【作 者】
伍中信1，2（博士生导师），严思思1
【作者单位】
1.湖南大学工商管理学院，长沙410079； 2.湖南财政经济学院，长沙410205
【摘 要】
【摘要】本文以2009 ~ 2013年我国非金融类A股上市公司为研究样本，基于公司治理内外部机制，实证检验CEO权力对企业绩效的影响，以及媒体关注对两者间关系的调节。结果表明：CEO权力与企业绩效呈倒U型关系，存在CEO权力对企业绩效激励的临界值。与受媒体关注度低的企业相比，媒体关注度高的企业，CEO权力与企业绩效的倒U型关系减弱，且CEO权力对企业绩效激励的临界值增大；随着媒体关注程度的提高，国有企业CEO权力与企业绩效间关系由负相关转化为倒U型；非国有企业CEO权力与企业绩效间关系由倒U型转化为正相关。研究结果揭示了CEO权力对企业绩效的作用机理，以及媒体关注对该作用机理的影响，为企业科学配置CEO权力、改善企业绩效提供了参考。
【关键词】CEO权力；媒体关注；公司治理；企业绩效
【中图分类号】F276.6 【文献标识码】A 【文章编号】1004-0994（2016）03-0003-6
一、引言
一直以来，企业权力配置是理论界和实物界关注的热点。权力是决定资源配置效率和实际利益分配的重要因素，CEO作为公司核心高管，其决策权力对企业绩效具有重大影响（Adams et al.，2005）。然而关于CEO权力对企业绩效影响的研究结论并未统一。一种观点认为，CEO权力增大，有利于企业建立各层次的资源获取渠道，并通过影响战略决策的制定和执行，提高资源配置效率，促进企业绩效提升（Smith et al.，2006；权小峰、吴世农，2010）。另一种观点则强调，CEO权力增大，可能导致CEO通过过度在职消费、控制董事会、干涉薪酬制定和高管变更、进行非效率投融资决策等方式进行权力寻租，增加代理成本，企业业绩表现越差（卢锐等，2008；Jiraporn et al.，2012）。
现实中，CEO权力对企业绩效的促进和抑制作用往往同时存在，而已有文献侧重于从单一视角考察CEO权力对企业绩效的影响，忽视了CEO权力的“双面性”。因此，本文试图从资源依赖和代理问题的角度，同时考虑CEO权力对企业绩效的促进和抑制效应，探究CEO权力与企业绩效间会存在何种关系。
公司治理效果不仅受企业内部治理机制的影响，还与企业所处的外部治理环境有关。“法与金融”理论表明，完善法律制度是提高公司治理水平的重要途径。我国属于典型的“新兴+转轨”国家，法律建设不可能一蹴而就，法律外的替代机制显得尤为重要（郑志刚，2007）。近年来，随着媒体力量的崛起，其在公司治理中的作用受到重视，被认为是法律制度的重要补充（Dyck和Zingale，2002）。已有研究表明，媒体在公司治理中扮演了监督者的角色，对完善公司治理发挥了积极作用。基于信息传播和声誉机制，媒体关注促进了企业财务舞弊的揭露（Miller et al.，2006）、企业违规行为的改正（Dyck et al.，2008）以及董事会经营效率的提高（Joe et al.，2009），经理人机会主义行为相应减少（罗进辉，2012）。既然媒体关注具有监督职能，可以抑制经理人机会主义行为，其能否有效调节CEO权力与企业绩效间的关系，促进CEO权力对企业绩效的积极影响作用？然而现有文献尚未对此做出解答。基于此，本文试图通过实证研究揭示媒体关注对CEO权力与企业绩效间关系的影响。
我国特殊的制度背景导致上市公司呈现国有和非国有两元分立的格局。产权制度是公司治理的基石，不同的产权性质将导致公司在治理机制设计及其经济后果方面会表现出诸多差异（程柯和孙慧，2012）。基于此，在不同产权性质的公司中，媒体关注对CEO权力与企业绩效间关系的影响是否存在差异？本文将做进一步分析。
二、理论分析与假设提出
（一）CEO权力与公司绩效
