媒體關(guān)注、投資者異質(zhì)信念與股價(jià)同步性

肖 奇 沈華玉

(1.上海立信會(huì)計(jì)金融學(xué)院，上海 201620；2.上海交通大學(xué)，上海 200030；3.華北電力大學(xué)，北京 102206)

一、引言

股價(jià)同步性是指單個(gè)公司股價(jià)變動(dòng)與市場(chǎng)平均變動(dòng)之間的關(guān)聯(lián)性，一般采用個(gè)股收益與市場(chǎng)收益和行業(yè)收益回歸模型的擬合優(yōu)度R2來(lái)衡量。R2越高，代表個(gè)股收益被市場(chǎng)與行業(yè)收益解釋的部分越大。Eun et al.(2015)統(tǒng)計(jì)了全球47個(gè)市場(chǎng)的股價(jià)同步性平均水平，發(fā)現(xiàn)中國(guó)高居首位。高股價(jià)同步性可能會(huì)導(dǎo)致一系列負(fù)面影響,比如降低資源配置的合理性(Wurgler，2000)、降低識(shí)別與更換業(yè)績(jī)差的高管的可能性(Defond et al.，2004)、增加股價(jià)崩盤的頻率(Hutten et al.，2009)等。因此，股價(jià)同步性問題一直是學(xué)界與業(yè)界關(guān)注的焦點(diǎn)。

高股價(jià)同步性的原因主要在于公司層面信息無(wú)法融入股價(jià)(1)公司層面信息可被分為公司基本面信息與公司非基本面信息。其中，前者指與單個(gè)公司基本面價(jià)值密切相關(guān)的各類信息，如公司的財(cái)務(wù)狀況、經(jīng)營(yíng)成果、現(xiàn)金流量等；而后者包括個(gè)股交易相關(guān)的量?jī)r(jià)變動(dòng)等非基本面因素。。Morck et al.(2000)提出的“信息效率觀”認(rèn)為，較低的R2代表股價(jià)中融入了更多的公司基本面信息；而以West(1988)為代表的“噪音觀”則認(rèn)為，較低的R2是由更多的公司非基本面信息及其驅(qū)動(dòng)的非理性行為所致?；凇靶畔⑿视^”的研究發(fā)現(xiàn)，信息環(huán)境的改善(比如信息披露質(zhì)量的提高等)有助于促使更多的公司基本面信息融入股價(jià)，進(jìn)而降低股價(jià)同步性；而基于“噪音觀”的研究則表明，公司信息環(huán)境越差，股價(jià)同步性越低(王亞平 等，2009；Li et al.，2014)，對(duì)“信息效率觀”形成了直接的挑戰(zhàn)。從現(xiàn)有研究來(lái)看，雖有個(gè)別文獻(xiàn)從媒體視角考察了股價(jià)同步性問題，但并未揭示媒體對(duì)股價(jià)同步性的影響主要是通過“價(jià)值渠道”(即促進(jìn)更多公司基本面信息融入股價(jià))抑或“噪音渠道”(即促進(jìn)更多公司非基本面信息融入股價(jià))實(shí)現(xiàn)的。并且，既往研究很少?gòu)耐顿Y者的視角出發(fā)考察股價(jià)同步性問題。事實(shí)上，作為信息接收者的投資者，可以通過自身的交易行為直接影響股票價(jià)格，因此其必然也會(huì)對(duì)股價(jià)同步性產(chǎn)生重要影響。

基于上述分析，本文從媒體與投資者的視角，綜合考察了信息傳遞者與信息接收者對(duì)股價(jià)同步性的影響。本文的貢獻(xiàn)主要體現(xiàn)在以下三個(gè)方面：(1)以往研究大多基于“信息效率觀”的假設(shè)，默認(rèn)媒體可以降低股價(jià)同步性的原因在于其能夠促使更多的公司基本面信息融入股價(jià)，而本研究則發(fā)現(xiàn)媒體關(guān)注之所以能夠降低股價(jià)同步性主要是通過“噪音渠道”實(shí)現(xiàn)的。因此，本文是對(duì)媒體影響股價(jià)同步性途徑方面文獻(xiàn)的有益補(bǔ)充。(2)現(xiàn)有關(guān)于股價(jià)同步性的探討對(duì)投資者作用的關(guān)注明顯不足，而本文從投資者異質(zhì)信念這一視角擴(kuò)展了相關(guān)研究。(3)本文進(jìn)一步考察了媒體與投資者對(duì)股價(jià)同步性的交互影響，發(fā)現(xiàn)二者作用存在替代關(guān)系。這為相關(guān)部門規(guī)范和引導(dǎo)媒體與投資者行為，進(jìn)而有效提升股票價(jià)格中的公司基本面信息含量提供了決策依據(jù)。

