摘 要：本文以中小創(chuàng)業(yè)板76家文化傳媒企業(yè)作為樣本，通過(guò)數(shù)據(jù)庫(kù)對(duì)股權(quán)制衡、股權(quán)集中度、企業(yè)績(jī)效等指標(biāo)進(jìn)行查詢(xún)，采用SPSS軟件進(jìn)行多元性回歸分析并得出結(jié)論，即在中小型上市傳媒公司中，大股東的數(shù)量越少，隨著持股比例的持續(xù)增加，企業(yè)的經(jīng)濟(jì)效益越會(huì)在一定程度上有所提升。

關(guān)鍵詞：股權(quán)集中度;股權(quán)制衡度;企業(yè)績(jī)效;傳媒企業(yè);中小企業(yè)板

本文索引：富瑜.<變量 2>[J].中國(guó)商論，2021（16）：-068.

中圖分類(lèi)號(hào)：F272 文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A 文章編號(hào)：2096-0298（2021）08（b）--04

中小型文化企業(yè)在國(guó)內(nèi)市場(chǎng)的快速崛起以及自身所做的貢獻(xiàn)已經(jīng)成為社會(huì)的焦點(diǎn)。國(guó)內(nèi)的傳媒企業(yè)發(fā)展相較國(guó)外還存在著一定差距，其中最明顯的是企業(yè)績(jī)效的差異。我國(guó)有很多學(xué)者以金融、保險(xiǎn)等行業(yè)上市企業(yè)作為研究對(duì)象，對(duì)上市公司企業(yè)績(jī)效與其股權(quán)結(jié)構(gòu)之間的關(guān)系展開(kāi)研究[1～5]。但對(duì)于傳媒行業(yè)中小型公司的關(guān)注與研究較少，鑒于此，本文以傳媒行業(yè)為研究對(duì)象，對(duì)企業(yè)績(jī)效和上市企業(yè)股權(quán)結(jié)構(gòu)之間的關(guān)系展開(kāi)分析探究。

1 研究假設(shè)

1.1 股權(quán)集中度與企業(yè)績(jī)效

在研究主題和先前分析的基礎(chǔ)上，本文提出以下關(guān)于中小型上市公司的公司績(jī)效與股權(quán)集中度之間關(guān)系的假設(shè)：

H1：企業(yè)績(jī)效與上市中小傳媒公司的股權(quán)集中度正相關(guān)。

H1a：公司績(jī)效與中小上市傳媒公司前五名股東的持股比例 （CR5）正相關(guān)

H1b：公司績(jī)效與中小上市傳媒公司的Herfindahl指數(shù)（H5）正相關(guān)。

1.2 股權(quán)制衡度與企業(yè)績(jī)效

在結(jié)合相關(guān)的理論指導(dǎo)和參考文獻(xiàn)之后，本文提出了以下關(guān)于中小型媒體公司上市公司績(jī)效與股權(quán)制衡程度之間關(guān)系的假設(shè)：

H2：企業(yè)績(jī)效與中小上市傳媒企業(yè)股權(quán)制衡度正相關(guān);

H2a：公司績(jī)效與第二大股東與第五大股東的持股比例的平方和 （H2-5）正相關(guān);

H2b：企業(yè)績(jī)效與企業(yè)第二大股東到第十大股東持股比例之和 （S）正相關(guān)。

1.3 變量選擇

1.3.1 被解釋變量

為了對(duì)企業(yè)績(jī)效進(jìn)行全面、準(zhǔn)確地衡量，減少其他因素對(duì)該指標(biāo)的影響，本文從盈利能力、企業(yè)償債能力、經(jīng)營(yíng)能力、發(fā)展能力幾個(gè)方面出發(fā)，選中10個(gè)指標(biāo)來(lái)綜合評(píng)價(jià)企業(yè)績(jī)效，即流動(dòng)比率 （X1）、速動(dòng)比率 （X2）、現(xiàn)金比率 （X3）、資本累積率 （X4）、總資產(chǎn)增長(zhǎng)率 （X5）、流動(dòng)資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率 （X6）、總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率 （X7）、股東權(quán)益周轉(zhuǎn)率 （X8）、資產(chǎn)報(bào)酬率（X9）、總資產(chǎn)凈利率 （X10）。

