董建卫，施国平，郭立宏

（1.西北大学 经济管理学院，西安 710127；2.同济大学 经济与管理学院，上海 200092）

自2000年KORTUM和LERNER[1]的经典论文发表以来，风险投资（venture capital VC）与企业创新的关系成为创新金融领域的重要研究热点之一。主流的研究结论认为，VC介入能促进企业创新[2-5]，或者即便不能促进企业创新，也至少不会阻碍企业创新[6-8]。然而，有个别先驱性的研究表明，在特定情形下VC介入不仅不能促进企业创新，反而会阻碍企业创新，PAHNKE等[9]在2015年发表的开创性论文中首次提出的竞争性信息泄露假说属于这一类型研究的代表性成果。该理论假说认为，如果VC同时投资了2个互为竞争对手的企业，那么这两个竞争对手之间便会出现竞争者间接联结，而这种通过同一个VC投资形成的竞争者间接联结会导致企业的关键信息泄露，从而最终阻碍企业创新。

本文力图把竞争性信息泄露假说拓展到VC联合投资层面。对比图1和图2，在图1展示的情形中，如果企业A和企业B是竞争对手，那么由于二者由同一个VC1投资，企业A和企业B便形成了PAHNKE等[9]所指的竞争者间接联结，从而导致竞争性信息泄露。在图2展示的情形中，企业A和企业B依旧是竞争对手关系，但是由于企业A是由VC2投资，企业B是由VC3投资，因此二者之间不存在PAHNKE等[9]所指的竞争者间接联结。然而，VC2和VC3除了各自分别投资企业A和企业B之外，还联合投资了企业C，因此企业A和企业B便通过VC2和VC3的联合投资形成了竞争者间接联结。

图1 通过同一个VC投资形成的竞争者间接联结Fig.1 Competitor indirect ties though one VC

图2 通过VC联合投资形成的竞争者间接联结Fig.2 Competitor indirect ties through VC syndication

举例说明，2010年8月28日，松禾资本（对应于图2中的VC2）A轮投资了安徽艾可蓝环保股份有限公司（对应于图2中的企业A）。2012年11月1日，东方富海（对应于图2中的VC3）A轮投资了三达膜环境技术股份有限公司（对应于图2中的企业B）。而在此之前的2007年3月1日，松禾资本和东方富海两家VC联合投资了深圳市华语传媒股份有限公司（对应于图2中的企业C，于2015年12月15日在新三板挂牌）。由于安徽艾可蓝环保股份有限公司和三达膜环境技术股份有限公司同属清洁技术行业中环保子行业的企业，二者的业务和产品形成了竞争关系。又由于东方富海没有投资安徽艾可蓝环保股份有限公司，松禾资本没有投资三达膜环境技术股份有限公司，因此安徽艾可蓝环保股份有限公司和三达膜环境技术股份有限公司没有形成PAHNKE等[9]所指的竞争者间接联结。然而，由于松禾资本和东方富海联合投资了深圳市华语传媒股份有限公司，因此安徽艾可蓝环保股份有限公司和三达膜环境技术股份有限公司便形成了本文意义上的竞争者间接联结。

本文认为，由于VC2和VC3在联合投资的过程中存在信息交换的客观条件和主观动机，因此，企业A和企业B通过VC2和VC3联合投资形成的竞争者间接联结同样有可能造成竞争性信息泄露，从而阻碍企业创新。通过私募通数据库搜集数据，以中国清洁技术行业接受A轮VC投资的企业为样本，本文使用负二项分布回归模型的实证检验结果支持了上述理论假设。本文的研究结论表明，企业通过VC联合投资形成的竞争者间接联结数量对创新产出（申请专利数量和授权专利数量）有显著的负向影响；VC是否首次联合投资、联合投资VC的地理邻近性以及VC的市场地位调节上述关系。

