媒體評價、聲譽治理與投資者權(quán)益保護

（中南財經(jīng)政法大學 金融學院，湖北 武漢 430073）

從20世紀90年代開始，以La Porta為代表的西方學者對美國以外的世界各國公司治理問題進行系統(tǒng)研究后發(fā)現(xiàn)，在轉(zhuǎn)軌經(jīng)濟或新興國家中存在著大量的股權(quán)相對集中或高度集中的上市公司［1］。當控制權(quán)和現(xiàn)金流權(quán)發(fā)生偏離時，大股東就具有了進行利益輸送的自利動機。股權(quán)集中型公司治理理論的研究重點在于緩解大股東與小股東的委托代理問題，即第二類委托代理問題，其研究主要集中于公司內(nèi)部股東之間的權(quán)力制衡。然而，陳國進基于我國股權(quán)集中型上市公司的研究發(fā)現(xiàn)，公司內(nèi)部股東之間存在著巨大的控制權(quán)差距，未能形成有效的制衡力［2］。為解決這個問題，學者們開始注重除公司內(nèi)在股權(quán)制衡以外的公司治理機制的研究。

一、文獻綜述

大眾媒體對公司治理的影響，是近年來國內(nèi)外公司治理研究的一個熱點。大多數(shù)文獻以媒體評價所積累起來的聲譽為切入點，圍繞著公司聲譽和高管聲譽兩個維度展開聲譽機制對公司治理的研究。

就公司聲譽而言，大多數(shù)文獻肯定了媒體評價在公司治理方面的積極效應。Dyck研究發(fā)現(xiàn)，在發(fā)達國家，由于信息環(huán)境透明度較高，企業(yè)聲譽得到廣泛關(guān)注［3］。針對外部環(huán)境對公司治理的效果，賀建剛研究表明，在信息透明度較高的的經(jīng)營環(huán)境下，上市公司資源錯配和控制權(quán)私人利益水平均較低，媒體所發(fā)揮的公司治理效果較好［4］。Diamond針對發(fā)展中國家和新興市場的公司治理研究發(fā)現(xiàn)，由于企業(yè)融資普遍存在約束，良好的聲譽也可以幫助企業(yè)以較低的成本獲取更多外部資金。因此，越來越多的企業(yè)把聲譽看成是一種資產(chǎn)，即聲譽資產(chǎn)［5］。李培功研究發(fā)現(xiàn)，媒體對上市公司的批評，會引起行政機構(gòu)的注意，增加企業(yè)違規(guī)行為被揭發(fā)的概率，從而對企業(yè)的聲譽造成負面影響［6］。Karpoff的研究表明，這種因上市公司負面報道所導致的公司損失甚至要比受法律處罰所導致的損失大得多［7］。而關(guān)于企業(yè)聲譽的公司治理途徑，于忠泊研究發(fā)現(xiàn)，媒體評價實際上是一種無形壓力，這種壓力會通過資本市場對公司治理造成影響［8］，進而在投資者保護方面起積極作用。

媒體評價除了形成公司聲譽外，還形成了公司高管聲譽。近年來，國內(nèi)外關(guān)于高管聲譽的研究主要圍繞著企業(yè)管理者、董事和獨立董事等多個維度展開。Dyck、Liebman等學者的研究發(fā)現(xiàn)，大眾媒體所揭示有關(guān)企業(yè)的重要信息，以及高管對自身聲譽的維護會警示他們迅速采取正確的行動，管理者更加注重自身行為的合規(guī)程度，公司治理更加規(guī)范［3］［9］；Joe基于董事會聲譽的研究表明，大眾媒體更為關(guān)注的上市公司，董事會的行動更為迅速，運行效率更高［10］。此外，F(xiàn)ama關(guān)于媒體評價影響獨立董事聲譽的研究結(jié)果發(fā)現(xiàn)，追求良好的聲譽對于獨立董事制度的存在和發(fā)揮作用有積極的效應［11］。徐莉萍針對高管聲譽的公司治理途徑的研究發(fā)現(xiàn)，媒體對高管的關(guān)注程度越高，中小股東的信息風險越低，更樂于參與公司決策，其自身意見更有可能在分類表決中得到體現(xiàn)，公司治理效果更好［12］。