1.3.2 解釋變量

（1）解釋變量指標(biāo)選?。涸诤饬抗蓶|集中度指標(biāo)參數(shù)中，赫芬德?tīng)栔笖?shù)（H）與前N大股東持股比例被認(rèn)為是最適合的兩種[6]。本文在對(duì)家族上市企業(yè)股權(quán)制衡度衡量時(shí)使用S指數(shù)和H2-5指數(shù)。S指數(shù)主要為第二股東到第十股東持股總和，H2-5指數(shù)表示企業(yè)第二股東到第五股東持股比例平方和。兩種指數(shù)數(shù)值越高，則表明第一股東受其他股東的制約越強(qiáng)。

（2）控制變量指標(biāo)選取：企業(yè)規(guī)定會(huì)在某種程度上對(duì)企業(yè)績(jī)效產(chǎn)生影響，所以在衡量企業(yè)規(guī)模時(shí)采用總資產(chǎn)指標(biāo)資產(chǎn)負(fù)債率 （LEV）進(jìn)行。為了確保數(shù)據(jù)具有準(zhǔn)確性，企業(yè)規(guī)模用總資產(chǎn)的自然對(duì)數(shù)總資產(chǎn)對(duì)數(shù) （Ln（SIZE））來(lái)表示。在企業(yè)該指標(biāo)處于高位時(shí)，其財(cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)也相對(duì)較高，同樣會(huì)影響企業(yè)績(jī)效。隨著企業(yè)上市時(shí)間的延長(zhǎng)，企業(yè)在治理上會(huì)變得更加健全，同時(shí)企業(yè)也會(huì)受到更嚴(yán)格的監(jiān)督，故將企業(yè)上市年限 （AGE）也設(shè)置成控制變量。這些因素都會(huì)對(duì)企業(yè)績(jī)效產(chǎn)生影響，因此，選擇上述三個(gè)指標(biāo)作為控制變量。

2 樣本選取和數(shù)據(jù)來(lái)源

本文選區(qū)的數(shù)據(jù)樣本為2016—2020年中小企業(yè)板上市的文化傳媒企業(yè)，其一定要滿(mǎn)足如下幾個(gè)條件：

（1）企業(yè)是在2015年建立且上市的;

（2）自然人或家族關(guān)鍵控制權(quán)股權(quán)高于25%。

為了確保研究數(shù)據(jù)具有合理性和準(zhǔn)確性，本文按照以下條件來(lái)對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行篩選：

（1）確保結(jié)果準(zhǔn)確和有效，將ST、*ST企業(yè)進(jìn)行剔除;

（2）為了確保研究數(shù)據(jù)的連貫性，對(duì)存在數(shù)據(jù)丟失的企業(yè)進(jìn)行剔除。

按照上述標(biāo)準(zhǔn)，最終符合標(biāo)準(zhǔn)的企業(yè)有76家，380組原始數(shù)據(jù)。本文的數(shù)據(jù)來(lái)源主要是銳思數(shù)據(jù)、國(guó)泰安文化傳媒企業(yè)數(shù)據(jù)庫(kù)、民營(yíng)上市企業(yè)數(shù)據(jù)庫(kù)，通過(guò)軟件SPSS23.0對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行整理和分析。

