董事个人声誉维护的构念及实证研究

焦 健，黄紫微

（安徽财经大学1.会计学院2.工商管理学院，安徽 蚌埠 233030）

一、引言

“人而无信，不知其可也。”声誉被定义为一种社会评价形式，它是随着时间的推移而建立的，反映了社会公众对某人整体素质或能力的综合评价[1]。近年来，关于声誉的学术研究越来越多，许多学者认为，良好的声誉会为个人和公司带来各种好处[2]。然而，也有越来越多的学者发现，与声誉较差的同行相比，声誉较高的董事要受到更严格的审查和更高的业绩预期[3]。简言之，即使董事的高声誉建立起来，但随着业绩预期越来越难以达到，其良好的声誉所带来的正面效应也可能会逐渐减弱。那么，知名人士如何维持其良好声誉所带来的正面效应呢？目前，关于这一主题的研究主要集中于组织对声誉威胁的反应，而对于当个人声誉受到威胁时，高声誉的个人会作出怎样的反应及其原因的相关研究较少。Lorsch和MacIver（1989）[4]在对董事的访谈中发现，公司声誉是影响董事是否愿意在特定董事会任职的决定性因素。然而，董事决定退出是否代表一种声誉维护机制，需要对董事退出与企业外部声誉威胁的关系进行更直接的检验。

基于以上背景，本研究将以董事作为研究对象，探讨媒体的负面关注如何威胁董事的声誉，从而导致董事产生与声誉受损的公司脱钩的动机，以减轻潜在的声誉损害。本研究可能的学术贡献主要在于：一是发展了关于董事如何应对声誉威胁的反应机制理论。结合自我决定理论（self-determination theory，SDT）和社会身份认同理论（social identity），探究了杰出的个人在其声誉受到外部威胁时会作出怎样的反应及其原因。本研究推测，董事为了维持其外部良好声誉带来的好处，以及为董事会提供良好服务的初衷，外部媒体的负面关注会促使其离开被媒体负面关注的公司。二是以董事为研究对象探索声誉维护有助于公司治理理论的发展。由于以往研究很少关注董事在某一董事会任职的原因，以及为什么他们留在或离开某一董事会[5]，期望通过本研究可以更加明确董事为董事会服务的内外部动机及其影响机制。

二、理论分析和研究假设

（一）个人声誉维护

作为一种新的动机理论，SDT理论认为外部动机和内部动机会共同激励个体行为[6]。社会身份认同一般是指，当个人正式认识到了自己以其独特地位属于这个具有社会特定成员身份特征的特殊社会群体，同时个人也真正认识到其作为群体成员时所带给的特殊的道德情感意义[7]。若组织的形象受损，将破坏个人对组织的归属感和认同感，可能会促使个人离开现有的组织，而去寻求加入那些更能使自己满意的组织[8]。

综上，结合SDT理论和社会身份认同理论，本研究认为：声誉是个人身份的核心[8]，当与某一特定组织的联系可能会威胁到该身份时，个人可能会将外部威胁内化，以维护其身份和能力感。同时，他们将经历组织认同度的降低，随后与该组织继续保持联系的积极性降低，最后离开该组织，以减少外部利益的潜在损失。

（二）董事声誉维护

结合上文中个人声誉维护的概念，本研究将探究董事维护自己声誉的原因及维护的方法。首先，个人只有建立了良好的声誉，才可能被选为公司的董事[9]，同时这些人也会受到更严格的外部审查[10]，因此董事也会更加重视外部的评价。另外，在某种程度上，这也是因为他们希望从与声誉良好的公司建立关系中获得外在利益，同时他们会将外部利益内化为其能力感和身份感，以保持其作为高质量商业顾问的身份。相反，当企业出现重大危机或在业绩极为糟糕的情况下，董事为了维护其声誉，可能会选择退出董事会[11]。不过，董事决定退出是否代表一种声誉维护机制，则需要对董事退出与企业外部声誉威胁的关系进行更直接的检验。

