我國(guó)創(chuàng)業(yè)板上市公司股權(quán)集中度與公司價(jià)值
——兼論高管持股的調(diào)節(jié)作用

孫鍇澤（中國(guó)海洋大學(xué) 山東青島 266000）

一、引言

企業(yè)經(jīng)營(yíng)運(yùn)作過(guò)程中往往會(huì)遇到“委托代理”問(wèn)題（即股東的所有權(quán)與管理層的經(jīng)營(yíng)權(quán)），一旦企業(yè)出現(xiàn)這類問(wèn)題，便很有可能因?yàn)楣芾碚吆退姓呃姹畴x導(dǎo)致企業(yè)運(yùn)營(yíng)效率的降低。因此，提高企業(yè)經(jīng)營(yíng)效率從而提高公司價(jià)值的重要途徑之一就是解決股東和管理者之間的利益沖突。其中，通過(guò)合理配置所有權(quán)結(jié)構(gòu)從而減少股東和管理者的利益沖突是公司財(cái)務(wù)研究領(lǐng)域持續(xù)關(guān)注的熱點(diǎn)問(wèn)題。在現(xiàn)代公司治理中，為解決股東和經(jīng)理人的委托代理問(wèn)題，一種普遍的做法是授予高管人員一定的股權(quán)，以期使高管人員利益與股東利益趨向一致，但這一做法的有效性也存在爭(zhēng)議。

對(duì)于企業(yè)股權(quán)集中程度和高管持股比例大小是否直接關(guān)系到公司價(jià)值的變化，進(jìn)入21世紀(jì)后，我國(guó)有不少學(xué)者進(jìn)行了深入研究。企業(yè)股權(quán)集中程度對(duì)公司價(jià)值的影響方面，張紅軍（2000）通過(guò)理論分析和實(shí)證檢驗(yàn)，得到股權(quán)集中度與公司價(jià)值存在顯著正相關(guān)關(guān)系的結(jié)論，是我國(guó)對(duì)于這一問(wèn)題較早的研究成果。徐莉萍、辛宇、陳工孟（2006）等的研究結(jié)論與張紅軍相同。吳淑琨（2002）、陳德萍和陳永圣（2011）分別以1997—2000年A股上市公司、2007—2009年中小板上市公司為樣本進(jìn)行了實(shí)證研究，結(jié)果表明股權(quán)集中度與公司價(jià)值呈正U型關(guān)系，即在股權(quán)集中度較低時(shí)公司價(jià)值隨公司股權(quán)的集中而降低，在股權(quán)集中度較高時(shí)公司價(jià)值隨公司股權(quán)的集中而提高。苑德軍、郭春麗（2005）以2003年的A股上市公司為樣本進(jìn)行了實(shí)證研究，結(jié)果表明股權(quán)集中度和公司價(jià)值之間的關(guān)系為倒U型。針對(duì)高管持股對(duì)公司價(jià)值的影響這一問(wèn)題，趙息、張志勇（2007），張曦和、許琦（2013）等從考量股權(quán)激勵(lì)有效性的角度出發(fā)，得出高管持股行為對(duì)公司價(jià)值的影響不顯著的結(jié)論。許多學(xué)者的研究表明高管持股對(duì)公司價(jià)值的影響需要分情況討論。例如，李維安、李漢軍（2006）的研究表明，當(dāng)?shù)谝淮蠊蓶|持股比例低于20%或高于40%時(shí)，高管持股對(duì)公司價(jià)值的影響不顯著；當(dāng)?shù)谝淮蠊蓶|持股比例在20%—40%之間時(shí)，高管持股能夠提升公司價(jià)值。但從以上研究結(jié)果看出，針對(duì)高管持股比例對(duì)股權(quán)集中度和公司價(jià)值關(guān)系的調(diào)節(jié)作用這一問(wèn)題很少涉及，特別是圍繞創(chuàng)業(yè)板上市公司進(jìn)行探討的研究基本沒(méi)有。即便有對(duì)創(chuàng)業(yè)板上市公司的研究，其研究成果也缺乏時(shí)效性。自從2009年我國(guó)創(chuàng)業(yè)板創(chuàng)立后，十幾年來(lái)發(fā)展迅速，上市公司數(shù)量已超過(guò)780家，總市值最高時(shí)超過(guò)5萬(wàn)億元，已成為我國(guó)資本市場(chǎng)的重要力量。然而，創(chuàng)業(yè)板也存在一些問(wèn)題，比如，指數(shù)長(zhǎng)期大起大落，市場(chǎng)監(jiān)管難度大；創(chuàng)業(yè)板上市公司治理結(jié)構(gòu)不完善；創(chuàng)業(yè)板上市公司股權(quán)結(jié)構(gòu)不平衡，高管占股以及VC、PE占股比例較高等。

