管理層過(guò)度自信加劇了媒體負(fù)面報(bào)道嗎？

朱康 王焰輝

（福州理工學(xué)院商學(xué)院 福建 福州 350506）

一、引言

媒體作為公司外部的一個(gè)重要監(jiān)督者，近年來(lái)在完善公司治理中發(fā)揮了重要作用。其自帶的社會(huì)監(jiān)督職能使得新聞報(bào)道能引起公眾的共鳴，尤其是一些揭發(fā)違法行為的報(bào)道，在吸引公眾熱議、輿論譴責(zé)的同時(shí)，大大降低了政府和市場(chǎng)的監(jiān)督成本。已有的認(rèn)知研究表明，正面和負(fù)面的新聞報(bào)道對(duì)人們的認(rèn)知有著不同的影響，負(fù)面新聞會(huì)表現(xiàn)出更強(qiáng)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(fù)面消息。而媒體的負(fù)面報(bào)道更容易引發(fā)監(jiān)管機(jī)構(gòu)關(guān)注，引起投資者質(zhì)疑，不利于企業(yè)的經(jīng)營(yíng)發(fā)展。因而企業(yè)會(huì)盡量避免媒體對(duì)自身的負(fù)面報(bào)道，減少不利影響，以期獲得投資者信任。可以說(shuō)媒體負(fù)面報(bào)道已經(jīng)成為外部監(jiān)督機(jī)制的一部分，在監(jiān)督企業(yè)行為和保護(hù)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(fù)面報(bào)道引致的行為后果，鮮有學(xué)者從企業(yè)管理者自身角度出發(fā)，探尋引發(fā)媒體負(fù)面報(bào)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(luò)媒體報(bào)道的發(fā)生機(jī)制，追溯影響媒體負(fù)面報(bào)道的因素。此外，現(xiàn)有研究針對(duì)的媒體報(bào)道數(shù)據(jù)大多采用摘錄紙質(zhì)報(bào)紙中的報(bào)道數(shù)據(jù)，但是，隨著互聯(lián)網(wǎng)在我國(guó)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(bào)刊數(shù)據(jù)來(lái)分析媒體報(bào)道的經(jīng)濟(jì)影響是遠(yuǎn)遠(yuǎn)不夠的。本文從這兩方面出發(fā)，探究企業(yè)受到網(wǎng)絡(luò)媒體負(fù)面報(bào)道的影響因素，對(duì)這一問(wèn)題的研究有助于企業(yè)更好地追溯網(wǎng)絡(luò)媒體負(fù)面報(bào)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?jī)?nèi)容。

二、理論分析與假設(shè)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(shí)際上是媒體治理作用的發(fā)揮。其中，媒體負(fù)面報(bào)道往往能夠較快地發(fā)揮治理監(jiān)督作用。首先，負(fù)面報(bào)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(fù)面報(bào)道會(huì)給企業(yè)管理層帶來(lái)更大的管理壓力，能夠督促管理層改善經(jīng)營(yíng)，改進(jìn)管理，更容易發(fā)揮市場(chǎng)監(jiān)督作用。劉啟亮等（2014）的研究表明，媒體負(fù)面報(bào)道揭示了企業(yè)潛在的風(fēng)險(xiǎn)，進(jìn)而提高審計(jì)成本。黃蕾等（2017）認(rèn)為，媒體負(fù)面報(bào)道后，對(duì)公司失去信心的中小投資者可能會(huì)“用腳投票”，導(dǎo)致股價(jià)快速波動(dòng)。趙玉潔和盧紅（2020）基于2006—2018年IPO過(guò)會(huì)樣本數(shù)據(jù)研究媒體報(bào)道對(duì)IPO進(jìn)程的影響，結(jié)論認(rèn)為負(fù)面報(bào)道會(huì)延緩IPO過(guò)會(huì)速度，而正面報(bào)道卻不能加快IPO進(jìn)程。對(duì)負(fù)面報(bào)道的諸多研究均表明媒體負(fù)面報(bào)道是在為企業(yè)經(jīng)營(yíng)管理敲響警鐘，企業(yè)需切實(shí)做好公司管理工作，減少公司違規(guī)行為，防止受到媒體負(fù)面評(píng)價(jià)。

