”的超然性和独立性面对社会舆论和公众，进行IPO的审核。但“形”离未必“实”离!发审委员从“形式上”与原事务所暂时脱离关系，未必能够或者愿意从“实质上”彻底地斩断利益纠葛。原因在于：在证监会任职届满后，大部分的发审委员都选择重新回到原事务所继续担任高级合伙人。此外，由于作为发审委员任职于证监会一年的货币性收入，远远低于其作为高级合伙人在事务所的收入。那么作为理性的经济人。事务所的高级合伙人自愿放弃高薪、在发审委任职一年，显然是希望以短期的货币收入“受损”换未来的长期利益。换言之，发审委员已经“悄然”地、将其拥有的权力进行了“期权化”。显然，IPO市场份额及与之伴随的超额收费，是事务所的高级合伙人自愿忍受短期利益受损而任职于发审委，借以获取长期利益的关键之所在。
(3)一旦事务所的高级合伙人被遴选为现届发审委员，往往就掌握了大量的私有信息，包括证监会的发审动态、其他发审委员的个人偏好、发审委对招股说明书关注的焦点、重要事项的灵活处理技巧等。那么，拟IPO的公司若选择与发审委员存在关联的事务所提供中介服务，就等于在某种程度上建立了“发审委联系”(Issuance Examination Committee Connections，IECC)，至少“潜在”地获得了被间接“辅导”的便利，从而拥有上市过程中更加透明的信息。当然更重要的是，当与特定的发审委员建立“关系”后，拟IPO公司还可能因此获得与更多的发审委员之间建立“关系”的途径与可能性，从而可能建立“由点及面”的、辐射状的“关系”。一系列的“关系”将会使IPO的过程“润滑化”，从而公司“过会”的概率也可能因此大大增加。
(4)当然，“无利不起早”!对拟上市公司如此，对发审委员个人及与之存在关联的事务所亦是如此!发审委员的资格或身份，属于有价值的“租”，势必会引起围绕发审委员的“寻租”行为(杜兴强等，2010b)。当赤裸裸的寻租因风险太高而逐渐消退时，“潜规则”开始粉墨登场了。前已述及，“发审委联系”能够为拟上市公司提供诸多便利、甚至是潜在担保，这只是潜规则的一个方面。作为回报，与发审委员存在关联的事务所，顺理成章地获得了提供中介服务的资格。当发审委员所属的事务所逐渐成为寻租的对象、且可以为拟上市公司提供隐性担保的信息成为共同知识(Common Knowledge)时，发审委联系就成为一个典型的供方市场。
那么，什么样的拟上市公司能够受到“垂青”，得到优先的“照顾”和“辅导”呢?毫无疑问，同等条件下，愿意支付更高的中介服务费用的公司将会被优先考虑。原因是显而易见的，有谁能够抵挡住“潜规则”下程序合理、形式合法的超额利润?照此，发审委员关联的事务所的IPO市场份额将因此增加，同时收获的还有中介服务的溢价或超额收费。一些文献的研究支持了上述逻辑，譬如王兵、辛清泉(2009)、杜兴强等(2010a)发现，发审委员关联的会计师事务所，其审计市场份额显著增加，且审计收费显著更高。这是潜规则运行的另一方面。上述两个方面的“契合”，使得拟IPO的公司、发审委员、发审委员关联的事务所三者之间在“潜规则”的支配下，形成了稳定和默契的“均衡”。
基于上述理论分析，本文提出如下的假说1：
假说1：限定其他条件，拟IPO公司的过会的概率与发审委联系正相关。
对于拟在A股上市发行股票的公司而言，最为关键的就是顺利“过会”，获得中国资本市场的准入资格。与IPO之后的巨大利益(个人财富呈几何级数的增长)相比，前期付出(包括支付溢价给发审委员所属的事务所，敦请其提供审计、法律等中介服务等)往往是微不足道的。所以为了尽可能地降低IPO过程中的风险，一些企业往往会选择多渠道地建立不同类型的发审委联系。为此，本文预测更高强度的发审委联系有助于拟IPO公司的顺利过会。基于此，本文提出如下的假说2：
假说2：限定其他条件，拟IPO公司的过会概率与发审委联系的强度正相关。
