投资银行政治联系与公司增发，本文主要内容关键词为：投资银行论文,政治论文,公司论文，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
我国资本市场的繁荣与发展、股票市场发行制度的市场化改革使得投资银行等中介机构扮演的角色越来越重要。已有文献认为投资银行在资本市场上发挥的作用包括：首先，投行能够通过其声誉机制缓解投资者与发行公司之间的信息不对称，从而发挥鉴证作用(Booth and Smith,1986)；其次，投行在股份发行过程中对公司股份进行合理的定价，通过路演等方式在战略投资者和机构投资者之间合理配置股权，并在发行过程中提供相应的分析师服务，从而发挥监督与服务功能(Krigman et al.,2001)。相关的研究证实声誉良好的投行能显著减少首次公开发行和增发的发行折价(Carter and Manaster,1991)。然而在我国资本市场上，由于企业的股权融资受到政府监管部门的严格控制，企业融资计划须要得到监管部门的核准。在这种特殊的制度背景下，投资银行如何利用自身的资源协助企业进行股权融资申请并获得监管部门的批准？
本文考察投资银行在上市公司再融资申请获批过程中的作用机制，特别关注投行政治联系这一属性的特殊贡献。作为一种非正式的替代性机制，政治联系在世界范围内，尤其投资者保护和法律体系还不够完善的发展中国家普遍存在(Claessens et al.,2008等)。然而，现有文献主要讨论上市公司所拥有的政治联系(如Claessens et al.,2008；余明桂等，2010等)，较少关注金融中介政治联系的作用机制。我们认为，投资银行作为市场经济中的金融中介，和其他企业一样具有建立政治联系的动机，以克服正式制度的缺陷获得自身发展，同时提高整个社会资源的有效配置和对经济发展的贡献。具体而言，在我国发审制度尚存在诸多不透明环节的情况下，投行政治联系有助于承销股份发行过程中与证券监管机构、地方政府建立直接的联系与对话机制。投行可以透过政治联系为发行公司获得稀缺的融资资源，而自己则获得高额的承销收入。投行的政治联系能够使得监管部门的政策倾斜能否有助于增发申请公司获得证监会的发行批准，能否加快审核的速度，促进发行公司融资计划更快地获得通过？研究这些问题不仅可以为企业融资的监管提供政策建议，还能推动投资银行自身健康发展。
基于我国上市公司在1998～2010年间增发(SEO)的数据，本文研究发现，在控制了样本自选择效应和投行的声誉后，投行的政治联系有助于企业获得证监会增发申请批准，但不能缩短公司增发申请在证监会核准的等候时间。本文进一步从证券发行环境和客户重要性两个维度研究投行政治联系的作用机制：首先，按照样本期间市场发行的公司数将市场区分为热市场和冷市场，我们发现在发行数量较少的冷市场上，投行的政治联系更有助于申请公司获得证监会的批准和缩短增发申请批准的等候时间；其次，当申请公司的业务对投行收入更为重要时，投行的政治联系更能发挥作用，其表现是这些公司的增发申请更容易获得证监会的批准。我们还发现有政治联系的投行所承销的公司增发之后一年的市场表现更差。
我们的研究和另外一篇同期独立进行的工作论文Chen et al.(2011)存在一些关联。Chen et al.(2011)研究了投行的政治联系在公司首次上市(IPO)所起的作用，他们发现投行政治联系在公司IPO中起到了重要作用。我们的研究和这篇文章存在以下重要区别：第一、我们研究的是投行政治联系在增发(SEO)申请过程中的作用，而Chen et al.(2011)关注的是投行政治联系在公司IPO中的作用。尽管SEO和IPO都是重要的企业融资途径，但二者存在显著的区别。一方面公司增发的市场化程度更高，而且企业在申请SEO时已经上市一段时间，相对来说信息不对称程度较小，投行政治联系作用可能降低；另一方面，公司IPO对当地政府有很多好处，因此当地政府会利用自己的关系去争取证监会的批准，而在SEO申请时，公司无法得到当地政府的大力支持，而不得不依靠投行的帮助，投行政治联系发挥作用的空间较大。因此，投行政治联系的作用在SEO和IPO中并不完全相同。本文的研究结果也确实和Chen et al.(2011)存在区别，而两篇论文的结论互相支持和印证，互为补充。