近年來(lái)，隨著行為金融學(xué)的興起，公司金融研究已經(jīng)開(kāi)始認(rèn)識(shí)到管理者的非理性可能對(duì)公司決策產(chǎn)生影響。國(guó)內(nèi)外的系列研究認(rèn)為過(guò)度自信的管理者會(huì)有更強(qiáng)的投資沖動(dòng)，采取激進(jìn)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(guò)度自信的管理者會(huì)高估投資項(xiàng)目的盈利能力，低估投資項(xiàng)目的風(fēng)險(xiǎn)，傾向于選擇更高的負(fù)債水平。種種跡象表明管理層過(guò)度自信會(huì)給企業(yè)帶來(lái)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(duì)信息的傳播。因此，當(dāng)管理層由于過(guò)度自信而使企業(yè)面臨經(jīng)營(yíng)困境時(shí)，媒體會(huì)加大對(duì)企業(yè)的負(fù)面報(bào)道。基于此，本文做出如下假設(shè)：

H1：管理層過(guò)度自信加劇了媒體負(fù)面報(bào)道。

企業(yè)規(guī)模對(duì)于公司內(nèi)部管理制度的影響是極為重要的，一般來(lái)說(shuō)，規(guī)模較大的企業(yè)在技術(shù)、人才、危機(jī)處理以及制度改革上具有優(yōu)勢(shì)。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(duì)管理層形成嚴(yán)格的權(quán)利約束機(jī)制。當(dāng)管理層出現(xiàn)過(guò)度自信而做出不合理的決策行為時(shí)，大規(guī)模公司完善的制度能夠?qū)@一行為進(jìn)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(guò)程是通過(guò)關(guān)注代理成本來(lái)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(duì)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(fù)面監(jiān)督的動(dòng)機(jī)也會(huì)減弱。因此本文做出如下假設(shè)：

H2：企業(yè)規(guī)模緩解了管理層過(guò)度自信與媒體負(fù)面報(bào)道的影響。

資本市場(chǎng)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(dāng)市場(chǎng)情緒高漲時(shí)，個(gè)人投資者更加樂(lè)觀活躍，投資者對(duì)公司的未來(lái)業(yè)績(jī)普遍持樂(lè)觀預(yù)期，但公司的真實(shí)業(yè)績(jī)或許達(dá)不到投資者的預(yù)期。企業(yè)管理層為迎合高漲的投資者情緒，很可能鼓勵(lì)進(jìn)行一些資源浪費(fèi)性投資項(xiàng)目，從而產(chǎn)生不利影響，導(dǎo)致媒體負(fù)面報(bào)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(guò)高的投資者情緒會(huì)導(dǎo)致企業(yè)管理層陷入過(guò)度自信從而加劇媒體發(fā)布負(fù)面報(bào)道，因而會(huì)有針對(duì)性地實(shí)施預(yù)防措施。也就是說(shuō)，當(dāng)外界投資者情緒高漲時(shí)，大企業(yè)更加重視隱含的危機(jī)，從而更加著力建設(shè)企業(yè)自身的監(jiān)督體制，防范風(fēng)險(xiǎn)。當(dāng)投資情緒高漲時(shí)，規(guī)模較大的企業(yè)更加能夠有效地抑制管理層過(guò)度自信對(duì)媒體負(fù)面報(bào)道的影響，因此，本文提出如下假設(shè)：

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

三、數(shù)據(jù)來(lái)源與模型設(shè)計(jì)

（一）數(shù)據(jù)來(lái)源

本文選取2011—2016年我國(guó)滬深A(yù)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(shí)證回歸的樣本有1 154家5 708個(gè)年度觀察值，為減少極端值的影響，本文對(duì)所有變量中的連續(xù)變量進(jìn)行1%縮尾（Winsorize）處理。變量說(shuō)明如下：

1.媒體負(fù)面報(bào)道。本文采用人工閱讀方式搜集整理網(wǎng)頁(yè)報(bào)道，通過(guò)百度瀏覽器輸入樣本公司證券代碼和公司簡(jiǎn)稱、全稱，然后統(tǒng)計(jì)網(wǎng)絡(luò)媒體上關(guān)于企業(yè)的媒體報(bào)道頻率，借鑒Tetlock et al.（2008）以及Loughran&McDonald（2011）的方法，根據(jù)新聞報(bào)道的標(biāo)題以及正文中是否存在明顯的批評(píng)或負(fù)面評(píng)價(jià)的詞語(yǔ)和短語(yǔ)來(lái)判斷新聞報(bào)道是否為負(fù)面報(bào)道，將媒體負(fù)面報(bào)道定義為：

媒體相對(duì)負(fù)面報(bào)道比例Neg=（負(fù)面報(bào)道數(shù)量-正面報(bào)道數(shù)量）/總報(bào)道數(shù)量