由于中国资本市场的违规或造假成本极低，且缺乏有力的赔偿机制和集团诉讼(Class Suit)制度，在“潜规则”的支配下、在发审委联系的“幕后推手”的运作下，一些公司“带病”屡屡闯过号称“监管森严”的IPO大门。但是在上市之后，IPO过程中的财务报表粉饰行为在各种监督机制的“挤压”下破绽百出，且IPO前营造的业绩繁荣往往也会犹如泡沫一样逐渐破灭(即IPO的“变脸”效应，陈工孟、高宁，2000)。本文可以合乎逻辑地推测，发审委联系的公司出现业绩变脸的可能性(程度)更大，因为这些公司之所以能够通过发审委的审核，往往并非纯粹依靠公司自身的优良资质，而是通常伴随着更多的盈余管理行为。但是却凭借发审委联系等诸多关系才得以“过会”并发行股票上市。所以，相对于不具有发审委联系的公司。本文预测发审委联系的公司IPO后的业绩相对于IPO前的业绩而言显著的更差。基于上述，本文提出如下的假说3：
假说3：限定其他条件，公司IPO后相对于IPO前的业绩变化与发审委联系负相关。
延续上述逻辑。IPO时建立了强度更大的发审委联系的公司，往往可能是对自己的资质、财务指标或未来前景持有疑虑的公司，甚至是一些明知自己“带病”、在IPO巨大的财富效应的刺激下，也要“抱病闯关”的公司。那么，合乎逻辑地，本文预测依靠更高强度的发审委联系而通过IPO审核的公司，其IPO后业绩相对于IPO前的业绩而言，下降更为明显。基于此，本文提出如下的假说4：
假说4：限定其他条件，公司IPO后相对于IPO前的业绩变化与发审委联系的强度负相关。
三、模型、变量与数据来源
(一)模型与变量
为了检验假说1、2，本文构建了如下的模型(1)：
模型(1)为Logistic模型，被解释变量为“拟IPO的公司是否被证监会同意发行股票”的虚拟变量APPROVE。若拟IPO公司顺利通过证监会发行审核委员会的审核(来源：证监会官方网站)，则APPROVE=1，否则为0。
模型(1)主要的解释变量为“发审委联系”变量，含虚拟变量IECCDUM与赋值变量 IECCMAX。此外，本文进一步区分了发审委联系的两个类别即“会计师联系”(ACC_ CON)与“律师联系”(LAW_CON)。IECCDUM为发审委联系的虚拟变量，若拟IPO公司由现任发审委的委员相关联的会计师或律师事务所之一提供中介服务，则本文认为具有发审委联系，令IECCDUM=1；否则为0。IECCMAX为发审委联系的赋值变量，若拟IPO的公司由现任发审委的委员相关联的会计师事务所和律师事务所同时提供中介服务。则 IECCMAX=2；若拟IPO公司由现任发审委的委员关联的会计师事务所或律师事务所之一作为中介机构，则IECCMAX=1；否则，IECCMAX=0。ACC_CON为会计师联系的虚拟变量，若拟IPO公司由现任发审委的委员相关联的会计师事务所提供审计服务，则ACC_ CON=1，否则为0。LAW_CON为律师联系的虚拟变量。若拟IPO公司由现任发审委的委员相关联的律师事务所提供法律中介服务，则LAW_CON=1，否则为0。
模型(2)中，若IECC的系数即β1＜0且显著，则假说3、4就为经验证据所支持。
此外，模型(1)、(2)的控制变量包括：FIRST为第一大股东持股比例(数据来源：招股说明书)。DUAL为董事长、总经理是否合二为一的虚拟变量，若董事长与总经理两职合一，则DUAL=1，否则为0。AVG_ROS为上市前3年销售利润率的平均数，等于“产品销售利润/销售收入”。AVG_GROWTH为招股说明书报告的平均销售增长率，等于“(本年销售收入－上年销售收入)/上年销售收入”。SIZE为总资产的自然对数。LEV为资产负债率，等于“负债/总资产”。MSE代表大股东资金占用，用“其他应收款/总资产”进行度量(Jiang et al.，2010)。MTB代表市价账面价值比，等于“年末股价/每股账面价值”，衡量公司市场层面的增长性。INDREG是管制行业与否的虚拟变量，如果企业处于管制行业则赋值1，否则为0(夏立军和陈信元，2007)。REPT是券商声誉的虚拟变量，根据中国证券业协会每年公布的证券公司承销业务金额排名，排名前十的证券公司取值为1，否则为0。 STATE为最终控制人虚拟变量，若拟IPO公司的最终控制人为中央、地方政府，或者中央或地方政府控制的国有企业，则取值为1；否则取值为0。MARKET为上市板块虚拟变量，若公司在中小板或创业板挂牌交易则取值1，否则取0。INST代表市场化进程指数(数据来源：樊纲等，2009)。YEAR代表年度虚拟变量，本文研究共涉及5年，因此设置4个虚拟变量。 IND代表行业虚拟变量(根据证监会的行业代码设置，剔除金融保险行业)。
