王福胜 王 也 刘仕煜

(哈尔滨工业大学经济与管理学院)

1 研究背景

媒体关注作为一种外部治理因素，在一定程度上可以有效约束和规范公司管理者的行为[1]。盈余管理作为公司治理的重要组成部分，也会受到媒体关注的影响。在资本市场中，媒体扮演着信息传递者与市场监督者的双重角色：一方面，媒体可以通过网络快速传递信息，改善上市公司管理者与投资者之间严重的信息不对称；另一方面，媒体作为一种法制外因素，能够对管理者的决策产生影响[2]。大部分学者认为，媒体关注作为一种外部治理机制，可以有效缓解资本市场上的信息不对称，降低利益相关者的信息获取成本，进而影响上市公司的盈余管理行为。然而，这种外部治理机制还可以通过影响管理者的心理和情绪，以使其管理行为发生变化。既往有关媒体关注的研究都基于同一个假设前提：企业管理者是同质化的而不是个性化的，即所有企业管理者在面对媒体关注时都会做出一致的反应。但是，依据高层梯队理论，管理者既有认知结构和价值观决定了其对相关信息的解释力。由于媒体关注对盈余管理的影响，是通过影响企业管理者的行为实现的，因此，研究媒体关注对企业盈余管理的影响时，需要关注企业管理团队的特征及其异质性。基于此，本研究引入管理者过度自信这一重要的管理者个人特征因素，探讨管理者过度自信心理与媒体关注在影响企业盈余管理的过程中是否存在交互作用，从而更好地刻画媒体关注影响企业盈余管理的理论逻辑。

与前人的研究相比，本研究的学术贡献在于：①从2014年开放的中国研究数据服务平台获取我国A股上市公司5年430余万条财经报道，有效避免了现有研究因手工收集媒体报道数据，从而导致样本量低及样本自选择问题；②从管理者过度自信角度完善了媒体关注对盈余管理影响机制的理论研究，发现管理者过度自信可以抑制媒体关注对盈余管理产生的影响，填补了从管理者心理行为视角分析媒体关注经济后果的产生机理的理论空白；③为媒体治理研究中饱受诟病的内生性问题提供了新的工具变量，为今后解决网络环境下媒体治理研究中的内生性问题提供了有效的方法和实证经验；④本研究为上市公司管理者面对媒体压力时做出准确决策，投资者正确评估上市公司盈余信息质量，以及监管机构精准锁定监管重点提出相关指导建议。

2 理论分析及研究假设

近年来，国内外学者对媒体的治理作用逐步开展研究。MILLER[3]及BESLEY等[4]通过对美国资本市场的研究，相继发现媒体监督已逐步演化成资本市场治理机制中不可或缺的组成部分，被媒体揭露存在不良问题的上市公司，其未来极有可能受到严厉处罚。媒体关注能够通过监督机制、声誉机制及市场压力机制发挥其治理作用[5]。作为一种法律和行政强制力之外的约束和惩戒机制，媒体监督即使不能引起监管部门的行政介入，也会有效防止公司产生侵害投资者权益的违规行为[6]。盈余管理作为一种可能侵害股东权益的治理行为，自然也会受到媒体关注的影响。部分学者认为，媒体关注能够通过信息传播机制和声誉机制修正管理者的盈余管理行为，充当证券市场监督者的角色，有效提高会计信息质量[7,8]。从媒体监督效果来看，与政策导向媒体相比，勇于披露上市公司严重侵害投资者利益行为的市场导向媒体的治理作用更为显著[9]。然而，另一部分学者却认为，媒体对上市公司盈余管理的影响机制是市场压力机制，而非外部监督机制。于忠泊等[10]研究发现，媒体关注对管理者造成了强大的市场压力，致使公司的应计项目盈余管理水平显著增加。应千伟等[11]发现，投资者关注和分析师关注在媒体对盈余管理的正向影响中发挥了中介作用，进一步验证了媒体关注的治理作用是由市场压力机制产生的。