本文充分考慮到創(chuàng)業(yè)板上市公司上述特點(diǎn)，采用實(shí)證方法深入研究分析創(chuàng)業(yè)板上市公司股權(quán)集中程度高低會(huì)對(duì)公司價(jià)值帶來(lái)的影響及高管持股產(chǎn)生的調(diào)節(jié)作用，并以此為前提，對(duì)創(chuàng)業(yè)板上市公司股權(quán)結(jié)構(gòu)作進(jìn)一步調(diào)整和優(yōu)化，以增強(qiáng)其股權(quán)結(jié)構(gòu)合理性。同時(shí)，創(chuàng)業(yè)板上市公司中90%以上屬于高新技術(shù)企業(yè)，75%以上屬于國(guó)家戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)企業(yè)，與科創(chuàng)板目標(biāo)企業(yè)有較高重合度，且單支股票平均融資額相近。由于行業(yè)分布、發(fā)展階段、平均規(guī)模等方面的相似性，本文對(duì)創(chuàng)業(yè)板的研究結(jié)果也可為科創(chuàng)板上市公司股權(quán)結(jié)構(gòu)配置提供一定的參考。

二、研究假設(shè)

（一）股權(quán)集中度與公司價(jià)值

國(guó)內(nèi)外學(xué)者關(guān)于股權(quán)集中度與公司價(jià)值關(guān)系的研究結(jié)果差異較大。其中得出正相關(guān)結(jié)論的學(xué)者有Mitton（2012）、劉星和劉偉（2007）等，得出負(fù)相關(guān)結(jié)論的學(xué)者有Hu等（2010）、高明華和楊靜（2002）等。得出二者之間存在正 U 型關(guān)系的有 Wei等（2005）、白恩重等（2005），得出二者之間存在倒U型關(guān)系的有Thomsen（2000）、杜瑩和劉立國(guó)（2002）等。

在上市公司中存在兩種代理關(guān)系，第一種是股東和管理者之間的代理問(wèn)題，這是“主動(dòng)代理”，是股東根據(jù)所有權(quán)賦予管理者代理權(quán)（管理權(quán)）；第二種是大股東和小股東之間的代理問(wèn)題，是由于小股東沒(méi)有股權(quán)控制權(quán)，在利益上被大股東代理，這是一種“被動(dòng)代理”。股權(quán)集中度對(duì)公司價(jià)值的影響，主要是由于股東和管理者之間存在代理關(guān)系。股權(quán)集中程度直接關(guān)系到大股東能否更強(qiáng)力地操控企業(yè)，當(dāng)股權(quán)集中程度較高時(shí)，大小股東之間將出現(xiàn)代理問(wèn)題，而非大股東、經(jīng)營(yíng)者之間。張寧（2013）研究認(rèn)為，股東和管理者之間的代理問(wèn)題相較于大股東和小股東之間代理問(wèn)題，對(duì)公司價(jià)值的影響更大?；谄髽I(yè)生命周期這一層面來(lái)看，大部分創(chuàng)業(yè)板上市公司還處在成長(zhǎng)階段，具有發(fā)展速度快、風(fēng)險(xiǎn)高等特點(diǎn)，股東和管理者間出現(xiàn)的代理問(wèn)題導(dǎo)致產(chǎn)生管理層決策與股東之間的利益沖突，給企業(yè)發(fā)展造成嚴(yán)重影響。此外，創(chuàng)業(yè)板上市公司股東平均數(shù)量要遠(yuǎn)低于全部A股上市公司的平均水平，因此大小股東間的代理問(wèn)題給企業(yè)發(fā)展所帶來(lái)的影響較弱一些?；谝陨戏治?，本文認(rèn)為創(chuàng)業(yè)板上市公司股權(quán)集中度提高從而減輕第一類代理問(wèn)題帶來(lái)的公司價(jià)值的提高超過(guò)其加劇第二類代理問(wèn)題帶來(lái)的公司價(jià)值的降低，股權(quán)集中度提高能夠提高公司價(jià)值。基于以上論述，本文提出以下假設(shè)：

