媒體關(guān)注與企業(yè)創(chuàng)新績效

張岳 彭世廣

摘要：媒體關(guān)注會發(fā)揮信息功能的正面效應(yīng)進(jìn)而促進(jìn)企業(yè)創(chuàng)新，還是會發(fā)揮負(fù)面效應(yīng)給管理者形成外部壓力從而抑制企業(yè)創(chuàng)新？在梳理媒體關(guān)注信息功能的基礎(chǔ)上，基于2010～2018年A股上市公司數(shù)據(jù)分析了媒體關(guān)注與企業(yè)創(chuàng)新績效的關(guān)系，研究發(fā)現(xiàn)：媒體關(guān)注對企業(yè)創(chuàng)新績效起到促進(jìn)作用，在控制了內(nèi)生性問題后，這一結(jié)論依然成立;通過對報道性質(zhì)進(jìn)行區(qū)分，發(fā)現(xiàn)非負(fù)面報道對創(chuàng)新績效的促進(jìn)作用更加明顯，而負(fù)面報道并沒有顯著降低企業(yè)創(chuàng)新績效;在影響機(jī)制分析中，發(fā)現(xiàn)融資約束在媒體關(guān)注與企業(yè)創(chuàng)新績效之間起到中介作用，即媒體關(guān)注通過緩解企業(yè)融資約束進(jìn)而提高創(chuàng)新績效。

關(guān)鍵詞：媒體關(guān)注;信息功能;創(chuàng)新績效;融資約束

中圖分類號：F273.1 ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ?文獻(xiàn)標(biāo)識碼：A

Abstract： Will media attention exert positive effect of information function to promote enterprise innovation， or will it exert negative effect to form external pressure on managers to restrain enterprise innovation？ On the basis of combing the information function of media attention， this paper analyzes the relationship between media attention and enterprise innovation performance based on the data of A-share listed companies from 2010 to 2018. The research finds that： media attention plays a role in promoting enterprise innovation performance， and this conclusion still holds after controlling the endogenous problems; by distinguishing the nature of reports， it finds that non negative reports promote innovation performance In the analysis of influence mechanism， it is found that financing constraints play an intermediary role between media attention and enterprise innovation performance， that is， media attention improves innovation performance by alleviating enterprise financing constraints.

Key words： media attention， information function， innovation performance， financing constraint

一、引言

創(chuàng)新是帶動經(jīng)濟(jì)增長的重要力量，黨的十九大報告指出：創(chuàng)新是引領(lǐng)發(fā)展的第一動力，是建設(shè)現(xiàn)代化經(jīng)濟(jì)體系的戰(zhàn)略支撐。企業(yè)是創(chuàng)新活動的重要主體，創(chuàng)新績效是反映企業(yè)創(chuàng)新能力與創(chuàng)新成效的重要指標(biāo)[1]，隨著市場競爭的進(jìn)一步加劇，創(chuàng)新可以有效提高企業(yè)競爭自主權(quán)，使企業(yè)獲得競爭優(yōu)勢。創(chuàng)新不僅是企業(yè)持續(xù)發(fā)展的戰(zhàn)略要求，更是推動我國經(jīng)濟(jì)質(zhì)量變革的重要抓手，隨著創(chuàng)新驅(qū)動發(fā)展戰(zhàn)略的實施，如何有效激勵企業(yè)創(chuàng)新、提升企業(yè)創(chuàng)新績效受到社會的廣泛關(guān)注。

哪些因素會影響企業(yè)創(chuàng)新績效？從公司治理的角度來看，胡曲應(yīng)發(fā)現(xiàn)董事會結(jié)構(gòu)、第一大股東持股比例與創(chuàng)新績效呈顯著正相關(guān)。[2]林素燕和賴逸璇也認(rèn)為企業(yè)股權(quán)越集中，越有利于企業(yè)創(chuàng)新[3]，賈春香和劉艷嬌則認(rèn)為董事會規(guī)模、高管持股比例越大，越有利于企業(yè)提升創(chuàng)新績效[4]。從政府補(bǔ)助與稅收優(yōu)惠角度來看，鄭春美和李佩以創(chuàng)業(yè)板高新技術(shù)企業(yè)為樣本探討二者的關(guān)系后發(fā)現(xiàn)政府補(bǔ)助可以促進(jìn)企業(yè)創(chuàng)新績效，但是稅收優(yōu)惠卻起到抑制作用[5]。而白旭云等與之得到的結(jié)論恰好相反，其通過對河北省高新技術(shù)企業(yè)樣本分析后發(fā)現(xiàn)政府補(bǔ)助作為事前激勵會誘導(dǎo)企業(yè)的尋租行為從而對創(chuàng)新活動產(chǎn)生消極作用，而稅收優(yōu)惠則可以有效促進(jìn)企業(yè)創(chuàng)新績效的提升。[6]從企業(yè)的對外關(guān)系來看，信任可以促進(jìn)企業(yè)與企業(yè)之間的互惠行為，但是過度信任可能適得其反，信任對企業(yè)價值具有“雙刃劍”效果[7]，王永貴和劉菲基于這一邏輯發(fā)現(xiàn)信任與創(chuàng)新績效之間呈現(xiàn)倒U型關(guān)系[8]。也有研究以企業(yè)管理者為主體分析其對外聯(lián)系與企業(yè)創(chuàng)新績效的關(guān)系，基于社會資本理論來看，企業(yè)管理者對外商業(yè)聯(lián)系和政治聯(lián)系會影響企業(yè)創(chuàng)新績效水平[9]，劉美芬則通過實證分析驗證了高管政治聯(lián)系與創(chuàng)新績效之間的關(guān)系[10]。此外，創(chuàng)新模式也影響著企業(yè)創(chuàng)新績效，Chesbrough提出的開放式創(chuàng)新模式鼓勵企業(yè)在創(chuàng)新過程中實現(xiàn)內(nèi)外部資源互補(bǔ)，進(jìn)而優(yōu)化企業(yè)創(chuàng)新活動[11]，張永安和胡佩實證分析發(fā)現(xiàn)合作研發(fā)模式通過技術(shù)協(xié)同、優(yōu)勢互補(bǔ)、信息溢出提高企業(yè)創(chuàng)新績效，且其效果優(yōu)于自主研發(fā)[12]，當(dāng)然，這并非否認(rèn)自主研發(fā)對企業(yè)創(chuàng)新績效及生產(chǎn)率的正向促進(jìn)作用[13]。由此可見，當(dāng)前學(xué)者從不同角度對企業(yè)創(chuàng)新績效的影響因素進(jìn)行了分析，然而，隨著社會發(fā)展特別是信息化時代的到來，媒體對企業(yè)、市場的作用不斷顯現(xiàn)，大眾媒體的新聞報道在一定程度上影響了企業(yè)的運(yùn)營行為和公司治理水平[14][15]。媒體的力量不斷向企業(yè)滲透，那么其是否會對企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)生作用？媒體關(guān)注如何影響企業(yè)創(chuàng)新績效？這將是本文重點分析的問題。

