董事個人聲譽維護的構念及實證研究

焦 健，黃紫微

（安徽財經大學1.會計學院2.工商管理學院，安徽 蚌埠 233030）

一、引言

“人而無信，不知其可也?！甭曌u被定義為一種社會評價形式，它是隨著時間的推移而建立的，反映了社會公眾對某人整體素質或能力的綜合評價[1]。近年來，關于聲譽的學術研究越來越多，許多學者認為，良好的聲譽會為個人和公司帶來各種好處[2]。然而，也有越來越多的學者發現，與聲譽較差的同行相比，聲譽較高的董事要受到更嚴格的審查和更高的業績預期[3]。簡言之，即使董事的高聲譽建立起來，但隨著業績預期越來越難以達到，其良好的聲譽所帶來的正面效應也可能會逐漸減弱。那么，知名人士如何維持其良好聲譽所帶來的正面效應呢？目前，關于這一主題的研究主要集中于組織對聲譽威脅的反應，而對于當個人聲譽受到威脅時，高聲譽的個人會作出怎樣的反應及其原因的相關研究較少。Lorsch和MacIver（1989）[4]在對董事的訪談中發現，公司聲譽是影響董事是否愿意在特定董事會任職的決定性因素。然而，董事決定退出是否代表一種聲譽維護機制，需要對董事退出與企業外部聲譽威脅的關系進行更直接的檢驗。

基于以上背景，本研究將以董事作為研究對象，探討媒體的負面關注如何威脅董事的聲譽，從而導致董事產生與聲譽受損的公司脫鉤的動機，以減輕潛在的聲譽損害。本研究可能的學術貢獻主要在于：一是發展了關于董事如何應對聲譽威脅的反應機制理論。結合自我決定理論（self-determination theory，SDT）和社會身份認同理論（social identity），探究了杰出的個人在其聲譽受到外部威脅時會作出怎樣的反應及其原因。本研究推測，董事為了維持其外部良好聲譽帶來的好處，以及為董事會提供良好服務的初衷，外部媒體的負面關注會促使其離開被媒體負面關注的公司。二是以董事為研究對象探索聲譽維護有助于公司治理理論的發展。由于以往研究很少關注董事在某一董事會任職的原因，以及為什么他們留在或離開某一董事會[5]，期望通過本研究可以更加明確董事為董事會服務的內外部動機及其影響機制。

二、理論分析和研究假設

（一）個人聲譽維護

作為一種新的動機理論，SDT理論認為外部動機和內部動機會共同激勵個體行為[6]。社會身份認同一般是指，當個人正式認識到了自己以其獨特地位屬于這個具有社會特定成員身份特征的特殊社會群體，同時個人也真正認識到其作為群體成員時所帶給的特殊的道德情感意義[7]。若組織的形象受損，將破壞個人對組織的歸屬感和認同感，可能會促使個人離開現有的組織，而去尋求加入那些更能使自己滿意的組織[8]。

綜上，結合SDT理論和社會身份認同理論，本研究認為：聲譽是個人身份的核心[8]，當與某一特定組織的聯系可能會威脅到該身份時，個人可能會將外部威脅內化，以維護其身份和能力感。同時，他們將經歷組織認同度的降低，隨后與該組織繼續保持聯系的積極性降低，最后離開該組織，以減少外部利益的潛在損失。

（二）董事聲譽維護

結合上文中個人聲譽維護的概念，本研究將探究董事維護自己聲譽的原因及維護的方法。首先，個人只有建立了良好的聲譽，才可能被選為公司的董事[9]，同時這些人也會受到更嚴格的外部審查[10]，因此董事也會更加重視外部的評價。另外，在某種程度上，這也是因為他們希望從與聲譽良好的公司建立關系中獲得外在利益，同時他們會將外部利益內化為其能力感和身份感，以保持其作為高質量商業顧問的身份。相反，當企業出現重大危機或在業績極為糟糕的情況下，董事為了維護其聲譽，可能會選擇退出董事會[11]。不過，董事決定退出是否代表一種聲譽維護機制，則需要對董事退出與企業外部聲譽威脅的關系進行更直接的檢驗。