本文的研究贡献在于：首先，已有的文献更多研究企业自身的政治联系，但比较少地关注金融中介的政治联系对企业股份发行的作用，而本文研究发现投行的政治联系有助于缓解上市公司与监管部门间的信息不对称，有助于帮助企业争取到股权融资机会，拓展了有关政治联系方面的研究；其次，文献中关于投资银行在资本市场发挥的作用更多的是考虑声誉排名(比如罗炜和饶品贵，2010)，而本文研究发现投行声誉在公司增发申请批准环节没有发挥作用，而投行政治联系在其中发挥了关键的作用；第三，Chen et al.(2011)研究了投行政治联系在我国IPO市场上发挥的作用，但他们没有对投行政治联系发挥作用的场景进行区分，而本文区分了证券市发行环境和客户重要性，发现在不同的场景下投行政治联系所起作用并不相同，因此本文的研究证据加深了我们对投行政治联系的作用机制的认识。
本文行文安排如下：第二部分是文献回顾与研究假设，第三部分是研究设计与研究数据，第四部分是实证结果与分析，最后是本文的研究结论与局限。
二、文献回顾与研究假设
有关政治联系的研究文献很多，但是大多集中于企业自身的政治联系，研究公司建立政治联系的动机及其经济后果。现有研究发现，政治联系对企业获得稀缺资源有重要的作用，比如获得更多的银行贷款和更长的贷款期限(Claessens et al.,2008；余明桂和潘红波，2008)、降低公司税负(吴文峰等，2009)、进入管制行业(罗党论和刘晓龙，2009)、获得财政补贴(余明桂等，2010)、获得更多的投资机会(夏立军等，2011；杜兴强等，2011)。
总体而言，已有的政治联系文献表明，政治联系作为一种非正式的替代机制，对于企业获得稀缺资源有重要作用，但是通过这种关系获得稀缺资源的企业其后表现却不佳，说明建立政治联系需要付出高额成本，比如Fan et al.(2007)研究发现CEO有政治联系的公司IPO之后三年的股票回报比CEO没有政治联系的公司要低18％，并且其IPO之后三年的会计业绩表现都更差。
然而，企业要获得的一些稀缺资源可能会涉及到企业自身政治联系不能企及的政府部门或监管机构，此时企业可能借助具有政治联系的金融中介来发挥作用。比如，Piotroski et al.(2012)研究发现中央背景的投行在IPO市场和SEO市场均对企业申请通过有重要作用。Chen et al.(2011)研究发现投行的政治联系有助于企业IPO的成功申请，他们的研究表明当企业要获得诸如IPO上市资格这种稀缺资源，而自身的政治联系又无法发挥作用时，他们会借助于金融中介政治联系的作用。
本文研究投行政治联系在公司增发(SEO)申请中的作用。SEO与IPO都是企业获得外部股权融资的手段，但二者存在显著不同，具体表现在：一方面，我国资本市场经过数年发展，SEO的市场化程度要比IPO高，投行与公司之间存在相互选择(Krigman et al.,2001; Luo et al.,2010)。由于公司申请SEO时已经是上市公司，信息披露比较全面，与监管机构和投资者之间的信息不对称程度相对较小，因此监管机构在审批SEO时的控制性和随意性相对较小。公司对投行政治联系的需要在公司增发是会弱于IPO。另一方面，对于地方政府而言，IPO发行是获得上市资格，这对地方政府的财政和就业极为重要。IPO过程中，地方政府本身就会尽力帮助公司去争取上市资格，而监管部门在考虑上市资格时也会考虑地方政府的意见和兼顾各地区的平衡(Chen et al.,2011)。地方政府的大力支持本身就是一种很强的政治联系，并可能减少投行的政治联系发挥作用的空间。但是当公司已经获得了上市资格后，其后续融资(SEO)不会引起地方政府的过多关注和支持。由于公司自身的政治联系可能更多的是和当地政府的关系，因此可能无法企及作为最后审批机关的证监会等监管部门，而不得不借助作为金融中介的投行。从这个角度看，投行的政治联系可能发挥更为重要的作用。
