媒體評選“明星高管”具有改善公司績效的作用嗎？

劉江會 顧雪芹 王海之

(1.上海師范大學(xué)商學(xué)院，上海 200234；2.上海社會科學(xué)院世界經(jīng)濟研究所，上海 200020 3.Stuart School of Business, Illinois Institute of Technology, Chicago, IL 60616)

高管作為公司“符號”受到社會普遍關(guān)注，媒體對高管本人的報道往往比對公司的報道更容易引起公眾興趣。基于迎合公眾認知偏好、贏得更廣泛的注意力和爭取更多廣告收入等動機，媒體也熱衷于“追捧”明星公司高管。近年來，一些主流財經(jīng)媒體紛紛開展諸如“年度經(jīng)濟人物”、 “最佳商業(yè)領(lǐng)袖”等評選活動，吸引了大量公眾的注意力。與此同時，一些公司高管也熱衷于通過媒體“拋頭露面”，借助媒體獲得了“明星”般的影響力，這一方面強化了明星高管在公司中的權(quán)威和影響力，另一方面也加大了明星高管與公司議價的能力，并因此提高其從公司獲取更多報酬的可能性(Malmendier and Tate，2009；宋常和趙懿清，2011；劉紅霞和李辰穎，2011)[9][26][21]。由此可見，媒體評選“明星高管”會增進媒體和當選高管的利益，但對當選“明星高管”的公司又會產(chǎn)生什么影響呢？回答這一問題，對于本文加全面地認識媒體的公司治理作用具有重要的意義。

實際上大量的研究探討了媒體的公司治理作用，比較一致的結(jié)論是媒體對公司高管的監(jiān)督和“負面報道”，可以通過法律懲罰、公司高管聲譽和資本貶值等途徑來發(fā)揮積極的公司治理作用，并因此改善公司業(yè)績(Dyck and Zingales，2008；Joe et al，2009；李培功和沈藝峰，2010；周開國等，2016；朱和平和宋鄰西，2018)[5] [7] [17] [30] [31]。但有關(guān)媒體評選“明星高管”的正面報道的公司治理作用，現(xiàn)有的研究莫衷一是，一些研究認為，媒體評選“明星高管”有助于公司業(yè)績的提升(Nguyen and Leblanc，2001；Yadav et al，2007；Chin Xiang Xuan et al.，2009；羅煒等，2017)[11][13][1][23]；而另一些研究認為，媒體評選“明星高管”會對公司業(yè)績會產(chǎn)生負面影響(Malmendier and Tate，2009；陳紅等，2013)[9] [15]。

本文認為，要客觀分析媒體評選“明星高管”對公司業(yè)績的影響有三個因素需要考慮，即內(nèi)生性問題、時間效應(yīng)和公司異質(zhì)性。首先 “明星高管”的社會知名度和公司治理績效之間可能存在互為因果的內(nèi)生性問題，即 “明星高管”的社會知名度可能有助于提升的公司業(yè)績，但公司高管之所以當選“明星高管”可能本來就是因為公司業(yè)績突出。不厘清這一內(nèi)生性問題就很難準確地分析媒體評選“明星高管”對公司治理和公司績效究竟有何影響。其次，媒體評選“明星高管”帶來的聲譽效應(yīng)可能具有時間效應(yīng)，隨著時間的推移這種效應(yīng)對公司業(yè)績的影響也會不同。最后，更為重要的是媒體評選“明星高管”對公司治理績效的影響，還可能因公司的異質(zhì)性特征而不同。比如，公司高管在這國有企業(yè)和民營企業(yè)治理結(jié)構(gòu)體系中的作用和權(quán)威性具有明顯的差異性，因此，媒體評選“明星高管”帶來的當選高管社會知名度對這類公司的影響顯然也應(yīng)該是不同的。

