【作 者】
王华宾，陈海声（博士生导师），陈 宁
【作者单位】
华南理工大学工商管理学院，广州510640
【摘 要】
【摘要】媒体关注可以显著减少控股股东的私利行为，这种作用主要体现在民营上市公司中，相对于有政治关联企业，媒体关注对无政治关联企业控股股东私利行为的约束作用更强。在我国法律制度不够完善的现实约束下，媒体对控股股东的私利行为起到了事前约束的作用，保护了投资者的产权，增加了投资者的投资激励，发挥了积极的公司治理作用，促进了公司治理的完善。
【关键词】媒体治理；政治关联；股东关系；实际控制人；投资者保护
【中图分类号】F276.6 【文献标识码】A 【文章编号】1004-0994（2017）24-0003-9
一、引言
根据现代产权理论，以股权（剩余控制权与剩余所有权）方式实现的产权安排向投资者提供了投资的基本激励，弥补了融资合约不完全导致的效率损失（郑志刚，2010）。在新兴市场国家，企业大股东往往通过集中持有股权来保护自身产权，进而侵占外部中小股东的产权。因此，通过法律制度保护外部中小股东的产权，减少控股股东对其产权的威胁，解决其投资激励问题，对公司治理而言至关重要（LLSV，2000）。而法律制度短期内不能得到明显改善，此时借助媒体来强化对外部投资者的产权保护是一种现实选择，媒体治理正是目前国内外研究的热点。
当前，国内外很多学者研究发现媒体具有重要的公司治理作用。然而对于中小投资者产权保护这一公司治理基础，只有较少学者研究媒体在其中所发挥的作用。在我国，控股股东利用控制权侵占中小股东利益这一现象相当普遍。2006年之前大量上市公司控股股东通过无息借款、低息借款、违规担保等形式从上市公司大量转出资金，证监会专门出台和落实了一系列措施解决这一问题。Jiang等（2015）认为2006年之后控股股东侵占利益的形式因监管行为发生了一定变化，而侵占利益的动机一直存在。上市公司控股股东把公司各级权力部分配置给其关系股东，这种做法维持了控制权，同时也提升了关联交易的隐秘性，方便控股股东获取私利（程敏英、魏明海，2013；魏明海等，2013）。
以已有文献为基础，本文研究了媒体报道对控股股东利用关系股东网络以关联交易方式获取私利的行为是否具有约束作用，验证媒体是否具有保护中小股东产权、改善公司治理的作用。在此基础上，还研究了产权性质、政治关联是否会影响媒体的这种治理作用。
二、文献综述与研究假设
（一）投资者保护与控股股东私利行为的文献回顾
现代产权理论指出，产权安排是公司治理的基础，主要解决融资合约的不完全问题，使投资者愿意投资现代公司。在新兴市场国家，普遍存在法律对产权保护不足的问题，为降低交易成本，大股东集中持有股份，从而有动机也有能力与众多利益相关者谈判，保护自己的产权。集中的股权结构使大股东能够利用优势地位侵害中小股东产权，董事会等公司治理机制难以对其构成有效约束，最终导致企业难以从外部融资，不利于资本市场的长期健康发展（Fan和Wong，2005；Dyck和Zingales，2004）。
以现代产权理论为基础，LLSV提出加强法律制融发展最为根本的途径之一。然而，在新兴市场国家，法律制度的改善在短期内并不现实，借助外部因素来保护投资者产权成为一种现实选择（郑志刚，2007）。
国内外学者研究了法律制度以及法律外制度安排能否约束控股股东私利行为。Dyck和Zingales（2004）利用跨国公司的数据，发现除了法律制度，产品市场竞争、媒体的监督报道、税务实施等制度安排对于减少控制权私人收益也有重要作用。Jiang等（2010）利用中国上市公司的数据，以其他应收款衡量控股股东的资金占用，发现2006年之前控股股东通过这种方式进行掏空的现象相当严重，审计师能够监督却难以遏制这种掏空行为。魏明海等（2013）从股东关系的角度入手，通过关联交易衡量掏空行为，发现家族企业控股股东将控制权部分配置给关系股东，通过隐蔽的关联交易进行掏空，而机构投资者和审计师能对这种掏空行为起到一定的监督和制约作用。姜付秀等（2015）研究发现，股权分置改革提升了除控股股东之外大股东的谈判能力，因此增加了其退出威胁，最终减少了控股股东获取控制权私利的行为。