2.管理層過(guò)度自信。目前較多研究采用三種方式來(lái)度量管理層過(guò)度自信，分別是管理層持股變動(dòng)、管理層相對(duì)薪酬以及第三季度業(yè)績(jī)積極預(yù)測(cè)的準(zhǔn)確性。我們觀察發(fā)現(xiàn)，樣本公司中第三季度業(yè)績(jī)預(yù)測(cè)數(shù)據(jù)缺失嚴(yán)重，而管理層持股變動(dòng)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(duì)薪酬來(lái)度量管理層過(guò)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(duì)數(shù)來(lái)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(lái)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(duì)凈資產(chǎn)收益率、資產(chǎn)負(fù)債率、營(yíng)業(yè)收入增長(zhǎng)率以及公司規(guī)模對(duì)數(shù)進(jìn)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(shuō)明投資者情緒越高。

5.控制變量。本文選取如下控制變量：獨(dú)董比例（indep）、財(cái)務(wù)杠桿（fl）、資產(chǎn)收益率（roa）、第一大股東持股比例（cr1）、審計(jì)機(jī)構(gòu)（big4）、股權(quán)制衡（zhh）和機(jī)構(gòu)投資者持股比例（inst）。本文還控制了年份及行業(yè)效應(yīng)，所有財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)均來(lái)自于國(guó)泰安CSMAR數(shù)據(jù)庫(kù)，統(tǒng)計(jì)軟件采用Stata 14。

具體變量見(jiàn)表1。

表1 變量定義表

（二）模型設(shè)計(jì)

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

由假設(shè)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(guò)度自信與企業(yè)規(guī)模的交乘項(xiàng)，由假設(shè)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(fù)。

在驗(yàn)證假設(shè)3時(shí)，我們將樣本數(shù)據(jù)按投資者情緒指標(biāo)進(jìn)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(shí)證檢驗(yàn)結(jié)果

（一）變量的描述性統(tǒng)計(jì)

從表2主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)可以看出，2011年至2016年六年間，在5 708個(gè)樣本觀測(cè)值中，一家上市公司一年被媒體報(bào)道（media）的平均次數(shù)為11.25，而正面報(bào)道（positive）的平均次數(shù)為4.706，大于媒體負(fù)面報(bào)道（negative）的平均次數(shù)，相對(duì)負(fù)面報(bào)道比例（Neg）為負(fù)值也說(shuō)明了媒體正面報(bào)道次數(shù)要大于媒體負(fù)面報(bào)道次數(shù)。其中負(fù)面報(bào)道的最高次數(shù)達(dá)到18次，平均值為1.890，這說(shuō)明媒體已然發(fā)揮了監(jiān)督作用，對(duì)公司的負(fù)面行為進(jìn)行監(jiān)督。此外，在全部樣本中，管理層過(guò)度自信（overcon）最大值為0.836，最小值為0.224，說(shuō)明管理層過(guò)度自信程度存在較大差異。投資者情緒指標(biāo)（ex）顯示其最小值為-2.592，最大值為6.115，說(shuō)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(yàn)，上三角為Pearson相關(guān)系數(shù)，下三角為Spearman相關(guān)系數(shù)。可以看出解釋變量overcon對(duì)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(shuō)明在不考慮其他因素的情況下，管理層過(guò)度自信與媒體負(fù)面報(bào)道呈正相關(guān)，即管理層過(guò)度自信加劇了媒體負(fù)面報(bào)道，初步驗(yàn)證了假設(shè)1。其他變量的相關(guān)系數(shù)均未超過(guò)0.5，說(shuō)明變量間不存在明顯的多重共線問(wèn)題。

（三）回歸結(jié)果

下頁(yè)表4報(bào)告了管理層過(guò)度自信與媒體負(fù)面報(bào)道的回歸結(jié)果，由第一列看出管理層過(guò)度自信對(duì)媒體負(fù)面報(bào)道的回歸系數(shù)為0.220，且在1%的水平上顯著，說(shuō)明管理層過(guò)度自信加劇了媒體負(fù)面報(bào)道，證實(shí)了假設(shè)1。第二列是加入交乘項(xiàng)后的回歸結(jié)果，可以看出，管理層過(guò)度自信對(duì)媒體負(fù)面報(bào)道的回歸系數(shù)為2.438，在1%的水平上顯著，而交乘項(xiàng)系數(shù)為-0.104，也在1%的水平上顯著，說(shuō)明企業(yè)規(guī)模可以抑制管理層過(guò)度自信引致的媒體負(fù)面報(bào)道，即驗(yàn)證了假設(shè)2。第三列和第四列是進(jìn)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(guò)度自信的系數(shù)為正且在1%的水下上顯著，交乘項(xiàng)系數(shù)為-0.141，也在1%的水平上顯著。第四列中兩個(gè)系數(shù)均不顯著。這說(shuō)明在投資期情緒高漲時(shí)，企業(yè)規(guī)模對(duì)管理層過(guò)度自信與媒體負(fù)面報(bào)道的抑制作用更為顯著，驗(yàn)證了假設(shè)3。

