創(chuàng)業(yè)板上市公司股權結構與企業(yè)價值

王曉巍，陳逢博

哈爾濱工業(yè)大學 管理學院，哈爾濱 150001

創(chuàng)業(yè)板上市公司股權結構與企業(yè)價值

王曉巍，陳逢博

哈爾濱工業(yè)大學 管理學院，哈爾濱 150001

創(chuàng)業(yè)板上市公司的股權結構是公司治理的重要內容之一，直接影響其企業(yè)價值。選取2012年12月31日前在深交所創(chuàng)業(yè)板上市的267家上市公司為樣本，以2009年至2012年的數(shù)據(jù)作為研究對象，采用股權集中度、股權性質、管理層持股以及基于概率投票模型的股權控制度指標衡量企業(yè)的股權結構，運用主成分分析法衡量企業(yè)價值，結合多元線性、非線性回歸模型和分段回歸模型研究企業(yè)價值與股權結構的關系。研究結果表明，企業(yè)價值與第1大股東持股比例呈回歸式拋物線關系，企業(yè)價值隨第1大股東持股比例的增加先降低后升高最后再降低，第1大股東對企業(yè)的絕對控制不利于企業(yè)價值的提升，前5大股東持股比例與企業(yè)價值呈顯著正相關關系，法人股持股比例的增加有利于提升企業(yè)價值，管理層持股比例與企業(yè)價值之間沒有顯著的相關關系。研究結果及建議對提升創(chuàng)業(yè)板上市公司企業(yè)價值有一定借鑒意義。

創(chuàng)業(yè)板上市公司；股權結構； 企業(yè)價值；回歸式拋物線關系

1 引言

2009年10月，創(chuàng)業(yè)板正式開始交易，作為創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)型公司的孵化基地，被稱為中國的NASDAQ，不僅為眾多高新技術企業(yè)帶來廣闊的發(fā)展平臺，也為投資者提供了更多的投資方向，使中國的資本市場更加健全[1]。自開市至2014年初，創(chuàng)業(yè)板指數(shù)始終呈現(xiàn)大起大落的狀態(tài)，2013年12月的大幅暴跌更是為資本市場的監(jiān)管和創(chuàng)業(yè)板公司治理敲響了警鐘。創(chuàng)業(yè)板公司在上市之前大多都是家族式企業(yè)，相對于其他板塊來說有較明顯的特殊性，如股權集中度高、某些大股東自己擔任管理者、國有股占比較小、高管持股多等。而股權結構決定了公司話語權的分配，通過決定公司的領導層和治理模式直接影響企業(yè)價值，股權結構過于分散導致的“搭便車”和過于集中形成的“一股獨大”都不利于企業(yè)價值的提升，合理的股權結構對企業(yè)價值的提高至關重要[2]。中國對股權結構和企業(yè)價值的研究主要集中在主板和中小板，對創(chuàng)業(yè)板的探索少之又少，本研究將通過實證的方法結合創(chuàng)業(yè)板上市公司的特點研究其股權結構對企業(yè)價值的影響，并據(jù)此尋求提升創(chuàng)業(yè)板上市公司價值的有效途徑。

2 相關研究評述

國外對于股權結構和企業(yè)價值的研究主要集中在兩個方面，一是股權結構如何影響企業(yè)價值，探求基于提升企業(yè)價值的最優(yōu)股權結構；另一個是股權結構的內生性問題。股權結構優(yōu)化方面，國外學者認為需要提高股權集中度從而降低代理成本，Reyna等[3]研究發(fā)現(xiàn)股權集中會加強股東的監(jiān)督力度，從而提升企業(yè)價值；Hu等[4]認為股權集中會形成大股東對小股東的利益侵占，降低企業(yè)價值；Thomsen等[5]發(fā)現(xiàn)股權集中度與企業(yè)價值之間為倒U形關系；Chen等[6]認為不應該單純使用線性或簡單的二次非線性模型進行回歸，兩者間很可能是五次方相關關系。國外研究股權結構與企業(yè)價值的關系時基于不同的理論觀點采用不同的相關模型，得出的結論也不一致。股權結構的內生性方面，長期以來股權結構都被認為是外生變量，但Demsetz等[7]的研究發(fā)現(xiàn)，若忽視股權結構的內生性，則股權結構是影響企業(yè)價值的自變量；若以股權結構內生性為前提，則表示企業(yè)價值成為自變量。Drakos等[8]以希臘企業(yè)為樣本，提出將股權分為內部股權(即管理者持股)和外部股權，認為公司績效影響內部股權結構，而與外部股權結構的顯著性非常弱。但是希臘資本市場有其特殊的國情，所以研究的局限性也不容忽視。

