朱康 王焰辉

（福州理工学院商学院 福建 福州 350506）

一、引言

媒体作为公司外部的一个重要监督者，近年来在完善公司治理中发挥了重要作用。其自带的社会监督职能使得新闻报道能引起公众的共鸣，尤其是一些揭发违法行为的报道，在吸引公众热议、舆论谴责的同时，大大降低了政府和市场的监督成本。已有的认知研究表明，正面和负面的新闻报道对人们的认知有着不同的影响，负面新闻会表现出更强的影响力（Fiske&Taylor，1991；Brief&Motowidlo，1986），人们出于猎奇心理更愿意关注企业的负面消息。而媒体的负面报道更容易引发监管机构关注，引起投资者质疑，不利于企业的经营发展。因而企业会尽量避免媒体对自身的负面报道，减少不利影响，以期获得投资者信任。可以说媒体负面报道已经成为外部监督机制的一部分，在监督企业行为和保护投资者利益方面发挥着重要影响。

已有研究均着眼于媒体负面报道引致的行为后果，鲜有学者从企业管理者自身角度出发，探寻引发媒体负面报道的因素。本文则基于行为金融理论，从管理层层面分析网络媒体报道的发生机制，追溯影响媒体负面报道的因素。此外，现有研究针对的媒体报道数据大多采用摘录纸质报纸中的报道数据，但是，随着互联网在我国的不断普及，各类新闻网站已成为广大投资者获取信息的主要渠道之一（饶育蕾等，2010）。因此，单纯采用纸质报刊数据来分析媒体报道的经济影响是远远不够的。本文从这两方面出发，探究企业受到网络媒体负面报道的影响因素，对这一问题的研究有助于企业更好地追溯网络媒体负面报道的缘由，有利于完善管理层监督体系，丰富外部媒体监督的研究内容。

二、理论分析与假设提出

从公司治理角度而言，媒体监督提高公司信息透明度实际上是媒体治理作用的发挥。其中，媒体负面报道往往能够较快地发挥治理监督作用。首先，负面报道更容易受到读者的关注，而且更容易在投资者心中留下深刻记忆（杨领波，2013）。其次，媒体负面报道会给企业管理层带来更大的管理压力，能够督促管理层改善经营，改进管理，更容易发挥市场监督作用。刘启亮等（2014）的研究表明，媒体负面报道揭示了企业潜在的风险，进而提高审计成本。黄蕾等（2017）认为，媒体负面报道后，对公司失去信心的中小投资者可能会“用脚投票”，导致股价快速波动。赵玉洁和卢红（2020）基于2006—2018年IPO过会样本数据研究媒体报道对IPO进程的影响，结论认为负面报道会延缓IPO过会速度，而正面报道却不能加快IPO进程。对负面报道的诸多研究均表明媒体负面报道是在为企业经营管理敲响警钟，企业需切实做好公司管理工作，减少公司违规行为，防止受到媒体负面评价。

近年来，随着行为金融学的兴起，公司金融研究已经开始认识到管理者的非理性可能对公司决策产生影响。国内外的系列研究认为过度自信的管理者会有更强的投资冲动，采取激进融资行为（郝颖，2005；姜付秀等，2005；Malmendier&Tate，2005）。Hackbarth（2004）的模型表明，与理性的管理者相比，过度自信的管理者会高估投资项目的盈利能力，低估投资项目的风险，倾向于选择更高的负债水平。种种迹象表明管理层过度自信会给企业带来不良影响，而媒体是承载信息或传播信息的工具，其最主要的环节是对信息的传播。因此，当管理层由于过度自信而使企业面临经营困境时，媒体会加大对企业的负面报道。基于此，本文做出如下假设：

H1：管理层过度自信加剧了媒体负面报道。

企业规模对于公司内部管理制度的影响是极为重要的，一般来说，规模较大的企业在技术、人才、危机处理以及制度改革上具有优势。首先，公司规模较大，其内部监督体制引入较为完善，更容易对管理层形成严格的权利约束机制。当管理层出现过度自信而做出不合理的决策行为时，大规模公司完善的制度能够对这一行为进行约束制约。其次，从代理成本理论出发，媒体介入公司治理的主要过程是通过关注代理成本来降低投资者与企业内部管理层的信息不透明（Jensen，1976）。而公司的信息不对称程度可能由于大规模公司完善的管理制度而得到缓解，那么媒体参与负面监督的动机也会减弱。因此本文做出如下假设：

