论文部分内容阅读
摘 要：本文以中小创业板76家文化传媒企业作为样本，通过数据库对股权制衡、股权集中度、企业绩效等指标进行查询，采用SPSS软件进行多元性回归分析并得出结论，即在中小型上市传媒公司中，大股东的数量越少，随着持股比例的持续增加，企业的经济效益越会在一定程度上有所提升。
关键词：股权集中度;股权制衡度;企业绩效;传媒企业;中小企业板
本文索引：富瑜.<变量 2>[J].中国商论，2021（16）：-068.
中图分类号：F272 文献标识码：A 文章编号：2096-0298（2021）08（b）--04
中小型文化企业在国内市场的快速崛起以及自身所做的贡献已经成为社会的焦点。国内的传媒企业发展相较国外还存在着一定差距，其中最明显的是企业绩效的差异。我国有很多学者以金融、保险等行业上市企业作为研究对象，对上市公司企业绩效与其股权结构之间的关系展开研究[1～5]。但对于传媒行业中小型公司的关注与研究较少，鉴于此，本文以传媒行业为研究对象，对企业绩效和上市企业股权结构之间的关系展开分析探究。
1 研究假设
1.1 股权集中度与企业绩效
在研究主题和先前分析的基础上，本文提出以下关于中小型上市公司的公司绩效与股权集中度之间关系的假设：
H1：企业绩效与上市中小传媒公司的股权集中度正相关。
H1a：公司绩效与中小上市传媒公司前五名股东的持股比例 （CR5）正相关
H1b：公司绩效与中小上市传媒公司的Herfindahl指数（H5）正相关。
1.2 股权制衡度与企业绩效
在结合相关的理论指导和参考文献之后，本文提出了以下关于中小型媒体公司上市公司绩效与股权制衡程度之间关系的假设：
H2：企业绩效与中小上市传媒企业股权制衡度正相关;
H2a：公司绩效与第二大股东与第五大股东的持股比例的平方和 （H2-5）正相关;
H2b：企业绩效与企业第二大股东到第十大股东持股比例之和 （S）正相关。
1.3 变量选择
1.3.1 被解释变量
为了对企业绩效进行全面、准确地衡量，减少其他因素对该指标的影响，本文从盈利能力、企业偿债能力、经营能力、发展能力几个方面出发，选中10个指标来综合评价企业绩效，即流动比率 （X1）、速动比率 （X2）、现金比率 （X3）、资本累积率 （X4）、总资产增长率 （X5）、流动资产周转率 （X6）、总资产周转率 （X7）、股东权益周转率 （X8）、资产报酬率（X9）、总资产净利率 （X10）。
1.3.2 解释变量
（1）解释变量指标选取：在衡量股东集中度指标参数中，赫芬德尔指数（H）与前N大股东持股比例被认为是最适合的两种[6]。本文在对家族上市企业股权制衡度衡量时使用S指数和H2-5指数。S指数主要为第二股东到第十股东持股总和，H2-5指数表示企业第二股东到第五股东持股比例平方和。两种指数数值越高，则表明第一股东受其他股东的制约越强。
（2）控制变量指标选取：企业规定会在某种程度上对企业绩效产生影响，所以在衡量企业规模时采用总资产指标资产负债率 （LEV）进行。为了确保数据具有准确性，企业规模用总资产的自然对数总资产对数 （Ln（SIZE））来表示。在企业该指标处于高位时，其财务风险也相对较高，同样会影响企业绩效。随着企业上市时间的延长，企业在治理上会变得更加健全，同时企业也会受到更严格的监督，故将企业上市年限 （AGE）也设置成控制变量。这些因素都会对企业绩效产生影响，因此，选择上述三个指标作为控制变量。
2 样本选取和数据来源
本文选区的数据样本为2016—2020年中小企業板上市的文化传媒企业，其一定要满足如下几个条件：
（1）企业是在2015年建立且上市的;
（2）自然人或家族关键控制权股权高于25%。
为了确保研究数据具有合理性和准确性，本文按照以下条件来对数据进行筛选：
（1）确保结果准确和有效，将ST、*ST企业进行剔除;
（2）为了确保研究数据的连贯性，对存在数据丢失的企业进行剔除。