管理者过度自信作为影响管理者管理行为的重要心理因素，同样会对盈余管理产生影响。HSIEH等[12]发现，在SOX法案颁布后，过度自信的上市公司管理者会利用可操作性应计利润增加收入。CHAE等[13]与ZAHER[14]分别通过研究在韩国和埃及的上市公司管理者，同样得到管理者过度自信对盈余管理存在正向影响的结论。AHMED等[15]研究发现，如果管理者高估了市场对公司产生的正面影响或低估了负面冲击，公司当期账面则会出现异常的现金流波动，而过度自信的心理会影响公司管理者对盈余信息的调整策略，继而诱发管理者操纵利润的行为。与国外相比，我国的证券市场监管机制并不完善，管理者更容易产生非理性的管理行为。马春爱等[16]认为，管理者在公司治理过程中确实存在非理性行为，并建议过度自信的管理者应在经营活动方面增强风险应对能力，以冲抵会计信息披露过程中产生的高风险。张明等[17]研究发现，管理者过度自信程度越高的公司，越容易调整当期盈余信息来避税。除此之外，管理者过度自信能促进企业研发投资的提升，管理者过度自信越高的公司，因研发投资导致的企业未来绩效风险性越强，致使公司越容易进行盈余调整[18]。

媒体关注究竟是通过市场压力机制诱发更多盈余管理行为，还是通过发挥有效监督机制抑制了盈余管理行为，国内外学者还有很大的争议，更鲜有对过度自信的管理者面对媒体关注会作何反应的研究。基于此，本研究除了对媒体关注影响盈余管理的方向进行再检验之外，还引入管理者过度自信这一心理特征因素，从理论论证和实证分析两方面研究管理者过度自信与媒体关注在影响盈余管理的过程中可能存在的交互作用，旨在将相关研究引向深入。

2.1 媒体关注与盈余管理

归纳媒体关注影响盈余管理的理论机理，国内外相关文献主要从如下3种媒体治理机制展开分析：①信息传播机制。我国非完全竞争市场中的信息不对称环境为企业盈余管理行为创造了有利条件。媒体关注作为一种信息传播机制，可以有效缓解信息不对称程度，进而影响企业盈余管理行为。②舆论导向机制。媒体关注能够改变企业的舆论环境、投融资环境、社会环境及法制环境等外部约束。媒体可以通过营造舆论环境发挥自身影响力，来引起监管部门的行政干预；可以通过改变投资者对投融资环境的认知，来影响投资者对公司市场价值的判断；可以通过对上市公司的正面或负面报道，影响投资者对公司现状的评估；甚至可以通过引起执法机构的关注和介入，从而改变企业外部的法制环境。这些企业外部环境因素的变化自然会影响企业盈余管理的意愿、动机乃至行为。③经理人声誉机制。媒体对公司的负面报道能够对公司名誉及管理者的声誉造成损害。对公司不良信息的曝光不仅破坏了管理者良好的个人形象，还可能严重影响经理人未来的薪酬待遇、市场准入及职业生涯。媒体通过声誉机制发挥其外部治理作用，而盈余管理作为公司治理中的重要组成部分，自然也会被经理人声誉机制所影响。

虽然上述3种治理机制均可推出媒体关注能够对盈余管理产生影响的结论，但关于媒体关注对盈余管理的影响方向，却存在两种几乎相悖的理论诠释：即有效监督假说和市场压力假说[10]。有效监督假说将媒体看作监督主体，认为媒体关注能够通过传递上市公司与投资者间的不对称信息，降低证券市场中的信息不对称程度，进而抑制侵害投资者利益的盈余管理行为。由此推断，媒体关注程度越高，越能对上市公司产生监督作用，公司的盈余管理程度也就越低。然而，市场压力假说则认为，媒体关注会对上市公司管理者产生强大的市场压力。当公司的经营业绩短期内无法达到市场预期时，管理者倾向于为了迎合市场需求而对公司盈余水平进行“合规调整”。由于股票市场中的信息不对称，一般投资者无法即时获取上市公司的重要信息，而媒体通过披露这些“内部消息”赢得受众关注，并从外部对管理者造成舆论压力；同时，也会通过与企业公关部门的沟通，从内部给管理者施加压力。管理者迫于市场压力，可能会产生通过粉饰公司业绩为自己开脱责任或修复其受损的个人形象的强烈动机。因此，市场压力假说认为媒体关注程度越高，越能对上市公司产生外部压力，公司的盈余管理程度就会越高。现有的研究中媒体关注对盈余管理究竟产生正向还是负向影响，对媒体关注与盈余管理相关性的理论诠释到底符合“市场压力假说”还是“有效监督假说”尚存较大争议。基于此，提出如下假设：