相比于已有文献，本文的贡献主要表现在以下方面。①已有文献在研究VC与企业创新的关系时，侧重于研究VC是否能够促进企业创新以及如何促进企业创新，本文的研究视角是在什么样的条件下VC会阻碍企业创新以及如何阻碍企业创新，这为研究VC与企业创新的关系提供了新的思路。②PAHNKE等[9]开创性的研究表明，通过同一个VC投资形成的竞争者间接联结会阻碍企业创新，而本文研究表明通过VC联合投资形成的竞争者间接联结也会阻碍企业创新，意味着竞争对手之间的创新信息不仅会通过同一个VC投资泄露，还会通过VC联合投资这种容易让人忽略的形式泄露。这一结论把竞争性信息泄露假说拓展到了VC联合投资层面，拓宽了竞争性信息泄露假说的适用范围。③联合投资是VC学术研究的重要分支之一，已有文献对VC联合投资的动机、结构、治理、效应等问题进行了大量研究[10-11]。陆瑶等[12]、PIERRAKIS和SARIDAKIS[13]的最新研究表明VC联合投资对企业创新的促进作用优于单独投资，但他们都是研究VC联合投资对被投企业创新的影响，而本文则是研究VC联合投资对被投企业之外的其他企业创新的影响，这为研究VC联合投资提供了新的视角。

1 理论与假设

竞争性信息泄露假说的核心命题是企业通过同一个VC投资形成的竞争者间接联结数量越多，对企业自身创新的阻碍作用越明显。本文首先把这一核心命题拓展到VC联合投资层面，其后从3个方面分析调节效应。

1.1 通过VC联合投资形成的竞争者间接联结数量与企业创新

把竞争性信息泄露假说拓展到VC联合投资层面，需要分析3个重要问题。通过VC联合投资形成的竞争者间接联结有没有可能导致信息泄露？参与联合投资的VC有没有动机把自身投资的企业创新信息泄露给联合投资伙伴投资的竞争对手企业？通过VC联合投资形成的竞争者间接联结数量增加会不会阻碍企业创新？

首先分析第一个问题。在图1所示的情形中，由于作为竞争对手的企业A和企业B由同一个VC1投资，二者很有可能出现信息泄露。这是因为VC1投资企业后会通过占据董事会席位[14]、经常性造访企业[15]、为企业提供各种类型的增值服务[16]等途径监督和扶植企业，在这个过程中VC1会同时全面掌握企业A和企业B的创新信息，所以无论VC1想把企业A的信息泄露给企业B，还是把企业B的信息泄露给企业A，都是十分容易的事情。然而，在图2所示的情形中，由于企业A和企业B分别由VC2和VC3各自投资，这意味着VC2与企业B以及VC3与企业A都不会产生直接接触。因此，如果企业A和企业B之间要通过VC2和VC3出现信息泄露，需要具备一个前提条件——VC2和VC3之间能够进行信息交换。那么，这个前提条件是否存在呢？在VC2和VC3共同联合投资企业C的过程中，首先需要共同进行尽职调查以决定是否投资；决定投资后，需要共同协调组织对被投企业C进行投资后监督管理和提供增值服务。上述联合投资的运作模式意味着VC2和VC3会有许多的机会交流、协调、互动，这为两者进行信息交换创造了条件和可能[17]。

其次分析第二个问题。通过上面的分析可知，VC2和VC3的联合投资使得企业A和企业B的信息泄露具备了外在条件和可能性，但是如果VC2或VC3没有向对方泄露信息的动机，企业A和企业B的信息仍然是隔离的。已有研究表明，VC的投资收益具有“众星捧月”的结构特征[18]，即VC所投资的大部分企业都盈利较少甚至有可能出现大幅亏损，但是小部分投资成功的企业却能带给VC巨额资本回报，弥补其他项目的投资亏损并实现正的投资组合回报。在这种收益结构下，VC投资组合中的某些企业由于具有极大的商业前景而成为其所青睐的企业，而其他一些企业则由于商业前景一般而不为VC所看重。为了最大化自身利益，VC很有可能把不被看重企业的关键创新信息泄露给其联合投资伙伴，以换取从联合投资伙伴那里得到对自身更有价值的信息。举例来说明，假设VC2除了投资企业A之外还投资了企业E，VC3除了投资企业B之外还投资了企业F，且企业E和企业F是竞争对手。在这种情形下，如果VC2青睐企业A但不看重企业E，VC3青睐企业F但不看重企业B，那么，VC2把企业E的信息泄露给VC3，用来从VC3那里交换企业B的信息，对VC2和VC3都是有利的。因为这种信息交换虽然降低了企业E和企业B成功的可能性，但是却能最大化VC2和VC3各自投资组合的整体收益。

