2019第41卷第11期
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2.南京财经大学 会计学院，江苏 南京 210091
2.School of Accounting, Nanjing University of Finance & Economics, Nanjing 210091, China
媒体作为重要信息中介，其对资本定价的影响已成为学术界的热点前沿。诸多研究表明，媒体报道对股票交易及回报有重要影响（Tetlock，2007；Fang和Peress，2009；Engelberg和Parsons，2011；Peress，2014）；有时甚至可能致使公司股价严重偏离其基本价值（Chen等，2013）。媒体报道对股票价格的重要影响，自然会受到关心资本市场表现的公司管理层的重视。如Holstein（2008）发现，公司管理层很可能花费大量资源去寻求对媒体报道的影响；特别是重大事件期间，公司主动管理媒体报道的动机越发强烈。在国内，IPO、再融资或危机期间聘请财经公关公司来协助进行投资者关系管理的现象较为普遍；如2014年9月发生的《21世纪经济报道》事件，就在一定程度上印证了公司对媒体披露的重视。
近年来，开始有学者关注公司（管理层）对媒体报道的主动管理现象（Ahern和Sosyura，2014；汪昌云等，2015；易志高等，2017），且大多以重大事件为背景来检验该现象或行为的存在性及其经济后果，而较少关注其背后的具体影响机制，或者说公司究竟通过何种方式去实现对媒体报道的积极管理，国内相关研究更为鲜见。媒体沟通是一项专业化程度较高的工作，其从业人员往往需具备一定的专业知识及经验，如新闻稿件的撰写与发布等。换言之，公司欲寻求对媒体报道的主动影响则需要高管团队中有人具备相应的业务知识和专业素养等。而曾在新闻媒体机构从事过主编、编辑和记者等工作的公司高管，因其在媒体从业经历中所积累的专业知识、经验及社会资本优势，有助于公司更好地进行媒体沟通管理，以获得更多投资者的认可和提升公司形象。与此同时，IPO乃公司生命周期中的重要事件，是公司首次公开面向社会公众的股权融资行为，其资本市场表现好坏不仅直接关系到股东或投资者的财富水平，而且还很可能对公司的市场形象及未来成长产生重要影响。因此，越来越多上市公司开始重视IPO期间的媒体信息管理行为（汪昌云等，2015）。
为此，本文基于公司高管经历视角，重点关注高管的媒体从业经历对公司媒体报道的可能影响及其市场效应。实证发现：高管媒体从业经历对公司IPO期间媒体关注度和报道倾向有显著正向影响，即有助于提升公司的媒体报道水平。同时，具有媒体从业经历的高管曾在媒体机构或部门的任职职位越高，媒体报道对其也越有利；这也进一步说明，高管曾任职位越高，其专业技能和社会网络优势越明显或媒体关系的处理能力越强，从而越有助于公司媒体信息环境的改善。最后，高管媒体从业经历对媒体报道的有利影响能获得较好的市场效应，即有助于促进IPO首日抑价率及换手率的上升，从而使公司价值或股东财富最大化。
本文的可能贡献主要体现在以下几个方面：首先，丰富并拓展了公司媒体披露管理方面的研究。本文以IPO事件为背景，基于高管经历视角，关注公司管理层在媒体偏差形成中的作用，从而进一步揭示了公司媒体披露管理行为的实现途径或机制，为公司媒体披露管理研究提供了增量信息。其次，本文发现媒体报道在高管媒体从业经历对IPO抑价率的影响中起部分中介作用，这不仅进一步揭示了公司治理对信息披露影响的内在机理，而且丰富了公司治理因素对IPO抑价率影响方面的研究；同时也为Gurun（2016）关于高管媒体从业经历对公司媒体信息环境影响的研究提供了中国式经验证据。再者，本研究关注高管媒体从业经历对公司媒体披露行为的可能影响，丰富了高管经历与公司行为决策间关系的研究。最后，本研究结论对市场监管、上市公司信息披露管理和投资者决策等均具有较好的启示性意义。
二、理论分析与研究假设（一）公司媒体披露管理行为
由于媒体报道对资产定价的重要影响，进而引发诸多公司（管理层）的重视。但媒体披露的内容并不同于会计信息披露，因为后者披露的主要是公司业绩（如订单、产品销量、成本和收益等）和重大经营决策等“硬”信息，且公司可能会借助盈余管理或操纵、披露时机选择等方式去影响披露效果；而此类“硬”信息在事后易于验证（Bertomeu和Marinovic，2016），通常易引起投资者和监管层注意，甚至可能招致行政处罚或法律诉讼，因此“硬”信息披露管理空间较为有限。相比之下，媒体报道的内容不只限于对上述“硬”信息的转载或转述，通常该类信息披露还会引发媒体的高度关注或跟踪报道（很多时候其报道内容超越了“硬”信息本身，包含许多评论分析或导向性信息，如对公司公告的深度解读和公司发展前景的分析预测等）；此外，公司其他行为或事件（如高管访谈、未经证实的传闻和公司非正式公告等）也很可能会引发媒体的广泛关注（易志高等，2018）。如2018年9月京东的“刘强东事件”在媒体上引起了轩然大波，致使京东股价大跌。而这些“软”信息因事后难以一一验证，相对缺乏可靠性（Rogers和Stocken，2005；Bertomeu和Marinovic，2016），因此留给管理层操控的空间相对更大；即使有所偏差（不管是故意还是无意），事后往往也难以追究，从而经常被公司管理层所利用，且不易被人们发现（Solomon，2012）。