對上述三個因素的欠考慮，可能是導(dǎo)致一些研究在分析媒體評選“明星高管”對公司業(yè)績影響時得到不同結(jié)論的重要原因。有鑒于此，本文將在現(xiàn)有研究的基礎(chǔ)上做以下兩個方面的拓展工作：(1)本文采用“傾向得分匹配法”和“雙重差分模型”有效解決公司高管社會知名度提升與公司業(yè)績的內(nèi)生性問題。(2)在解決內(nèi)生性問題的基礎(chǔ)上，本文檢驗了媒體評選“明星高管”對公司業(yè)績的影響的“時間效應(yīng)”，并充分考慮了“公司異質(zhì)性”問題，尤其是考慮了媒體評選“明星高管”對公司業(yè)績的影響在國有企業(yè)和民營企業(yè)的差異、在傳統(tǒng)行業(yè)和新興行業(yè)的差異。本文在這兩方面所做工作，提供了媒體評選“明星高管”對公司業(yè)績影響的更為穩(wěn)健的經(jīng)驗證據(jù)，同時，研究結(jié)論也可以為分析在構(gòu)建有效制衡的企業(yè)治理結(jié)構(gòu)過程中，如何發(fā)揮媒體的外部治理作用提供重要的啟示。

文獻綜述與研究假設(shè)

在注意力經(jīng)濟時代，為迎合公眾認知偏好和獲得廣告收入，主流財經(jīng)媒體紛紛開展評選明星高管的活動，這些評選活動吸引了大量公眾的注意力，活動中當選的公司高管的社會知名度也因此獲得了極大的提升。高管在這類媒體評選過程中社會知名度的提升，對公司業(yè)績會帶來怎樣的影響呢？這一問題引發(fā)了眾多文獻的關(guān)注，然而，不同的文獻所得到的結(jié)論卻并不一致。

第一類文獻認為媒體評選“明星高管”會通過聲譽機制優(yōu)化公司內(nèi)部治理并改善公司“外源性”資源約束條件，從而提高公司的經(jīng)營績效：其一，媒體評選“明星高管”會提高當選高管在社會公眾和職業(yè)經(jīng)理人市場中形象和聲譽，并通過媒體“放大器”的作用，大大提高其人力資本的價值，為了維持這種良好聲譽給其帶來的人力資本增值好處，公司高管非常重視媒體的作用，因此媒體可以約束高管的機會主義行為，從而改善公司治理，并由此提高公司業(yè)績(Klapper and Love，2002；Dyck and Zingales，2004；Joe et al.，2009)[8][4][7]。其二，公司高管是公司最重要的形象代言人，“明星高管”的公司更容易獲得媒體關(guān)注，從公司信息透明度的角度，“明星高管”有助于加強媒體等第三方平臺對公司和高管個人信息的披露，從而加強外部約束，并因此改善公司治理績效(林有志和張雅芬，2007；梁上坤，2017)[20][19]。而良好的公司治理將使公司在未來具有較高的財務(wù)安全性，有利于提高公司的盈利能力，投資者愿意為公司治理狀況好的公司支付溢價，從而提升公司經(jīng)營業(yè)績(李功培和沈藝峰，2010；鄭志剛等，2011；李功培和徐淑美，2013)[17][29][18]。其三，媒體評選明星高管，還可以通過聲譽機制改善公司“外源性”資源約束條件1來提供公司經(jīng)營績效。媒體評選“明星高管”為當選高管贏得了社會知名度，從而有利于提高銀行等金融機構(gòu)對公司的信任度，提高公司的融資能力、降低公司的融資成本(才國偉等，2015；夏楸和鄭建明，2015)[14][28]。同時，“明星”CEO還可以吸引更多的顧客、投資者和員工，并提高銷售額和業(yè)績(Pincus et al，1991；Daily and Johnson，1997；Deephouse，1997)[12][2][3]。Nguyen and Leblanc(2001)[11]以1992～2002年間財富500強公司為樣本，研究發(fā)現(xiàn)CEO媒體曝光數(shù)量對提高公司品牌績效有顯著影響——相對于CEO曝光率低的公司，曝率高的CEO所在公司托賓q值平均每年高出8%。Chin Xiang Xuan et al(2009)[1]對臺灣上市公司進行研究，發(fā)現(xiàn)短期內(nèi)CEO借由大量媒體曝光會改變大眾對公司的認知，帶來更多顧客，這會對公司營運狀況起積極作用。

