媒體報(bào)道傾向?qū)ν顿Y水平的影響

李倩 吳昊 王嘉敏

內(nèi)容提要：基于媒體報(bào)道的信息中介和外部監(jiān)督功能，本文以2006-2019年滬深兩市A股為樣本，實(shí)證檢驗(yàn)媒體報(bào)道傾向?qū)就顿Y水平的影響。結(jié)果表明，媒體報(bào)道傾向與公司投資水平顯著正相關(guān)，即積極的輿論環(huán)境能夠促進(jìn)公司新增投資規(guī)模擴(kuò)大。機(jī)制分析發(fā)現(xiàn)，媒體報(bào)道傾向主要通過加大委托代理成本和助推投資者情緒增加投資水平，委托代理渠道為占優(yōu)渠道。進(jìn)一步研究表明，行業(yè)競爭度越強(qiáng)，媒體報(bào)道傾向與投資水平的正相關(guān)關(guān)系越緊密，原創(chuàng)媒體與市場化媒體的報(bào)道傾向?qū)ν顿Y水平的影響更大。然而，經(jīng)濟(jì)后果的分析發(fā)現(xiàn)，媒體驅(qū)動(dòng)的超額投資水平最終會(huì)導(dǎo)致投資效率降低，一定程度上證實(shí)了媒體驅(qū)動(dòng)投資的非理性。

關(guān)鍵詞：媒體報(bào)道傾向;投資水平;融資約束;委托代理;預(yù)期迎合

中圖分類號：F832.48;F830 文獻(xiàn)標(biāo)識碼：A 文章編號：1001-148X（2021）06-0081-12

作者簡介：李倩（1982-），女，吉林汪清人，西安交通大學(xué)經(jīng)濟(jì)與金融學(xué)院教授，博士生導(dǎo)師，管理學(xué)博士，研究方向：行為金融、公司金融、投資組合管理;吳昊（1989-），男，北京人，西安交通大學(xué)經(jīng)濟(jì)與金融學(xué)院博士研究生，研究方向：行為金融、公司金融、投資組合管理;王嘉敏（1992-），女，西安人，西安交通大學(xué)經(jīng)濟(jì)與金融學(xué)院博士研究生，研究方向：行為金融學(xué)。

基金項(xiàng)目：教育部人文社科規(guī)劃基金項(xiàng)目，項(xiàng)目編號：17YJA790047;陜西省軟科學(xué)重點(diǎn)項(xiàng)目，項(xiàng)目編號：2020KRZ018;廣電總局部級社科研究項(xiàng)目，項(xiàng)目編號：GD2033;陜西省社科界重大理論與現(xiàn)實(shí)問題研究項(xiàng)目，項(xiàng)目編號： 20JZ-25。

媒體作為重要的市場參與者，在資本市場上發(fā)揮著信息中介和外部監(jiān)督作用。一方面，媒體作為信息中介者，通過對信息的加工與傳播，能夠增加信息效率，降低信息不對稱[1-4]。另一方面，媒體作為外部監(jiān)督者，能夠抑制公司的違規(guī)行為和投機(jī)傾向，提高公司的治理水平，對投資者起保護(hù)作用[5-6]。然而，媒體報(bào)道會(huì)受其他因素干擾產(chǎn)生有偏報(bào)道。例如，廣告費(fèi)[7-8]、投資者關(guān)系公司[9]、媒體的國有產(chǎn)權(quán)[10]等因素，均會(huì)使媒體報(bào)道產(chǎn)生傾向性偏差。此外，公司在IPO、股權(quán)再融資等事件中會(huì)主動(dòng)干預(yù)媒體報(bào)道，尋求有利的輿論環(huán)境[11]，甚至將媒體的公司治理演變?yōu)椤懊襟w操縱”[12]。投資作為創(chuàng)造價(jià)值、促進(jìn)實(shí)體經(jīng)濟(jì)發(fā)展的驅(qū)動(dòng)力，也是影響公司戰(zhàn)略和價(jià)值實(shí)現(xiàn)的重要財(cái)務(wù)決策。那么，媒體報(bào)道傾向是否會(huì)對公司投資水平產(chǎn)生影響？

一、文獻(xiàn)綜述與研究假設(shè)

（一）媒體報(bào)道傾向

首先，媒體報(bào)道影響公司信息環(huán)境。媒體報(bào)道是改善信息環(huán)境、減少信息摩擦的有效方式[2]，也是市場參與者依賴的信源[13]，形成股東和債權(quán)人對媒體信息的依賴。隨著股權(quán)融資渠道理論的發(fā)展，Bhattacharya et al（2009）指出，媒體正面報(bào)道能夠提高企業(yè)在資本市場上的融資能力[11]。已有研究一度聚焦于公司IPO對公司融資的支持，一致認(rèn)為媒體報(bào)道在公司IPO時(shí)，能夠減少信息摩擦，激發(fā)市場需求。Solomon（2012）發(fā)現(xiàn)媒體傾向于報(bào)道好消息甚于壞消息[9];Gurun & Butler（2012）關(guān)注到當(dāng)?shù)孛襟w很少以負(fù)面詞匯報(bào)道當(dāng)?shù)毓镜摹皟A斜性報(bào)道”現(xiàn)象[8];孔東民等（2013）認(rèn)為，媒體傾向于以正面樂觀情緒報(bào)道公司而放棄中立立場[14]。樂觀報(bào)道越多，投資者越關(guān)注，由投資者情緒高漲引起的公司股價(jià)上升就能夠增加投資者收益，使外部融資相對容易，新增投資水平提高。反之，負(fù)面報(bào)道可能導(dǎo)致投資者關(guān)注及投資熱情消退，外部融資成本上升，融資約束加劇，減少新增投資。