最后分析第三个问题。VC虽然有条件也有动机向联合投资伙伴泄露信息，但是如果仅从一对一的企业竞争关系考虑，通过VC联合投资导致竞争性信息泄露并不意味着阻碍企业创新，因为在信息漏出方面临损失的同时接受方却得到了好处。比如，在前面的例子中，信息由企业B通过VC2和VC3的联合投资泄露给了企业A，那么这种信息泄露虽然会阻碍企业B（漏出方）的创新，但是同时也会促进企业A（接受方）的创新。然而，如果深入思考一下前文曾提及的VC投资收益结构特征，便会产生新的认识。由于VC的投资收益结构具有“众星捧月”的特征，必然出现的结果是，VC投资组合中只有一小部分企业为其所青睐。因此，无论是对于VC2还是VC3而言，其投资组合中的大部分企业都属于信息漏出方，只有那一小部分被青睐的企业才会成为信息接收方。换句话说，在这种投资收益结构下，如果企业存在通过VC2和VC3联合投资形成的竞争者间接联结，那么无论对于VC2投资的企业还是VC3投资的企业，在大概率意义上面临的都是信息漏出，而非信息接收。因此，企业通过VC联合投资形成的竞争者间接联结数量越多，信息漏出的可能性越大，信息漏出的通道越多。基于以上分析，本文首先提出基础性的研究假设。

H1 企业通过VC联合投资形成的竞争者间接联结数量越多，对自身创新的阻碍作用越明显。

1.2 调节效应：VC是否首次联合投资

在通过VC联合投资形成的竞争者间接联结中，竞争对手之间的信息泄露需要以联合投资VC的信息交换为基础，而信息交换的基础是信任[17]。在信息交换的过程中，VC有机会主义行为的动机，向联合投资伙伴隐瞒重要信息甚至提供虚假信息，因为这样做可以在获取对方重要信息的同时保护自身所投资的企业[19]。出于这种担忧，联合投资的VC很难在没有取得彼此信任的条件下交换信息。如果VC是首次联合投资，那么彼此之间还没有通过历史合作过程验证对方的可信任度，因此彼此都会对对方有所保留，信息交换的广度和深度都会较低，以防对方的机会主义行为；相反，如果VC不是首次联合投资，意味着双方已经通过历史合作验证和取得了对方的信任，信息交换的范围和效率会大幅提升。上述分析意味着，如果VC是首次联合投资，通过VC联合投资形成的竞争者间接联结泄露信息的广度和深度较低，因此对企业创新的阻碍作用更弱；相反，如果VC不是首次联合投资，通过VC联合投资形成的竞争者间接联结泄露信息的广度和深度较高，对企业创新的阻碍作用更强。基于上述分析，本文提出如下调节假设。

H2 在企业通过VC联合投资形成的全部竞争者间接联结中，VC首次联合投资形成的竞争者间接联结占比越高，对自身创新的阻碍作用越弱；反之，在企业通过VC联合投资形成的全部竞争者间接联结中，VC首次联合投资形成的竞争者间接联结占比越低，对自身创新的阻碍作用越强。