也有學者對媒體的治理功能持懷疑態(tài)度，王海東認為媒體報道的信息通常要經(jīng)過選擇加工，內(nèi)容可能帶有感情化的偏誤，同樣的信息在不同的社會規(guī)范下可能會有完全相反的效果［13］。媒體的可信性未能令人信服，與之相對應的是，以媒體評價為基礎(chǔ)建立起來的聲譽治理效果的不確定性。徐浩萍基于中國資本市場的研究發(fā)現(xiàn)，聲譽機制的作用未能得到顯著的普遍適用性［14］。Fang研究指出，部分低聲譽公司股票，特別是所有權(quán)集中和分析師很少的小公司，業(yè)績強于媒體高度關(guān)注的股票［15］。Schrand、Malmendier等學者也對高管聲譽治理效果心存懷疑，他們的研究發(fā)現(xiàn)，聲譽較高的管理者在進行投資決策時更多的是從自身聲譽角度出發(fā)，他們更加容易過度自負，有強烈的風險偏好，會過高估計投資的回報率，這些都導致了公司業(yè)績的表現(xiàn)不佳［16］［17］。

綜觀國內(nèi)外的研究，可以看到既有的文獻對包括公司聲譽和高管聲譽在內(nèi)的聲譽機制以及媒體治理作用給予了充分的關(guān)注，然而，對文獻的梳理和歸納可以看到，現(xiàn)有文獻對聲譽機制的研究主要集中于公司聲譽和高管聲譽治理的規(guī)范性分析，對公司聲譽的實證分析缺乏大樣本的證據(jù)支持，對股東聲譽的治理職能涉及較少，且缺乏對上市公司內(nèi)部利益主體聲譽可量化分析的指標。

本文以媒體曝光為基礎(chǔ)，擬構(gòu)造上市公司與控股股東的聲譽量化指標，并將該指標作為上市公司外部監(jiān)管主體的大眾媒體和公司內(nèi)部權(quán)力制衡之間的邏輯切入點，把大眾媒體引入公司治理研究范疇，研究大眾媒體發(fā)揮公司治理職能的途徑。本文的創(chuàng)新之處在于為公司聲譽治理效果提供了大樣本數(shù)據(jù)的支持，探討了新的權(quán)力制衡途徑，即聲譽制衡。論文結(jié)構(gòu)安排如下：第一部分是文獻綜述；第二部分通過理論分析探討媒體評價對于公司治理所起的作用，并以此為基礎(chǔ)提出本文待檢驗的幾個假設(shè)；第三部分是本文的研究設(shè)計，包括樣本選擇、數(shù)據(jù)來源和主要變量的定義以及實證檢驗模型；第四部分是實證檢驗結(jié)果及其分析；第五部分是主要結(jié)論和政策建議。

二、理論分析與研究假設(shè)

賀建剛以財務報告重述為研究視角，實證檢驗了我國轉(zhuǎn)軌市場環(huán)境改善對大股東控制權(quán)治理的效應，發(fā)現(xiàn)良好的外部環(huán)境有助于降低資源錯配，上市公司大股東控制權(quán)私人利益水平較低［3］。大眾媒體的發(fā)展是企業(yè)市場環(huán)境的一個重要因素，以媒體關(guān)注為基礎(chǔ)建立起來的聲譽機制自然成為約束大股東控制權(quán)私利水平的有效途徑之一。

