创业板公司高管持股对公司价值的影响研究

创业板公司高管持股对公司价值的影响研究

郭汝婷

（武汉大学经济与管理学院

摘

要

湖北·武汉430079）

代理问题一直是公司治理中的核心问题，它的妥善处理关系着股东权益最大化的实现以及资本市场的良好

运作。股权激励作为缓解代理问题的一种长效机制，在欧美等成熟的资本市场已经被实践检验了数十年。

本文在国内外许多股权激励实证研究的基础上，结合我国资本市场的实际，采用固定效应模型对年轻的创业板市场上的数据进行分析，从实证分析的角度，得出以下结论：高管持股比例和公司价值的确存在着正相关关系，对高层管理人员进行股权激励能够显著提高公司价值。关键词高管持股股权激励公司价值

F224A中图分类号：文献标识码：1引言

所有权与经营权的分离是自公司制发展以来被众多学者反复研究的话题。股票持有者们利用外部的监管以免经营者们出违反股东价值的行为。随着kohlberg的道德发展阶段模型等一些道德理论的建立，人们也逐渐从高道德层次上寻找到了更好维护股东利益的手段。股权激励正是其中之一，它极大程度上保证了经营者与所有者利益上的一致，让经营者在这种共同利益的驱动下从长远的角度最大化公司价值。

在我国，由于创业板设立时间较晚，从2009年10月至今也不过四年半的时间，因此我国的二板市场还不完善，运转机制也相对不成熟。创业板公司的代理问题引发的矛盾更为突出，因为高层管理人员的决策差异也许会给这类企业的持续经营带来更为显著的差异，高层管理人员需要更为谨慎地做出决策，也因此对自身报酬有着更独特的期待。

本文对我国创业板公司高管持股对公司价值的影响现状进行分析，探究我国二板市场目前使用股权激励方式缓解代理和高管逆向选择问题的可行性，并在此基础上提出解决代理问题的建议，以促进二板市场的融资活动更加健康有序。

2文献综述与研究假设

国外关于股权激励对公司价值的影响的研究分为三个阶

段。早期研究的学者们如Jensen和Murphy(1990)认为管理人员的薪酬激励和股东利益之间的关系微不足道，代理理论所提倡的对管理层进行股权激励并没有发挥应有的效果[1]。随后的研究者如Hall和Liebman(1998)认为股权激励的作用是显著的。这种激励会对公司价值产生正向的影响。第三类学者认为，高层管理人员持股水平的逐步提高给公司带来的影响并不是单一的。高管持股和公司价值之间的关系呈现出非线性。

国外有关公司价值和高管持股之间的关系的研究已比较成熟，我国虽然资本市场起步较晚，但是有关的研究也比较丰富。但是针对创业板市场的研究还非常少。

从魏刚（2000）、李增泉（2000）等人的研究中我们可以看出，国内许多学者对该问题的研究得到的结论和国外早期学者得到的结论大体上是一致的。这可能是因为当时资本市场所处的阶段存在一定的相似性。孔珊（2014）利用2012年我116

国创业板公司的数据，得到类似结论[8]。周建波（2003）等几位学者的研究结果则与国外第二类学者的研究结果十分相似，他们都认为股权激励的作用在我国上市公司中还是十分显著的。陈树文、刘念贫（2006）则打破了国内普遍考虑线性回归模型的趋势，考虑非线性模型观点。

通过对高层管理人员进行股权激励，他们的利益与股东利益取得了一定程度上的一致，并且这种一致还通过具体的实现方式从一定程度上克服了管理层的短视性，这将有利于公司价值从长期角度实现增值，并从一定程度上缓解了两权分离下的代理问题。

基于此，本文提出如下假设：

H1：创业板上市公司高管持股比例与公司价值成正相关关系，且这一关系在高管持股较小的公司更为显著。

3研究设计

本文选取所有创业板于2010年12月31日前上市的，并且在2011年-2013年连续三年仍然在市的企业，共计153家。对于以上确定的153家公司，最后确定选择于2010年12月31日前上市的，并且在2011年-2013年连续三年仍然在市的全部公司2011年至2013年的数据。本文数据绝大部分来源于国泰安数据库，部分数据（股权价值）来源于同花顺金融服务网。关于数据的处理，大概进行了以下几个步骤：首先，确定了于2010年12月31日前上市的创业板公司共有153家，

表3.1：变量汇总说明

变量LNSVTobinQaTobinQbGGCGSTATELTGJGCGSIZEYLNLRISK释义股权价值TobinQaTobinQb高管持股国有股比例流通股比例机构持股比例产权比率企业规模盈利能力取值方式股权价值取自然对数国泰安数据库国泰安数据库高管持股占比国有股占比流通股占比机构持股占比负债总额/所有者权益总额总资产自然对数息税前利润/总资产—科教导刊（电子版）·2017年第6期/2月（下）—

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表4.1：全部124个样本分年度描述性统计结果

年份变量观测值最小值最大值平均值中位数四分位数标准差股权价值自然对数12411.4125514.1092712.4499712.3347512.025220.5950037高管持股比例1240.82125.3017786.3423279.04595860.2382141股权价值自然对数12411.1676114.6116512.3386812.2581111.840380.6674161高管持股比例1240.849425.3186603.3619241.09351530.2226379股权价值自然对数12411.4704415.1113512.8028312.6735112.220860.7408803高管持股比例1240.7975813.2769737.3069602.09188360.1852752表4.2：全部124个样本描述性统计结果