1.3 调节效应：联合投资VC的地理邻近性

如前所述，在通过VC联合投资形成的竞争者间接联结中，竞争对手之间的信息泄露需要以联合投资VC的信息交换为基础，而信息交换需要以VC之间的经常性交流和互动为条件。VC的交流互动是需要付出交易成本的[20]。试想一下，如果联合投资VC之间的地理距离较远，彼此若通过见面的方式交流互动将需要付出很高的交通和时间成本，而若通过互联网、电话等现代通讯的方式交流互动，则信息交换的效率和质量偏低，且保密性很差；相反，如果VC之间的地理距离较近，二者将能以更低的交通和时间成本实现面对面的交流互动，提高信息交换效率和质量，同时提高信息交换的保密性。在世界各国的风险投资实践中，VC都表现出一定程度的本地偏好[21－22]，这主要是由于地理距离增加将导致VC与企业的交流互动困难所致。虽然情境不同，但地理距离增加所导致的交流互动困难同样适用于VC联合投资。上述分析意味着，如果联合投资VC的地理距离较近，二者交流互动的频率效率较高，通过VC联合投资形成的竞争者间接联结泄露信息的可能性和范围较高，因此对企业创新的阻碍作用较高；相反，如果联合投资VC的地理距离较远，二者交流互动的频率效率较低，通过VC联合投资形成的竞争者间接联结泄露信息的可能性和范围较低，对企业创新的阻碍作用较弱。基于上述分析，本文提出如下调节假设。

H3 在企业通过VC联合投资形成的全部竞争者间接联结中，VC同城联合投资形成的竞争者间接联结占比越高，对自身创新的阻碍作用越强；反之，在企业通过VC联合投资形成的全部竞争者间接联结中，VC同城联合投资形成的竞争者间接联结占比越低，对自身创新的阻碍作用越弱。

1.4 调节效应：VC的市场地位

由于联合投资VC之间具有地位渗漏效应[23-24]，彼此的市场地位差异可能会影响信息漏出的方向，从而最终影响企业创新。对于市场地位低的VC而言，通过地位渗漏效应提升自身市场地位是其寻求与高市场地位VC合作的一个重要动机[10]。为了维护与高市场地位VC的合作关系，低市场地位VC也就更有可能成为信息的漏出方。回到图2所示的情形，如果VC2的市场地位低，而VC3的市场地位高，那么VC2和VC3联合投资时，VC3的高市场地位会通过地位渗透效应提升VC2的市场地位，作为回报或者为了维护与VC3的合作关系，VC2也就更有可能把企业A的信息泄露给VC3，然后通过VC3的监督管理再传递给企业B。上述分析意味着，如果VC的市场地位低，其所投资的企业在通过VC联合投资形成的竞争者间接联结中更有可能成为信息漏出方，从而对企业创新的阻碍作用更强；相反，如果VC的市场地位高，其所投资的企业在通过VC联合投资形成的竞争者间接联结中更有可能成为信息接收方，从而对企业创新的阻碍作用较弱。基于上述分析，本文提出如下调节假设。

H4 对于市场地位高的VC而言，其所投资的企业通过VC联合投资形成的竞争者间接联结数量对自身创新的阻碍作用较弱；反之，对于市场地位低的VC而言，其所投资的企业通过VC联合投资形成的竞争者间接联结数量对自身创新的阻碍作用较强。

2 研究设计

2.1 数据来源

本文通过私募通数据库（前身为清科数据库），搜集清洁技术行业2000—2013年接受A轮VC投资的企业为样本。之所以如此选择样本数据，主要基于如下考虑。①私募通数据库由清科集团提供，是国内成立最早的商业性VC数据库，在业界和学界得到普遍认可和使用。②清洁技术是典型的创新驱动行业，也是VC最青睐的行业之一，样本量比较充裕。③清科集团成立于1999年，虽然成立之后补录了2000年之前的部分数据，但数据质量总体较差，因此本文没有选用。④从VC介入到企业创新有时间滞后性，因此本文专门留有2014—2016年这3年的时间段，用以观察VC投资后的企业创新情况。此外，由于因果关系成立的时间条件为“因在前、果在后”，所以滞后观察企业创新还可以避免逆向因果关系的干扰。⑤在清洁技术行业2000—2013年接受VC投资的全部企业中，A轮投资占绝大部分，占比高达62.98%，且被投企业在A轮投资后的创新表现是其能否获得后续轮次投资的关键所在，因此本文选用A轮被投企业为样本。

