上市傳媒公司股權(quán)結(jié)構(gòu)與公司績效的關(guān)系研究

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，通過數(shù)據(jù)庫對股權(quán)制衡、股權(quán)集中度、企業(yè)績效等指標(biāo)進行查詢，采用SPSS軟件進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)濟效益越會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)績效;傳媒企業(yè);中小企業(yè)板

本文索引：富瑜.<變量 2>[J].中國商論，2021（16）：-068.

中圖分類號：F272 文獻標(biāo)識碼：A 文章編號：2096-0298（2021）08（b）--04

中小型文化企業(yè)在國內(nèi)市場的快速崛起以及自身所做的貢獻已經(jīng)成為社會的焦點。國內(nèi)的傳媒企業(yè)發(fā)展相較國外還存在著一定差距，其中最明顯的是企業(yè)績效的差異。我國有很多學(xué)者以金融、保險等行業(yè)上市企業(yè)作為研究對象，對上市公司企業(yè)績效與其股權(quán)結(jié)構(gòu)之間的關(guān)系展開研究[1～5]。但對于傳媒行業(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)為研究對象，對企業(yè)績效和上市企業(yè)股權(quán)結(jié)構(gòu)之間的關(guān)系展開分析探究。

1 研究假設(shè)

1.1 股權(quán)集中度與企業(yè)績效

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效與股權(quán)集中度之間關(guān)系的假設(shè)：

H1：企業(yè)績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)績效

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

H2：企業(yè)績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

為了對企業(yè)績效進行全面、準(zhǔn)確地衡量，減少其他因素對該指標(biāo)的影響，本文從盈利能力、企業(yè)償債能力、經(jīng)營能力、發(fā)展能力幾個方面出發(fā)，選中10個指標(biāo)來綜合評價企業(yè)績效，即流動比率 （X1）、速動比率 （X2）、現(xiàn)金比率 （X3）、資本累積率 （X4）、總資產(chǎn)增長率 （X5）、流動資產(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，赫芬德爾指數(shù)（H）與前N大股東持股比例被認(rèn)為是最適合的兩種[6]。本文在對家族上市企業(yè)股權(quán)制衡度衡量時使用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。

（2）控制變量指標(biāo)選取：企業(yè)規(guī)定會在某種程度上對企業(yè)績效產(chǎn)生影響，所以在衡量企業(yè)規(guī)模時采用總資產(chǎn)指標(biāo)資產(chǎn)負(fù)債率 （LEV）進行。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)的自然對數(shù)總資產(chǎn)對數(shù) （Ln（SIZE））來表示。在企業(yè)該指標(biāo)處于高位時，其財務(wù)風(fēng)險也相對較高，同樣會影響企業(yè)績效。隨著企業(yè)上市時間的延長，企業(yè)在治理上會變得更加健全，同時企業(yè)也會受到更嚴(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。這些因素都會對企業(yè)績效產(chǎn)生影響，因此，選擇上述三個指標(biāo)作為控制變量。

2 樣本選取和數(shù)據(jù)來源

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)，其一定要滿足如下幾個條件：

（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對數(shù)據(jù)進行篩選：

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

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

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)來源主要是銳思數(shù)據(jù)、國泰安文化傳媒企業(yè)數(shù)據(jù)庫、民營上市企業(yè)數(shù)據(jù)庫，通過軟件SPSS23.0對數(shù)據(jù)進行整理和分析。

3 模型建立

按照以上作出的變量和研究假設(shè)，本文將對四個模型進行建立并實證研究，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)對數(shù)為Ln（Size）;資產(chǎn)負(fù)債率為LEV;企業(yè)上市總期間為AGE;殘差為ε。

3.1 主成分分析

首先對10個衡量績效的因素進行主成分分析，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個變量指標(biāo)的載荷系數(shù)中4個因子做出解釋。