CEO权力即CEO参与实现公司重要决策的能力（Adams et al.，2005）。根据资源依赖理论，企业绩效提升需要建立在资源获取和资源配置基础上。一方面，CEO作为企业核心高管，其专业能力越强，社会声誉越好，越容易形成围绕社会精英的人际网络，有助于企业建立不同层次的资源获取渠道，形成具有竞争力的业务体系，促进企业绩效改善（张建祥等，2015）。另一方面，作为企业战略行为的主导者，CEO权力增大有利于CEO依环境变化及时调整企业战略方向和目，创新性地整合各种资源，建立富有竞争力的价值链。同时，CEO权力越大，越有助于其通过集中控制和组织协调使清晰、有力的领导得以实现，推动战略决策执行，提高经营运作效率，促进企业绩效提升（Smith et al.，2006）。因此，CEO权力增大，有利于企业资源的获取、配置能力的增强。
依据委托代理理论，CEO权力越大，越容易导致其过度在职消费，通过控制董事会干预薪酬制定、影响高管变更、进行非效率投融资等手段攫取个人私利，增加其与股东间的代理成本，损害企业绩效。卢锐等（2008）研究表明，在高管权力大的企业中，管理层的在职消费更高，但公司绩效并没有显著改善。Jiraporn et al.（2012）指出，CEO权力越大，公司债券融资比例越少，股东利益受到损害，代理成本增加，企业业绩下降。此外，CEO权力缺乏制衡时，更可能通过大规模的并购活动获取高额报酬，而企业本身并不能实现预期的并购价值。赵息等（2013）发现，高管权力与并购绩效呈负相关关系。因此，CEO权力增大，CEO权力寻租动机增强，代理成本上升，企业绩效变差。
基于上述分析，CEO权力对企业绩效同时存在促进和抑制效应。有限理性人假设指出，人并非是“完全理性的经济人”，而只具有有限决策能力和选择能力，因而CEO权力对企业绩效的促进效应将随着CEO权力的增大趋于饱和。在适当的CEO权力范围内，CEO权力对企业绩效的促进作用占主导，而当CEO权力超过一定临界值，抑制效应将取代促进效应的主导地位。由此，我们提出假设：
H1：在其他条件不变的情况下，CEO权力与公司绩效呈倒U型关系。
（二）媒体关注对CEO权力与企业绩效间关系的调节
为赢得良好的社会声誉和获取商业利益，媒体有监督上市公司的动机（Miller，2006），并主要通过以下两种机制发挥监督作用：
一是信息传播机制。肖淑芳等（2013）指出，媒体作为一种非正式的外部监督，通过提高公司信息透明度，增进外部投资者和监管者对企业的认知度，更好地督促管理者提高公司经营效率，避免或改正违背股东和公司利益的行为。罗进辉（2012）研究表明，媒体报道提供了免费的信息渠道，可以减少外部投资者的信息搜集成本，增强其对管理者的有效监督，有利于降低代理成本。
二是声誉机制。Fama（1980）提出，声誉具有价值，良好的声誉会为经理人带来可观的收入和良好的职业发展前景，职业经理人会努力保持自己在社会公众面前的良好声誉，以期获取声誉价值。媒体报道通过引导社会舆论，影响经理人声誉，从而约束CEO行为。Nguyen（2006）研究发现，媒体对公司的正面报道越多、对CEO的关注程度越高，公司的Tobin’Q值越大。郑志刚等（2011）研究表明，媒体负面报道迫使注重声誉的经理人改善企业业绩。经理人潜在的声誉损失随着公司关注程度的提高而增大，因而经理人改正违规行为的动机增强，即使没有政府行政介入，也能改正违规行为，实现公司业绩提升。
基于上述分析，媒体对企业的关注程度提高，CEO机会主义行为减少，CEO权力对企业绩效的消极影响降低，正向作用相对增强，CEO权力与企业绩效的倒U型关系减弱。此时可适当增大CEO权力来促使CEO权力对企业绩效的边际贡献为0，使企业绩效达到最优，即CEO权力对企业绩效激励的临界值增大。由此，我们提出假设：
H2：在其他条件不变的情况下，相对于媒体关注度低的企业，媒体关注度高的企业CEO权力与企业绩效倒U型关系的显著性降低，且CEO权力对企业绩效激励的临界值增大。
（三）基于不同的企业产权性质，考察媒体关注对CEO权力与企业绩效间关系的调节
企业产权性质决定了委托治理结构，进而影响其代理成本和代理效率，下面按国有企业和非国有企业分别进行分析：