假设1a媒体关注促进了上市公司的盈余管理，即媒体关注与盈余管理正相关。

假设1b媒体关注抑制了上市公司的盈余管理，即媒体关注与盈余管理负相关。

2.2 管理者过度自信与盈余管理

根据对以往文献的梳理，本研究将公司管理者以追求私人利益为目标而进行盈余管理的动因归纳为以下3种：市场压力动因、薪酬契约动因及自我实现动因。市场压力动因是指管理者为了迎合媒体及舆论，通过盈余管理手段来修饰财务报告，以迎合投资者对公司业绩的期望；薪酬契约动因是指代理人为了得到委托人的赞许与信任，通过盈余管理美化财务指标，以获得更有利的薪酬契约[19]；自我实现动因是指经理人为了维护自身声誉或实现自我价值，通过盈余管理来粉饰会计信息，以证明其自身特质能够给公司带来丰厚的回报。

基于上述3种盈余管理动因，本研究发现，管理者过度自信程度与公司盈余管理水平之间存在密不可分的联系。首先，从市场压力角度看，过度自信的管理者为了满足市场期望，总是向投资者传递利好信号。然而，乐观预测通常会优于公司的实际盈利水平。为了掩盖预测偏差并迎合市场的普遍期待，过度自信的管理者可能通过盈余管理来缩小或弥合实际盈利与预测盈利之间的差距[20]。其次，从薪酬契约角度看，管理者在公司内的相对薪酬越高，其在公司的地位就越重要，话语权就越大，就会变得更加自信。可见，相对薪酬比例可以作为管理者过度自信程度的衡量标准[21]。为了追求更高的相对薪酬，获得更高的地位，掌握更大的权力，这些过度自信的管理者会有进行盈余管理的强烈动机。最后，从自我价值实现角度看，管理者的个人特征异质性也可以影响管理者过度自信程度。管理者的性别、年龄、学历，以及是否董事长和总经理两职合一等具有异质性的个人特征，均能够决定管理者的自信程度，从而影响公司的盈余管理行为[22～24]。综上所述，不同动因形成的管理者过度自信，都可能使公司管理者产生“优于平均”的自负心理，使管理者不顾风险而进行更多的盈余管理。基于此，提出如下假设：

假设2管理者过度自信可以提高上市公司的盈余管理程度，即管理者过度自信与盈余管理正相关。

2.3 媒体关注、管理者过度自信与盈余管理

依据上述市场压力假说的分析逻辑，公司管理者受到媒体关注的市场压力，继而产生更多的盈余管理。但过度自信的管理者通常对公司前景抱有过度乐观的心态，这种过度自信可能削弱媒体带来的市场压力。与一般管理者相比，过度自信的管理者面对媒体时，其行为表现可能更加从容，来自企业外部的舆论压力对过度自信管理者的影响可能弱于对一般管理者的影响。不难推断，管理者过度自信会抑制媒体关注对盈余管理的正向影响。

依据上述有效监督假说的分析逻辑，媒体关注作为一种外部监督机制，能够对公司的盈余管理行为产生监督约束作用，抑制其盈余管理，即媒体关注与盈余管理程度呈现负相关关系。但相比于一般管理者，过度自信的管理者更可能将媒体监督仅仅视为是一种没有执法权与惩罚权的虚张声势。这种从容不迫的心理可能会弱化媒体的监督约束力。不难推断，管理者过度自信会抑制媒体关注对盈余管理的负向影响。