（三）董事聲譽維護與媒體的負面報道

媒體是“對公司及其相關人員進行評估的重要而合法的平臺”[12]。公司的整體媒體知名度可以成為董事聲望的來源，媒體報道的基調可以成為反映某家公司高管質量的信號，負面報道可能會威脅這些高管的個人聲譽[13]?；诖?，本研究認為，媒體的負面關注是促使董事維護聲譽的一個重要影響因素。董事意識到外部審查力度將增強，可能會促使其采取行動降低由于媒體負面關注可能帶來的潛在不利影響[14]。結合聲譽維護的概念，董事很可能會將媒體的負面報道與聲譽可能帶來的外部利益損失聯系起來，會產生與被負面關注的公司脫鉤的外部動機[15]。同時，媒體的負面報道可能會降低董事的組織認同感，進而會降低對公司的承諾[16]，董事更可能選擇離開董事會，以保持積極的自我形象?；谝陨戏治?，提出研究假設1：

H1：媒體的負面報道與董事離職的可能性正相關。

（四）董事特征與媒體的負面報道

董事特征會影響董事維護聲譽的程度或表現形式。本研究認為，可能影響董事應對外部負面關注行為的三個主要特征是其相對地位、是否是董事長、在董事會任職的時間，反映了董事的身份及其承諾，可能會影響董事將聲譽威脅內化和應對的程度。

1.董事的相對地位。通常情況下，只有聲譽相對較好的人才有可能獲得公司的董事任命[9]，但即便如此，由于董事成員的社會資本（即所掌握的資源）不同[17]、對公司作出貢獻不同[18]等原因，其地位也各不相同[19]。本文認為，董事之間地位的差異可能會影響董事如何應對潛在的聲譽威脅。已有研究表明，較高地位的人可能會面臨更嚴格的外部審查，并帶來更嚴重的后果[9][20]。他們會在更大程度上將威脅內化，感覺到自己的身份、能力與受到負面關注的公司之間存在更大的偏差，進而對公司的認同感會降低。因此，地位較高的董事更有可能通過選擇離開董事會來回應外部的負面報道?；诖?，提出研究假設2：

H2：董事相對地位越高，因媒體負面報道而離職的可能性越大。

2.是否為董事長。除了作為一名董事會成員的榮譽之外，參與影響公司戰略的決策，感覺能夠有所作為，也是董事為公司服務的主要動力[4]。董事長一職被視為董事會中最有影響力的職位[21]，因此擔任董事長的董事的個人認同感和對組織的承諾感最強，在任何情況下都將更有動力留在董事會[22]。當面對媒體負面報道時，作為董事長更希望扭轉公司的局面和改善公司的狀況，而不是簡單地離開，這種責任感很可能抵消外部負面關注所產生的外部成本。因此，董事長可能認為留在董事會并解決這些問題才是維護聲譽更好的方式?；诖?，提出研究假設3：

H3：擔任董事長一職降低了董事因媒體負面報道而離職的可能性。

3.董事任期。Taylor 等（1996）[23]發現，對于世界500 強公司的總經理來說，增加工作年限會增加離職率。因此，任期可能與公司高層的組織承諾負相關，任期時間較長的董事更容易受到外部負面關注的影響，會感到更大的能力喪失和挫敗感，更有可能因媒體負面報道而離開董事會?；诖?，提出研究假設4：

H4：董事任職時間較長增加了董事因媒體負面報道而離職的可能性。

三、研究設計

（一）變量說明

1.被解釋變量

董事離職（Director Exit）?，F行《公司法》規定，董事通常任期3年，未在1到2年內退出董事會的董事，可能是其在等待任期結束后才離開，因此，本文認為使用3年的觀測窗口期得到的結論更加準確。遵照現有文獻[24]的做法，如果董事離開董事會取值為1，如果董事在觀測年份的3年內仍留在董事會則取值為0。