3 模型建立

按照以上作出的變量和研究假設(shè)，本文將對(duì)四個(gè)模型進(jìn)行建立并實(shí)證研究，多元回歸模型如下：

模型一：

（1）

模型二：

（2）

模型三：

（3）

模型四：

（4）

在該模型中，常數(shù)項(xiàng)為β0，回歸系數(shù)則是β1、β2、β3、β4;上市中小型媒體公司的綜合績(jī)效用因子分析表示為F;前五名股東持股比例的平方和為H5，公司前五名股東持股比例為CR5，第二大至第十大股東的持股之和為S;總資產(chǎn)對(duì)數(shù)為L(zhǎng)n（Size）;資產(chǎn)負(fù)債率為L(zhǎng)EV;企業(yè)上市總期間為AGE;殘差為ε。

3.1 主成分分析

首先對(duì)10個(gè)衡量績(jī)效的因素進(jìn)行主成分分析，結(jié)果如表1所示。

從表1可知，變量指標(biāo)的大部分信息由10個(gè)變量指標(biāo)的載荷系數(shù)中4個(gè)因子做出解釋。

在方差經(jīng)過(guò)正交旋轉(zhuǎn)后，因子的信息被10個(gè)變量數(shù)量信息反映到下方，4個(gè)因子所表示的變量在系數(shù)分化下顯得更加明白，各個(gè)因子都可以對(duì)指定的信息做出反映，并獲得清晰的解釋。

在因子F1解釋力度中，現(xiàn)金比率、速動(dòng)比率、流動(dòng)比率分別為0.893，0.974，0.969，所以債償能力由F1反映;

在F4的載荷上，總資產(chǎn)增長(zhǎng)率和資本累計(jì)率分別為0.865，0.863，系數(shù)數(shù)值最大，因此發(fā)展能力因子可看作因子F4。

（1）計(jì)算因子得分

由表2成分得分系數(shù)矩陣可以得到計(jì)算主因子得分的公式，計(jì)算公式如下：

（5）

（6）

（7）

（8）

（2）計(jì)算因子綜合得分

從表5中得到各個(gè)因子所占的權(quán)重27.298%，24.452%，20.059%，14.977%，則可得出函數(shù)表達(dá)式為：

（9）

3.2 描述性統(tǒng)計(jì)分析

從表3可知，CR5最小值在21.3%，最大值在93.4%。四年的平均股權(quán)集中度名前五的股東持股比例最高，占53.4%。

當(dāng)Herfindahl指數(shù)（H）接近1時(shí)，說(shuō)明企業(yè)前方幾個(gè)股東的比例差異較大，股權(quán)更加集中，當(dāng)該指數(shù)接近于0時(shí)，表示前面若干股東持股比例差距較小，股權(quán)集中度較低。從H5指數(shù)來(lái)看，國(guó)內(nèi)中小傳媒企業(yè)股東持股比例不是很均勻，分化比例嚴(yán)重。

H2-5指標(biāo)均值大小為0.021，S指標(biāo)均值大小為26.12%，股權(quán)制衡量度的大小用這兩個(gè)指標(biāo)衡量，這兩個(gè)值都較小，說(shuō)明第一大股東在其他股東面前受到的約束較小。

3.3 相關(guān)性分析

本文對(duì)一個(gè)綜合績(jī)效因子、3個(gè)控制變量、4個(gè)解釋變量做相關(guān)性分析。首先，從股權(quán)集中度指數(shù)來(lái)看，H5指數(shù)和CR5指數(shù)均通過(guò)1%的顯著性檢驗(yàn)，說(shuō)明企業(yè)績(jī)效與這兩個(gè)指標(biāo)之間存在相關(guān)性。從相關(guān)系數(shù)的角度來(lái)看，企業(yè)績(jī)效與股權(quán)集中度正相關(guān)。其次從股權(quán)制衡度指標(biāo)來(lái)看，H2-5指數(shù)跟S指數(shù)均對(duì)1%的顯著性檢驗(yàn)通過(guò)。從相關(guān)性系數(shù)來(lái)看，企業(yè)績(jī)效跟H2-5指數(shù)的關(guān)系為正，表示第二股東到第五股東持股比例越高則對(duì)企業(yè)績(jī)效的提升越有利;企業(yè)績(jī)效與S指數(shù)關(guān)系為正，即第二股東到第十股東所占股東比例越高，越能讓企業(yè)績(jī)效提升。