二、文獻(xiàn)回顧與研究假設(shè)

(一)媒體關(guān)注與股價(jià)同步性

關(guān)于股價(jià)同步性影響因素的研究可以歸為三個(gè)層面：(1)宏觀層面。宏觀層面的研究集中于產(chǎn)權(quán)保護(hù)(Morck et al.，2000)、制度建設(shè)(游家興 等，2007)、文化差異(Eun et al.，2015)等視角。(2)中觀層面。陳冬華等(2018)發(fā)現(xiàn)，產(chǎn)業(yè)政策的宣告使得受產(chǎn)業(yè)政策支持的公司股價(jià)同步性下降。(3)微觀層面。微觀層面的研究主要基于“信息效率觀”，認(rèn)為股價(jià)同步性的降低緣于更多的公司基本面特質(zhì)信息融入了股價(jià)，因而此類研究大多從提升公司信息披露水平的視角探討降低股價(jià)同步性的途徑。基于良好的公司治理能夠提高信息披露水平的邏輯，現(xiàn)有研究著重從獨(dú)立董事比例以及董事長(zhǎng)與CEO是否兩職合一(袁知柱 等，2009)、非執(zhí)行董事(彭博 等，2020)、機(jī)構(gòu)投資者(Piotroski et al.，2004)、分析師(伊志宏 等，2019)、審計(jì)(Gul et al.，2010；王木之 等，2019)等內(nèi)、外部治理機(jī)制的視角展開分析。作為一種非正式的外部監(jiān)督機(jī)制，媒體同樣具有重要的監(jiān)督與治理功能(李培功 等，2010)。媒體關(guān)注程度的提高有助于降低公司代理成本，提升公司治理水平(醋衛(wèi)華 等，2012；羅進(jìn)輝，2012)。隨著媒體關(guān)注程度的增加，公司的信息披露質(zhì)量有效改善(Rupley et al.，2012)，基本面信息的決策有用性進(jìn)一步提高(黃俊 等，2014)，由此更多的公司基本面信息逐步融入股價(jià)，最終促使股價(jià)同步性降低。

基于“噪音觀”的研究認(rèn)為，投資者并非完全理性，媒體報(bào)道極易誘發(fā)投資者的樂觀與悲觀情緒(游家興 等，2012)，從而使得受媒體關(guān)注程度越高的公司，股價(jià)中融入了越多的公司非基本面信息及其驅(qū)動(dòng)的非理性因素，結(jié)果導(dǎo)致股價(jià)越容易產(chǎn)生偏離基本價(jià)值的過度反應(yīng)(Chen et al.，2013)，股價(jià)同步性降低。此外，在賣空限制與異質(zhì)信念的前提下，媒體報(bào)道所帶來(lái)的投資者關(guān)注程度的增加(Tetlock，2007)，更易引發(fā)投資者的非理性行為(Barber et al.，2008)。進(jìn)一步，投資者的非理性行為會(huì)加速公司非基本面信息及其驅(qū)動(dòng)的非理性行為融入股價(jià)，最終導(dǎo)致公司股價(jià)產(chǎn)生異于市場(chǎng)及行業(yè)的更大波動(dòng)。

基于上述分析，本文提出：

假設(shè)1：媒體關(guān)注程度越高的公司，股價(jià)同步性越低。

(二)投資者異質(zhì)信念與股價(jià)同步性

異質(zhì)信念被廣泛運(yùn)用于各種資產(chǎn)定價(jià)之謎的解釋中(李科 等，2015)。異質(zhì)信念是指由于信息的傳遞速度不同、投資者對(duì)股票分配的注意力不同以及投資者自身的背景差異等，使得不同投資者對(duì)于同一股票、同樣持有期下的收益分布擁有不同判斷。Miller(1977)率先提出了異質(zhì)信念的概念，并認(rèn)為在賣空限制的條件下，悲觀投資者的信念難以充分表達(dá)，股價(jià)只能更多地體現(xiàn)樂觀投資者的預(yù)期。陳國(guó)進(jìn)等(2009)研究表明，投資者異質(zhì)信念水平越高，股價(jià)被高估的程度越大。然而，隨著時(shí)間的推移，信息的傳遞越來(lái)越充分，投資者異質(zhì)信念水平逐漸降低，股票價(jià)格也將日趨向其實(shí)際價(jià)值靠攏，從而使得當(dāng)期被高估越多的股票，未來(lái)收益發(fā)生反轉(zhuǎn)的幅度越大(Scheinkman et al.，2003)。在賣空限制的前提下，張維等(2006)、俞紅海等(2015)的研究均證實(shí)投資者異質(zhì)信念水平越高，股票當(dāng)期收益越高；Boehme et al.(2006)則發(fā)現(xiàn)，投資者異質(zhì)信念水平越高的公司，遠(yuǎn)期收益越低。