2.解釋變量

媒體負面報道（NegNews）。本文利用中國在線報刊新聞數據量化工具與中國輿情數據庫系統，收集與匯總計算了研究時段內的中國互聯網所有在線媒體報刊報道數據。為了保證報道研究結果更加精確且具有數據統計的針對性，在基本保留了原始報道數據信息的基礎上，剔除了其中在中國有3家及以上公司的媒體機構的負面報道樣本（報道涵蓋公司的均值）指標。為了正確地區分出每一篇媒體報道所表達的主要情感傾向，利用機器學習的分析技術可自動將一個報道句子里所表達的主要情感傾向性分為三類：正面、中性和偏于負面。借鑒相關分析理論，根據已經被智能機器視覺所能識別檢測到的各種感情傾向的句子，利用log運算模型可對每個句子正文情感傾向指數的數據匯總分析及評分等指標數據進行相應的調整，具體的評估調整方法：經調整的正文情感評分=log[1+(正面句子數-負面句子數)/(正面句子數+負面句子數+1)]，考慮到目前人們經常會出現的對某些負面新聞報道的敏感，需要在進行文本情感值分析判斷的客觀基礎上，將其情感值小于0時的新聞報道認定為負面新聞報道。媒體負面報道的取值按照以下方法測量：媒體負面報道強度=負面報道數量/總報道數量。

3.調節變量

（1）董事地位（Director Status）。具體以三個指標來衡量。一是董事成員的兼職數量?，F有相關文獻表明，董事成員數和公司兼職監事會成員數量等可以更加準確地反映董事人員在董事會班子架構中的控制地位[25]。因此，本文參照He和Huang（2011）[26]、武立東等（2018）[27]的做法，使用董事成員兼職的數量（對數化處理）作為判斷董事成員地位水平的指標。二是董事成員媒體關注度。本文參照Jiang等（2015）[28]的做法，選用《中國證券報》《證券日報》《證券時報》《中國經營報》《經濟觀察報》《21世紀經濟報道》6家財經報紙關于董事成員的報道量的相對數量（對數化處理）作為衡量董事成員地位高低的一項指標。三是董事成員與社會政治文化的關聯。參考武立東（2018）[27]和張耀偉等（2015）[29]的研究，對公司董事成員個人具有的相關社會政治利益關聯程度作以下界定：若公司董事成員僅具有與地方政府或者地市級政府的社會政治利益關聯，取值為1；若董事成員具有直接與中央政府機構關聯的，取值為2；沒有政治關聯的取值為0。本文主要借鑒國內外現有研究[30-31]的做法，使用主成分分析方法對上述三個指標分別進行合成，從而能夠獲得公司董事會管理層中的每位董事成員的地位指標。董事相對地位按照以下方法進行測量：董事地位=rank地位指標/董事會規模，其中地位指標按照指標值進行倒序排列。

（2）董事長（Board Chair）：如果該董事擔任董事長，則取值為1，否則取值為0。

（3）董事任期（Director Tenure）：一名董事在某董事會任職的總年限。

3.控制變量

參考廖方楠等（2021）[32]的研究，選取如下控制變量：資產負債率（Lev）、托賓Q（Tobing Q）、公司規模（Size）、股權集中度（Top10）、董事會規模（Board Size）、股權性質（Soe）、年度（Year）和行業（Industry）。

（二）樣本選擇和數據來源

由于我國上市公司從2008年以后才逐步地開始公開披露主要執行或董事成員背景信息，因此本研究以2008年起至2020年止滬深證券二級市場A股公司全體及可比同類上市公司業績表為基本參考和研究樣本，采用“公司—年度”的面板數據結構模型進行實證分析。該有效觀測樣本數據是指一組由4 013 家公司2008—2020年期間共13個年度數據樣本組成的非平衡面板數據，共計含有33 751個有效的觀測數據值，對其中部分有效觀測值因數據缺失予以剔除，最終使用的有效觀測值樣本總數為30 174個。

本文數據來源中所用到的國內報刊媒體數據都直接來自專注于國內外報刊新聞信息量化統計的中國輿情網，該媒體數據庫平臺中完整包含1998年以來所有國內權威報紙媒體公開對外發布并報道過的新聞與信息，包括全部上市公司的所有相關國內報刊新聞。使用由香港中文大學所授權公司的輿情分析處理技術模型，結合目前業界較為領先的高級機器學習分析方法和高級自然語言識別處理分析技術，按照行業嚴格且統一有效的學術標準來提供公司新聞可以量化的情感傾向性。董事層面、公司層面的其他變量數據全部來自于CSMAR數據庫和CNRDS數據庫。