當(dāng)前學(xué)術(shù)界對媒體關(guān)注與企業(yè)創(chuàng)新績效之間關(guān)系的探討并未得到一致結(jié)論，也并未全面考察企業(yè)創(chuàng)新績效，對影響機(jī)制的分析也有所欠缺。陽丹和夏曉蘭、劉萌等基于“市場壓力假說”，認(rèn)為媒體關(guān)注會給管理者帶來短期業(yè)績壓力進(jìn)而抑制企業(yè)創(chuàng)新活動[16][17]，但也僅從創(chuàng)新投入角度出發(fā)進(jìn)行分析，缺乏對企業(yè)創(chuàng)新的全面考察。Dai et al.也認(rèn)為媒體報道對創(chuàng)新具有負(fù)面作用[18]，但是其缺乏對不同報道性質(zhì)的區(qū)分。楊道廣等則著重從產(chǎn)出角度出發(fā)，利用2007～2009年A股上市公司樣本進(jìn)行實證分析發(fā)現(xiàn)媒體負(fù)面報道對企業(yè)創(chuàng)新績效具有負(fù)向影響，正面報道對企業(yè)創(chuàng)新具有促進(jìn)作用[19]。與上述結(jié)論不同，許瑜等對A股上市公司樣本進(jìn)行實證分析后發(fā)現(xiàn)媒體關(guān)注通過改善企業(yè)內(nèi)部控制進(jìn)而影響創(chuàng)新績效，且這種影響存在地區(qū)差異[20]，但是其未對回歸中的內(nèi)生性問題加以考慮。本文基于2010～2018年A股上市公司數(shù)據(jù)，從產(chǎn)出角度出發(fā)衡量創(chuàng)新績效，并在穩(wěn)健性檢驗中以研發(fā)投入作為創(chuàng)新績效的代理變量，同時驗證了非負(fù)面報道和負(fù)面報道對創(chuàng)新績效影響的差異性，以期能比較全面地分析媒體關(guān)注對創(chuàng)新績效產(chǎn)生的影響。

二、理論分析與假設(shè)

隨著信息化時代的到來，媒體已經(jīng)成為影響企業(yè)運(yùn)營的重要外在因素，作為獨立于立法、司法、行政的第四力量[14]，媒體所發(fā)揮的功能形成了對已有制度的補(bǔ)充。信息功能假說認(rèn)為媒體在資本市場中充當(dāng)著信息中介[21]，媒體的存在可以有效緩解企業(yè)與利益相關(guān)者之間的信息不對稱問題，媒體通過對信息加工、包裝、傳播，使信息受眾更加了解企業(yè)的經(jīng)營情況，增強(qiáng)了企業(yè)的信息透明度[15]，減少了市場中的信息摩擦。那么作為信息中介的媒體如何影響企業(yè)創(chuàng)新活動？對這一問題的討論可以從信息功能對創(chuàng)新活動的正面效應(yīng)和負(fù)面效應(yīng)分別展開論述。

從信息功能對創(chuàng)新活動的正面效應(yīng)來看，媒體通過緩解信息不對稱影響企業(yè)面對的融資約束同時對企業(yè)起到外部治理作用。

首先，從企業(yè)創(chuàng)新的特性來看，創(chuàng)新是一項具有風(fēng)險且需要一定投資的活動，媒體對企業(yè)相關(guān)信息的披露報道，弱化了信息不對稱程度，進(jìn)而有效提高企業(yè)在金融機(jī)構(gòu)獲得授信的機(jī)會與額度，仲秋雁和石曉峰驗證了媒體關(guān)注對企業(yè)融資約束的負(fù)向作用[22]。資金的保證是企業(yè)開展創(chuàng)新活動的必要條件，從資源觀和戰(zhàn)略彈性角度出發(fā)，寬松的融資環(huán)境才能滿足創(chuàng)新活動的物資需求[23]，為企業(yè)創(chuàng)新奠定基礎(chǔ)，已有學(xué)者驗證了融資約束對企業(yè)創(chuàng)新的抑制作用[24]。

其次，媒體對企業(yè)存在外部治理作用進(jìn)而影響企業(yè)創(chuàng)新，這種治理作用一方面通過監(jiān)督效應(yīng)來實現(xiàn)，另一方面通過營造創(chuàng)新環(huán)境來實現(xiàn)。從監(jiān)督效應(yīng)來看，媒體產(chǎn)生的有效監(jiān)督基于兩種路徑：媒體新聞報道引致的投資者及普通公眾關(guān)注而產(chǎn)生的監(jiān)督效果、媒體的直接監(jiān)督及由此引導(dǎo)的政府部門介入。本文重點分析投資者關(guān)注的作用（盡管普通公眾也會有一定的監(jiān)督效果，但投資者是企業(yè)的直接利益關(guān)聯(lián)者，其對管理者的監(jiān)督會更強(qiáng)勢），在此需要說明的是媒體關(guān)注與投資者關(guān)注存在區(qū)別，媒體并非產(chǎn)品市場或資本市場的直接參與者，眾多學(xué)者已經(jīng)指出媒體關(guān)注并不等同于投資者關(guān)注并在研究中對兩者加以區(qū)分[25-27]，Da et al.認(rèn)為將媒體關(guān)注與投資者關(guān)注視為等同的前提條件是投資者已經(jīng)接收到媒體的信息，但這一條件并不一定成立[28]，Dyck et al.、鄭志剛等也指明媒體關(guān)注會引起民眾關(guān)注從而發(fā)揮治理作用[14][29]?；谇拔牡姆治?，媒體的信息中介功能有效減弱了企業(yè)與投資者特別是中小投資者的信息不對稱程度，對于中小投資者而言往往缺乏搜集企業(yè)相關(guān)信息的動力，媒體的存在成為中小投資者免費獲取企業(yè)信息的重要渠道[30]，充足的信息可以增強(qiáng)投資者對企業(yè)的關(guān)注程度[28]，使投資者對企業(yè)進(jìn)行有效監(jiān)督，規(guī)范企業(yè)經(jīng)營者行為。需要說明的是，投資者關(guān)注的監(jiān)督效應(yīng)部分基于聲譽(yù)機(jī)制，部分基于可能帶來的法律懲戒威脅，事實上創(chuàng)新活動的特性為管理者借創(chuàng)新之名侵占股東利益創(chuàng)造了條件[31]，投資者對這一點也存在著恐懼心理。媒體引發(fā)的投資者監(jiān)督效應(yīng)對管理者產(chǎn)生了震懾，管理者對丑聞以及相應(yīng)法律懲戒的恐懼有效地抑制了其投機(jī)行為，同時由于聲譽(yù)機(jī)制的存在，使管理者為了個人前程而自我約束。從第二條路徑來看，媒體信息傳播的受眾不僅局限于投資者，還包括政府監(jiān)管部門，媒體可能對企業(yè)形成直接監(jiān)管（例如媒體發(fā)現(xiàn)的“天價薪酬”事件等），政府監(jiān)管部門可以利用媒體對企業(yè)違規(guī)信息的披露發(fā)現(xiàn)企業(yè)管理中存在的問題，監(jiān)管部門的介入帶來的可能是對企業(yè)的處罰以及對管理者的懲戒。兩條路徑共同作用，一方面可以平衡投資者與管理者之間的矛盾，減少投資者對創(chuàng)新活動的監(jiān)管成本，另一方面促使管理者可以更加合理合規(guī)的運(yùn)用研發(fā)資金，提高創(chuàng)新效率及產(chǎn)出。陳克兢發(fā)現(xiàn)媒體發(fā)揮的監(jiān)督職能會有效抑制管理者盈余管理行為[32]。從營造創(chuàng)新環(huán)境來看，開展企業(yè)創(chuàng)新活動需要一個對風(fēng)險具有高容忍度的內(nèi)外部環(huán)境[33]。管理者在企業(yè)經(jīng)營過程中往往是規(guī)避風(fēng)險而且短視的，一方面在于管理者的財富和社會資本相對集中在單一企業(yè)[34]，另一方面是由于企業(yè)短期利潤的增長可以有效展現(xiàn)在財務(wù)報表之中，而創(chuàng)新活動的長期性和不可預(yù)測性使其很難成為管理者短期業(yè)績的反映。信息不對稱的存在使企業(yè)價值及管理者努力成果被低估，進(jìn)而增加企業(yè)被惡意收購的風(fēng)險，同時也弱化了管理者的創(chuàng)新動力[17][35]，此外中小股東可能由于對信息掌握的不全面而喪失投資信心，進(jìn)而用腳投票，造成股價波動。媒體的存在緩解了市場中的信息不對稱，其所發(fā)揮的信息中介作用避免了企業(yè)價值被低估并堅定了中小股東的信心，從而使企業(yè)管理者更有動力進(jìn)行創(chuàng)新，提升企業(yè)創(chuàng)新績效[17]。總體而言，媒體信息功能正面效應(yīng)通過緩解企業(yè)融資及創(chuàng)新過程中的信息不對稱及代理問題，激勵并規(guī)范企業(yè)創(chuàng)新行為。