H2：企业规模缓解了管理层过度自信与媒体负面报道的影响。

资本市场的投资者情绪可以传染到管理层的行为抉择（Tetlock，2007；郑志刚等，2011）。当市场情绪高涨时，个人投资者更加乐观活跃，投资者对公司的未来业绩普遍持乐观预期，但公司的真实业绩或许达不到投资者的预期。企业管理层为迎合高涨的投资者情绪，很可能鼓励进行一些资源浪费性投资项目，从而产生不利影响，导致媒体负面报道增加。这种情境下，规模较大的企业能够迅速敏锐地感知到过高的投资者情绪会导致企业管理层陷入过度自信从而加剧媒体发布负面报道，因而会有针对性地实施预防措施。也就是说，当外界投资者情绪高涨时，大企业更加重视隐含的危机，从而更加着力建设企业自身的监督体制，防范风险。当投资情绪高涨时，规模较大的企业更加能够有效地抑制管理层过度自信对媒体负面报道的影响，因此，本文提出如下假设：

H3：投资者情绪越高，企业规模对管理层过度自信加剧媒体负面报道的缓解抑制作用越明显。

三、数据来源与模型设计

（一）数据来源

本文选取2011—2016年我国沪深A股高科技上市公司为研究样本，并剔除了相关数据缺失的公司。筛选后最终用于实证回归的样本有1 154家5 708个年度观察值，为减少极端值的影响，本文对所有变量中的连续变量进行1%缩尾（Winsorize）处理。变量说明如下：

1.媒体负面报道。本文采用人工阅读方式搜集整理网页报道，通过百度浏览器输入样本公司证券代码和公司简称、全称，然后统计网络媒体上关于企业的媒体报道频率，借鉴Tetlock et al.（2008）以及Loughran&McDonald（2011）的方法，根据新闻报道的标题以及正文中是否存在明显的批评或负面评价的词语和短语来判断新闻报道是否为负面报道，将媒体负面报道定义为：

媒体相对负面报道比例Neg=（负面报道数量-正面报道数量）/总报道数量

2.管理层过度自信。目前较多研究采用三种方式来度量管理层过度自信，分别是管理层持股变动、管理层相对薪酬以及第三季度业绩积极预测的准确性。我们观察发现，样本公司中第三季度业绩预测数据缺失严重，而管理层持股变动方向并非一致，因此借鉴姜付秀等（2001）、任成林等（2018）的研究，采用管理层相对薪酬来度量管理层过度自信。

3.企业规模。本文采用目前较为常用的年末总资产对数来度量企业规模。

4.投资者情绪。参照Goyal&Yamada（2004）以及龙立（2017）的研究方法，采用分解托宾Q方式来度量投资者情绪，即在控制行业、年度前提下将年末托宾Q值对净资产收益率、资产负债率、营业收入增长率以及公司规模对数进行OLS回归，再以残差作为衡量投资者情绪水平的代理变量，该值越大说明投资者情绪越高。

5.控制变量。本文选取如下控制变量：独董比例（indep）、财务杠杆（fl）、资产收益率（roa）、第一大股东持股比例（cr1）、审计机构（big4）、股权制衡（zhh）和机构投资者持股比例（inst）。本文还控制了年份及行业效应，所有财务数据均来自于国泰安CSMAR数据库，统计软件采用Stata 14。

具体变量见表1。

表1 变量定义表

（二）模型设计

为验证管理层过度自信、公司规模与媒体负面报道的相关性，本文构建模型如下：

由假设1推断模型（1）的回归系数α1的系数将显著为正。

模型（2）中加入了管理层过度自信与企业规模的交乘项，由假设2推断模型（2）中β1的回归系数显著为正，而β2的回归系数显著为负。

在验证假设3时，我们将样本数据按投资者情绪指标进行虚拟分组，然后分析不同组别中β1、β2的大小和显著性。

四、实证检验结果

（一）变量的描述性统计

从表2主要变量的描述性统计可以看出，2011年至2016年六年间，在5 708个样本观测值中，一家上市公司一年被媒体报道（media）的平均次数为11.25，而正面报道（positive）的平均次数为4.706，大于媒体负面报道（negative）的平均次数，相对负面报道比例（Neg）为负值也说明了媒体正面报道次数要大于媒体负面报道次数。其中负面报道的最高次数达到18次，平均值为1.890，这说明媒体已然发挥了监督作用，对公司的负面行为进行监督。此外，在全部样本中，管理层过度自信（overcon）最大值为0.836，最小值为0.224，说明管理层过度自信程度存在较大差异。投资者情绪指标（ex）显示其最小值为-2.592，最大值为6.115，说明样本区间内投资者情绪程度不一，且有明显差异。