其次，媒體報(bào)道包含的傾向信息會(huì)影響投資者的情緒及預(yù)期。例如，Tetlock（2007）為華爾街日報(bào)構(gòu)建股票交易情緒指數(shù)，發(fā)現(xiàn)悲觀的新聞報(bào)道能夠?qū)е碌吐涞耐顿Y者情緒[15]。Kraussl & Mirgorodskaya（2017）強(qiáng)調(diào)媒體情緒是投資者情緒的引導(dǎo)者[16]，個(gè)人投資者則被視為噪音交易者和情緒投資者，非理性的“噪音交易”不僅帶來“信息損失”，還可能削弱媒體原本具有的改善信息不對稱的積極效應(yīng)[8]。一方面，可能引起投資者的認(rèn)知偏差，Boudoukh et al（2019）認(rèn)為會(huì)進(jìn)而顯著影響資本價(jià)格形成與波動(dòng)，改變市場參與者信念[17];另一方面，媒體報(bào)道傾向由于傳遞游家興等（2018）所說的“偏離公正性和客觀性”的信息[18]，以及Lott & Hassett（2014）強(qiáng)調(diào)的錯(cuò)誤信息[19]，使公司股價(jià)偏離基本價(jià)值[20]。由于企業(yè)投資水平與市場誤定價(jià)正相關(guān)，因此，可能出現(xiàn)股價(jià)波動(dòng)通過融資結(jié)構(gòu)影響投資決策的現(xiàn)象。

最后，媒體報(bào)道通過影響相對理性的公司管理者，影響公司財(cái)務(wù)決策。根據(jù)迎合投資理論，理性的管理者具有推高股價(jià)謀取私人收益的動(dòng)機(jī)，以及跟隨公司股票短期走勢，迎合非理性投資者情緒的傾向。當(dāng)投資者情緒受媒體情緒感染而進(jìn)一步高漲時(shí)，Kothari（2009）發(fā)現(xiàn)會(huì)降低公司資本成本和收益波動(dòng)[21]，管理者迎合投資動(dòng)機(jī)增強(qiáng)，提高新增投資水平。反之，投資者情緒受媒體悲觀情緒感染而低落時(shí)，市場認(rèn)為可能預(yù)示了更差的公司業(yè)績和股票收益，經(jīng)理人為了提升投資者對公司的評價(jià)，基于迎合目的追加投資以提振投資者信心。經(jīng)驗(yàn)研究認(rèn)為經(jīng)濟(jì)衰退期的媒體報(bào)道通過影響投資者情緒提高定價(jià)效率，媒體積極情緒能夠影響投資者的樂觀預(yù)期。依據(jù)Kraussl & Mirgorodskaya（2017）媒體情緒引領(lǐng)投資者情緒的研究結(jié)論[16]，即可推導(dǎo)出媒體報(bào)道傾向通過投資者情緒影響公司管理層決策的理論邏輯。有實(shí)證研究表明，融資約束較小的企業(yè)容易應(yīng)對市場非理性情緒，并發(fā)現(xiàn)美國市場的迎合投資比融資約束對投資水平的影響更顯著。此外，受媒體影響，管理者也可能出現(xiàn)非理性投資決策，理論基礎(chǔ)可以追溯到“自以為是假說（Hubris）”。按照行為公司金融理論，無論是管理者樂觀主義高估預(yù)期收益，還是過度自信低估未來風(fēng)險(xiǎn)，都會(huì)導(dǎo)致管理者的次優(yōu)決策。

（二）投資水平

如何利用有限資源提高投資水平是公司面臨的重要問題，事關(guān)投資效率提高和公司價(jià)值增值?，F(xiàn)有研究認(rèn)為，影響公司投資水平的因素主要有兩個(gè)方面，一是公司現(xiàn)金流;二是公司財(cái)務(wù)因素。

首先，現(xiàn)金流是影響公司投資水平的基礎(chǔ)性因素。Stiglitz & Weiss（1981）指出，具有融資約束的公司往往投資不足，表現(xiàn)為現(xiàn)金流短缺，即便信譽(yù)卓著的公司也難免因融資約束而影響投資水平[22]。Myers & Majluf（1984）認(rèn)為信息不對稱增加公司外部融資成本[23];Fazzari et al（1988）則根據(jù)信息不對稱理論提出融資約束假說，實(shí)證檢驗(yàn)結(jié)果證明，企業(yè)融資約束與投資-現(xiàn)金流敏感性正相關(guān)[24]。Kim et al（1998）以及Opler et al（1999）發(fā)現(xiàn)持有現(xiàn)金與投資水平與方向正相關(guān)。許多學(xué)者還對現(xiàn)金流與投資水平的關(guān)系在不同國家進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)，比如，Brown & Petersen（2011）發(fā)現(xiàn)現(xiàn)金流是美國企業(yè)R&D支出的主要來源。Bond et al（2005）對英德兩國的比較研究發(fā)現(xiàn)，英國企業(yè)研發(fā)投資對現(xiàn)金流敏感而德國企業(yè)不敏感。Czamitzki & Hottenrott（2011）對德國企業(yè)的研究發(fā)現(xiàn)，內(nèi)部資金對研發(fā)投資的影響大于對資本投資的影響，證明現(xiàn)金流對投資的影響有顯著的方向性?，F(xiàn)金流不僅提高投資水平，當(dāng)面臨外部沖擊時(shí)還能預(yù)防風(fēng)險(xiǎn)、緩和財(cái)務(wù)危機(jī)、抵御對投資的負(fù)面影響。但在現(xiàn)實(shí)中人們發(fā)現(xiàn)，持有現(xiàn)金越少的公司往往治理越好，過多的現(xiàn)金反會(huì)成為管理者過度投資的證據(jù)。這一差異反映了理論與現(xiàn)實(shí)的差距，彌合差距需要借助財(cái)務(wù)因素。

其次，公司財(cái)務(wù)因素能夠?qū)ν顿Y水平產(chǎn)生重要影響。公司為了減少資本市場融資約束的影響，通常會(huì)采用三種方式方法。一是選擇調(diào)整資本結(jié)構(gòu)主動(dòng)保持財(cái)務(wù)彈性。Graham & Harvey（2001）、Brown & Peterson（2011）發(fā)現(xiàn)財(cái)務(wù)彈性通過緩解融資約束提高公司投資水平。陳紅兵和連玉君（2013）則為財(cái)務(wù)彈性顯著提高投資水平提供了中國證據(jù)。二是以金融自助（bootstrap financing）培育企業(yè)競爭優(yōu)勢。Baker & Nelson（2005）認(rèn)為利用創(chuàng)業(yè)者個(gè)人融資關(guān)系優(yōu)勢，加強(qiáng)同關(guān)鍵資源提供者之間的依賴關(guān)系，就可以在門檻低、無需抵押的情況下彌補(bǔ)資金缺口。三是以信貸配給影響投資方向。Stiglitz & Weiss（1981）、Sharp（1991）、Hellmann & Stiglitz（2000）認(rèn)為，商業(yè)銀行具有給固定資產(chǎn)多的公司貸款的動(dòng)機(jī)和行為傾向，遵循“抵押擔(dān)保至上”原則，這樣一旦發(fā)生風(fēng)險(xiǎn)，就能以處置固定資產(chǎn)的收益彌補(bǔ)損失。信貸配給不僅影響投資水平，還影響投資方向，Manso（2011）認(rèn)為，以資本性支出衡量的投資，大部分形成廠房與設(shè)備等固定資產(chǎn)，即債權(quán)人偏好的形式及公司迎合偏好的結(jié)果，相應(yīng)地，股權(quán)融資能夠促進(jìn)企業(yè)進(jìn)行風(fēng)險(xiǎn)性更高的創(chuàng)新類投資。