假設(shè)1：創(chuàng)業(yè)板上市公司價(jià)值會(huì)隨著其股權(quán)集中程度的升高而升高。

（二）高管持股對(duì)股權(quán)集中度和公司價(jià)值關(guān)系的調(diào)節(jié)作用

在高管持股比例對(duì)公司價(jià)值的影響方面，國(guó)內(nèi)外學(xué)者展開(kāi)大量研究，高管持股占比對(duì)股權(quán)集中程度和公司價(jià)值關(guān)系調(diào)節(jié)作用的研究卻少之又少。對(duì)于高管持股比例和公司價(jià)值的關(guān)系問(wèn)題，Gedajlovic和Shapiro（1998）等學(xué)者認(rèn)為高管持股對(duì)公司價(jià)值的影響具有利益趨同和壕溝防御的兩面性。首先是利益趨同，指的是在高管所持股比例越高時(shí)，其行為就越發(fā)向?qū)崿F(xiàn)股東利益最大化靠攏，進(jìn)而達(dá)到降低代理成本、提升公司價(jià)值的效果。其次則是壕溝防御，指的是高管對(duì)企業(yè)的管控能力會(huì)隨著其持股占比的增加而增強(qiáng)，其受到其他股東的牽制力就越弱，這樣一來(lái)，給高管實(shí)現(xiàn)自身利益最大化提供了便利，代理成本不降反升，公司價(jià)值遭到破壞。上述兩種效應(yīng)輪番占主導(dǎo)，公司價(jià)值受高管持股占比的影響具有區(qū)間差異化特點(diǎn)。我國(guó)部分學(xué)者的研究也驗(yàn)證了這種“區(qū)間效應(yīng)”。韓亮亮、李凱等（2006）研究認(rèn)為，高管持股比例高于8%、低于25%時(shí)，對(duì)于提升公司價(jià)值有著一定幫助，反之則將起著負(fù)面影響。梅世強(qiáng)、位豪強(qiáng)（2014）研究發(fā)現(xiàn)，當(dāng)高管持股比例低于20%或高于50%時(shí)，高管持股有助于提升公司價(jià)值，高管持股比例在20%—50%區(qū)間內(nèi)會(huì)損害公司價(jià)值。La Porta.R等（1999）的研究表明，隨著股權(quán)集中度的提高，大股東會(huì)更多地干預(yù)高管行為，對(duì)高管的創(chuàng)新能力和積極性有抑制作用。而隨著高管持股比例的提高，高管的積極性和自主性提高，控制公司的意愿和能力增強(qiáng)。若大股東持股比例和高管持股比例均提高，一方面大股東對(duì)公司控制力增強(qiáng)，約束高管行為的意愿和能力也增強(qiáng)；另一方面高管對(duì)公司的控制力增強(qiáng)，自主管理公司的意愿和能力也增強(qiáng)，大股東和高管就公司控制權(quán)和高管行為的自主性會(huì)產(chǎn)生沖突，因而推測(cè)高管持股將削弱股權(quán)集中度提高對(duì)公司價(jià)值的正向影響。而當(dāng)股權(quán)集中度降低，大股東對(duì)高管的控制減弱，大股東和高管在公司控制權(quán)和高管行為方面的沖突減弱，將削弱股權(quán)集中度降低對(duì)公司價(jià)值的負(fù)向影響。基于以上論述，本文提出以下假設(shè)：