（二）相关系数分析

表3为主要变量间的相关系数检验，上三角为Pearson相关系数，下三角为Spearman相关系数。可以看出解释变量overcon对被解释变量Neg的相关系数均在1%的水平上显著正相关，说明在不考虑其他因素的情况下，管理层过度自信与媒体负面报道呈正相关，即管理层过度自信加剧了媒体负面报道，初步验证了假设1。其他变量的相关系数均未超过0.5，说明变量间不存在明显的多重共线问题。

（三）回归结果

下页表4报告了管理层过度自信与媒体负面报道的回归结果，由第一列看出管理层过度自信对媒体负面报道的回归系数为0.220，且在1%的水平上显著，说明管理层过度自信加剧了媒体负面报道，证实了假设1。第二列是加入交乘项后的回归结果，可以看出，管理层过度自信对媒体负面报道的回归系数为2.438，在1%的水平上显著，而交乘项系数为-0.104，也在1%的水平上显著，说明企业规模可以抑制管理层过度自信引致的媒体负面报道，即验证了假设2。第三列和第四列是进行投资者情绪分组后的回归结果，可以看出第三列也就是投资者情绪高涨的组别中，管理层过度自信的系数为正且在1%的水下上显著，交乘项系数为-0.141，也在1%的水平上显著。第四列中两个系数均不显著。这说明在投资期情绪高涨时，企业规模对管理层过度自信与媒体负面报道的抑制作用更为显著，验证了假设3。

表2 主要变量的描述性统计

表3 相关系数分析

表4 高管过度自信与媒体负面报道的回归结果

五、稳健性检验

为增强本文结论的可靠性，我们进行了四个方面的稳健性检验。

一是采用媒体负面报道虚拟变量重新度量被解释变量，即本年度媒体对公司进行了负面报道，则变量取值为1，否则为0，得到新的被解释变量数据记为Neg2。结果表明，管理层过度自信对媒体负面报道的回归系数为0.101，且在10%的水平上显著，验证了假设1。overcon系数以及overcon与size交乘项的系数分别为1.704和-0.0736，且均在10%的水平上显著，假设2得到了验证。分组检验结果表明，仅在投资者情绪高涨组别中，overcon系数以及overcon与size交乘项的系数在5%的水平上显著，而在投资者情绪低落组别中，系数均不显著，验证了假设3。

二是采用半年期的动量指标替换投资者情绪指标。借鉴花贵如等（2010）的研究，采用上一期六个月的累计月度股票收益率作为投资者情绪的替代指标，其中股票月度收益率采用考虑现金红利再投资的月个股回报率。改变投资者情绪指标后的样本量减少为5 479个。结果表明，替换投资者情绪指标后回归结果与原结论没有较大差异，验证了假设1、假设2和假设3。

三是采用业务收入规模对数替换公司规模指标。在剔除缺失值后，样本量减少为4 616个。在改变公司规模计量方式后，回归结果与表4结果没有实质性差异，进一步验证了假设1、假设2和假设3。

四是采用倾向得分匹配方法（PSM）控制模型可能存在的内生性问题，即在第一步选取利润（roa）、股权制衡（zhh）、第一大股东持股比例（cr1）、财务杠杆（fl）、机构投资者持股比例（inst）以及市场化进程（market）等影响管理层过度自信的变量来对高程度过度自信概率进行Logit回归，估计出每个年度观察样本过度自信的倾向得分。第二步使用最邻近匹配法（nearest neighbor matching）为每一个高程度过度自信概率实验样本找到一个配对样本，进行1∶1匹配。样本平衡性分析显示，匹配前对照组和处理组之间变量偏差范围为-27.7%—13.9%，而在匹配后样本变量偏差范围显示为-5.2%—4.1%，可见，匹配后样本各变量的偏差显著缩小，说明该匹配合理。匹配成功后，剔除未匹配的样本最终得到2 626个样本数据。基于匹配后的样本数据进行回归检验，结果表明，overcon系数和overcon与size交乘项的系数大小及显著性与前文一致①限于篇幅，文中未列示稳健性检验的具体结果，留存备索。。因此可以认为该稳健性检验进一步验证了原假设结论。