对于国有企业，一方面由于“所有者缺位”，掌握实际控制权的CEO并不具有剩余索取权，其攫取个人私利的动机强烈，代理问题严重（袁振超等，2014），CEO权力对企业绩效的抑制作用凸显。另一方面，国有企业带有浓厚的政治色彩，其经营目标受政府意志影响，政治稳定性经常取代资产增值目标，国企高管为了追求政治晋升，常常牺牲企业经营效率来达到政治目标（罗进辉等，2014），因此CEO权力对企业绩效的促进作用并不明显。媒体关注度低时，媒体监督作用减弱，CEO权力对企业绩效的抑制作用占主导，CEO权力与企业绩效呈负相关关系。媒体关注度高时，其监督作用增强，在适度的CEO权力下，CEO权力对企业绩效的促进作用占主导，当CEO权力超过一定限度，抑制作用将占主导，即CEO权力与企业绩效呈倒U型关系。
对于非国有企业，一方面产权私有化，控股股东为了自身利益，有动机加强对经理层的有效监督，抑制CEO权力寻租，因此CEO权力对企业绩效的消极作用不明显。另一方面，非国有企业面临激烈的市场竞争，迫使作为高管核心的CEO运用权力积极调动、获取资源，并创新性地配置资源，建立企业的核心竞争价值链和业务体系，提升企业业绩，维持竞争优势地位，CEO权力对企业绩效的正向作用凸显。媒体关注度低时，其监督作用减弱，CEO权力对企业绩效的抑制作用增强，随着CEO权力增大，占主导的促进作用将逐渐转为抑制效应，CEO权力与企业绩效呈倒U型。媒体关注度高时，其监督作用增强，CEO权力对企业绩效的抑制作用进一步削弱，CEO权力对企业绩效的促进作用占主导，CEO权力与企业绩效呈正相关关系。由此，我们提出假设：
H3a：在其他条件不变的情况下，国有企业媒体关注程度时，CEO权力与企业绩效呈负相关；媒体关注程度高时，CEO权力与企业绩效呈倒U型关系。
H3b：在其他条件不变的情况下，非国有企业媒体关注程度低时，CEO权力与企业绩效呈倒U型关系；媒体关注程度高时，CEO权力与企业绩效呈正相关。
三、研究设计
（一）样本选取与数据来源
本文以2009 ~ 2013年沪、深两市非金融类A股上市公司为研究样本，并根据以下标准对样本进行了筛选：①剔除在2008年12月31日之后上市的企业；②剔除ST、PT企业；③剔除报告期内CEO发生变更的样本；④剔除相关数据缺失或异常的样本。最终，确定了387家公司5年的平衡面板数据。CEO权力数据主要来自于新浪财经和CSMAR数据库，并经过公司年报和和讯网的交叉核对。媒体关注数据来自百度新闻搜索，财务数据和公司治理数据来自CSMAR数据库。为避免异常值的影响，本文对模型中所有连续变量进行了Winsorize处理。
（二）变量定义
1. CEO权力。参考Finkelstein提出的权力模型，借鉴权小峰和吴世农（2010）的研究，本文从组织权力、所有权权力、专家权力和声望权力四个维度选取10个虚拟变量来衡量CEO权力，并将10个指标直接相加并等权平均得到CEO权力综合指标，最终取值介于［0，1］之间，具体定义和解释见表1。
2. 媒体关注。借鉴罗进辉（2012）的研究，本文利用百度新闻网站手工搜集了观测年度包含上市公司股票名称的新闻报道数量，作为媒体关注的替代变量。具体做法是，对于每家上市公司，通过权威中文新闻搜索引擎“百度新闻”，键入每家上市公司股票名称进行分年度标题检索，并以检索结果中的新闻报道数目衡量媒体对该公司的关注。新闻报道数量越多，说明媒体对该上市公司的关注度越高。
3. 企业绩效。总资产收益率、净资产收益率和托宾Q值是衡量企业绩效的常用变量。其中，总资产收益率、净资产收益率均反映了企业的获利能力。但当企业进行举债经营时，净资产收益率增长幅度高于总资产收益率，未体现企业风险的增大。托宾Q值是公司市场价值与资产重置成本的比值。由于我国资本市场被认为是弱式有效，公司市场价值难以准确获取，托宾Q值的有效性受到质疑，因此，本文选取总资产收益率（Roa）衡量企业绩效。
4. 控制变量。由于公司绩效还受其他因素影响，借鉴以往文献，本文选取了公司规模、资产负债率、股权集中度等11个变量作为控制变量。
各变量具体定义见表2。
（三）模型设定