综上所述，已有较多文献研究了各种产权制度安排、监督激励机制对控股股东私利行为的约束作用，并取得了大量成果。魏明海等（2013）提出的股东关系理论拓展了对控股股东分配控制权方式、获取私利行为途径的认识；Jiang等（2015）则提出2006年后上市公司控股股东已基本不再通过资金占用获取私利。然而目前仅有较少研究考虑到控股股东私利行为的变化，本文将沿袭他们的思路，基于现代产权理论继续研究。
（二）媒体治理的文献回顾
Dyck和Zingales（2004）开启了研究媒体公司治理作用的先河，指出媒体通过影响政治家声誉（使其改革公司法）、影响经理人和董事会成员在股东和雇主眼中的声誉、影响经理人和董事会成员的公共形象等途径，发挥公司治理作用，并通过实证发现媒体报道能够显著降低控制权私人收益。媒体监督能够促使公司修正违规行为、降低不合理的高管薪酬、减少代理成本、提高内部控制质量，具有一定的公司治理作用（李培功和沈艺峰，2010；杨德明和赵璨，2012；罗进辉，2012；逯东等，2015）。
学者们普遍发现媒体发挥公司治理作用的根本途径是声誉机制。Dyck等（2008）运用俄罗斯的数据，发现即使在新兴市场国家，媒体也能够影响公司的声誉、促使监管者介入，从而迫使公司改善其治理状况。Liu和McConnell（2013）运用美国公司的并购数据，发现媒体曝光影响了高管声誉，进而使高管放弃了有损公司价值收购的决策，从而起到了监督作用。Nguyen-Dang（2015）运用世界500强企业CEO的媒体报道数据研究发现声誉具有重要作用，那些吸引了更多媒体关注的CEO，尤其是被大量正面报道的CEO，其公司价值要普遍高于其他公司。李培功、沈艺峰（2010）提出我国媒体公司治理作用的发挥不是依靠声誉机制而是行政介入；李焰、王琳（2013）提出了声誉共同体以及声誉受损成本转移的研究框架，发现行政介入的原因仍然是声誉机制，介入是政府在声誉受损下转移其成本压力的手段。
媒体发挥公司治理作用的基础是媒体对公司治理问题的监督。Miller（2006）运用美国上市公司的数据研究发现，媒体能够在监管机构介入之前识别出存在会计欺诈嫌疑的公司，发挥外部监督者的作用，媒体倾向于报道能够引起大量受众关注、调查成本较低且容易查证的上市公司及相关事件。Core等（2008）运用美国公司数据研究发现，媒体重点关注CEO的超额薪酬和大量期权行权活动并做出相关负面报道，从而监督CEO，然而上市公司并不会因这种监督来调整CEO薪酬。
综上所述，媒体通过影响相关利益主体的声誉影响其决策行为，具有一定的公司治理作用。然而，虽然保护中小股东产权在公司治理中具有基础性地位，但目前少有研究关注媒体对控股股东利用控制权优势侵害中小股东产权获取私利这一行为的影响，因此本文的研究具有一定的创新性。
（三）研究假设的提出
本文根据Dyck等（2008）和李焰、王琳（2013）的分析框架，对控股股东利用控制权侵占其他投资者合法利益的决策分析如下：当这种决策的期望收益小于期望成本时，控股股东将放弃这种行为。控股股东的期望收益是指通过侵占所获取的私人利益E（Privatebenifit）。期望成本包括三部分：一是控股股东自身因此遭受的声誉损失E（Reputationcost1）；二是由于侵占行为的外部性所导致的声誉共同体中其他成员（主要是监管机构）遭受的损失，并最终以惩罚的形式转移给控股股东的部分E（Reputationcost2）；三是因此导致的股价下跌，进而造成控股股东财富的损失E（Tangiblecost）。用式（1）表示如下：