（三）研究方法

由于董事所有的離職變量都是一個虛擬連續的變量，因此本文主要使用logit模型來對系統變量進行線性回歸。對連續變量進行1%的縮尾處理。在通過引入交乘項變量檢驗調節效應時，為避免引入交乘項可能導致的多重共線性問題，對交乘的變量進行中心化處理后再進行交乘。

四、實證檢驗與結果

（一）回歸結果與分析

表1給出了變量的描述性統計結果，其中，NegNews和Board Chair兩個變量的波動幅度較大，說明不同上市公司之間在媒體負面報道方面存在較大差異，董事兼任董事長方面因為數據處理因素導致方差相對較大。

表1 變量的描述性統計結果

表2給出了各變量間的相關系數，媒體負面報道與董事離職的相關系數顯著為正（p<0.05），這與前文假設1的預測相符。此外，本文估算了以Director Exit為被解釋變量、其他變量為解釋變量的模型下，各解釋變量的方差膨脹因子，該值全部位于1.06和4.25之間，說明回歸模型不存在嚴重的多重共線性問題。

表2 變量的相關系數

表3給出關于前文假設的回歸結果。

表3 文中假設對應模型的回歸估計結果

模型1為包括控制變量和調節變量的基準模型。模型2將媒體負面報道（NegNews）引入基準模型?；貧w結果表明，媒體負面報道（NegNews）的回歸系數顯著為正（p<0.05），說明媒體負面報道強度越大，對應董事離職的可能性越大?；貧w結果支持假設1。

模型3將媒體負面報道與董事地位的交乘項（NegNews*Director Status）引入模型2?；貧w結果表明，該交乘項的回歸系數顯著為正（p<0.01），說明董事相對地位越高，董事因媒體負面報道而離職的可能性越大?；貧w結果支持假設2。

模型4將媒體負面報道與是否為董事長的交乘項（NegNews*Board Chair）引入模型2?；貧w結果表明，該交乘項的回歸系數顯著為負（p<0.01），說明擔任董事長一職降低了董事因媒體負面報道而離職的可能性?；貧w結果支持假設3。

模型5將媒體負面報道與董事任期的交乘項（NegNews*Director Tenure）引入模型2?；貧w結果表明，該交乘項的回歸系數顯著為正（p<0.01），說明董事任期越長，董事因媒體負面報道而離職的可能性越大?；貧w結果支持假設4。

模型6將上述3個交乘項同時引入模型2。其中，媒體負面報道與董事地位的交乘項（NegNews*Director Status）的回歸系數顯著為正（p<0.01），媒體負面報道與是否為董事會主席的交乘項（NegNews* Board Chair）的回歸系數顯著為負（p<0.01），媒體負面報道與董事任期的交乘項（NegNews*Director Tenure）的回歸系數顯著為正（p<0.01），說明假設2、3、4的實證結果較為穩健。

（二）內生性問題

研究媒體公司的治理和作用往往同時存在兩個內生性問題：其一是偽相關的問題，本文使用了PSM配對分析方法對此類問題重新進行分類研究。通過分析一系列的協變量，將負面新聞報道較多的樣本（treat=1）與負面新聞報道相對少些的樣本（treat=0）分別進行了一對一的匹配，并同時使用了配對分析后剩余的樣本數據，且進行了回歸分析?？梢悦黠@發現，媒體的負面報道及其對執行董事離職的潛在影響也依舊持續存在。其他控制變量的統計結果也與主檢驗結論及預期完全一致。其二是互為因果，即媒體負面報道增多是由于董事變動導致的。采用反向回歸法驗證獨立董事的離職原因是否可以導致相關媒體對負面評論報道次數的顯著增加。使用上一年度與本年度董事的離職變量分別系統地與媒體相關負面事件報道變量進行了回歸，結果顯示二者均無明顯正相關的關系，即該董事的離職事件并沒有明顯導致有關媒體負面事件報道數量的相對增多?；貧w結果雖說明了本文中猜測的反向變量因果的內生性問題并不明顯，但最終該分析結果仍然還是存在無法排除遺漏變量的相關問題，因此，下文將繼續嘗試使用工具變量分析的方法對分析結果進行驗證。