六、进一步分析

（一）中介效应分析

本文认为可以从两个方面阐述管理层过度自信影响企业负债机制。第一，过度自信的管理层倾向于高估投资价值，因此导致企业过度投资；第二，过度自信的管理层会低估项目风险，因而会选择激进负债水平。过度投资和激进负债有可能会导致企业陷入融资约束难题，而企业面临融资约束不可避免地受到媒体负面评价。因此本文认为管理层过度自信加剧媒体负面报道之间可能存在这样一个中介机制：管理层过度自信——融资约束——媒体负面报道。

借鉴中介效应检验方法，构建以下中介效应模型：

参考邓可斌等（2012）以及Hennessy etal.（2007）的做法，采用WW指数来度量企业面临的融资约束程度。表5报告了中介模型回归结果，第一列为管理层过度自信对媒体负面报道的回归结果，可以看出管理层过度自信（overcon）的回归系数为0.210，且在1%的水平上显著。第二列为管理层过度自信对融资约束的回归结果，过度自信对融资约束的回归系数为正，且在1%的水平上显著，说明管理层过度自信可以加剧融资约束程度。第三列为管理层过度自信和融资约束共同对媒体负面报道的回归结果，可以看出过度自信（overcon）和融资约束（WW）的系数分别0.142和0.856，均在1%的水平上显著，而且此时的过度自信的回归系数（0.142）小于第一列中过度自信的回归系数（0.210），该结果说明所分析的中介效应机制确实存在。

表5 中介效应检验（WW指数）

为验证中介效应模型的合理性，本文进行Bootstrap中介效应检验（见表6）。结果表明，中介效应的直接效应和间接效应P值均在1%的水平上显著，且置信区间均不包含0，因此验证了中介效应的合理性。

表6 Bootstrap检验结果（WW指数）

（二）中介效应稳健性检验

为保证结果的稳健性，本文改变融资约束的计量方式再次分析中介机制。借鉴Hadlock&Pierce（2010）和刘莉亚等（2015）的研究，采用SA指数来度量融资约束程度。在SA指数计算中，先把单位为元的经过通胀调整的企业总资产数据处理成单位为百万元的数据然后再计算对数，而企业年龄采用企业上市年限数据，用公式表示为：

该数值绝对值越大，说明企业面临的融资约束越严重。本文取其绝对值SA来进行分析，回归结果见表7。

表7 中介效应分析（SA指数）

可以看出，在改变融资约束度量方式后的回归结果与原结论并无实质性差异，Bootstrap检验同样也验证了中介效应的合理性（见表8）。

表8 Bootstrap检验结果（SA指数）

七、结论

本文以2011—2016年我国A股高科技上市公司为样本，实证检验了管理层过度自信、公司规模和媒体负面报道之间的关系，得到以下研究结果：一是管理层过度自信可以加剧媒体负面报道。企业可能由于管理层的过度自信而盲目扩大生产，加大投资，导致公司面临融资困局。而媒体出于猎奇心理和监督本能会大量报道有关企业的负面新闻。二是公司规模可以缓解管理层过度自信引致的媒体负面报道。一方面，规模较大的公司拥有完善的内控系统，形成了对管理层权利的合理监督。管理层由于过度自信引致的扩张性经济行为可能会囿于企业监督体系而不能付诸行动；另一方面，相较于小公司，大规模公司完善的管理制度缓解了信息不对称，那么新闻媒体也就没有强烈的动机去介入治理监督。三是投资者情绪高涨时，公司规模对管理层过度自信与媒体负面报道的缓解作用更加明显。当外界投资者情绪高涨时，经济社会呈现一种激进的逐利状态，这种异常的热情会加深公司管理层过度自信程度。但大规模公司由于其规模优势可以敏锐地察觉到市场情绪过热带来的弊端，其能够建立更加严密完善的监督体制，控制管理层权利，严控企业不合理决策，因而大规模公司在投资者情绪高涨时可以发挥更大的抑制作用。

本文的贡献在于：第一，基于企业管理层视角来探寻引致媒体负面报道的原因，丰富了媒体监督的归因性分析。企业可借鉴于此，完善公司权利监督机制，管控管理层的权利范围，防止高管陷入过度自信。第二，拓展了公司规模的经济效用。企业规模作为简单的公司特征，其蕴含的经济作用量尚未受到学者的重点关注。本文认为未来的研究可深挖企业规模经济给企业行为抉择带来的影响。第三，进一步分析了管理层特征影响外界媒体监督的中介作用机制，在实践层面上为企业督促管理层提供了新的方法思路。