焦 健，黃紫微

（安徽財經(jīng)大學(xué)1.會計學(xué)院2.工商管理學(xué)院，安徽 蚌埠 233030）

一、引言

“人而無信，不知其可也。”聲譽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(zhì)或能力的綜合評價[1]。近年來，關(guān)于聲譽的學(xué)術(shù)研究越來越多，許多學(xué)者認(rèn)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(xué)者發(fā)現(xiàn)，與聲譽較差的同行相比，聲譽較高的董事要受到更嚴(yán)格的審查和更高的業(yè)績預(yù)期[3]。簡言之，即使董事的高聲譽建立起來，但隨著業(yè)績預(yù)期越來越難以達(dá)到，其良好的聲譽所帶來的正面效應(yīng)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(yīng)呢？目前，關(guān)于這一主題的研究主要集中于組織對聲譽威脅的反應(yīng)，而對于當(dāng)個人聲譽受到威脅時，高聲譽的個人會作出怎樣的反應(yīng)及其原因的相關(guān)研究較少。Lorsch和MacIver（1989）[4]在對董事的訪談中發(fā)現(xiàn)，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(hù)機制，需要對董事退出與企業(yè)外部聲譽威脅的關(guān)系進(jìn)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(fù)面關(guān)注如何威脅董事的聲譽，從而導(dǎo)致董事產(chǎn)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(xué)術(shù)貢獻(xiàn)主要在于：一是發(fā)展了關(guān)于董事如何應(yīng)對聲譽威脅的反應(yīng)機制理論。結(jié)合自我決定理論（self-determination theory，SDT）和社會身份認(rèn)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(yīng)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(wù)的初衷，外部媒體的負(fù)面關(guān)注會促使其離開被媒體負(fù)面關(guān)注的公司。二是以董事為研究對象探索聲譽維護(hù)有助于公司治理理論的發(fā)展。由于以往研究很少關(guān)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(wù)的內(nèi)外部動機及其影響機制。

二、理論分析和研究假設(shè)

（一）個人聲譽維護(hù)

作為一種新的動機理論，SDT理論認(rèn)為外部動機和內(nèi)部動機會共同激勵個體行為[6]。社會身份認(rèn)同一般是指，當(dāng)個人正式認(rèn)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(rèn)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(rèn)同感，可能會促使個人離開現(xiàn)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(jié)合SDT理論和社會身份認(rèn)同理論，本研究認(rèn)為：聲譽是個人身份的核心[8]，當(dāng)與某一特定組織的聯(lián)系可能會威脅到該身份時，個人可能會將外部威脅內(nèi)化，以維護(hù)其身份和能力感。同時，他們將經(jīng)歷組織認(rèn)同度的降低，隨后與該組織繼續(xù)保持聯(lián)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(hù)

結(jié)合上文中個人聲譽維護(hù)的概念，本研究將探究董事維護(hù)自己聲譽的原因及維護(hù)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(yán)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(guān)系中獲得外在利益，同時他們會將外部利益內(nèi)化為其能力感和身份感，以保持其作為高質(zhì)量商業(yè)顧問的身份。相反，當(dāng)企業(yè)出現(xiàn)重大危機或在業(yè)績極為糟糕的情況下，董事為了維護(hù)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(hù)機制，則需要對董事退出與企業(yè)外部聲譽威脅的關(guān)系進(jìn)行更直接的檢驗。

（三）董事聲譽維護(hù)與媒體的負(fù)面報道

媒體是“對公司及其相關(guān)人員進(jìn)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(diào)可以成為反映某家公司高管質(zhì)量的信號，負(fù)面報道可能會威脅這些高管的個人聲譽[13]。基于此，本研究認(rèn)為，媒體的負(fù)面關(guān)注是促使董事維護(hù)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(fù)面關(guān)注可能帶來的潛在不利影響[14]。結(jié)合聲譽維護(hù)的概念，董事很可能會將媒體的負(fù)面報道與聲譽可能帶來的外部利益損失聯(lián)系起來，會產(chǎn)生與被負(fù)面關(guān)注的公司脫鉤的外部動機[15]。同時，媒體的負(fù)面報道可能會降低董事的組織認(rèn)同感，進(jìn)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。基于以上分析，提出研究假設(shè)1：