中国证监会对上市公司增发新股的监管经历了三个不同阶段，分别是2001年之前的额度制、2001年至2005年初的通道制和2005年之后的核准制。但是不管监管要求如何变化，发行的最终审核权在中国证监会。中国证监会在审批股票发行过程中却存在诸多不透明的环节，比如不公开上市公司申请材料的初审报告、不公开申请未过会的具体原因等，因此发审过程中申请企业面临巨大的信息不对称问题(李敏才和刘峰，2012)，这将不可避免地导致企业在申请过程的“寻租”行为。此时承销投行的政治联系将发挥关键性作用。投资银行可能利用政治联系与证监会相关部门进行对话与沟通，让证监会发行部的审批人员和发审委委员更多地了解企业的情况，从而缓解申请企业与证监会之间的信息不对称，以使发行公司的再融资申请获得证监会的批准和更快地获得通过，而这对申请公司获得稀缺的资金尤为重要。由此，本文提出第一个研究假设：
H1：有政治联系投行承销的公司增发申请通过率更高；如果增发申请获批，其等候时间更短。
投行政治联系对公司增发的作用机制在不同场景下可能不同。本文考查两个因素对投行政治联系作用的影响。第一个是证券市场的股票发行状况。“Hot market”是由Ibbotson and Jaffe(1975)首先提出的，他们发现证券市场的股票发行并不是持续不变的，而是有冷热不均的现象。已有的研究发现IPO数量与IPO首日平均收益之间存在显著的正相关关系。Alti(2006)在研究资本结构时，发现热市场中IPO公司发行的股票更多，其资产负债率迅速下降。总体而言，股票市场比较热的时候，上市公司首次发行和增发的数量与规模都比较大，而且此时股票上市首日的回报率更高。
在我国，证监会根据市场的情况对公司的股权融资有一定的控制，股票市场也表现出冷热不均的特征。在股票市场较热时，证监会核准的股票发行数量较多，公司进行IPO与SEO的机会更多，其申请更容易获得证监会的批准，证监会核准的时间也相对比较短。因此在热市场条件下，股权融资的资源相对比较充足，申请只需要做足准备和符合证监会设定的条件就可能获得审批通过。与之相反的是发行市场较冷时，证监会对股权融资进行严格控制，SEO和IPO的机会大大缩减，股权融资机会相对更为珍贵，因此通过政治联系竞争稀缺的融资资源就显得非常重要。由于公司自身的政治联系更多的是涉及当地政府，可能无法企及作为最后审批机关的证监会等监管部门，此时作为金融中介的投行在其中可能发挥更为关键的作用。由此，我们提出本文的第二个研究假设：
H2：在冷市场时，有政治联系投行承销的公司增发申请的通过率更高；如果获批，其等候时间更短。
影响投行政治联系发挥作用的另一个维度是客户的重要性程度。Chen et al.(2010)在研究我国审计市场时，发现客户重要性对审计意见的影响非常大。当客户对会计事务所的业务更加重要时，审计师的审计意见会明显考虑客户的利益。投行与会计师事务所的相似之处在于它们都是资本市场上的中介机构，只是发挥的作用不尽相同。然而，在对客户的选择上，投行同样会考虑重要性这一关键因素。
在上市公司申请增发过程中，投行对于重要性越高的客户会给予更多的关注，在这些客户上投入的资源也更多，其中包括与证监会就这些客户的情况与材料进行更为充分的沟通等。同时，由于政治联系作为一种稀缺资源，投行在利用这一资源时也会比较谨慎。只有当面临重要客户时，投行才会使用这一稀缺资源，因此在重要客户增发过程中投行的政治联系才更可能发挥关键性作用。由此，我们提出本文的第三个研究假设：
H3：由具有政治联系的投行承销的公司，如果其对投行的重要性程度较高，其增发申请在证监会更有可能获准，而如果获批，其等候时间更短。
已有的文献发现有政治联系的公司在股份上市以后的市场业绩和会计业绩都表现不好。比如，Fan et al.(2007)发现相对于没有政治联系的公司，有政治联系的公司在IPO之后三年的市场业绩和会计业绩都比较差。而Chen et al.(2011)更进一步发现有政治联系的投行承销的IPO在上市后三年的市场表现和会计业绩都比较差。