在中國，對企業(yè)股權結構和企業(yè)價值關系的研究大致分為兩類，即股權性質與企業(yè)價值的關系以及股權集中度與企業(yè)價值的關系。股權性質一般從國有股比例、法人股比例和流通股比例等方面研究，國有股是中國上市公司的特色，對企業(yè)價值有特殊的影響。Li等[9]認為國有股比例越高越不利于企業(yè)價值的提升；楊淑婭[10]發(fā)現(xiàn)國有股有助于提升企業(yè)價值，法人股與企業(yè)價值的關系并不單調；王聰?shù)萚11]認為國有股比例與企業(yè)價值正向相關。對股權集中度方面的研究主要集中在其與企業(yè)價值的具體關系上，但研究結論不盡相同。李明輝[12]認為股權集中度與企業(yè)價值顯著正向相關；黃建山等[13]的研究表明，分散的股權結構更能保護中、小股東的利益，從而提升企業(yè)價值；孫建平[14]認為在非競爭行業(yè)中控股股東的持股比例與企業(yè)價值正向相關，而競爭行業(yè)中控股股東持股比例與企業(yè)價值呈倒U形關系。

自創(chuàng)業(yè)板問世以來，有一些學者對創(chuàng)業(yè)板企業(yè)的資本結構、成長性和盈利能力進行研究，但是專門針對其股權結構與企業(yè)價值關系的研究卻鳳毛麟角。魏樂[15]以最早的一批創(chuàng)業(yè)板企業(yè)為樣本，發(fā)現(xiàn)流通股對績效有反向作用，其他衡量股權結構的指標與企業(yè)價值并不顯著相關；楊廷燕[16]以2011年之前上市的創(chuàng)業(yè)板企業(yè)為研究對象，發(fā)現(xiàn)國有股比例和法人股比例與企業(yè)價值沒有顯著相關關系，而高管持股比例和股權集中度與企業(yè)價值正相關；毛洪安等[17]認為董事會規(guī)模對企業(yè)價值提升有阻礙作用，而管理層持股與企業(yè)價值正向相關。綜上所述，在股權結構與企業(yè)價值關系方面，國內外學者做了大量研究，國外學者的研究主要集中在最優(yōu)股權結構和內生性問題，中國學者的研究主要從股權性質和股權集中度兩方面探求股權結構與企業(yè)價值的關系，沒有一致的結論。

3 理論分析和研究假設

3.1 股權集中度與企業(yè)價值

股權集中度是股權分布的直接體現(xiàn)，一般分為3類，即絕對控股、相對集中、高度分散。如果股權比較集中，大股東在自我激勵的情況下會積極參與企業(yè)的管理以及對經(jīng)理層的監(jiān)督，對提高企業(yè)價值有積極作用，但一股獨大會造成對大股東監(jiān)督的缺失，大股東很可能侵吞其他股東的權益；如果股權較分散而又存在第1大股東時，他就可以用很低的持股比例擁有企業(yè)的控制權，第1大股東有可能因在此上市公司中獲得的現(xiàn)金流較低而進行一些使自己短期獲利但有損企業(yè)發(fā)展的行為，如內部交易、大額貸款擔保等。聞岳春等[18]的研究表明，創(chuàng)業(yè)板上市公司第1大股東持股比例與企業(yè)價值呈倒U形關系；Claessens等[19]在研究金字塔結構時對第1大股東的研究也證明了這種倒U形關系。上述分析表明，第1大股東的持股比例與企業(yè)價值的關系不會是簡單的線性關系。因此，本研究提出假設。

H1創(chuàng)業(yè)板上市公司的企業(yè)價值與第1大股東持股比例呈非線性相關關系。

股權集中度方面的研究本質上也是大股東與小股東的比例分配問題，是對股權集中與股權分散相權衡的結果。第1大股東的高持股比例可以促進其對管理層的監(jiān)督，但會導致小股東的風險過高，所以國內外的一些學者將股權集中度與企業(yè)價值的研究重點集中于對股權制衡的研究，認為控制權應由幾個大股東共同享有，實現(xiàn)有效的內部牽制，避免任何一個大股東單獨控制企業(yè)的決策權，達到大股東之間互相制衡的效果。Volpin[20]以意大利上市公司為對象進行實證檢驗，結果表明，幾個大股東共同控制的企業(yè)比只有單個大股東的企業(yè)業(yè)績要好；Shleifer等[21]通過實證分析認為，衡量股權集中度的指標(如前5大股東持股之和等)與企業(yè)價值呈正相關關系；黃長祥[22]研究發(fā)現(xiàn)，創(chuàng)業(yè)板公司股權集中度與企業(yè)價值顯著相關，其中第1大股東占比對企業(yè)價值提升有負作用，而前5大股東占比之和與企業(yè)價值顯著正相關；牛春平[23]發(fā)現(xiàn)創(chuàng)業(yè)板上市公司前5大股東持股比例與企業(yè)價值正向相關。由此可見，股權相對分散有利于大股東之間對企業(yè)控制權的互相制衡，有利于企業(yè)價值的提升。因此，本研究提出假設。