就股東聲譽而言，知名度較高的股東一般擁有專家效應和示范效應，他們的意見更具有說服力，可以通過影響其他股東的想法和判斷，影響決策的流程，進而影響最終的結(jié)果。如果把股東的知名度（即聲譽）納入上市公司決策過程，把股東的實際控制權(quán)理解為包含了股東聲譽，即聲譽控制在內(nèi)的廣義控制權(quán)，則在傳統(tǒng)權(quán)力制衡方面的研究就應該包括股東之間的聲譽制衡。同時，上市公司知名度越高，外界關(guān)注程度越高，利益輸送行為受到的監(jiān)督越大，同樣可以有效制約大股東的違規(guī)行為。

為檢驗聲譽機制對大股東利益侵占行為的影響，本文在LLSV、石水平等相關(guān)模型的基礎(chǔ)上［18］［19］，構(gòu)建大股東利益侵占與聲譽機制關(guān)系的分析模型，通過數(shù)學推導提出本文待驗證的研究假設(shè)。

假設(shè)上市公司僅有一個終極股東，其控制權(quán)為α。內(nèi)部股東通過股東聲譽形成的對終極股東的制約為r，r越大，股東間聲譽制約力越大。上市公司知名度指標為r＇，r＇越大，知名度越高。

假設(shè)公司沒有任何經(jīng)營成本，現(xiàn)公司將對外投資I，投資收益率為R，這一投資帶給公司的利潤為RI。若公司按股票比例向股東分配投資收益，則在同股同權(quán)的原則下，大股東獲得收益為αRI。然而，在自利天性的驅(qū)動下，終極股東有動機從公司利潤中轉(zhuǎn)移s部分私有。對此他必然面臨一定的成本，如被外部監(jiān)管機構(gòu)發(fā)現(xiàn)而接受罰款，或串通其他股東一致決策的串通成本等。設(shè)終極大股東轉(zhuǎn)移資產(chǎn)的成本與公司收益的比例為c，它與轉(zhuǎn)移比例s、股東之間的聲譽制衡r和上市公司自身的聲譽r＇有關(guān)。且一般可認為，cs＞0，css＞0，csr＞0，csr＇＞0，即大股東利益輸送的邊際成本大于0，且邊際成本與利益輸送比例、上市公司知名度以及大股東受到內(nèi)部其他股東的聲譽制約正相關(guān)。

同時，大股東的利益侵占也存在著被中小股東發(fā)現(xiàn)，或者由于個人及企業(yè)知名度高，廣受關(guān)注，而被外界發(fā)現(xiàn)的可能。因此其利益侵占行為存在一定的概率p（0＜p＜1）。這一概率主要依賴于股東之間的聲譽制衡r和上市公司的知名度r＇。當大股東掌握的包括聲譽控制權(quán)在內(nèi)的廣義控制權(quán)與其他股東的控制權(quán)非常接近，其決策將受到強烈的約束和監(jiān)督，利益侵害行為成功率隨之降低。此外，上市公司知名度越高，外界關(guān)注程度越高，其利益輸送行為受到的監(jiān)督越大，利益侵害行為成功概率越低，因此存在模型假設(shè)pr＜0，pr＇＜0。

大股東期望凈收益為w=p［α（1-s）RI+sRI-cRI］+（1-p）（α-c）RI，其中收益率為p［α（1-s）+s］+（1-p）α，成本率為c。對利益私有化比例s求導可以得到邊際收益率為p（1-α），邊際成本率為cs。只有當邊際收益率大于等于邊際成本率時，大股東才會進行利益私有化，即有p（1-α）≥cs。由于0＜p＜1，所以1-α＞cs。假設(shè)終極股東的效用函數(shù)是U（w）=-exp（-aw）（其中a為不變的絕對風險規(guī)避系數(shù)，w為終極股東的凈收益，a＞0）。在上述假設(shè)下，終極股東的目標函數(shù)為：

終極股東通過選擇利益私有化比例s，實現(xiàn)自身利益最大化，因此對（1）求關(guān)于s的導數(shù)可以得到：

式（2）是關(guān)于最優(yōu)利益私有化比例s＊的函數(shù)，從中可以求得最優(yōu)化比例s＊。為了探討股東聲譽對于利益私有化的影響，對式（2）求關(guān)于聲譽制衡指標r的導數(shù)，可以得到：

