媒体评选“明星高管”具有改善公司绩效的作用吗？

刘江会 顾雪芹 王海之

(1.上海师范大学商学院，上海 200234；2.上海社会科学院世界经济研究所，上海 200020 3.Stuart School of Business, Illinois Institute of Technology, Chicago, IL 60616)

高管作为公司“符号”受到社会普遍关注，媒体对高管本人的报道往往比对公司的报道更容易引起公众兴趣。基于迎合公众认知偏好、赢得更广泛的注意力和争取更多广告收入等动机，媒体也热衷于“追捧”明星公司高管。近年来，一些主流财经媒体纷纷开展诸如“年度经济人物”、 “最佳商业领袖”等评选活动，吸引了大量公众的注意力。与此同时，一些公司高管也热衷于通过媒体“抛头露面”，借助媒体获得了“明星”般的影响力，这一方面强化了明星高管在公司中的权威和影响力，另一方面也加大了明星高管与公司议价的能力，并因此提高其从公司获取更多报酬的可能性(Malmendier and Tate，2009；宋常和赵懿清，2011；刘红霞和李辰颖，2011)[9][26][21]。由此可见，媒体评选“明星高管”会增进媒体和当选高管的利益，但对当选“明星高管”的公司又会产生什么影响呢？回答这一问题，对于本文加全面地认识媒体的公司治理作用具有重要的意义。

实际上大量的研究探讨了媒体的公司治理作用，比较一致的结论是媒体对公司高管的监督和“负面报道”，可以通过法律惩罚、公司高管声誉和资本贬值等途径来发挥积极的公司治理作用，并因此改善公司业绩(Dyck and Zingales，2008；Joe et al，2009；李培功和沈艺峰，2010；周开国等，2016；朱和平和宋邻西，2018)[5] [7] [17] [30] [31]。但有关媒体评选“明星高管”的正面报道的公司治理作用，现有的研究莫衷一是，一些研究认为，媒体评选“明星高管”有助于公司业绩的提升(Nguyen and Leblanc，2001；Yadav et al，2007；Chin Xiang Xuan et al.，2009；罗炜等，2017)[11][13][1][23]；而另一些研究认为，媒体评选“明星高管”会对公司业绩会产生负面影响(Malmendier and Tate，2009；陈红等，2013)[9] [15]。

本文认为，要客观分析媒体评选“明星高管”对公司业绩的影响有三个因素需要考虑，即内生性问题、时间效应和公司异质性。首先 “明星高管”的社会知名度和公司治理绩效之间可能存在互为因果的内生性问题，即 “明星高管”的社会知名度可能有助于提升的公司业绩，但公司高管之所以当选“明星高管”可能本来就是因为公司业绩突出。不厘清这一内生性问题就很难准确地分析媒体评选“明星高管”对公司治理和公司绩效究竟有何影响。其次，媒体评选“明星高管”带来的声誉效应可能具有时间效应，随着时间的推移这种效应对公司业绩的影响也会不同。最后，更为重要的是媒体评选“明星高管”对公司治理绩效的影响，还可能因公司的异质性特征而不同。比如，公司高管在这国有企业和民营企业治理结构体系中的作用和权威性具有明显的差异性，因此，媒体评选“明星高管”带来的当选高管社会知名度对这类公司的影响显然也应该是不同的。

对上述三个因素的欠考虑，可能是导致一些研究在分析媒体评选“明星高管”对公司业绩影响时得到不同结论的重要原因。有鉴于此，本文将在现有研究的基础上做以下两个方面的拓展工作：(1)本文采用“倾向得分匹配法”和“双重差分模型”有效解决公司高管社会知名度提升与公司业绩的内生性问题。(2)在解决内生性问题的基础上，本文检验了媒体评选“明星高管”对公司业绩的影响的“时间效应”，并充分考虑了“公司异质性”问题，尤其是考虑了媒体评选“明星高管”对公司业绩的影响在国有企业和民营企业的差异、在传统行业和新兴行业的差异。本文在这两方面所做工作，提供了媒体评选“明星高管”对公司业绩影响的更为稳健的经验证据，同时，研究结论也可以为分析在构建有效制衡的企业治理结构过程中，如何发挥媒体的外部治理作用提供重要的启示。