公司增发主要是满足大股东和管理层的目标，透过投行的政治联系获得的增发更大程度上满足的是他们的需求，过高的发行定价中实际上隐含着寻租成本。市场上的中小投资者以及其他机构投资者在这些公司增发新股后会给予负面的评价，行使用脚投票的权利，因而这些公司市场业绩表现更差。另一方面，由于承销的投行有政治背景，上市公司的整体质量即使较差也能够通过审核，因此可能会导致未来业绩的下降。因此，本文提出第四个研究假设：
H4：有政治联系的投行承销的公司在增发上市后的市场业绩表现更差。
三、数据与研究设计
(一)数据与变量定义
本文要研究的是投资银行政治联系对上市公司增发申请在证监会的通过情况以及等候时间长短的影响，并且研究投行政治联系在不同场景下发挥的作用。因此本文涉及到的主要数据包括：投行的政治联系、投行声誉、股票市场环境等。
本文增发的数据来自WIND数据库，由于我们能查询到的公开数据库均没有提供未通过证监会增发审核的上市公司所聘请的投行信息，因此我们电话询问1999年10月至2010年4月期间制定了增发预案但在证监会未获得通过的上市公司的证券事务代表(或董事会秘书)，以此获得这些公司在制定增发预案所聘请的投行名称。由此我们获得了83家公司所聘请的投行名称，占全部168家增发申请未通过公司的49.7％。如果上市公司增发申请在证监会获得通过，则PASS＝1，否则PASS＝0。在数据处理过程中，由于部分数据缺失，本文最终研究样本含有65家增发申请未通过的公司样本，占全部增发申请未通过公司的38.7％。
上市公司增发的关键日期包括增发预案公告日、股东大会公告日、发审委公告日(或证监会核准日)、增发公告日，我们以增发预案公告日开始至发审委公告日期间的天数①，作为增发获批时间的长短。
投行的政治联系(IPC)是我们先通过我国各个证券公司的年报找到各证券公司的高管情况，然后在它们的网站寻找这些高管的背景信息。按照Fan et al.(2007)和Chen et al.(2011)的定义，如果证券公司高管(董事长和总经理)有在政府部门任职的经历、是人大代表或政协委员，那么我们就将这家证券公司设定为有政治联系(IPC＝1)。上市企业的政治联系(FPC)我们也按照类似的方式，根据公司高管的背景进行定义。
投行的声誉计量我们参照罗炜和饶品贵(2010)的方法分别按照投行当年承销收入(IREP)、总资产(IREP_TA)定义，如果投行承销收入(总资产)排名在前十位，则IREP＝1(IREP_TA＝1)。
本文需要研究投行政治联系在不同场景下的作用机制，我们主要考虑的是股票发行市场的冷热情况和上市公司对于投行的重要性。对于热市场(HOT)，我们参考Alti(2006)的方法以三个月移动平均IPO数据定义，如果这个月的IPO发行数据大于三个月移动平均IPO数量，则HOT＝1。按照这一标准，我们定义以下区间为热市场：1998年4月～1999年1月，1999年4月～1999年9月，2000年6月～2001年3月，2002年6月～2002年8月，2004年3月～2004年8月，2006年8月～2007年4月，2007年8月～2008年2月，2008年5月～2008年7月，2009年9月～2010年4月，而其他时间我们定义为冷市场(COLD)。而对于客户重要性(CI)，本文采用上市公司总资产除以投行当年的承销总金额，如果这个值越大表示这个公司对于投行来说越为重要。
本文的增发数据和投行的承销收入与总资产数据来源于WIND数据库，而财务数据和市场数据均来自于CSMAR，各地区市场化指数来源于樊纲等(2011)。本文删除了金融类上市公司、财务数据和市场数据缺失的样本，本文最终的研究样本是623家公司。考虑到部分上市公司进行定向增发时不需要聘请投行，但是需要聘请独立的财务顾问，而这些财务顾问均是由投行来担任，因此本文将这部分样本也加入进来②，这样的观测有76个，占样本总量的12.2％。我们对公司层面的连续变量在1％水平下进行缩尾处理。
(二)研究设计