H1：媒體的負(fù)面報道與董事離職的可能性正相關(guān)。

（四）董事特征與媒體的負(fù)面報道

董事特征會影響董事維護(hù)聲譽的程度或表現(xiàn)形式。本研究認(rèn)為，可能影響董事應(yīng)對外部負(fù)面關(guān)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(nèi)化和應(yīng)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(xiàn)不同[18]等原因，其地位也各不相同[19]。本文認(rèn)為，董事之間地位的差異可能會影響董事如何應(yīng)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(yán)格的外部審查，并帶來更嚴(yán)重的后果[9][20]。他們會在更大程度上將威脅內(nèi)化，感覺到自己的身份、能力與受到負(fù)面關(guān)注的公司之間存在更大的偏差，進(jìn)而對公司的認(rèn)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(yīng)外部的負(fù)面報道?；诖?，提出研究假設(shè)2：

H2：董事相對地位越高，因媒體負(fù)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(zhàn)略的決策，感覺能夠有所作為，也是董事為公司服務(wù)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(dān)任董事長的董事的個人認(rèn)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(dāng)面對媒體負(fù)面報道時，作為董事長更希望扭轉(zhuǎn)公司的局面和改善公司的狀況，而不是簡單地離開，這種責(zé)任感很可能抵消外部負(fù)面關(guān)注所產(chǎn)生的外部成本。因此，董事長可能認(rèn)為留在董事會并解決這些問題才是維護(hù)聲譽更好的方式?；诖?，提出研究假設(shè)3：

H3：擔(dān)任董事長一職降低了董事因媒體負(fù)面報道而離職的可能性。

3.董事任期。Taylor 等（1996）[23]發(fā)現(xiàn)，對于世界500 強公司的總經(jīng)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(fù)相關(guān)，任期時間較長的董事更容易受到外部負(fù)面關(guān)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(fù)面報道而離開董事會?；诖耍岢鲅芯考僭O(shè)4：

H4：董事任職時間較長增加了董事因媒體負(fù)面報道而離職的可能性。

三、研究設(shè)計

（一）變量說明

1.被解釋變量

董事離職（Director Exit）?，F(xiàn)行《公司法》規(guī)定，董事通常任期3年，未在1到2年內(nèi)退出董事會的董事，可能是其在等待任期結(jié)束后才離開，因此，本文認(rèn)為使用3年的觀測窗口期得到的結(jié)論更加準(zhǔn)確。遵照現(xiàn)有文獻(xiàn)[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(nèi)仍留在董事會則取值為0。

2.解釋變量

媒體負(fù)面報道（NegNews）。本文利用中國在線報刊新聞數(shù)據(jù)量化工具與中國輿情數(shù)據(jù)庫系統(tǒng)，收集與匯總計算了研究時段內(nèi)的中國互聯(lián)網(wǎng)所有在線媒體報刊報道數(shù)據(jù)。為了保證報道研究結(jié)果更加精確且具有數(shù)據(jù)統(tǒng)計的針對性，在基本保留了原始報道數(shù)據(jù)信息的基礎(chǔ)上，剔除了其中在中國有3家及以上公司的媒體機構(gòu)的負(fù)面報道樣本（報道涵蓋公司的均值）指標(biāo)。為了正確地區(qū)分出每一篇媒體報道所表達(dá)的主要情感傾向，利用機器學(xué)習(xí)的分析技術(shù)可自動將一個報道句子里所表達(dá)的主要情感傾向性分為三類：正面、中性和偏于負(fù)面。借鑒相關(guān)分析理論，根據(jù)已經(jīng)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(shù)的數(shù)據(jù)匯總分析及評分等指標(biāo)數(shù)據(jù)進(jìn)行相應(yīng)的調(diào)整，具體的評估調(diào)整方法：經(jīng)調(diào)整的正文情感評分=log[1+(正面句子數(shù)-負(fù)面句子數(shù))/(正面句子數(shù)+負(fù)面句子數(shù)+1)]，考慮到目前人們經(jīng)常會出現(xiàn)的對某些負(fù)面新聞報道的敏感，需要在進(jìn)行文本情感值分析判斷的客觀基礎(chǔ)上，將其情感值小于0時的新聞報道認(rèn)定為負(fù)面新聞報道。媒體負(fù)面報道的取值按照以下方法測量：媒體負(fù)面報道強度=負(fù)面報道數(shù)量/總報道數(shù)量。