由于0＜p＜1，0＜α＜1，1-α-cs＞0，a＞0，e（.）＞0，cs＞0，css＞0，csr＞0，pr＜0，可以推導出式（3）小于零。上式的含義是，終極股東的利益私有化比例與聲譽制衡指標負相關(guān)。其他股東對終極股東的聲譽制衡越大，大股東的利益私有化比例越小，利益輸送金額越低。

為了探討公司聲譽對于利益私有化的影響，對式（2）求關(guān)于上市公司聲譽指標r＇的導數(shù)，可以得到：

由于0＜p＜1，pr＇＜0，e（.）＞0，cs＞0，csr＇＞0，css＞0，1-α-cs＞0，所以可以得到式（4）小于零。上式的含義是，終極股東的利益私有化比例與上市公司聲譽指標負相關(guān)。上市公司聲譽指標越大，知名度越高，大股東的利益私有化水平越低。

歸納以上理論模型推導結(jié)論，本文提出如下研究假設(shè)：

H1：上市公司股東知名度（即聲譽）差距越小，聲譽制衡力越大，利益輸送金額越小。

H2：上市公司知名度（即聲譽）越高，利益輸送金額越小。

H3：上市公司股東知名度（即聲譽）差距越小，聲譽制衡力越大，違規(guī)行為發(fā)生頻率越低。

H4：上市公司知名度（即聲譽）越高，違規(guī)行為發(fā)生頻率越低。

三、研究設(shè)計

（一）樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

本文以2008～2011年我國A 股上市公司為研究對象①，選取其中前兩大股東都是通過持有流通A 股的方式進行控制的上市公司為研究樣本，考慮到金融業(yè)相對于其他行業(yè)的特殊性，本文剔除了金融行業(yè)上市公司，在剔除部分數(shù)據(jù)缺失的樣本后，本文得到2 002個樣本數(shù)據(jù)。

本文所使用的財務數(shù)據(jù)來源于CSMAR 研究數(shù)據(jù)庫，而對于媒體報道數(shù)據(jù)通過百度新聞搜索引擎進行手工獲取②。

（二）主要變量的定義

1.被解釋變量

基于研究假設(shè)，本文所用被解釋變量主要包括大股東利益侵占水平和上市公司違規(guī)行為發(fā)生頻率。

（1）變量grab代表大股東的利益侵占水平，對利益輸送水平的衡量主要有三種，即基于大宗股份轉(zhuǎn)讓、上市公司股票市場價格以及財務指標。唐宗明將大股東控制的大宗股份轉(zhuǎn)讓的價格與一個基準的價格相比較，把高出的部分定義為大股東利用控制權(quán)獲得的非正常受益［20］。這一指標關(guān)于基準價選取標準以及數(shù)據(jù)的有限數(shù)量使其適用性受到限制。賀建剛以上市公司相關(guān)事件公告日后一定時間內(nèi)的市場累計超額回報作為大股東侵權(quán)指標［21］。這種方法以資本市場的有效運行為前提，市場的發(fā)展和運行周期都會對檢驗效果產(chǎn)生影響。近年來，大股東的利益侵占水平選取越來越多地與公司財務指標相關(guān)，石水平和黃志忠分別以應收賬款與其他應收款的總額占資產(chǎn)的比例以及關(guān)聯(lián)方往來款占總資產(chǎn)的比重作為企業(yè)利益輸送的指標［22］［19］。本文參考石水平的定義標準，構(gòu)造指標grab=（應收賬款+長期應收賬款+其他應收款凈值）／總資產(chǎn)，作為大股東利益侵占指數(shù)，這一指標可以理解為“經(jīng)營性資金占用”和“非經(jīng)營性資金占用”之和占資產(chǎn)的百分比。