按照上述标准，最终符合标准的企业有76家，380组原始数据。本文的数据来源主要是锐思数据、国泰安文化传媒企业数据库、民营上市企业数据库，通过软件SPSS23.0对数据进行整理和分析。
3 模型建立
按照以上作出的变量和研究假设，本文将对四个模型进行建立并实证研究，多元回归模型如下：
模型一：
（1）
模型二：
（2）
模型三：
（3）
模型四：
（4）
在该模型中，常数项为β0，回归系数则是β1、β2、β3、β4;上市中小型媒体公司的综合绩效用因子分析表示为F;前五名股东持股比例的平方和为H5，公司前五名股东持股比例为CR5，第二大至第十大股东的持股之和为S;总资产对数为Ln（Size）;资产负债率为LEV;企业上市总期间为AGE;残差为ε。
3.1 主成分分析
首先对10个衡量绩效的因素进行主成分分析，结果如表1所示。
从表1可知，变量指标的大部分信息由10个变量指标的载荷系数中4个因子做出解释。
在方差经过正交旋转后，因子的信息被10个变量数量信息反映到下方，4个因子所表示的变量在系数分化下显得更加明白，各个因子都可以对指定的信息做出反映，并获得清晰的解释。
在因子F1解释力度中，现金比率、速动比率、流动比率分别为0.893，0.974，0.969，所以债偿能力由F1反映; 在F4的载荷上，总资产增长率和资本累计率分别为0.865，0.863，系数数值最大，因此发展能力因子可看作因子F4。
（1）计算因子得分
由表2成分得分系数矩阵可以得到计算主因子得分的公式，计算公式如下：
（5）
（6）
（7）
（8）
（2）计算因子综合得分
从表5中得到各个因子所占的权重27.298%，24.452%，20.059%，14.977%，则可得出函数表达式为：
（9）
3.2 描述性统计分析
从表3可知，CR5最小值在21.3%，最大值在93.4%。四年的平均股权集中度名前五的股东持股比例最高，占53.4%。
当Herfindahl指数（H）接近1时，说明企业前方几个股东的比例差异较大，股权更加集中，当该指数接近于0时，表示前面若干股东持股比例差距较小，股权集中度较低。从H5指数来看，国内中小传媒企业股东持股比例不是很均匀，分化比例严重。
H2-5指标均值大小为0.021，S指标均值大小为26.12%，股权制衡量度的大小用这两个指标衡量，这两个值都较小，说明第一大股东在其他股东面前受到的约束较小。
3.3 相关性分析
本文对一个综合绩效因子、3个控制变量、4个解释变量做相关性分析。首先，从股权集中度指数来看，H5指数和CR5指数均通过1%的显著性检验，说明企业绩效与这两个指标之间存在相关性。从相关系数的角度来看，企业绩效与股权集中度正相关。其次从股权制衡度指标来看，H2-5指数跟S指数均对1%的显著性检验通过。从相关性系数来看，企业绩效跟H2-5指数的关系为正，表示第二股东到第五股东持股比例越高则对企业绩效的提升越有利;企业绩效与S指数关系为正，即第二股东到第十股东所占股东比例越高，越能让企业绩效提升。
资产负债率LEV跟控制变量中总资产对数Ln均对显著性检验通过，从相关性系数来看，企业经营绩效和资产负债率之间呈负相关关系，即LEV越高，经营绩效越差。
一个综合绩效因子和3个控制变量、4个解释变量的相关性系数在0～0.774，小于0.8，以此表明每个变量可以进行多元性回归分析。
3.4 回归分析
根据上述的模型和研究假设以及模型变量可以对多元性回归分析进行展开。本文将自变量的四个指标设定为第二大股东至第五大股东持股比例平方和H2-5，前五大股东持股比例的平方和H5、第二大股东至第十大股东持股比例之和S、五大股东持股比例CR5，将因变量设定为企业综合绩效F，将控制变量设置为企业上市年限、资产负债率、总资产对数以此展开回归分析。
（1）股权集中度与企业绩效之间回归分析