Chen et al.(2002)進(jìn)一步放松了賣空限制的條件，發(fā)現(xiàn)只要市場(chǎng)存在較高的賣空成本或其他套利限制，異質(zhì)信念就會(huì)對(duì)股票收益產(chǎn)生短期正向影響和長(zhǎng)期負(fù)向影響。中國(guó)A股市場(chǎng)長(zhǎng)期以來(lái)無(wú)法賣空，即便2010年以后允許賣空，賣空成本較高、賣空標(biāo)的有限等問題依然突出存在，因此賣空約束這一異質(zhì)信念的前提假設(shè)在很大程度上是成立的(包鋒 等，2015)。以往研究主要探討了賣空限制以及放開賣空限制后投資者異質(zhì)信念對(duì)股價(jià)或股票收益的影響，鮮有文獻(xiàn)直接考察投資者異質(zhì)信念對(duì)股價(jià)同步性的影響。但回顧已有研究后不難推斷，投資者異質(zhì)信念水平越高的公司，個(gè)股短期內(nèi)被高估以及長(zhǎng)期內(nèi)發(fā)生反轉(zhuǎn)的程度越大，即股價(jià)同步性越低。

基于上述分析，本文提出：

假設(shè)2：投資者異質(zhì)信念水平越高的公司，股價(jià)同步性越低。

(三)媒體關(guān)注與投資者異質(zhì)信念對(duì)股價(jià)同步性的交互作用

一方面，媒體對(duì)公司報(bào)道的增加會(huì)提高投資者對(duì)個(gè)股的關(guān)注(Tetlock，2007)，進(jìn)而極易引發(fā)投資者的非理性行為(Barber et al.，2008)。另一方面，隨著投資者異質(zhì)信念水平的增加，股價(jià)短期內(nèi)被高估以及長(zhǎng)期反轉(zhuǎn)的程度越大(Scheinkman et al.，2003)，即投資者異質(zhì)信念也會(huì)驅(qū)使投資者產(chǎn)生非理性行為。顯然，媒體與投資者對(duì)股價(jià)同步性的影響有著共同的途徑，二者都能夠通過驅(qū)動(dòng)投資者的非理性行為這一“噪音渠道”，使得受媒體關(guān)注程度高或者投資者異質(zhì)信念水平高的股票產(chǎn)生異于市場(chǎng)及行業(yè)的更大波動(dòng)。鑒于二者的作用機(jī)制存在重疊或交集，本文推測(cè)他們之間可能存在替代性的交互作用。此外，盡管媒體對(duì)特定公司的新聞報(bào)道是以傳播公司層面的信息為主，但是當(dāng)投資者異質(zhì)信念水平較高時(shí)，公司層面信息將很難及時(shí)、充分地融入股價(jià)，從而使得媒體關(guān)注對(duì)股價(jià)同步性的降低作用受到抑制，這同樣說明媒體關(guān)注與投資者異質(zhì)信念之間可能存在替代效應(yīng)。由此可知，媒體關(guān)注對(duì)股價(jià)同步性的影響，無(wú)論是通過傳播公司基本面信息還是非基本面信息實(shí)現(xiàn)的，都會(huì)因投資者異質(zhì)信念水平的提高而被削弱?；谏鲜龇治?，本文提出：

假設(shè)3：媒體關(guān)注與投資者異質(zhì)信念對(duì)股價(jià)同步性的作用存在顯著的替代關(guān)系。

三、研究設(shè)計(jì)

(一)樣本選擇與數(shù)據(jù)來(lái)源

本文選取2007—2016年A股上市公司為研究樣本，并對(duì)初始樣本進(jìn)行了以下篩選：剔除每年交易小于30周的公司，因?yàn)樾∮?0周可能會(huì)導(dǎo)致計(jì)算的股價(jià)同步性指標(biāo)存在偏誤；剔除金融類公司；剔除財(cái)務(wù)及公司特征等相關(guān)數(shù)據(jù)缺失的公司。經(jīng)過上述處理，本文最終獲得9542個(gè)觀測(cè)樣本。此外，為減小極端值對(duì)研究結(jié)果可能造成的影響，我們對(duì)所有連續(xù)型變量進(jìn)行了上下各1%的縮尾(Winsorize)處理。本文研究數(shù)據(jù)主要來(lái)自CSMAR數(shù)據(jù)庫(kù)與RESSET數(shù)據(jù)庫(kù)。

(二)變量說明

1.股價(jià)同步性

本文借鑒Durnev et al.(2003)、黃俊等(2014)的做法，用個(gè)股收益與市場(chǎng)收益和行業(yè)收益回歸的R2計(jì)算股價(jià)同步性。計(jì)算過程如下：