媒體關(guān)注是一把“雙刃劍”，其通過信息功能促進(jìn)企業(yè)創(chuàng)新績效的同時也產(chǎn)生著負(fù)面效果。具體來看這一負(fù)面效應(yīng)主要基于兩條路徑：第一，基于“市場壓力假說”，媒體報道可能給管理者帶來較強(qiáng)的業(yè)績壓力，從而抑制企業(yè)創(chuàng)新;第二，基于可能的聲譽(yù)威脅，管理者出于對自身聲譽(yù)及媒體報道偏好的考量，會選擇不作為。從第一條路徑來看，媒體報道產(chǎn)生的市場壓力來源于投資者關(guān)注，由前文分析可知媒體關(guān)注緩解了企業(yè)與投資者之間的信息不對稱進(jìn)而一方面營造良好創(chuàng)新環(huán)境，一方面通過投資者對企業(yè)的關(guān)注而產(chǎn)生監(jiān)督效應(yīng)，但也不能否認(rèn)投資者關(guān)注可能帶來的負(fù)面效果，即管理者為滿足投資者正面預(yù)期而放棄具有高風(fēng)險性和不可預(yù)測性的創(chuàng)新項目。應(yīng)千偉等詳細(xì)分析了由媒體關(guān)注帶來的投資者關(guān)注將如何影響企業(yè)的盈余管理行為，其發(fā)現(xiàn)媒體報道吸引投資者關(guān)注，企業(yè)管理者面對投資者關(guān)注會產(chǎn)生較強(qiáng)的業(yè)績壓力進(jìn)而增加應(yīng)計項目盈余管理[27]。從第二條路徑來看，創(chuàng)新是一項長期性工作，創(chuàng)新的高風(fēng)險性使其成為媒體關(guān)注的對象，媒體報道偏好“轟動效應(yīng)”，一旦企業(yè)發(fā)生決策失誤或者巨額損失，都會吸引媒體爭先恐后的曝光，這對企業(yè)和管理者聲譽(yù)以及企業(yè)價值造成不可挽回的損失。因此，出于對創(chuàng)新失敗可能帶來的聲譽(yù)敗壞及其它負(fù)面影響，企業(yè)管理者會“明智”的回避創(chuàng)新活動。上述兩條路徑的綜合作用可能使媒體關(guān)注抑制企業(yè)創(chuàng)新績效的提高，Dai et al.發(fā)現(xiàn)媒體關(guān)注降低了企業(yè)的創(chuàng)新水平[18]，楊道廣等也基于市場壓力假說，發(fā)現(xiàn)媒體關(guān)注與企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出的負(fù)相關(guān)性[19]。綜上所述，本文基于媒體信息功能的正面效應(yīng)與負(fù)面效應(yīng)提出一組對立性假設(shè)：

假設(shè)1：媒體信息功能正面效應(yīng)使媒體關(guān)注度與企業(yè)創(chuàng)新績效呈顯著正相關(guān)關(guān)系。

假設(shè)2：媒體信息功能負(fù)面效應(yīng)使媒體關(guān)注度與企業(yè)創(chuàng)新績效呈顯著負(fù)相關(guān)關(guān)系。

三、研究設(shè)計

（一）變量選取

被解釋變量：創(chuàng)新績效。當(dāng)前學(xué)術(shù)界對創(chuàng)新績效的度量并未形成統(tǒng)一標(biāo)準(zhǔn)，其度量方式大致可以分為三種：第一，以專利申請數(shù)量衡量企業(yè)創(chuàng)新績效[6][19];第二，以研發(fā)投入作為創(chuàng)新績效的代理變量[10];第三，以創(chuàng)新帶來的經(jīng)濟(jì)效益衡量創(chuàng)新績效，通常選取新產(chǎn)品銷售收入度量[13]。本文從創(chuàng)新帶來的結(jié)果出發(fā)，鑒于銷售收入可能會受到價格等經(jīng)濟(jì)因素的影響，因此選擇專利申請數(shù)量作為創(chuàng)新績效的衡量指標(biāo)，專利申請是企業(yè)創(chuàng)新活動的直接結(jié)果，可以更直觀的反映企業(yè)創(chuàng)新水平，其中專利主要包括發(fā)明、實用新型和外觀設(shè)計三類。由于企業(yè)研發(fā)、申請專利需要一定時間，因此使用T+1期專利申請數(shù)量作為被解釋變量，可在一定程度上糾正內(nèi)生性問題。