參考相關研究文獻，可以使用該樣本年度的媒體負面評論報道強度的均值來作為工具變量，顯然樣本報道強度的均值與董事的離職時間基本都不存在直接相關的關系，可以直接作為統計學工具變量進行使用，結果依舊穩健。

五、穩健性檢驗

（一）調整董事離職的觀測周期。為確保觀測到所有的董事離職樣本，將董事離職的觀測周期定為3年，而實際在觀測的3年周期中，董事可能會因為媒體負面報道以外的因素離職。為了繼續驗證觀測周期變動對實證分析研究結果有效性的實際影響，本文又將觀測周期分別調整為1年和2年，再次分別地進行回歸分析，參數的估計結果如表4所示，分析顯示與前文實證結果對比沒有發生顯著的實質性改變。

表4 模型6在不同穩健性檢驗場景下的參數估計結果

（二）剔除正常換屆的離職情況。在3年的觀測周期內，部分董事離職可能是因為董事會的正常換屆，為驗證這一情況的影響，對董事離職變量進行了部分剔除處理，剔除了1 175組屆滿離職的樣本，然后再對模型進行回歸估計，參數估計結果顯示前文實證結果也并沒有發生實質性改變。

（三）按前文計算出來的董事成員地位指標（即董事成員的兼職數量、媒體關注度、政治關聯），其主要指標來源也是基于現有相關研究與文獻[26-28]提煉出來。在我國政治經濟文化背景下，階層地位指標往往深受儒家文化的某些顯著特征影響，本文進一步補充3個根據儒家政治文化思想中提煉篩選出來的代表董事成員地位特征的量化指標：性別、年齡、任期。因此，本文主要對以上調整后的6個指標，通過使用主成分分析的方法計算后合成的董事成員地位指標進行穩健性測試，測試所得結果基本與前文一致。具體如表4所示。

（四）前文實證結果使用的是混合logit回歸模型，為了盡量提高實證結果的統計回歸穩健性，本文主要對固定效應模型和隨機效應模型進行了Hausman 檢驗。結果顯示，Hausman 統計量為40.17，p 值為0.4108（大于0.05），說明了解釋變量和未觀測到的個體效應之間幾乎是沒有相互關聯的，因此，隨機效應模型估計可能更為合適。本文分析中所使用的隨機效應模型及其得到的相關實證結果與前文也基本一致。

六、研究結論與啟示

本文將聲譽維護的相關文獻與自我決定和身份理論相結合，將個人的聲譽維護理解為聲譽威脅帶來的外部和內部動機結合所激發的主動行為，認為董事會選擇通過離開董事會以減輕媒體負面關注對其聲譽造成的損害。本文的研究結果亦支持了這一觀點。此外，研究發現，董事特征（董事的相對地位、是否為董事長和董事任期）會影響他們對聲譽威脅的內化效應及其對組織的認同感和承諾，在媒體負面報道與董事離職之間起到調節作用。本文主要研究結論為：一是外部媒體的負面報道會促使董事離職；二是相對地位越高的董事因媒體負面報道而離職的可能性越大；三是任期越長的董事因媒體負面報道而離職的可能性越大；四是擔任董事長一職會降低董事因媒體負面報道而離職的可能性。

本文的研究結論對于企業管理實踐提供了一定的啟示：第一，董事會肩負著管理所有者—股東資源的責任，董事的聲譽是企業價值的主要驅動因素之一，是影響企業績效的重要無形資產。對董事聲譽機制的關注，有助于建立和完善經理人市場，增強市場監督，降低代理成本和道德風險。第二，媒體報道可以引起董事聲譽維護行為。對于董事來說，良好的聲譽可以幫助其在職場中獲取重要機會并贏得尊重、樹立威信，是其重要的無形資本。媒體報道可以通過各類信息事件的擴散傳播，直接影響到企業董事們在廣大股東員工或企業潛在股東雇主心目中良好的個人形象，同時影響到一般社會公眾對該企業的看法。因此，應當充分發揮媒體對公司治理的監督作用。