此外，也有個(gè)別學(xué)者研究了媒體報(bào)道對投資水平的影響。例如，胡國強(qiáng)和肖志超（2019）研究發(fā)現(xiàn)，媒體關(guān)注通過情緒功能緩解股票低估引起的投資削減，加劇股票高估引起的過度投資。顧露露等（2020）認(rèn)為媒體關(guān)注度提升和負(fù)面報(bào)道壓力可以改善公司非效率投資水平，正面報(bào)道傾向加劇過度投資[25]。但已有文獻(xiàn)更多集中于媒體報(bào)道數(shù)量，對媒體報(bào)道傾向如何影響公司投資水平的研究較少。

（三）研究假設(shè)

Rogers et al（2016）認(rèn)為，媒體報(bào)道是市場參與者依賴的主要信源[13]，也是改變投資者信念的要素。那么，媒體報(bào)道傾向?qū)就顿Y水平到底產(chǎn)生什么影響？需要從媒體報(bào)道發(fā)揮作用的環(huán)境分析。已有研究表明，媒體作為重要的信息中介者，通過挖掘和加工公司信息，將其散布于投資者之中，就能有效彌補(bǔ)個(gè)人投資者信息搜尋及解讀能力不足。當(dāng)媒體情緒具有的情緒信息在市場擴(kuò)散時(shí)，游家興和吳靜（2012）認(rèn)為將會(huì)產(chǎn)生沉默的螺旋效應(yīng)[20]。媒體作為相對權(quán)威的信息來源，其觀點(diǎn)見解往往能得到更廣泛的傳播，更易形成強(qiáng)大的意見環(huán)境，并直接作用于不同觀點(diǎn)的人們。積極的意見環(huán)境一方面形成外部融資者對公司的信念，對公司運(yùn)營做出積極判斷，從而緩解公司的融資壓力;另一方面，積極的意見環(huán)境會(huì)對公司管理層產(chǎn)生影響，使其對公司的發(fā)展情況更加樂觀。此外，媒體監(jiān)督功能弱化可能造成公司負(fù)面信息挖掘和深度報(bào)道顯著減少，增加公司違規(guī)行為被曝光的難度，直接導(dǎo)致報(bào)表粉飾、財(cái)務(wù)造假、騙取財(cái)政補(bǔ)貼等問題難于被及時(shí)發(fā)現(xiàn)。媒體報(bào)道傾向在信息效應(yīng)衰減和監(jiān)督治理弱化的媒體生態(tài)與信息環(huán)境的共同作用下，使其在緩解公司委托代理問題方面的作用減弱，從而給管理層擴(kuò)張投資規(guī)模，提高投資水平來進(jìn)行自利行為提供了空間。綜合上述分析，本文提出以下假設(shè)：

H1：媒體報(bào)道傾向越積極，公司投資水平越高。

關(guān)于媒體報(bào)道傾向如何影響投資水平，本文認(rèn)為主要通過融資渠道、委托代理渠道和預(yù)期迎合渠道。融資約束理論認(rèn)為，媒體的樂觀情緒能夠緩解公司融資壓力，提高投資水平。已有研究從媒體的信息中介和外部監(jiān)督作用證實(shí)了媒體對公司融資約束具有緩解作用。一方面，媒體的信息中介功能可以降低公司內(nèi)外部的信息不對稱程度[4]，使外部融資者能夠更好了解公司的實(shí)際運(yùn)行情況，樂意為公司提供融資支持[11]。倪恒旺（2015）、宋婕（2019）認(rèn)為，媒體情緒越樂觀，外部資金提供者對公司的前景就更有信心，從而會(huì)提供更多融資額度。另一方面，媒體作為外部監(jiān)督者，對公司的違規(guī)行為、投機(jī)行為具有較強(qiáng)的約束力[26-27]，能夠提高公司的信息質(zhì)量。據(jù)此，本文提出以下研究假設(shè)：

H2a：媒體報(bào)道傾向越積極，公司融資約束越小，投資水平越高。

在媒體參與公司治理的框架中，潛在的投資者及利益相關(guān)者往往依賴媒體報(bào)道評判公司發(fā)展?fàn)顩r，尤其在媒體議程設(shè)置理論和沉默的螺旋理論作用下，媒體報(bào)道的傾向性可能被放大，更容易傳遞情緒性偏差信息，引起股東和經(jīng)理人、控股股東與中小股東之間的信息不對稱，加劇委托代理沖突，增強(qiáng)管理者的投資沖動(dòng)，增加過度投資，提高投資水平。同時(shí)，媒體樂觀情緒可能會(huì)掩飾管理層自利和短視行為，為管理層自利行為創(chuàng)造機(jī)會(huì)與空間，使其加大投資力度。根據(jù)以上邏輯，媒體報(bào)道傾向在信息效應(yīng)衰減和監(jiān)督治理弱化的媒體生態(tài)與信息環(huán)境的共同作用下，通過由此造成的信息不對稱、代理沖突以及降低媒體聲譽(yù)機(jī)制對管理者的自利行為和短視投資的約束效應(yīng)，從而給管理層自利行為提供機(jī)會(huì)與空間，通過掩飾效應(yīng)導(dǎo)致管理者在加劇委托代理矛盾中增加投資，擴(kuò)張投資規(guī)模，提高投資水平。據(jù)此，本章提出如下研究假設(shè)：