解釋變量：媒體關(guān)注。報紙是當(dāng)前重要的信息傳播媒介，本文延用楊道廣等、劉萌等的做法[17][19]，選擇報紙新聞數(shù)量并在此基礎(chǔ)上+1后取對數(shù)來衡量媒體關(guān)注度。

控制變量：（1）總資產(chǎn)收益率，總資產(chǎn)收益率是反映企業(yè)經(jīng)濟(jì)績效的指標(biāo)，較高的盈利能力是企業(yè)研發(fā)投入的保障，也因此會影響企業(yè)創(chuàng)新績效，故本文選擇該指標(biāo)作為控制變量，記為Roa。（2）資產(chǎn)負(fù)債率，資產(chǎn)負(fù)債率反映企業(yè)的負(fù)債水平，對于企業(yè)負(fù)債水平與創(chuàng)新績效的關(guān)系并未形成一致結(jié)論，部分研究認(rèn)為兩者之間呈負(fù)相關(guān)關(guān)系，原因在于企業(yè)為定期償還借款本金及利息，會留存一部分資金，從而擠占創(chuàng)新投入、降低創(chuàng)新績效[36]。但在當(dāng)前企業(yè)普遍采用外源融資的情況下，借款是企業(yè)重要的資金來源，充足的資金會提高企業(yè)的創(chuàng)新績效，已有部分研究也驗證了兩者的正相關(guān)關(guān)系[37]。故本文選擇該指標(biāo)作為控制變量，記為Lev。（3）企業(yè)規(guī)模，企業(yè)規(guī)模反映了企業(yè)獲取資源的能力，不同規(guī)模企業(yè)的創(chuàng)新投入和產(chǎn)出存在差異，因此本文選擇其作為控制變量，使用企業(yè)員工人數(shù)+1并取對數(shù)來進(jìn)行衡量，記為Size。（4）公司治理，公司治理包括股權(quán)結(jié)構(gòu)、治理結(jié)構(gòu)兩部分內(nèi)容，由前文分析可知，已有研究證明公司治理會影響企業(yè)創(chuàng)新績效，因此本文從這兩個方面分別選取了指標(biāo)，主要包括股權(quán)集中度（Oc）、股權(quán)制衡度（Z）、國有股比例（Sos）、董事會規(guī)模（Bs）、獨立董事比例（Id）。（5）企業(yè)年齡，企業(yè)年齡會影響企業(yè)的決策選擇進(jìn)而產(chǎn)生差異化的創(chuàng)新能力，故選擇其作為控制變量，記為Age。本文選取的變量如表1所示。

（二）模型設(shè)定

為驗證本文假設(shè)，即考察媒體關(guān)注對創(chuàng)新績效具有何種影響，構(gòu)建模型如下所示：

（1）

式（1）中，cons表示常數(shù)項，controls代表控制變量集合， 表示隨機(jī)誤差項，若 為正，則本文假設(shè)1得到驗證，反之則假設(shè)2得到驗證。在實證分析中，本文主要使用固定效應(yīng)模型，通過對個體進(jìn)行控制可以在一定程度上糾正內(nèi)生性問題 。在基準(zhǔn)回歸中，本文使用了OLS、固定效應(yīng)模型同時進(jìn)行檢驗，使用OLS回歸時，逐步控制了行業(yè)與時間效應(yīng)，固定效應(yīng)模型則逐步控制了時間效應(yīng)。

（三）數(shù)據(jù)來源及處理

本文選取2010～2018年A股上市公司數(shù)據(jù)作為樣本，在實證分析前進(jìn)行了如下處理：（1）由于金融保險類企業(yè)收入受表外業(yè)務(wù)影響，且財務(wù)報表區(qū)別于一般行業(yè)，因此刪除了金融保險類企業(yè);（2）剔除了ST、*ST、PT樣本;（3）剔除了2017年及之后上市的公司樣本;（4）剔除了存在缺失值的樣本;（5）對連續(xù)型變量兩端進(jìn)行1%的winsorize處理。最終使用樣本量為18410的非均衡面板數(shù)據(jù)。本文使用的數(shù)據(jù)主要來自于CSMAR、WIND數(shù)據(jù)庫，關(guān)于媒體關(guān)注的數(shù)據(jù)來自于CNRDS數(shù)據(jù)庫，2018年上市公司專利數(shù)據(jù)由筆者在國家知識產(chǎn)權(quán)局手工搜索。

四、實證分析

（一）描述性統(tǒng)計

表2所示為樣本的描述性統(tǒng)計結(jié)果，依據(jù)表2可知，創(chuàng)新績效均值為0.4795，在某些年份部分企業(yè)沒有申請專利，最大值為858件，創(chuàng)新產(chǎn)出差距較大;媒體關(guān)注度的均值為3.4463，最小值為1.0986，最大值為7.0353，不同企業(yè)受到的關(guān)注程度存在較大差異。從控制變量來看，樣本企業(yè)總資產(chǎn)收益率均值為9.74%，收益率最高的企業(yè)達(dá)到45.44%，盈利能力較強(qiáng)，而部分企業(yè)出現(xiàn)虧損;資產(chǎn)負(fù)債率均值為42.28%，最高值92.74%，負(fù)債過高，企業(yè)償債困難;企業(yè)規(guī)模的均值為7.5822;第一大股東持股比例均值為34.75%，最大值為75.10%，股權(quán)集中，最小值為8.77%，股權(quán)比較分散;股權(quán)制衡度體現(xiàn)了第二大股東的控制能力，股權(quán)制衡度均值為10.6928，最小值為1.0028，第二大股東控制能力較強(qiáng)，形成了股東之間良好的制約，最大值為116.9969，第二大股東控制能力極弱;國有股持股比例均值為4.38%;董事會人數(shù)基本維持在5-15人之間，均值為8.6936;獨立董事比例均值為37.35%，最小值為33.33%，最大值為57.14%。

由于本文選取了較多控制變量，因此對變量之間是否存在共線性進(jìn)行檢驗，首先計算了解釋變量、控制變量之間的相關(guān)系數(shù)，最高值的絕對值也小于0.5，其次計算了變量的方差膨脹因子（VIF），所有變量的VIF均小于1.5。以上結(jié)果說明變量間不存在嚴(yán)重的多重共線性問題。

（二）媒體關(guān)注與企業(yè)創(chuàng)新績效實證分析

表3所示是利用模型（1）對全樣本進(jìn)行回歸的結(jié)果，回歸1-回歸3采用OLS進(jìn)行回歸，區(qū)別在于是否控制行業(yè)、年度效應(yīng)，回歸4為控制企業(yè)個體的固定效應(yīng)回歸結(jié)果，回歸5是同時控制個體和時間的雙向固定效應(yīng)模型。本文使用聚類穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤對回歸結(jié)果進(jìn)行修正。

