創(chuàng)業(yè)板上市公司股權結構與公司績效關系的實證研究

魏思琪

[摘要]我國的創(chuàng)業(yè)板市場于2009年10月開板，成為了繼主板與中小板市場之后中國資本市場的另一支生力軍。隨之影響創(chuàng)業(yè)板上市公司績效的因素受到廣泛關注，根據(jù)以往學者的研究經(jīng)驗，股權結構對公司績效有著一定的影響。因而，尋求合理的股權結構，改善公司管理結構，提高公司績效已成為廣泛關注的課題。本文選取深圳證券交易所創(chuàng)業(yè)板2017年底前上市的276家公司作為研究樣本。通過構建多元線性模型進行描述性分析、相關性分析和回歸分析，分析出創(chuàng)業(yè)板上市公司的股權結構與公司績效存在著怎樣的相關關系，并在文章最后得出結論以及針對結論提出相關建議。

[關鍵詞]創(chuàng)業(yè)板 股權結構 公司績效

一、創(chuàng)業(yè)板上市公司股權結構與公司績效概述

（一）創(chuàng)業(yè)板上市公司概述

創(chuàng)業(yè)板上市公司是指經(jīng)申請和批準，在創(chuàng)業(yè)板市場發(fā)行和流通的股票，并接受各國和地區(qū)創(chuàng)業(yè)板市場制度評價和約束的公司的總稱。其目的主要是扶持中小企業(yè)，尤其是高成長性、創(chuàng)新性企業(yè)，為風險投資建立正常的退出機制，為多層次的資本市場體系建設添磚加瓦。

（二）股權結構概述

股權結構可分解為三個方面：股權屬性、股權集中度、股權制衡度。

（1）股權屬性，即各個不同持有公司股票的股東的性質。我國對股權屬性的劃分為國有股、法人股及社會公眾股。

（2）股權集中度，股權集中度高分為：一是股權制衡度很高，第一大股東的持股比重低于10%，屬于股權高度分散；二是存在持股比重在50%以上的第一大股東就屬于股權高度集中，此時第一大股東為絕對控股股東；三是適度分散型，即公司10%至50%的股份為控股股東持有，公司的股權制衡度較好。

（3）股權制衡度，通常用z指數(shù)作為衡量股權制衡度的指標。z指數(shù)越接近1，表明公司的制衡度好，z指數(shù)越遠離1，表明公司制衡度低。

（三）公司績效概述

公司績效是指一定經(jīng)營期間的公司經(jīng)營效益和經(jīng)營者業(yè)績，反映了公司治理的效果，具體可分為財務績效與市場績效。財務績效是指通過獲得公司財務報表中的公開信息，構造財務指標來衡量公司業(yè)績的方式。

二、創(chuàng)業(yè)板上市公司股權結構與公司績效的關系論證

股權性質的不同，股東的行為也不同，給公司帶來的影響也有差異。由于流通股的持有人為個體和散戶，大部分存在投機取巧的嫌疑，為賺取差價對股票波動有較大的敏感，會對公司績效產(chǎn)生負面影響。

股權集中度衡量了股權在各個股東之間的分布情況，第一大股東持股比例高，會讓大股東對公司的利益負責，為了公司的利益減少成本，增加利潤，對提高公司績效起到一定的積極作用。大股東股權制衡度衡量了大股東之間的監(jiān)督制約情況，z指數(shù)遠離1說明公司股權制衡度越低，反之，z指數(shù)接近l說明公司股權制衡度越高。第一大股東持股比例的高，z指數(shù)越遠離1，公司績效越好。

股權結構與公司績效的傳導機制可如圖1所示

三、創(chuàng)業(yè)板上市公司股權結構與公司績效的實證研究

（一）研究假設

流通股持有人搭便車的心理會對公司績效產(chǎn)生負面影響，股權集中，有利于統(tǒng)一。大股東與公司的利益息息相關，對公司績效有正面影響。由于假設二中，第一大股東持股比例高，公司績效好，所以z指數(shù)與公司績效呈正相關。管理層與公司的利益目標一致，所以管理層持股比例與公司發(fā)展有促進作用。

假設一：流通股比例與公司績效呈負相關；假設二：第一大股東持股比例與公司績效呈正相關；假設三：前五大股東持股比例與公司績效呈正相關；假設四：z指數(shù)與公司績效呈正相關；假設五：管理層持股比例與公司績效呈正相關。