假設(shè)2：創(chuàng)業(yè)板上市公司高管持股比例對(duì)股權(quán)集中度和公司價(jià)值的關(guān)系存在負(fù)向調(diào)節(jié)作用。

三、研究設(shè)計(jì)

（一）樣本選取和數(shù)據(jù)來(lái)源

本文所采用的所有數(shù)據(jù)來(lái)自2014—2018年創(chuàng)業(yè)板上市公司資料。剔除掉數(shù)據(jù)不全和當(dāng)年上市的公司數(shù)據(jù)，最終得到602家公司共2 244組數(shù)據(jù)。統(tǒng)計(jì)方法采用Stata 15.0軟件，數(shù)據(jù)來(lái)源于CSMAR數(shù)據(jù)庫(kù)。

（二）變量選取和衡量

對(duì)于被解釋變量公司價(jià)值，國(guó)內(nèi)外學(xué)者大多選擇托賓Q和ROE。ROE是杜邦分析體系的核心指標(biāo)，能夠較為全面地反映公司當(dāng)前價(jià)值。托賓 Q是西方學(xué)者衡量公司價(jià)值的主要指標(biāo)，但使用托賓 Q要求具有較高的市場(chǎng)有效性，即找到準(zhǔn)確的市場(chǎng)價(jià)值并可以用未來(lái)現(xiàn)金流量的現(xiàn)值表示。然而由于我國(guó)資本市場(chǎng)發(fā)展較晚，因此其有效性與西方成熟市場(chǎng)相比還有一定差距，且創(chuàng)業(yè)板企業(yè)市值較小，因而操縱股價(jià)的難度較小，采用托賓 Q難以準(zhǔn)確地反映公司真實(shí)價(jià)值，因而本文選用凈資產(chǎn)收益率ROE作為被解釋變量。對(duì)于解釋變量股權(quán)集中度，樣本數(shù)據(jù)顯示，企業(yè)第一大股東持有高達(dá)30%以上的股份，遠(yuǎn)高于其他股東。這就意味著，第一大股東對(duì)企業(yè)有著明顯控制力。由于本文主要基于控股股東對(duì)高管的監(jiān)督約束及相關(guān)成本進(jìn)行解釋，因而本文解釋變量采用第一大股東持股比例。在年報(bào)中所披露的高管，如首席執(zhí)行官、副總裁、總裁及年報(bào)中所公示出來(lái)的其余高層管理者（董事中兼任的高管也包含在內(nèi)）所持股權(quán)的和，稱為高管持股比例。此外，參考苑德軍（2005）、臧秀清和崔志霞（2016）等的做法，選取資本結(jié)構(gòu)、公司規(guī)模和公司成長(zhǎng)性三個(gè)控制變量。采用國(guó)內(nèi)外學(xué)者的通常做法，以資產(chǎn)負(fù)債率衡量公司資本結(jié)構(gòu)；采用公司總資產(chǎn)來(lái)對(duì)企業(yè)規(guī)模進(jìn)行衡量，并進(jìn)行對(duì)數(shù)化處理。由于創(chuàng)業(yè)板上市公司普遍集中于高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)，因此參考苑德軍（2005）的做法采用公司無(wú)形資產(chǎn)凈額衡量公司成長(zhǎng)性，并對(duì)其進(jìn)行對(duì)數(shù)化處理。具體變量及解釋見(jiàn)表1。

表1 變量定義與度量匯總表

（三）模型設(shè)計(jì)

基于假設(shè)1，構(gòu)建模型（1），利用該模型來(lái)分析公司價(jià)值受企業(yè)股權(quán)集中程度的影響：

根據(jù)假設(shè)2，在模型（1）的基礎(chǔ)上加入股權(quán)集中度和高管持股比例的交乘項(xiàng)CR1*HOLDING，構(gòu)建模型（2）分析高管持股比例對(duì)股權(quán)集中度和公司價(jià)值關(guān)系的調(diào)節(jié)作用：