前五大股东持股比例CR5和企业绩效指标F的回归结果如表4所示，CR5回归系数在模型一中为0.465，显著性P接近于0，表示每个系数都对显著性检验通过，说明企业绩效受CR5影响显著。前五大股东持股比例的增加会带动企业绩效的增加，即假设H1a成立。
前五大股东持股比例的平方和与企业绩效指标间的回归结果如表4所示，表明被解释变量受到解释变量的影响显著。模型二中的结果表明随着企业前五大股东持股比例的增加，企业绩效也会随之增加，即假设H1b成立。
在模型一和模型二中，企业绩效会受到总资产对数的促进作用。总资产对数的系数均为正，显著性检验通过。这表示对企业绩效有正向作用;而资产负债率的回归系数是负，这表明企业绩效会受到LEV升高的不良影响。
在模型一中，R2的数值为0.111，在模型二中R2为0.102，两者指标均较小，这说明企业绩效在股权集中度这一指标中受到的影响有限。其主要原因在于企业绩效受到多个因素影響，只对一种因素的影响进行研究其拟合度不高是正常情况。
将F放在模型一与模型二中进行检验，从表5、表6可以看出，F在两个模型中的数值为97.113和18.512，显著性水平P基本为0，表明被解释变量与解释变量之间存在显著线性关系。
综上所述，企业绩效受到企业股权集中度的正向影响，即本文假设的H1成立。
（2）股权制衡度与企业绩效之间回归分析
H2-5与企业绩效指标F之间的回归结果跟第二到第五大股东持股比例的平方和如表7所示。均对1%显著性水平检验通过，表示被解释变量F受到解释变量H2-5的显著影响，而且数值为正值，说明是正相关关系，即假设H2a成立。
第二到第十股东持股比例之和与企业绩效指标之间的回归结果如表6所示，且均对1%的显著性水平检验通过，表明被解释变量F受到解释变量S的显著影响，两者为正相关关系，即假设H2b成立。
企业上市年限P值跟控制变量总资产对数都检验通过，且与F指标呈正相关关系，这表明上市时间的延长可以通过规模经济降低企业的单位成本，从而提高企业的绩效。
R2在模型三跟模型四中的值均为0.099，而上文也对调整后该值不高的原因进行了解释。通过模型三与模型四的容差值大于0.1和小于10可以看出，变量间不存在多重共线性。
从表8、表9可以看出，F值在模型三中的数值为93.258，在模型四中的数值为93.495，P值基本为0，这说明被解释变量与被解释变量之间存在显著的线性关系。
综上所述，企业绩效受到企业股权制衡度的正向促进作用，即假设H5成立。
4 结语
在上市中小传媒企业中，家族成员持股比例较高这种情况很常见，股权的集中也让企业剩余的收益掌握在大股东手中，为了自己的利益，他们会监督企业，制止股东的“搭便车”行为。大股东数量越少，在决策中越容易达成一致，从而更好地监督企业。随着持股比例的不断提高，股东更愿意改善企业的经营状况，加强对管理者的管控，从而提高企业的经济效益。 当企业中有两个或两个以上的控股股东时，股东之间会相互制约和监督，制约了大股东对资源的攫取。由投资者组成的董事会对企业决策进行共同决策，而不是简单地由大股东控制，减少了股东受大股东限制的情况。同时，第一大股东也会受到其他股东的监督，从而保证决策的准确性，提高企业的绩效水平。
参考文献
杜莹，刘立国. 股权结构与公司治理效率：中国上市公司的实证分析[J]. 管理世界， 2002（11）： 124-133.
耿庆峰，郭旭挺. 股权集中度对福建上市家族企业绩效的影响研究[J]. 金融理论与实践， 2019， 477（4）： 94-101.
陈德萍，陈永圣. 股权集中度、股权制衡度与公司绩效关系研究——2007—2009年中小企业板块的实证检验[J].会计研究， 2011（1）： 38-43.
李维安，李汉军. 股权结构、高管持股与公司绩效——来自民营上市公司的证据[J]. 南开管理评论， 2006（5）： 4-10.
劉烨，惠士友，聂飞飞，等. 智力资本、股权结构与企业绩效关系研究——基于沪深股市2008—2012高科技公司的实证[J].产经评论， 2013， 4（6）： 140-149.
