管理層過度自信加劇了媒體負面報道嗎？

朱康 王焰輝

（福州理工學院商學院 福建 福州 350506）

一、引言

媒體作為公司外部的一個重要監(jiān)督者，近年來在完善公司治理中發(fā)揮了重要作用。其自帶的社會監(jiān)督職能使得新聞報道能引起公眾的共鳴，尤其是一些揭發(fā)違法行為的報道，在吸引公眾熱議、輿論譴責的同時，大大降低了政府和市場的監(jiān)督成本。已有的認知研究表明，正面和負面的新聞報道對人們的認知有著不同的影響，負面新聞會表現(xiàn)出更強的影響力（Fiske&Taylor，1991；Brief&Motowidlo，1986），人們出于獵奇心理更愿意關(guān)注企業(yè)的負面消息。而媒體的負面報道更容易引發(fā)監(jiān)管機構(gòu)關(guān)注，引起投資者質(zhì)疑，不利于企業(yè)的經(jīng)營發(fā)展。因而企業(yè)會盡量避免媒體對自身的負面報道，減少不利影響，以期獲得投資者信任。可以說媒體負面報道已經(jīng)成為外部監(jiān)督機制的一部分，在監(jiān)督企業(yè)行為和保護投資者利益方面發(fā)揮著重要影響。

已有研究均著眼于媒體負面報道引致的行為后果，鮮有學者從企業(yè)管理者自身角度出發(fā)，探尋引發(fā)媒體負面報道的因素。本文則基于行為金融理論，從管理層層面分析網(wǎng)絡媒體報道的發(fā)生機制，追溯影響媒體負面報道的因素。此外，現(xiàn)有研究針對的媒體報道數(shù)據(jù)大多采用摘錄紙質(zhì)報紙中的報道數(shù)據(jù)，但是，隨著互聯(lián)網(wǎng)在我國的不斷普及，各類新聞網(wǎng)站已成為廣大投資者獲取信息的主要渠道之一（饒育蕾等，2010）。因此，單純采用紙質(zhì)報刊數(shù)據(jù)來分析媒體報道的經(jīng)濟影響是遠遠不夠的。本文從這兩方面出發(fā)，探究企業(yè)受到網(wǎng)絡媒體負面報道的影響因素，對這一問題的研究有助于企業(yè)更好地追溯網(wǎng)絡媒體負面報道的緣由，有利于完善管理層監(jiān)督體系，豐富外部媒體監(jiān)督的研究內(nèi)容。

二、理論分析與假設提出

從公司治理角度而言，媒體監(jiān)督提高公司信息透明度實際上是媒體治理作用的發(fā)揮。其中，媒體負面報道往往能夠較快地發(fā)揮治理監(jiān)督作用。首先，負面報道更容易受到讀者的關(guān)注，而且更容易在投資者心中留下深刻記憶（楊領(lǐng)波，2013）。其次，媒體負面報道會給企業(yè)管理層帶來更大的管理壓力，能夠督促管理層改善經(jīng)營，改進管理，更容易發(fā)揮市場監(jiān)督作用。劉啟亮等（2014）的研究表明，媒體負面報道揭示了企業(yè)潛在的風險，進而提高審計成本。黃蕾等（2017）認為，媒體負面報道后，對公司失去信心的中小投資者可能會“用腳投票”，導致股價快速波動。趙玉潔和盧紅（2020）基于2006—2018年IPO過會樣本數(shù)據(jù)研究媒體報道對IPO進程的影響，結(jié)論認為負面報道會延緩IPO過會速度，而正面報道卻不能加快IPO進程。對負面報道的諸多研究均表明媒體負面報道是在為企業(yè)經(jīng)營管理敲響警鐘，企業(yè)需切實做好公司管理工作，減少公司違規(guī)行為，防止受到媒體負面評價。

近年來，隨著行為金融學的興起，公司金融研究已經(jīng)開始認識到管理者的非理性可能對公司決策產(chǎn)生影響。國內(nèi)外的系列研究認為過度自信的管理者會有更強的投資沖動，采取激進融資行為（郝穎，2005；姜付秀等，2005；Malmendier&Tate，2005）。Hackbarth（2004）的模型表明，與理性的管理者相比，過度自信的管理者會高估投資項目的盈利能力，低估投資項目的風險，傾向于選擇更高的負債水平。種種跡象表明管理層過度自信會給企業(yè)帶來不良影響，而媒體是承載信息或傳播信息的工具，其最主要的環(huán)節(jié)是對信息的傳播。因此，當管理層由于過度自信而使企業(yè)面臨經(jīng)營困境時，媒體會加大對企業(yè)的負面報道?；诖耍疚淖龀鋈缦录僭O：