在现代媒体高速发展且已成为投资者获取信息重要途径的今天，不管是硬信息还是软信息披露，都难以逾越媒体中介的影响。因媒体对社会公众认知和态度的重要影响，进而会影响公司的估值预期及投资者行为决策（Zavyalova等，2012）。因此，公司管理层不会无视媒体对公司股价的这一影响，很可能经常会花费大量时间和资源去寻求对媒体报道的主动性影响（Holstein，2008），特别是在公司重大事件期间表现得尤为明显。如Ahern和Sosyura（2014）发现，并购过程中，并购公司有明显主动管理媒体披露的倾向，即通过释放大量新闻以及正面报道，在短期内拉升股价，以降低并购支付成本。Bushee和Miller（2012）发现，中小型公司经常会花重金去聘请财经公关公司来协助其进行投资者关系管理，以吸引更多分析师、机构投资者和媒体的注意力。Solomon（2012）也发现，财经公关公司经常会帮助其客户去加工或粉饰报道，“制造”更多数量的正面报道等。Ho等（2011）则发现，IPO期间公司也存在显著的媒体披露管理现象，即偏好于披露关于公司未来战略或政策方面的好消息，尽管事后往往证明是负面的。在国内，才国伟等（2015）发现再融资期间，公司正面报道会显著上升，而且再融资规模与媒体炒作程度显著正相关。汪昌云等（2015）、王木之和李丹（2016）、易志高和程雁（2019）发现，IPO期间公司会通过财经公关来进行媒体信息管理，以获得更高的媒体关注度和更正面的报道倾向。易志高等（2017）则发现，公司高管减持期间存在主动管理媒体披露的现象，致使公司媒体报道在短期内异常上升，进而推动公司股价上升，以实现高位套现即财富转移的目标。
（二）高管媒体从业经历给媒体披露管理带来的便利
根据高阶理论（Hambrick和Mason，1984），公司高管的教育与工作经历、人口统计特征等会显著影响其所领导公司的行为决策及绩效（Hambrick和Fukutomi，1991）。专业性的决策需要专业的知识及经验来做支撑（姜付秀和黄继承，2013）；而高管在某一领域的长期任职经历会使得其具有该领域内的专业知识和选择性认知，能更有效地关注和解读领域内相关信息，做出合理决策（Hitt和Tyler，1991）。如Malmendier等（2011）发现，经历了大萧条时期的CEO其财务行为相对保守，即更依赖内部融资而较少负债融资；而具有军旅经历的CEO则相对激进即举债较多。姜付秀和黄继承（2013）发现，CEO的财务经历会使得其在公司资本结构决策方面更专业；而具有财务经历的董秘因其懂得如何更好地与外部投资者沟通，有助于缓解公司的融资约束（姜付秀等，2016）。
另一方面，新闻稿件的撰写和发布通常需要具备一定专业知识及经验的人员来完成，而且具有不同专业知识背景及经验的从业人员其所撰写的报道的信息性及市场效应也存在一定差异（Dougal等，2012；Li，2015）。而若公司高管团队中有成员曾在新闻媒体部门工作过，其往往具备良好的文字组织及表达能力、稿件撰写知识和经验也较为丰富，进而可能更擅长于挖掘新闻题材、撰写并发布有利于事件关联方的新闻稿件；同时，因过往从业经历中经常与媒体同行互动交流，会使得其在媒体行业中积累了较丰富的人脉资源，便于公司更有效地与各类媒体机构进行接触和沟通，“潜移默化”地影响其态度及行为，进而有助于改善公司的媒体信息环境（Gurun，2016）。换言之，具有媒体从业经历的高管知道如何去帮助公司制造或加工新闻报道（Solomon，2012），更好地包装和塑造公司社会形象；并通过其曾在媒体行业中建立的关系网络来帮助公司“恰如其时”地发布消息、吸引更多媒体的跟踪关注，从而获得更高的媒体曝光率和更有利的报道倾向。鉴于此，我们提出假设1：
H1a：拥有媒体从业经历高管的公司在IPO期间的媒体关注度更高，即高管媒体从业经历对媒体关注度有正向影响。
H1b：拥有媒体从业经历高管的公司在IPO期间的报道倾向更为正面，即高管媒体从业经历对正面报道倾向有正向影响。
另外，具有媒体从业经历的高管曾在媒体机构或部门的任职职位高低，也在一定程度上反映了其媒体沟通能力的高低。通常，此类高管曾在媒体机构中任职的组织结构层次越高，其媒体专业技能及经验更为丰富、且其社会关系网络也越广，越便于媒体关系的处理，以帮助公司获得更有利的媒体报道（Solomon，2012）。特别是在国内，受传统行政等级制度的影响较为严重，任职职位高往往意味着其社会网络地位越高、社会影响力也越大（易志高等，2018），从而更有助于公司媒体沟通管理工作的开展。因此，相比那些曾任职位级别较低的高管，那些曾在媒体机构任职职位较高的高管更擅长于媒体沟通管理，对媒体报道的影响力也会更大一些或媒体报道对公司可能更为有利一些。为此，我们提出假设2：
H2a：具有媒体从业经历的高管曾在媒体机构中的任职职位越高，公司IPO期间的媒体关注度越高。
H2b：具有媒体从业经历的高管曾在媒体机构中的任职职位越高，公司IPO期间的正面报道倾向越多。
（三）高管媒体从业经历的市场效应