本文采用面板数据分析方法来估计参数，以克服截面数据或时间序列数据中较易出现的序列相关性和异方差性，同时也可以显著减少因遗漏变量而带来的内生性问题，从而提高计量经济估计的有效性。面板数据分析采用Stata12.0。
为检验假设1，本文参照周蕾和余恕莲（2013）的做法，引入解释变量的二次项，如果解释变量的二次项系数显著为负，则说明两者存在倒U型关系。
为此，我们构建模型（1）和模型（2）：Roai，t=ai+β1Poweri，t+β2Sizei，t+β3Firmagesi，t+β4Roai，t-1+β5Levi，t+β6TATOi，t+β7OCFi，t+β8FARi，t+β9IRi，t+β10OCi，t+ β10+jIndustry+ β21+kYear+εi，t
（1）
Roai，t=ai+β1Poweri，t+β2[Power2i，t]+β3Sizei，t+β4Firmagesi，t+β5Roai，t-1+β6Levi，t+β7TATOi，t+β8OCFi，t+β9FARi，t+β10IRi，t+β11OCi，t+[j≥111β]11+jIndustry+[k≥14β]22+kYear+εi，t （2）
其中，ai（i=1，2，3……）表示截距项，βi为模型回归系数，i表示横截面个体，t表示时间，εi，t为随机扰动项。
为验证假设2，本文以行业中位数为标准，将全样本划分为媒体关注高、低两个子样本，对模型（1）、（2）进行分组回归（结果见表4）。
为验证假设3，进一步将样本细分为国有企业受媒体关注度低、国有企业受媒体关注度高、非国有企业受媒体关注度低、非国有企业受媒体关注度高四个子样本，对模型（1）、（2）进行分组回归（结果见表5）。
四、实证结果与分析
（一）描述性统计与相关性分析
由表3可知，样本企业的总资产收益率（Roa）均值为0.047，中位数为0.038，表明大部分企业总资产收益率较低，企业盈利能力有待提高。CEO权力（Power）中位数为0.500大于均值0.488，表明大部分企业CEO权力偏大，且各企业间CEO权力存在差异。媒体关注（Media）均值、中位数分别为7.276、7.031，标准差为1.180，表明不同企业受媒体关注程度差异显著。
主要变量间系数均显著相关，且变量间相关系数均小于0.7，说明变量间不存在高度相关。VIF检验值最大值为1.63，均值为1.21，说明变量间存在多重共线性的可能性较小。Roa与Power在1%的水平上显著负相关，初步表明CEO权力与企业绩效可能呈负相关。但由于变量相关性受样本容量等因素的影响，假设1还需进一步分析。Media与Roa、Power均显著相关，初步表明媒体关注可能影响CEO权力与企业绩效的关系。
（二）多元回归分析
1. CEO权力对企业绩效的影响。本文研究样本取自2009 ~ 2013年各公司年末数据，属于“大N、小T”型平衡面板数据。通过进行F检验和Hausman检验，结果表明应采用固定效应模型，存在公司间的“个体效应”。同时考虑到同一个公司不同时期的扰动项可能存在自相关和异方差，将影响模型估计的准确性，因此，本文在采用固定效应模型的基础上，使用聚类稳健标准误，并借鉴蕾和余恕莲（2013）的研究，以调整R2作为最优模型选择的主要依据。
表4是全样本、媒体关注度低和媒体关注度高的子样本下CEO权力对企业绩效影响的回归结果。由表可知，全样本回归中模型1、2的F值均显著，表明模型整体有效。模型2的调整R2较大，应选择模型2，初步验证了全样本中CEO权力与企业绩效间不是线性关系。模型2的回归结果显示，全样本中CEO权力一次项、二次项（Power、Power2）系数分别为0.050、-0.046，且均在5%的水平上显著，表明CEO权力与企业绩效呈显著倒U型关系，且计算得出CEO权力对企业绩效激励的临界值为0.543，即当CEO权力为0.543时，企业绩效达到最优；当CEO权力小于0.543时，CEO权力增大，企业绩效提高，CEO权力对企业绩效的促进作用占主导；而当CEO权力超过0.543并继续增大时，企业绩效下降，CEO权力对企业绩效抑制效应占主导。假设1得到验证。