H1：管理層過度自信加劇了媒體負面報道。

企業(yè)規(guī)模對于公司內(nèi)部管理制度的影響是極為重要的，一般來說，規(guī)模較大的企業(yè)在技術(shù)、人才、危機處理以及制度改革上具有優(yōu)勢。首先，公司規(guī)模較大，其內(nèi)部監(jiān)督體制引入較為完善，更容易對管理層形成嚴格的權(quán)利約束機制。當管理層出現(xiàn)過度自信而做出不合理的決策行為時，大規(guī)模公司完善的制度能夠?qū)@一行為進行約束制約。其次，從代理成本理論出發(fā)，媒體介入公司治理的主要過程是通過關(guān)注代理成本來降低投資者與企業(yè)內(nèi)部管理層的信息不透明（Jensen，1976）。而公司的信息不對稱程度可能由于大規(guī)模公司完善的管理制度而得到緩解，那么媒體參與負面監(jiān)督的動機也會減弱。因此本文做出如下假設：

H2：企業(yè)規(guī)模緩解了管理層過度自信與媒體負面報道的影響。

資本市場的投資者情緒可以傳染到管理層的行為抉擇（Tetlock，2007；鄭志剛等，2011）。當市場情緒高漲時，個人投資者更加樂觀活躍，投資者對公司的未來業(yè)績普遍持樂觀預期，但公司的真實業(yè)績或許達不到投資者的預期。企業(yè)管理層為迎合高漲的投資者情緒，很可能鼓勵進行一些資源浪費性投資項目，從而產(chǎn)生不利影響，導致媒體負面報道增加。這種情境下，規(guī)模較大的企業(yè)能夠迅速敏銳地感知到過高的投資者情緒會導致企業(yè)管理層陷入過度自信從而加劇媒體發(fā)布負面報道，因而會有針對性地實施預防措施。也就是說，當外界投資者情緒高漲時，大企業(yè)更加重視隱含的危機，從而更加著力建設企業(yè)自身的監(jiān)督體制，防范風險。當投資情緒高漲時，規(guī)模較大的企業(yè)更加能夠有效地抑制管理層過度自信對媒體負面報道的影響，因此，本文提出如下假設：

H3：投資者情緒越高，企業(yè)規(guī)模對管理層過度自信加劇媒體負面報道的緩解抑制作用越明顯。

三、數(shù)據(jù)來源與模型設計

（一）數(shù)據(jù)來源

本文選取2011—2016年我國滬深A股高科技上市公司為研究樣本，并剔除了相關(guān)數(shù)據(jù)缺失的公司。篩選后最終用于實證回歸的樣本有1 154家5 708個年度觀察值，為減少極端值的影響，本文對所有變量中的連續(xù)變量進行1%縮尾（Winsorize）處理。變量說明如下：

1.媒體負面報道。本文采用人工閱讀方式搜集整理網(wǎng)頁報道，通過百度瀏覽器輸入樣本公司證券代碼和公司簡稱、全稱，然后統(tǒng)計網(wǎng)絡媒體上關(guān)于企業(yè)的媒體報道頻率，借鑒Tetlock et al.（2008）以及Loughran&McDonald（2011）的方法，根據(jù)新聞報道的標題以及正文中是否存在明顯的批評或負面評價的詞語和短語來判斷新聞報道是否為負面報道，將媒體負面報道定義為：

媒體相對負面報道比例Neg=（負面報道數(shù)量-正面報道數(shù)量）/總報道數(shù)量

2.管理層過度自信。目前較多研究采用三種方式來度量管理層過度自信，分別是管理層持股變動、管理層相對薪酬以及第三季度業(yè)績積極預測的準確性。我們觀察發(fā)現(xiàn)，樣本公司中第三季度業(yè)績預測數(shù)據(jù)缺失嚴重，而管理層持股變動方向并非一致，因此借鑒姜付秀等（2001）、任成林等（2018）的研究，采用管理層相對薪酬來度量管理層過度自信。

3.企業(yè)規(guī)模。本文采用目前較為常用的年末總資產(chǎn)對數(shù)來度量企業(yè)規(guī)模。

4.投資者情緒。參照Goyal&Yamada（2004）以及龍立（2017）的研究方法，采用分解托賓Q方式來度量投資者情緒，即在控制行業(yè)、年度前提下將年末托賓Q值對凈資產(chǎn)收益率、資產(chǎn)負債率、營業(yè)收入增長率以及公司規(guī)模對數(shù)進行OLS回歸，再以殘差作為衡量投資者情緒水平的代理變量，該值越大說明投資者情緒越高。