（2）變量oposs為股東違規(guī)行為實施的概率，Siegel通過設(shè)定虛擬變量為因變量的方式定義墨西哥公司的內(nèi)幕交易行為［23］，Zhang以我國公司的丑聞揭露情況為依據(jù)，以虛擬變量作為違規(guī)行為發(fā)生概率的代理變量［24］。在各個上市公司的違規(guī)行為受到揭露概率相同的假設(shè)下，本文以上市公司違規(guī)行為被披露情況作為違規(guī)行為實施概率的代理指標，當上市公司下一年度受到違規(guī)處罰，則證明本年度實施了違規(guī)行為。同時本文認為，上市公司的違規(guī)行為的披露不僅僅取決于行政執(zhí)法機構(gòu)的執(zhí)法監(jiān)督，還應該包括會計師事務所等審計機構(gòu)。當上市公司下一年度受到現(xiàn)金處罰時記oposs=2，當上市公司下一年度違規(guī)行為被披露或者年底會計師事務所沒有出具標準無保留審計意見但并無現(xiàn)金處罰時記oposs=1，反之oposs=0③。

2.解釋變量

變量mconr為股東聲譽制衡指標，以第二大股東與第一大股東聲譽之比表示。參考Chen和徐莉萍的研究［25］［12］，本文以“1+媒體關(guān)注次數(shù)”的自然對數(shù)來衡量股東聲譽。而媒體關(guān)注次數(shù)是以股東的名稱為依據(jù)，通過百度新聞搜索引擎搜索得到的當年的新聞報道數(shù)。聲譽制衡指標是前兩大股東聲譽指標的比值，即mconr=ln（1+第二大股東被報道次數(shù)）／ln（1+第一大股東被報道次數(shù)）。需要指出的是，對于機構(gòu)投資者，本文以該機構(gòu)投資者全稱為搜索依據(jù)，而對于個人投資者，為了去除重名對股東聲譽指標的影響，本文以“上市公司名稱+個人投資者”的方式為搜索依據(jù)，對于極端數(shù)據(jù)本文進行1%的winsorize處理。

公司聲譽指標包括兩個變量，第一個變量為cfame，以“1+媒體關(guān)注次數(shù)”的自然對數(shù)來衡量。其中媒體關(guān)注次數(shù)是以上市公司名稱為依據(jù)，通過百度搜索引擎搜索得到的當年新聞報道數(shù)，并對極端數(shù)據(jù)進行1%的winsorize處理。第二個指標為size，即上市公司資產(chǎn)規(guī)模的自然對數(shù)。一般認為，cfame越大，上市公司報道次數(shù)越多，或者size越大，資產(chǎn)越多，上市公司知名度（聲譽）越高，

3.控制變量

上市公司自身的一些特征是影響上市公司行為的重要因素，因此有必要設(shè)定控制變量對其進行控制。其中包括上市公司股權(quán)集中度（topr）、股權(quán)結(jié)構(gòu)（conr）、該上市公司資產(chǎn)負債比（al）和盈利能力（ROA）。同時，陳凌云研究發(fā)現(xiàn)我國的一些年報補丁公司，具有資產(chǎn)增加過快，審計質(zhì)量差，業(yè)績較差等特征［26］。這類公司更容易被st，因此本文并沒有剔除這一類公司。為了控制被st公司的影響，本文設(shè)定虛擬啞變量st，并控制了行業(yè)和年度效應的影響。具體指標含義請參見表1。