综上分析，无论媒体关注对盈余管理是产生正向还是负向影响，管理者过度自信都将发挥抑制作用。基于此，提出如下假设：

假设3-1管理者过度自信可以抑制媒体关注对盈余管理产生的影响。

媒体关注无论是作为一种市场压力，还是作为一种有效监督，都会对管理者的非理性管理行为产生治理作用。被媒体频繁报道的公司管理者，会认为其管理行为被曝光于公众视野，更容易做出相对理性的决策。即使是过度自信的管理者，在媒体关注下也会收敛其非理性的决策行为。如果考虑媒体关注对过度自信管理者盈余管理行为的影响，不难预期，媒体关注对过度自信管理者的盈余管理行为也将发挥抑制作用。基于此，提出如下假设：

假设3-2媒体关注可以抑制管理者过度自信对盈余管理产生的影响。

3 研究设计

3.1 数据来源

以2014～2018年(1)由于上市公司2019～2020年报披露于2020～2021年，新冠疫情会显著影响疫情严重地区的公司的媒体关注度、管理者心理及公司的会计信息对外披露策略，对研究结论造成严重偏差，故本研究取样时间为2014～2018年。沪深A股全体上市公司为研究样本，剔除金融业、ST、*ST类公司及财务数据、高管特征数据及媒体报道数据有缺省值的公司后，最终得到2 825家公司5年11 653条观测数据。样本公司的财务数据、高管特征数据与季度盈余预测报告来自CSMAR数据库，媒体报道数据来自CNRDS数据库，并使用Stata进行数据处理与分析。

3.2 变量度量

为了度量上市公司盈余管理程度，借鉴吴联生等[25]对琼斯模型的处理方法，本研究使用横截面修正琼斯模型计算盈余管理(EMi,t)作为盈余管理的代理变量。具体计算步骤如下：先将样本公司按行业分组，并使用模型(1)对各行业的公司进行OLS线性回归得到回归系数，再将每组的回归系数代入模型(2)得到对应行业的期望应计利润(NAi,t)，最后利用模型(3)计算求得公司的应计盈余管理程度(EMi,t)。

(1)

(2)

(3)

式中，TAi,t为i公司第t年的实际应计利润；ΔSLi,t为销售收入相对于前一年的变化量；PEi,t为固定资产原值；IAi,t为无形资产和其他非流动资产之和；ΔARi,t为应收账款变动额；Ai,t-1为上一年年末的总资产；α0为常数项；α1～α3均表示系数；ε表示残差项。

本研究使用各公司全年媒体报道数量度量媒体关注度，计算方法为各公司全年媒体报道数量加1后取自然对数，最终得到媒体关注(MA)的代理变量。

综合现有文献与数据的可得性和完整性，本研究使用以下3个指标来度量管理者过度自信(OC)：①盈余预测偏差(OE)，该指标反映了管理者对公司未来盈利能力的乐观程度[26]；②相对薪酬比例(OP)，相对薪酬越高越能激发管理者的自信心理[26]；③管理者特征得分(OS)，管理者自身的年龄优势、性别差异、学历及职位高低等个人特征，均会成为自信心的来源[27]。具体计算方法如下。

(1)盈余预测偏差(OE)为二值虚拟变量本研究整理了上市公司一季报、半年报、三季报与年报对下期净利润预测的上限和下限。如果公司的实际净利润高于预测上限，则记为“低估”；如果公司的实际净利润介于预测利润上下限之间，则记为“准确”；如果公司的实际净利润低于预测下限，则记为“高估”；如果公司没有进行盈余预测，则记为“未估计”。如果公司同一年“高估”的次数至少存在一次，则认为该公司管理者在这一年存在过度自信，OE值取为1；否则取0。

(2)相对薪酬比例(OP)为连续变量借鉴姜付秀等[26]的研究方法，将薪酬最高的前3名高管看作一个团队，使用3人薪酬之和与所有高管薪酬之比来计量相对薪酬，并以此度量因相对薪酬较高产生的管理者过度自信程度。管理者相对薪酬比例越高，则认为其过度自信程度越强，反之越弱。