H2創(chuàng)業(yè)板上市公司的企業(yè)價值與前5大股東持股比例呈正相關關系。

3.2 股權控制度與企業(yè)價值

單純采用股權集中度描述企業(yè)的股權結構較為片面，因為直接采用第1大股東持股比例衡量其在公司股權結構中的影響力，就忽略了其他股東的持股比例以及公司整體的股權分布。具體而言，如果公司的持股非常分散，此時第1大股東不需要很高的持股比例就可以取得公司的控制權。如果公司的持股比例相對集中，除第1大股東以外的前幾大股東就會形成制約力量。余澳[24]認為，股權結構實質上通過決定公司的控制權而從根本上影響公司治理，繼而影響企業(yè)績效；Leech等[25]通過對英國企業(yè)的研究發(fā)現(xiàn)，第1大股東絕對控股對企業(yè)價值和利潤都有明顯的負作用；La Porta等[26]研究發(fā)現(xiàn)，第1大股東絕對控股時會通過一些非公開方式(如資產轉移定價和相關證券回購等)侵害企業(yè)價值，從而使最大股東本人獲取巨額報酬；郄永忠等[27]的實證研究也證實了這一點。由此可知，股權過于分散易形成第1大股東擁有絕對控制權，從而缺乏對大股東的制衡，有損企業(yè)價值。因此，本研究提出假設。

H3創(chuàng)業(yè)板上市公司第1大股東擁有絕對控制權(控制度為99%)與企業(yè)價值負相關。

3.3 股權屬性與企業(yè)價值

探討股權屬性與企業(yè)價值關系主要是分析國有股持股比例和法人股持股比例與企業(yè)價值的關系。中國創(chuàng)業(yè)板上市公司國有股比重非常小，國有股對企業(yè)經(jīng)營決策的影響非常弱。因此，本研究只對法人股持股比例與創(chuàng)業(yè)板企業(yè)價值的關系進行分析。

法人股是由于一些企業(yè)為了尋求資產的增值而對上市公司進行投資形成的，法人股持股比例較高以后，投資者為了自身的利益會積極參與企業(yè)的監(jiān)督和管理，而這種機構投資者在管理和經(jīng)營方面更有經(jīng)驗和專業(yè)能力，所以從理論上分析法人股持股比例對企業(yè)價值提升有積極作用。Li等[9]和劉媛媛等[28]的實證分析均證明了這一點。中國創(chuàng)業(yè)板上市公司法人股持股較普遍，有必要檢驗其持股比例對企業(yè)價值的影響。因此，本研究提出假設。

H4創(chuàng)業(yè)板上市公司企業(yè)價值與法人股持股比例呈正相關關系。

3.4 管理層持股比例與企業(yè)價值

管理層持股比例也是股權結構的重要內容，它直接影響到企業(yè)的激勵監(jiān)督機制和企業(yè)的代理成本。如果管理層持股比例過低，就會造成控制權與公司利益的過度分離，而且會使激勵力量過于薄弱，管理層可能基于自身利益最大化的目標做出有損公司利益的決策，所以提升管理層持股比例可以促使經(jīng)理人員站在股東的角度進行經(jīng)營管理。Jensen等[29]提出代理成本概念，詳細論證管理層持股過低的不利影響；Cubbin等[30]實證分析管理層持股比例對企業(yè)價值的正向作用；聞岳春等[18]和阮素梅等[31]認為管理層股權激勵有益于提升企業(yè)價值。中國創(chuàng)業(yè)板上市公司家族企業(yè)居多，上市后大股東擔任高管的現(xiàn)象普遍存在?；谏鲜龇治觯狙芯刻岢黾僭O。

H5創(chuàng)業(yè)板上市公司企業(yè)價值與管理層持股比例呈正相關關系。

4 研究方法

4.1 數(shù)據(jù)來源和樣本選擇

本研究數(shù)據(jù)來源于銳思數(shù)據(jù)庫和國泰安數(shù)據(jù)庫。為使實證分析更具統(tǒng)計學意義，達到較大樣本量的要求，選取2012年12月31日前上市的深圳證券交易所創(chuàng)業(yè)板塊300余家公司作為樣本，以2009年至2012年4年的年報數(shù)據(jù)為研究對象，以本研究所需的財務指標和股權結構等方面的數(shù)據(jù)是否齊全為篩選標準，最終確定267家創(chuàng)業(yè)板上市公司為樣本。