由表3可知，方程聯(lián)合顯著性檢驗結(jié)果說明所有模型均具有較強(qiáng)的解釋力。表3中，無論使用OLS還是固定效應(yīng)模型，Ma系數(shù)都為正，且通過1%顯著性水平的T檢驗。為了更準(zhǔn)確的解讀估計結(jié)果，首先進(jìn)行F檢驗，發(fā)現(xiàn)固定效應(yīng)模型優(yōu)于混合OLS，之后通過對年度虛擬變量聯(lián)合顯著性進(jìn)行檢驗發(fā)現(xiàn)模型中應(yīng)包括時間效應(yīng)，因此回歸5結(jié)果能更好的考慮面板數(shù)據(jù)中的結(jié)構(gòu)變化?；貧w5中，Ma系數(shù)為0.0252，通過1%顯著性水平的T檢驗，意味著在控制其他變量的情況下，媒體關(guān)注度提高1%，企業(yè)創(chuàng)新績效增長0.0252。這說明媒體關(guān)注帶來的信息功能正面效應(yīng)促進(jìn)了企業(yè)的創(chuàng)新活動，提高了企業(yè)創(chuàng)新績效，由此本文假設(shè)1得到驗證。這一結(jié)論與當(dāng)前部分已有研究不一致，筆者認(rèn)為，當(dāng)企業(yè)受到媒體的報道后，通過媒體發(fā)揮的信息功能弱化企業(yè)與利益相關(guān)者的信息不對稱程度，一方面使企業(yè)的資金供給者可以更清晰的了解企業(yè)運(yùn)營狀況，在一定程度上緩解融資約束;另一方面當(dāng)企業(yè)因頻繁曝光而進(jìn)入大眾視野后，首先，使投資者可以充分有效的掌握企業(yè)經(jīng)營信息，為管理者創(chuàng)新提供相對寬松的環(huán)境，其次，投資者的關(guān)注成為企業(yè)管理者的外在規(guī)范，使管理者更加關(guān)注企業(yè)的長遠(yuǎn)利益，從而重視創(chuàng)新活動，并且規(guī)范了創(chuàng)新過程中的資金運(yùn)用，提高了創(chuàng)新效率。事實上，在當(dāng)前中國法制環(huán)境不斷健全的背景下，無論是由投資者關(guān)注引起的監(jiān)管部門介入（以及相應(yīng)的法律懲戒）還是基于聲譽(yù)機(jī)制對企業(yè)及管理者名譽(yù)造成的損害，都已經(jīng)成為管理者的可信威脅，相比于投資者關(guān)注可能產(chǎn)生的市場壓力，投資者的監(jiān)督作用已經(jīng)成為影響管理者行為的強(qiáng)勢因素。

從控制變量來看，反映企業(yè)盈利能力、負(fù)債水平、企業(yè)規(guī)模的三個變量Roa、Lev、Size的系數(shù)均通過1%顯著性水平的T檢驗，且系數(shù)均為正值，從資源觀的角度出發(fā)，企業(yè)的創(chuàng)新活動需要充足的資金保障，而良好的盈利、較高的負(fù)債水平意味著企業(yè)可以有充足的資金投入到研發(fā)之中，因此Roa、Lev系數(shù)為正值符合預(yù)期情況。從企業(yè)規(guī)模來看，較大型的企業(yè)擁有充足的資本，有足夠的風(fēng)險承擔(dān)能力且有意愿進(jìn)行創(chuàng)新，因此企業(yè)規(guī)模與企業(yè)創(chuàng)新績效呈顯著正相關(guān)。

（三）內(nèi)生性處理與穩(wěn)健性檢驗

研究媒體關(guān)注時，內(nèi)生性是一個不可忽視的問題，內(nèi)生性問題主要源自于兩個方面：互為因果和遺漏變量。一方面媒體關(guān)注可能促進(jìn)企業(yè)創(chuàng)新績效提高，但反過來也可能因為企業(yè)創(chuàng)新能力提升而吸引更多媒體進(jìn)行報道，因此在前文回歸中，本文使用了創(chuàng)新績效T+1期數(shù)據(jù)作為被解釋變量，在一定程度上控制了互為因果的問題。之后，對于遺漏變量問題，在前文固定效應(yīng)回歸中，已經(jīng)控制了公司個體效應(yīng)，盡可能減少遺漏變量導(dǎo)致的內(nèi)生性問題。

經(jīng)濟(jì)生活中大部分變量都具有慣性效應(yīng)，創(chuàng)新績效也不例外，企業(yè)當(dāng)年的創(chuàng)新產(chǎn)出不僅帶來相應(yīng)的物質(zhì)收益，也為后期的創(chuàng)新活動形成知識積累。因此，為進(jìn)一步控制內(nèi)生性問題，本文采用兩步系統(tǒng)GMM方法進(jìn)行回歸，利用該方法一方面可以有效控制企業(yè)創(chuàng)新績效的滯后效應(yīng)，另一方面可以解決原有模型存在的內(nèi)生性問題。因此，本文在原有模型的基礎(chǔ)上引入被解釋變量的滯后項，構(gòu)建模型如下所示：

系統(tǒng)GMM方法的使用前提是：擾動項存在一階自相關(guān)，但不存在二階自相關(guān)，且工具變量滿足外生性要求，為此，本文進(jìn)行了序列相關(guān)性檢驗及Hansen檢驗，檢驗結(jié)果如下：序列相關(guān)性檢驗中，AR（1）對應(yīng)概率值為0.000，AR（2）對應(yīng)概率值為0.362，因此可接受原假設(shè)“擾動項無自相關(guān)”。Hansen檢驗中，概率值為0.126，證明本文選取的工具變量（解釋變量1-2階滯后項）是有效的。具體回歸結(jié)果見表4，由表4中回歸6結(jié)果可知，Ma系數(shù)為0.0288，在1%顯著性水平下為正，說明在控制內(nèi)生性問題的基礎(chǔ)上，本文假設(shè)1依然成立。

此外，為保證基準(zhǔn)回歸結(jié)果的穩(wěn)健，本文進(jìn)行了一系列的穩(wěn)健性檢驗。首先，在前文對媒體關(guān)注與企業(yè)創(chuàng)新績效的關(guān)系進(jìn)行驗證時，是從研發(fā)產(chǎn)出的角度衡量創(chuàng)新績效，為保證結(jié)果穩(wěn)健性，本文使用企業(yè)研發(fā)投入作為創(chuàng)新績效的代理變量再次回歸。參考翟海燕等[38]，以企業(yè)研發(fā)投入金額+1的對數(shù)值（Ip2）作為被解釋變量進(jìn)行回歸，結(jié)果見表4，因篇幅所限，本文直接使用雙向固定效應(yīng)模型以增強(qiáng)結(jié)果的合理性。表4回歸7中，Ma系數(shù)為0.0479，通過1%顯著性水平的T檢驗。因此可以說明即使從研發(fā)投入角度考察創(chuàng)新績效，依然可以驗證媒體關(guān)注對創(chuàng)新績效的正向促進(jìn)作用。