5.控制變量。本文選取如下控制變量：獨董比例（indep）、財務杠桿（fl）、資產(chǎn)收益率（roa）、第一大股東持股比例（cr1）、審計機構(gòu)（big4）、股權(quán)制衡（zhh）和機構(gòu)投資者持股比例（inst）。本文還控制了年份及行業(yè)效應，所有財務數(shù)據(jù)均來自于國泰安CSMAR數(shù)據(jù)庫，統(tǒng)計軟件采用Stata 14。

具體變量見表1。

表1 變量定義表

（二）模型設計

為驗證管理層過度自信、公司規(guī)模與媒體負面報道的相關(guān)性，本文構(gòu)建模型如下：

由假設1推斷模型（1）的回歸系數(shù)α1的系數(shù)將顯著為正。

模型（2）中加入了管理層過度自信與企業(yè)規(guī)模的交乘項，由假設2推斷模型（2）中β1的回歸系數(shù)顯著為正，而β2的回歸系數(shù)顯著為負。

在驗證假設3時，我們將樣本數(shù)據(jù)按投資者情緒指標進行虛擬分組，然后分析不同組別中β1、β2的大小和顯著性。

四、實證檢驗結(jié)果

（一）變量的描述性統(tǒng)計

從表2主要變量的描述性統(tǒng)計可以看出，2011年至2016年六年間，在5 708個樣本觀測值中，一家上市公司一年被媒體報道（media）的平均次數(shù)為11.25，而正面報道（positive）的平均次數(shù)為4.706，大于媒體負面報道（negative）的平均次數(shù)，相對負面報道比例（Neg）為負值也說明了媒體正面報道次數(shù)要大于媒體負面報道次數(shù)。其中負面報道的最高次數(shù)達到18次，平均值為1.890，這說明媒體已然發(fā)揮了監(jiān)督作用，對公司的負面行為進行監(jiān)督。此外，在全部樣本中，管理層過度自信（overcon）最大值為0.836，最小值為0.224，說明管理層過度自信程度存在較大差異。投資者情緒指標（ex）顯示其最小值為-2.592，最大值為6.115，說明樣本區(qū)間內(nèi)投資者情緒程度不一，且有明顯差異。

（二）相關(guān)系數(shù)分析

表3為主要變量間的相關(guān)系數(shù)檢驗，上三角為Pearson相關(guān)系數(shù)，下三角為Spearman相關(guān)系數(shù)?？梢钥闯鼋忉屪兞縪vercon對被解釋變量Neg的相關(guān)系數(shù)均在1%的水平上顯著正相關(guān)，說明在不考慮其他因素的情況下，管理層過度自信與媒體負面報道呈正相關(guān)，即管理層過度自信加劇了媒體負面報道，初步驗證了假設1。其他變量的相關(guān)系數(shù)均未超過0.5，說明變量間不存在明顯的多重共線問題。

（三）回歸結(jié)果

下頁表4報告了管理層過度自信與媒體負面報道的回歸結(jié)果，由第一列看出管理層過度自信對媒體負面報道的回歸系數(shù)為0.220，且在1%的水平上顯著，說明管理層過度自信加劇了媒體負面報道，證實了假設1。第二列是加入交乘項后的回歸結(jié)果，可以看出，管理層過度自信對媒體負面報道的回歸系數(shù)為2.438，在1%的水平上顯著，而交乘項系數(shù)為-0.104，也在1%的水平上顯著，說明企業(yè)規(guī)模可以抑制管理層過度自信引致的媒體負面報道，即驗證了假設2。第三列和第四列是進行投資者情緒分組后的回歸結(jié)果，可以看出第三列也就是投資者情緒高漲的組別中，管理層過度自信的系數(shù)為正且在1%的水下上顯著，交乘項系數(shù)為-0.141，也在1%的水平上顯著。第四列中兩個系數(shù)均不顯著。這說明在投資期情緒高漲時，企業(yè)規(guī)模對管理層過度自信與媒體負面報道的抑制作用更為顯著，驗證了假設3。