H2b： 媒體報(bào)道傾向越積極，委托代理成本越大，公司投資水平越高。

預(yù)期迎合渠道認(rèn)為，公司管理層受積極的輿論環(huán)境影響，會(huì)迎合市場預(yù)期進(jìn)行投資決策。Polk & Sapienza（2004）最早提出迎合渠道，認(rèn)為理性的管理者出于推高股價(jià)謀取私人收益的動(dòng)機(jī)，傾向于跟隨公司股票的短期走勢，從而對公司投資決策行為產(chǎn)生影響[28]。當(dāng)投資者情緒受媒體積極樂觀情緒感染而更加高漲時(shí)，Kothari（2009）認(rèn)為會(huì)降低公司資本成本和收益波動(dòng)[21]，使管理者迎合投資者情緒的動(dòng)機(jī)更強(qiáng)，從而提高新增投資水平。反之，當(dāng)投資者情緒受媒體悲觀情緒感染而低落時(shí)，市場認(rèn)為可能預(yù)示了更差的公司業(yè)績和股票收益，經(jīng)理人為了提升公司評價(jià)，就會(huì)采取追加投資的方式提振投資者信心。

Nofsinger（2005）指出，高低變化的投資者情緒對管理者情緒具有“塑造”功能[29]，無論正面情緒還是負(fù)面情緒均符合情緒循環(huán)模式，即情緒信息在不同主體間相互影響?？紤]到我國資本市場具有“發(fā)展中經(jīng)濟(jì)”和新興市場雙重屬性，市場信息環(huán)境較差，投資者情緒易受媒體報(bào)道傾向的影響。據(jù)此，本文提出以下假設(shè)：

H2c：媒體報(bào)道傾向越積極，投資者情緒越高漲，公司投資水平越高。

二、研究設(shè)計(jì)

（一）樣本和數(shù)據(jù)

本文選擇2006-2019年滬深兩市A股上市公司作為初始樣本，并進(jìn)行如下篩選：首先，剔除金融行業(yè)上市公司，因其使用的會(huì)計(jì)準(zhǔn)則與一般企業(yè)不同;其次，剔除ST類股票，因其在異常經(jīng)營下存在較大風(fēng)險(xiǎn)，媒體報(bào)道傾向通常較為負(fù)面;最后，剔除其他財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)缺失的樣本。最終得到的樣本覆蓋2523家上市公司，共計(jì)21223個(gè)公司-年觀測值。本文研究所使用的媒體報(bào)道數(shù)據(jù)來源于中國研究數(shù)據(jù)服務(wù)平臺（CNRDS）財(cái)經(jīng)新聞庫，其他財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)來自于萬得（Wind）數(shù)據(jù)庫和國泰安（CSMAR）數(shù)據(jù)庫。

（二）變量定義

1.被解釋變量：投資水平

借鑒Duchin et al（2010）、徐業(yè)坤等（2013）、靳慶魯?shù)龋?015）的已有研究，本文采用三種常見的方法度量公司投資水平：第一，投資水平（Investment1）=（構(gòu)建固定資產(chǎn)、無形資產(chǎn)和其他長期資產(chǎn)支付的現(xiàn)金+取得子公司及其他營業(yè)單位支付的現(xiàn)金-處置固定資產(chǎn)、無形資產(chǎn)和其他長期資產(chǎn)收回的現(xiàn)金凈額-處置子公司及其他營業(yè)單位收到的現(xiàn)金凈額-固定資產(chǎn)折舊、油氣資產(chǎn)折耗、生產(chǎn)性生物資產(chǎn)折舊）/期初總資產(chǎn)）;第二，投資水平（Investment2）=（構(gòu)建固定資產(chǎn)、無形資產(chǎn)和其他長期資產(chǎn)支付的現(xiàn)金+取得子公司及其他營業(yè)單位支付的現(xiàn)金-處置固定資產(chǎn)、無形資產(chǎn)和其他長期資產(chǎn)收回的現(xiàn)金凈額-處置子公司及其他營業(yè)單位收到的現(xiàn)金凈額）/期初總資產(chǎn);第三，投資水平（Investment3）=（構(gòu)建固定資產(chǎn)、無形資產(chǎn)和其他長期資產(chǎn)支付的現(xiàn)金）/期初總資產(chǎn)。其中，Investment1在正文中報(bào)告，Investment2和Investment3則用于穩(wěn)健性檢驗(yàn)。

2.解釋變量：媒體報(bào)道傾向

媒體報(bào)道傾向的計(jì)算基于中國研究數(shù)據(jù)服務(wù)平臺（CNRDS）財(cái)經(jīng)新聞庫。CNRDS數(shù)據(jù)庫提供了每個(gè)上市公司每天的正面報(bào)道數(shù)量、中性報(bào)道數(shù)量以及負(fù)面報(bào)道數(shù)量。本文將每家上市公司的年度報(bào)道數(shù)量加以統(tǒng)計(jì)，并通過計(jì)算正面報(bào)道與負(fù)面報(bào)道的不平衡程度來度量財(cái)經(jīng)媒體對上市公司的報(bào)道傾向，具體計(jì)算公式如下：

其中，Slant1i，t和Slant2i.t為公司i在t年的媒體報(bào)道傾向。PosCoveragei，t、NegCoveragei，t和TotalCoveragei，t分別為公司i在t年內(nèi)的正面報(bào)道數(shù)量、負(fù)面報(bào)道數(shù)量和總報(bào)道數(shù)量?？倛?bào)道數(shù)量中包含了中性的媒體報(bào)道數(shù)量。正文中使用Slant1作為主要解釋變量，Slant2用于穩(wěn)健性檢驗(yàn)。