Hegde S，Seth R，Vishwanatha S. Ownership Concentration and Stock Returns： Evidence From Family Firms in India[J]. Pacific-basin Finance Journal， 2020：61.
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
关键词：股权集中度;股权制衡度;企业绩效;传媒企业;中小企业板
本文索引：富瑜.<变量 2>[J].中国商论，2021（16）：-068.
中图分类号：F272 文献标识码：A 文章编号：2096-0298（2021）08（b）--04
中小型文化企业在国内市场的快速崛起以及自身所做的贡献已经成为社会的焦点。国内的传媒企业发展相较国外还存在着一定差距，其中最明显的是企业绩效的差异。我国有很多学者以金融、保险等行业上市企业作为研究对象，对上市公司企业绩效与其股权结构之间的关系展开研究[1～5]。但对于传媒行业中小型公司的关注与研究较少，鉴于此，本文以传媒行业为研究对象，对企业绩效和上市企业股权结构之间的关系展开分析探究。
1 研究假设
1.1 股权集中度与企业绩效
在研究主题和先前分析的基础上，本文提出以下关于中小型上市公司的公司绩效与股权集中度之间关系的假设：
H1：企业绩效与上市中小传媒公司的股权集中度正相关。
H1a：公司绩效与中小上市传媒公司前五名股东的持股比例 （CR5）正相关
H1b：公司绩效与中小上市传媒公司的Herfindahl指数（H5）正相关。
1.2 股权制衡度与企业绩效
在结合相关的理论指导和参考文献之后，本文提出了以下关于中小型媒体公司上市公司绩效与股权制衡程度之间关系的假设：
H2：企业绩效与中小上市传媒企业股权制衡度正相关;
H2a：公司绩效与第二大股东与第五大股东的持股比例的平方和 （H2-5）正相关;
H2b：企业绩效与企业第二大股东到第十大股东持股比例之和 （S）正相关。
1.3 变量选择
1.3.1 被解释变量
为了对企业绩效进行全面、准确地衡量，减少其他因素对该指标的影响，本文从盈利能力、企业偿债能力、经营能力、发展能力几个方面出发，选中10个指标来综合评价企业绩效，即流动比率 （X1）、速动比率 （X2）、现金比率 （X3）、资本累积率 （X4）、总资产增长率 （X5）、流动资产周转率 （X6）、总资产周转率 （X7）、股东权益周转率 （X8）、资产报酬率（X9）、总资产净利率 （X10）。
1.3.2 解释变量
（1）解释变量指标选取：在衡量股东集中度指标参数中，赫芬德尔指数（H）与前N大股东持股比例被认为是最适合的两种[6]。本文在对家族上市企业股权制衡度衡量时使用S指数和H2-5指数。S指数主要为第二股东到第十股东持股总和，H2-5指数表示企业第二股东到第五股东持股比例平方和。两种指数数值越高，则表明第一股东受其他股东的制约越强。
（2）控制变量指标选取：企业规定会在某种程度上对企业绩效产生影响，所以在衡量企业规模时采用总资产指标资产负债率 （LEV）进行。为了确保数据具有准确性，企业规模用总资产的自然对数总资产对数 （Ln（SIZE））来表示。在企业该指标处于高位时，其财务风险也相对较高，同样会影响企业绩效。随着企业上市时间的延长，企业在治理上会变得更加健全，同时企业也会受到更严格的监督，故将企业上市年限 （AGE）也设置成控制变量。这些因素都会对企业绩效产生影响，因此，选择上述三个指标作为控制变量。
2 样本选取和数据来源
本文选区的数据样本为2016—2020年中小企業板上市的文化传媒企业，其一定要满足如下几个条件：
（1）企业是在2015年建立且上市的;
（2）自然人或家族关键控制权股权高于25%。
为了确保研究数据具有合理性和准确性，本文按照以下条件来对数据进行筛选：
（1）确保结果准确和有效，将ST、*ST企业进行剔除;
（2）为了确保研究数据的连贯性，对存在数据丢失的企业进行剔除。