诸多研究表明，新闻媒体作为重要信息中介，在缓解信息不对称、影响投资者注意力和情绪等方面扮演重要角色，已成为影响股价波动的重要原因（Tetlock，2007；Barber和Odean，2008；Engelberg和Parsons，2011）。有时即使是旧消息，但经媒体的再加工和传播，也可能会引发公司股价的剧烈波动（Huberman和Regev，2001；Fedyk和Hodson，2017）。首先，因公司和外部投资者间信息不对称所引致的治理冲突问题，需要公司增加信息披露来缓解（Healy和Palepu，2001；Lambert等，2007）；而新闻媒体在其中扮演着信息提供者的重要角色（DellaVigna和Pollet，2009），如分析师报告、媒体对公司的跟踪报道等有助于提高公司信息透明度，并反应到股价中去，进而有利于公司市场价值的提升（杨洁等，2016）。其次，投资者注意力的有限性及信息成本的存在，通常会使投资者忽视信息的潜在价值（Kothari等，2009），而媒体报道有助于吸引投资者注意力（Barber和Odean，2008；Fang和Peress，2009；饶育蕾等，2013），进而提高公司市场形象、并形成资产需求压力（Solomon，2012；Bushee和Miller，2012；Soltes，2009）。如Da等（2015）利用Google搜索频率作为投资者注意力指标，发现其可在短期内助推股价上升。而且，媒体在影响投资者信息收集及处理的同时（Dyck等，2008），还擅长于通过制造轰动效应来吸引投资者注意力，进而影响股价波动（熊艳等，2011）。再者，媒体报道语气对投资者情绪及信念形成有显著影响，特别是在不确定性程度高时表现得尤为明显，从而影响股价波动（Tetlock等，2008）。García（2013）也发现，经济衰退期间媒体情绪对股价的影响要强于信息。游家兴和吴静（2012）则发现，公司信息透明度越低，媒体情绪对股票误定价的影响越显著，甚至引发股价泡沫。
同样，IPO期间的媒体报道对IPO绩效也有着重要作用，如投资银行常利用媒体宣传来吸引更多投资者认购新股（Cook等，2006）。诸多研究表明，媒体关注度与IPO首日抑价及首日回报显著正相关（Pollock和 Rindova，2003；Liu等，2014），且对股票流动性、价格及分析师推荐等也有显著影响（Liu等，2014）。国内相关研究也发现，媒体关注对IPO抑价率（黄俊和陈信元，2013）和首日换手率（熊艳等，2014）有显著正向作用。而且，媒体情绪或报道语气对IPO首日表现有着重要影响（Bajo和 Raimondo，2016）；特别是正面报道有助于在短期内激发投资者情绪或加剧二级市场的非理性程度，吸引更多投资者参与交易，进而对IPO首日表现有显著影响（熊艳等，2014；权小锋等，2015）。
另一方面，相比公告中那些事后相对易于验证的“硬”信息而言，媒体报道更多时候包含诸多“软”信息，其信息内容较为模糊且事后难以被证实（Bertomeum和Marinovic，2016）。而且，“软”信息内容的主观性强且多为定性描述，需要投资者理解语言措辞及语调方面的细微差别（熊艳等，2014）；进而致使投资者对“软”信息的处理成本高于硬信息，特别是对公司基本面积极因素和未来展望等信息的处理成本较高（Engelberg，2008；Liberti和Petersen，2017）。这就要求投资者具备较专业的信息处理能力，以辨别或准确解读媒体报道中的信息。可现实中，国内投资者（特别是中小投资者）投资知识和经验相对匮乏，其信念和行为易受外部环境影响；尤其是对于刚上市的新股票标的来说，投资者对其熟悉程度相对较低，因此更可能易受媒体等外界因素干扰。而具有媒体从业经历的高管可利用其媒体专业知识、经验及媒体资源，通过诸如新闻题材的挖掘、报道内容的加工与措辞修饰、披露时机或媒体类型的选择等形式（Solomon，2012），去影响投资者注意力和信念预期，以更好地“说服”投资者采取进一步的交易行为（易志高等，2017）。因此，我们推测，具有媒体从业经历的高管、特别是其曾任职位越高时，因其有助于公司在IPO期间获得更高的媒体关注度和更有利的报道倾向，进而有助于促进公司的IPO首日表现。于是，提出假设3：
H3a：高管媒体从业经历对媒体报道的有利影响（即更高的媒体关注度和更正面的报道倾向）有助于促进IPO首日抑价率和首日换手率的上升。
H3b：具有媒体从业经历高管曾任职位高低对媒体报道的有利影响（即更高的媒体关注度和更正面的报道倾向）有助于促进IPO首日换手率和首日换手率的上升。
三、研究设计（一）样本选择及数据来源
1. 公司高管媒体从业经历数据。本文主要基于高管经历视角，关注高管媒体从业经历对公司媒体报道的可能影响。其中，具有媒体从业经历的高管是指：在成为本公司高管团队成员（包括董事、监事和高级管理人员等）之前，曾在新闻媒体业和政府宣传主管部门工作过，如媒体机构高管、主编、记者和政府宣传部官员等。我们选取2009年1月至2016年12月间沪深IPO公司为样本，剔除金融业、媒体业以及数据缺失公司。同时，基于IPO上市公告书中2万余份公司高管简历，通过“记者”“编辑”“主编”和“宣传部”等关键词进行初步筛选；然后，对初选高管样本逐一进行人工阅读，以确认高管的媒体从业经历，最终筛选出231家在IPO期间拥有媒体从业经历高管的公司。
2. 媒体报道数据。本文沿用游家兴和吴静（2012）、易志高等（2017）等人的做法，媒体报道数据来源于《CNKI中国重要报纸全文数据库》，并利用公司简称和股票代码等为关键词进行主题及全文检索得到，时间窗口为公司招股说明书发布日到公开上市前一日，最终得到15 872篇报道。当前，关于媒体报道的文本分析，主要有计算机识别法和人工阅读法两种。考虑到中国语言文字的特殊性和表达方式的丰富性，许多用词含义跟前后语境紧密相关，如正话反说、反话正说等，若采用计算机识别法，其准确性可能要大打折扣。为此，我们沿用游家兴和吴静（2012）、易志高等（2017）研究的人工阅读法。首先，组织2位硕士研究生分别对所有报道进行人工阅读，各自给出正面、负面和中性判断。然后，汇总2人关于每条报道的正负面评分，并判定报道的正负面倾向；对于有分歧的报道，则在加总评分的基础上通过重新阅读和讨论来判定。最后，计算公司的媒体报道倾向，即正面报道量/总报道量之比。