（三）董事声誉维护与媒体的负面报道

媒体是“对公司及其相关人员进行评估的重要而合法的平台”[12]。公司的整体媒体知名度可以成为董事声望的来源，媒体报道的基调可以成为反映某家公司高管质量的信号，负面报道可能会威胁这些高管的个人声誉[13]。基于此，本研究认为，媒体的负面关注是促使董事维护声誉的一个重要影响因素。董事意识到外部审查力度将增强，可能会促使其采取行动降低由于媒体负面关注可能带来的潜在不利影响[14]。结合声誉维护的概念，董事很可能会将媒体的负面报道与声誉可能带来的外部利益损失联系起来，会产生与被负面关注的公司脱钩的外部动机[15]。同时，媒体的负面报道可能会降低董事的组织认同感，进而会降低对公司的承诺[16]，董事更可能选择离开董事会，以保持积极的自我形象。基于以上分析，提出研究假设1：

H1：媒体的负面报道与董事离职的可能性正相关。

（四）董事特征与媒体的负面报道

董事特征会影响董事维护声誉的程度或表现形式。本研究认为，可能影响董事应对外部负面关注行为的三个主要特征是其相对地位、是否是董事长、在董事会任职的时间，反映了董事的身份及其承诺，可能会影响董事将声誉威胁内化和应对的程度。

1.董事的相对地位。通常情况下，只有声誉相对较好的人才有可能获得公司的董事任命[9]，但即便如此，由于董事成员的社会资本（即所掌握的资源）不同[17]、对公司作出贡献不同[18]等原因，其地位也各不相同[19]。本文认为，董事之间地位的差异可能会影响董事如何应对潜在的声誉威胁。已有研究表明，较高地位的人可能会面临更严格的外部审查，并带来更严重的后果[9][20]。他们会在更大程度上将威胁内化，感觉到自己的身份、能力与受到负面关注的公司之间存在更大的偏差，进而对公司的认同感会降低。因此，地位较高的董事更有可能通过选择离开董事会来回应外部的负面报道。基于此，提出研究假设2：

H2：董事相对地位越高，因媒体负面报道而离职的可能性越大。

2.是否为董事长。除了作为一名董事会成员的荣誉之外，参与影响公司战略的决策，感觉能够有所作为，也是董事为公司服务的主要动力[4]。董事长一职被视为董事会中最有影响力的职位[21]，因此担任董事长的董事的个人认同感和对组织的承诺感最强，在任何情况下都将更有动力留在董事会[22]。当面对媒体负面报道时，作为董事长更希望扭转公司的局面和改善公司的状况，而不是简单地离开，这种责任感很可能抵消外部负面关注所产生的外部成本。因此，董事长可能认为留在董事会并解决这些问题才是维护声誉更好的方式。基于此，提出研究假设3：

H3：担任董事长一职降低了董事因媒体负面报道而离职的可能性。

3.董事任期。Taylor 等（1996）[23]发现，对于世界500 强公司的总经理来说，增加工作年限会增加离职率。因此，任期可能与公司高层的组织承诺负相关，任期时间较长的董事更容易受到外部负面关注的影响，会感到更大的能力丧失和挫败感，更有可能因媒体负面报道而离开董事会。基于此，提出研究假设4：

H4：董事任职时间较长增加了董事因媒体负面报道而离职的可能性。

三、研究设计

（一）变量说明

1.被解释变量

董事离职（Director Exit）。现行《公司法》规定，董事通常任期3年，未在1到2年内退出董事会的董事，可能是其在等待任期结束后才离开，因此，本文认为使用3年的观测窗口期得到的结论更加准确。遵照现有文献[24]的做法，如果董事离开董事会取值为1，如果董事在观测年份的3年内仍留在董事会则取值为0。