文献综述与研究假设

在注意力经济时代，为迎合公众认知偏好和获得广告收入，主流财经媒体纷纷开展评选明星高管的活动，这些评选活动吸引了大量公众的注意力，活动中当选的公司高管的社会知名度也因此获得了极大的提升。高管在这类媒体评选过程中社会知名度的提升，对公司业绩会带来怎样的影响呢？这一问题引发了众多文献的关注，然而，不同的文献所得到的结论却并不一致。

第一类文献认为媒体评选“明星高管”会通过声誉机制优化公司内部治理并改善公司“外源性”资源约束条件，从而提高公司的经营绩效：其一，媒体评选“明星高管”会提高当选高管在社会公众和职业经理人市场中形象和声誉，并通过媒体“放大器”的作用，大大提高其人力资本的价值，为了维持这种良好声誉给其带来的人力资本增值好处，公司高管非常重视媒体的作用，因此媒体可以约束高管的机会主义行为，从而改善公司治理，并由此提高公司业绩(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”的公司更容易获得媒体关注，从公司信息透明度的角度，“明星高管”有助于加强媒体等第三方平台对公司和高管个人信息的披露，从而加强外部约束，并因此改善公司治理绩效(林有志和张雅芬，2007；梁上坤，2017)[20][19]。而良好的公司治理将使公司在未来具有较高的财务安全性，有利于提高公司的盈利能力，投资者愿意为公司治理状况好的公司支付溢价，从而提升公司经营业绩(李功培和沈艺峰，2010；郑志刚等，2011；李功培和徐淑美，2013)[17][29][18]。其三，媒体评选明星高管，还可以通过声誉机制改善公司“外源性”资源约束条件1来提供公司经营绩效。媒体评选“明星高管”为当选高管赢得了社会知名度，从而有利于提高银行等金融机构对公司的信任度，提高公司的融资能力、降低公司的融资成本(才国伟等，2015；夏楸和郑建明，2015)[14][28]。同时，“明星”CEO还可以吸引更多的顾客、投资者和员工，并提高销售额和业绩(Pincus et al，1991；Daily and Johnson，1997；Deephouse，1997)[12][2][3]。Nguyen and Leblanc(2001)[11]以1992～2002年间财富500强公司为样本，研究发现CEO媒体曝光数量对提高公司品牌绩效有显著影响——相对于CEO曝光率低的公司，曝率高的CEO所在公司托宾q值平均每年高出8%。Chin Xiang Xuan et al(2009)[1]对台湾上市公司进行研究，发现短期内CEO借由大量媒体曝光会改变大众对公司的认知，带来更多顾客，这会对公司营运状况起积极作用。

第二类文献则认为媒体评选“明星高管”的声誉效应增强了当选高管的机会主义倾向，并会使公司经营绩效因此受损：其一，媒体评选“明星高管”可能会导致当选高管为维持其高声誉采取机会主义行为的动机更突出，如为迎合投资者以及分析师对其高业绩的预期，高管可能会选择收益最大化但风险较高的项目(Malmendier and Tate，2009；陈红等2013)[9][15]。其二，“明星高管”获得媒体评选的奖项以后容易产生傲慢心理(倪清和吴成颂，2017)[25]、倾向于提高自己的薪酬、会投入更多时间和精力在公司以外的事情上(如增加外部兼职的数量、参加媒体的活动、出版书籍等)甚至存在高管以牺牲公司业绩为代价来提升个人社会知名度的现象[3]，这都会对公司治理造成不利影响，导致公司资产回报率(ROA)下降(Hamilton and Zeckhuaser, 2004)[6]。其三，媒体出于迎合公众认知偏好和获得广告收入，可能为利益所“收买”，成为公司管理层攫取私利的“鼓噪者”，媒体评选“明星高管”不仅没有起到树立真正光辉典范的作用，反而弱化和降低了公司治理的有效性，引发了消极的经济后果(醋卫华和李培功，2015)[16]。其四，随着公司高管名声的增大，他们越有可能为了维护自身声誉而使企业陷入战略惯性，不愿意改变战略，这会降低企业对市场新出现的状况的适应能力从而对企业业绩造成不良影响(Mathew et al，2004)[10]。