3.調(diào)節(jié)變量

（1）董事地位（Director Status）。具體以三個指標(biāo)來衡量。一是董事成員的兼職數(shù)量?，F(xiàn)有相關(guān)文獻(xiàn)表明，董事成員數(shù)和公司兼職監(jiān)事會成員數(shù)量等可以更加準(zhǔn)確地反映董事人員在董事會班子架構(gòu)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(shù)量（對數(shù)化處理）作為判斷董事成員地位水平的指標(biāo)。二是董事成員媒體關(guān)注度。本文參照J(rèn)iang等（2015）[28]的做法，選用《中國證券報》《證券日報》《證券時報》《中國經(jīng)營報》《經(jīng)濟(jì)觀察報》《21世紀(jì)經(jīng)濟(jì)報道》6家財經(jīng)報紙關(guān)于董事成員的報道量的相對數(shù)量（對數(shù)化處理）作為衡量董事成員地位高低的一項指標(biāo)。三是董事成員與社會政治文化的關(guān)聯(lián)。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(guān)社會政治利益關(guān)聯(lián)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(guān)聯(lián)，取值為1；若董事成員具有直接與中央政府機構(gòu)關(guān)聯(lián)的，取值為2；沒有政治關(guān)聯(lián)的取值為0。本文主要借鑒國內(nèi)外現(xiàn)有研究[30-31]的做法，使用主成分分析方法對上述三個指標(biāo)分別進(jìn)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(biāo)。董事相對地位按照以下方法進(jìn)行測量：董事地位=rank地位指標(biāo)/董事會規(guī)模，其中地位指標(biāo)按照指標(biāo)值進(jìn)行倒序排列。

（2）董事長（Board Chair）：如果該董事?lián)味麻L，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(chǎn)負(fù)債率（Lev）、托賓Q（Tobing Q）、公司規(guī)模（Size）、股權(quán)集中度（Top10）、董事會規(guī)模（Board Size）、股權(quán)性質(zhì)（Soe）、年度（Year）和行業(yè)（Industry）。

（二）樣本選擇和數(shù)據(jù)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(zhí)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(yè)績表為基本參考和研究樣本，采用“公司—年度”的面板數(shù)據(jù)結(jié)構(gòu)模型進(jìn)行實證分析。該有效觀測樣本數(shù)據(jù)是指一組由4 013 家公司2008—2020年期間共13個年度數(shù)據(jù)樣本組成的非平衡面板數(shù)據(jù)，共計含有33 751個有效的觀測數(shù)據(jù)值，對其中部分有效觀測值因數(shù)據(jù)缺失予以剔除，最終使用的有效觀測值樣本總數(shù)為30 174個。