第二類文獻則認為媒體評選“明星高管”的聲譽效應(yīng)增強了當選高管的機會主義傾向，并會使公司經(jīng)營績效因此受損：其一，媒體評選“明星高管”可能會導(dǎo)致當選高管為維持其高聲譽采取機會主義行為的動機更突出，如為迎合投資者以及分析師對其高業(yè)績的預(yù)期，高管可能會選擇收益最大化但風險較高的項目(Malmendier and Tate，2009；陳紅等2013)[9][15]。其二，“明星高管”獲得媒體評選的獎項以后容易產(chǎn)生傲慢心理(倪清和吳成頌，2017)[25]、傾向于提高自己的薪酬、會投入更多時間和精力在公司以外的事情上(如增加外部兼職的數(shù)量、參加媒體的活動、出版書籍等)甚至存在高管以犧牲公司業(yè)績?yōu)榇鷥r來提升個人社會知名度的現(xiàn)象[3]，這都會對公司治理造成不利影響，導(dǎo)致公司資產(chǎn)回報率(ROA)下降(Hamilton and Zeckhuaser, 2004)[6]。其三，媒體出于迎合公眾認知偏好和獲得廣告收入，可能為利益所“收買”，成為公司管理層攫取私利的“鼓噪者”，媒體評選“明星高管”不僅沒有起到樹立真正光輝典范的作用，反而弱化和降低了公司治理的有效性，引發(fā)了消極的經(jīng)濟后果(醋衛(wèi)華和李培功，2015)[16]。其四，隨著公司高管名聲的增大，他們越有可能為了維護自身聲譽而使企業(yè)陷入戰(zhàn)略慣性，不愿意改變戰(zhàn)略，這會降低企業(yè)對市場新出現(xiàn)的狀況的適應(yīng)能力從而對企業(yè)業(yè)績造成不良影響(Mathew et al，2004)[10]。

以上文獻從不同的角度分析了媒體評選“明星高管”對公司績效的影響，并得到了不同的結(jié)論，在解決內(nèi)生性問題的基礎(chǔ)上，如果考慮時間效應(yīng)和公司異質(zhì)性則能在上述研究的基礎(chǔ)上為分析媒體評選“明星高管”對公司業(yè)績究竟有何影響提供新的經(jīng)驗解釋。

首先，就時間效應(yīng)而言，媒體評選明星高管給公司高管帶來的名聲會隨時間的推移而衰減，一方面依靠高管名聲來改善公司外源性資源約束的效應(yīng)在短期內(nèi)可能效果比較明顯，但從長期來看公司外源性資源約束條件的改善從根本上還有賴于公司的內(nèi)在投資價值，高管名聲的作用有限；另一方面 “明星高管”在長期內(nèi)更容易受“名聲”所累，因此上述第二類文獻所分析的“明星高管”為維持高聲譽的機會主義傾向、“明星”頭銜所產(chǎn)生的“傲慢心態(tài)”以及高聲譽帶來的“戰(zhàn)略慣性”在長期內(nèi)更容易產(chǎn)生，并表現(xiàn)的更為突出。由此本文可以得到：

假設(shè)1：媒體評選“明星高管”對當選高管公司業(yè)績的影響在短期內(nèi)會有積極影響，而在長期內(nèi)這種積極影響會消減。

其次，媒體評選“明星高管”對公司業(yè)績的影響，還與公司的特征相關(guān)。一般而言，對于那些成長環(huán)境不確定性小、高管權(quán)力制衡強、“外源性”資源約束條件寬松的公司而言，公司的業(yè)績在很大程度上并不取決于公司高管的個人特質(zhì)。因此這類公司的業(yè)績與公司高管“名聲的關(guān)聯(lián)度并不大。

而對哪些成長環(huán)境不確定性大，高管權(quán)力制衡弱，“外源性”資源約束條件較差的公司而言，公司高管的個人特質(zhì)往往對公司的業(yè)績有重要影響，因此這類公司的業(yè)績與公司高管的“聲譽”存在較大的關(guān)聯(lián)性。根據(jù)表1分析的國有企業(yè)、民營企業(yè)、傳統(tǒng)行業(yè)企業(yè)和新興行業(yè)企業(yè)在“成長環(huán)境不確定性程度”、“高管權(quán)力制衡強度”、“‘外源性’資源約束條件”三個特征上的差異性，從中本文可以得到：

表1 高管個人特質(zhì)影響公司業(yè)績程度的異質(zhì)性因素

假設(shè)2：國有企業(yè)和傳統(tǒng)企業(yè)相對于民營企業(yè)和新興企業(yè)而言，成長環(huán)境不確定性小，高管權(quán)力制衡強度大，“外源性”資源約束條件相對寬松，這意味著前者業(yè)績在較小程度上取決于公司高管個人特質(zhì)，因此相對于傳統(tǒng)行業(yè)企業(yè)和民營企業(yè)而言，媒體評選“明星高管”對國有企業(yè)與傳統(tǒng)行業(yè)企業(yè)業(yè)績的影響較小。