（二）研究樣本和指標的選取

為了更真實反映上市公司的財務狀況，本文選取了2015年1月1日至2017年12月31日近三年的數(shù)據(jù)，以創(chuàng)業(yè)板上市的276家上市公司作為研究樣本。

（1）選取創(chuàng)業(yè)板上市公司的數(shù)據(jù)。

（2）剔除數(shù)據(jù)不全的創(chuàng)業(yè)板上市公司數(shù)據(jù)。

（3）對于創(chuàng)業(yè)板上市公司國有股的比例少，舍棄了國有股這個解釋變量。

本文選用托賓Q值作為衡量公司績效的指標。由于在中國資產(chǎn)的重置資本很難估算，故使用公司的期末總資產(chǎn)賬面價值來替代。這種計算方法把公司看成一個包括負債在內的整體，而非單指權益資本。托賓Q值是相對價值指標。

（三）數(shù)據(jù)來源

數(shù)據(jù)來源于國泰安金融數(shù)據(jù)服務中心與WIND資訊金融終端，選取了2015年初至2017年末近三年的數(shù)據(jù)，利用EXCEL2010對數(shù)據(jù)進行整理，利用SPSS19統(tǒng)計軟件進行數(shù)據(jù)處理分析。

（四）實證分析

1.樣本的描述性統(tǒng)計分析與結果

如表2所示，公司績效的替代指標托賓Q值最小值為0.619415，最大值為17.81674，平均值為2.78851。托賓Q值是公司的市場價值/期末賬面價值，根據(jù)平均值2.78851，可以看出創(chuàng)業(yè)板上市公司的績效較好。但托賓Q值的標準差為1.711494，離散程度較大，可以看出部分上市公司的績效非常好，整體公司績效水平離散程度大，說明創(chuàng)業(yè)板上市公司的發(fā)展差異。

在股權集中的屬性中，CR1的均值為32.25%，CR5的均值為56.65%，說明創(chuàng)業(yè)板上市公司的股權高度集中。在股權制衡的屬性中，z指數(shù)的最小值是1，最大值為122.96，均值為4.61809。z指數(shù)接近1，說明股權制衡度好，Z指數(shù)遠離1，說明股權制衡度低。根據(jù)研究數(shù)據(jù)中可得出創(chuàng)業(yè)板上市公司的股權制衡度低。

2.樣本的相關性分析

通過利用SPSS軟件分析變量之間的相關性可以看出：除了X1與X4，X2與X3，X3與X5沒有相關關系。其它都存在顯著相關，例如X1與X2，X3，X5存在顯著相關，由此可見，X1，X2，X3，X4，X5存在多重共線性。為了避免變量之間的相互影響，需要構建線性回歸模型。

（3.1）O=α+βXi，

其中，Q代表公司績效，用托賓Q值來衡量；α為常數(shù)項；Xi為股權結構指標。

3.回歸分析

表4是CR1回歸系數(shù)顯著性檢驗的結果。第二列B為回歸系數(shù)，第三列為回歸系數(shù)的標準誤差，兩者相除得到第五列的t統(tǒng)計量，第六列為統(tǒng)計量觀測值對應的雙側概率值。在線性回歸中，回歸系數(shù)為0.003，表明會產(chǎn)生輕微影響。說明第一大持股比例對創(chuàng)業(yè)板上市公司的影響非常小。由于沒有通過顯著性檢驗，P為0.469，沒有通過假設。

表5是CR5的回歸系數(shù)顯著性檢驗的結果。在線性回歸中，前五大股東持股比例的系數(shù)為0.008，對公司績效存在一定的影響，與假設一致，P值為0.091，通過了顯著性檢驗，說明創(chuàng)業(yè)板上市公司的CR5與公司績效存在積極的線性作用，支持了原假設。說明股權越集中，對公司的績效影響越好，可以促進創(chuàng)業(yè)板上市公司的持續(xù)發(fā)展。

表6是Z指數(shù)的回歸系數(shù)顯著性檢驗的結果。在線性回歸中，雖然Z指數(shù)的系數(shù)為0.01，對公司績效存在一定的影響，與假設一致，但P值為0.234，沒有通過顯著性檢驗，說明股權制衡度對公司的影響不是很明顯。