3.其他控制變量

借鑒饒品貴等（2017）、喬智和干杏娣（2019）、徐光偉等（2019）的研究，本文控制了一系列公司層面的特征變量，包括自由現(xiàn)金流（CashFlow）、公司規(guī)模（Size）、杠桿率（Leverage）、公司性質(zhì)（ROA）、市值價(jià)值比（BM）、托賓Q值（TobinQ）、公司年限（Age）、股票回報(bào)率（Return）等公司基本特征變量。其次，還控制了管理層持股比例（Exeshr）、兩職兼任（Duality）來捕捉公司的內(nèi)部治理水平。此外，將市場中的其他信息中介者也加入了控制，包括機(jī)構(gòu)持股比例（Inst）、分析師跟蹤（Analyst）和審計(jì)機(jī)構(gòu)（Big4）。最后，考慮到媒體報(bào)道數(shù)量與報(bào)道傾向之間存在天然的聯(lián)系，且媒體報(bào)道數(shù)量會(huì)對投資水平產(chǎn)生影響，本文也控制了媒體報(bào)道數(shù)量（Coverage）的影響。所有變量的定義與計(jì)算方法詳見表1。此外，還將行業(yè)虛擬變量（Industry）和年度虛擬變量（Year）作為控制變量加入回歸。

4.中介變量

融資約束的度量借鑒Kaplan & Zingales（1997）的方法，以中國上市公司為樣本構(gòu)建KZ指數(shù)：

其中，Div代表現(xiàn)金股利，Cash代表現(xiàn)金持有。將KZ指數(shù)作為因變量對CashFlow、Div、Cash、Leverage和TobinQ采用排序邏輯回歸，估計(jì)各個(gè)變量的回歸系數(shù)。再運(yùn)用上述回歸模型的估計(jì)結(jié)果，計(jì)算出每一家上市公司融資約束的KZ指數(shù)。KZ越大，上市公司面臨的融資約束越大。

代理成本的度量借鑒蘇治和連玉君（2011）的研究，使用隨機(jī)前沿模型估算公司代理成本。具體估算模型如下：

其中，Tang代表資產(chǎn)結(jié)構(gòu)，Growth代表銷售成長，Tagr代表資產(chǎn)成長，Invt代表投資支出。vi，t為常規(guī)意義隨機(jī)干擾項(xiàng)，vi，t～i.i.d.N（0，σ2v），ui，t表示代理沖突導(dǎo)致的價(jià)值損失即代理成本（AC）。

投資者情緒的度量借鑒Li et al（2019）的研究，使用調(diào)整方向的換手率度量個(gè)股投資者情緒[10]：

其中，SIGN在考慮現(xiàn)金紅利再投資回報(bào)率為正時(shí)取1，為負(fù)時(shí)取-1，Turnoveri，t為年均換手率。Sentimenti，t取值越大，則公司i在t年的投資者情緒越積極。

（三）模型構(gòu)建

參考徐光偉等（2019）的研究，本文使用以下回歸方程來檢驗(yàn)基準(zhǔn)假設(shè)：

其中，Investment1i，t+1為公司i在t+1年的投資水平，Slant1i，t為媒體對于公司i在t年的報(bào)道傾向。本文考察媒體報(bào)道對未來期投資水平的影響，有以下兩點(diǎn)原因：首先，從媒體報(bào)道傾向的產(chǎn)生到公司實(shí)施相應(yīng)投資行為具有一定時(shí)滯;此外，在媒體報(bào)道傾向與投資水平之間引入滯后期，可以緩解反向因果帶來的內(nèi)生性問題。

參考溫忠麟等（2005）提出的中介效應(yīng)檢驗(yàn)辦法[30]，本文采用逐步回歸的方法，對媒體報(bào)道傾向影響投資水平的渠道加以檢驗(yàn)。具體回歸方程如下：

上述方程中Mediator為中介變量，包括融資約束（KZ）、委托代理成本（AC）和投資者情緒（Signturnover）。

三、實(shí)證分析

（一）描述性統(tǒng)計(jì)

表2報(bào)告了本文主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果。可以發(fā)現(xiàn)，公司t+1期投資水平Investment1t+1、Investment2t+1、Investment3t+1的均值分別為0.0510、0.0547和0.0567;媒體報(bào)道傾向Slant1、Slant2的中位數(shù)分別為0.236和0.171，四分位數(shù)分別為0.0085和0.0061?？梢姌颖緮?shù)據(jù)中至少3/4的媒體報(bào)道為正面報(bào)道，這與我國正面媒體情緒占主導(dǎo)的媒體環(huán)境相符合。媒體報(bào)道數(shù)量（Coverage）均值為177.51篇（=e5.1790），標(biāo)準(zhǔn)差為3.34篇（=e1.207），表明我國上市公司在媒體報(bào)道數(shù)量上存在較大差異。此外，平均而言，樣本公司規(guī)模為42.49（=e22.17）億元，現(xiàn)金流占比為0.0539，杠桿率為47.50%，資產(chǎn)收益率為3.82%，賬面市值比為0.5550，托賓Q為2.4740，公司上市年限為10.84（=e2.3830）年。平均回報(bào)率為0.2680，表明一半以上的觀測值具有正收益。另外，平均來看，管理層持股比例為3.39%，兩職兼任公司的觀察值僅占3%，機(jī)構(gòu)持股比例為39.40%， 4位分析師（=e1.4570）跟蹤，6%的樣本公司又四大審計(jì)公司審計(jì)。

（二）媒體報(bào)道傾向?qū)ν顿Y水平的影響

本部分通過模型（3）實(shí)證檢驗(yàn)了媒體報(bào)道傾向?qū)ν顿Y水平的影響，回歸結(jié)果見表3。由回歸結(jié)果可以發(fā)現(xiàn)，無論控制行業(yè)與年份與否，媒體報(bào)道傾向均與未來期投資水平在1%水平上顯著正相關(guān)。這一結(jié)果表明，媒體報(bào)道傾向越積極，公司未來的投資水平越高，證實(shí)了研究假設(shè)1。同時(shí)，觀察控制變量的系數(shù)與顯著性發(fā)現(xiàn)，當(dāng)上市公司擁有較多媒體報(bào)道、較高自由現(xiàn)金流水平、較小規(guī)模、較高盈利能力和成長性、較短上市年限時(shí)，公司的投資水平更高，與Denis & Sibilkov（2010）、Bond et al（2012）的研究結(jié)果基本一致。此外，本文研究發(fā)現(xiàn)，機(jī)構(gòu)投資者持股、分析師跟蹤和審計(jì)公司聲譽(yù)對上市公司投資水平同樣存在積極影響。

（三）作用機(jī)制檢驗(yàn)

