媒體報道傾向對投資水平的影響

李倩 吳昊 王嘉敏

內容提要：基于媒體報道的信息中介和外部監督功能，本文以2006-2019年滬深兩市A股為樣本，實證檢驗媒體報道傾向對公司投資水平的影響。結果表明，媒體報道傾向與公司投資水平顯著正相關，即積極的輿論環境能夠促進公司新增投資規模擴大。機制分析發現，媒體報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渠道。進一步研究表明，行業競爭度越強，媒體報道傾向與投資水平的正相關關系越緊密，原創媒體與市場化媒體的報道傾向對投資水平的影響更大。然而，經濟后果的分析發現，媒體驅動的超額投資水平最終會導致投資效率降低，一定程度上證實了媒體驅動投資的非理性。

關鍵詞：媒體報道傾向;投資水平;融資約束;委托代理;預期迎合

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

作者簡介：李倩（1982-），女，吉林汪清人，西安交通大學經濟與金融學院教授，博士生導師，管理學博士，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，西安交通大學經濟與金融學院博士研究生，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，西安交通大學經濟與金融學院博士研究生，研究方向：行為金融學。

基金項目：教育部人文社科規劃基金項目，項目編號：17YJA790047;陜西省軟科學重點項目，項目編號：2020KRZ018;廣電總局部級社科研究項目，項目編號：GD2033;陜西省社科界重大理論與現實問題研究項目，項目編號： 20JZ-25。

媒體作為重要的市場參與者，在資本市場上發揮著信息中介和外部監督作用。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，媒體作為外部監督者，能夠抑制公司的違規行為和投機傾向，提高公司的治理水平，對投資者起保護作用[5-6]。然而，媒體報道會受其他因素干擾產生有偏報道。例如，廣告費[7-8]、投資者關系公司[9]、媒體的國有產權[10]等因素，均會使媒體報道產生傾向性偏差。此外，公司在IPO、股權再融資等事件中會主動干預媒體報道，尋求有利的輿論環境[11]，甚至將媒體的公司治理演變為“媒體操縱”[12]。投資作為創造價值、促進實體經濟發展的驅動力，也是影響公司戰略和價值實現的重要財務決策。那么，媒體報道傾向是否會對公司投資水平產生影響？

一、文獻綜述與研究假設

（一）媒體報道傾向

首先，媒體報道影響公司信息環境。媒體報道是改善信息環境、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]，形成股東和債權人對媒體信息的依賴。隨著股權融資渠道理論的發展，Bhattacharya et al（2009）指出，媒體正面報道能夠提高企業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，一致認為媒體報道在公司IPO時，能夠減少信息摩擦，激發市場需求。Solomon（2012）發現媒體傾向于報道好消息甚于壞消息[9];Gurun & Butler（2012）關注到當地媒體很少以負面詞匯報道當地公司的“傾斜性報道”現象[8];孔東民等（2013）認為，媒體傾向于以正面樂觀情緒報道公司而放棄中立立場[14]。樂觀報道越多，投資者越關注，由投資者情緒高漲引起的公司股價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，負面報道可能導致投資者關注及投資熱情消退，外部融資成本上升，融資約束加劇，減少新增投資。

其次，媒體報道包含的傾向信息會影響投資者的情緒及預期。例如，Tetlock（2007）為華爾街日報構建股票交易情緒指數，發現悲觀的新聞報道能夠導致低落的投資者情緒[15]。Kraussl & Mirgorodskaya（2017）強調媒體情緒是投資者情緒的引導者[16]，個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[8]。一方面，可能引起投資者的認知偏差，Boudoukh et al（2019）認為會進而顯著影響資本價格形成與波動，改變市場參與者信念[17];另一方面，媒體報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）強調的錯誤信息[19]，使公司股價偏離基本價值[20]。由于企業投資水平與市場誤定價正相關，因此，可能出現股價波動通過融資結構影響投資決策的現象。

最后，媒體報道通過影響相對理性的公司管理者，影響公司財務決策。根據迎合投資理論，理性的管理者具有推高股價謀取私人收益的動機，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。當投資者情緒受媒體情緒感染而進一步高漲時，Kothari（2009）發現會降低公司資本成本和收益波動[21]，管理者迎合投資動機增強，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，市場認為可能預示了更差的公司業績和股票收益，經理人為了提升投資者對公司的評價，基于迎合目的追加投資以提振投資者信心。經驗研究認為經濟衰退期的媒體報道通過影響投資者情緒提高定價效率，媒體積極情緒能夠影響投資者的樂觀預期。依據Kraussl & Mirgorodskaya（2017）媒體情緒引領投資者情緒的研究結論[16]，即可推導出媒體報道傾向通過投資者情緒影響公司管理層決策的理論邏輯。有實證研究表明，融資約束較小的企業容易應對市場非理性情緒，并發現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，管理者也可能出現非理性投資決策，理論基礎可以追溯到“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期收益，還是過度自信低估未來風險，都會導致管理者的次優決策。

（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，事關投資效率提高和公司價值增值。現有研究認為，影響公司投資水平的因素主要有兩個方面，一是公司現金流;二是公司財務因素。