(二)样本选择与数据来源
1.样本选择
本文选择2006～2010年期间中国资本市场共948例的/PO申请作为初始样本。之所以选择2006～2010年作为本文时间区间的原因有三：(1)2004年及2004年之前年度未过会的拟IPO公司的财务数据缺失严重，使得本文无法对“过会”与“未过会”的公司进行比较来进行相关的分析。(2)2005年由于宏观方面的原因，IPO在年内大部分时间处于“停摆状态”，所以导致2005年观测值偏少，将会对本文结果产生重要的影响。(3)2006～2010年正好处于国家“十一五”计划的完整时间区间，国家的宏观政策相对稳定。
在初始样本的基础上，本文按照如下的原则进行样本筛选：(1)删除金融保险类上市公司的观测值(16个)；(2)若同一家公司两次进行IPO申请，则删除第二次过会情况的观测值(70个)②；(3)删除相关信息或财务资料缺失的观测值(11个)。最终本文共计得到851个观测值。2006～2010年各年的观测值分别为65个、131个、102个、179个和374个。
2.数据来源
本文所使用的数据来源如下：
(1)发审委联系(IECC)的数据、包括发审委联系的具体类别即会计师联系(ACC_ CON)与律师联系(LAW_CON)的数据，来自于作者的手工搜集。首先，根据证监会官方网站的公开资料，我们可以获得每一届发审委员的名单及其原任职事务所的相关信息。其次，根据2006～2010年期间所有拟IPO公司的招股说明书，我们逐一核对提供审计、法律服务的中介机构名称。最后，将中介机构的信息与发审委员及其任职的事务所一一对应。借以判断拟IPO的公司是否存在发审委联系，并进行相关的赋值。
(2)拟上市公司是否过会的变量(APPROVE)也来自于作者的手工搜集，即通过中国证监会等官方网站的相关公告，根据发审委每次会议的结果逐一判断，并进行赋值。
(3)财务数据来自于WIND数据库，制度环境数据(INST)来自于樊纲等(2009)。
为了使本文的研究结果更加可靠，免受极端值过大的影响，本文对所有连续变量(如 SIZE、LEV等)按照1％与99％分位进行了Winsorize缩尾处理。
四、发审委联系是否影响了拟IPO公司的过会概率?
(一)描述性统计
表2报告了模型(1)各个变量描述性统计的结果。其中，主要发现如下：(1)大约82.02％的拟IPO公司顺利“过会”，通过了发审委的审核。(2)35.02％的拟IPO公司具有发审委联系(IECCDUM)，即具有至少会计师联系或律师联系中的一类。(3)发审委联系的赋值变量的均值为0.3925。(4)大约22.56％、16.69％的拟上市公司分别具有会计师联系(ACC_CON)、律师联系(LAW_CON)，且大约4.23％(22.56％+16.69％-35.02％)、36家(4.23％×851)的拟IPO公司同时具有会计师联系与律师联系。控制变量结果见表2，不再详述。
(二)实证研究结果及分析
表3提供了发审委联系与IPO过会概率之间的多元回归结果。表中的第(1)列表明，拟IPO公司的过会概率APPROVE与发审委联系的虚拟变量IECCDUM在1％的水平上显著正相关(系数=0.5668，P值=0.009)，说明发审委联系的存在，的确显著增加了拟 IPO公司的过会概率，从而支持了本文的假说1。此外，根据Wooldridge(2009)介绍的概率转换方法，本文计算了IECCDUM对APPROVE的边际影响，发现具有发审委联系将会使得拟IPO的公司过会概率增加大约7.75％，这一结果显然具有重要的经济意义。
表3的第(2)列表明，拟IPO公司的过会概率APPROVE与发审委联系的赋值变量 IECCMAX在1％的水平上显著正相关(系数=0.4889，P值=0.009)，说明发审委联系的强度越大，拟IPO公司的过会概率显著的越大。进一步，IECCMAX对APPROVE的边际影响为0.0668，说明拟IPO公司建立或增加一种类别的发审委联系，其过会的概率将增加6.68％。本文的假说2得到了经验证据的支持。