在方差經(jīng)過正交旋轉(zhuǎn)后，因子的信息被10個變量數(shù)量信息反映到下方，4個因子所表示的變量在系數(shù)分化下顯得更加明白，各個因子都可以對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、速動比率、流動比率分別為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)增長率和資本累計率分別為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）計算因子得分

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

（5）

（6）

（7）

（8）

（2）計算因子綜合得分

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

（9）

3.2 描述性統(tǒng)計分析

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，說明企業(yè)前方幾個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，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)來看，國內(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指標(biāo)衡量，這兩個值都較小，說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

本文對一個綜合績效因子、3個控制變量、4個解釋變量做相關(guān)性分析。首先，從股權(quán)集中度指數(shù)來看，H5指數(shù)和CR5指數(shù)均通過1%的顯著性檢驗，說明企業(yè)績效與這兩個指標(biāo)之間存在相關(guān)性。從相關(guān)系數(shù)的角度來看，企業(yè)績效與股權(quán)集中度正相關(guān)。其次從股權(quán)制衡度指標(biāo)來看，H2-5指數(shù)跟S指數(shù)均對1%的顯著性檢驗通過。從相關(guān)性系數(shù)來看，企業(yè)績效跟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企業(yè)績效的提升越有利;企業(yè)績效與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)績效提升。

資產(chǎn)負(fù)債率LEV跟控制變量中總資產(chǎn)對數(shù)Ln均對顯著性檢驗通過，從相關(guān)性系數(shù)來看，企業(yè)經(jīng)營績效和資產(chǎn)負(fù)債率之間呈負(fù)相關(guān)關(guān)系，即LEV越高，經(jīng)營績效越差。

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

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多元性回歸分析進行展開。本文將自變量的四個指標(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)對數(shù)以此展開回歸分析。

（1）股權(quán)集中度與企業(yè)績效之間回歸分析

前五大股東持股比例CR5和企業(yè)績效指標(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，表示每個系數(shù)都對顯著性檢驗通過，說明企業(yè)績效受CR5影響顯著。前五大股東持股比例的增加會帶動企業(yè)績效的增加，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)績效也會隨之增加，即假設(shè)H1b成立。

在模型一和模型二中，企業(yè)績效會受到總資產(chǎn)對數(shù)的促進作用?？傎Y產(chǎn)對數(shù)的系數(shù)均為正，顯著性檢驗通過。這表示對企業(yè)績效有正向作用;而資產(chǎn)負(fù)債率的回歸系數(shù)是負(fù)，這表明企業(yè)績效會受到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，這說明企業(yè)績效在股權(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)績效受到多個因素影響，只對一種因素的影響進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行檢驗，從表5、表6可以看出，F(xiàn)在兩個模型中的數(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性關(guān)系。

綜上所述，企業(yè)績效受到企業(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)績效之間回歸分析

H2-5與企業(yè)績效指標(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1%顯著性水平檢驗通過，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)績效指標(biāo)之間的回歸結(jié)果如表6所示，且均對1%的顯著性水平檢驗通過，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)對數(shù)都檢驗通過，且與F指標(biāo)呈正相關(guān)關(guān)系，這表明上市時間的延長可以通過規(guī)模經(jīng)濟降低企業(yè)的單位成本，從而提高企業(yè)的績效。

R2在模型三跟模型四中的值均為0.099，而上文也對調(diào)整后該值不高的原因進行了解釋。通過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，這說明被解釋變量與被解釋變量之間存在顯著的線性關(guān)系。

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

4 結(jié)語

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，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，他們會監(jiān)督企業(yè)，制止股東的“搭便車”行為。大股東數(shù)量越少，在決策中越容易達成一致，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)營狀況，加強對管理者的管控，從而提高企業(yè)的經(jīng)濟效益。

當(dāng)企業(yè)中有兩個或兩個以上的控股股東時，股東之間會相互制約和監(jiān)督，制約了大股東對資源的攫取。由投資者組成的董事會對企業(yè)決策進行共同決策，而不是簡單地由大股東控制，減少了股東受大股東限制的情況。同時，第一大股東也會受到其他股東的監(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