第一步，構(gòu)建模型(1)，將個(gè)股周收益率與市場(chǎng)周收益率和行業(yè)周收益率做回歸，得出年度R2。

Reti,t=α0+α1×Markett+β1×Indretj,t+εi,t

(1)

其中，Reti,t代表個(gè)股i在第t周考慮現(xiàn)金紅利再投資的收益率；Markett代表市場(chǎng)第t周的收益率，采用A股綜合市場(chǎng)周收益率進(jìn)行衡量；Indretj,t代表行業(yè)j第t周的收益率，依據(jù)同行業(yè)內(nèi)公司流通市值作為權(quán)重進(jìn)行加權(quán)平均計(jì)算后得到。

第二步，對(duì)年度R2進(jìn)行如式(2)所示的對(duì)數(shù)化處理，得到的指標(biāo)SYNCH即為股價(jià)同步性。

(2)

2.媒體關(guān)注

一般來(lái)說，媒體對(duì)上市公司報(bào)道的次數(shù)越多，代表上市公司受媒體關(guān)注的程度越高。由此，本文借鑒孔東民等(2013)的做法，使用上市公司每年度被媒體報(bào)道的總次數(shù)加1后取自然對(duì)數(shù)的值來(lái)度量媒體關(guān)注(Media)。

3.投資者異質(zhì)信念

Miller(1977)指出可以使用股票換手率度量投資者異質(zhì)信念。后續(xù)研究中，李維安等(2012)也采用股票換手率對(duì)投資者異質(zhì)信念進(jìn)行了度量?？紤]到公司股票的換手率受自身流動(dòng)性需求等因素的影響，本文依據(jù)式(3)，使用股票年換手率除以過去三年的年換手率均值得到的調(diào)整后的換手率作為投資者異質(zhì)信念(HB)的度量指標(biāo)。

(3)

其中，HBi,t代表個(gè)股i在第t年的投資者異質(zhì)信念，Turnoveri,t代表個(gè)股i在第t年的年換手率。

4.控制變量

參考現(xiàn)有研究(Hutton et al.,2009；游家興 等，2007；Crawford et al.,2012；Xu et al.,2013)的做法，本文選取了一系列控制變量，具體包括：分析師關(guān)注(Analyst)、機(jī)構(gòu)投資者持股比例(Inholding)、第一大股東持股比例(TOP1)、公司規(guī)模(Size)、負(fù)債水平(LEV)、成長(zhǎng)性(Growth)、盈利能力(ROA)、市值賬面比(MTB)、產(chǎn)權(quán)性質(zhì)(SOE)、公司基本面信息數(shù)量(FI)、審計(jì)質(zhì)量(Big4)、市場(chǎng)風(fēng)險(xiǎn)(Volatility)。此外，本文還控制了行業(yè)(Industry)與年度(Year)效應(yīng)。

本文主要變量的具體說明見表1。

表1 主要變量說明

(三)模型設(shè)定

為檢驗(yàn)本文提出的研究假設(shè)，構(gòu)建了模型(4)與模型(5)：

SYNCH=α0+β1×Media+β2×HB+β×Controls+∑Year+∑Industry+ε

(4)

SYNCH=α0+β1×Media+β2×HB+β3×Media×HB+β×Controls+∑Year+∑Industry+ε

(5)

在模型(4)中，我們主要關(guān)注系數(shù)β1與β2。若隨著媒體關(guān)注程度的增加，股價(jià)同步性顯著下降，則β1應(yīng)該顯著為負(fù)；若隨著投資者異質(zhì)信念水平的提高，股價(jià)同步性顯著下降，則β2應(yīng)該顯著為負(fù)。在模型(5)中，我們重點(diǎn)關(guān)注系數(shù)β3。若媒體關(guān)注與投資者異質(zhì)信念對(duì)股價(jià)同步性的影響存在替代性的交互作用，則β3應(yīng)該顯著為正。

四、實(shí)證結(jié)果與分析

(一)描述性統(tǒng)計(jì)

表2列示了本文主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果。由表2可知：(1)R2的均值為0.46，與相關(guān)研究的結(jié)果基本一致(2)相關(guān)研究中報(bào)告的中國(guó)A股市場(chǎng)的R2基本處于0.4～0.5之間。。進(jìn)一步，由R2轉(zhuǎn)換而得的股價(jià)同步性(SYNCH)的均值為-0.19。(2)媒體關(guān)注(Media)的均值為4.48，對(duì)應(yīng)公司年度被報(bào)道次數(shù)的均值約為87篇。(3)上市公司年換手率(Turnover)的均值為550.73%，說明A股市場(chǎng)上投資者的意見分歧較大，由Turnover轉(zhuǎn)換而來(lái)的投資者異質(zhì)信念(HB)的均值為0.94。(4)其他變量分布與現(xiàn)有研究結(jié)果基本一致，不存在異常情形，在此不再贅述。