2.2 变量测量

2.2.1 被解释变量 关于企业创新的测量思路与指标，已有国内外文献存在分歧，不同文献中使用的测量指标包括专利、新产品、研发费用、全要素生产率等[25]。然而，在以未上市企业为研究对象的文献中，绝大部分学者使用的测量指标都是专利总量或者某一种类型的专利，这主要是由于未上市企业的数据获取严重受限，诸如研发费用、全要素生产率之类的指标无法获取。在PAHNKE等[9]的研究中，测量企业创新的指标是美国食品药品监督管理局（FDA）批准通过的新产品数量，这一指标具有准确且易于获取的特点，然而遗憾的是在本文的情境中并不存在这样一个指标。考虑本文的研究对象是未上市企业，最终选择样本企业接受A轮投资后3年内的申请专利数量和授权专利数量作为企业创新产出的测量指标①在中国情境下，一些企业进行专利申请以及获得专利授权只是将其作为向客户或市场传递企业具有市场竞争优势的一种信号机制，目的是为了争取政府的各项优惠政策，或者为了获得上市的资格，因此并不能非常准确地体现企业创新能力。随着数据不断完善，未来研究可以选取研发投入数据和新产品产值来全面衡量企业创新。。

2.2.2 解释变量 在私募通数据库中，清洁技术行业又包括环保、新能源、新材料、其他清洁4个子行业。对于竞争对手和竞争者联结，本文从清洁技术行业的子行业层面定义：如果2个样本企业同属清洁技术行业子行业中的某一个行业（比如新能源），则这2个样本企业定义为竞争对手，二者之间形成的联结定义为竞争者联结。由于“其他清洁”是一个定义不清的子行业且样本量较小，本文在选取样本时把这个子行业的企业予以删除处理。

以上述界定为基础，本文采用如下步骤确定通过VC联合投资形成的间接联结数量（结合图2说明）：首先，确定向样本企业A投资的VC，即在图2中的VC2；其次，确定与VC2联合投资其他企业的VC（这里的其他企业指不包括样本企业A），即在图2中的VC3；再次，确定VC3投资的其他企业（这里的其他企业不包括VC2和VC3联合投资的企业C），即在图2中的企业B；然后，确定VC3投资的其他企业（比如企业B）是否为样本企业A的竞争对手（企业A和企业B同属于一个子行业），若是，便定义为通过VC联合投资形成的竞争者间接联结；最后，加总样本企业A的全部竞争者间接联结，便得到了企业A通过VC联合投资形成的竞争者间接联结数量。

2.2.3 调节变量 对于3个调节变量，本文分别采用如下定义方法。①VC首次联合投资占比，定义为样本企业通过VC首次联合投资形成的竞争者间接联结数量除以通过VC联合投资形成的全部竞争者间接联结数量。②VC同城联合投资占比，定义为样本企业通过VC同城联合投资形成的竞争者间接联结数量除以通过VC联合投资形成的全部竞争者间接联结数量。此处的同城，是指参与联合投资的VC的总部处于同一座城市。③VC的市场地位，清科集团每年都会公布“中国创业投资机构50强”名单，本文把上榜VC定义为市场地位高的VC，取值为1；未上榜VC定义为市场地位低的VC，取值为0。

2.2.4 控制变量 综合已有文献结论并考虑数据可得性，本文引入如下控制变量。①通过同一个VC投资形成的竞争者间接联结数量，即PAHNKE等[9]所指的竞争者间接联结数量。在测量这个变量过程中，是否竞争对手的判定标准与上文所述相同，而间接联结则定义为由同一个VC投资。按照苟燕楠和董静[26]的研究成果，VC投资企业的阶段越靠前，促进企业创新的作用越突出，因此本文引入企业的年龄和所处发展阶段2个变量控制这一可能影响。②企业的年龄定义为企业从成立至接受A轮投资时的总年数。③企业的发展阶段按照私募通数据库给出的结果，划分为种子期、初创期、扩张期和成熟期4个阶段。④接受VC投资前3年的申请专利数量。⑤接受VC投资前3年的授权专利数量。企业的创新活动可能具有一定惯性和偏好，因而本文采用企业接受VC投资前3年的专利数量来控制惯性和偏好的影响。⑥VC的累计投资轮次。⑦VC的累计IPO次数。BERNSTEIN等[27]、YU[28]以及刘胜军[29]的研究表明，VC投资企业后的监督管理能力是促进企业创新的关键，因此本文引入VC的累计投资轮次和累计IPO次数以控制VC的投资后管理能力，前者定义为VC从成立至向样本企业投资时的总投资轮次，后者定义为VC从成立至向样本企业投资时累计已经历的IPO退出次数。除上述控制变量之外，本文还引入投资年份虚拟变量和子行业虚拟变量。