(3)管理者特征得分(OS)为连续变量借鉴潘爱玲等[27]的研究方法，选取总经理的性别、年龄、学历、职位4个指标进行打分：如果公司管理者的性别为男性，则性别得分SS取1，女性则取0；年龄得分AS通过模型(4)计算得出，管理者的年龄(AGE)越小，其年龄得分越高；如果管理者学历为本科以上学历，则学历得分DS取1，否则取0；如果管理者拥有总经理和董事长双重职位，则职位得分PS取1，否则取0。OS的值等于这4个指标的算术平均值。

(4)

本研究各变量的定义见表1。

表1 变量定义

3.3 模型设定

为检验媒体关注与管理者过度自信对上市公司盈余管理的影响，构建如下基本模型：

EM=β0+β1MA+β2OC+β3TQ+β4ROA+β5SI+

β6GR+β7LEV+β8B4+βiIN+βjY+ε,

(5)

式中，β0为常数项；β1～β8、βi、βj均表示系数；如果MA的系数显著为正，则表明媒体报道对盈余管理有促进作用，支持研究假设1a；如果MA的系数为负，则表明媒体报道对盈余管理有抑制作用，支持研究假设1b。此外，以管理者过度自信的3个细分变量，分别替换基本模型(5)中的管理者过度自信(OC)，如果其回归系数均显著为正，则说明管理者过度自信能够激发公司盈余管理行为，支持研究假设2。

本研究在基本模型(5)的基础上加入媒体关注与管理者过度自信的交乘项构建模型(6)，以判断管理者过度自信与媒体关注在影响盈余管理的过程中是否存在交互作用。由于管理者过度自信有3个细分变量，故在模型(6)中，分别引入3个交乘项MA×OE、MA×OP与MA×OS来替换模型中的MA×OC。为避免生成的交乘项与解释变量间产生共线性，在生成交乘项之前，对MA与OC进行了中心化处理。

EM=β0+β1MA+β2OC+β3MA×OC+β4TQ+

β5ROA+β6SI+β7GR+β8LEV+β9B4+

βiIN+βjY+ε。

(6)

表2 主要变量的分行业统计(N=11 653)

4 实证结果与分析

4.1 描述性统计

媒体关注和盈余管理的分行业描述性统计结果见表2。由表2可知，行业代码为K的房地产业平均每公司每年被报道次数最高，达到866次，说明在样本区间我国房地产业倍受媒体青睐，符合我国资本市场特点，其平均盈余管理也仅次于租赁与商务服务业。行业代码为Q的卫生和社会工作，其行业平均盈余管理水平仅为0.039，平均每年每公司被报道次数仅为113次。房地产业的“高关注度、高盈余管理”与卫生和社会工作业的“低关注度、低盈余管理”特征，初步验证了研究假设1a。此外，本研究还对研究模型中所有的变量进行了相关性检验(2)篇幅所限，未在文中报告，留存备索。。

4.2 回归结果及分析

基本模型(5)的回归结果见表3。表3中列(1)～列(3)分别报告了盈余预测偏差(OE)、相对薪酬水平(OP)与个人特征得分(OS)这3个不同管理者过度自信衡量指标的OLS回归结果。解释变量MA在3列中的回归系数均显著为正，说明被媒体关注程度越高的公司，其盈余管理水平也越高，支持研究假设1a，即媒体关注与上市公司盈余管理程度正相关，支持了市场压力假说(假设1b未得证)。由表3可知，OE的回归系数为0.026，且在1%的置信水平上显著；OP的回归系数为0.025，且在1%的置信水平上显著；OS的回归系数为0.009，且在10%的置信水平上显著，说明3个管理者过度自信的细分变量均与盈余管理呈正相关关系，支持研究假设2。

表3 全样本OLS回归分析结果

此外，本研究还按照产权性质将样本公司分为国有企业与非国有企业，并分别进行回归分析(见表4)。由表4可知，无论国有企业还是非国有企业样本均支持研究假设2，即媒体关注能够促进公司的盈余管理水平，管理者过度自信越高的公司，其盈余管理程度也越高。