研究設(shè)計

一、研究設(shè)計

本文基于Malmendier and Tate(2009)[9]的研究，采用傾向得分匹配法為在2010～2014年間的某一年度內(nèi)高管獲得媒體評選獎項的公司(下文稱為“明星高管公司”)匹配一組在樣本期間內(nèi)高管未參與媒體評選的公司(下文稱為“配對公司”)以解決媒體評選的內(nèi)生性問題。“配對公司”在可觀察到的公司特征上和“明星高管公司”相同或類似。找尋配對公司的具體方法如下：

首先將總體樣本分為兩大類：處理組(Awd=1)，即明星高管公司、控制組(Awd=0)，為未參與評選的公司。其次將匹配向量組合設(shè)定為公司規(guī)模、年凈利率、凈資產(chǎn)收益率、員工人數(shù)、每股盈余、高管的薪酬等。最后，用這些公司特征和高管特征來估計傾向得分且使用最鄰近方法，以傾向得分值的相近度進行一對一的樣本匹配。例如，A公司的高管在2014年度被福布斯雜志評選為“2014年度最佳CEO”，本文將2013年度與A公司的公司特征和高管特征相同或相近的B公司通過傾向得分匹配法找出來，就構(gòu)成了“配對公司”，對所有的“明星高管公司”都按此方法確定“配對公司”。由于這兩類公司在每個可觀測的維度上都是相同或類似的，因此高管被評為明星高管后公司的業(yè)績變化不會受到某些公司特征影響，從而控制了內(nèi)生性。

為“明星高管公司”匹配了“配對公司”之后，采用雙重差分法衡量它們之間的業(yè)績差別，從而研究媒體評選“明星高管”對公司業(yè)績的影響，具體步驟如下：

第一步，確定獲獎的前后期間。如圖1，本文確定時間窗口為2年，即“明星高管”當選年度的前2年為獲獎前期間(before award period)，后2年為獲獎后期間(after award period)。需要注意的是，每一個“配對公司”也采用和“明星高管公司”相同的獲獎前期間和獲獎后期間。因為一共有5個獲獎年度(2010～2014年)，不同CEO的獲獎年度不同，所以對應(yīng)的獲獎前后期間也不同。

第二步，用多元回歸法比較“明星高管公司”和“配對公司”的業(yè)績差別。構(gòu)建模型(1)和(2)：

其中，ROA和TBQ分別代表企業(yè)的總資產(chǎn)回報率和托賓q值，本文用這二者來衡量公司績效。Awd和After都是虛擬變量：若該公司的高管被評選為 “明星高管”，Awd為1，否則Awd為0；若公司處于獲獎后的年度，After為1，否則After為0；CV為控制變量。觀察Awd*After前的系數(shù)，以此判斷媒體評選“明星高管”對公司業(yè)績的影響。

第三步，通過構(gòu)造模型(3)和(4)對比明星高管當選后第一年和第二年的業(yè)績情況來研究媒體評選“明星高管”對公司績效影響的時效性。

Ckq1代表明星高管當選后的第一年，Ckq2代表明星高管當選后的第二年，用Awd分別與這兩個變量相乘，構(gòu)造交互項Awd*Ckq1和Awd*Ckq2，通過觀察這兩個交互項前的系數(shù)，來判斷媒體評選明星高管的時間效應(yīng)。

二、數(shù)據(jù)來源、樣本選擇與匹配

本文中的高管，包括“總經(jīng)理”、“首席執(zhí)行官”、“董事長”。上市公司基本情況、財務(wù)情況等數(shù)據(jù)主要來自WIND數(shù)據(jù)庫，與企業(yè)高管相關(guān)的數(shù)據(jù)主要來自CSMAR數(shù)據(jù)庫。參考馬連福和劉麗穎(2013)[24]等學(xué)者的方法，將福布斯中文網(wǎng)、CCTV、《第一財經(jīng)》、《華夏時報》評選出的“中國上市公司最佳CEO”、“年度經(jīng)濟人物”、“最佳商業(yè)領(lǐng)袖”、“十大杰出CEO”、“十大成長CEO”、“年度人物”界定為 “明星高管”，剔除獲獎人物不是上市公司高管的樣本，且剔除獲獎人物所在的公司不是滬深兩市A股上市的公司的樣本后，獲得192個“明星高管”公司。