E（Reputationcost1）+E（Reputationcost2）+
E（Tangiblecost）= pi×RCi+ pj×RCj×kj+
∆Tangiblecapital （1）
式（1）右边，pi表示第i类投资者听闻并相信控股股东采取了侵害其利益行为的概率；RCi表示控股股东因此在第i类投资者中所遭受的声誉损失；pj表示声誉共同体中除控股股东外第j个成员对此事件处理不符合其职能而遭受声誉损失的概率；RCj表示该成员所遭受的声誉损失；kj表示该成员向控股股东的声誉损失转移系数；∆Tangiblecapital表示控股股东因股价下跌导致的预期财富损失。
媒体通过以下四种途径影响式（1）右边三项：①媒体对相关信息的调查、搜集、处理能够减小外部投资者对控股股东获取私利行为的知情成本，避免因知情成本过高而出现“理性忽视”结果（Dyck et al.，2013），同时能够吸引投资者注意力，增加外部投资者对控股股东利用控制权侵害投资者合法利益获取私利行为的知情概率pi；②在长期重复博弈中，只要上市公司存在再融资需求，控股股东和上市公司在外部投资者中的声誉就能通过影响公司的融资成本来影响控股股东的长期利益，因此声誉属于控股股东的重要资产，媒体对信息的挖掘和传播增加了控股股东的声誉损失RCi；③对监管机构即证监会而言，其在投资者中的声誉同样属于重要资产，如果证监会对于控股股东掏空行为的处置不当，媒体报道将增大证监会受到舆论质疑的概率pj，同时负面舆论也会增加证监会遭受的声誉损失RCj，声誉损失不断积累，使得证监会最终会将损失通过惩罚的形式转移给控股股东承担；④媒体报道能改变投资者对剩余收益的预期，导致股价出现暂时甚至永久性的下跌，给控股股东财富带来损失∆Tangiblecapital。
根据以上分析，上市公司控股股东在决策前，对媒体通过上述四种途径影响其期望成本进而影响期望效用的程度做出预测，媒体对控股股东声誉资产和有形财富影响越大，控股股东越有可能选择放弃利益侵占行为以维持良好声誉。一般而言，媒体对上市公司关注越多，其获取信息的渠道越多、分析信息的能力越强，因此其监督行为对控股股东声誉和财富的影响就越大。控股股东在决策前预期到媒体的这种可置信的威胁（罗进辉，2012），利用控制权获取私利的行为也将越少。然而媒体对相关事件报道取得的收益要大于其付出的成本时才会进行报道。在我国，行政干预的作用大于法治，这可能会增加媒体的监督成本，影响其取得的收益。综合以上分析，本文提出假设1：
假设1：媒体关注越多，控股股东的私利行为越少。
相对于民营上市公司，以下原因可能会影响媒体声誉机制效用的发挥，从而弱化媒体约束国有上市公司控股股东私利行为的能力：①国有上市公司实际控制权往往由不同层级的政府机构持有（吴先聪，2016），在我国法律对媒体言论自由保护尚不健全的前提下，媒体缺乏监督国有上市公司及控股股东的动力。②在我国，由于政治晋升锦标赛的存在（周黎安，2007），地方国有上市公司是地方政府实现政绩诉求的主要手段，控股股东通过关联交易掏空上市公司，旨在帮助解决政府的政策性负担、带动当地企业发展、促进GDP增长和实现官员个人晋升目标（逯东等，2015）。此外，控股的政府机构可能同时隶属于多个上级单位，从而形成责任人虚置的局面，没有具体部门和个人为控股股东的掏空行为负责（李焰和王琳，2013），因此媒体报道所导致的控股股东声誉损失较小。③由于国有上市公司对当地的税收、就业、养老等方面具有重要作用，证监会的调查不可避免会受到更大阻力，声誉损失转移系数更低，相比民营上市公司，国有上市公司最终惩罚力度也会更小。④国有上市公司控股股东对股价下跌的财富损失相对不敏感。综合以上分析，本文提出假设2：