以上文献从不同的角度分析了媒体评选“明星高管”对公司绩效的影响，并得到了不同的结论，在解决内生性问题的基础上，如果考虑时间效应和公司异质性则能在上述研究的基础上为分析媒体评选“明星高管”对公司业绩究竟有何影响提供新的经验解释。

首先，就时间效应而言，媒体评选明星高管给公司高管带来的名声会随时间的推移而衰减，一方面依靠高管名声来改善公司外源性资源约束的效应在短期内可能效果比较明显，但从长期来看公司外源性资源约束条件的改善从根本上还有赖于公司的内在投资价值，高管名声的作用有限；另一方面 “明星高管”在长期内更容易受“名声”所累，因此上述第二类文献所分析的“明星高管”为维持高声誉的机会主义倾向、“明星”头衔所产生的“傲慢心态”以及高声誉带来的“战略惯性”在长期内更容易产生，并表现的更为突出。由此本文可以得到：

假设1：媒体评选“明星高管”对当选高管公司业绩的影响在短期内会有积极影响，而在长期内这种积极影响会消减。

其次，媒体评选“明星高管”对公司业绩的影响，还与公司的特征相关。一般而言，对于那些成长环境不确定性小、高管权力制衡强、“外源性”资源约束条件宽松的公司而言，公司的业绩在很大程度上并不取决于公司高管的个人特质。因此这类公司的业绩与公司高管“名声的关联度并不大。

而对哪些成长环境不确定性大，高管权力制衡弱，“外源性”资源约束条件较差的公司而言，公司高管的个人特质往往对公司的业绩有重要影响，因此这类公司的业绩与公司高管的“声誉”存在较大的关联性。根据表1分析的国有企业、民营企业、传统行业企业和新兴行业企业在“成长环境不确定性程度”、“高管权力制衡强度”、“‘外源性’资源约束条件”三个特征上的差异性，从中本文可以得到：

表1 高管个人特质影响公司业绩程度的异质性因素

假设2：国有企业和传统企业相对于民营企业和新兴企业而言，成长环境不确定性小，高管权力制衡强度大，“外源性”资源约束条件相对宽松，这意味着前者业绩在较小程度上取决于公司高管个人特质，因此相对于传统行业企业和民营企业而言，媒体评选“明星高管”对国有企业与传统行业企业业绩的影响较小。

研究设计

一、研究设计

本文基于Malmendier and Tate(2009)[9]的研究，采用倾向得分匹配法为在2010～2014年间的某一年度内高管获得媒体评选奖项的公司(下文称为“明星高管公司”)匹配一组在样本期间内高管未参与媒体评选的公司(下文称为“配对公司”)以解决媒体评选的内生性问题。“配对公司”在可观察到的公司特征上和“明星高管公司”相同或类似。找寻配对公司的具体方法如下：

首先将总体样本分为两大类：处理组(Awd=1)，即明星高管公司、控制组(Awd=0)，为未参与评选的公司。其次将匹配向量组合设定为公司规模、年净利率、净资产收益率、员工人数、每股盈余、高管的薪酬等。最后，用这些公司特征和高管特征来估计倾向得分且使用最邻近方法，以倾向得分值的相近度进行一对一的样本匹配。例如，A公司的高管在2014年度被福布斯杂志评选为“2014年度最佳CEO”，本文将2013年度与A公司的公司特征和高管特征相同或相近的B公司通过倾向得分匹配法找出来，就构成了“配对公司”，对所有的“明星高管公司”都按此方法确定“配对公司”。由于这两类公司在每个可观测的维度上都是相同或类似的，因此高管被评为明星高管后公司的业绩变化不会受到某些公司特征影响，从而控制了内生性。