最后，由于被解釋變量存在較多零值，因此本文使用Tobit模型再次進(jìn)行檢驗，回歸結(jié)果見表9?；貧w8中，Ma系數(shù)為0.0594，通過1%顯著性水平的T檢驗，因此可以認(rèn)為媒體關(guān)注與企業(yè)創(chuàng)新績效之間存在顯著正相關(guān)關(guān)系。

五、進(jìn)一步分析

（一）媒體報道性質(zhì)差異

媒體對企業(yè)的報道性質(zhì)可能對創(chuàng)新績效產(chǎn)生不一致的影響，楊道廣等驗證了負(fù)面報道對創(chuàng)新績效具有負(fù)向影響，而非負(fù)面報道對創(chuàng)新績效具有促進(jìn)作用[14]。同樣，本文將媒體報道具體分為負(fù)面報道（Nma）以及非負(fù)面報道（N-Nma）兩類。具體結(jié)果見表5。表5中，回歸9、回歸11是未控制時間效應(yīng)的回歸結(jié)果，回歸10、回歸12是控制了時間的雙向固定效應(yīng)模型?？梢园l(fā)現(xiàn)，無論是否控制時間，非負(fù)面報道的系數(shù)均顯著為正，說明其對企業(yè)創(chuàng)新績效具有正向促進(jìn)作用。在回歸11、回歸12中，Nma系數(shù)都為正值，分別為0.0163、0.0076，在未控制時間效應(yīng)時，Nma系數(shù)通過5%顯著性水平的T檢驗，在控制時間效應(yīng)后，Nma系數(shù)未通過顯著性檢驗。因此可以認(rèn)為媒體關(guān)注對企業(yè)創(chuàng)新績效的促進(jìn)作用主要通過正面和中性報道帶來，負(fù)面報道沒有起到顯著的推動作用，但是也并未顯著的降低企業(yè)創(chuàng)新績效，這進(jìn)一步說明媒體信息功能的正面效應(yīng)起到主要作用，在一定程度上印證了前文結(jié)論的合理性。

（二）影響機(jī)制分析

前文已經(jīng)驗證媒體關(guān)注對企業(yè)創(chuàng)新績效具有顯著的促進(jìn)作用，那么由此而生發(fā)的一個問題就是：媒體關(guān)注對企業(yè)創(chuàng)新績效的影響機(jī)制是什么？打開這一黑箱將更有助于加深對兩者之間關(guān)系的理解。依據(jù)前文理論分析，本文認(rèn)為融資約束可能在媒體關(guān)注與創(chuàng)新績效之間起到中介作用。首先，對相關(guān)指標(biāo)構(gòu)建的說明如下：

融資約束（Sa），對融資約束的衡量，目前學(xué)術(shù)界普遍采用的指標(biāo)包括SA指數(shù)、KZ指數(shù)、WW指數(shù)。其中，SA指數(shù)計算公式為：SA =-0. 737*Size+0. 043*Size2-0. 040* Age，Size代表企業(yè)規(guī)模（總資產(chǎn)對數(shù)），Age為上市時間，SA指數(shù)的優(yōu)點在于其構(gòu)建過程中不依賴內(nèi)生性財務(wù)指標(biāo)[39]，其選取的企業(yè)規(guī)模、上市時間具有較強(qiáng)的外生性。因此本文選自SA指數(shù)衡量企業(yè)面臨的融資約束，需要指出的是，SA指數(shù)是一個負(fù)向指標(biāo)，即數(shù)值越大代表企業(yè)受到的融資約束程度越小。

之后，本文采用逐步檢驗法對其進(jìn)行驗證，構(gòu)建模型如下所示：

（3）-（4）式中，cons表示常數(shù)項，controls代表控制變量集合， 表示隨機(jī)誤差項。逐步檢驗法的具體檢驗過程為：第一步檢驗（1）中 是否顯著，即判斷媒體關(guān)注與企業(yè)創(chuàng)新績效之間的主效應(yīng)是否顯著;第二步檢驗（3）中的 是否顯著，即判斷媒體關(guān)注是否會顯著影響中介變量;第三步檢驗（4）中的 是否顯著，若顯著，則認(rèn)為存在中介效應(yīng)，即媒體關(guān)注會通過中介變量對企業(yè)創(chuàng)新績效產(chǎn)生影響;最后，判斷完全中介還是部分中介，若（4）中Ma系數(shù)不顯著時，則認(rèn)為存在完全中介效應(yīng)，否則為部分中介效應(yīng)。需要特別指出的是，在進(jìn)行第二步與第三步時，若其中某一系數(shù)不顯著，為避免出現(xiàn)第二類錯誤，需進(jìn)行Sobel檢驗，檢驗統(tǒng)計量為 ，其中， ， 、 分別為相應(yīng)系數(shù)的標(biāo)準(zhǔn)誤，若Sobel檢驗顯著，則仍然認(rèn)為存在中介效應(yīng)。上述分析步驟中，第一步已在前文完成，表3回歸結(jié)果證明媒體關(guān)注對企業(yè)創(chuàng)新績效存在顯著影響。

首先使用模型（3）對全樣本進(jìn)行回歸，考察媒體關(guān)注度是否會影響企業(yè)融資約束，在此需要注意的是，根據(jù)已有文獻(xiàn)[40][41]，前文所選取的控制變量依然可以影響企業(yè)融資約束，因此在使用模型（3）回歸時，控制變量與前文相同，表7所示為回歸結(jié)果。方程聯(lián)合顯著性檢驗結(jié)果說明所有模型均具有較強(qiáng)的解釋力。表7中，回歸13未加入年度虛擬變量，回歸14同時控制了年度，由表7可知，無論是否控制時間效應(yīng)，Ma系數(shù)都在1%顯著性水平為正。通過相關(guān)檢驗可以發(fā)現(xiàn)控制時間效應(yīng)的雙向固定效應(yīng)模型更為合理，在回歸14中，Ma系數(shù)為0.0572，由于SA指數(shù)越大代表企業(yè)受到的融資約束程度越低，因此隨著媒體關(guān)注度提高，可以有效減弱企業(yè)與銀行等債權(quán)人的信息不對稱程度，使金融機(jī)構(gòu)可以更全面的了解企業(yè)經(jīng)營及盈利狀況，提高了企業(yè)的透明度，從而使企業(yè)面臨的融資約束程度減弱。