假设2：媒体关注对民营上市公司控股股东私利行为的影响大于对国有上市公司的影响。
我国经济目前仍处于转轨过程中，政府在经济活动中仍然扮演着重要的角色，对经济资源的配置有着很大的影响，因此民营上市公司普遍存在政治关联（唐松和孙铮，2014）。对民营上市公司而言，媒体对控股股东私利行为的约束可能受到政治关联的负面影响：①政治关联作为非正式制度，给企业带来好处的过程中可能也有寻租行为发生。寻租行为如果曝光，企业将承担相当高的成本，因此企业将保持较低的信息透明度，这增加了媒体调查的成本、减小了媒体参与的动力。②有政治关联的民营上市公司往往对当地的税收、就业和GDP相当重要，媒体、证监对这些企业的调查有可能会对当地税收、就业和GDP等产生负面影响，致使地方政府阻止媒体调查，并对证监会的调查施加阻力。这直接影响了媒体监督的深度和广度，从而降低了投资者的知情概率和控股股东在投资者中的声誉损失，也降低了证监因此遭受质疑的概率和声誉损失。对于有政治关联的民营上市公司，媒体参与监督的动力更小，参与后的影响更弱，控股股东对此有合理预期，媒体的约束作用相比无政治关联企业更弱。基于以上分析，可以得出假设3：
假设3：在民营上市公司中，媒体关注对没有政治关联企业的控股股东私利行为的影响大于对有政治关联企业的影响。
三、实证研究设计
（一）样本选取与数据来源
本文以我国2006 ~ 2014年间在深圳证券交易所上市的中小板和创业板公司为样本，按照惯例，对样本进行如下筛选：剔除金融行业公司；剔除同时发行B股或H股公司；剔除考察期间内曾经或正被ST、∗ST的公司；剔除资不抵债的公司；剔除上市不满1年的样本，因为新股上市容易得到新闻媒体的特别关注（罗进辉、杜兴强，2014）；剔除实际控制人持股比例（控制权）低于10%的公司，普遍认为这样的公司不存在控股股东；剔除年报中明确说明没有实际控制人的公司；剔除名称容易混淆的上市公司，比如“机器人”、“新世纪”、“探路者”等（逯东等，2015）；剔除数据缺失的公司样本。最终，本文得到的有效年度观察样本共计3998个，其中2006 ~ 2014年样本量分别为44、60、151、239、262、542、804、951、945。
本文使用的媒体报道数据来自CNKI的“中国重要报纸全文数据库”；关联交易数据来自CSMAR数据库；政治关联数据来自WIND数据库；其他数据均来自WIND数据库和CSMAR数据库。本文主要使用Stata 12.0软件进行相关的统计分析。
（二）变量定义与度量
1. 因变量——控股股东私利行为。控股股东的私利行为往往难以准确识别和度量。近年来文献多采用两种指标直接衡量控股股东私利行为：一种指标是由李增泉等（2004）及姜国华、岳衡（2005）提出的控股股东对上市公司的资金占用行为；另一种指标是余明桂、夏新平（2004）提出的上市公司与控股股东之间的关联交易。2006年我国证监会联合其他部委共同出台了旨在解决控股股东非经营性资金占用问题的严格规定，Jiang等（2015）认为这基本解决了控股股东资金占用问题。
借鉴魏明海等（2013）、姜付秀等（2015）和冯慧群（2016）的研究，本文利用关联交易指标，从两个方面衡量控股股东私利行为：剔除可能存在一定噪音交易类别之后的关联交易之和与总资产的比值Rpt_total；关联交易中购买或销售商品和劳务总额占营业收入的比值Rpt_goods。本文根据股东关系理论，通过翻阅招股说明书与公司年报，将控股股东的显性关系股东、隐性关系股东视为控股股东及其关联方（程敏英、魏明海，2013），将上市公司与其发生的关联交易计入关联交易指标。