4.2 變量的選取

本研究探討股權結構與企業(yè)價值的關系，以企業(yè)價值為因變量，以股權結構為自變量，在研究過程中引入控制變量。

(1)被解釋變量

被解釋變量為企業(yè)價值的替代變量。在關于股權結構和企業(yè)價值的實證研究中，衡量企業(yè)價值通常有3類指標，即財務績效指標、托賓Q值和經(jīng)濟增加值(EVA)。財務績效指標方面，在中國學者的研究中主要采用凈資產收益率(ROE)、總資產收益率(ROA)、每股收益(EPS)等，這些指標雖然能反映公司整體的發(fā)展獲利能力，但單個指標在很大程度上只反映公司某一方面的能力和狀態(tài)，很難描述出公司整體的狀況，存在信息大量丟失的弊端。托賓Q值是西方學者大量采用的衡量企業(yè)價值的指標，但是托賓Q值有其使用前提，即公司的市場價值和重置成本能夠較為準確的估計。在國外比較完善的資本市場上，公司的市場價值可由股票市價較為準確地反映，但對中國來說，資本市場還很不完善，若用股票價格直接度量企業(yè)價值，其準確性值得商榷。EVA評價體系的基礎之一是會計準則，在這方面國內外差距較大，所以EVA評價方法在中國的適用性也值得探討。在中國2009年創(chuàng)業(yè)板開市，創(chuàng)建時間很短，發(fā)展還很不完善，用托賓Q值和EVA衡量創(chuàng)業(yè)板上市公司的企業(yè)價值是不合理的。所以，本研究選用多個財務指標進行多因素主成分分析，得出企業(yè)價值綜合值，將其作為被解釋變量，既可以避免單個因素描述的不全面，又可以從實際情況出發(fā)反映公司的經(jīng)營和發(fā)展狀況。具體分析過程如下。

①財務指標的選取

根據(jù)中國現(xiàn)行的財務評價體系和創(chuàng)業(yè)板上市公司的特點，在保留基本財務評價指標的基礎上，選擇描述盈利能力、償債能力、資產質量和成長能力等共17個指標，見表1。

②KMO-Barlett球形檢驗

用KMO-Barlett球形檢驗可以判斷數(shù)據(jù)是否可以進行主成分分析，本研究對選取的數(shù)據(jù)進行球形檢驗，結果見表2，KMO值等于0.722，用主成分分析較為理想。

③方差貢獻以及企業(yè)價值綜合值的計算

對數(shù)據(jù)進行主成分分析主要是基于降維、整理的目的，在進行主成分分析后可以得到方差貢獻率，具體見表3。由表3數(shù)據(jù)可知，雖然前7個成分的累積方差貢獻率已經(jīng)超過80%，但前9個成分的累計貢獻率高達92.337%，幾乎涵蓋了所有成分對企業(yè)價值的貢獻，因此本研究提取前9個成分。

Y=0.306Y1+0.241Y2+0.121Y3+0.067Y4+

0.065Y5+0.063Y6+0.051Y7+0.045Y8+0.041Y9

(1)

表1 用于主成分分析的財務指標Table 1 Selected Financial Indicatorsfor Principal Component Analysis

表2 KMO-Barlett 檢驗Table 2 KMO and Bartlett′s Test

將9個成分Y1～Y9的計算公式代入(1)式，可得到以財務指標表達的企業(yè)價值綜合值，即

Y=0.152X1+0.014X2+0.145X3+0.150X4+

0.145X5+0.048X6-0.006X7-0.003X8+

0.044X9+0.074X10+0.160X11+0.121X12+

0.075X13+0.084X14+0.093X15+0.045X16+

0.155X17

(2)

其中，X1～X17分別為表1中各財務指標經(jīng)SPSS 19.0標準化后的數(shù)據(jù)。

由(2)式可以得到各公司的企業(yè)價值綜合值Y。

(2)解釋變量

解釋變量為股權結構的替代變量。中國學者在衡量股權結構時一般采用股權集中度(持股比例和赫芬德爾指數(shù)等)和股權性質(國有股比例和法人股比例)，有的學者還使用流通股比例和管理層持股比例。由于創(chuàng)業(yè)板公司股權分置改革后流通股比例絕大多數(shù)為100%，所以本研究不再研究流通股比例。本研究在此基礎上，借鑒Cubbin等[30]提出的概率投票模型，加入股權控制度指標，概率投票模型是在考慮到公司整體股權分布的基礎上對大股東實際擁有企業(yè)控制權的測算，能夠很好地彌補股權集中度在企業(yè)整體股權分布考量上的不足。本研究分別從股權集中度、股權控制度、股權性質、管理層持股比例4個方面衡量股權結構。

①股權集中度

股權集中度是基于股權比例建立的衡量股權結構的量化指標，本研究采用2類指標，第一類是國內外普遍使用的第1大股東持股比例OWN1、前5大股東持股比例之和OWN5，這類指標是最為直接的統(tǒng)計數(shù)據(jù)，可以較直觀地反映出公司的股權分布。第二類指標為赫芬德爾指數(shù)(即HHI指數(shù))，HHI5即前5大股東持股比例的平方和。