2. 媒体关注对CEO权力与企业绩效间关系的调节。由表4可知，子样本回归中4个模型F值均显著，表明模型整体有效。媒体关注度低的子样本中，模型2的调整R2较大，应选择模型2。从模型2的回归结果可知，CEO权力一次项（Power）在5%的水平上显著为正，二次项（Power2）在5%的水平上显著为负，可知CEO权力与企业绩效呈显著倒U型关系，并根据CEO权力的一次项、二次项系数，得出CEO权力对企业绩效激励的临界值为0.452。即当CEO权力为0.452时，企业绩效达到最优；若CEO权力小于0.452，CEO权力对企业绩效表现为正向促进作用；当CEO权力超过0.452时，CEO权力对企业绩效呈现出负面抑制。
媒体关注度高的子样本中，模型2的调整R2偏高，应选择模型2。模型2的回归结果显示，CEO权力一次项系数为0.082，在5%的水平上显著，二次项系数为-0.068，在10%的水平上显著，表明CEO权力与企业绩效呈显著倒U型关系，且CEO权力对企业绩效激励的临界值为0.603。当CEO权力为0.603时，企业绩效实现最优；若CEO权力小于0.603时，企业绩效随CEO权力增大而上升；当CEO权力大于0.603时，企业绩效随CEO权力增大而下降。与媒体关注度低相比，企业受媒体关注度高时，CEO权力与企业绩效的倒U型关系减弱（二次项的显著性由5%上升为10%），且CEO权力对企业绩效激励的临界值增大（由0.452增大至0.603）。假设2得以验证。
3. 媒体关注对不同产权性质下CEO权力与企业绩效间关系的调节。表5是不同产权性质企业在不同媒体关注程度下的回归结果。由表可知，8个模型F值均显著，表明模型整体有效。
国有企业受媒体关注度低的子样本中，模型1的调整R2较大，应选择模型1。根据模型1的回归结果，CEO权力系数为负，且在10%的水平上显著，表明国有企业受媒体关注程度低时，CEO权力与企业绩效呈显著负相关。在国有企业受媒体关注度高的子样本中，模型2的调整R2偏大，应选择模型2。模型2的回归结果显示，CEO权力一次项系数大于0，二次项系数小于0，且均在1%的水平上显著，说明国有企业受体关注程度高时，CEO权力与企业绩效呈显著倒U型。由此可知，假设3a得到验证。
非国有企业受媒体关注度低的子样本中，模型2的调整R2偏高，应选择模型2。模型2的回归结果显示，CEO权力一次项在1%的水平上显著为正，二次项在5%的水平上显著为负，表明非国有企业受媒体关注程度低时，CEO权力与企业绩效呈显著倒U型。在非国有企业受媒体关注度高的子样本中，模型1的调整R2较大，应选择模型1。根据模型1的回归结果，CEO权力系数为正，且在10%的水平上显著，说明非国有企业受媒体关注程度高时，CEO权力与企业绩效呈显著正相关。由此可知，假设3b得到验证。
五、研究结论与政策建议
（一）研究结论
本文以2009 ~ 2013年我国沪深两市非金融类A股上市公司为样本，实证检验了CEO权力对企业绩效的影响，媒体关注对两者间关系的调节。研究表明：
CEO权力与企业绩效呈显著倒U型关系，其对企业绩效激励存在临界值。在临界值左侧，CEO权力对企业绩效的促进作用占主导，在临界值右侧，CEO权力对企业绩效的抑制作用占主导，表明CEO权力与企业绩效间不是简单的线性关系。因此，不同的CEO权力强度对企业绩效的作用效果不同。
媒体关注负向调节CEO权力对企业绩效的影响。与受媒体关注度低的企业相比，媒体关注程度高的企业CEO权力与企业绩效的倒U型关系减弱，且CEO权力对企业绩效激励的临界值增大，表明媒体关注度越高，越能削弱CEO权力对企业绩效的抑制效应，促进CEO权力对企业绩效的提升。
国有企业媒体关注度低时，CEO权力与企业绩效呈显著负相关；媒体关注度高时，CEO权力与企业绩效呈显著倒U型。非国有企业媒体关注度低时，CEO权力与企业绩效呈显著倒U型；媒体关注度高时，CEO权力与企业绩效呈正相关。表明不同产权性质和媒体关注程度下，CEO权力对企业绩效的影响存在差异。
（二）政策建议
根据上述结论，本文提出以下建议：