資產(chǎn)負(fù)債率LEV跟控制變量中總資產(chǎn)對(duì)數(shù)Ln均對(duì)顯著性檢驗(yàn)通過(guò)，從相關(guān)性系數(shù)來(lái)看，企業(yè)經(jīng)營(yíng)績(jī)效和資產(chǎn)負(fù)債率之間呈負(fù)相關(guān)關(guān)系，即LEV越高，經(jīng)營(yíng)績(jī)效越差。

一個(gè)綜合績(jī)效因子和3個(gè)控制變量、4個(gè)解釋變量的相關(guān)性系數(shù)在0～0.774，小于0.8，以此表明每個(gè)變量可以進(jìn)行多元性回歸分析。

3.4 回歸分析

根據(jù)上述的模型和研究假設(shè)以及模型變量可以對(duì)多元性回歸分析進(jìn)行展開(kāi)。本文將自變量的四個(gè)指標(biāo)設(shè)定為第二大股東至第五大股東持股比例平方和H2-5，前五大股東持股比例的平方和H5、第二大股東至第十大股東持股比例之和S、五大股東持股比例CR5，將因變量設(shè)定為企業(yè)綜合績(jī)效F，將控制變量設(shè)置為企業(yè)上市年限、資產(chǎn)負(fù)債率、總資產(chǎn)對(duì)數(shù)以此展開(kāi)回歸分析。

（1）股權(quán)集中度與企業(yè)績(jī)效之間回歸分析

前五大股東持股比例CR5和企業(yè)績(jī)效指標(biāo)F的回歸結(jié)果如表4所示，CR5回歸系數(shù)在模型一中為0.465，顯著性P接近于0，表示每個(gè)系數(shù)都對(duì)顯著性檢驗(yàn)通過(guò)，說(shuō)明企業(yè)績(jī)效受CR5影響顯著。前五大股東持股比例的增加會(huì)帶動(dòng)企業(yè)績(jī)效的增加，即假設(shè)H1a成立。

前五大股東持股比例的平方和與企業(yè)績(jī)效指標(biāo)間的回歸結(jié)果如表4所示，表明被解釋變量受到解釋變量的影響顯著。模型二中的結(jié)果表明隨著企業(yè)前五大股東持股比例的增加，企業(yè)績(jī)效也會(huì)隨之增加，即假設(shè)H1b成立。

在模型一和模型二中，企業(yè)績(jī)效會(huì)受到總資產(chǎn)對(duì)數(shù)的促進(jìn)作用?？傎Y產(chǎn)對(duì)數(shù)的系數(shù)均為正，顯著性檢驗(yàn)通過(guò)。這表示對(duì)企業(yè)績(jī)效有正向作用;而資產(chǎn)負(fù)債率的回歸系數(shù)是負(fù)，這表明企業(yè)績(jī)效會(huì)受到LEV升高的不良影響。

在模型一中，R2的數(shù)值為0.111，在模型二中R2為0.102，兩者指標(biāo)均較小，這說(shuō)明企業(yè)績(jī)效在股權(quán)集中度這一指標(biāo)中受到的影響有限。其主要原因在于企業(yè)績(jī)效受到多個(gè)因素影響，只對(duì)一種因素的影響進(jìn)行研究其擬合度不高是正常情況。

將F放在模型一與模型二中進(jìn)行檢驗(yàn)，從表5、表6可以看出，F(xiàn)在兩個(gè)模型中的數(shù)值為97.113和18.512，顯著性水平P基本為0，表明被解釋變量與解釋變量之間存在顯著線(xiàn)性關(guān)系。