②股權控制度

本研究基于張小茜等[32]對Cubbin等[30]概率投票模型的修正模型、田金秀[33]的繼續(xù)修正和蒲自立[34]對控制度閾值的研究，建立第1大股東對企業(yè)的控制度模型。

修正的概率投票模型如下。

表3 主成分方差貢獻率Table 3 Principal Components Variance Contribution Rate

根據(jù)中心極限定理和標準正態(tài)分布函數(shù)可以計算出普通決議下第1大股東提出議案通過的概率，即第1大股東對企業(yè)的控制度α，具體為

(3)

其中，M′為股東大會上贊同第1大股東的比例，P1為第1大股東持股比例，σy為贊同第1大股東提議的總票數(shù)M的方差，h為所有股東持股比例的平方和。限于中國上市公司一般只公布前10大股東的數(shù)據(jù)，因此這里需要估計小股東的持股比例。多數(shù)創(chuàng)業(yè)板上市公司股東數(shù)量不小于10 000，而且按照小股東數(shù)量為10 000平均后得到的小股東持股比例低于前10大股東中的最低持股比例，所以參考田金秀[33]的極端集中法，假設除前10大股東以外的小股東的數(shù)量為10 000，即可得

(4)

其中，HHI10為赫芬德爾指數(shù)中前10大股東持股比例平方和，OWN10為前10大股東持股比例之和。

這樣，就可以計算出每個創(chuàng)業(yè)板上市公司的第1大股東控制度α值。

反之，如果限定第1大股東對公司的控制度α，可以得出其為了達到此控制度需要的最低股權比例，記為有效控制權閾值P*，計算公式為

(5)

其中，Z為正態(tài)離散變量，均值為0，方差為單位方差，Zα為使P(Z>-Zα)=α成立的臨界值。

其中，Z=1說明按照概率投票模型第1大股東擁有公司的99%有效控制權，即基本取得了公司的控制權；Z=0說明第1大股東并沒有完全控制公司。

③股權性質和管理層持股比例

根據(jù)創(chuàng)業(yè)板上市公司股權結構中國有股非常少的特點，本研究只選取法人股持股比例衡量股權性質，選取高管人員的持股比例衡量管理層持股比例。

(3)控制變量

考慮到不同企業(yè)規(guī)模和償債能力對企業(yè)價值的影響，本研究選取公司總資產的規(guī)模和資產負債率作為控制變量。具體變量定義見表4。

4.3 建立模型

本研究對創(chuàng)業(yè)板上市公司股權結構與企業(yè)價值關系的假設分為兩類，即非線性關系假設(H1)和線性關系假設(H2～H5)。

(1)非線性關系模型

本研究從兩個方面驗證H1，一是驗證企業(yè)價值綜合值與第1大股東持股比例之間是否存在二次倒U形函數(shù)關系，為此建立模型1；二是驗證兩者間是否存在三次回歸式拋物線關系，為此建立模型2，即

β14LEV+ε1

(6)

β24SIZE+β25LEV+ε2

(7)

其中，α和β為回歸系數(shù)，ε為殘差項。

(2)線性關系模型

針對H2本研究通過OWN5和HHI5兩個指標探討前5大股東持股比例與企業(yè)價值綜合值的關系，為此建立模型3和模型4；針對H3～H5分別驗證企業(yè)價值綜合值與股權控制度、法人股持股比例和管理層持股比例的關系，為此建立模型5～模型7，即

模型3Y=α+β31OWN5+β32SIZE+β33LEV+ε3

(8)

模型4Y=α+β41HHI5+β42SIZE+β43LEV+ε4

(9)

模型5Y=α+β51Z+β52SIZE+β53LEV+ε5

(10)

模型6Y=α+β61LP+β62SIZE+β63LEV+ε6

(11)

模型7Y=α+β71G+β72SIZE+β73LEV+ε7

(12)

5 實證結果

5.1 第1大股東持股比例與企業(yè)價值綜合值的關系

描述性統(tǒng)計分析作為最基本的分析步驟，是推斷股權結構與企業(yè)價值綜合值關系的基本依據(jù)之一，也可以較清晰地反映二者的數(shù)據(jù)分布層次，所以首先對創(chuàng)業(yè)板上市公司第1大股東持股比例與企業(yè)價值綜合值的關系進行描述性統(tǒng)計分析，結果見表5。然后依據(jù)模型1和模型2用SPSS 19.0分別進行回歸分析，回歸結果見表6。

由表5可知，第1大股東持股比例與企業(yè)價值綜合值之間不是單調關系，而是企業(yè)價值綜合值隨著第1大股東持股比例先減后增再減，分別在10%～20%段和70%～80%段達到最小值和最大值。由表6可知，模型2擬合度更高，表明中國創(chuàng)業(yè)板上市公司第1大股東持股比例與企業(yè)價值綜合值之間是一種回歸式拋物線的關系，隨著第1大股東持股比例的增加，企業(yè)價值綜合值先減少然后增加，最后再減少。