由于本文研究的高管獲獎年度是2010～2014年，傾向得分匹配是為獲獎的上一個年度的公司尋找匹配樣本，因此傾向得分匹配用到的是2009～2013年滬深兩市所有A股上市公司的數(shù)據(jù)。同時在分析高管當選“明星”是否會對公司業(yè)績產(chǎn)生影響時，本文以當選年為基準，考察當選前2年和當選后2年企業(yè)業(yè)績的變化，因此本文所涉及的樣本數(shù)據(jù)的時間跨度為2008～2016年。對于這些初始樣本，采用如下篩選原則：(1)剔除所有金融類上市公司；(2)剔除所有ST公司；(3)剔除數(shù)據(jù)不全公司。最終確定了8854個有效樣本(其中“明星高管” 公司192個)。

接下來用傾向得分匹配法為192個“明星高管公司”尋找“配對公司”。首先根據(jù)Malmendier and Tate(2009)[9]的方法，運用 logit模型確定“明星高管”公司的特征變量，主要包括：公司規(guī)模(Size)、年凈利率(Profit)、凈資產(chǎn)收益率(ROE)、員工人數(shù)(Emplr)、每股盈余(EPS)、高管報酬(CEOicm)、高管性別 (Male)、高管任職年數(shù)(Wrkyr)、高管年齡(Mngage)、CEO是否兩職合一(CEOdlt)。

其次根據(jù)以上公司特征變量，計算每一個企業(yè)的傾向得分，為當選“明星高管”所在的公司匹配一個在當年度內(nèi)傾向得分最接近的公司，最終形成了384個樣本公司。為了驗證匹配結(jié)果的有效性，用pstest命令進行平衡測試。匹配后t檢驗結(jié)果不拒絕“明星高管公司”與“配對公司”無系統(tǒng)差異的原假設(shè)(匹配后所有P值都大于0.1)。

實證結(jié)果與分析

一、變量定義和描述性統(tǒng)計

回歸模型由“研究設(shè)計”中的公式(1)-(4)給出，表2給出了回歸模型中各變量的定義與測算方法。

2010～2014年五年間“明星高管公司”一共有192個，加上“配對公司”一共有384個，對每一家企業(yè)都選取“獲獎前期間”、“獲獎當年”“獲獎后期間”的變量觀察，理論上有1920個觀測值，剔除數(shù)據(jù)不可得的樣本和由于分年度匹配造成的在不同年度被重復(fù)匹配的樣本，最后剩余1311個觀測值。按照“窗口期〈0”和“窗口期〉0”將數(shù)據(jù)分為兩類，用Awd作為分組變量，公司業(yè)績TBQ、ROA作為測試變量，分別對兩個時期的數(shù)據(jù)進行獨立樣本T檢驗，結(jié)果如表3所示。從檢驗結(jié)果可以發(fā)現(xiàn)：在高管獲獎前，“明星高管公司”及其“配對公司”的ROA沒有顯著差異，而獲獎以后，“明星高管”的ROA和TBQ值在1%的水平上顯著大于“配對公司”，由此可以初步判斷媒體評選“明星高管”所產(chǎn)生的聲譽效應(yīng)對當選高管公司的業(yè)績起到一定的促進作用。

表2 變量定義

下面是“明星高管”媒體評選機制對公司業(yè)績影響的時效性檢驗。把企業(yè)分為“明星高管公司”和“配對公司”，用“窗口期=1”所代表的獲獎以后的第一年和“窗口期=2”所代表的獲獎以后的第二年作為分組變量，用代表公司業(yè)績的ROA、TBQ作為測試變量，具體結(jié)果見表4。

數(shù)據(jù)顯示，“明星高管公司”的ROA均值在獲獎以后的第二年(Ckq=2)明顯比第一年(Ckq=1)低，在5%的水平上顯著；而“配對公司”的ROA和TBQ均值隨著時間推移變化較小，并且統(tǒng)計意義上不顯著。這表明“明星高管”公司受到獲獎后的年度變化的影響比較大，而“配對公司”不存在這樣的現(xiàn)象，由此可以初步判斷“明星高管”媒體評選機制對當選“明星高管公司”業(yè)績在第一年內(nèi)有促進作用，但第二年沒有促進作用，這與假設(shè)1基本吻合。