本文要研究的问题是承销投行的政治联系是否在公司增发申请过程中发挥了关键作用。投行与公司之间存在相互选择的过程(Krigman et al.2001；罗炜和饶品贵，2010；Luo et al.,2010)，因此上市公司在增发申请过程是否聘请有政治联系的投行是个自选择过程。为了控制样本的自选择效应，我们参照Piotroski et al.(2012)，先建立以下第一阶段Probit回归模型：
其中回归的因变量是承销的投行是否具有政治联系(IPC)。自变量包括上市公司的承销商是否是国有控股企业(ISTATE)；投行的年龄(IAGE)；按省份或直辖市归集的投行数量(IBNUM)；按省份或直辖市归集的上市公司数量(SNUM)；对数化的上市公司IPO上市日至SEO申请日之间的间隔时间(IPO_SEO)；行业和年度虚拟变量。基于模型(1)的回归结果，我们计算了IMR(逆米尔斯比例，inverse mills ratio)，将其放入到后文的回归模型中，以控制样本自选择效应。
对于公司增发申请的通过情况，建立如下的Probit回归模型：
模型(2)中的因变量是公司SEO申请是否在证监会获得通过(PASS)，因此模型中考虑的是全部样本，即包括SEO申请通过和未通过的样本。自变量包括投行是否有政治联系(IPC)，按照承销收入排名得到的投行声誉(IREP)，企业本身是否有政治联系(FPC)，公司增发申请时市场是否处于冷市场(COLD)。与Chen et al.(2011)研究IPO在证监会的通过情况相似，模型(1)对公司规模(SIZE)、市账比(BM)、总资产回报率(ROA)、资产负债率(Leverage)、公司最终控制人是否国有(State)和上市公司所处省份的市场化指数(MKT)。此外，我们还控制了投行的产权属性(ISTATE)、公司的上市地点(Sz)、公司IPO上市首日回报率(Underpricing)、发行SEO上市公司的会计师事务所是否有职员在发审委任职(AUDITC)，以及基于模型(1)计算的自选择变量IMR，以及年度和行业虚拟变量。
对于公司SEO申请在证监会的审核时间长短，我们建立如下OLS回归模型：
模型(3)中的因变量TIME，因此模型(3)所涉及的研究样本仅仅是那些SEO申请获准的公司。自变量的选择与模型(2)相同。
根据本文的研究假设1，我们预期IPC在模型(2)中显著为正，而在模型(3)中则显著为负。本文研究假设2与假设3考虑冷市场背景和客户重要性两个维度，因此我们将分别在模型(2)和模型(3)加入冷市场变量(COLD)和客户重要性变量(CI)，然后将COLD和CI与投行政治联系IPC进行交互，按照本文的研究假设2和假设3，我们预期在模型(2)中IPC*COLD和IPC*CI均显著为正，而在模型(3)这两个交互变量则显著为负。
对于本文研究假设4，我们计算公司增发公告日后一个月开始的一年市场调整的持有超额回报BHret，并以它作为因变量建立如下OLS回归模型：
模型(4)回归的样本是增发申请获准的公司，回归的因变量是BHret。对于增发申请通过的公司来说，按照研究假设4，我们预测模型(4)中IPC显著为负。在模型(4)中我们对公司的规模(对数化的每年四月末的总市值，MV)和市账比(BM)也进行了控制。
四、实证结果与分析
(一)描述性统计
首先我们对本文的研究样本进行描述性统计于表1。本文样本的时间跨度是从1999年10月至2010年4月。PASS的均值是0.896，说明样本中增发申请通过的比例是89.6％。如果增发申请通过，通过的平均时间约是164天，最短时间是3天，而最长的时间接近于两年(724天)，其标准差比较大。IPC的均值为0.469，表明本文样本中有46.9％的投行具有政治联系，而以承销收入计算的投行声誉(IREP)均值是0.469。样本中有21％的企业有政治联系，65.7％是国有企业。上市公司增发申请更多地发生在热市场，COLD的均值等于0.409表明了这一点。CI的均值是0.733说明平均而言上市公司当年总资产要小于投行当年的承销金额，但是CI的中位数是1.357说明样本有比较多的公司总资产与投行的承销金额比值很小。本文样本中大部分上市公司是盈利的，而他们平均的资产负债率为55％。有47.5％的从事SEO承销的投行是国有性质的，这个比例比Piotroski et al.(2012)中研究样本的比例(59.6％)要低一些。IAGE的平均值(原始值)是10.48，说明投行在从事增发承销时平均已经具有十多年的历史。