表4 變量定義Table 4 Variable Definitions

表5 第1大股東和前5大股東持股比例與企業(yè)價值綜合值描述性統(tǒng)計Table 5 Descriptive Statistics of the LargestShareholder′s and Top Five Shareholder′s Stake and Corporate Value

為了更為詳細地闡釋企業(yè)價值綜合值與第1大股東持股比例之間的關系，采用Morck等[35]的分段回歸方法進一步研究。由表5可知，企業(yè)價值綜合值與第1大股東持股比例之間的變化趨勢較為明顯，而且轉折點位于10%～20%之間和70%～80%之間，同時，考慮到低于10%和高于80%的數(shù)據(jù)占樣本比例偏小，所以將分段點定在20%和70%，將第1大股東持股比例分為3段，即低于20%、20%～70%之間和高于70%，分別對每段進行回歸分析。為此，引入3個變量T1、T2、T3，分別為第1大股東持股比例在上述3段中的取值，建立分段回歸模型，模型的變量定義見表7。

建立分段回歸模型為

模型8Y=α+β81T1+β82T2+β83T3+β84SIZE+

β85LEV+ε8

(13)

運用SPSS 19.0進行分段回歸，結果見表8。

由表8可知，分段回歸模型通過了顯著性檢驗，可以對第1大股東持股比例與企業(yè)價值綜合值的關系進行近似擬合。表8中T1和T3的系數(shù)在5%水平上顯著且為負值，T2的系數(shù)在1%水平上顯著且為正值，說明第1大股東持股比例，在0～20%之間的主要趨勢為企業(yè)價值綜合值隨持股比例提高而降低，在20%～70%之間的主要趨勢為企業(yè)價值綜合值隨持股比例提高而提高，在70%以上的主要趨勢為企業(yè)價值綜合值隨持股比例提高而降低。該結果與表5和表6的分析結果一致。

由此可知，中國創(chuàng)業(yè)板上市公司第1大股東持股比例與企業(yè)價值綜合值之間的關系總體上呈現(xiàn)回歸式拋物線關系，即隨著第1大股東持股比例的增加，企業(yè)價值綜合值先減少然后增加，繼而減少，H1得到驗證。

5.2 前5大股東持股比例與企業(yè)價值綜合值的關系

表5給出前5大股東持股比例和企業(yè)價值綜合值關系的描述性統(tǒng)計結果。由表5可知，前5大股東持股比例在0～50%區(qū)間，企業(yè)價值綜合值與前5大股東持股比例負相關，但在此區(qū)間創(chuàng)業(yè)板上市公司數(shù)占總樣本的比例只有11.400%，數(shù)量很少，對總體趨勢的影響很弱。而當前5大股東持股比例超過50%以后，企業(yè)價值綜合值與前5大股東持股比例正相關，這部分創(chuàng)業(yè)板上市公司數(shù)占總樣本的88.600%，由此可以看出創(chuàng)業(yè)板上市公司的企業(yè)價值綜合值與前5大股東持股比例主要呈正向相關關系。

表6給出前5大股東持股比例和前5大股東持股比例平方和與企業(yè)價值綜合值的回歸分析結果，各系數(shù)均在1%水平上顯著，擬合效果比較好，描述性統(tǒng)計和回歸分析的結果表明，創(chuàng)業(yè)板企業(yè)價值綜合值與前5大股東持股比例存在顯著的正相關關系，H2得到驗證。

5.3 股權控制度與企業(yè)價值綜合值的關系

表9給出中國創(chuàng)業(yè)板上市公司2009年至2012年的企業(yè)價值綜合值、控制度閾值以及第1大股東持股比例的描述性統(tǒng)計。按0.5的標準，將企業(yè)價值綜合值劃分為10段。為了使研究結果更加科學，去除了企業(yè)價值綜合值明顯偏高的個別樣本，以企業(yè)價值綜合值為橫軸，以第1大股東持股比例和控制度閾值在相應范圍內的平均值及各段企業(yè)價值綜合值中的樣本公司數(shù)占總樣本的比例為縱軸，得到圖1。

表6 回歸分析結果Table 6 Regression Analysis Results

注：**為在5%水平上顯著，***為在1%水平上顯著，下同。

表7 分段回歸變量定義Table 7 Variable Definitions of Piecewise Regression

表8 分段回歸結果Table 8 Results of Piecewise Regression

表9 股權控制度閾值、第1大股東持股比例與企業(yè)價值綜合值的描述性統(tǒng)計Table 9 Descriptive Statistics of the ControlDegree Threshold, Largest Shareholder′s Stake,and Corporate Value