綜上所述，企業(yè)績(jī)效受到企業(yè)股權(quán)集中度的正向影響，即本文假設(shè)的H1成立。

（2）股權(quán)制衡度與企業(yè)績(jī)效之間回歸分析

H2-5與企業(yè)績(jī)效指標(biāo)F之間的回歸結(jié)果跟第二到第五大股東持股比例的平方和如表7所示。均對(duì)1%顯著性水平檢驗(yàn)通過(guò)，表示被解釋變量F受到解釋變量H2-5的顯著影響，而且數(shù)值為正值，說(shuō)明是正相關(guān)關(guān)系，即假設(shè)H2a成立。

第二到第十股東持股比例之和與企業(yè)績(jī)效指標(biāo)之間的回歸結(jié)果如表6所示，且均對(duì)1%的顯著性水平檢驗(yàn)通過(guò)，表明被解釋變量F受到解釋變量S的顯著影響，兩者為正相關(guān)關(guān)系，即假設(shè)H2b成立。

企業(yè)上市年限P值跟控制變量總資產(chǎn)對(duì)數(shù)都檢驗(yàn)通過(guò)，且與F指標(biāo)呈正相關(guān)關(guān)系，這表明上市時(shí)間的延長(zhǎng)可以通過(guò)規(guī)模經(jīng)濟(jì)降低企業(yè)的單位成本，從而提高企業(yè)的績(jī)效。

R2在模型三跟模型四中的值均為0.099，而上文也對(duì)調(diào)整后該值不高的原因進(jìn)行了解釋。通過(guò)模型三與模型四的容差值大于0.1和小于10可以看出，變量間不存在多重共線(xiàn)性。

從表8、表9可以看出，F(xiàn)值在模型三中的數(shù)值為93.258，在模型四中的數(shù)值為93.495，P值基本為0，這說(shuō)明被解釋變量與被解釋變量之間存在顯著的線(xiàn)性關(guān)系。

綜上所述，企業(yè)績(jī)效受到企業(yè)股權(quán)制衡度的正向促進(jìn)作用，即假設(shè)H5成立。

4 結(jié)語(yǔ)

在上市中小傳媒企業(yè)中，家族成員持股比例較高這種情況很常見(jiàn)，股權(quán)的集中也讓企業(yè)剩余的收益掌握在大股東手中，為了自己的利益，他們會(huì)監(jiān)督企業(yè)，制止股東的“搭便車(chē)”行為。大股東數(shù)量越少，在決策中越容易達(dá)成一致，從而更好地監(jiān)督企業(yè)。隨著持股比例的不斷提高，股東更愿意改善企業(yè)的經(jīng)營(yíng)狀況，加強(qiáng)對(duì)管理者的管控，從而提高企業(yè)的經(jīng)濟(jì)效益。

當(dāng)企業(yè)中有兩個(gè)或兩個(gè)以上的控股股東時(shí)，股東之間會(huì)相互制約和監(jiān)督，制約了大股東對(duì)資源的攫取。由投資者組成的董事會(huì)對(duì)企業(yè)決策進(jìn)行共同決策，而不是簡(jiǎn)單地由大股東控制，減少了股東受大股東限制的情況。同時(shí)，第一大股東也會(huì)受到其他股東的監(jiān)督，從而保證決策的準(zhǔn)確性，提高企業(yè)的績(jī)效水平。

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A Study on the Relationship between Equity Structure and Performance of Listed Media Enterprises

Dalian Jiaotong University? FU Yu

Abstract： In this article， 76 cultural media enterprises in small and medium-sized enterprises venture boards are used as samples， and the indicators of equity restrictions， equity concentration and enterprise performance are queried through the database， and then multivariate linear regression analysis is conducted through SPSS software. It is concluded that， the amount of major shareholders in listed companies in the media industry is small， and the economic efficiency of the enterprises will be improved to some extent as the shareholding ratio continues to increase.

Keywords： ownership concentration; equity concentration ratio; enterprise performance; media enterprises; SMEs venture boards