2. 自变量——媒体关注。参考李培功和沈艺峰（2010）、戴亦一等（2011）以及冯莉（2014）的方法，本文使用Python语言编写程序，通过CNKI的“中国重要报纸全文数据库”，从《中国证券报》、《证券日报》、《证券时报》、《上海证券报》、《中国经营报》、《经济观察报》、《21世纪经济报道》和《第一财经日报》中提取上市公司的媒体报道数据，并与手工收集整理媒体报道的数据进行核对，以提高收集的准确率。为了避免出现遗漏，按照上市公司曾用名以及简称对标题和全文进行搜索，得到每家上市公司媒体报道条数Media，对Media加1然后取自然对数，以此来度量该公司的媒体关注水平Lnmedia。
3. 调节变量——政治关联、产权性质。参考杨星等（2016）的方法，如果民营上市公司董事长、CEO和实际控制人曾经或正在担任人大代表、政协委员或者任职政府部门，则政治关联变量Politic取1，否则取0，同时将三者在公司担任管理层的亲属一并纳入考察范围。
产权性质Soe通过CSMAR数据库并结合年报实际控制人产权关系图整理，对控股股东及披露的一致行动人的控制权、现金流权数据进行了合并计算，根据实际控制人的产权性质，样本为国有上市公司时取1，否则取0。
4. 控制变量。借鉴现有关于控股股东私利行为的研究文献，本文控制了股权结构、公司内部治理机制、外部监督情况、公司特征、年度效应、行业效应等对控股股东私利行为的可能影响。根据中国注册会计师协会对会计师事务所的排名，得到公司各年审计质量Top8；根据樊纲编制的最新版《中国市场化指数》来衡量上市公司所在地的市场化程度Law（对缺失年度取前后年份的平均值）。
变量的具体符号和定义如表1所示。
（三）计量模型设定
1. 基本模型。当控股股东的私利行为的边际收益小于边际成本时，控股股东将不会采取私利行为，这种情况将导致大量取值为0的因变量出现，实际上样本中高达30.04%的Rpt_total变量取值为0，57.60%的Rpt_goods变量取值为0，属于典型的归并数据（censored data）。由于存在选择性偏差，采用OLS回归将导致有偏的且不一致的估计结果，因此借鉴叶康涛等（2007）、汪健（2014）的做法，采用Tobit模型作为基本模型进行假设检验。与罗进辉（2012）的研究类似，本文考察媒体的事前约束功能，因此媒体报道变量取当期值，基本模型如式（2）和式（3）所示。
=α+β1Lnmediai，t+αmControlvariablem，i，t
+εi，t （2）
Rpti，t （3）
式（2）、式（3）中： 为潜变量，无法直接观测；Rpti，t为实际观测到的因变量，包括Rpt_total和Rpt_goods；Lnmediai，t为自变量媒体关注；Controlvariable为控制变量，包括产权性质、控股股东控制权、控股股东持股比例平方、两权分离情况、独立董事比例、董事会规模、两职兼任情况、机构投资者持股、审计质量、管理层持股、高管薪酬、公司规模、资产负债率、成长性、固定资产比例、市场化程度等。回归中均控制了行业变量Industry、年度变量Year。
2. 内生性问题。有关媒体治理的研究文献表明，内生性问题是媒体治理研究中的重要问题。内生性问题的一大来源是双向因果关系的存在，媒体关注的增加可能会减少控股股东的私利行为，而控股股东私利行为的减少可能会减少媒体对公司的关注。工具变量法是解决内生性问题的重要手段，是文献中经常采用的联立方程模型的主要估计方法（陈强，2014）。参考权小锋、吴世农（2012）以及罗进辉（2012）的研究，本文选择公司的上市年限Age和非流通股比例Limited作为媒体关注度的工具变量，同时考虑到不同上市板块受到的媒体关注程度不同，引入上市板块Growth_mark变量作为媒体报道的工具变量，并通过统计量检验工具变量的适当性。