为“明星高管公司”匹配了“配对公司”之后，采用双重差分法衡量它们之间的业绩差别，从而研究媒体评选“明星高管”对公司业绩的影响，具体步骤如下：

第一步，确定获奖的前后期间。如图1，本文确定时间窗口为2年，即“明星高管”当选年度的前2年为获奖前期间(before award period)，后2年为获奖后期间(after award period)。需要注意的是，每一个“配对公司”也采用和“明星高管公司”相同的获奖前期间和获奖后期间。因为一共有5个获奖年度(2010～2014年)，不同CEO的获奖年度不同，所以对应的获奖前后期间也不同。

第二步，用多元回归法比较“明星高管公司”和“配对公司”的业绩差别。构建模型(1)和(2)：

其中，ROA和TBQ分别代表企业的总资产回报率和托宾q值，本文用这二者来衡量公司绩效。Awd和After都是虚拟变量：若该公司的高管被评选为 “明星高管”，Awd为1，否则Awd为0；若公司处于获奖后的年度，After为1，否则After为0；CV为控制变量。观察Awd*After前的系数，以此判断媒体评选“明星高管”对公司业绩的影响。

第三步，通过构造模型(3)和(4)对比明星高管当选后第一年和第二年的业绩情况来研究媒体评选“明星高管”对公司绩效影响的时效性。

Ckq1代表明星高管当选后的第一年，Ckq2代表明星高管当选后的第二年，用Awd分别与这两个变量相乘，构造交互项Awd*Ckq1和Awd*Ckq2，通过观察这两个交互项前的系数，来判断媒体评选明星高管的时间效应。

二、数据来源、样本选择与匹配

本文中的高管，包括“总经理”、“首席执行官”、“董事长”。上市公司基本情况、财务情况等数据主要来自WIND数据库，与企业高管相关的数据主要来自CSMAR数据库。参考马连福和刘丽颖(2013)[24]等学者的方法，将福布斯中文网、CCTV、《第一财经》、《华夏时报》评选出的“中国上市公司最佳CEO”、“年度经济人物”、“最佳商业领袖”、“十大杰出CEO”、“十大成长CEO”、“年度人物”界定为 “明星高管”，剔除获奖人物不是上市公司高管的样本，且剔除获奖人物所在的公司不是沪深两市A股上市的公司的样本后，获得192个“明星高管”公司。

由于本文研究的高管获奖年度是2010～2014年，倾向得分匹配是为获奖的上一个年度的公司寻找匹配样本，因此倾向得分匹配用到的是2009～2013年沪深两市所有A股上市公司的数据。同时在分析高管当选“明星”是否会对公司业绩产生影响时，本文以当选年为基准，考察当选前2年和当选后2年企业业绩的变化，因此本文所涉及的样本数据的时间跨度为2008～2016年。对于这些初始样本，采用如下筛选原则：(1)剔除所有金融类上市公司；(2)剔除所有ST公司；(3)剔除数据不全公司。最终确定了8854个有效样本(其中“明星高管” 公司192个)。

接下来用倾向得分匹配法为192个“明星高管公司”寻找“配对公司”。首先根据Malmendier and Tate(2009)[9]的方法，运用 logit模型确定“明星高管”公司的特征变量，主要包括：公司规模(Size)、年净利率(Profit)、净资产收益率(ROE)、员工人数(Emplr)、每股盈余(EPS)、高管报酬(CEOicm)、高管性别 (Male)、高管任职年数(Wrkyr)、高管年龄(Mngage)、CEO是否两职合一(CEOdlt)。

其次根据以上公司特征变量，计算每一个企业的倾向得分，为当选“明星高管”所在的公司匹配一个在当年度内倾向得分最接近的公司，最终形成了384个样本公司。为了验证匹配结果的有效性，用pstest命令进行平衡测试。匹配后t检验结果不拒绝“明星高管公司”与“配对公司”无系统差异的原假设(匹配后所有P值都大于0.1)。