前文研究已經(jīng)證明，媒體報(bào)道傾向?qū)就顿Y水平具有積極影響，本節(jié)進(jìn)一步研究其背后的作用機(jī)理，對融資約束渠道、委托代理渠道和預(yù)期迎合渠道進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)。表4報(bào)告了逐步回歸的結(jié)果。結(jié)合第（1）、第（4）列回歸結(jié)果可見，代理成本是媒體報(bào)道傾向作用于投資水平的中介渠道，即媒體報(bào)道傾向通過加大代理成本增加了投資水平。初步證實(shí)了假設(shè)2b。結(jié)合第（2）、第（5）列結(jié)果可見，投資者情緒也是媒體報(bào)道傾向作用于投資水平的中介渠道，即媒體報(bào)道傾向通過增加投資者情緒，進(jìn)而增加了投資水平，初步證實(shí)了研究假設(shè)2c。由第（3）列可見，媒體報(bào)道傾向顯著緩解了公司的融資約束，在1%水平顯著。同時(shí)，第（6）列回歸結(jié)果表明，公司融資約束越高，投資水平越低，但這一作用并不顯著，因此假設(shè)2a未得到證實(shí)。

進(jìn)一步地，考慮到逐步回歸法并未直接檢驗(yàn)中介渠道的顯著性，本文參考宋獻(xiàn)中等（2017）的研究，使用Bootstrap方法進(jìn)一步檢驗(yàn)了委托代理渠道和預(yù)期迎合渠道中介作用顯著性，并比較兩條路徑的占優(yōu)情況。表5報(bào)告的檢驗(yàn)結(jié)果顯示，委托代理和投資者情緒的中介效應(yīng)均在1%水平顯著，證實(shí)研究假設(shè)2b、2c;進(jìn)一步，通過比較兩個(gè)中介效應(yīng)的大小，證實(shí)了委托代理渠道在1%水平上顯著占優(yōu)于預(yù)期迎合渠道，即媒體報(bào)道傾向是通過委托代理和預(yù)期迎合渠道對投資水平產(chǎn)生影響。

（四）穩(wěn)健性及內(nèi)生性檢驗(yàn)

1.穩(wěn)健性檢驗(yàn)

首先，本文通過替換核心變量的度量進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。表6報(bào)告了將被解釋變量換為Investment2和Investment3的回歸結(jié)果，表7報(bào)告了將解釋變量替換為Slant2的回歸結(jié)果。替換變量的具體度量方式詳見表1中的變量說明。由表6、表7結(jié)果可見，媒體報(bào)道傾向與投資水平仍然在1%水平顯著正相關(guān)，表明核心變量度量方法的改變并未影響本文的主要研究結(jié)果，證實(shí)了本文結(jié)論的穩(wěn)健性。

此外，參考趙玉潔（2019）的研究，本文剔除了2008年之前和2015年之后的樣本，以排除2008年金融危機(jī)與2015年股市劇烈震蕩的影響?；貧w結(jié)果如表8所示，媒體報(bào)道傾向?qū)ν顿Y水平的正向影響仍然顯著存在。

2.內(nèi)生性處理

首先，為了排除遺漏變量這一可能導(dǎo)致內(nèi)生性的問題，本文在模型中加入了公司固定效應(yīng)，以捕捉未被控制變量觀測到的因素。表9報(bào)告了加入公司固定效應(yīng)的回歸結(jié)果，在固定公司之后，媒體報(bào)道傾向仍然在1%水平上增加公司未來投資水平，表明本文核心結(jié)論并未受到遺漏公司層面變量的影響。

此外，本文進(jìn)一步參考楊玉龍等（2016）的研究，選擇上市公司總部與媒體所屬地之間的距離（Distance）作為工具變量。選擇距離作為工具變量的原因在于，公司與媒體的距離遠(yuǎn)近會(huì)對其報(bào)道情緒產(chǎn)生顯著影響。在Engelberg & Parsons（2011）、Gurun & Butler（2012）、游家興等（2018）看來，與公司越近的媒體對其報(bào)道傾向越積極，特別是本地媒體表現(xiàn)突出。而公司與媒體的距離對公司的投資決策并無直接的邏輯聯(lián)系，因此，公司與媒體的距離是本文研究合適的工具變量。

這一工具變量的計(jì)算遵循以下步驟：第一，通過國泰安數(shù)據(jù)庫獲取所有上市公司的經(jīng)緯度信息，通過CNRDS數(shù)據(jù)庫提供的媒體屬地信息，手工獲取所有媒體所在度的經(jīng)緯度信息。第二，參考Du（2012）的研究，使用公司和媒體的經(jīng)緯度信息，計(jì)算公司i與媒體j所屬地之間的直線距離[31]，具體計(jì)算公式如式（9）-（11）所示。第三，以媒體j對公司i在t年報(bào)道數(shù)量占公司i年度報(bào)道數(shù)量的比例為權(quán)重，對公司i與所有媒體之間的距離進(jìn)行加權(quán)平均，得到上市公司與媒體年度平均距離（Distance）作為工具變量，具體計(jì)算公式如式（12）所示。

其中Distance為媒體歸屬地與上市公司總部之間的距離，λM和φM分別為媒體所在地的經(jīng)度和緯度，λF和φF分別為上市公司所在地的經(jīng)度和緯度。

其中，AverageDistancei，t為公司i在t年與所有報(bào)道媒體的加權(quán)平均距離，Distancei，j為媒體j與公司i之間的距離，Coveragei，j，t為媒體j在t年內(nèi)對公司i的全部報(bào)道數(shù)量，TotalCoveragei，t為公司i在t年擁有的全部媒體報(bào)道數(shù)量。

表10報(bào)告了兩階段最小二乘法的回歸結(jié)果，由第一階段的結(jié)果可見，公司與媒體的距離越遠(yuǎn)，媒體報(bào)道的積極傾向越小，與上文中的預(yù)期一致。第二階段的結(jié)果表明，媒體報(bào)道傾向?qū)ν顿Y水平的正向影響仍然顯著。這一結(jié)果表明，本文的核心結(jié)論在考慮了內(nèi)生問題后仍然成立，即媒體報(bào)道傾向越積極，公司的投資水平越高。

四、進(jìn)一步研究

（一）媒體報(bào)道傾向的助推與減緩效應(yīng)