2.3 模型选择

对于具有计数数据性质的申请专利数量和授权专利数量，在统计学中常用的检验模型有负二项分布模型与泊松模型两种。其中，泊松模型要以被解释变量不存在过度分散（即均值方差相等）为假定条件，而负二项分布模型则不需要此前提假定，适用范围更广，因此本文选择负二项分布模型。基础模型的形式如式（1）所示。

其中，k=0，1，2，……；u=exp（C+α×CIT×Moderate+∑θi×Controli）；Patent表示样本企业的申请专利数量或授权专利数量；CIT表示样本企业通过VC联合投资形成的竞争者间接联结数量；Moderate表示各个调节变量；Control表示一系列控制变量。

3 实证分析

3.1 样本描述

从表1的描述性统计结果可以看出，本文的623个样本企业中，以早中期企业为主：在全部样本企业中，种子期的企业占比为9.4%，初创期的企业占比为31.5%，扩张期的企业占比为46.9%，成熟期的企业占比仅为12.2%。样本企业的创新情况表现出极大的差异，申请专利数量和授权专利数量的最小值都是0，但是二者的最大值却分别多达471和315。样本企业通过VC联合投资形成的竞争者间接联结数量和通过同一个VC投资形成的竞争者间接联结数量均值分别为2.647和1.442，前者大于后者，这可能是因为VC经常性地与其他多个VC联合投资，因此企业通过VC联合投资形成竞争者间接联结的可能性会更高。

表1 样本描述Tab.1 Sample description

3.2 主效应检验

本部分检验H1，即实证检验通过VC联合投资形成的竞争者间接联结数量对企业创新的影响。从表2的检验结果可以看出，无论以申请专利数量还是授权专利数量为被解释变量，通过VC联合投资形成的竞争者间接联结数量都在0.05的显著性水平下对企业的创新产出有显著的负向影响，实证结果支持H1。此外，分析控制变量的回归结果可以发现，通过同一个VC投资形成的间接竞争者联结数量对企业申请专利数量和授权专利数量也有显著的负向影响，且影响幅度高于通过VC联合投资形成的竞争者间接联结数量。这一实证结果表明，由同一个VC投资互为竞争对手的2个企业是一种更严重的信息泄露通道。但是，通过VC联合投资导致的信息泄露同样不可小觑，因为这种信息泄露造成的负面影响幅度虽然较小，但由于通过VC联合投资形成的间接竞争者联结数量更多，因此信息泄露的通道也就更多。此外，回归结果还表明，VC在种子期和初创期介入对企业创新的促进作用最明显，这一结果支持苟燕楠和董静[26]的研究结论。

表2 通过VC联合投资形成的竞争者间接联结数量对企业创新的影响Tab.2 Impact of competitor indirect ties through VC syndication on entrepreneurial innovation

3.3 调节效应检验：VC是否首次联合投资

本部分实证检验H2，即检验VC首次联合投资占比在通过VC联合投资形成的竞争者间接联结数量与企业创新之间关系中是否起到调节作用。从表3的检验结果可以看出，通过VC联合投资形成的竞争者间接联结数量与VC首次联合投资占比的乘积项分别在0.05和0.01的显著性水平下对企业申请专利数量和授权专利数量有显著的正向影响，表明随着VC首次联合投资占比增加，通过VC联合投资形成的竞争者间接联结数量对企业申请专利数量和授权专利数量的负向影响会减弱，也就是说，实证结果支持H2。此外，从表3的回归结果还可以看出，即便是在VC首次联合投资占比为100%的极端情况下，通过VC联合投资形成的竞争者间接联结数量仍然会对企业申请专利数量和授权专利数量有负向影响（-0.103+0.086=-0.017，-0.992+0.099=-0.893），表明即便是在全部VC都首次联合投资的情形下也存在信息泄露的问题。