变量股权价值（自然对数）高管持股比例国有股比例流通股比例机构持股比例产权比率企业规模盈利能力风险水平观测值372372372372372372372372372均值12.5305.2991.0214.51.14690.285920.98330.05991.0760标准差0.6973.2166.0936.18.15850.25470.54350.05620.4554最小值11.1676000.00010.014219.7497-0.4173-0.49最大值15.1114.8494.7221.65381.361422.81920.21112.37中位数12.4284.33110.4974.09080.210820.92270.059911.12表4.3：全部124个样本回归结果统计

（y为股权价值自然对数）高管持股比例国有股比例流通股比例机构持股比例产权比率企业规模盈利能力风险水平年度哑变量1年度哑变量2截距项N=372R-sq:within=0.7288F值=63.97回归系数0.313990.01580.05521940.9141927-0.52573111.09581.256704-0.11138-0.1441563-0.3017855-10.37812T值2.210.070.547.11-3.857.073.26-2.84-2.57-6.65-3.21显著性水平0.0280.9470.5870.0000.0000.0000.0010.0050.0110.0000.001方差膨胀因子1.371.112.121.561.251.271.292.213.673.04剔除2011-2013年期间退市的公司0家，得到153家；第二步，剔除部分数据缺乏的公司22家，剩余131家公司；第三步，除去财务数据异常的7家公司，得到最后的124家公司。第四部，根据上文的研究设计，筛选出代理问题比较严重也即是连续两年及以上高管持股比例小于15%的公司共计35家。

本文拟选用市场价值来评估公司价值，将同花顺金融服务网中的“股权价值”作为因变量，并用国泰安数据库中的To-binQa和TobinQb值再次对模型进行检验。本文将高管持股比例作为自变量，并将以下变量作为自变量：国有股比例、流

通股比例、机构持股比例、产权比率、企业规模、盈利能力、风险水平、行业差异和年度差异（表3.1）。

变量值方式取自然对数nQanQa据库nQbnQb据库占比E例比流通股比例比比例占比/所有者权益总额然对数润/总资产根据以上对变量的选取，本文建立研究模型如下：

(3.1)117

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TobinQb作为因变量建立的模型与上面的相用TobinQa、同，此处不再赘述。

4研究结果及分析

如表4.1所示，我们可以看到高管持股比例两极分化现象十分严重，这说明了在创业板市场中，两权分离的程度存在着很大差异，代理矛盾也有着程度上的差别。从2011-2013年，这部分样本中，高管持股对公司价值的正向影响更为显著。与表3.5中高管持股的回归系数0.31399比较发现，这部分样本公司价值对高管持股比例变化更为敏感。

如上文所述，本文进一步对这35个样本用TobinQa值和TobinQb值进行敏感性分析，得到结果与前文一致。

5结论

高管持股比例虽然有波动，但从最大值和均值来看总体而言是呈下降趋势，这和公司制背景下股权会日益分散、代理矛盾会日益凸显是吻合的。除此之外，我们从高管持股比例的四分位数和最小值可以看出，还有至少25%的企业高管持股比例不足0.1，还有一些为0，但是从2011-2013年，这个四分位数提高了一倍，这可能是这些企业意识到了股权激励的重要性，已经开始通过给高管配股来改善代理问题。股权价值自然对数和这部分企业的高管持股比例总体上是一致的，都在增加。

根据上文的分析（表4.2），本文将124个样本进行了分类回归。本文首先将全部124个样本进行一次回归，再将124个样本中，高管持股比例两年甚至三年都小于15%的35个样本单独进行了一次回归。本文首先对模型的共线性进行了测试，经过相关测试发现模型不存在共线性问题，并最终得到模型回归结果及统计检验如下：

表4.3是是对124个样本回归结果的统计。从表中数据我们可以看出：除了国有股比例和流通股比例这两项的回归结果不显著外，其他变量均通过显著性检验。其中，自变量高管持股比例的回归系数为0.31399，符号为正，在5%的显著性水平上通过了检验，这证实了高管持股有助于提升公司价值的假定，假设得到验证。

表4.4：高管持股比例两年及以上小于15%的35个样本回归结果统计（y为股权价值自然对数时）

（y为股权价值自回归系数T值显著性水平然对数）高管持股比例1.2078862.670.010国有股比例0.00960470.030.977流通股比例-0.0307173-0.150.879机构持股比例1.0534524.520.000产权比率-0.3442522-1.160.249企业规模1.1862744.270.000盈利能力0.27657250.470.639风险水平-0.1708-2.670.010年度哑变量1-0.0422054-0.390.699年度哑变量2-0.2575611-2.680.010截距项-12.2985-2.110.039N=105R-sq:within=0.8193F值=27.20表4.4是对高管持股比例两年甚至三年都小于15%的35个样本回归结果的统计。从表中我们可以看出，高管持股比例在1%的显著性水平下显著，回归系数为1.207886，说明在118

—科教导刊（电子版）·本文在国内外有关高管持股对公司价值影响的实证研究的基础上，深入探究了我国深市创业板公司高管持股现状以及它与公司价值的关系。通过对总体样本的回归以及对部分样本的回归，我们发现：公司价值与高管持股有正相关关系，并且在代理问题比较突出的企业，这种相关关系更加显著，公司价值对高管持股的变化更为敏感。参考文献

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