表1 主要變量定義

（三）實證檢驗模型

為了檢驗前文的假設(shè)H1和H2，本文通過如下多元回歸模型進行實證檢驗：

為了檢驗前文的假設(shè)H3和H4，本文通過如下排序logistic模型進行實證檢驗：

四、實證檢驗結(jié)果與分析

（一）描述性統(tǒng)計與分析

本文所涉及的主要回歸變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果如表2所示。從中我們可以看到，在所有樣本中，有8.2%的公司的違規(guī)行為被外部監(jiān)管機構(gòu)發(fā)現(xiàn)，5.7%的公司被st。上市公司第一大股東持股比例平均值為33.93%，我國上市公司股權(quán)相對集中。股權(quán)制衡指標conr平均值為25.7%，第二大股東持股比例僅為第一大股東的1／4，對上市公司控制力有限，傳統(tǒng)理論中的股權(quán)制衡效果甚微。與之相對比的是，以媒體報道為基礎(chǔ)的股東聲譽控制力差距較小，前兩大股東的聲譽指標比值接近1，表明以聲譽機制為視角的上市公司股東的實際控制權(quán)差異較小。第二大股東的知名度甚至比第一大股東略大，上市公司內(nèi)部并未形成大股東的聲譽集中，相反，股東間的聲譽制衡更明顯。以聲譽機制為切入口，充分發(fā)揮媒體的外部監(jiān)管職能，有助于縮小上市公司中小股東與終極股東之間的實際控制力差距。

表2 主要回歸變量的描述性統(tǒng)計

（二）回歸結(jié)果與分析

表3給出了基于前文研究假設(shè)的實證回歸結(jié)果，為了控制不同變量之間可能的相互影響，本文在控制公司特征指標和年份指標后，采用逐步引入解釋變量的方式進行回歸分析。

1.聲譽機制與大股東利益侵占行為

模型（1）的回歸結(jié)果表明，聲譽制衡在降低大股東利益輸送方面產(chǎn)生了積極的作用，大眾媒體通過形成股東聲譽，發(fā)揮著積極的公司治理職能。股東聲譽制衡指標mconr在1%的置信水平下顯著，與研究假設(shè)H1一致，股東聲譽制衡與上市公司利益輸送行為相關(guān)。與上市公司終極股東相比，第二大股東的知名度（聲譽）越高，聲譽制衡越大，利益輸送金額越小，利益侵占行為得到抑制。相反，其他股東的聲譽指標越小，會形成大股東的另一種權(quán)利集中，即聲譽集中，其利益侵占行為越嚴重。另外，聲譽制衡指標mconr與公司性質(zhì)st的交叉項并不顯著，表明聲譽制衡效果在st公司里并沒有明顯的區(qū)別，研究假設(shè)H1依然成立且適用性較強。中小投資者的知名度能有效地制衡大股東的權(quán)力集中，顯著降低上市公司利益輸送行為，通過形成股東聲譽，媒體發(fā)揮了積極的治理作用。

模型（2）和模型（3）關(guān)于公司聲譽治理的回歸結(jié)果表明，大眾媒體通過報道上市公司運行的有關(guān)信息，增加對上市公司的關(guān)注，能有效抑制大股東的掏空行為。公司聲譽指標cfame和size分別在5%和1%的置信水平下顯著，與研究假設(shè)H2一致，不管用cfame還是用size衡量公司的知名度，公司聲譽與大股東掏空行為都顯著負相關(guān)，回歸結(jié)果較為穩(wěn)健。上市公司知名度（聲譽）越高，利益輸送金額越小，媒體治理效果越好。另外，公司聲譽指標cfame和size與公司性質(zhì)st的交叉項系數(shù)雖然都是負數(shù)，但結(jié)果并不顯著，表明st公司內(nèi)部聲譽治理效果可能有一定的推動作用，但是區(qū)別并不明顯。通過披露上市公司內(nèi)部信息，媒體發(fā)揮了積極的公司治理作用。

2.聲譽機制與違規(guī)行為發(fā)生頻率

模型（4）排序logistic回歸結(jié)果表明，基于媒體評價視角，上市公司股東聲譽制衡指標mconr通過了5%的顯著性檢驗。結(jié)果支持了研究假設(shè)H3，證明了大眾媒體的公司治理職能，即通過股東高聲譽提升中小股東的實際控制權(quán)，在上市公司內(nèi)部形成有效的權(quán)力制衡，增加大股東違規(guī)成本，進而減少違規(guī)行為。聲譽制衡指標mconr與公司性質(zhì)st的交叉項并不顯著，表明股東聲譽對違規(guī)行為的抑制效果對于不同類型公司并沒有明顯的差異，研究假設(shè)H3依然成立。股東間知名度越接近，聲譽制衡力越高，大股東違規(guī)行為越少，媒體治理效果越好。