表2 主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)

表3 相關(guān)系數(shù)分析

表4 高管過(guò)度自信與媒體負(fù)面報(bào)道的回歸結(jié)果

五、穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為增強(qiáng)本文結(jié)論的可靠性，我們進(jìn)行了四個(gè)方面的穩(wěn)健性檢驗(yàn)。

一是采用媒體負(fù)面報(bào)道虛擬變量重新度量被解釋變量，即本年度媒體對(duì)公司進(jìn)行了負(fù)面報(bào)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(guò)度自信對(duì)媒體負(fù)面報(bào)道的回歸系數(shù)為0.101，且在10%的水平上顯著，驗(yàn)證了假設(shè)1。overcon系數(shù)以及overcon與size交乘項(xiàng)的系數(shù)分別為1.704和-0.0736，且均在10%的水平上顯著，假設(shè)2得到了驗(yàn)證。分組檢驗(yàn)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(xiàng)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(yàn)證了假設(shè)3。

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

三是采用業(yè)務(wù)收入規(guī)模對(duì)數(shù)替換公司規(guī)模指標(biāo)。在剔除缺失值后，樣本量減少為4 616個(gè)。在改變公司規(guī)模計(jì)量方式后，回歸結(jié)果與表4結(jié)果沒(méi)有實(shí)質(zhì)性差異，進(jìn)一步驗(yàn)證了假設(shè)1、假設(shè)2和假設(shè)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(wèn)題，即在第一步選取利潤(rùn)（roa）、股權(quán)制衡（zhh）、第一大股東持股比例（cr1）、財(cái)務(wù)杠桿（fl）、機(jī)構(gòu)投資者持股比例（inst）以及市場(chǎng)化進(jìn)程（market）等影響管理層過(guò)度自信的變量來(lái)對(duì)高程度過(guò)度自信概率進(jìn)行Logit回歸，估計(jì)出每個(gè)年度觀察樣本過(guò)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(gè)高程度過(guò)度自信概率實(shí)驗(yàn)樣本找到一個(gè)配對(duì)樣本，進(jìn)行1∶1匹配。樣本平衡性分析顯示，匹配前對(duì)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(jiàn)，匹配后樣本各變量的偏差顯著縮小，說(shuō)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(gè)樣本數(shù)據(jù)。基于匹配后的樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行回歸檢驗(yàn)，結(jié)果表明，overcon系數(shù)和overcon與size交乘項(xiàng)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(yàn)的具體結(jié)果，留存?zhèn)渌鳌！Ｒ虼丝梢哉J(rèn)為該穩(wěn)健性檢驗(yàn)進(jìn)一步驗(yàn)證了原假設(shè)結(jié)論。

六、進(jìn)一步分析

（一）中介效應(yīng)分析

本文認(rèn)為可以從兩個(gè)方面闡述管理層過(guò)度自信影響企業(yè)負(fù)債機(jī)制。第一，過(guò)度自信的管理層傾向于高估投資價(jià)值，因此導(dǎo)致企業(yè)過(guò)度投資；第二，過(guò)度自信的管理層會(huì)低估項(xiàng)目風(fēng)險(xiǎn)，因而會(huì)選擇激進(jìn)負(fù)債水平。過(guò)度投資和激進(jìn)負(fù)債有可能會(huì)導(dǎo)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(fù)面評(píng)價(jià)。因此本文認(rèn)為管理層過(guò)度自信加劇媒體負(fù)面報(bào)道之間可能存在這樣一個(gè)中介機(jī)制：管理層過(guò)度自信——融資約束——媒體負(fù)面報(bào)道。

借鑒中介效應(yīng)檢驗(yàn)方法，構(gòu)建以下中介效應(yīng)模型：

參考鄧可斌等（2012）以及Hennessy etal.（2007）的做法，采用WW指數(shù)來(lái)度量企業(yè)面臨的融資約束程度。表5報(bào)告了中介模型回歸結(jié)果，第一列為管理層過(guò)度自信對(duì)媒體負(fù)面報(bào)道的回歸結(jié)果，可以看出管理層過(guò)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(guò)度自信對(duì)融資約束的回歸結(jié)果，過(guò)度自信對(duì)融資約束的回歸系數(shù)為正，且在1%的水平上顯著，說(shuō)明管理層過(guò)度自信可以加劇融資約束程度。第三列為管理層過(guò)度自信和融資約束共同對(duì)媒體負(fù)面報(bào)道的回歸結(jié)果，可以看出過(guò)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(shí)的過(guò)度自信的回歸系數(shù)（0.142）小于第一列中過(guò)度自信的回歸系數(shù)（0.210），該結(jié)果說(shuō)明所分析的中介效應(yīng)機(jī)制確實(shí)存在。