按照上述标准，最终符合标准的企业有76家，380组原始数据。本文的数据来源主要是锐思数据、国泰安文化传媒企业数据库、民营上市企业数据库，通过软件SPSS23.0对数据进行整理和分析。
3 模型建立
按照以上作出的变量和研究假设，本文将对四个模型进行建立并实证研究，多元回归模型如下：
模型一：
（1）
模型二：
（2）
模型三：
（3）
模型四：
（4）
在该模型中，常数项为β0，回归系数则是β1、β2、β3、β4;上市中小型媒体公司的综合绩效用因子分析表示为F;前五名股东持股比例的平方和为H5，公司前五名股东持股比例为CR5，第二大至第十大股东的持股之和为S;总资产对数为Ln（Size）;资产负债率为LEV;企业上市总期间为AGE;残差为ε。
3.1 主成分分析
首先对10个衡量绩效的因素进行主成分分析，结果如表1所示。
从表1可知，变量指标的大部分信息由10个变量指标的载荷系数中4个因子做出解释。
在方差经过正交旋转后，因子的信息被10个变量数量信息反映到下方，4个因子所表示的变量在系数分化下显得更加明白，各个因子都可以对指定的信息做出反映，并获得清晰的解释。
在因子F1解释力度中，现金比率、速动比率、流动比率分别为0.893，0.974，0.969，所以债偿能力由F1反映; 在F4的载荷上，总资产增长率和资本累计率分别为0.865，0.863，系数数值最大，因此发展能力因子可看作因子F4。
（1）计算因子得分
由表2成分得分系数矩阵可以得到计算主因子得分的公式，计算公式如下：
（5）
（6）
（7）
（8）
（2）计算因子综合得分
从表5中得到各个因子所占的权重27.298%，24.452%，20.059%，14.977%，则可得出函数表达式为：
（9）
3.2 描述性统计分析
从表3可知，CR5最小值在21.3%，最大值在93.4%。四年的平均股权集中度名前五的股东持股比例最高，占53.4%。
当Herfindahl指数（H）接近1时，说明企业前方几个股东的比例差异较大，股权更加集中，当该指数接近于0时，表示前面若干股东持股比例差距较小，股权集中度较低。从H5指数来看，国内中小传媒企业股东持股比例不是很均匀，分化比例严重。
H2-5指标均值大小为0.021，S指标均值大小为26.12%，股权制衡量度的大小用这两个指标衡量，这两个值都较小，说明第一大股东在其他股东面前受到的约束较小。
3.3 相关性分析
本文对一个综合绩效因子、3个控制变量、4个解释变量做相关性分析。首先，从股权集中度指数来看，H5指数和CR5指数均通过1%的显著性检验，说明企业绩效与这两个指标之间存在相关性。从相关系数的角度来看，企业绩效与股权集中度正相关。其次从股权制衡度指标来看，H2-5指数跟S指数均对1%的显著性检验通过。从相关性系数来看，企业绩效跟H2-5指数的关系为正，表示第二股东到第五股东持股比例越高则对企业绩效的提升越有利;企业绩效与S指数关系为正，即第二股东到第十股东所占股东比例越高，越能让企业绩效提升。
资产负债率LEV跟控制变量中总资产对数Ln均对显著性检验通过，从相关性系数来看，企业经营绩效和资产负债率之间呈负相关关系，即LEV越高，经营绩效越差。
一个综合绩效因子和3个控制变量、4个解释变量的相关性系数在0～0.774，小于0.8，以此表明每个变量可以进行多元性回归分析。
3.4 回归分析
根据上述的模型和研究假设以及模型变量可以对多元性回归分析进行展开。本文将自变量的四个指标设定为第二大股东至第五大股东持股比例平方和H2-5，前五大股东持股比例的平方和H5、第二大股东至第十大股东持股比例之和S、五大股东持股比例CR5，将因变量设定为企业综合绩效F，将控制变量设置为企业上市年限、资产负债率、总资产对数以此展开回归分析。
（1）股权集中度与企业绩效之间回归分析
前五大股东持股比例CR5和企业绩效指标F的回归结果如表4所示，CR5回归系数在模型一中为0.465，显著性P接近于0，表示每个系数都对显著性检验通过，说明企业绩效受CR5影响显著。前五大股东持股比例的增加会带动企业绩效的增加，即假设H1a成立。