本文數(shù)據(jù)來源中所用到的國內(nèi)報刊媒體數(shù)據(jù)都直接來自專注于國內(nèi)外報刊新聞信息量化統(tǒng)計的中國輿情網(wǎng)，該媒體數(shù)據(jù)庫平臺中完整包含1998年以來所有國內(nèi)權(quán)威報紙媒體公開對外發(fā)布并報道過的新聞與信息，包括全部上市公司的所有相關(guān)國內(nèi)報刊新聞。使用由香港中文大學(xué)所授權(quán)公司的輿情分析處理技術(shù)模型，結(jié)合目前業(yè)界較為領(lǐng)先的高級機器學(xué)習(xí)分析方法和高級自然語言識別處理分析技術(shù)，按照行業(yè)嚴(yán)格且統(tǒng)一有效的學(xué)術(shù)標(biāo)準(zhǔn)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(shù)據(jù)全部來自于CSMAR數(shù)據(jù)庫和CNRDS數(shù)據(jù)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(xù)的變量，因此本文主要使用logit模型來對系統(tǒng)變量進(jìn)行線性回歸。對連續(xù)變量進(jìn)行1%的縮尾處理。在通過引入交乘項變量檢驗調(diào)節(jié)效應(yīng)時，為避免引入交乘項可能導(dǎo)致的多重共線性問題，對交乘的變量進(jìn)行中心化處理后再進(jìn)行交乘。

四、實證檢驗與結(jié)果

（一）回歸結(jié)果與分析

表1給出了變量的描述性統(tǒng)計結(jié)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(fù)面報道方面存在較大差異，董事兼任董事長方面因為數(shù)據(jù)處理因素導(dǎo)致方差相對較大。

表1 變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果

表2給出了各變量間的相關(guān)系數(shù)，媒體負(fù)面報道與董事離職的相關(guān)系數(shù)顯著為正（p<0.05），這與前文假設(shè)1的預(yù)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(yán)重的多重共線性問題。

表2 變量的相關(guān)系數(shù)

表3給出關(guān)于前文假設(shè)的回歸結(jié)果。

表3 文中假設(shè)對應(yīng)模型的回歸估計結(jié)果

模型1為包括控制變量和調(diào)節(jié)變量的基準(zhǔn)模型。模型2將媒體負(fù)面報道（NegNews）引入基準(zhǔn)模型。回歸結(jié)果表明，媒體負(fù)面報道（NegNews）的回歸系數(shù)顯著為正（p<0.05），說明媒體負(fù)面報道強度越大，對應(yīng)董事離職的可能性越大?；貧w結(jié)果支持假設(shè)1。

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

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

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

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

（二）內(nèi)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(nèi)生性問題：其一是偽相關(guān)的問題，本文使用了PSM配對分析方法對此類問題重新進(jìn)行分類研究。通過分析一系列的協(xié)變量，將負(fù)面新聞報道較多的樣本（treat=1）與負(fù)面新聞報道相對少些的樣本（treat=0）分別進(jìn)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(shù)據(jù)，且進(jìn)行了回歸分析?？梢悦黠@發(fā)現(xiàn)，媒體的負(fù)面報道及其對執(zhí)行董事離職的潛在影響也依舊持續(xù)存在。其他控制變量的統(tǒng)計結(jié)果也與主檢驗結(jié)論及預(yù)期完全一致。其二是互為因果，即媒體負(fù)面報道增多是由于董事變動導(dǎo)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(dǎo)致相關(guān)媒體對負(fù)面評論報道次數(shù)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(tǒng)地與媒體相關(guān)負(fù)面事件報道變量進(jìn)行了回歸，結(jié)果顯示二者均無明顯正相關(guān)的關(guān)系，即該董事的離職事件并沒有明顯導(dǎo)致有關(guān)媒體負(fù)面事件報道數(shù)量的相對增多?；貧w結(jié)果雖說明了本文中猜測的反向變量因果的內(nèi)生性問題并不明顯，但最終該分析結(jié)果仍然還是存在無法排除遺漏變量的相關(guān)問題，因此，下文將繼續(xù)嘗試使用工具變量分析的方法對分析結(jié)果進(jìn)行驗證。

參考相關(guān)研究文獻(xiàn)，可以使用該樣本年度的媒體負(fù)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(guān)的關(guān)系，可以直接作為統(tǒng)計學(xué)工具變量進(jìn)行使用，結(jié)果依舊穩(wěn)健。