表5 中介效應(yīng)檢驗(yàn)（WW指數(shù)）

為驗(yàn)證中介效應(yīng)模型的合理性，本文進(jìn)行Bootstrap中介效應(yīng)檢驗(yàn)（見(jiàn)表6）。結(jié)果表明，中介效應(yīng)的直接效應(yīng)和間接效應(yīng)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(yàn)證了中介效應(yīng)的合理性。

表6 Bootstrap檢驗(yàn)結(jié)果（WW指數(shù)）

（二）中介效應(yīng)穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為保證結(jié)果的穩(wěn)健性，本文改變?nèi)谫Y約束的計(jì)量方式再次分析中介機(jī)制。借鑒Hadlock&Pierce（2010）和劉莉亞等（2015）的研究，采用SA指數(shù)來(lái)度量融資約束程度。在SA指數(shù)計(jì)算中，先把單位為元的經(jīng)過(guò)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(wàn)元的數(shù)據(jù)然后再計(jì)算對(duì)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(duì)值越大，說(shuō)明企業(yè)面臨的融資約束越嚴(yán)重。本文取其絕對(duì)值SA來(lái)進(jìn)行分析，回歸結(jié)果見(jiàn)表7。

表7 中介效應(yīng)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(wú)實(shí)質(zhì)性差異，Bootstrap檢驗(yàn)同樣也驗(yàn)證了中介效應(yīng)的合理性（見(jiàn)表8）。

表8 Bootstrap檢驗(yàn)結(jié)果（SA指數(shù)）

七、結(jié)論

本文以2011—2016年我國(guó)A股高科技上市公司為樣本，實(shí)證檢驗(yàn)了管理層過(guò)度自信、公司規(guī)模和媒體負(fù)面報(bào)道之間的關(guān)系，得到以下研究結(jié)果：一是管理層過(guò)度自信可以加劇媒體負(fù)面報(bào)道。企業(yè)可能由于管理層的過(guò)度自信而盲目擴(kuò)大生產(chǎn)，加大投資，導(dǎo)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(huì)大量報(bào)道有關(guān)企業(yè)的負(fù)面新聞。二是公司規(guī)模可以緩解管理層過(guò)度自信引致的媒體負(fù)面報(bào)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(duì)管理層權(quán)利的合理監(jiān)督。管理層由于過(guò)度自信引致的擴(kuò)張性經(jīng)濟(jì)行為可能會(huì)囿于企業(yè)監(jiān)督體系而不能付諸行動(dòng)；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(duì)稱，那么新聞媒體也就沒(méi)有強(qiáng)烈的動(dòng)機(jī)去介入治理監(jiān)督。三是投資者情緒高漲時(shí)，公司規(guī)模對(duì)管理層過(guò)度自信與媒體負(fù)面報(bào)道的緩解作用更加明顯。當(dāng)外界投資者情緒高漲時(shí)，經(jīng)濟(jì)社會(huì)呈現(xiàn)一種激進(jìn)的逐利狀態(tài)，這種異常的熱情會(huì)加深公司管理層過(guò)度自信程度。但大規(guī)模公司由于其規(guī)模優(yōu)勢(shì)可以敏銳地察覺(jué)到市場(chǎng)情緒過(guò)熱帶來(lái)的弊端，其能夠建立更加嚴(yán)密完善的監(jiān)督體制，控制管理層權(quán)利，嚴(yán)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(shí)可以發(fā)揮更大的抑制作用。

本文的貢獻(xiàn)在于：第一，基于企業(yè)管理層視角來(lái)探尋引致媒體負(fù)面報(bào)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(jī)制，管控管理層的權(quán)利范圍，防止高管陷入過(guò)度自信。第二，拓展了公司規(guī)模的經(jīng)濟(jì)效用。企業(yè)規(guī)模作為簡(jiǎn)單的公司特征，其蘊(yùn)含的經(jīng)濟(jì)作用量尚未受到學(xué)者的重點(diǎn)關(guān)注。本文認(rèn)為未來(lái)的研究可深挖企業(yè)規(guī)模經(jīng)濟(jì)給企業(yè)行為抉擇帶來(lái)的影響。第三，進(jìn)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(jī)制，在實(shí)踐層面上為企業(yè)督促管理層提供了新的方法思路。