表2 主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)

(二)基準(zhǔn)回歸結(jié)果及分析

表3報(bào)告了假設(shè)1與假設(shè)2的檢驗(yàn)結(jié)果。由表3的列(1)可知，媒體關(guān)注(Media)的估計(jì)系數(shù)為-0.479，且通過了1%水平的顯著性檢驗(yàn)，說明隨著媒體關(guān)注程度的提高，股價(jià)同步性顯著下降，假設(shè)1得到支持。由表3的列(2)可知，投資者異質(zhì)信念(HB)的估計(jì)系數(shù)為-0.039，且通過了1%水平的顯著性檢驗(yàn)，說明隨著投資者異質(zhì)信念水平的提高，股價(jià)同步性顯著下降，假設(shè)2得到支持。由表3的列(3)可知，在將媒體關(guān)注(Media)與投資者異質(zhì)信念(HB)同時(shí)放入模型后，所得結(jié)果并未發(fā)生明顯變化，假設(shè)1和假設(shè)2依然成立。在控制變量方面，分析師關(guān)注(Analyst)與股價(jià)同步性(SYNCH)顯著正相關(guān)，表明分析師通過傳遞更多的市場(chǎng)和行業(yè)層面的信息，進(jìn)而提高了股價(jià)同步性。機(jī)構(gòu)投資者持股(Inholding)與股價(jià)同步性(SYNCH)顯著負(fù)相關(guān)，表明機(jī)構(gòu)投資者通過對(duì)公司層面特質(zhì)信息的深入挖掘，促使股價(jià)同步性顯著降低。公司規(guī)模(Size)與股價(jià)同步性(SYNCH)顯著正相關(guān)，第一大股東持股比例(Top1)、負(fù)債水平(LEV)、成長(zhǎng)性(Growth)、盈利能力(ROA)、公司基本面信息數(shù)量(FI)、市值賬面比(MTB)、審計(jì)質(zhì)量(Big4)、市場(chǎng)風(fēng)險(xiǎn)(Volatility)均與股價(jià)同步性(SYNCH)顯著負(fù)相關(guān)。此外，通過計(jì)算可知，各解釋變量的VIF值均在5以內(nèi)，說明不存在嚴(yán)重的多重共線性問題。

表3 媒體關(guān)注、投資者異質(zhì)信念對(duì)股價(jià)同步性影響的檢驗(yàn)結(jié)果

(三)“價(jià)值渠道”抑或“噪音渠道”

由上文的理論分析和檢驗(yàn)結(jié)果可知，媒體關(guān)注程度的增加與投資者異質(zhì)信念水平的提高有助于驅(qū)動(dòng)公司層面信息加速融入股價(jià)，進(jìn)而促使股價(jià)同步性顯著降低。考慮到公司層面信息可被分為公司基本面信息與公司非基本面信息，那么媒體關(guān)注與投資者異質(zhì)信念對(duì)股價(jià)同步性的影響主要是通過促進(jìn)公司基本面信息融入股價(jià)的“價(jià)值渠道”還是促進(jìn)公司非基本面信息融入股價(jià)的“噪音渠道”實(shí)現(xiàn)的呢？接下來(lái)，對(duì)此展開深入分析。Collins et al.(1994)認(rèn)為，可以利用股票收益解釋未來(lái)會(huì)計(jì)盈余的能力對(duì)公司基本面信息是否融入股價(jià)進(jìn)行衡量。Ayers et al.(2003)則進(jìn)一步指出，如果證券分析師能夠促使更多的公司基本面信息融入股價(jià)，那么分析師跟蹤數(shù)量的增加將有助于提升股票收益對(duì)未來(lái)會(huì)計(jì)盈余的解釋能力。借鑒Ayers et al.(2003)研究的思路，本文認(rèn)為，若隨著媒體關(guān)注程度的增加或投資者異質(zhì)信念水平的提高，融入股價(jià)的公司基本面信息逐步增多，則未來(lái)盈余信息能夠更多地體現(xiàn)在當(dāng)前的股票收益中。據(jù)此，本文引入模型(6)來(lái)檢驗(yàn)上述推斷。

CARi,t=α0+β1×FEPSi,τ+β2×Mediai,t+β3×Mediai,t×FEPSi,τ+β4×HBi,t+

β5×HBi,t×FEPSi,τ+β6×EPSi,t+β7×CARi,t+1+β8×Sizei,t+β9×LEVi,t+

β10×Growthi,t+β11×MTBi,t+β12×Volatilityi,t+∑Year+∑Industry+εi,t

(6)