实证结果与分析

一、变量定义和描述性统计

回归模型由“研究设计”中的公式(1)-(4)给出，表2给出了回归模型中各变量的定义与测算方法。

2010～2014年五年间“明星高管公司”一共有192个，加上“配对公司”一共有384个，对每一家企业都选取“获奖前期间”、“获奖当年”“获奖后期间”的变量观察，理论上有1920个观测值，剔除数据不可得的样本和由于分年度匹配造成的在不同年度被重复匹配的样本，最后剩余1311个观测值。按照“窗口期〈0”和“窗口期〉0”将数据分为两类，用Awd作为分组变量，公司业绩TBQ、ROA作为测试变量，分别对两个时期的数据进行独立样本T检验，结果如表3所示。从检验结果可以发现：在高管获奖前，“明星高管公司”及其“配对公司”的ROA没有显著差异，而获奖以后，“明星高管”的ROA和TBQ值在1%的水平上显著大于“配对公司”，由此可以初步判断媒体评选“明星高管”所产生的声誉效应对当选高管公司的业绩起到一定的促进作用。

表2 变量定义

下面是“明星高管”媒体评选机制对公司业绩影响的时效性检验。把企业分为“明星高管公司”和“配对公司”，用“窗口期=1”所代表的获奖以后的第一年和“窗口期=2”所代表的获奖以后的第二年作为分组变量，用代表公司业绩的ROA、TBQ作为测试变量，具体结果见表4。

数据显示，“明星高管公司”的ROA均值在获奖以后的第二年(Ckq=2)明显比第一年(Ckq=1)低，在5%的水平上显著；而“配对公司”的ROA和TBQ均值随着时间推移变化较小，并且统计意义上不显著。这表明“明星高管”公司受到获奖后的年度变化的影响比较大，而“配对公司”不存在这样的现象，由此可以初步判断“明星高管”媒体评选机制对当选“明星高管公司”业绩在第一年内有促进作用，但第二年没有促进作用，这与假设1基本吻合。

二、基本回归结果及媒体评选“明星高管”对公司业绩影响的时效性检验

以下通过回归模型进一步检验媒体评选“明星高管”的声誉机制对公司业绩的影响。表5中回归模型(1)和(2)用于检验用于“明星高管公司”和“配对公司”的业绩差异。可以发现，ROA和TBQ的Awd的系数分别是0.632和1.085，ROA的Awd系数显著，TBQ的Awd系数不显著；After的系数分别是-2.062和-0.805，且统计上显著；Awd*After的系数分别是2.097和0.482，都是正数且均在1%的水平上显著。这表明“明星高管公司”在高管当选明星高管后的业绩要显著高于“配对公司”。

表4 媒体评选“明星高管”对公司业绩影响的时效性的统计检验

表5 媒体评选“明星高管”对公司业绩影响的回归分析

表5中回归模型(3)和(4)验证了媒体评选“明星高管”声誉机制对公司业绩影响时效性。回归结果显示，Awd*ckq_1的系数分别为2.253和0.611，都在1%的水平上显著为正，而Awd*ckq_2的系数分别为1.918和0.315，系数均变小并且显著性明显降低，ROA对应的系数在5%的水平上显著，而TBQ对应的系数不显著。这表明当选“明星高管”对公司业绩的促进作用仅在高管获奖后的第一年显著，而第二年促进效应显著下降，从而进一步证实了本文的假设1。

VOCs的净化处理工艺可以分为回收和破坏两大类，其中：回收净化工艺主要包括吸收法、吸附法、膜分离法、冷凝法等，一般是通过物理方法，如改变温度、压力或采用选择性吸附剂和选择性渗透膜等，来富集分离VOCs；破坏工艺则主要包括燃烧法、生物分离法以及等离子气体法等，主要通过化学或生化反应，用热、微生物和催化剂等将VOCs转变成为CO2和H2O等无毒害的无机小分子化合物。