2.解释变量

媒体负面报道（NegNews）。本文利用中国在线报刊新闻数据量化工具与中国舆情数据库系统，收集与汇总计算了研究时段内的中国互联网所有在线媒体报刊报道数据。为了保证报道研究结果更加精确且具有数据统计的针对性，在基本保留了原始报道数据信息的基础上，剔除了其中在中国有3家及以上公司的媒体机构的负面报道样本（报道涵盖公司的均值）指标。为了正确地区分出每一篇媒体报道所表达的主要情感倾向，利用机器学习的分析技术可自动将一个报道句子里所表达的主要情感倾向性分为三类：正面、中性和偏于负面。借鉴相关分析理论，根据已经被智能机器视觉所能识别检测到的各种感情倾向的句子，利用log运算模型可对每个句子正文情感倾向指数的数据汇总分析及评分等指标数据进行相应的调整，具体的评估调整方法：经调整的正文情感评分=log[1+(正面句子数-负面句子数)/(正面句子数+负面句子数+1)]，考虑到目前人们经常会出现的对某些负面新闻报道的敏感，需要在进行文本情感值分析判断的客观基础上，将其情感值小于0时的新闻报道认定为负面新闻报道。媒体负面报道的取值按照以下方法测量：媒体负面报道强度=负面报道数量/总报道数量。

3.调节变量

（1）董事地位（Director Status）。具体以三个指标来衡量。一是董事成员的兼职数量。现有相关文献表明，董事成员数和公司兼职监事会成员数量等可以更加准确地反映董事人员在董事会班子架构中的控制地位[25]。因此，本文参照He和Huang（2011）[26]、武立东等（2018）[27]的做法，使用董事成员兼职的数量（对数化处理）作为判断董事成员地位水平的指标。二是董事成员媒体关注度。本文参照Jiang等（2015）[28]的做法，选用《中国证券报》《证券日报》《证券时报》《中国经营报》《经济观察报》《21世纪经济报道》6家财经报纸关于董事成员的报道量的相对数量（对数化处理）作为衡量董事成员地位高低的一项指标。三是董事成员与社会政治文化的关联。参考武立东（2018）[27]和张耀伟等（2015）[29]的研究，对公司董事成员个人具有的相关社会政治利益关联程度作以下界定：若公司董事成员仅具有与地方政府或者地市级政府的社会政治利益关联，取值为1；若董事成员具有直接与中央政府机构关联的，取值为2；没有政治关联的取值为0。本文主要借鉴国内外现有研究[30-31]的做法，使用主成分分析方法对上述三个指标分别进行合成，从而能够获得公司董事会管理层中的每位董事成员的地位指标。董事相对地位按照以下方法进行测量：董事地位=rank地位指标/董事会规模，其中地位指标按照指标值进行倒序排列。

（2）董事长（Board Chair）：如果该董事担任董事长，则取值为1，否则取值为0。

（3）董事任期（Director Tenure）：一名董事在某董事会任职的总年限。

3.控制变量

参考廖方楠等（2021）[32]的研究，选取如下控制变量：资产负债率（Lev）、托宾Q（Tobing Q）、公司规模（Size）、股权集中度（Top10）、董事会规模（Board Size）、股权性质（Soe）、年度（Year）和行业（Industry）。

（二）样本选择和数据来源

由于我国上市公司从2008年以后才逐步地开始公开披露主要执行或董事成员背景信息，因此本研究以2008年起至2020年止沪深证券二级市场A股公司全体及可比同类上市公司业绩表为基本参考和研究样本，采用“公司—年度”的面板数据结构模型进行实证分析。该有效观测样本数据是指一组由4 013 家公司2008—2020年期间共13个年度数据样本组成的非平衡面板数据，共计含有33 751个有效的观测数据值，对其中部分有效观测值因数据缺失予以剔除，最终使用的有效观测值样本总数为30 174个。

本文数据来源中所用到的国内报刊媒体数据都直接来自专注于国内外报刊新闻信息量化统计的中国舆情网，该媒体数据库平台中完整包含1998年以来所有国内权威报纸媒体公开对外发布并报道过的新闻与信息，包括全部上市公司的所有相关国内报刊新闻。使用由香港中文大学所授权公司的舆情分析处理技术模型，结合目前业界较为领先的高级机器学习分析方法和高级自然语言识别处理分析技术，按照行业严格且统一有效的学术标准来提供公司新闻可以量化的情感倾向性。董事层面、公司层面的其他变量数据全部来自于CSMAR数据库和CNRDS数据库。