其中，ε是隨機(jī)誤差，其他變量含義參見(jiàn)表1。

四、實(shí)證分析

（一）描述性統(tǒng)計(jì)

表2 變量描述性統(tǒng)計(jì)表

本文樣本數(shù)據(jù)的第一大股東持股比例的均值和中位數(shù)分別為0.3070和0.2898，低于全部A股上市公司同期的0.3446和0.3236，但這一比例仍能達(dá)到相對(duì)控制的水平。創(chuàng)業(yè)板上市公司VC、PE占股比例較高，這些投資機(jī)構(gòu)較少干預(yù)公司的決策和管理，一般與大股東利益一致，大股東能夠形成對(duì)公司和管理者較為有效的監(jiān)督約束。高管持股比例均值是0.1674，中位數(shù)是0.0975，均值明顯大于中位數(shù)，且標(biāo)準(zhǔn)差較大。這說(shuō)明不同創(chuàng)業(yè)板上市公司高管持股比例存在較大差距。這一高管持股比例顯著高于同期全部A股的均值0.0736和中位數(shù)0.0006，表明創(chuàng)業(yè)板上市公司高管持股現(xiàn)象普遍且高管持股比例較高。

（二）相關(guān)性分析

表3 變量相關(guān)性分析表

計(jì)算各個(gè)變量的斯皮爾曼相關(guān)系數(shù)，計(jì)算結(jié)果表3。其中，公司規(guī)模和公司成長(zhǎng)性的相關(guān)程度最大，達(dá)到了0.6345，且為正相關(guān)。公司規(guī)模和資產(chǎn)負(fù)債率之間正相關(guān)，相關(guān)程度小于公司規(guī)模和公司成長(zhǎng)性的相關(guān)程度。本次所選用的變量并未出現(xiàn)顯著的多重共線性問(wèn)題。

（三）回歸結(jié)果分析

1.主檢驗(yàn)。對(duì)樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行1%縮尾，依據(jù)構(gòu)建的模型（1） （2）進(jìn)行最小二乘法回歸，結(jié)果見(jiàn)表4。

表4 主檢驗(yàn)回歸結(jié)果表

表4模型（1）的回歸結(jié)果，通過(guò)對(duì)2 244個(gè)樣本的回歸分析，股權(quán)集中度CR1與公司價(jià)值ROE的相關(guān)系數(shù)為0.0708，二者正相關(guān)；t檢驗(yàn)P值為0.000，表明結(jié)果在1%的置信水平上顯著；F檢驗(yàn)p值為0.0000，通過(guò)F檢驗(yàn)，由此可知，創(chuàng)業(yè)板上市公司股權(quán)集中化程度越高，越能帶動(dòng)公司價(jià)值的增長(zhǎng)。這表明，隨著股權(quán)的集中，創(chuàng)業(yè)板上市公司股東和管理者之間的代理問(wèn)題減弱帶來(lái)公司價(jià)值的提高大于大股東和小股東之間的代理問(wèn)題增強(qiáng)帶來(lái)公司價(jià)值的降低。提高股權(quán)集中度能夠提高公司價(jià)值。假設(shè)1得到驗(yàn)證。

觀察模型（2）回歸結(jié)果，股權(quán)集中度和公司價(jià)值的相關(guān)系數(shù)為0.1068，而股權(quán)集中度和高管持股比例的交乘項(xiàng)CR1*HOLDING與公司價(jià)值的相關(guān)系數(shù)為-0.2608，二者異號(hào)。交乘項(xiàng)t檢驗(yàn)P值為0.000，表明這一結(jié)果在1%的置信水平上顯著，F(xiàn)檢驗(yàn)p值為0.0000，結(jié)果通過(guò)F檢驗(yàn)。高管持股比例對(duì)股權(quán)集中度和公司價(jià)值的正相關(guān)關(guān)系有負(fù)向調(diào)節(jié)作用，假設(shè)2得到驗(yàn)證。從回歸結(jié)果看來(lái)，高管持股比例這一單一變量越高，越能拉動(dòng)公司價(jià)值的增長(zhǎng)。由此可見(jiàn)，股權(quán)集中度和高管持股比例兩個(gè)要素中任意一個(gè)單一要素的提高都能夠形成利益趨同效應(yīng)，從而提高公司價(jià)值，但兩個(gè)要素同時(shí)提高將形成對(duì)抗作用，從而削弱單一要素單獨(dú)提高帶來(lái)的利益趨同效應(yīng)。