3. 控制变量数据。其他控制变量，如ROE和公司规模等数据均来自国泰安数据库（CSMAR）。
（二）实证模型
1. 高管媒体从业经历对媒体披露的影响。为检验假设1，我们构建了关于高管媒体从业经历的虚拟变量（ME），即当公司高管团队中拥有媒体从业经历的高管，则ME赋值为1，否则为0，并构建如下模型：
| ${{M}}{{{C}}_{{{i}},{{t}}}}\left( {/{{PC}}{{{T}}_{{{i,t}}}}} \right) = {{a}} + {{b}}\times {{M}}{{{E}}_{{{i,t}}}} + {{c}}\times {{Control}}{{{s}}_{{{i,t}}}} + {{{\varepsilon }}_{{{i,t}}}}$ | (1) |
其中，MCi,t和PCTi,t分别为IPO前公司的媒体关注度和正面报道倾向。同时，参照已有相关研究（邵新建等，2015；汪昌云等，2015；王木之等，2016），控制了其他可能对媒体报道有影响的公司特征因素，包括公司规模、成长性、行业固定效应等，具体详见表1。
| 变量类型 | 变量名称 | 变 量 | 计算说明 |
| 因变量 | IPO首日抑价率 | UP | IPO首日收盘价减去发行价再除以发行价 |
| IPO首日换手率 | TR | 首日成交量与流通股数量之比 | |
| 媒体关注度 | MC | 招股说明书发布日至上市前一日公司媒体报道量 | |
| 正面报道倾向 | PCT | 正面媒体报道量与总报道量之比，再乘以100 | |
| 自变量 | 具有媒体从业经历的高管 | ME | 曾在媒体机构或政府宣传部门工作过的高管赋值为1，否则赋值为0 |
| 具有媒体从业经历高管曾任职位高低 | P_ME | 曾在媒体机构任记者站站长和副主编以上职位、或曾在政府宣传部门任正厅及以上职位的高管赋值为1，否则赋值为0 | |
| 控制变量 | 公司规模 | SIZE | 公司IPO公告书中总资产的对数值 |
| 资产负债率 | LEV | 公司负债与总资产之比 | |
| 净资产收益率 | ROE | 公司首次公开发行前一年度的净利润与总资产之比 | |
| 市盈率 | PE | IPO发行市盈率 | |
| 行业类型 | INDU | 根据证监会一级行业分类标准，行业虚拟变量 | |
| 公司年龄 | AGE | （公司从成立到上市时的年份数+1）的对数值 | |
| 机构持股比例 | INST | 机构持股数量与首次公开发行股票数量之比 | |
| 市场收益 | MKR | IPO当天的沪深综指收益 | |
| 公司成长性 | GROW | 公司主营业务增长率 | |
| 承销商声誉 | RANK | 根据承销商营业收入总额在当年的排名，位列前十的承销商，赋值为1；否则，赋值为0 | |
| 信息披露费 | FEE | IPO公告书中信息披露费用的对数值 |
2. 具有媒体从业经历高管曾任职位高低对媒体披露的影响。为检验假设2，我们构建了具有媒体从业经历的高管曾任职位高低的虚拟变量（P_ME），若该高管曾在新闻媒体机构任记者站长和副主编、或曾在政府宣传部门任正厅及以上职务时，P_ME取值为1，否则取值为0，并构建如下模型：
| ${{M}}{{{C}}_{{{i,t}}}}\left( {/{{PC}}{{{T}}_{{{i,t}}}}} \right) = {{a}} + {{b}}\times {{P{\text{_}}M}}{{{E}}_{{{i,t}}}} + {{c}}\times {{Control}}{{{s}}_{{{i,t}}}} + {{{\varepsilon }}_{{{i,t}}}}$ | (2) |
3. 高管媒体从业经历的市场效应。本文检验高管媒体从业经历对媒体报道、进而公司IPO首日表现的影响时，采用的是中介效应检验方法。我们参照温忠麟等（2004）和熊艳等（2014）关于中介效应是否显著的方法，即依次检验因果链条中回归系数的显著性水平。具体步骤如下：首先，构建下述模型（3）来检验具有媒体从业经历高管（ME）及其曾任职位高低（P_ME）对IPO首日抑价（UP）和换手率（TR）的影响，若ME（P_ME）的回归系数显著，则说明其对IPO首日表现有显著影响。接着，构建模型（4）考察中介变量媒体报道（MC或PCT）对IPO首日表现的影响，若回归系数显著，则说明媒体报道对IPO首日表现影响显著。然后，结合模型（2）、（3）和（4）的回归结果来分析各回归系数显著性的变化；若模型（2）和（3）中ME（P_ME）的回归系数，以及模型（4）中的MC（PCT）回归系数均显著，且模型（4）中ME（P_ME）的回归系数显著性水平相对模型（2）中ME（P_ME）的显著性下降了（或者不显著），则意味着MC（PCT）在ME（P_ME）对IPO首日表现的影响中发挥了部分（或完全）中介作用，即高管媒体从业经历对媒体报道的有利影响可带来良好的市场效应（假设3成立）。