（三）研究方法

由于董事所有的离职变量都是一个虚拟连续的变量，因此本文主要使用logit模型来对系统变量进行线性回归。对连续变量进行1%的缩尾处理。在通过引入交乘项变量检验调节效应时，为避免引入交乘项可能导致的多重共线性问题，对交乘的变量进行中心化处理后再进行交乘。

四、实证检验与结果

（一）回归结果与分析

表1给出了变量的描述性统计结果，其中，NegNews和Board Chair两个变量的波动幅度较大，说明不同上市公司之间在媒体负面报道方面存在较大差异，董事兼任董事长方面因为数据处理因素导致方差相对较大。

表1 变量的描述性统计结果

表2给出了各变量间的相关系数，媒体负面报道与董事离职的相关系数显著为正（p<0.05），这与前文假设1的预测相符。此外，本文估算了以Director Exit为被解释变量、其他变量为解释变量的模型下，各解释变量的方差膨胀因子，该值全部位于1.06和4.25之间，说明回归模型不存在严重的多重共线性问题。

表2 变量的相关系数

表3给出关于前文假设的回归结果。

表3 文中假设对应模型的回归估计结果

模型1为包括控制变量和调节变量的基准模型。模型2将媒体负面报道（NegNews）引入基准模型。回归结果表明，媒体负面报道（NegNews）的回归系数显著为正（p<0.05），说明媒体负面报道强度越大，对应董事离职的可能性越大。回归结果支持假设1。

模型3将媒体负面报道与董事地位的交乘项（NegNews*Director Status）引入模型2。回归结果表明，该交乘项的回归系数显著为正（p<0.01），说明董事相对地位越高，董事因媒体负面报道而离职的可能性越大。回归结果支持假设2。

模型4将媒体负面报道与是否为董事长的交乘项（NegNews*Board Chair）引入模型2。回归结果表明，该交乘项的回归系数显著为负（p<0.01），说明担任董事长一职降低了董事因媒体负面报道而离职的可能性。回归结果支持假设3。

模型5将媒体负面报道与董事任期的交乘项（NegNews*Director Tenure）引入模型2。回归结果表明，该交乘项的回归系数显著为正（p<0.01），说明董事任期越长，董事因媒体负面报道而离职的可能性越大。回归结果支持假设4。

模型6将上述3个交乘项同时引入模型2。其中，媒体负面报道与董事地位的交乘项（NegNews*Director Status）的回归系数显著为正（p<0.01），媒体负面报道与是否为董事会主席的交乘项（NegNews* Board Chair）的回归系数显著为负（p<0.01），媒体负面报道与董事任期的交乘项（NegNews*Director Tenure）的回归系数显著为正（p<0.01），说明假设2、3、4的实证结果较为稳健。

（二）内生性问题

研究媒体公司的治理和作用往往同时存在两个内生性问题：其一是伪相关的问题，本文使用了PSM配对分析方法对此类问题重新进行分类研究。通过分析一系列的协变量，将负面新闻报道较多的样本（treat=1）与负面新闻报道相对少些的样本（treat=0）分别进行了一对一的匹配，并同时使用了配对分析后剩余的样本数据，且进行了回归分析。可以明显发现，媒体的负面报道及其对执行董事离职的潜在影响也依旧持续存在。其他控制变量的统计结果也与主检验结论及预期完全一致。其二是互为因果，即媒体负面报道增多是由于董事变动导致的。采用反向回归法验证独立董事的离职原因是否可以导致相关媒体对负面评论报道次数的显著增加。使用上一年度与本年度董事的离职变量分别系统地与媒体相关负面事件报道变量进行了回归，结果显示二者均无明显正相关的关系，即该董事的离职事件并没有明显导致有关媒体负面事件报道数量的相对增多。回归结果虽说明了本文中猜测的反向变量因果的内生性问题并不明显，但最终该分析结果仍然还是存在无法排除遗漏变量的相关问题，因此，下文将继续尝试使用工具变量分析的方法对分析结果进行验证。