表3 VC首次联合投资的调节效应Tab.3 Moderating effect of VC syndicating for the first time

3.4 调节效应检验：联合投资VC的地理邻近性

本部分实证检验H3，即检验VC同城联合投资占比在通过VC联合投资形成的竞争者间接联结数量与企业创新之间关系中是否起到调节作用。从表4的检验结果可以看出，通过VC联合投资形成的竞争者间接联结数量与VC同城联合投资占比的乘积项分别在0.1和0.05的显著性水平下对企业申请专利数量和授权专利数量有显著的负向影响。这一结果表明，随着VC同城联合投资占比增加，通过VC联合投资形成的竞争者间接联结数量对企业申请专利数量和授权专利数量的负向影响会增强，实证结果支持H3。

表4 联合投资VC的地理邻近性的调节效应Tab.4 Moderating effect of geographical proximity among VC syndications

3.5 调节效应检验：VC的市场地位

本部分实证检验H4，即检验VC的市场地位在通过VC联合投资形成的竞争者间接联结数量与企业创新关系中的调节作用。从表5的检验结果可以看出，通过VC联合投资形成的竞争者间接联结数量与VC的市场地位的乘积项在0.05的显著性水平下对企业申请专利数量和授权专利数量有显著的正向影响，表明对于市场地位高的VC而言，其所投资的企业通过VC联合投资形成的竞争者间接联结数量对企业申请专利数量和授权专利数量的负向影响较弱，实证结果支持H4。此外，VC的市场地位在0.05的显著性水平下对企业申请专利数量和授权专利数量有显著的正向影响，表明市场地位高的VC投资可以更加有效地促进企业创新。而且，表5的回归结果还表明，即便是市场地位高的VC投资的企业，通过VC联合投资形成的竞争者间接联结数量也会对企业申请专利数量和授权专利数量有负向影响（-0.098+0.079=-0.019，-0.107+0.081=-0.026），因此，即便是在市场地位高的VC投资的情形下也存在信息泄露的问题。

表5 VC市场地位的调节效应Tab.5 Moderating effect of market status of VC

3.6 进一步分析

以上实证分析验证了本文提出的研究假设，接下来将从以下方面进一步进行分析。

3．6．1 国有背景VC与非国有背景VC 众所周知，中国VC行业的一大显著特色是市场上有大量的国有背景VC。这些国有背景VC与非国有背景VC一样，都以促进企业创新为目标。但是，由于国有背景VC与非国有背景VC的激励机制不同，二者促进企业创新的动机有所不同：后者促进企业创新纯粹是出于盈利目的，而前者除了考虑财务盈利之外，还会兼顾一些公共政策目标，比如说区域创新系统建设、本地产业创新能力培养等[30-31]。在本文所提出的通过VC联合投资形成的竞争者间接联结中，获取最大财务投资回报是联合投资VC进行信息交换的动因。由于需要兼顾公共政策目标，国有背景VC进行信息交换的动因弱于非国有背景VC，从而国有背景VC投资的企业通过VC联合投资形成的竞争者间接联结数量对自身创新的阻碍作用应当弱于非国有背景VC投资的企业。本部分按照私募通数据库给出的判定标准把VC划分为国有背景VC和非国有背景VC[32]，检验了上述命题，检验结果与预期一致。3．6．2 主投与跟投 在联合投资辛迪加中，VC有主投与跟投之分，二者的职责不同。主投负责联合投资辛迪加的发起、组织、协调及管理，而跟投在主投的领导下完成各自的职责[20，33]。在这种运作模式下，主投与每个跟投都有很多机会交流互动，但跟投与跟投彼此之间的交流互动机会要少很多。从这个角度来分析，在通过VC联合投资形成的竞争者间接联结中，主投所投资的企业出现信息泄露的可能性要高于跟投。然而，从另外一个角度分析，由于在实践中主投往往是市场地位高的VC，且主投能够汇集各个跟投的信息，因此主投很有可能把从某一跟投处所得的信息泄露给另一跟投，从而使自身所投资的企业在多数情况下成为信息接收方。综合这两方面考虑，在通过VC联合投资形成的竞争者间接联结中，主投与跟投对企业创新的影响差异难以判断。本文按照刘伟等[33]采用的方法区分了主投和跟投并进行实证检验，结果表明主投所投资的企业通过VC联合投资形成的竞争者间接联结数量对自身创新的阻碍作用较弱，而跟投所投资的企业通过VC联合投资形成的竞争者间接联结数量对自身创新的阻碍作用较强。