| ${{U}}{{{P}}_{{{i,t}}}} + 1\left( {/{{T}}{{{R}}_{{{i,t}} + 1}}} \right) = {{a}} + {{b}}\times {{M}}{{{E}}_{{{i,t}}}}\left( {/{{P{\text{_}}M}}{{{E}}_{{{i,t}}}}} \right) + {{c}}\times {{Control}}{{{s}}_{{{i,t}}}} + {{{\varepsilon }}_{{{i,t}}}}$ | (3) |
| ${{U}}{{{P}}_{{{i,t}} + 1}}\left( {/{{T}}{{{R}}_{{{i,t}} + 1}}} \right) \!=\! {{a}}\! +\! {{b}}\! \times \! {{M}}{{{E}}_{{{i,t}}}}\left( {/{{P{\text{_}}M}}{{{E}}_{{{i,t}}}}} \right) \!+\! {{c}}\! \times \!{{M}}{{{C}}_{{{i,t}}}}\left( {/{{PC}}{{{T}}_{{{i,t}}}}} \right) \! + \! {{d}}\! \times \! {{Control}}{{{s}}_{{{i,t}}}} \! + \! {{{\varepsilon }}_{{{i,t}}}}$ | (4) |
其中，Controls为控制变量，包括公司盈利能力和承销商排名等，具体说明详见下表2。
| 变 量 | 分 组 | 均 值 | 均值差异 |
| MC | 有媒体从业经历高管 | 25.07 | 8.83*** |
| 无媒体从业经历高管 | 16.24 | ||
| PCT | 有媒体从业经历高管 | 75.79 | 29.26*** |
| 无媒体从业经历高管 | 41.53 | ||
| UP | 有媒体从业经历高管 | 0.681 | 0.147*** |
| 无媒体从业经历高管 | 0.534 | ||
| TR | 有媒体从业经历高管 | 0.217 | 0.023*** |
| 无媒体从业经历高管 | 0.194 | ||
| 注：*、**、***分别表示在10%、5%和1%水平下显著，下同。 | |||
（一）主要变量描述性统计
统计显示，IPO期间公司媒体关注度均值为14.469篇，最大值为156；正面报道倾向均值为63.083，最大值为94.520。由此可见，IPO期间公司的媒体关注度较高，而且正面报道倾向的均值明显较高，这说明大多数公司较为重视IPO期间的媒体披露。此外，在所有样本公司中，有231家样本公司拥有媒体经历的高管，占到总样本的21.06%；且大部分以加工制造业为主，约占到近60%。从过去从业经历来看，绝大部分来源于新闻媒体机构，其中曾任新闻记者、编辑和主编工作的有139位，曾在政府宣传机构或部门任职的有92位。而从具有媒体从业经历高管的曾任职位高低来看，曾在新闻媒体机构任记者站长和副主编、或在政府宣传部门任正厅及以上的高管有106位，总体占比45.88%。
（二）高管媒体从业经历对媒体报道影响的检验
1. T值检验。首先，我们借鉴Ahern和Sosyura（2014）、易志高等（2017）的方法，对比分析了拥有媒体从业经历高管的231家公司与没有媒体从业经历高管的866家公司的媒体报道情况，详见表3。结果显示，拥有媒体从业经历高管的公司，IPO期间的媒体关注度和报道倾向均要明显高于那些没有媒体从业经历高管的公司，其媒体关注度和正面报道倾向均值分别为25.07（16.24）和75.79（41.53），二者均值差异分别为8.83和29.26（均在1%水平下显著）。据此可初步推断，尽管IPO期间各公司均很重视媒体披露工作，但对于那些拥有媒体从业经历高管的公司来说，其媒体关注度和报道倾向均要明显高于那些没有媒体从业经历高管的公司。由此可见，假设1a和假设1b基本得到支持。
此外，从T值检验中还可发现，在有无媒体从业经历高管的公司分组中，报道倾向的均值差异程度明显高于媒体关注度，即前者比后者分别高54.37%和70.46%，相差约16%。这可能意味着具有媒体从业经历的高管在致力于改善公司媒体信息环境的过程中，更注重于对媒体报道倾向的管理。而从市场反应来看，有无媒体从业经历高管的公司其IPO首日抑价率和换手率也存在较大差异，这也在一定程度上说明，高管的媒体从业经历对公司媒体披露的有利影响，有助于提升公司的资本市场表现。
| 变 量 | Ln（MC） | PCT | |||
| （1） | （2） | （3） | （4） | ||
| ME | 0.301***（7.25） | 0.126***（3.63） | 0.523***（9.01） | 0.241***（4.24） | |
| ROE | 0.140***（4.85） | 0.125**（2.21） | |||
| SIZE | −0.052**（−2.03） | −0.074*（−1.80） | |||
| GROW | 0.028*（1.71） | 0.397（1.59） | |||
| PE | 0.017**（2.12） | 0.106*（1.70） | |||
| INST | 0.094***（3.14） | 0.207**（1.99） | |||
| AGE | 0.325（0.90） | 0.781（0.53） | |||
| RANK | 0.076**（2.10） | 0.121*（1.92） | |||
| FEE | 0.212*（1.84） | 0.134***（4.01） | |||
| 行业和年份 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 | |