五、穩(wěn)健性檢驗

（一）調(diào)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(fù)面報道以外的因素離職。為了繼續(xù)驗證觀測周期變動對實證分析研究結(jié)果有效性的實際影響，本文又將觀測周期分別調(diào)整為1年和2年，再次分別地進(jìn)行回歸分析，參數(shù)的估計結(jié)果如表4所示，分析顯示與前文實證結(jié)果對比沒有發(fā)生顯著的實質(zhì)性改變。

表4 模型6在不同穩(wěn)健性檢驗場景下的參數(shù)估計結(jié)果

（二）剔除正常換屆的離職情況。在3年的觀測周期內(nèi)，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(jìn)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(jìn)行回歸估計，參數(shù)估計結(jié)果顯示前文實證結(jié)果也并沒有發(fā)生實質(zhì)性改變。

（三）按前文計算出來的董事成員地位指標(biāo)（即董事成員的兼職數(shù)量、媒體關(guān)注度、政治關(guān)聯(lián)），其主要指標(biāo)來源也是基于現(xiàn)有相關(guān)研究與文獻(xiàn)[26-28]提煉出來。在我國政治經(jīng)濟(jì)文化背景下，階層地位指標(biāo)往往深受儒家文化的某些顯著特征影響，本文進(jìn)一步補充3個根據(jù)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(biāo)：性別、年齡、任期。因此，本文主要對以上調(diào)整后的6個指標(biāo)，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(biāo)進(jìn)行穩(wěn)健性測試，測試所得結(jié)果基本與前文一致。具體如表4所示。

（四）前文實證結(jié)果使用的是混合logit回歸模型，為了盡量提高實證結(jié)果的統(tǒng)計回歸穩(wěn)健性，本文主要對固定效應(yīng)模型和隨機效應(yīng)模型進(jìn)行了Hausman 檢驗。結(jié)果顯示，Hausman 統(tǒng)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(yīng)之間幾乎是沒有相互關(guān)聯(lián)的，因此，隨機效應(yīng)模型估計可能更為合適。本文分析中所使用的隨機效應(yīng)模型及其得到的相關(guān)實證結(jié)果與前文也基本一致。

六、研究結(jié)論與啟示

本文將聲譽維護(hù)的相關(guān)文獻(xiàn)與自我決定和身份理論相結(jié)合，將個人的聲譽維護(hù)理解為聲譽威脅帶來的外部和內(nèi)部動機結(jié)合所激發(fā)的主動行為，認(rèn)為董事會選擇通過離開董事會以減輕媒體負(fù)面關(guān)注對其聲譽造成的損害。本文的研究結(jié)果亦支持了這一觀點。此外，研究發(fā)現(xiàn)，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(nèi)化效應(yīng)及其對組織的認(rèn)同感和承諾，在媒體負(fù)面報道與董事離職之間起到調(diào)節(jié)作用。本文主要研究結(jié)論為：一是外部媒體的負(fù)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(fù)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(fù)面報道而離職的可能性越大；四是擔(dān)任董事長一職會降低董事因媒體負(fù)面報道而離職的可能性。

本文的研究結(jié)論對于企業(yè)管理實踐提供了一定的啟示：第一，董事會肩負(fù)著管理所有者—股東資源的責(zé)任，董事的聲譽是企業(yè)價值的主要驅(qū)動因素之一，是影響企業(yè)績效的重要無形資產(chǎn)。對董事聲譽機制的關(guān)注，有助于建立和完善經(jīng)理人市場，增強市場監(jiān)督，降低代理成本和道德風(fēng)險。第二，媒體報道可以引起董事聲譽維護(hù)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(kuò)散傳播，直接影響到企業(yè)董事們在廣大股東員工或企業(yè)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(yè)的看法。因此，應(yīng)當(dāng)充分發(fā)揮媒體對公司治理的監(jiān)督作用。