二、基本回歸結(jié)果及媒體評選“明星高管”對公司業(yè)績影響的時效性檢驗

以下通過回歸模型進一步檢驗媒體評選“明星高管”的聲譽機制對公司業(yè)績的影響。表5中回歸模型(1)和(2)用于檢驗用于“明星高管公司”和“配對公司”的業(yè)績差異。可以發(fā)現(xiàn)，ROA和TBQ的Awd的系數(shù)分別是0.632和1.085，ROA的Awd系數(shù)顯著，TBQ的Awd系數(shù)不顯著；After的系數(shù)分別是-2.062和-0.805，且統(tǒng)計上顯著；Awd*After的系數(shù)分別是2.097和0.482，都是正數(shù)且均在1%的水平上顯著。這表明“明星高管公司”在高管當選明星高管后的業(yè)績要顯著高于“配對公司”。

表4 媒體評選“明星高管”對公司業(yè)績影響的時效性的統(tǒng)計檢驗

表5 媒體評選“明星高管”對公司業(yè)績影響的回歸分析

表5中回歸模型(3)和(4)驗證了媒體評選“明星高管”聲譽機制對公司業(yè)績影響時效性。回歸結(jié)果顯示，Awd*ckq_1的系數(shù)分別為2.253和0.611，都在1%的水平上顯著為正，而Awd*ckq_2的系數(shù)分別為1.918和0.315，系數(shù)均變小并且顯著性明顯降低，ROA對應(yīng)的系數(shù)在5%的水平上顯著，而TBQ對應(yīng)的系數(shù)不顯著。這表明當選“明星高管”對公司業(yè)績的促進作用僅在高管獲獎后的第一年顯著，而第二年促進效應(yīng)顯著下降，從而進一步證實了本文的假設(shè)1。

VOCs的凈化處理工藝可以分為回收和破壞兩大類，其中：回收凈化工藝主要包括吸收法、吸附法、膜分離法、冷凝法等，一般是通過物理方法，如改變溫度、壓力或采用選擇性吸附劑和選擇性滲透膜等，來富集分離VOCs；破壞工藝則主要包括燃燒法、生物分離法以及等離子氣體法等，主要通過化學(xué)或生化反應(yīng)，用熱、微生物和催化劑等將VOCs轉(zhuǎn)變成為CO2和H2O等無毒害的無機小分子化合物。

三、回歸結(jié)果的進一步分析

1.媒體評選“明星高管”對不同性質(zhì)的公司業(yè)績影響的比較

表6報告了媒體評選“明星高管”對國有企業(yè)和民營企業(yè)業(yè)績的影響的回歸估計結(jié)果。可以發(fā)現(xiàn)，對國有企業(yè)做回歸時，Awd*After的估計系數(shù)均不顯著，而對民營企業(yè)做回歸時，Awd*After的估計系數(shù)均顯著為正，這說明民營企業(yè)的高管當選“明星高管”對于企業(yè)業(yè)績有顯著促進作用，而國有企業(yè)的高管當選“明星高管”對于公司的業(yè)績沒有明顯的促進作用。國有企業(yè)對應(yīng)的Awd*ckq_1和Awd*ckq_2的系數(shù)都不顯著，而民營企業(yè)對應(yīng)的Awd*ckq_1的系數(shù)顯著為正，Awd*ckq_2的系數(shù)變小且顯著性降低。這就說明國有企業(yè)的高管當選“明星高管”，企業(yè)業(yè)績在當選后第一年和第二年都沒有明顯變化，而民營企業(yè)高管如當選“明星高管”，在當選后的第一年內(nèi)對企業(yè)業(yè)績有促進作用，第二年促進效用減小。這一結(jié)論與本文提出的假設(shè)2一致。