| 常量 | 5.027***（4.19） | 2.831**（2.13） | 0.453***（3.84） | 0.687***（5.76） | |
| R2 | 0.30 | 0.58 | 0.14 | 0.36 | |
2. 高管媒体从业经历对媒体报道影响的进一步检验。为进一步检验假设1，我们采用虚拟变量法即模型（1）进行了相应的实证检验，结果详见表3。回归显示，在控制住其他相关变量的情况下，高管媒体从业经历（ME）对媒体关注度（MC）和正面报道倾向（PCT）有显著正向影响，其差别截距系数分别为0.126和0.241，且均在1%水平下显著。由此可见，具有媒体从业经历的高管有助于公司获得更高的媒体关注度和更有利的报道倾向，即假设1a和1b成立。此外，若从回归系数值的大小来看，ME对PCT的影响程度似乎要大于对MC的影响，这也可能进一步体现了具有媒体从业经历高管所特有的专业知识背景和社会资本优势，即在新闻稿撰写过程中更擅长于采用有利于公司的措辞（或从更有利于公司的视角去撰写稿件），并利用其关系网络更容易将新闻稿刊登出去，进而有助于公司社会形象的提升和获得更好的市场反应。
3. 具有媒体从业经历高管曾任职位高低的影响。这里主要基于模型（2）来检验假设2，即具有媒体从业经历高管曾任职位高低对IPO期间媒体关注度和报道倾向的影响，具体结果见表4。回归结果表明，在控制住其他可能对媒体报道有重要影响的变量后，具有媒体从业经历高管曾在媒体机构或部门所任职位高低（P_ME）对媒体关注度（MC）和正面报道倾向（PCT）的影响显著为正，其系数估计值分别为0.105（1%显著水平）和0.141（5%显著水平）。这意味着具有媒体从业经历的高管曾在媒体机构中所任职位越高，其专业知识和经验越丰富，而且较高组织结构层次的任职经历，说明其在社会网络中的地位较高和关系网络范围更广，从而更有利于其媒体沟通工作的开展。于是，假设2a和假设2c得到支持。同样，若仅从系数估计值来看，P_ME对PCT的影响程度也要略高一些（不过显著性水平略低一些）；这也在一定程度上说明，相比媒体关注度，具有媒体从业经历高管曾任职位高低对媒体报道倾向的影响可能更为显著一些。
（三）高管媒体从业经历的市场效应
前述实证显示，具有媒体从业经历的高管及其曾任职位高低有助于公司获得更高的媒体关注度和更有利的报道倾向。另一方面，诸多研究表明，媒体报道对资产定价有显著影响，那么高管媒体从业经历及曾任职位高低对公司媒体披露的有利影响，是否会产生较好的市场反应呢？为此，我们利用模型（3）和（4）并结合表4的结果，检验了媒体报道在高管媒体从业经历与IPO首日表现间的中介作用，具体结果详见表5和表6。
| 变量 | Ln（MC） | PCT | |||
| （1） | （2） | （3） | （4） | ||
| P_ME | 0.424***（6.80） | 0.105***（4.23） | 0.156***（3.79） | 0.141**（2.00） | |
| ROE | 0.176**（2.18） | 0.045*（1.82） | |||
| SIZE | −0.204（−1.37） | −0.162（−1.01） | |||
| GROW | 0.311（1.41） | 0.034（0.89） | |||
| PE | 0.109**（2.20） | 0.450*（1.91） | |||
| INST | 0.084*（1.89） | 0.110*（1.71） | |||
| AGE | 0.912（0.87） | 0.323（1.12） | |||
| RANK | 0.186***（2.93） | 0.043*（1.69） | |||
| FEE | 0.154**（2.01） | 0.080*（1.66） | |||
| 行业和年份 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 | |
| 常量 | 7.206***（8.32） | 3.112***（10.16） | 0.542***（4.70） | 0.735***（6.83） | |
| R2 | 0.22 | 0.37 | 0.11 | 0.32 | |
| 变量 | UP | TR | |||||
| （1） | （2） | （3） | （4） | （5） | （6） | ||
| ME | 0.124*** （3.65） |
0.026* （1.81） |
0.073* （1.67） |
0.052*** （3.49） |
0.017* （1.86） |
0.008** （2.19） |
|
| Ln（MC） | 0.037*** （4.15） |
0.023*** （3.44） |
|||||
| PCT | 0.092*** （2.74） |
0.017*** （2.93） |
|||||
| ROE | 0.049*** （2.86） |
0.103** （2.15） |
0.070
（1.41） |
0.084** （2.20） |
0.174*** （3.16） |
0.145* （1.77） |
|
| SIZE | −0.091* （−1.83） |
−0.017* （−1.92） |
−0.109
（−1.12） |
−0.202*** （−2.87） |
−0.264
（−1.51） |
−0.036** （−2.14） |
|