其中：CARi,t為公司i第t年的累計(jì)超額收益率，用考慮現(xiàn)金紅利再投資的個(gè)股年回報(bào)率減去流通市值加權(quán)平均的市場(chǎng)年回報(bào)率計(jì)算得到；EPSi,t為公司i第t年經(jīng)公司年初開盤價(jià)平減后的每股收益，F(xiàn)EPSi,τ為公司t+1、t+2與t+3三年EPS的均值。此外，依據(jù)Collins et al.(1994)的建議，引入CARi,t+1作為控制變量；依據(jù)Ayers et al.(2003)的做法，對(duì)當(dāng)期盈余EPSi,t進(jìn)行控制；參考朱紅軍等(2007)的研究，控制了公司規(guī)模、負(fù)債水平、成長(zhǎng)性、賬面市值比、市場(chǎng)風(fēng)險(xiǎn)等可能會(huì)對(duì)股票收益產(chǎn)生影響的變量，變量含義與上文相同。

在模型(6)中，我們重點(diǎn)關(guān)注系數(shù)β3與β5。具體而言，若隨著媒體關(guān)注程度的增加或投資者異質(zhì)信念水平的提升，越來(lái)越多的公司基本面信息加速融入股價(jià)，則說明當(dāng)前股票收益對(duì)未來(lái)會(huì)計(jì)盈余的解釋能力逐步增強(qiáng)，即β3、β5應(yīng)該顯著為正。

表4的列(1)報(bào)告了模型(6)中不加入投資者異質(zhì)信念及其與未來(lái)盈余交乘項(xiàng)的回歸結(jié)果，發(fā)現(xiàn)媒體關(guān)注與未來(lái)盈余交乘項(xiàng)的系數(shù)在5%的水平上顯著為負(fù)，說明媒體關(guān)注程度的增加不僅沒有提升未來(lái)會(huì)計(jì)盈余與當(dāng)前股票收益的正向關(guān)系，反而還會(huì)產(chǎn)生抑制作用，即媒體關(guān)注程度的增加阻礙了公司基本面信息在股價(jià)中的反映。Core et al.(2008)、熊艷等(2011)研究指出，媒體為了追求“轟動(dòng)效應(yīng)”，常常熱衷于炒作某些熱點(diǎn)問題，這種對(duì)公司信息的過度報(bào)道雖有助于吸引投資者關(guān)注，但卻不能提供公司基本面的增量信息，甚至還會(huì)引發(fā)投資者的認(rèn)知偏差。因此，媒體關(guān)注阻礙公司基本面信息在股價(jià)中的反映可能是由于媒體關(guān)注程度的增加不僅沒有提供更多的公司基本面信息，反而使得公司非基本面信息吸引了更多的投資者關(guān)注，相應(yīng)地投資者分配到公司基本面信息上的時(shí)間與精力減少，最終導(dǎo)致更多的與公司基本面價(jià)值無(wú)關(guān)的“噪音”融入股價(jià)。由此可見，媒體更多是扮演了“噪音推手”而非“價(jià)值傳遞”的角色。

表4 媒體關(guān)注、投資者異質(zhì)信念對(duì)會(huì)計(jì)盈余與股票回報(bào)關(guān)系影響的檢驗(yàn)結(jié)果

表4的列(2)報(bào)告了模型(6)中不加入媒體關(guān)注及其與未來(lái)盈余交乘項(xiàng)的回歸結(jié)果，發(fā)現(xiàn)投資者異質(zhì)信念與未來(lái)盈余交乘項(xiàng)的系數(shù)雖然為正，但并不顯著，說明投資者異質(zhì)信念水平的提高并沒有顯著提升未來(lái)盈余在當(dāng)前股票收益中的反映程度，這進(jìn)一步支持了假設(shè)2，即隨著投資者異質(zhì)信念水平的提高，股價(jià)會(huì)發(fā)生更大程度的非理性波動(dòng)，進(jìn)而使得個(gè)股收益變化異于市場(chǎng)收益變化的幅度增大，股價(jià)同步性降低。表4的列(3)報(bào)告了模型(6)的回歸結(jié)果，從中可見，與列(1)和列(2)保持一致。因此，綜合來(lái)看，投資者異質(zhì)信念主要通過“噪音渠道”降低了股價(jià)同步性，而非“價(jià)值渠道”。

(四)媒體關(guān)注與投資者異質(zhì)信念的交互作用

表5報(bào)告了媒體關(guān)注與投資者異質(zhì)信念對(duì)股價(jià)同步性交互作用的檢驗(yàn)結(jié)果。由表5可知，交乘項(xiàng)Media×HB的估計(jì)系數(shù)在1%的水平上顯著為正，說明媒體與投資者行為對(duì)股價(jià)同步性的影響存在交互作用，且這種交互作用表現(xiàn)為替代關(guān)系，即二者對(duì)股價(jià)同步性的影響在一定程度上此消彼長(zhǎng)。由此，假設(shè)3得到支持。