3.7 稳健性检验

本部分从以下多个方面检验实证结果的稳健性。①专利类型。我国把专利划分为发明专利、实用新型专利、外观设计专利3种类型，许多学者认为发明专利才能真正体现企业创新[34]，因此再使用申请发明专利数量和授权发明专利数量重复实证检验。②选择效应。众所周知，VC与所投资企业之间的关系是非随机匹配的。为控制选择效应可能对研究结论产生的影响，此外依据样本企业在接受A轮投资前3年内的申请专利数量和授权专利数量进行分组，把专利数量在中位数之上的企业定义为自身创新能力强的企业，把专利数量在中位数之下的企业定义为自身创新能力弱的企业，然后分别重复实证检验。③滞后期。前文以接受A轮融资后3年为滞后期观察样本企业的创新情况，本文再分别以2年和4年为滞后期观察企业融资后的创新情况，并重复了实证检验。④融资轮次。前文以接受A轮融资的企业为样本，此处再以样本数量第二的B轮融资为样本，并重复进行实证检验。所有上述稳健性检验都或多或少改变了前文的实证结果，但基本结论不变。

4 结 论

风险投资与企业创新的关系是创新金融的重要研究主题之一，但已有文献主要关注VC是否能够促进企业创新以及如何促进企业创新，而很少关注VC可能对企业创新带来的负面影响。本文基于竞争性信息泄露假说，研究通过VC联合投资形成的竞争者间接联结对企业创新的阻碍作用。以清洁技术行业接受A轮VC投资的企业为样本，使用负二项分布模型，研究发现：①企业通过VC联合投资形成的竞争者间接联结数量越多，接受A轮投资后3年内的申请专利数量和授权专利数量越少；②在企业通过VC联合投资形成的全部竞争者间接联结中，VC首次联合投资形成的竞争者间接联结占比越高，对申请专利数量和授权专利数量的负向影响越弱；③在企业通过VC联合投资形成的全部竞争者间接联结中，VC同城联合投资形成的竞争者间接联结占比越高，对申请专利数量和授权专利数量的负向影响越强；④VC的市场地位越低，其所投资的企业通过VC联合投资形成的竞争者间接联结数量对申请专利数量和授权专利数量的负向影响越强。

本文的研究结论对企业管理实践有一定的参考意义。首先，企业发展过程中需要各种资源，许多企业管理者都寄希望于建立外部联系以获取资源。但本文结论提醒管理者不能一味追求建立外部联系，而忽略了外部联系对企业利益可能造成的损害。以企业融资为例，当企业寻求VC为其提供资本和增值服务时，必须提防VC联合投资可能造成的信息泄露问题。具体来说，如果VC的联合投资伙伴投资了企业的竞争对手，那么企业就应提高警惕，并通过提醒或设置约束性条款等方式限制VC向联合投资伙伴透露过多信息，阻断信息泄露的路径。其次，如果出现以下情况，企业应对信息披露慎之又慎：①与VC进行过多次联合投资的伙伴投资了企业的竞争对手；②VC与联合投资伙伴的地理距离非常接近时；③VC的市场地位较低；④VC为私人机构或外资机构；⑤跟投VC的联合投资伙伴投资了企业的竞争对手。

虽然本文实证检验发现通过VC联合投资形成的竞争者间接联结对企业创新具有阻碍作用，但并未对其中的机制进行深入探讨和检验。未来研究可以着重对本文理论分析部分提到的机制展开检验，或许可以得到一些更有深度的结论，对竞争者间接联结形成更全面的认识。