表3的第(3)列同时在模型中放入ACC_CON和LAW_CON。回归结果表明，APPROVE与ACC_CON在10％的水平上显著正相关(系数=0.4522，P值=0.073)，说明会计师联系显著增加了拟IPO公司的过会概率；此外，ACC_CON对APPROVE的边际影响为6.18％。APPROVE与LAW_CON在10％的水平上显著正相关(系数=0.5363。P值=0.064)，说明律师联系显著增加了拟IPO公司的过会概率；进一步，LAW_CON对APPROVE的边际影响为7.33％。上述结果揭示：第一，会计师联系与律师联系均显著增加了拟IPO公司的“过会概率”；第二，律师联系对过会概率的边际影响，略高于会计师联系。
表3的第(1)-(3)列的控制变量的结果保持相对一致。其中，APPROVE与SIZE显著正相关，说明公司规模越大，IPO过会的概率越高。APPROVE与INST显著正相关，说明拟IPO公司注册地的市场化进程越快，其IPO过会的概率越大。
五、发审委联系的公司IPO后的业绩相比于IPO前的业绩是否更差?
(一)描述性统计
模型(2)各变量的描述性统计结果表明(表格从略)：IPO前后公司业绩变化即
的描述性统计结果揭示，大多数公司IPO后的业绩相对于IPO前的业绩都出现了不同程度的下滑，说明中国资本市场存在广泛的、与IPO相关的“变脸效应”。分别对应
：(1)大约37.81％、34.40％、30。96％的公司具有发审委联系(IECCDUM)，即具有会计师联系和律师联系中的一类或同时兼具二类；(2)发审委联系的赋值变量IECCMAX的均值分别为0.4262、0.3830、0.3553；(3)大约23.71％、20.21％、17.77％的公司具有会计师联系(ACC_CON)；(4)大约18.91％、18.09％、17.77％的公司具有律师联系(LAW_CON)。
(二)实证研究结果及分析
表4报告了IPO前后业绩变化变量(△
,j=1，2，3)对发审委联系的多元回归结果。具体情况如下：
(1)当采纳IPO前后一期总资产收益率的差异(△
)作为被解释变量时，△与发审委联系的虚拟变量IECCDUM在5％的水平上显著负相关(系数=－0.0093，P值=0.048)，说明相对于无发审委联系的公司而言，存在发审委联系的公司的△要低0.93个百分点。该结果支持了本文的假说3。△与发审委联系的赋值变量IECCMAX在5％的水平上显著负相关(系数=－0.0092，P值=0.028)，说明上市公司具有的发审委联系的强度每增加1(即每增加一种类型)，△降低0.92个百分点。上述结果支持了本文的假说4。说明一些公司虽然靠发审委联系得以顺利IPO。但是IPO后相对于IPO前的业绩，却出现了显著的下滑。
(2)当采纳IPO前后二期平均的总资产收益率的差异(△
)作为被解释变量时，△与IECCDUM在1％的水平上显著负相关(系数=－0.0182，P值=0.009)，说明与无发审委联系的公司相比，存在发审委联系的公司的△要低1.82个百分点。该结果进一步支持了本文的假说3。△ROA2与IECCMAX在1％的水平上显著负相关(系数=－0.0176，P值=0.009)，说明上市公司具有的发审委联系每增加一种类型，△降低1.76个百分点。上述结果进一步支持了本文的假说4。
(3)当采纳IPO前后三期平均的总资产收益率的差异(△
)作为被解释变量时，△与IECCDUM在1％的水平上显著负相关(系数=－0.0211，P值=0.009)，说明相对于无发审委联系的公司而言，存在发审委联系的公司的△要低2.11个百分点。该结果进一步为本文的假说3提供了支持。△与IECCMAX在1％的水平上显著负相关(系数=－0.0233，P值=0.004)，说明上市公司具有的发审委联系每增加一种类型，△降低2.33个百分点。上述结果进一步为本文的假说4提供了经验证据的支持。