由于上市公司投資水平存在增加或減少的可能，本文將投資水平區(qū)分為增加組與減少組，以考察積極的媒體報(bào)道傾向是否具有投資水平增加的“助推效應(yīng)”和投資水平減少的“減緩效應(yīng)”。具體來說，在投資水平增加組中，投資水平大于0的取原值，小于0的按0計(jì)，以度量投資水平的增加程度;在投資水平減少組中，投資水平小于0的取原值，大于0的按0計(jì)，以度量投資水平的減少程度。進(jìn)而，分別在兩組樣本中檢驗(yàn)媒體報(bào)道傾向與投資水平增加或減少程度之間的關(guān)系。

表11報(bào)告了分組回歸的結(jié)果，由第（1）列可以看出，媒體積極報(bào)道傾向與投資水平的增加存在正相關(guān)關(guān)系，且在1%水平上顯著，這一結(jié)果表明，積極的媒體報(bào)道傾向提升了投資水平的增加程度，即對于投資水平的增加存在“助推效應(yīng)”。第（2）列的回歸結(jié)果顯示，媒體積極報(bào)道傾向與投資的減少存在負(fù)相關(guān)關(guān)系，且在1%水平顯著，表明積極的媒體報(bào)道能夠抑制投資水平的減少，即對于投資水平的減少存在顯著的“減緩效應(yīng)”。

（二）管理層迎合媒體傾向的動(dòng)機(jī)

前文的中介效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果表明，媒體積極報(bào)道傾向?qū)ν顿Y水平的增加作用主要是通過投資者迎合渠道實(shí)現(xiàn)的，本節(jié)進(jìn)一步從行業(yè)層面考察管理層的迎合動(dòng)機(jī)。具體來說，本節(jié)使用行業(yè)赫芬達(dá)爾指數(shù)（HHI）作為行業(yè)競爭度的度量，并認(rèn)為競爭越激烈的行業(yè)，身處其中的公司生存壓力越大，對市場上的輿情變化也更加敏感，迎合媒體報(bào)道傾向的動(dòng)機(jī)越強(qiáng)。為了驗(yàn)證這一假設(shè)，本文構(gòu)建如下模型：

其中，HHI即為赫芬達(dá)爾指數(shù)，計(jì)算方式如式（14）所示，其余變量定義均與前文相同。

其中，X為行業(yè)營業(yè)收入，Xi為公司i在該行業(yè)獲得的收入，Si=Xi/X為公司i在行業(yè)中的市場占有率，N為行業(yè)總公司數(shù)。值得注意的是，HHI取值越小，表明行業(yè)競爭越激烈。

表12報(bào)告了模型（12）的回歸結(jié)果，由回歸結(jié)果可見，在加入了行業(yè)集中度變量及其與媒體報(bào)道傾向的交乘項(xiàng)之后，媒體報(bào)道傾向于投資水平的正相關(guān)關(guān)系仍在1%水平上顯著。同時(shí)，觀察行業(yè)集中度（HHI）與媒體報(bào)道傾向（Slant1）的交乘項(xiàng)可見，HHI取值越大，媒體報(bào)道傾向與投資水平之間的正相關(guān)關(guān)系越弱?？紤]到HHI取值越大，行業(yè)的競爭程度越弱，這一結(jié)果表明，在競爭越激烈的行業(yè)中，公司迎合媒體報(bào)道傾向的動(dòng)機(jī)越強(qiáng)，表現(xiàn)為媒體積極報(bào)道傾向?qū)ν顿Y水平的促進(jìn)作用越強(qiáng)。

（三）媒體異質(zhì)性特征的調(diào)節(jié)效應(yīng)

本節(jié)針對媒體報(bào)道的異質(zhì)性展開研究。首先，媒體報(bào)道傾向的計(jì)算中使用了正面報(bào)道與負(fù)面報(bào)道的不平衡程度來度量，而傾向的增加存在兩種可能，一方面是由于正面報(bào)道數(shù)量的增加，另一方面是由于負(fù)面報(bào)道的減少?？紤]到正面報(bào)道與負(fù)面報(bào)道對投資水平的影響可能存在不對稱性，本節(jié)將傾向拆分為正面報(bào)道數(shù)量和負(fù)面報(bào)道數(shù)量分別檢驗(yàn)。表13報(bào)告了不同性質(zhì)媒體對投資水平的影響，由回歸結(jié)果可見，正面報(bào)道數(shù)量與公司投資水平在1%水平顯著正相關(guān)，負(fù)面報(bào)道數(shù)量與公司投資水平在1%水平顯著負(fù)相關(guān)，兩列回歸系數(shù)接近，正面報(bào)道數(shù)量的系數(shù)的絕對值略大于負(fù)面報(bào)道數(shù)量。以上結(jié)果表明正面報(bào)道和負(fù)面報(bào)道都會(huì)對公司的投資水平產(chǎn)生顯著影響。

除了媒體正負(fù)面報(bào)道的異質(zhì)性之外，本節(jié)還關(guān)注了媒體的一些其他特征。具體考察了媒體的原創(chuàng)性和產(chǎn)權(quán)性質(zhì)。其中，原創(chuàng)性由CNRDS數(shù)據(jù)庫提供的基礎(chǔ)數(shù)據(jù)計(jì)算得到。媒體的產(chǎn)權(quán)性質(zhì)則通過查詢媒體報(bào)道來源的主辦、主管單位加以判斷，若媒體主體屬于國有，則認(rèn)為該媒體的產(chǎn)權(quán)性質(zhì)歸為國有。通過將所有媒體報(bào)道劃分為原創(chuàng)報(bào)道和轉(zhuǎn)載報(bào)道，國有媒體與市場化媒體，并分別計(jì)算媒體報(bào)道傾向。

表14報(bào)告了不同性質(zhì)媒體的報(bào)道傾向?qū)就顿Y水平的影響。由（1）、（2）列回歸結(jié)果可見，原創(chuàng)媒體報(bào)道傾向（Original_Slant1）的系數(shù)大于轉(zhuǎn)載媒體報(bào)道傾向（Reprint_Slant1）的系數(shù)，且t值也更大，顯著性更強(qiáng)，一定程度上表明原創(chuàng)性媒體報(bào)道傾向?qū)ν顿Y水平的影響更大。由（3）、（4）列可見，市場化媒體報(bào)道傾向的回歸系數(shù)（Market_Slant1）大于國有媒體（State_Slant1）的系數(shù)，且t值也更大，顯著性更強(qiáng)，一定程度上表明市場化媒體報(bào)道傾向?qū)ν顿Y水平的影響更大。產(chǎn)生上述結(jié)果的原因可能是原創(chuàng)媒體與市場化媒體具有更高的信息含量，因此其報(bào)道富含的傾向價(jià)值更大，對公司投資水平的影響程度也更強(qiáng)。