表3 聲譽機制與大股東利益侵占回歸結(jié)果

模型（5）和模型（6）是關(guān)于公司聲譽對大股東違規(guī)行為影響的回歸結(jié)果，從中我們可以看到，無論是以媒體報道數(shù)還是以上市公司資產(chǎn)作為公司聲譽的代理指標，上市公司知名度（聲譽）與違規(guī)行為都呈負相關(guān)，表明回歸結(jié)果較為穩(wěn)健。公司知名度越高，違規(guī)行為越少。與此相反，一些不太有名的上市公司所受到的外部監(jiān)管更少，違規(guī)行為較難發(fā)現(xiàn)，其違規(guī)行為越可能發(fā)生。公司性質(zhì)st與聲譽指標的交叉項，并不顯著，研究假設(shè)H4依然成立，公司性質(zhì)對聲譽治理效果影響較小。

（三）穩(wěn)健型檢驗

為了檢測結(jié)果的穩(wěn)健性，本文主要進行了如下工作：

1.基于媒體關(guān)注構(gòu)建的股東聲譽指標可能受很多因素的影響，對此，本文以股東的聲譽制衡指標為因變量，以公司股權(quán)結(jié)構(gòu)、公司性質(zhì)、年份、行業(yè)等為自變量進行回歸來預測正常的聲譽制衡效果，以模型殘差作為非正常的聲譽制衡力（mconr2），并以此代替原聲譽制衡指標，重復進行前面的有關(guān)檢驗。

2.對于H1和H2的檢驗，本文以grab2=（其他應收款+應收款）／資產(chǎn)，代替原利益輸送金額作為衡量大股東侵占水平的代理指標，并重復檢驗。

3.用指標poss代替原違規(guī)行為發(fā)生概率指標oposs進行普通logistic檢驗。兩個指標區(qū)別在于，poss的定義為當上市公司下一年度受到違規(guī)處罰或者年底會計師事務所沒有出具標準無保留審計意見時記poss=1，反之0，即把原模型中的受到現(xiàn)金處罰（原取值為2）和違規(guī)行為公布或者年底會計師事務所沒有出具標準無保留審計意見但并無處罰（原取值為1）合并為一組，取值為1。

上述穩(wěn)健性檢驗結(jié)果都與本文回歸結(jié)果基本一致，在此不再贅述。

五、結(jié)論與政策建議

本文以2008～2011年間我國A 股上市公司為研究對象，把上市公司的控制權(quán)理解為包括聲譽在內(nèi)的廣義控制權(quán)，以大眾媒體評價積累起來的聲譽機制為切入點，研究大眾媒體所具有的公司治理職能。研究結(jié)果表明，大股東利益掏空、上市公司違規(guī)行為與股東聲譽制衡、公司聲譽之間存在著顯著的相關(guān)性。就股東聲譽而言，企業(yè)內(nèi)部股東之間的知名度（聲譽）越接近，以媒體關(guān)注為基礎(chǔ)所形成的股東聲譽制衡效果越好，媒體治理職能越顯著，大股東的利益侵占水平越低，違規(guī)行為越少。而對公司聲譽而言，上市公司自身知名度（聲譽）越高，大股東利益侵占水平越低，違規(guī)行為越少。總之，大眾媒體通過披露上市公司重要信息，形成股東聲譽和公司聲譽，以聲譽機制為途徑，發(fā)揮著積極的公司治理職能，聲譽治理有效性得以驗證。