参考相关研究文献，可以使用该样本年度的媒体负面评论报道强度的均值来作为工具变量，显然样本报道强度的均值与董事的离职时间基本都不存在直接相关的关系，可以直接作为统计学工具变量进行使用，结果依旧稳健。

五、稳健性检验

（一）调整董事离职的观测周期。为确保观测到所有的董事离职样本，将董事离职的观测周期定为3年，而实际在观测的3年周期中，董事可能会因为媒体负面报道以外的因素离职。为了继续验证观测周期变动对实证分析研究结果有效性的实际影响，本文又将观测周期分别调整为1年和2年，再次分别地进行回归分析，参数的估计结果如表4所示，分析显示与前文实证结果对比没有发生显著的实质性改变。

表4 模型6在不同稳健性检验场景下的参数估计结果

（二）剔除正常换届的离职情况。在3年的观测周期内，部分董事离职可能是因为董事会的正常换届，为验证这一情况的影响，对董事离职变量进行了部分剔除处理，剔除了1 175组届满离职的样本，然后再对模型进行回归估计，参数估计结果显示前文实证结果也并没有发生实质性改变。

（三）按前文计算出来的董事成员地位指标（即董事成员的兼职数量、媒体关注度、政治关联），其主要指标来源也是基于现有相关研究与文献[26-28]提炼出来。在我国政治经济文化背景下，阶层地位指标往往深受儒家文化的某些显著特征影响，本文进一步补充3个根据儒家政治文化思想中提炼筛选出来的代表董事成员地位特征的量化指标：性别、年龄、任期。因此，本文主要对以上调整后的6个指标，通过使用主成分分析的方法计算后合成的董事成员地位指标进行稳健性测试，测试所得结果基本与前文一致。具体如表4所示。

（四）前文实证结果使用的是混合logit回归模型，为了尽量提高实证结果的统计回归稳健性，本文主要对固定效应模型和随机效应模型进行了Hausman 检验。结果显示，Hausman 统计量为40.17，p 值为0.4108（大于0.05），说明了解释变量和未观测到的个体效应之间几乎是没有相互关联的，因此，随机效应模型估计可能更为合适。本文分析中所使用的随机效应模型及其得到的相关实证结果与前文也基本一致。

六、研究结论与启示

本文将声誉维护的相关文献与自我决定和身份理论相结合，将个人的声誉维护理解为声誉威胁带来的外部和内部动机结合所激发的主动行为，认为董事会选择通过离开董事会以减轻媒体负面关注对其声誉造成的损害。本文的研究结果亦支持了这一观点。此外，研究发现，董事特征（董事的相对地位、是否为董事长和董事任期）会影响他们对声誉威胁的内化效应及其对组织的认同感和承诺，在媒体负面报道与董事离职之间起到调节作用。本文主要研究结论为：一是外部媒体的负面报道会促使董事离职；二是相对地位越高的董事因媒体负面报道而离职的可能性越大；三是任期越长的董事因媒体负面报道而离职的可能性越大；四是担任董事长一职会降低董事因媒体负面报道而离职的可能性。

本文的研究结论对于企业管理实践提供了一定的启示：第一，董事会肩负着管理所有者—股东资源的责任，董事的声誉是企业价值的主要驱动因素之一，是影响企业绩效的重要无形资产。对董事声誉机制的关注，有助于建立和完善经理人市场，增强市场监督，降低代理成本和道德风险。第二，媒体报道可以引起董事声誉维护行为。对于董事来说，良好的声誉可以帮助其在职场中获取重要机会并赢得尊重、树立威信，是其重要的无形资本。媒体报道可以通过各类信息事件的扩散传播，直接影响到企业董事们在广大股东员工或企业潜在股东雇主心目中良好的个人形象，同时影响到一般社会公众对该企业的看法。因此，应当充分发挥媒体对公司治理的监督作用。