表4 产权性质分组回归分析结果

媒体关注与管理者过度自信交互作用的回归结果见表5。由表5可知，变量MA与EM仍显著正相关，变量OE、OP及OS均与EM显著正相关，交乘项MA×OE、MA×OP及MA×OS的回归系数分别在5%、1%、5%的置信水平上显著为负，说明媒体关注与管理者过度自信在影响盈余管理的过程中存在相互抑制作用。COHEN等[28]认为这是一种经济学中较为罕见的交互作用：虽然两个预测因子对结果影响方向相同，但其交乘项系数的符号却相反。可称之为反协同作用。生物医学领域把这种相互抑制的交互关系称作“拮抗效应”。由此可见，本研究中媒体关注与管理者过度自信对盈余管理的交互作用也存在这种相互制约的关系。换言之，虽然媒体关注与管理者过度自信均能够通过各自的机制促使公司进行更多的盈余管理，但媒体关注抑制了管理者过度自信对盈余管理的促进作用，同时管理者过度自信也抑制了媒体关注对盈余管理的正向影响。这一研究结果支持了假设3-1和假设3-2，即媒体关注与管理者过度自信能够抑制彼此对盈余管理的影响。

表5 媒体关注与管理者过度自信的交互作用

4.3 内生性问题

在媒体治理研究中，内生性问题一直是国内外学者们难以解决的问题。媒体关注和盈余管理之间可能存在反向因果关系，换言之，媒体关注会影响上市公司盈余管理，盈余管理问题也可能使公司频繁出现在媒体的聚光灯下。目前，国内的研究仅有少数学者对媒体治理研究中的内生性问题提出了解决方案。张婷婷等[29]选取“地区媒体业发展水平”与“地区GDP水平”作为外生变量，由于大数据技术的不完善，地方媒体通常着重报道本地公司的动态与消息，因此地区媒体业发展水平及地区GDP水平可以作为有效的工具变量。现如今，网络媒体新闻数量庞大，本研究仅5年的研究样本就含有430余万篇报道。媒体通过互联网进行跨地区报道或大量转载，使得媒体业发展水平与地区GDP水平不再适合作为工具变量。

工具变量法是最有效的处理“逆向因果”问题的方法，因此，本研究开发了新的工具变量，即“公司知名度(PP)”来解决可能存在的内生性问题。知名度越高的公司受媒体关注的程度越高，被媒体报道次数越多的公司的知名度也会越高，即公司知名度与媒体报道数量高度相关；与此同时，从理论上看，公司的知名度与其盈余管理程度并无直接关系：一方面，公司的知名度越高，其利用盈余管理来调整当期盈余以满足公众期望的可能性就越大；另一方面，知名度较高的公司更可能会受到声誉机制的影响，收敛其盈余管理行为。公司知名度需要通过媒体效应或其他机制，才能对盈余管理程度产生间接影响。因此，可以认为公司知名度是一个有效的外生工具变量。知名度越高的公司，与其相关的信息在互联网中的传播量就越大，公司名称被搜索的次数也会越频繁。百度作为国内最大的中文搜索引擎，其市场份额超过80%，故本研究基于百度搜索引擎，按照如下方法度量公司知名度：在整理样本中上市公司股票简称并对其进行噪声处理后(3)部分股票简称需进行去噪声处理。例如，将“老百姓”替换为“老百姓大药房”以消除歧义。搜索“安利”虽然会出现“安利一件产品”等无关信息，但网民使用“安利”代替“推荐”也属于安利公司高知名度的体现，因此无需进行处理，此类公司以旅游行业为主。，使用百度搜索引擎依次对最终整理得到的2 825个关键词进行搜索，将“百度为您找到相关结果约n个”中的数值n取自然对数，作为公司知名度的代理变量。

本研究分别将“PP与PP×OE”“PP与PP×OP”及“PP与PP×OS”作为工具变量，对模型(6)进行二阶段最小二乘法(IV-2SLS)回归估计，并对回归结果与原最小二乘法(OLS)的回归结果通过Durbin-Wu-Hausman检验IV-2SLS与OLS是否存在显著差异。其中，3次IV-2SLS的第一阶段的回归结果中F值均远大于10，拒绝了弱工具变量的假设。3组模型IV-2SLS与OLS回归系数差异对比结果见表6。由表6可知，3组回归Durbin-Wu-Hausman检验对应的p值均远大于0.05，接受了变量均为外生的原假设，说明使用OLS的回归结果更为稳健。这一结果表明了上文的OLS回归结果不受内生性问题的影响。