投行的政治联系是否就代表了投行声誉呢？还是能提供投行声誉之外的增量信息？我们按照已有文献中的方法分别采用投行当年的承销收入和总资产对投行进行排名，如果排名前十，则认为是声誉良好的投行，由此我们得到两个变量：IREP和IREP_TA。我们对这三个变量进行了相关分析③，发现IPC与IREP、IREP_TA的Pearson相关系数分别是0.446和0.403，说明投行政治联系与投行声誉不完全相同，能够提供投行声誉之外的增量信息。
(二)对比分析
首先，我们对增发申请通过(PASS＝1)和未通过(PASS＝0)的公司进行对比分析。我们发现：增发申请通过的公司业绩更好、资产规模更大、市账比更低、更多地处于经济相对发达地区，但这些公司相对于投行而言其客户重要性反而不如未通过的公司。增发申请通过的公司中由具有政治联系的投行承销的比例更高一些，但两者的差异并不显著。
然后我们也对有政治联系和没有政治联系的投行承销的公司特征进行对比分析，发现有政治联系的投行承销的增发申请通过率为90.1％，但无政治联系投行承销的增发申请通过率为89.1％，不存在显著差异，但是有政治联系的投行承销的增发申请核准的时间天数为142.72天，显著短于无政治联系投行承销的183.27天。无政治联系投行承销的公司有33.8％在冷市场(COLD)进行增发，而有政治联系投行承销的公司却为48.9％，说明上市公司在冷市场中更加倾向于找有政治联系的投行进行承销。
(三)实证结果与分析
首先我们进行第一阶段回归，结果汇报于表2。由于按地区归集的投行数量IBNUM的观测只有618个，因此表2的样本量是618。ISTATE系数为负但不显著；IBNUM的系数为0.213，在5％水平下显著为正，说明有政治联系的投行更多位于投行数量较多的区域，这与我国投行集中在发达地区有比较直接的关系。回归中其他的变量均不显著。然后我们基于表2的回归结果计算IMR，将它放入后文的回归中以控制样本的自选择效应。
然后，表3我们进行因变量为公司增发申请是否通过的probit模型回归，因为本文要加入COLD、CI与IPC的交互变量，因此我们分为三个模型进行回归。
MODEL1中没有加入任何的交互变量，我们发现IPC系数为2.169，在10％水平下显著，说明投行的政治联系对增发申请通过率发挥了关键作用，这验证了本文的研究假设1。IREP系数不显著，表明在增发申请这个环节投行声誉也未发挥关键性作用。ROA系数显著为正，这说明证监会更倾向于通过那些业绩相对比较好的增发申请人。而加入的控制变量STATE、BM、Leverage、MKT、SZ、Underpricing、AUDITC均不显著，考虑文章与表格的篇幅，我们把这些变量统一作为Other controls处理，在表格没有汇报。
MODEL1中的公司本身的政治联系(FPC)系数为－0.158，在统计意义上不显著，这说明SEO申请中公司本身的政治联系也没有发挥作用，其原因在于：一方面公司本身的政治联系可能触及不到证券监管部门；另一方面SEO申请金额不够大，而如果申请没有通过，公司还有可能从其他渠道融资，因而公司的管理层重视程度可能不够。
为了更进一步验证投行的政治联系的作用机制，我们在MODEL2中加入交互项IPC*COLD。IPC的系数为正(1.831)但不显著，而IPC*COLD系数为1.462并在1％水平下显著为正。IPC的系数衡量了在热市场中投行政治联系的作用，因此回归结果说明在热市场中有政治联系的投行没有发挥积极作用。IPC*COLD显著为正表明投行政治关系的作用在冷市场中和热市场中显著不同。在冷市场中，监管部门对增发的审批收紧，即使公司符合条件和申报程序也不容易获得通过，监管部门留下了很多寻租空间，而此时投行的政治联系发挥的空间更大。综合上述讨论，表3的回归结果说明，投行的政治联系对增发申请通过率的影响主要体现在冷市场环境下，这验证了本文的研究假设2。