表2 主要變量的描述性統(tǒng)計

表3 相關(guān)系數(shù)分析

表4 高管過度自信與媒體負面報道的回歸結(jié)果

五、穩(wěn)健性檢驗

為增強本文結(jié)論的可靠性，我們進行了四個方面的穩(wěn)健性檢驗。

一是采用媒體負面報道虛擬變量重新度量被解釋變量，即本年度媒體對公司進行了負面報道，則變量取值為1，否則為0，得到新的被解釋變量數(shù)據(jù)記為Neg2。結(jié)果表明，管理層過度自信對媒體負面報道的回歸系數(shù)為0.101，且在10%的水平上顯著，驗證了假設1。overcon系數(shù)以及overcon與size交乘項的系數(shù)分別為1.704和-0.0736，且均在10%的水平上顯著，假設2得到了驗證。分組檢驗結(jié)果表明，僅在投資者情緒高漲組別中，overcon系數(shù)以及overcon與size交乘項的系數(shù)在5%的水平上顯著，而在投資者情緒低落組別中，系數(shù)均不顯著，驗證了假設3。

二是采用半年期的動量指標替換投資者情緒指標。借鑒花貴如等（2010）的研究，采用上一期六個月的累計月度股票收益率作為投資者情緒的替代指標，其中股票月度收益率采用考慮現(xiàn)金紅利再投資的月個股回報率。改變投資者情緒指標后的樣本量減少為5 479個。結(jié)果表明，替換投資者情緒指標后回歸結(jié)果與原結(jié)論沒有較大差異，驗證了假設1、假設2和假設3。

三是采用業(yè)務收入規(guī)模對數(shù)替換公司規(guī)模指標。在剔除缺失值后，樣本量減少為4 616個。在改變公司規(guī)模計量方式后，回歸結(jié)果與表4結(jié)果沒有實質(zhì)性差異，進一步驗證了假設1、假設2和假設3。

四是采用傾向得分匹配方法（PSM）控制模型可能存在的內(nèi)生性問題，即在第一步選取利潤（roa）、股權(quán)制衡（zhh）、第一大股東持股比例（cr1）、財務杠桿（fl）、機構(gòu)投資者持股比例（inst）以及市場化進程（market）等影響管理層過度自信的變量來對高程度過度自信概率進行Logit回歸，估計出每個年度觀察樣本過度自信的傾向得分。第二步使用最鄰近匹配法（nearest neighbor matching）為每一個高程度過度自信概率實驗樣本找到一個配對樣本，進行1∶1匹配。樣本平衡性分析顯示，匹配前對照組和處理組之間變量偏差范圍為-27.7%—13.9%，而在匹配后樣本變量偏差范圍顯示為-5.2%—4.1%，可見，匹配后樣本各變量的偏差顯著縮小，說明該匹配合理。匹配成功后，剔除未匹配的樣本最終得到2 626個樣本數(shù)據(jù)?；谄ヅ浜蟮臉颖緮?shù)據(jù)進行回歸檢驗，結(jié)果表明，overcon系數(shù)和overcon與size交乘項的系數(shù)大小及顯著性與前文一致①限于篇幅，文中未列示穩(wěn)健性檢驗的具體結(jié)果，留存?zhèn)渌?。。因此可以認為該穩(wěn)健性檢驗進一步驗證了原假設結(jié)論。

六、進一步分析

（一）中介效應分析

本文認為可以從兩個方面闡述管理層過度自信影響企業(yè)負債機制。第一，過度自信的管理層傾向于高估投資價值，因此導致企業(yè)過度投資；第二，過度自信的管理層會低估項目風險，因而會選擇激進負債水平。過度投資和激進負債有可能會導致企業(yè)陷入融資約束難題，而企業(yè)面臨融資約束不可避免地受到媒體負面評價。因此本文認為管理層過度自信加劇媒體負面報道之間可能存在這樣一個中介機制：管理層過度自信——融資約束——媒體負面報道。

借鑒中介效應檢驗方法，構(gòu)建以下中介效應模型：

參考鄧可斌等（2012）以及Hennessy etal.（2007）的做法，采用WW指數(shù)來度量企業(yè)面臨的融資約束程度。表5報告了中介模型回歸結(jié)果，第一列為管理層過度自信對媒體負面報道的回歸結(jié)果，可以看出管理層過度自信（overcon）的回歸系數(shù)為0.210，且在1%的水平上顯著。第二列為管理層過度自信對融資約束的回歸結(jié)果，過度自信對融資約束的回歸系數(shù)為正，且在1%的水平上顯著，說明管理層過度自信可以加劇融資約束程度。第三列為管理層過度自信和融資約束共同對媒體負面報道的回歸結(jié)果，可以看出過度自信（overcon）和融資約束（WW）的系數(shù)分別0.142和0.856，均在1%的水平上顯著，而且此時的過度自信的回歸系數(shù)（0.142）小于第一列中過度自信的回歸系數(shù)（0.210），該結(jié)果說明所分析的中介效應機制確實存在。