前五大股东持股比例的平方和与企业绩效指标间的回归结果如表4所示，表明被解释变量受到解释变量的影响显著。模型二中的结果表明随着企业前五大股东持股比例的增加，企业绩效也会随之增加，即假设H1b成立。
在模型一和模型二中，企业绩效会受到总资产对数的促进作用。总资产对数的系数均为正，显著性检验通过。这表示对企业绩效有正向作用;而资产负债率的回归系数是负，这表明企业绩效会受到LEV升高的不良影响。
在模型一中，R2的数值为0.111，在模型二中R2为0.102，两者指标均较小，这说明企业绩效在股权集中度这一指标中受到的影响有限。其主要原因在于企业绩效受到多个因素影響，只对一种因素的影响进行研究其拟合度不高是正常情况。
将F放在模型一与模型二中进行检验，从表5、表6可以看出，F在两个模型中的数值为97.113和18.512，显著性水平P基本为0，表明被解释变量与解释变量之间存在显著线性关系。
综上所述，企业绩效受到企业股权集中度的正向影响，即本文假设的H1成立。
（2）股权制衡度与企业绩效之间回归分析
H2-5与企业绩效指标F之间的回归结果跟第二到第五大股东持股比例的平方和如表7所示。均对1%显著性水平检验通过，表示被解释变量F受到解释变量H2-5的显著影响，而且数值为正值，说明是正相关关系，即假设H2a成立。
第二到第十股东持股比例之和与企业绩效指标之间的回归结果如表6所示，且均对1%的显著性水平检验通过，表明被解释变量F受到解释变量S的显著影响，两者为正相关关系，即假设H2b成立。
企业上市年限P值跟控制变量总资产对数都检验通过，且与F指标呈正相关关系，这表明上市时间的延长可以通过规模经济降低企业的单位成本，从而提高企业的绩效。
R2在模型三跟模型四中的值均为0.099，而上文也对调整后该值不高的原因进行了解释。通过模型三与模型四的容差值大于0.1和小于10可以看出，变量间不存在多重共线性。
从表8、表9可以看出，F值在模型三中的数值为93.258，在模型四中的数值为93.495，P值基本为0，这说明被解释变量与被解释变量之间存在显著的线性关系。
综上所述，企业绩效受到企业股权制衡度的正向促进作用，即假设H5成立。
4 结语
在上市中小传媒企业中，家族成员持股比例较高这种情况很常见，股权的集中也让企业剩余的收益掌握在大股东手中，为了自己的利益，他们会监督企业，制止股东的“搭便车”行为。大股东数量越少，在决策中越容易达成一致，从而更好地监督企业。随着持股比例的不断提高，股东更愿意改善企业的经营状况，加强对管理者的管控，从而提高企业的经济效益。 当企业中有两个或两个以上的控股股东时，股东之间会相互制约和监督，制约了大股东对资源的攫取。由投资者组成的董事会对企业决策进行共同决策，而不是简单地由大股东控制，减少了股东受大股东限制的情况。同时，第一大股东也会受到其他股东的监督，从而保证决策的准确性，提高企业的绩效水平。
参考文献
杜莹，刘立国. 股权结构与公司治理效率：中国上市公司的实证分析[J]. 管理世界， 2002（11）： 124-133.
耿庆峰，郭旭挺. 股权集中度对福建上市家族企业绩效的影响研究[J]. 金融理论与实践， 2019， 477（4）： 94-101.
陈德萍，陈永圣. 股权集中度、股权制衡度与公司绩效关系研究——2007—2009年中小企业板块的实证检验[J].会计研究， 2011（1）： 38-43.
李维安，李汉军. 股权结构、高管持股与公司绩效——来自民营上市公司的证据[J]. 南开管理评论， 2006（5）： 4-10.
劉烨，惠士友，聂飞飞，等. 智力资本、股权结构与企业绩效关系研究——基于沪深股市2008—2012高科技公司的实证[J].产经评论， 2013， 4（6）： 140-149.
Hegde S，Seth R，Vishwanatha S. Ownership Concentration and Stock Returns： Evidence From Family Firms in India[J]. Pacific-basin Finance Journal， 2020：61.
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