| GROW | 0.340
（1.32） |
−0.117
（−0.65） |
0.085* （1.67） |
0.041** （2.30） |
−0.063** （−2.26） |
0.037* （1.84） |
|
| PE | −0.088** （−1.97） |
−0.104
（−1.32） |
−0.026** （−2.14） |
−0.015*** （−3.20） |
−0.072* （−1.80） |
−0.044** （−2.08） |
|
| LEV | −0.506
（−1.14） |
0.140
（0.76） |
−0.093
（−0.74） |
−0.184
（−1.02） |
0.167
（0.50） |
−0.165
（−0.98） |
|
| RANK | 0.053** （2.11） |
0.091*** （3.04） |
0.101* （1.68） |
0.087
（1.20） |
0.024* （1.93） |
0.057*** （2.84） |
|
| INST | 0.105** （2.02） |
0.148* （1.74） |
0.172** （2.06） |
0.086** （2.31） |
0.217* （1.84） |
0.035* （1.92） |
|
| AGE | 0.007
（1.00） |
0.048** （2.13） |
0.004
（0.35） |
0.342
（0.61） |
0.128
（1.00） |
0.194
（0.73） |
|
| MKR | −0.006** （−2.11） |
0.042* （1.89） |
−0.039* （−1.72） |
0.017
（1.16） |
0.054* （1.86） |
−0.020** （−2.14） |
|
| 行业和年份 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 | |
| 常量 | 2.903*** （4.27） |
3.101*** （13.82） |
0.704** （2.11） |
1.538*** （8.47） |
1.305** （5.39） |
1.772** （11.56） |
|
| R2 | 0.33 | 0.41 | 0.28 | 0.44 | 0.25 | 0.30 | |
从表5可发现，列（1）和（4）显示，高管媒体从业经历（ME）对首日抑价（UP）和换手率（TR）均有显著正向影响；前面表3结果也显示，ME对中介变量即媒体关注度MC和正面报道倾向PCT同样存在显著正向影响。然后在此基础上，我们把ME和MC及PCT同时纳入模型。结果显示，相比列（1）、列（2）和（3）中ME对UP的影响程度和统计显著性水平均有较明显的下降（但仍然显著，只是系数估计值和显著水平有所下降）；与此同时，MC和PCT对UP均存在显著正向影响。这说明引入媒体报道后，ME对UP影响程度及显著性水平的下降，有相当部分是通过变量MC和PCT来传递的，即媒体报道在ME对UP的影响中起部分中介作用。同样也可发现，MC和PCT在ME对TR的影响中也起部分中介作用。由此可见，具有媒体从业经历高管的专业知识和社会资本优势给公司媒体信息环境所带来的有利影响，有助于提升公司的资本市场表现，进而有助于公司市场价值或股东财富的最大化，即H3a得到较好验证。这也可能正是诸多上市公司通过聘用具有媒体从业经历高管等方式来进行媒体（信息）披露管理的初衷所在。
| 变量 | UP | TR | |||||
| （1） | （2） | （3） | （4） | （5） | （6） | ||
| P_ME | 0.095*** （3.43） |
0.013** （2.21） |
0.028* （1.87） |
0.061*** （4.82） |
0.037* （1.68） |
0.011** （2.14） |
|
| Ln（MC） | 0.072*** （4.04） |
0.101*** （2.74） |
|||||
| PCT | 0.102*** （3.16） |
0.026** （2.30） |
|||||
| ROE | 0.249*** （2.73） |
0.157* （1.94） |
0.132
（1.60） |
0.074** （2.13） |
0.086* （1.86） |
0.103* （1.92） |
|
| SIZE | 0.118
（0.64） |
−0.079
（−0.32） |
−0.055
（−1.10） |
−0.204* （−1.69） |
−0.164
（−1.31） |
−0.231* （−1.77） |
|
| GROW | 0.135
（1.12） |
−0.097
（−0.85） |
0.062* （1.69） |
0.143
（1.30） |
−0.058* （−1.81） |
0.040
（0.93） |
|
| PE | −0.016*** （−3.09） |
−0.114* （−1.72） |
−0.086** （−2.20） |
−0.023** （−2.10） |
−0.012
（−1.41） |
−0.039* （−1.68） |
|
| LEV | −0.435
（−1.03） |
0.234
（0.56） |
−0.192
（−0.84） |
−0.227
（−0.92） |
0.187
（0.59） |
−0.209
（−0.70） |
|
| RANK | 0.076