為進(jìn)一步檢驗融資約束是否在媒體關(guān)注與企業(yè)創(chuàng)新績效之間起到中介作用，本文使用模型（4）對全樣本進(jìn)行回歸，回歸結(jié)果見表7。如表7所示，無論是否加入年度控制變量，Ma、Sa系數(shù)均顯著為正。檢驗結(jié)果依然表明應(yīng)使用雙向固定效應(yīng)模型?；貧w16中，Ma系數(shù)為0.0202，通過5%顯著性水平的T檢驗，Sa系數(shù)為0.0868，在1%顯著性水平下異于0。因此可以認(rèn)為融資約束確實在媒體關(guān)注與企業(yè)創(chuàng)新績效之間起到中介作用，即隨著企業(yè)媒體關(guān)注程度的上升，企業(yè)面臨的融資約束會有所降低，當(dāng)企業(yè)有條件獲取更多外部資金時就為企業(yè)開展創(chuàng)新研發(fā)活動奠定了基礎(chǔ)，在一定程度上促進(jìn)了企業(yè)提高創(chuàng)新績效，這一結(jié)論為本文的理論分析提供了進(jìn)一步的證據(jù)支持。需要另外指出的是，本文在對媒體關(guān)注與中介變量進(jìn)行回歸時，考慮可能存在的互為因果關(guān)系，也對中介變量做T+1期處理并再次進(jìn)行回歸，系數(shù)顯著性與符號沒有變化，證明媒體關(guān)注確實影響融資約束。

六、結(jié)論與啟示

本文通過對2010～2018年A股上市企業(yè)的數(shù)據(jù)進(jìn)行實證分析后發(fā)現(xiàn)：第一，媒體關(guān)注與企業(yè)創(chuàng)新績效呈現(xiàn)顯著正相關(guān)，無論從研發(fā)產(chǎn)出角度還是研發(fā)投入角度衡量創(chuàng)新績效，這一結(jié)論都成立。在充分克服內(nèi)生性問題的基礎(chǔ)上依然可能證明媒體關(guān)注對創(chuàng)新績效的正向促進(jìn)作用，這說明媒體對企業(yè)創(chuàng)新的作用主要依托于信息功能的正面效應(yīng)。第二，本文對媒體報道的性質(zhì)進(jìn)行了區(qū)分，發(fā)現(xiàn)正面及中性報道與企業(yè)創(chuàng)新績效呈現(xiàn)顯著正相關(guān)，同時也并未發(fā)現(xiàn)充足的證據(jù)證明負(fù)面報道會抑制企業(yè)創(chuàng)新。第三，為進(jìn)一步加深對媒體關(guān)注與創(chuàng)新績效之間作用機(jī)制的理解，本文對樣本進(jìn)行了中介效應(yīng)分析，實證檢驗了融資約束在媒體關(guān)注與企業(yè)創(chuàng)新績效之間的中介作用。

從對政策的指導(dǎo)意義來看，在當(dāng)前我國由中國制造向中國智造轉(zhuǎn)變的關(guān)鍵時期，企業(yè)已然成為創(chuàng)新活動的重要主體，提高企業(yè)創(chuàng)新績效是當(dāng)前的必然選擇。本文的結(jié)論說明：第一，應(yīng)進(jìn)一步發(fā)揮媒體的信息功能，通過媒體完善企業(yè)治理并緩解市場中的信息不對稱，進(jìn)而規(guī)范管理者行為，提高企業(yè)創(chuàng)新績效。第二，媒體關(guān)注之所以能發(fā)揮對創(chuàng)新績效的促進(jìn)作用，很大原因在于基于政府部門與市場聲譽(yù)機(jī)制而產(chǎn)生的監(jiān)督效應(yīng)，因此政府應(yīng)及時捕捉媒體對企業(yè)的信息披露，從而實現(xiàn)對企業(yè)違規(guī)行為的及時處理。與此同時，應(yīng)進(jìn)一步健全經(jīng)理人市場，充分發(fā)揮媒體關(guān)注基于聲譽(yù)機(jī)制所發(fā)揮的監(jiān)督作用，從而有效規(guī)范管理者行為，減少監(jiān)管成本。第三，媒體負(fù)面關(guān)注并未顯著促進(jìn)企業(yè)創(chuàng)新，而非負(fù)面關(guān)注的促進(jìn)作用更為明顯，這一方面提醒政府應(yīng)對新聞媒體進(jìn)行監(jiān)管，避免出現(xiàn)媒體單純追求轟動效應(yīng)而偽造企業(yè)負(fù)面信息的現(xiàn)象（例如“霸王事件”），另一方面也不能為了促進(jìn)企業(yè)創(chuàng)新而胡亂吹捧，對問題視而不見。事實上，媒體的治理作用之所以有效正是因為媒體可以真實披露信息，若是媒體喪失了其公正性，那么其治理作用將大打折扣，因此政府應(yīng)充分保證媒體的客觀獨立性，營造良好輿論環(huán)境，媒體人也應(yīng)該提高自身素質(zhì)，堅守道德準(zhǔn)則，從而實現(xiàn)新聞?wù)鎸崱⒖陀^公正。

參考文獻(xiàn)：

[1]John H，Myriam C. Measuring innovative performance： Is there an advantage in using multiple indicators？[J]. Rsearch Policy， 2003， 32（8）：1365-1379.

[2]胡曲應(yīng). 公司治理結(jié)構(gòu)、股利分配與企業(yè)創(chuàng)新績效三元關(guān)系實證研究[J]. 科技進(jìn)步與對策， 2017， 34（18）：88-94.

[3]林素燕， 賴逸璇. 公司治理影響企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新嗎？——基于中國東部、中部、西部上市公司的比較研究[J]. 財經(jīng)論叢， 2019，（5）：77-84.

[4]賈春香， 劉艷嬌. 公司治理結(jié)構(gòu)對企業(yè)創(chuàng)新績效的影響——基于研發(fā)投入的中介作用[J]. 科學(xué)管理研究， 2019，37（2）：117-121.

[5]鄭春美， 李佩. 政府補(bǔ)助與稅收優(yōu)惠對企業(yè)創(chuàng)新績效的影響——基于創(chuàng)業(yè)板高新技術(shù)企業(yè)的實證研究[J]. 科技進(jìn)步與對策， 2015， 36（16）：89-93.

[6]白旭云，王硯羽， 蘇欣. 研發(fā)補(bǔ)貼還是稅收激勵——政府干預(yù)對企業(yè)創(chuàng)新績效和創(chuàng)新質(zhì)量的實證分析[J]. 科研管理， 2019， 40（6）：9-18.

[7]Molina-Morales， F. X.， M. T. Martínez-Fernández， V. J. Torlò. The Dark Side of Trust： The Benefits， Costs and Optimal Levels of Trust for Innovation Performance[J]. Long Range Planning， 2011， 44（2）：118-133.

[8]王永貴， 劉菲. 信任有助于提升創(chuàng)新績效嗎——基于B2B背景的理論探討與實證分析[J]. 中國工業(yè)經(jīng)濟(jì)， 2019， （12）：152-170.

[9]劉婷， 李綱. 管理者社會聯(lián)系、企業(yè)網(wǎng)絡(luò)能力與創(chuàng)新績效——一個理論框架[J]. 科學(xué)管理研究， 2012， 30（4）：78-81.