（四）媒體報(bào)道傾向?qū)ν顿Y水平的中長期影響

本節(jié)關(guān)注了媒體報(bào)道傾向?qū)ν顿Y水平的中長期影響。具體來說，考察了媒體報(bào)道傾向?qū)疚磥?至4年投資水平的影響。表15報(bào)告了回歸結(jié)果，可見隨著時(shí)間推移，媒體報(bào)道傾向（Slant1）的系數(shù)逐漸減小，從0.0490降至-0.0008，同時(shí)，媒體報(bào)道傾向系數(shù)的顯著性也逐漸降低，表明媒體報(bào)道傾向?qū)ν顿Y水平的正向影響逐年衰減，且在三年后完全消失。這一回歸結(jié)果表明，媒體對公司投資水平的影響具有持續(xù)性，大約能夠持續(xù)三年之久。

（五）媒體報(bào)道傾向影響投資水平的經(jīng)濟(jì)后果

最后，本文考察了媒體報(bào)道傾向?qū)е碌耐顿Y水平增加，會(huì)帶來怎樣的經(jīng)濟(jì)后果。具體來說，依據(jù)Core et al（1999）、Hwang & Kim（2009）以及唐松和孫錚（2014）的方法，進(jìn)一步檢驗(yàn)媒體報(bào)道傾向所引致的超額投資水平與公司投資效率之間的關(guān)系。這一方法的基本思想是，通過考察由媒體報(bào)道傾向引致的公司超額投資水平與投資效率之間的關(guān)系來判斷這部分超額投資水平的合理性。如果這部分由媒體報(bào)道傾向帶來的超額投資水平是非理性的或者是過度的，那將導(dǎo)致公司投資效率的降低;如果這部分超額投資水平是合理的符合公司經(jīng)營現(xiàn)狀的，則不會(huì)損害公司的投資效率而是存在積極的影響。具體來說，本文參考已有文獻(xiàn)（Core et al， 1999; Hwang & Kim， 2009; 唐松和孫錚， 2014）的方法，估計(jì)出由媒體報(bào)道傾向帶來的超額投資水平，并用這部分投資水平與公司投資效率進(jìn)行回歸，具體模型如下：

其中，被解釋變量為投資效率（InvEfficiency），參考Richardson（2006）的方法[32]，其取值為式（16）中殘差的絕對值，InvEfficiency取值越大，則公司的投資效率越低。

式（15）中ExcessInvestment1是由媒體報(bào)道傾向所引致的超額投資水平，它由表3中回歸得到的媒體報(bào)道傾向系數(shù)（0.0490）與媒體報(bào)道傾向（Slant1）相乘計(jì)算而得。同時(shí)，還控制了一系列公司層面的特征變量，具體見表1。

表16給出了模型（14）的回歸結(jié)果。從表中可以看出，ExcessInvestment1的系數(shù)在1%水平上顯著為正，表明由媒體報(bào)道傾向所引致的超額投資水平，顯著降低了公司的投資效率。這一結(jié)果表明，公司迎合媒體報(bào)道傾向增加的投資水平并不完全理性，且媒體驅(qū)動(dòng)的超額投資水平最終損害了公司的投資效率。

五、結(jié)論與建議

本文選取我國滬深股市2006-2019年2523家上市公司共計(jì)21223公司-年觀測值樣本數(shù)據(jù)，實(shí)證研究了媒體報(bào)道傾向與公司投資水平之間的關(guān)系及其作用機(jī)制。研究表明，媒體報(bào)道傾向顯著增加了公司未來的投資水平，作用機(jī)制為委托代理渠道和預(yù)期迎合渠道，委托代理渠道為占優(yōu)渠道。研究結(jié)果穩(wěn)健。進(jìn)一步的研究發(fā)現(xiàn)，媒體報(bào)道傾向?qū)ν顿Y水平的增加有助推作用，對投資水平的減少有減緩作用。此外，行業(yè)競爭度越強(qiáng)，媒體報(bào)道傾向與投資水平的正相關(guān)關(guān)系越強(qiáng)，原創(chuàng)媒體與市場化媒體的報(bào)道傾向?qū)ν顿Y水平的影響更大。中長期影響發(fā)現(xiàn)，媒體報(bào)道傾向?qū)ν顿Y水平的影響可達(dá)三年之久。然而，媒體驅(qū)動(dòng)的投資水平最終會(huì)導(dǎo)致投資效率的降低，一定程度上證實(shí)了媒體驅(qū)動(dòng)投資的非理性。

依據(jù)本文的研究成果，我們提出以下建議：第一，公司應(yīng)繼續(xù)加大公司治理，化解委托代理矛盾，提高信息透明度;同時(shí)，公司管理層應(yīng)審慎對待市場中對公司自身的各種報(bào)道，基于公司實(shí)際情況、發(fā)展戰(zhàn)略布局等因素，做出與公司實(shí)際情況相適應(yīng)的投資決策，而不應(yīng)受到積極報(bào)道傾向的影響，盲目增加投資水平。第二，我國證券市場素有“消息市”的特點(diǎn)，投資者熱衷于炒熱點(diǎn)，且因?yàn)槭袌鲋猩舯壤姸?，受到媒體報(bào)道傾向煽動(dòng)的可能性更大。根據(jù)本文的研究成果，我們認(rèn)為市場投資者在進(jìn)行投資時(shí)，也應(yīng)更多關(guān)注公司的實(shí)際經(jīng)營與發(fā)展情況，盡量免受媒體煽動(dòng)產(chǎn)生偏離實(shí)際的預(yù)期。第三，政府應(yīng)該加強(qiáng)對媒體的監(jiān)管，尤其要限制、約束各種原因?qū)е碌膬A向性媒體報(bào)道，促使媒體通過客觀報(bào)道事實(shí)贏得公信力。

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（責(zé)任編輯：周正）