表7是管理層持股比例的回歸系數(shù)顯著性檢驗的結果。在線性回歸中，管理層持股比例的系數(shù)為0.408，對公司績效存在一定的影響，與假設一致。P值為0.098，通過了顯著性檢驗。說明創(chuàng)業(yè)板上市公司的管理層持股比例比例與公司績效存在正向的線性關系，支持了原假設。管理層比例的提高，有利于減少委托代理成本，增加利潤。

表8是流通股持股比例的回歸系數(shù)顯著性檢驗的結果。P值為0.009，通過顯著性檢驗，表明模型有效。在回歸方程的結果中，流通股的系數(shù)為0.746，P值為0.009，通過了顯著性檢驗。說明創(chuàng)業(yè)板上市公司的流通股比例與公司績效存在負相關的線性關系，支持了原假設，形成這一結論的原因是流通股股東很少主動參與公司的監(jiān)督與管理，且流通股股東很少參加股東大會，并不十分關注自身的股東權益是否得到保障，沒有充分認識到其自身也是公司的所有者。所以，流通股比例與公司績效成負相關，有消極作用。

四、研究結論與政策建議

（一）研究結論

（1）由于創(chuàng)業(yè)板上市公司中，國有股持股比例低，對公司績效的影響研究不全面深刻，難以產(chǎn)生重大影響。另外，創(chuàng)業(yè)板上市公司中含有國有股成分的公司也極少，難以對整個創(chuàng)業(yè)板形成影響。

（2）流通股比例與公司績效存在負相關關系。流通股股東大多為散戶和個體，由于其資金實力的限制，導致流通股股權較為分散，難以對公司產(chǎn)生重大影響。同時，散戶投資者在交易過程中是極其敏感的，股價的波動對他們心理造成較大沖擊，且散戶投資者平均持有股票的時間遠遠低于法人股股東與機構投資者。由于信息不對稱的原因，流通股股東很少主動參與公司的監(jiān)督與管理，并且很少參加股東大會。這就不可避免的導致其熱情下降，缺少對公司的監(jiān)督和管理。

（3）股權集中度與公司績效正相關。股權越集中，越有利于公司的控制和管理，對公司績效有正面作用。第一大股東持股比例高對于統(tǒng)一決策管理有積極影響。

（4）股權制衡度與公司績效正相關。z指數(shù)則是代表了兩大股東之間的制衡度，能否起到牽制和約束的作用。

（二）政策建議

創(chuàng)業(yè)板從2009年10月開市以來，仍是一個處于成長期的市場，但其還有許多需要完善與改進的地方。

（1）保護中小投資者的合法利益，讓流通股的散戶參加公司的經(jīng)營管理，并加強監(jiān)督管理。

（2）降低財務杠桿，保持適當?shù)墓疽?guī)模。要優(yōu)化股權結構，加大管理層持股比例，減少委托代理成本，提高公司績效。加強股權制監(jiān)督的作用。

（3）加強市場監(jiān)督，鼓勵大股東之間的互相制衡。我國上市公司的“一股獨大”現(xiàn)象仍然比較嚴重，不利于公司的長遠發(fā)展，所以，要增大大股東尤其是第一大股東實施“隧道效應”的成本。

（4）建立健全激勵機制。激勵公司董事，使公司的管理者把精力集中于改善公司經(jīng)營業(yè)績，提高公司的股票價值，也會降低其作出有損公司和股東行為的可能性，從而維護了公司和中小股東的切身利益。

五、結束語

本文對國泰安數(shù)據(jù)庫中276家創(chuàng)業(yè)板上市公司數(shù)據(jù)進行篩選，進而分析變量之間的相關關系，并盡可能的把其他影響公司績效的因素考慮進去。但由于本人能力有限，在研究中未考慮控制變量的影響，在實證分析中有些瑕疵，進而影響了分析結果。創(chuàng)業(yè)板上市公司發(fā)展時間短，相應的不夠成熟，還需要規(guī)范市場行為。本文通過模型的建立以及線性回歸分析對研究問題并提出相應的可行性建議，從而能夠幫助投資者從不同角度審視擬投資單位的情況，了解企業(yè)現(xiàn)狀以及盈利情況，為其是否決定投資以及更加合理的投資提供了理論依據(jù)。