本文考虑的投行政治联系作用机制的另一个维度是客户重要性(CI)，因而我们在MODEL3中加入变量客户重要性变量CI，我们发现CI的系数(－0.077)本身不显著，但是交互项IPC*CI的系数(0.707)在5％水平下显著，这说明当客户对投行产生重要影响时，投行才会更多地使用政治联系这一关键资源，从而验证了研究假设3。
接下来，我们在表4中采用OLS回归方法对本文模型(3)进行分析，样本是增发申请获准的上市公司，数量是557。首先我们在MODEL1中不加入任何交互变量，我们发现IPC系数是－0.358，在统计意义上不显著，这与本文假设1的预期不一致。我们认为可能的原因在于：增发申请是否通过对于上市公司和承销的投行而言是第一层次的事项，而增发申请获准的等候期则是第二层次的事项，其重要性程度要较增发申请是否通过低，因此上市公司和承销的投行不会过多地关注批准的等候期，因而正常情况下投行不会为此投入关键性的资源。FPC系数(－0.038)不显著，表明公司自身的政治联系确实在公司增发申请这个环节也没有发挥作用。IREP系数(0.087)不显著，再次说明投行声誉在增发申请中无法发挥作用。
MODEL2中我们加入交互项IPC*COLD，发现它的系数(－0.261)在5％水平下显著为负，说明区别于正常时期，在冷市场环境下，投行的关键资源更能发挥作用，因为此时审批人员对申请人的要求更严格和挑剔，热市场情形下符合条件的申请人此时也许会被否决。这个结果符合本文研究假设2的预期。
MODEL3中进一步加入CI以及其与IPC的交互项，我们发现CI和IPC*CI的系数都不显著，这与本文研究假设3的预期不一致。可能的原因在于重要性程度越高的客户的资产规模也比较大，他们可能有更多的融资途径，因而更为看重的是增发申请是否通过，而通过时间长短方面则不太重视，显著为负的SIZE系数也说明了这一点。
综合表3和表4的回归结果，投行的政治联系在上市公司增发申请环节发挥了关键作用，而在冷市场和客户重要性程度两个维度上，投行政治联系将发挥更为重要的作用。
最后本文分析投行政治联系在增发申请上所产生的经济后果。首先我们将有无政治联系的投行所承销的公司分为两类，在图1描述它们以加权平均法计算未来一年的自增发公告日后一个月开始的持有超额回报，我们发现有政治联系的投行承销的公司未来一年的业绩更差，在统计意义上也存在显著差别。总体而言，增发的公司在未来一年的业绩表现比市场整体要差，这也验证了已有文献中提到的股份发行后长期弱势的现象。
表5汇报了以加权平均法计算的未来一年超额回报的回归结果，这里只是考虑增发申请通过的公司。IPC在回归中均不显著。FPC系数不显著，可能的原因是公司自身的政治联系在增发申请上没有发挥作用，因而对未来回报基本不产生影响。MODEL2中加入交互项IPC*COLD，我们发现COLD系数(0.120)显著为正，表明在冷市场增发的公司由于当时的股票市场整体走势较差，市场处于低位，因此未来的回报比较高；而IPC*COLD的系数(－0.152)则显著为负，表明有政治联系的投行承销增发的公司未来一年的走势更差，这说明这些公司可能为此支付了更高昂的寻租成本，同时获得的增发资金运用效果也可能不佳。MODEL3中加入CI以及其与IPC的交互项(IPC*CI)，我们发现CI的系数(－0.034)显著为负，说明重要性的公司投行可能进行了更多的包装，而IPC*CI的系数(0.037)不显著。在控制变量的表现上，MV、BM和其他控制变量(Other controls)在方程中均不显著。而在未来两年回报回归中IPC，IPC*COLD和IPC*CI的系数均不显著。