（0.52） |
0.031* （1.87） |
0.057* （1.66） |
0.125
（0.90） |
0.084* （1.71） |
0.034** （2.22） |
|
| INST | 0.219*** （2.87） |
0.156** （2.14） |
0.115*** （3.59） |
0.076** （2.30） |
0.119*** （2.85） |
0.085* （1.93） |
|
| AGE | 0.066
（0.75） |
0.173
（1.18） |
0.014* （1.75） |
0.252
（0.81） |
0.036
（1.07） |
0.114
（0.59） |
|
| MKR | 0.008*** （2.94） |
0.041** （1.99） |
0.026* （1.87） |
0.021* （1.74） |
0.044** （2.06） |
−0.030** （−2.25） |
|
| 行业和年份 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 | |
| 常量 | 2.243*** （3.57） |
2.639*** （9.54） |
0.925*** （2.91） |
1.328*** （5.43） |
1.193** （4.49） |
1.617** （10.35） |
|
| R2 | 0.31 | 0.28 | 0.34 | 0.29 | 0.35 | 0.27 | |
同理，由表6实证结果可发现，MC和PCT分别在P_ME对UP或TR的影响中起部分中介作用，即具有媒体从业经历高管曾在媒体机构所任职位高低对媒体报道的有利影响，有助于促进公司IPO首日表现，即假设H3b得到较好支持。
另外，考虑到国内自2014年1月起开始实施的新股首日涨幅不超过新股发行价格44%的规定，我们把本研究样本划分成2009—2013年和2014—2016年两个子样本，而且后者子样本分别采用企业公开上市后第10日的收盘价来计算其IPO抑价率和上市10日内的换手率算术平均值，然后基于模型（3）和（4）进行检验，以规避首日涨幅限制44%上限要求所带来的局限性，结论仍然成立（因篇幅原因，结果略）。
（四）稳健性检验
为检验上述结论的稳健性，本文还进行了如下多项检验（因篇幅原因，留存备索）：
1. 由前述分析可知，高管媒体从业经历有助于公司媒体信息环境的改善、进而影响市场表现。但具有媒体从业经历高管的加入并不是随意的，如那些规模较大和广告开支较高的公司可能更倾向于聘用此类高管（Gurun，2016）；同时，还可能受当地媒体业发达水平等因素的影响，进而导致样本选择性偏差或内生性问题的产生。为此，本文借鉴 Chen等（2013）和易志高等（2018）的做法，利用Heckman两阶段回归来缓解该内生性问题。在第一阶段回归中，引入了一些无法观测、但可能对公司聘用媒体从业经历高管行为有着重要影响的遗漏变量，如公司规模、广告开支、所在地市场化程度和媒体发达程度等。在第二阶段回归中，用第一阶段回归中高管从业经历及其曾任职位的预测值，再代入模型（1），结果仍然稳健。
2. 上述分析中媒体报道主要来源于全国重要报纸媒体，但近来媒体信息技术迅猛发展，网络媒体开始逐渐成为人们获取信息的重要途径。为此，我们还采用“百度新闻检索引擎”手工搜集整理得到的上市公司媒体报道数量替换上文的纸质媒体关注度，使得二者相成有效互补。同时，代入模型（1）至（4）进行相应的实证检验，研究结论仍然一致。
3. 上文主要采用正面报道量与总报道量之比作为正（负）媒体报道倾向的测度。在稳健性检验中，我们采用正面报道量减负面报道量再除以总报道量的方法，进行了相应的实证检验，除了个别变量的系数值及显著性水平有稍许变化外，主要结论仍然成立。
五、结论与启示本文以IPO事件为背景，基于公司高管经历视角，研究了高管媒体从业经历对公司媒体披露及IPO首日表现的影响。研究发现，具有媒体从业经历的高管有助于公司媒体信息环境的改善，而且其曾在媒体机构中所任职位越高，媒体报道对公司越有利。同时，高管媒体从业经历对媒体报道的有利影响，有助于提升公司IPO首日表现、进而公司市场价值的最大化；而这也很可能会进一步激发公司的媒体披露管理动机。
本研究结论对于当前正处于转型且快速发展的国内资本市场来说，在公司信息披露管理、市场监管和投资者教育等方面具有重要理论及现实意义。首先，对于上市公司来说，通过增加媒体披露来加强与外部投资者之间的信息沟通，确实有助于缓解公司的信息不对称问题和改善公司的市场形象等，促进公司市场价值的提升；但与此同时，也要注意合理把握媒体披露管理的尺度，切忌过度粉饰或虚假宣传，引发资本市场过度反应，这不仅反而会破坏公司在投资者心目中的形象，而且还可能引起监管层注意，落入利用媒体炒作来操控股价的指控。其次，对监管层来说，一方面应鼓励上市公司加强媒体沟通，提高公司信息透明度，促进市场效率的提升；另一方面，也应规范并监管公司的媒体披露行为、特别是重大事件期间的媒体宣传，防止公司（管理层）利用媒体对股价的助推作用来谋求私利，以切实保护广大中小投资者的利益，促进资本市场健康持续发展。最后，对于投资者（尤其是散户投资者）来说，在投资过程中（包括购买新股），应坚持价值投资理念，要理性面对公司重大事件期间的媒体报道，谨防公司的策略性媒体披露行为，以避免财富的不必要损失。
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