上述结果表明，与不具有发审委联系的公司相比，发审委联系的公司IPO后一期、二期、三期的平均总资产收益率与其IPO前一期、二期、三期的平均总资产收益率相比均显著更差，从而研究结果联合支持了本文的假说3、假说4。上述结果不仅具有统计意义上的显著性，而且具有经济意义上的显著性。
六、结论与进一步的研究方向
立足于中国资本市场证券发审管制改革的制度背景及由此衍生的“潜规则”，本文研究了“发审委联系”是否影响了IPO市场资源配置的效率。结果表明，发审委联系显著增加了拟IPO公司过会的概率，且发审委联系强度越大，拟IPO公司过会的概率越高。进一步，公司IPO后相对于IPO前的业绩变化与发审委联系及其强度显著负相关.即与不具有发审委联系的公司相比，发审委联系的公司IPO后的业绩相对于IPO前的业绩显著地更差。本文的研究结果对证监会进一步改革IPO发审制度提供了重要的经验证据。
本文研究的政策效应可能在于：(1)鉴于发审委联系对公司IPO成功与否及IPO后的业绩变化存在重要的影响，一定程度上说明发审委联系导致了中国IPO市场资源配置效率的扭曲。为此，必须建立一套行之有效的发行审核的问责机制，借以约束和制衡发审委与发审委员所具有的权力和责任不对等的现状。(2)应该进一步完善证监会的发审制度、建立必要的IPO聆讯机制。发审委及发审委员释疑与免责的最佳方式，就是使IPO的聆讯过程公开化，至少有限度的公开化。应该向资本市场投资者公开的信息，不仅包括最终的结果，而且应该尽可能将发行审核过程中的各个步骤予以公开化，譬如发审委员(含会计师、律师等专业人士等)对拟IPO公司申报资料的质询及上市公司相应的解释与回复等。(3)增加发行审核过程中各个环节的透明度。因为任何一个环节的非透明化，都可能导致“潜规则”的滋生和频繁的寻租行为。具体讲，应该从“透明化反馈机制”、“初审报告的高度透明性”，以及“IPO过会与否原因的公开”等方面着手进行改革。(4)应该从根源上去除“潜规则”滋生的土壤，目前可以采取的途径包括：第一，限制与现届发审委员存在关联的事务所、事务所的其他高级合伙人承接IPO的中介业务，目的是为了抑制那些“形式上”无利益关系、但实质上难脱干系的“潜规则”行为。第二，虽然允许与现届发审委员存在关联的事务所、事务所的其他高级合伙人承接IPO的中介业务，但是要推行“举证责任倒置”(The inversion of onus probandi)的原则。若资本市场的投资者质疑IPO的审核结果，现届发审委员必须列举证据，证明自己从形式上到实质上的独立性。
当然，本文的研究存在如下值得改进之处。首先，本文研究的时间区间较短，其结论仍需在更长的时窗内经受经验证据的检验。其次，因为数据的制约，本文只探讨了会计师与律师两个类型的发审委联系，却无法围绕发审委另一重要的人员构成——政府部门(包括证监会、国资委与发改委等)人士进行相关的研究。此外，鉴于发审委员的重要性，所以事务所一旦有合伙人成为发审委员。就往往成为拟IPO公司实施“潜规则”或被寻租的一方。所以可以合理预期的是，为了在激烈的市场竞争和不断细分的IPO市场中占据一席之地，会计师或律师事务所往往竭力使其高级合伙人成为证监会的发审委员。那么，什么样的事务所、何种因素决定了事务所的合伙人能够被遴选为发审委员?这个过程中是否存在寻租行为?上述问题仍有待进一步研究。
注释：
①譬如，Cai et al.(2009)发现，中国企业会计账簿中反映的娱乐和交通费高达销售收入的3％，主要用于和一些官员建立各种“关系”，且往往体现为贿赂(Grease Money)、寻求庇护(Protection Money)。Krueger(1974)从经济学的视角分析了寻租的起源及经济后果。Mushy et al.(1993)揭示了寻租行为对经济增长的影响。Hellman et al.(2003)也揭示了寻租、贿赂及其经济后果。
②除了极少数事后被发现存在财务舞弊的公司外(如苏州恒久、胜景山河、立立电子等)，二次过会的公司成功率几乎是100％。由于本文因变量是虚拟变量，所以二次过会几乎100％的过会率会给本文的研究带来系统性的偏差。