综合图1和表5的结果，有政治联系的投行承销的公司在增发股份上市后未来一年的走势相对较差，尤其是投行政治联系发挥作用最大的冷市场时更为明显。本文研究假设4只是在一定程度上得到支持，我们认为可能的原因在于：第一，受限于数据的可获得性，本文的样本相对较小，这在一定程度上影响了结果的显著性；第二，公司通过一些手段获得再融资，市场表现不一定就会很差。Cheng et al.(2012)研究发现那些通过盈余管理获得再融资资格的公司在短窗口的市场回报表现反而是正的。
(四)稳健性检验
本文在表3、表4和表5中的检验中，以IREP_TA替代IREP重做检验，我们发现回归结果未出现实质性改变。
增发申请未通过的公司样本我们只收集到一部分，我们也对本文收集到和未收集到的增发申请未通过的公司进行了对比分析。本文收集到的样本是83家，未收集到的公司是85家，在与财务数据和市场数据合并过程中删除了其中20家，最终本文收集到的样本量为68家，而未收集到的公司数是80家。我们发现收集到的增发申请未通过的公司样本较未收集到的公司，公司规模要更大一些、市账比和资产负债率要更高一些，而且它们更有可能位于经济相对发达的地区，除此之外两类公司在公司本身的政治联系、增发申请的时间、公司业绩和产权性质上不存在显著的差别。因此本文收集到的增发申请未通过的公司样本与总体样本存在一定的差别，这可能对本文的研究结论产生一定的影响。
我们发现在本文表3和表4中企业自身的政治联系(FPC)系数均不显著，考虑企业自身的政治联系有可能与投行政治联系在一起发挥作用，因此我们在表3和表4分别加入交互项IPC*FPC，发现在以PASS为因变量的probit模型中IPC*FPC的系数(z值)为0.080(0.23)不显著，在以TIME为因变量的OLS模型中IPC*FPC的系数(t值)为－0.034(－0.28)也不显著，这些证据表明公司自身的政治联系确实在公司增发申请环节也没有发挥作用，也说明研究金融中介的政治联系在再融资这个环节的重要性。
五、研究结论与研究局限
本文运用上市公司1998年至2010年增发数据，并手工收集这期间上市公司增发申请未通过的公司样本和投资银行政治联系的数据，研究发现在控制了样本自选择效应、投行声誉之后，投行政治联系对公司增发申请的过会率产生关键影响，但在增发申请获批时间上未单独发挥作用。进一步，我们在证券市场环境和客户重要性两个维度研究投行政治联系的作用机制：在冷市场情形下，承销投行政治联系更有助于增发申请过会，并且获批时间更短；而对于那些重要性程度高的公司，承销投行政治联系有助于他们增发申请过会率。同时本文还发现有政治联系的投行承销的公司在增发上市后一年的市场业绩表现更差。
本文的研究证据表明投行政治联系提供了已有文献中以投行承销收入和总资产计量的投行声誉之外的信息，今后研究投资银行作用机制时有必要考虑这一因素；同时本文的研究也拓展已有的关于政治联系的文献，因为已有文献大部分都集中公司本身的政治联系，而实际上公司可能透过金融机构的政治联系获得发行资格这样的关键资源。本文也进一步研究了投行政治联系在证券市场环境和客户重要性场景下的作用机制，因而有助于我们更为深入地认识投行政治联系的作用机制。
本文的研究局限在于：首先，受限于数据的可获得性，本文只收集到了1998年至2010年期间部分增发未通过公司，使得本文存在研究数据上的局限性，这可能对本文的研究结果产生一定的影响；其次，本文只是在证券市场环境和客户重要性两个维度上考虑了投行政治联系的作用机制，但实际上可能存在更多的因素可能会影响到投行的作用机制，比如投行的执业质量等。这些问题还有待我们后续的研究。
感谢许年行提供上市公司的政治联系数据。
收稿日期：2012－09－20
注释：
①我们也用股东大会公告日作为开始日期计算增发时间长短，本文的研究结论不发生改变。
②如果将这部分样本删除，本文的研究结论保持不变。
③限于文章篇幅，本文未报告变量的相关系数表、增发申请通过(PASS＝1)和未通过(PASS＝0)公司特征的对比分析表、有政治联系和没有政治联系的投行承销的公司特征对比分析表、本文收集到和未收集到的增发申请未通过的公司特征对比分析表。