圖1 股權控制度閾值、第1大股東持股比例與企業(yè)價值綜合值的描述性統(tǒng)計Figure 1 Descriptive Statistics of the ControlDegree Threshold, Largest Shareholder′s Stake,and Corporate Value

由圖1可知，每段企業(yè)價值綜合值中的樣本數(shù)占總樣本的比例基本呈正態(tài)分布；企業(yè)價值綜合值在-1以下，即A點之前，第1大股東持股比例高于股權控制度閾值，即此時第1大股東已基本實現(xiàn)了對企業(yè)的完全控制；企業(yè)價值綜合值在A點與B點之間時，第1大股東持股比例低于股權控制度閾值，而且兩者的差距緩慢增加，雖然兩條曲線在末端出現(xiàn)交叉(B點和C點)，但企業(yè)價值綜合值處于B點至C點之間的樣本公司數(shù)占總樣本的比例已經(jīng)很小，對總體趨勢的影響有限，交叉過程比較短暫，交叉后(C點后)仍然呈現(xiàn)A點與B點之間的趨勢，即第1大股東持股比例低于股權控制度閾值。所以從總體上看，較高的企業(yè)價值綜合值對應的是第1大股東持股比例低于股權控制度閾值，而且兩者之間差值的升高很可能有助于提高企業(yè)價值綜合值。

根據(jù)虛擬變量Z以及利用模型5對企業(yè)價值綜合值和Z值進行回歸分析，結果見表6。由表6可知，第1大股東對企業(yè)的絕對控制對企業(yè)價值綜合值有負作用，Z的系數(shù)在5%水平下顯著，通過了顯著性檢驗?；貧w分析的結論與描述性統(tǒng)計的結論一致，即第1大股東獲得企業(yè)的絕對控制權對企業(yè)價值綜合值有負作用，H3得到驗證。

5.4 法人股持股比例與企業(yè)價值綜合值的關系

對法人股持股比例與企業(yè)價值綜合值進行描述性統(tǒng)計分析，結果見表10。由表10可知，法人股持股比例的分布并不均勻，呈現(xiàn)兩極分化，0～20%段的企業(yè)價值綜合值遠遠低于90%～100%段的企業(yè)價值綜合值；在20%～50%段企業(yè)價值綜合值存在不規(guī)律的變化；但是，當法人股持股比例超過50%以后，明顯呈現(xiàn)出企業(yè)價值綜合值隨法人股持股比例的增加而上升。

對法人股持股比例與企業(yè)價值綜合值回歸分析的結果見表6，可以看出模型6擬合度較高，系數(shù)均在1%的水平上顯著，法人股持股比例與企業(yè)價值正相關，H4得到驗證。

5.5 管理層持股比例與企業(yè)價值綜合值的關系

對管理層持股比例與企業(yè)價值綜合值關系的描述性統(tǒng)計分析結果見表10。由表10可知，只有很少一部分企業(yè)的管理層持股比例達到了70%以上，而在70%以下的部分，管理層持股比例分布比較均勻，離散程度比較低，當管理層持股比例高于70%后，企業(yè)價值綜合值與管理層持股比例表現(xiàn)為同向變化，但是這部分在樣本中占的比例只有5%左右，而在大部分區(qū)段(0～70%)，管理層持股比例與企業(yè)價值綜合值之間的關系很不明顯，沒有表現(xiàn)出明顯的變化規(guī)律。對管理層持股比例與企業(yè)價值綜合值的回歸分析結果見表6，可以看出模型7的擬合度非常低，而且管理層持股比例(G)的系數(shù)沒有通過顯著性檢驗，所以管理層持股比例與企業(yè)價值綜合值之間無相關關系，H5沒有通過驗證。

5.6 穩(wěn)健性檢驗

本研究分別選取衡量股權結構的指標和企業(yè)價值的指標探求兩者之間的關系，對于第1大股東持股比例與企業(yè)價值綜合值的關系采用多元線性回歸和分段回歸相結合的方法，結果一致性強，穩(wěn)健性較高。為了進一步驗證結論的穩(wěn)健性，引入行業(yè)虛擬變量(結合上市公司行業(yè)標準選取12個啞變量)和年度虛擬變量(以2009年為標準設計4個啞變量)作為控制變量重新回歸，得出的結論除系數(shù)和個別變量的t值有變化外，其余結論均保持較好的一致性，而且新引進的控制變量顯著性非常低，說明本研究得出的結論具有較高的穩(wěn)健性。

表10 法人股持股比例和管理層持股比例與企業(yè)價值綜合值描述性統(tǒng)計Table 10 Descriptive Statistics of the Legal Person Share Stake and Management Sharehold and Corporate Value

6 結論

結合中國創(chuàng)業(yè)板企業(yè)的特點，選取2009年至2012年267家創(chuàng)業(yè)板上市公司數(shù)據(jù)，構建多元線性、非線性回歸模型和分段回歸模型，對創(chuàng)業(yè)板上市公司股權結構與企業(yè)價值的關系進行實證分析，得到以下研究結論。