2.擴(kuò)展檢驗(yàn)。為了進(jìn)一步分析股權(quán)集中度與公司價(jià)值之間的關(guān)系及高管持股的調(diào)節(jié)作用，本文對(duì)樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行了分組回歸。按照第一大股東對(duì)公司存在重大影響和控制的持股比例20%和50%，將樣本分為三組：（1）CR1≤20%，此時(shí)股權(quán)分散程度較高，第一大股東控制力較弱；（2）20%＜CR1≤50%，此時(shí)，第一大股東擁有對(duì)公司的相對(duì)控制權(quán)；（3）CR1＞50%，第一大股東對(duì)企業(yè)絕對(duì)控制。應(yīng)用模型（1）、模型（2）對(duì)三組樣本分別進(jìn)行多元線性回歸，結(jié)果見(jiàn)表5。

表5 分組回歸結(jié)果表

由表5回歸結(jié)果可知，第一大股東持股在20%—50%之間，股權(quán)集中度和公司價(jià)值正相關(guān)；第一大股東持股低于20%或高于50%，無(wú)顯著相關(guān)性。這是因?yàn)?，?dāng)大股東無(wú)法形成對(duì)公司的相對(duì)控制時(shí)，雖然股權(quán)集中度提高，但仍處于較低水平，改善股東和管理者之間代理問(wèn)題的能力有限，無(wú)法明顯提升公司價(jià)值。若企業(yè)最大股東持股比例占據(jù)一半以上，那么其便具備絕對(duì)控股權(quán)，若在此基礎(chǔ)上，再加強(qiáng)股權(quán)集中程度，那么其在緩解股東和管理人員間的代理問(wèn)題上的效果將有所削弱，所以，公司價(jià)值受股權(quán)集中程度的影響較小。在全部2 244個(gè)樣本中，CR1≤20%的有457個(gè)，20%＜CR1≤50%的有1 600個(gè)，而CR1＞50%的僅187個(gè)。可見(jiàn)處于股權(quán)集中度和公司價(jià)值顯著正相關(guān)區(qū)間的樣本占總樣本的四分之三以上，具有較強(qiáng)的代表性，而其他兩個(gè)區(qū)間，尤其是CR1＞50%的區(qū)間的回歸結(jié)果受樣本較少的影響出現(xiàn)較大偏差的可能性較大。高管持股比例對(duì)股權(quán)集中度和公司價(jià)值的調(diào)節(jié)作用在三個(gè)區(qū)間均表現(xiàn)為負(fù)向調(diào)節(jié)作用，進(jìn)一步驗(yàn)證了其可靠性。

以上分析表明，當(dāng)?shù)谝淮蠊蓶|對(duì)公司相對(duì)控制時(shí)，提高股權(quán)集中度能夠提高公司價(jià)值。股權(quán)集中程度在其他范圍內(nèi)無(wú)法明確判定其對(duì)公司價(jià)值所產(chǎn)生的作用效果。同時(shí)，股權(quán)集中程度無(wú)論高低，高管持股比例均有負(fù)向調(diào)節(jié)作用。