表6 工具变量法2SLS回归(N=11 653)

4.4 稳健性检验

4.4.1基于不同盈余管理计量方法的稳健性检验

前文的分析已经充分检验了媒体关注、管理者过度自信对盈余管理的影响及交互作用。为了结果的稳健性，本研究分别使用修正的琼斯模型与加入业绩变量ROA的扩展的琼斯模型作为盈余管理的代理变量，并重新检验了上述有关假设。结果表明，各模型中的回归系数的符号与显著性均无改变，再次验证了本研究实证结果的稳健性。

4.4.2基于不同相对薪酬计量方法的稳健性检验

姜付秀等[26]使用前3位高管的薪酬之和与所有高管的薪酬之比来度量由相对高薪引起的管理者过度自信，其原因是当时的上市公司财务报告仅披露薪酬最高的前3位高管薪酬之和，无法获取薪酬最高的高管的薪酬数据，只能退而求其次(4)此文献发表于2009年，研究选取2002～2005年的样本。此处的原因系引用原文献的注释。。现如今，上市公司财务报告对公司高管薪酬的披露已十分详细，因此，本研究使用薪酬第一的高管薪酬与所有高管薪酬的比例来重新评价管理者过度自信，进行稳健性检验。结果表明，模型中回归系数的符号与显著性均无改变，与上文的研究结论一致。

4.4.3基于不同管理者过度自信计量方法的稳健性检验

本研究使用公司财务总监的个人特征作为第4个评价管理者过度自信的指标，以避免财务总监过度自信程度与总经理过度自信程度对盈余管理的影响方向相反，导致结论不稳健。本研究使用OS的计算方法，对公司财务总监个人特征进行评分及回归检验。结果表明，财务总监过度自信不会对研究结论造成影响(5)篇幅所限，本研究未报告相关性检验及稳健性检验结果，如有需要可联系笔者索取。。

5 结语

本研究得出如下结论：①媒体关注会通过市场压力促使公司管理者进行更多的盈余管理来迎合市场需求；②从总体上看，管理者过度自信能够诱发上市公司管理者的盈余管理行为；③虽然媒体关注和管理者过度自信都能够提高公司的盈余管理程度，但二者存在一定的“反协同效应”，即管理者过度自信可以抑制媒体关注对盈余管理的影响，媒体关注也能够减少管理者过度自信引发的非理性盈余管理行为。这一研究发现为今后的媒体治理研究敲响警钟，学者们需要重视多重存在关联的治理因素的共同作用能否对公司的盈余管理产生影响。

本研究结论的现实意义在于：从媒体报道角度看，媒体应尽量避免对某个特定公司的集中性报道，以降低对公司管理者产生的市场压力，否则媒体将可能成为诱发侵害投资者权益的盈余管理行为的“罪魁祸首”；从公司内部治理角度看，上市公司应当意识到过度自信管理者的非理性行为通常伴有激进的对外报告策略，保持适当的会计稳健性则是过度自信管理者应恪守的信条，而当公司备受媒体关注时，管理者的从容自信则可以有效避免媒体关注的舆论压力对上市公司产生负面影响；从投资者角度看，广大投资者需对媒体高度关注的公司及过度自信管理者所在的公司的会计信息质量保持高度警惕，仔细甄别其盈余管理行为，避免被误导而做出错误的投资决策。

本研究存在的局限性，在于未区分盈余管理行为中的理性与非理性部分。管理者作为盈余管理的主体，传统金融研究将其视为谋取自身利益最大化的理性人。相比于其他管理者，过度自信的管理者可能进行更多的非理性决策，在调整会计信息对外披露策略时，也可能存在理性与非理性的博弈。因此，区分理性与非理性的盈余管理对于研究过度自信管理者的管理行为具有重要意义，或将成为未来研究的重点方向。