在式（2）、式（3）基础上加入式（4），使用两步法对含内生变量的Tobit模型进行估计（陈强，2014）。
Lnmediai，t=α+γ1Agei，t+γ2Limitedi，t+
γ3Growth_marki，t+δmControlvariablem+μi，t （4）
四、实证结果分析与讨论
（一）描述性统计
表2是主要变量的描述性统计分析结果，由表2可以看出：①样本公司关联交易总额占总资产的比例平均为10.3%，商品和劳务类关联交易占营业收入的比例平均为1.8%，均值受极端值影响较大，因此本文在后续回归中对所有连续变量进行了1%和99%的Winsorize处理；②样本公司平均每年的媒体报道条数约为35条，这与罗进辉（2012）的网络媒体同一报道内容的大量转载情况，也存在较大噪音；③样本公司中15.1%为国有上市公司，71.4%的民营上市公司存在政治关联，表明对中小板和创业板企业而言，与政府保持良好关系相当重要；④样本公司管理层平均持股24.5%，这与民营上市公司大量存在控制人同时担任高管的事实一致。
（二）相关性分析
本文的Pearson相关系数分析结果表明：①上市年限、上市板块均与媒体关注显著正相关，限售股比例与媒体关注显著负相关，表明上市时间长、限售股比例低、创业板上市的公司更容易受到媒体关注；②媒体关注与关联交易总额占总资产的比例Rpt_total负相关，与商品和劳务类关联交易占营业收入的比例Rpt_goods正相关，均不显著，这种情况可能类似需求曲线存在内生性问题；③两权分离情况Sep与Rpt_total、Rpt_goods均显著负相关，由于Sep代表两权分离的反向指标，表明两权分离下控股股东更倾向于从事私利行为。
（三）多元回归分析
表3检验了媒体关注对控股股东私利行为的影响，以及这种影响在国有上市公司与民营上市公司间的不同，其中回归（1）、（2）、（3）的因变量为关联交易总额占资产总额比Rpt_total。
回归（1）为全样本回归结果，从第二阶段回归（Second stage）可以看出，媒体关注Lnmedia的回归系数在5%的水平上显著为负，表明媒体关注越多，控股股东私利行为越少，假设1得到了验证。Wald内生性检验拒绝Lnmedia为外生变量的原假设，表明应当采用工具变量法回归；LM统计量和J统计量显示拒绝弱工具变量假设，同时无法拒绝工具变量为外生变量，表明本文选取的三个工具变量是有效的。由第一阶段回归（First stage）可以看出，上市年限Age和上市板块Growth_mark均与Lnmedia在1%的水平上显著正相关，表明创业板的上市公司和上市年限长的公司更容易受到媒体关注。
回归（2）是国有上市公司子样本回归结果，运用面板Tobit模型进行估计，Lnmedia的系数为正且不显著，说明媒体关注对国有上市公司的约束作用不明显。
回归（3）是民营上市公司子样本回归结果，Wald内生性检验表明应采用ivtobit回归，LM统计量和J统计量显示工具变量有效。Lnmedia的系数在5%的水平上显著为负，表明媒体关注越多，民营上市公司控股股东私利行为越少。可以看出，媒体报道对民营上市公司控股股东私利行为的影响大于对国有上市公司的影响，假设2得到验证。
表3回归（4）、（5）、（6）的因变量为Rpt_goods，全样本和分组样本内生性检验结果均表明应使用面板Tobit模型进行估计，Lnmedia的系数均不显著，表明采用商品和劳务类关联交易占营业收入比这一指标来衡量控股股东私利行为可能还需改进，有待进一步研究。