（四）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

表6 穩(wěn)健性檢驗(yàn)回歸結(jié)果表

為驗(yàn)證本文研究結(jié)論具有穩(wěn)健性，實(shí)施三組穩(wěn)健性檢驗(yàn)：（1）設(shè)置年份和行業(yè)虛擬變量進(jìn)行控制變量的回歸。（2）用托賓Q替代ROE作為被解釋變量。（3）用前五大股東持股比例替代第一大股東持股比例作為解釋變量。穩(wěn)健性檢驗(yàn)回歸結(jié)果如表6所示。檢驗(yàn)（1）回歸結(jié)果的顯著性與主檢驗(yàn)無(wú)明顯差別。檢驗(yàn)（2）中，模型（1）股權(quán)集中度與公司價(jià)值的t檢驗(yàn)P值變?yōu)?.009，仍在1%的置信水平上顯著，模型（2）中交乘項(xiàng)的t檢驗(yàn)P值變?yōu)?.092，高管持股的調(diào)節(jié)作用在10%的置信水平上顯著。檢驗(yàn)（3）中，股權(quán)集中度與公司價(jià)值的相關(guān)性不變，模型（2）中交乘項(xiàng)的t檢驗(yàn)P值變?yōu)?.024，高管持股的調(diào)節(jié)作用在5%的置信水平上顯著。本次研究所得成果通過(guò)了穩(wěn)健性檢驗(yàn)，由此驗(yàn)證了主檢驗(yàn)結(jié)論的可靠性。

五、結(jié)論與建議

本文充分結(jié)合我國(guó)創(chuàng)業(yè)板上市公司的特點(diǎn)，并對(duì)其在2014年至2018年間的數(shù)據(jù)作為本次樣本數(shù)據(jù)，通過(guò)實(shí)證方式，研究了創(chuàng)業(yè)板上市公司股權(quán)集中度與公司價(jià)值的關(guān)系及高管持股比例對(duì)二者關(guān)系的調(diào)節(jié)作用。最終結(jié)論如下：（1）第一大股東持股比例處于20%—50%之間時(shí)，股權(quán)集中度與公司價(jià)值正相關(guān)；第一大股東持股在20%以下或50%以上，股權(quán)集中度與公司價(jià)值不顯著相關(guān)。（2）高管持股比例對(duì)股權(quán)集中度和公司價(jià)值的關(guān)系存在負(fù)向調(diào)節(jié)作用。

根據(jù)上述情況，本文建議：首先，創(chuàng)業(yè)板上市公司應(yīng)當(dāng)根據(jù)其具體情況，對(duì)其股權(quán)集中程度進(jìn)行適當(dāng)調(diào)整，確保其股權(quán)的相對(duì)集中。我國(guó)當(dāng)前外部監(jiān)督機(jī)制較弱，保護(hù)投資者利益的法律和監(jiān)管規(guī)定尚不完善，在這種情況下，尤其需要加強(qiáng)內(nèi)部監(jiān)督控制，盡可能減少管理人員以追求自身利益所產(chǎn)生的代理成本。尤其對(duì)于處于較早發(fā)展階段、風(fēng)險(xiǎn)和不確定性較高的創(chuàng)業(yè)板企業(yè)而言，應(yīng)適度提高股權(quán)集中度以加強(qiáng)大股東對(duì)管理層的監(jiān)督約束，確保管理層按照符合股東利益的戰(zhàn)略進(jìn)行決策和公司管理，從而提高公司價(jià)值。其次，創(chuàng)業(yè)板上市公司在針對(duì)股權(quán)集中程度進(jìn)行決策時(shí)，應(yīng)結(jié)合高管持股所發(fā)揮的調(diào)節(jié)作用，避免股權(quán)集中度和高管持股對(duì)公司價(jià)值的影響形成抵消作用。雖然在一定限度內(nèi)，股權(quán)的集中和高管持股比例的提高均能夠增加公司價(jià)值，但二者均提高將相互削弱單獨(dú)提高其中一個(gè)要素帶來(lái)的公司價(jià)值的提高效應(yīng)。創(chuàng)業(yè)板上市公司應(yīng)在授予管理者股權(quán)激勵(lì)的過(guò)程中考慮其對(duì)股權(quán)集中度和公司價(jià)值關(guān)系的負(fù)向調(diào)節(jié)作用，更加全面地考慮股權(quán)激勵(lì)的影響。