表5 中介效應檢驗（WW指數(shù)）

為驗證中介效應模型的合理性，本文進行Bootstrap中介效應檢驗（見表6）。結(jié)果表明，中介效應的直接效應和間接效應P值均在1%的水平上顯著，且置信區(qū)間均不包含0，因此驗證了中介效應的合理性。

表6 Bootstrap檢驗結(jié)果（WW指數(shù)）

（二）中介效應穩(wěn)健性檢驗

為保證結(jié)果的穩(wěn)健性，本文改變?nèi)谫Y約束的計量方式再次分析中介機制。借鑒Hadlock&Pierce（2010）和劉莉亞等（2015）的研究，采用SA指數(shù)來度量融資約束程度。在SA指數(shù)計算中，先把單位為元的經(jīng)過通脹調(diào)整的企業(yè)總資產(chǎn)數(shù)據(jù)處理成單位為百萬元的數(shù)據(jù)然后再計算對數(shù)，而企業(yè)年齡采用企業(yè)上市年限數(shù)據(jù)，用公式表示為：

該數(shù)值絕對值越大，說明企業(yè)面臨的融資約束越嚴重。本文取其絕對值SA來進行分析，回歸結(jié)果見表7。

表7 中介效應分析（SA指數(shù)）

可以看出，在改變?nèi)谫Y約束度量方式后的回歸結(jié)果與原結(jié)論并無實質(zhì)性差異，Bootstrap檢驗同樣也驗證了中介效應的合理性（見表8）。

表8 Bootstrap檢驗結(jié)果（SA指數(shù)）

七、結(jié)論

本文以2011—2016年我國A股高科技上市公司為樣本，實證檢驗了管理層過度自信、公司規(guī)模和媒體負面報道之間的關(guān)系，得到以下研究結(jié)果：一是管理層過度自信可以加劇媒體負面報道。企業(yè)可能由于管理層的過度自信而盲目擴大生產(chǎn)，加大投資，導致公司面臨融資困局。而媒體出于獵奇心理和監(jiān)督本能會大量報道有關(guān)企業(yè)的負面新聞。二是公司規(guī)?？梢跃徑夤芾韺舆^度自信引致的媒體負面報道。一方面，規(guī)模較大的公司擁有完善的內(nèi)控系統(tǒng)，形成了對管理層權(quán)利的合理監(jiān)督。管理層由于過度自信引致的擴張性經(jīng)濟行為可能會囿于企業(yè)監(jiān)督體系而不能付諸行動；另一方面，相較于小公司，大規(guī)模公司完善的管理制度緩解了信息不對稱，那么新聞媒體也就沒有強烈的動機去介入治理監(jiān)督。三是投資者情緒高漲時，公司規(guī)模對管理層過度自信與媒體負面報道的緩解作用更加明顯。當外界投資者情緒高漲時，經(jīng)濟社會呈現(xiàn)一種激進的逐利狀態(tài)，這種異常的熱情會加深公司管理層過度自信程度。但大規(guī)模公司由于其規(guī)模優(yōu)勢可以敏銳地察覺到市場情緒過熱帶來的弊端，其能夠建立更加嚴密完善的監(jiān)督體制，控制管理層權(quán)利，嚴控企業(yè)不合理決策，因而大規(guī)模公司在投資者情緒高漲時可以發(fā)揮更大的抑制作用。

本文的貢獻在于：第一，基于企業(yè)管理層視角來探尋引致媒體負面報道的原因，豐富了媒體監(jiān)督的歸因性分析。企業(yè)可借鑒于此，完善公司權(quán)利監(jiān)督機制，管控管理層的權(quán)利范圍，防止高管陷入過度自信。第二，拓展了公司規(guī)模的經(jīng)濟效用。企業(yè)規(guī)模作為簡單的公司特征，其蘊含的經(jīng)濟作用量尚未受到學者的重點關(guān)注。本文認為未來的研究可深挖企業(yè)規(guī)模經(jīng)濟給企業(yè)行為抉擇帶來的影響。第三，進一步分析了管理層特征影響外界媒體監(jiān)督的中介作用機制，在實踐層面上為企業(yè)督促管理層提供了新的方法思路。