表5 媒體關(guān)注、投資者異質(zhì)信念對(duì)股價(jià)同步性交互作用的檢驗(yàn)結(jié)果

(五)內(nèi)生性處理

上述實(shí)證分析結(jié)果表明，媒體關(guān)注有助于降低股價(jià)同步性。但也可能存在另一種解釋，即股價(jià)同步性越低的公司越能吸引媒體關(guān)注。為緩解互為因果而產(chǎn)生的內(nèi)生性問題，本文進(jìn)行了如下的兩階段回歸。

在第一階段，對(duì)媒體關(guān)注的決定進(jìn)行考察。具體而言，本文借鑒黃俊等(2014)的研究，構(gòu)建了模型(7)：

Media=α0+β1×Develop+β2×Size+β3×LEV+β4×Growth+β5×AROA+

β6×MTB+β7×FI+β8×Volatility+∑Year+∑Industry+ε

(7)

其中，Develop表示地區(qū)媒體業(yè)發(fā)展水平，等于地區(qū)報(bào)紙印張總數(shù)與地區(qū)總?cè)丝诘谋戎?，以省為單位，?shù)據(jù)來(lái)自《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》。地區(qū)媒體業(yè)的發(fā)展水平會(huì)影響所在地公司的媒體報(bào)道，但不會(huì)直接影響股價(jià)同步性，因而符合工具變量的相關(guān)性與外生性要求，可用作2SLS的工具變量。AROA為ROA的絕對(duì)值，對(duì)ROA取絕對(duì)值的原因在于，以往研究表明過高或過低的盈利水平都容易吸引媒體的報(bào)道。其余變量含義與上文一致。表6報(bào)告了模型(7)的回歸結(jié)果。其中，地區(qū)媒體業(yè)發(fā)展水平(Develop)的估計(jì)系數(shù)顯著為正，表明地區(qū)媒體業(yè)的發(fā)展對(duì)公司報(bào)道產(chǎn)生了促進(jìn)作用。并且，統(tǒng)計(jì)結(jié)果顯示，Develop與殘差ε不相關(guān)，說明地區(qū)媒體業(yè)發(fā)展水平是一個(gè)有效的工具變量。

表6 媒體關(guān)注決定的回歸結(jié)果

在第二階段，將第一階段回歸得到的Media的預(yù)測(cè)值PreMedia重新進(jìn)行基礎(chǔ)關(guān)系的回歸，以考察在控制媒體關(guān)注的內(nèi)生性后，本文研究假設(shè)是否依然成立。表7報(bào)告了回歸分析的結(jié)果，從中可見，PreMedia的估計(jì)系數(shù)在1%的水平上顯著為負(fù)，而交乘項(xiàng)PreMedia×HB的估計(jì)系數(shù)在1%的水平上顯著為正。由此可知，本文的主要結(jié)論得到了進(jìn)一步證實(shí)。

表7 媒體關(guān)注的2SLS回歸結(jié)果

另外，投資者異質(zhì)信念與股價(jià)同步性之間可能也存在內(nèi)生性問題。對(duì)于股價(jià)同步性較高的公司，其信息獲得成本較低(Bhushan，1989)，而信息獲取成本又是投資者異質(zhì)信念產(chǎn)生的重要原因之一。換言之，股價(jià)同步性也可能反過來(lái)影響投資者異質(zhì)信念。為控制投資者異質(zhì)信念的內(nèi)生性，本文進(jìn)行了如下的兩階段回歸。

在第一階段，為了對(duì)投資者異質(zhì)信念的決定進(jìn)行考察，本文構(gòu)建了模型(8)：

HB=α0+β1×Develop+β2×EU+β3×Analyst+β4×Inholding+β5×Size+

β6×LEV+β7×Growth+β8×MTB+∑Year+∑Industry+ε

(8)

其中：Develop為地區(qū)媒體業(yè)發(fā)展水平，投資者異質(zhì)信念產(chǎn)生的重要原因之一在于信息傳播速度的差異，而地區(qū)媒體業(yè)的發(fā)展有助于推動(dòng)信息傳播，因此在模型(8)中加入了變量Develop；EU為環(huán)境不確定性，利用經(jīng)行業(yè)調(diào)整的過去五年?duì)I業(yè)收入的標(biāo)準(zhǔn)差進(jìn)行度量(Ghosh et al.，2009；林鐘高 等，2015)，在模型(8)中加入變量EU是因?yàn)楣舅幍沫h(huán)境不確定性程度越高，投資者對(duì)股票的分歧往往也越大。其他變量的含義與前文一致。表8報(bào)告了投資者異質(zhì)信念決定的回歸結(jié)果，從中可見，Develop的估計(jì)系數(shù)在1%的水平上顯著為負(fù)，表明媒體業(yè)發(fā)展水平越發(fā)達(dá)地區(qū)的公司，投資者異質(zhì)信念水平越低。