基于上述實證結(jié)論，本文的政策建議主要有：

第一，引導大眾媒體健康發(fā)展，充分發(fā)揮媒體監(jiān)管職能。由于媒體評價具有公司外部治理的效應，而媒體評價的客觀公正是聲譽機制是否能發(fā)揮治理作用的關(guān)鍵，因此，從媒體的角度來看，應該加強自律，提升其社會責任意識，減少為了吸引眼球而進行的虛假報道，以保證媒體信息傳播的可信度，增強公司治理職能。

第二，加強對上市公司違規(guī)事件的曝光，加大上市公司外部監(jiān)管力度。本文實證結(jié)果表明，大眾媒體對公司報道越多，公司治理效果越明顯。因此，應該增加媒體對上市公司違規(guī)事件的曝光，更好地發(fā)揮媒體監(jiān)督職能，增加公司運營環(huán)境中的外部監(jiān)管力度。

第三，引入機構(gòu)投資者和戰(zhàn)略投資者，進一步完善股權(quán)結(jié)構(gòu)。由于機構(gòu)投資者和戰(zhàn)略投資者知名度較高，他們所具有的專家效應，可以有效發(fā)揮聲譽機制對大股東的權(quán)力制約，以規(guī)范公司治理。應借助資本市場全流通的契機，積極引入機構(gòu)投資者和培育戰(zhàn)略投資者，是加強公司治理的重要措施。

第四，合理運用網(wǎng)絡(luò)投票方式，抑制大股東權(quán)力集中。中小投資者權(quán)益保護一直是公眾關(guān)注的重點，然而，上市公司控股股東利用金字塔式的股權(quán)結(jié)構(gòu)，通過關(guān)聯(lián)交易、資金輸送等方式掏空企業(yè)資產(chǎn)，嚴重損害了中小投資者的權(quán)益。合理發(fā)揮網(wǎng)絡(luò)等媒體的公司治理職能，能夠有效抑制大股東的權(quán)力集中。具體而言，對涉及上市公司股權(quán)結(jié)構(gòu)重大變化的決策，可以采用網(wǎng)絡(luò)公投方式，提高中小股東的參與度，增加大股東股權(quán)集中的難度，避免權(quán)力的過度集中。

注釋：

①數(shù)據(jù)區(qū)間的選取從2008年開始，主要是考慮到股改于2007年基本完成，以及2007年采用了新的財務報表準則，樣本區(qū)間從2008年開始可以保證樣本整體特征和財務指標的一致性。

②本文選擇網(wǎng)絡(luò)作為媒體報道的來源，而沒有考慮雜志和報紙主要是因為樣本來源于2008年以后的數(shù)據(jù)，此時網(wǎng)絡(luò)普及程度較高而報紙、雜志的使用率降低，同時網(wǎng)絡(luò)對上市公司報道范圍較廣。關(guān)于是否需要區(qū)分正面和負面報道以衡量股東聲譽的問題，本文對新聞檢索內(nèi)容的統(tǒng)計研究發(fā)現(xiàn)，網(wǎng)絡(luò)報道約90%是中性的，只有大約1%的是差評（于忠泊，田高良.媒體關(guān)注的公司治理機制——基于盈余管理視角的考察［J］.管理世界，2011，（9）：127—140.），正負面信息的區(qū)分對衡量股東聲譽的影響并不大。因此，本文并未區(qū)分報道的性質(zhì)。

③上市公司違規(guī)處罰數(shù)據(jù)的選擇針對下一年度而不是當年的數(shù)據(jù)，主要是因為公司的決策要先于違規(guī)行為的實施，而聲譽治理主要是在公司決策過程中起作用。由于公司決策的具體時間是難以獲得的，選取下一年的數(shù)據(jù)也只是一種次優(yōu)抉擇。另外，選取下一年的數(shù)據(jù)也是為了控制模型中的內(nèi)生性問題。這樣的定義導致了假設(shè)H3和H4的檢驗，并不包括2011年的數(shù)據(jù)。

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