[10]劉美芬. 高管政治聯(lián)系對民營企業(yè)創(chuàng)新績效的影響——董事會治理行為的非線性中介效應(yīng)[J]. 科研管理， 2019，40（5）：235-245.

[11]Chesbrough H. Openinnovation： The new imperative for creating and profiting from technology[H]. Harvard Business School Press， 2003.

[12]張永安， 胡佩. 交互效應(yīng)視角下政府補(bǔ)助、內(nèi)部資源與創(chuàng)新績效關(guān)系研究——以戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)上市企業(yè)為例[J]. 科技進(jìn)步與對策， 2019， 36（18）：68-77.

[13]洪俊杰， 石麗靜. 自主研發(fā)、地區(qū)制度差異與企業(yè)創(chuàng)新績效——來自371家創(chuàng)新型企業(yè)的經(jīng)驗證據(jù)[J]. 科學(xué)學(xué)研究， 2017， 35（2）：153-163.

[14]Dyck A，Volchkova N，Zingales L. The corporate governance role of the media： Evidence from Russia[J]. The Journal of Finance， 2008， 63（3）：1093-1135.

[15]田高良， 封華， 于忠泊. 資本市場中媒體的公司治理角色研究[J]. 會計研究， 2016， （6）：21-29.

[16]陽丹， 夏曉蘭. 媒體報道促進(jìn)了公司創(chuàng)新嗎[J]. 經(jīng)濟(jì)學(xué)家， 2015， （10）：70-79.

[17]劉萌， 史晉川， 羅德明. 媒體關(guān)注與公司研發(fā)投入——基于中國上市公司的實證分析[J]. 經(jīng)濟(jì)理論與經(jīng)濟(jì)管理， 2019， （03）：20-34.

[18]Dai L， R Shen， and B. Zhang. The Dark Side of News Coverage： Evidence from Corporate Innovation[J＼OL].https： / /ssrn.com/abstract=2564718， 2015.

[19]楊道廣， 陳漢文， 劉啟亮. 媒體壓力與企業(yè)創(chuàng)新[J]. 經(jīng)濟(jì)研究， 2017， （08）：127-141.

[20]許瑜， 馮均科， 楊菲. 媒體關(guān)注、內(nèi)部控制有效性與企業(yè)創(chuàng)新績效[J]. 財經(jīng)論叢， 2017， （12）：90-98.

[21]Timothy G P， Violina P R， Patrick G M. Market Watch： Information and Availability Cascades Among the Media and Investors in the U.S. IPO Market[J]. The Academy of Management Journal， 2008， 51（2）：335-358.

[22]仲秋雁， 石曉峰. 媒體關(guān)注、產(chǎn)權(quán)性質(zhì)與上市公司融資約束——基于Heckman兩階段模型的實證檢驗[J]. 商業(yè)經(jīng)濟(jì)與管理， 2016（8）：87-97.

[23]劉春玉. 融資約束與企業(yè)創(chuàng)新投資研究的新進(jìn)展[J]. 東岳論叢， 2011（12）：173-177.

[24]張璇， 劉貝貝， 汪婷等. 信貸尋租、融資約束與企業(yè)創(chuàng)新[J]. 經(jīng)濟(jì)研究， 2017（05）：163-176.

[25]劉鋒， 葉強(qiáng)， 李一軍. 媒體關(guān)注與投資者關(guān)注對股票收益的交互作用：基于中國金融股的實證研究[J]. 管理科學(xué)學(xué)報， 2014（01）：76-89.

[26]呂敏康， 劉拯. 媒體態(tài)度、投資者關(guān)注與審計意見[J]. 審計研究， 2015（3）：66-74.

[27]應(yīng)千偉， 咼昊婧， 鄧可斌. 媒體關(guān)注的市場壓力效應(yīng)及其傳導(dǎo)機(jī)制[J]. 管理科學(xué)學(xué)報， 2017（4）：32-49.

[28]Da Z， Engelberg J， Gao P. In search of attention[J]. The Journal of Finance， 2011， 66（5）， 1461-1499.

[29]鄭志剛， 丁冬， 汪昌云. 媒體的負(fù)面報道、經(jīng)理人聲譽(yù)與企業(yè)業(yè)績改善——來自我國上市公司的證據(jù)[J]. 金融研究， 2011（12）：167-180.

[30]Bushee B J， Core J E， Guay W， et al. The Role of the Business Press as an Information Intermediary[J].Journal of Accounting Research， 2010， 48（1）：1-19.

[31]Xiao， G. Legal Shareholder Protection and Corporate R&D Investment[J].Journal of Corporate Finance， 2013， 23（6）： 240-266.

[32]陳克兢. 媒體關(guān)注、政治關(guān)聯(lián)與上市公司盈余管理[J]. 山西財經(jīng)大學(xué)學(xué)報， 2016， 38（11）：81-91.

[33]Ferreira， D， Manso G， Silva A. Incentives to Innovate and the Decision to Go Public or Private[J].Review of Financial Studies， 2014， 27（1）：256—300.

[34]Bertrand M， Mullainathan S. Enjoying the Quiet Life？ Corporate Governance and Managerial Preferences[J].Journal of Political Economics，2003， 111（5）：1043-1075.

[35]Atanassov， J. Do Hostile Takeovers Stifle Innovation？ Evidence from Antitakeover Legislation and Corporate Patenting[J].Journal of Finance， 2013， 68（3）：1097-1131.

[36]顧群， 王文文， 鄭楊. 企業(yè)社會責(zé)任會影響創(chuàng)新嗎？——基于研發(fā)異質(zhì)性與產(chǎn)權(quán)性質(zhì)視角[J].貴州財經(jīng)大學(xué)學(xué)報， 2019， （6）：66-75.

[37]朱磊， 韓雪， 王春燕. 股權(quán)結(jié)構(gòu)、管理者過度自信與企業(yè)創(chuàng)新績效——來自中國A股高科技企業(yè)的經(jīng)驗證據(jù)[J]. 軟科學(xué)，2016，30（12）：100-103.

[38]翟海燕， 董靜， 汪江平. 政府科技資助對企業(yè)研發(fā)投入的影響——基于Heckman樣本選擇模型的研究[J]. 研究與發(fā)展管理， 2015， 27（5）：37-46.

[39]盧太平， 張東旭. 融資需求、融資約束與盈余管理[J]. 會計研究， 2014（1）：35-41.

[40]錢明， 徐光華， 沈弋. 社會責(zé)任信息披露、會計穩(wěn)健性與融資約束——基于產(chǎn)權(quán)異質(zhì)性的視角[J]. 會計研究， 2016（5）：9-17.

[41]于文超， 殷華， 梁平漢. 稅收征管、財政壓力與企業(yè)融資約束[J]. 中國工業(yè)經(jīng)濟(jì)， 2018（1）：100-118.

責(zé)任編輯：蕭敏娜