表8 投資者異質(zhì)信念決定的回歸結(jié)果

接下來(lái)，在第二階段，將第一階段回歸得到的HB的預(yù)測(cè)值PreHB重新進(jìn)行基礎(chǔ)關(guān)系的回歸，以考察在控制投資者異質(zhì)信念的內(nèi)生性后，本文研究假設(shè)是否依然成立。表9報(bào)告了回歸分析的結(jié)果，不難發(fā)現(xiàn)，PreHB的估計(jì)系數(shù)在1%的水平上顯著為負(fù)，而交乘項(xiàng)Media×PreHB的估計(jì)系數(shù)在10%的水平上顯著為正。由此可知，本文的主要結(jié)論得到進(jìn)一步驗(yàn)證。

表9 投資者異質(zhì)信念的2SLS回歸結(jié)果

此外，考慮到模型中還可能會(huì)遺漏某些不隨時(shí)間改變的變量，進(jìn)而對(duì)回歸結(jié)果產(chǎn)生影響。本文采用差分模型重新進(jìn)行了估計(jì)，結(jié)果如表10所示。由表10可見，Media與HB的估計(jì)系數(shù)均在1%的水平上顯著為負(fù)，交乘項(xiàng)Media×HB的估計(jì)系數(shù)在10%的水平上顯著為正，與上文結(jié)論保持一致。

表10 差分模型的回歸結(jié)果

(六)其他穩(wěn)健性檢驗(yàn)

本文還進(jìn)行了以下穩(wěn)健性檢驗(yàn)：其一，進(jìn)一步在回歸模型中納入一系列公司治理層面的控制變量，包括股權(quán)制衡度(Balance)、董事會(huì)規(guī)模(Board)、獨(dú)立董事比例(Indr)、董事長(zhǎng)與CEO是否兩職合一(Duality)。其中，股權(quán)制衡度的計(jì)算借鑒袁知柱等(2009)的做法，用第二到第五大股東持股比例之和除以第一大股東持股比例得到。其二，在模型(6)中，將未來(lái)盈余的計(jì)算由未來(lái)三期EPS的均值改為未來(lái)一期的EPS。其三，考慮到創(chuàng)業(yè)板公司在上市條件與波動(dòng)特性等方面與主板和中小板公司存在較大差異，進(jìn)一步剔除了創(chuàng)業(yè)板公司樣本。上述穩(wěn)健性檢驗(yàn)的結(jié)果與本文主要結(jié)論基本一致，限于篇幅，不再詳細(xì)列示。

五、結(jié)論與啟示

本文著重考察了媒體關(guān)注與投資者異質(zhì)信念對(duì)股價(jià)同步性的影響，研究發(fā)現(xiàn)：媒體關(guān)注程度越高的公司，股價(jià)同步性越低，且媒體關(guān)注對(duì)股價(jià)同步性的降低作用更多是由于其扮演了“噪音推手”而非“價(jià)值傳遞”的角色；投資者異質(zhì)信念水平越高的公司，股價(jià)同步性越低，且投資者異質(zhì)信念主要通過“噪音渠道”降低了股價(jià)同步性，而非“價(jià)值渠道”；媒體關(guān)注與投資者異質(zhì)信念對(duì)股價(jià)同步性的影響存在顯著的替代關(guān)系，即一方活動(dòng)的加強(qiáng)會(huì)削弱另一方對(duì)股價(jià)同步性的降低作用。

本研究的啟示主要體現(xiàn)在：第一，雖然提高媒體關(guān)注程度有助于降低股價(jià)同步性，但媒體更多是扮演了“噪音推手”而非“價(jià)值傳遞”的角色。因此，相關(guān)部門應(yīng)加強(qiáng)對(duì)媒體的引導(dǎo)，鼓勵(lì)媒體對(duì)公司基本面信息進(jìn)行客觀、適度的報(bào)道，抑制媒體對(duì)公司信息的錯(cuò)誤解讀和過度渲染，進(jìn)而促使更多的公司基本面信息融入股價(jià)，最終提升證券市場(chǎng)定價(jià)效率。第二，投資者異質(zhì)信念會(huì)導(dǎo)致股價(jià)發(fā)生更大的與公司基本面價(jià)值無(wú)關(guān)的非理性波動(dòng)，因而相關(guān)部門應(yīng)進(jìn)一步完善賣空機(jī)制，降低賣空限制下投資者異質(zhì)信念帶來(lái)的負(fù)面影響，同時(shí)加強(qiáng)投資者教育，引導(dǎo)投資者更加關(guān)注公司基本面信息。