三、回归结果的进一步分析

1.媒体评选“明星高管”对不同性质的公司业绩影响的比较

表6报告了媒体评选“明星高管”对国有企业和民营企业业绩的影响的回归估计结果。可以发现，对国有企业做回归时，Awd*After的估计系数均不显著，而对民营企业做回归时，Awd*After的估计系数均显著为正，这说明民营企业的高管当选“明星高管”对于企业业绩有显著促进作用，而国有企业的高管当选“明星高管”对于公司的业绩没有明显的促进作用。国有企业对应的Awd*ckq_1和Awd*ckq_2的系数都不显著，而民营企业对应的Awd*ckq_1的系数显著为正，Awd*ckq_2的系数变小且显著性降低。这就说明国有企业的高管当选“明星高管”，企业业绩在当选后第一年和第二年都没有明显变化，而民营企业高管如当选“明星高管”，在当选后的第一年内对企业业绩有促进作用，第二年促进效用减小。这一结论与本文提出的假设2一致。

表6 媒体评选“明星高管”对不同性质公司业绩影响的回归分析

2.媒体评选对传统行业企业和新兴行业企业的影响

通过手工搜集整理样本中每一家企业的发展历程、生产经营特点、技术研发情况等信息，同时参考鲁桐和党印(2014)[22]、王雄元和黄玉菁(2017)[27]的不同密集度行业的分类方法，本文筛选出两类企业。第一类是传统行业企业，包括采矿业、电力供应业、建筑业、传统制造业企业，一共有453个样本；第二类是新兴行业企业，包括信息技术、智能制造技术、新材料技术、清洁能源技术、生物技术等“新技术”的企业，一共有607个样本。本文分别研究媒体评选对上述两类企业业绩的影响以及影响的时效性。

表7是媒体评选“明星高管”对传统企业和新兴行业公司业绩的影响。对传统企业做回归时，Awd*After的估计系数均不显著，而对新兴行业企业做回归时，Awd*After的估计系数均显著为正，这说明新兴行业公司的高管被评为“明星高管”对于公司业绩有显著促进作用，而传统行业企业的公司高管被评为“明星高管”对于公司业绩没有明显的促进作用。这一结论与本文的假设2一致。

表7 媒体评选“明星高管”对不同行业公司业绩影响的回归分析

传统企业对应的Awd*ckq_1和Awd*ckq_2的系数都不显著。而以ROA度量的新兴行业企业的业绩对应的Awd*ckq_1的系数在10%的水平上显著，Awd*ckq_2的系数不显著；以TBQ度量的新兴行业企业的业绩对应的Awd*ckq_1的系数在5%的水平上显著为正，Awd*ckq_2的系数不显著。这就说明传统行业公司高管当选“明星高管”，公司业绩在当选后第一年和第二年都没有明显变化，而新兴行业公司高管如当选“明星高管”，在当选后第一年内对公司业绩有促进作用，但第二年没有明显促进作用。这一结论进一步证实了本文的假设1和假设2。

研究结论与建议

以上研究结论显示，媒体评选“明星高管”对公司业绩的影响不仅具有时效性，而且还与公司的特异性相关，这意味着，媒体评选“明星高管”公司治理作用不像以往研究所证实的媒体“负面报道”的公司治理作用大。基于以上研究，本文提出如下建议：

(1)对于媒体而言，从更好地发挥公司治理作用的角度来看，媒体的角色更多地应该定位于公司高管的外部“监督者”，而不是定位于公司高管的“追捧者”。 而对于高管而言，热衷于在媒体“抛头露面”从长期来看对公司业绩的改善并不一定有太多的正面意义，因此从长期来看，公司高管应该把更多精力投入到提升管理水平、潜心经营好企业上面。

(2)对于民营企业和新兴行业企业而言，适当利用媒体的外部治理作用提高企业知名度、有助于改善公司“外源性”资源约束、并因此提高公司的融资能力、降低公司的融资成本，从而对提升公司业绩有一定的影响，但是要注意的是这种影响的时效性。

(3)对于国有企业和传统行业领域的企业而言，公司业绩在较小程度上取决于公司高管个人特质，因此相对于传统行业企业和民营企业而言，媒体评选“明星高管”对国有企业与传统行业企业业绩的影响较小。因此对国有企业和传统行业企业而言，更重要的是要发挥媒体“负面报到”对高管的外部约束力，而不是更多地关注于媒体“正面报到”对高管的外部激励作用，这对于完善国有企业和传统企业的公司治理，提升公司绩效具有更为重要的意义。

注释