(1)創(chuàng)業(yè)板上市公司企業(yè)價值與股權結構之間的關系并非單調變化，而是隨著第1大股東持股比例的增加先降低后升高最后再降低，兩者之間呈回歸式拋物線關系；

(2)第1大股東對企業(yè)的絕對控制不利于企業(yè)價值的提升；

(3)前5大股東持股比例與企業(yè)價值呈顯著正相關關系；

(4)法人股持股比例的增加有利于提升企業(yè)價值；

(5)管理層持股比例與企業(yè)價值之間沒有顯著的相關關系。

基于以上結論本研究提出以下建議。對于創(chuàng)業(yè)板上市公司，應該適度提升或保持股權集中度，這樣可以充分鼓勵股東參與企業(yè)管理和監(jiān)督活動，有利于提升企業(yè)價值，但要避免第1大股東對企業(yè)的絕對控制，要發(fā)揮大股東之間的制衡作用?；诒狙芯拷Y果，一旦實行多層次股權結構，結合股權集中度和股權控制度分析，很容易形成第1大股東對企業(yè)的絕對控制，而由概率投票模型的原理可以發(fā)現(xiàn)，同股不同權制度會在一定程度上固化這種結構，所以在考慮多層次股權結構政策時一定要較為準確地衡量大股東對企業(yè)的實際控制情況，避免更加嚴重的“一股獨大”。此外，應適當提升法人股持股比例，為企業(yè)帶來更多的外援力量，有助于企業(yè)價值提升，也有利于對大股東和管理層的監(jiān)督。加強管理層與企業(yè)之間的聯(lián)盟效應，本研究顯示目前大部分創(chuàng)業(yè)板企業(yè)管理層與股東之間利益方向并不一致，采取更為恰當?shù)募詈凸芾碇贫?如進行科學的MBO等)將為創(chuàng)業(yè)板上市公司帶來新的發(fā)展動力。

由于創(chuàng)業(yè)板成立時間較短，數(shù)據(jù)還很匱乏，在一定程度上影響了研究結論的可靠性，隨著時間的推移和資本市場的成熟，關于創(chuàng)業(yè)板的研究成果一定會更加豐富。

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OwnershipStructureandEnterprises′ValueofGrowthEnterpriseMarketListedCompanies

Wang Xiaowei，Chen Fengbo

School of Management, Harbin Institute of Technology, Harbin 150001, China

The ownership structure of growth enterprise market listed companies is an important part of corporate governance, which directly affects their enterprises′ value. The research selects 267 companies which are listed before December 31, 2012 as the objects, and collect financial data of these companies since 2009 to 2012. The paper not only uses ownership concentration, equity nature and managerial ownership, but also uses the degree of equity control which based on the Probabilistic Voting Model to measure ownership structure. The enterprises′ value is measured by principal component analysis and we combine multivariate linear, nonlinear and segmented regression analysis method to examine on the relationship between ownership structure and enterprises′ value. The research results show the parabolic relation between the largest shareholder′s stake and corporates′ value, i.e., as the largest shareholder′s stake increases, corporates′ value first decreases, and then increases, finally decreases. The largest shareholder′s absolute control of the enterprise is not conducive to enhance the corporates′ value. The shareholding ratio of top five shareholders has a significant and positive correlation with enterprises′ value. The proportion of corporate shares is very conducive to enhance corporates′ value. The impact of management-owned shares on the enterprise value is not significant. The findings and recommendations of this research provide some significance for the GEM listed companies to enhance their enterprises′ value.

growth enterprise market listed companies；ownership structure；enterprises′ value；regression parabola relation

Date:August 13th, 2014

DateOctober 30th, 2014

FundedProject:Supported by the Postdoctoral Science-research Development Foundation of Heilongjiang Province(LBH-Q11133)

Biography:Dr.Wang Xiaowei, a Heilongjiang Yichun native(1963-), graduated from Harbin Institute of Technology and an Associate Professor in the School of Management at Harbin Institute of Technology. Her research interests include theory and practice of corporate finance, the evaluation of enterprises, etc. E-mail：wangxiaowei_hit@126.com

F275

A

10.3969/j.issn.1672-0334.2014.06.004

1672-0334(2014)06-0040-13

2014-08-13修返日期2014-10-30

黑龍江省博士后科研啟動基金(LBH-Q11133)

王曉巍(1963-)，女，黑龍江伊春人，畢業(yè)于哈爾濱工業(yè)大學，獲管理學博士學位，現(xiàn)為哈爾濱工業(yè)大學管理學院副教授，研究方向：公司理財理論與實務、企業(yè)價值評估等。E-mail：wangxiaowei_hit@126.com

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