表6 媒體評選“明星高管”對不同性質(zhì)公司業(yè)績影響的回歸分析

2.媒體評選對傳統(tǒng)行業(yè)企業(yè)和新興行業(yè)企業(yè)的影響

通過手工搜集整理樣本中每一家企業(yè)的發(fā)展歷程、生產(chǎn)經(jīng)營特點、技術(shù)研發(fā)情況等信息，同時參考魯桐和黨印(2014)[22]、王雄元和黃玉菁(2017)[27]的不同密集度行業(yè)的分類方法，本文篩選出兩類企業(yè)。第一類是傳統(tǒng)行業(yè)企業(yè)，包括采礦業(yè)、電力供應(yīng)業(yè)、建筑業(yè)、傳統(tǒng)制造業(yè)企業(yè)，一共有453個樣本；第二類是新興行業(yè)企業(yè)，包括信息技術(shù)、智能制造技術(shù)、新材料技術(shù)、清潔能源技術(shù)、生物技術(shù)等“新技術(shù)”的企業(yè)，一共有607個樣本。本文分別研究媒體評選對上述兩類企業(yè)業(yè)績的影響以及影響的時效性。

表7是媒體評選“明星高管”對傳統(tǒng)企業(yè)和新興行業(yè)公司業(yè)績的影響。對傳統(tǒng)企業(yè)做回歸時，Awd*After的估計系數(shù)均不顯著，而對新興行業(yè)企業(yè)做回歸時，Awd*After的估計系數(shù)均顯著為正，這說明新興行業(yè)公司的高管被評為“明星高管”對于公司業(yè)績有顯著促進作用，而傳統(tǒng)行業(yè)企業(yè)的公司高管被評為“明星高管”對于公司業(yè)績沒有明顯的促進作用。這一結(jié)論與本文的假設(shè)2一致。

表7 媒體評選“明星高管”對不同行業(yè)公司業(yè)績影響的回歸分析

傳統(tǒng)企業(yè)對應(yīng)的Awd*ckq_1和Awd*ckq_2的系數(shù)都不顯著。而以ROA度量的新興行業(yè)企業(yè)的業(yè)績對應(yīng)的Awd*ckq_1的系數(shù)在10%的水平上顯著，Awd*ckq_2的系數(shù)不顯著；以TBQ度量的新興行業(yè)企業(yè)的業(yè)績對應(yīng)的Awd*ckq_1的系數(shù)在5%的水平上顯著為正，Awd*ckq_2的系數(shù)不顯著。這就說明傳統(tǒng)行業(yè)公司高管當選“明星高管”，公司業(yè)績在當選后第一年和第二年都沒有明顯變化，而新興行業(yè)公司高管如當選“明星高管”，在當選后第一年內(nèi)對公司業(yè)績有促進作用，但第二年沒有明顯促進作用。這一結(jié)論進一步證實了本文的假設(shè)1和假設(shè)2。

研究結(jié)論與建議

以上研究結(jié)論顯示，媒體評選“明星高管”對公司業(yè)績的影響不僅具有時效性，而且還與公司的特異性相關(guān)，這意味著，媒體評選“明星高管”公司治理作用不像以往研究所證實的媒體“負面報道”的公司治理作用大。基于以上研究，本文提出如下建議：

(1)對于媒體而言，從更好地發(fā)揮公司治理作用的角度來看，媒體的角色更多地應(yīng)該定位于公司高管的外部“監(jiān)督者”，而不是定位于公司高管的“追捧者”。 而對于高管而言，熱衷于在媒體“拋頭露面”從長期來看對公司業(yè)績的改善并不一定有太多的正面意義，因此從長期來看，公司高管應(yīng)該把更多精力投入到提升管理水平、潛心經(jīng)營好企業(yè)上面。

(2)對于民營企業(yè)和新興行業(yè)企業(yè)而言，適當利用媒體的外部治理作用提高企業(yè)知名度、有助于改善公司“外源性”資源約束、并因此提高公司的融資能力、降低公司的融資成本，從而對提升公司業(yè)績有一定的影響，但是要注意的是這種影響的時效性。

(3)對于國有企業(yè)和傳統(tǒng)行業(yè)領(lǐng)域的企業(yè)而言，公司業(yè)績在較小程度上取決于公司高管個人特質(zhì)，因此相對于傳統(tǒng)行業(yè)企業(yè)和民營企業(yè)而言，媒體評選“明星高管”對國有企業(yè)與傳統(tǒng)行業(yè)企業(yè)業(yè)績的影響較小。因此對國有企業(yè)和傳統(tǒng)行業(yè)企業(yè)而言，更重要的是要發(fā)揮媒體“負面報到”對高管的外部約束力，而不是更多地關(guān)注于媒體“正面報到”對高管的外部激勵作用，這對于完善國有企業(yè)和傳統(tǒng)企業(yè)的公司治理，提升公司績效具有更為重要的意義。

注釋