以上回归结果表明，媒体的作用不同于之前冯慧群（2016）所研究的私募股权投资PE，表现如下：①总体而言，媒体关注减少了控股股东的私利行为，这种作用主要体现在民营上市公司中；②媒体关注对控股股东通过商品和劳务类关联交易获取私利行为的影响不显著，不具有明显的约束作用，媒体对控股股东的约束作用主要体现在通过其他形式关联交易获取私利的行为上。究其原因，可能如Miller（2006）所言，媒体倾向报道调查成本不高的事件，作为公司外部人，媒体并不具备信息优势，相比其他普掏空行为难以识别、调查和验证，媒体也难以监督，因此其事前约束功能受到限制，这与本文之前的理论分析一致。
表4进一步检验了民营上市公司中媒体关注对控股股东私利行为的影响在有无政治关联企业中的不同，其中回归（1）、（2）的因变量为Rpt_total。回归（1）样本为有政治关联组，Lnmedia的系数在1%的水平上显著为负，表明媒体关注越多，控股股东私利行为越少；回归（2）样本为无政治关联组，Lnmedia的系数在5%的水平上显著为正。回归（1）、（2）结果难以理解，从表面上看应当拒绝假设3，但是在后续的稳健性检验发现回归（1）、（2）结果并不稳健，本文对此不做过多解读。
表4回归（3）、（4）的因变量为Rpt_goods。回归（3）样本为有政治关联组，Wald内生性检验表明应用面板Tobit模型进行估计，Lnmedia的系数不显著。回归（4）样本为无政治关联组，Wald内生性检验表明应采用ivtobit回归，J统计量表明存在工具变量过度识别问题，最终仅引入Growth_mark作为工具变量，LM统计量显示工具变量有效。Lnmedia的系数在1%的水平上显著为负。
由以上结果可以发现，媒体关注减少了无政治关联民营上市公司的控股股东私利行为，而对有政治关联民营上市公司无显著影响，这种区别部分体现在控股股东通过商品和劳务类关联交易获取私利的行为上，表明对民营上市公司而言，媒体关注对没有政治关联企业控股股东私利行为的影响大于对有政治关联企业的影响，假设3得到验证。
（四）稳健性检验
本文从以下两方面进行稳健性检验：①参照魏明海等（2013）的研究，用上市公司与控股股东及其关联方是否发生了关联交易（剔除一定噪音类别后）以及是否发生了商品和劳务类关联交易这两个虚拟变量重新衡量控股股东私利行为（限于篇幅，结果不再列示），发现结果除与表4回归（1）、（2）结果不一致外，其他回归结果与之前结果基本一致；②本文对所有连续变量进行了5%和95%的Winsorize处理，结论基本保持一致。可见，本文的实证研究结论是稳健可靠的。
五、结论
本文利用我国2006 ~ 2014年间在深圳证券交易所上市的中小板、创业板公司相关数据，通过理论分析探讨了媒体关注如何通过声誉机制影响控股股东的私利行为，研究结果表明：①媒体关注可以显著减少控股股东的私利行为，这种作用主要体现在民营上市公司中，即主要体现在减少控股股东利用关联股东网络、通过关联交易（商品和劳务类交易除外）获取私利的行为上；②对民营上市公司而言，相对于有政治关联的企业，媒体关注对无政治关联企业控股股东私利行为的影响更大，这种区别部分体现在控股股东通过商品和劳务类关联交易采取的私利行为上。
本文的研究结论表明，在我国法律制度不够完善的现实情境下，媒体对控股股东的私利行为起到了事前约束的作用，保护了投资者的产权，增加了投资者的投资激励，发挥了积极的公司治理作用，促进了公司治理的完善，媒体投资者保护作用的发挥受到企业产权性质及政府关系等因素的影响。
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