首先，企业应结合内部治理机制，衡量CEO权力对企业绩效的促进和抑制效应，确定最佳权力配置区间。当CEO不在董事会任职，CEO不持股或持股比例很小，CEO不拥有任何职称，且任期相对较短，管理当局应注意CEO权力是否偏小，不利于企业资源获取和资源配置能力的提升，对企业绩效的促进作用不足。若CEO兼任董事长，CEO持股或持股比例较高，CEO拥有高级职称且任期相对较长，管理当局应考虑CEO权力是否过大，其权力寻租倾向强烈，代理成本增加，对企业绩效的抑制效应凸显。
其次，企业应重视外部治理机制和自身产权性质，充分利用媒体关注的监督职能，动态调整CEO权力。国有企业媒体关注度低时，媒体监督作用较弱，CEO权力对企业绩效的消极影响增强，应注意削弱CEO权力，降低CEO权力对企业绩效的损害。非国有企业媒体关注度高时，媒体监督作用较强，CEO权力对企业绩效的消极影响减弱，可适当增大CEO权力，促进CEO权力对企业绩效的提升。
最后，媒体关注具有第三方监管功能，是法律制度外的有效治理机制，对完善我国公司治理具有重要意义。当前，我国正处于经济转型期，法律制度执法效率不高，相关监管部门应大力扶持媒体的发展，加速其独立化和市场化，促进其在公司治理中充分发挥第三方监督职能以弥补法律制度的低效。
主要参考文献：
Adams R. B.， Almeida H.， Ferreira D.. Powerful CEOs and their impact on corporate performance ［J］. Review of Financial Studies，2005（4）.
Smith A.， Houghton S. M.， Hood J. N. et al.. Power relationships among top managers：does top management team power distribution matter for organizational performance？［J］. Journal of Business Research，2006（5）.
权小锋，吴世农.CEO权力强度、信息披露质量与公司业绩的波动性——基于深交所上市公司的实证研究［J］.南开管理评论，2010（4）.
Jiraporn P.， Chintrakarn P.， Liu Y.. Capital structure， CEO dominance， and corporate performance［J］. Journal of Financial Services Research，2012（3）.
郑志刚.法律外制度的公司治理角色——一个文献综述［J］.管理世界，2007（9）.
Miller G. S.. The press as a watchdog for accounting fraud［J］. Journal of Accounting Research，2006（5）.
Dyck A.， Volchkova N.， Zingales L.. The corporate governance role of the media：evidence from Russia［J］. The Journal of Finance，2008（3）.
Joe J.， Louis H.， Robinson D.. Managers and investors responses to media exposure of board ineffectiveness［J］. Journal of Financial and Quantitative Analysis，2009（3）.
罗进辉.媒体报道的公司治理作用——双重代理成本视角［J］.金融研究，2012（10）.
程柯，孙慧.产权性质，管理层持股与代理效率——基于随机前沿模型的度量与分析［J］.山西财经大学学报，2012（10）.
作者单位：1.湖南大学工商管理学院，长沙410079； 2.湖南财政经济学院，长沙410205