首先，現金流是影響公司投資水平的基礎性因素。Stiglitz & Weiss（1981）指出，具有融資約束的公司往往投資不足，表現為現金流短缺，即便信譽卓著的公司也難免因融資約束而影響投資水平[22]。Myers & Majluf（1984）認為信息不對稱增加公司外部融資成本[23];Fazzari et al（1988）則根據信息不對稱理論提出融資約束假說，實證檢驗結果證明，企業融資約束與投資-現金流敏感性正相關[24]。Kim et al（1998）以及Opler et al（1999）發現持有現金與投資水平與方向正相關。許多學者還對現金流與投資水平的關系在不同國家進行實證檢驗，比如，Brown & Petersen（2011）發現現金流是美國企業R&D支出的主要來源。Bond et al（2005）對英德兩國的比較研究發現，英國企業研發投資對現金流敏感而德國企業不敏感。Czamitzki & Hottenrott（2011）對德國企業的研究發現，內部資金對研發投資的影響大于對資本投資的影響，證明現金流對投資的影響有顯著的方向性。現金流不僅提高投資水平，當面臨外部沖擊時還能預防風險、緩和財務危機、抵御對投資的負面影響。但在現實中人們發現，持有現金越少的公司往往治理越好，過多的現金反會成為管理者過度投資的證據。這一差異反映了理論與現實的差距，彌合差距需要借助財務因素。

其次，公司財務因素能夠對投資水平產生重要影響。公司為了減少資本市場融資約束的影響，通常會采用三種方式方法。一是選擇調整資本結構主動保持財務彈性。Graham & Harvey（2001）、Brown & Peterson（2011）發現財務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）則為財務彈性顯著提高投資水平提供了中國證據。二是以金融自助（bootstrap financing）培育企業競爭優勢。Baker & Nelson（2005）認為利用創業者個人融資關系優勢，加強同關鍵資源提供者之間的依賴關系，就可以在門檻低、無需抵押的情況下彌補資金缺口。三是以信貸配給影響投資方向。Stiglitz & Weiss（1981）、Sharp（1991）、Hellmann & Stiglitz（2000）認為，商業銀行具有給固定資產多的公司貸款的動機和行為傾向，遵循“抵押擔保至上”原則，這樣一旦發生風險，就能以處置固定資產的收益彌補損失。信貸配給不僅影響投資水平，還影響投資方向，Manso（2011）認為，以資本性支出衡量的投資，大部分形成廠房與設備等固定資產，即債權人偏好的形式及公司迎合偏好的結果，相應地，股權融資能夠促進企業進行風險性更高的創新類投資。

此外，也有個別學者研究了媒體報道對投資水平的影響。例如，胡國強和肖志超（2019）研究發現，媒體關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）認為媒體關注度提升和負面報道壓力可以改善公司非效率投資水平，正面報道傾向加劇過度投資[25]。但已有文獻更多集中于媒體報道數量，對媒體報道傾向如何影響公司投資水平的研究較少。

（三）研究假設

Rogers et al（2016）認為，媒體報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，媒體報道傾向對公司投資水平到底產生什么影響？需要從媒體報道發揮作用的環境分析。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，就能有效彌補個人投資者信息搜尋及解讀能力不足。當媒體情緒具有的情緒信息在市場擴散時，游家興和吳靜（2012）認為將會產生沉默的螺旋效應[20]。媒體作為相對權威的信息來源，其觀點見解往往能得到更廣泛的傳播，更易形成強大的意見環境，并直接作用于不同觀點的人們。積極的意見環境一方面形成外部融資者對公司的信念，對公司運營做出積極判斷，從而緩解公司的融資壓力;另一方面，積極的意見環境會對公司管理層產生影響，使其對公司的發展情況更加樂觀。此外，媒體監督功能弱化可能造成公司負面信息挖掘和深度報道顯著減少，增加公司違規行為被曝光的難度，直接導致報表粉飾、財務造假、騙取財政補貼等問題難于被及時發現。媒體報道傾向在信息效應衰減和監督治理弱化的媒體生態與信息環境的共同作用下，使其在緩解公司委托代理問題方面的作用減弱，從而給管理層擴張投資規模，提高投資水平來進行自利行為提供了空間。綜合上述分析，本文提出以下假設：

H1：媒體報道傾向越積極，公司投資水平越高。

關于媒體報道傾向如何影響投資水平，本文認為主要通過融資渠道、委托代理渠道和預期迎合渠道。融資約束理論認為，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督作用證實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際運行情況，樂意為公司提供融資支持[11]。倪恒旺（2015）、宋婕（2019）認為，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，從而會提供更多融資額度。另一方面，媒體作為外部監督者，對公司的違規行為、投機行為具有較強的約束力[26-27]，能夠提高公司的信息質量。據此，本文提出以下研究假設：

H2a：媒體報道傾向越積極，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者往往依賴媒體報道評判公司發展狀況，尤其在媒體議程設置理論和沉默的螺旋理論作用下，媒體報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，增強管理者的投資沖動，增加過度投資，提高投資水平。同時，媒體樂觀情緒可能會掩飾管理層自利和短視行為，為管理層自利行為創造機會與空間，使其加大投資力度。根據以上邏輯，媒體報道傾向在信息效應衰減和監督治理弱化的媒體生態與信息環境的共同作用下，通過由此造成的信息不對稱、代理沖突以及降低媒體聲譽機制對管理者的自利行為和短視投資的約束效應，從而給管理層自利行為提供機會與空間，通過掩飾效應導致管理者在加劇委托代理矛盾中增加投資，擴張投資規模，提高投資水平。據此，本章提出如下研究假設：

H2b： 媒體報道傾向越積極，委托代理成本越大，公司投資水平越高。

預期迎合渠道認為，公司管理層受積極的輿論環境影響，會迎合市場預期進行投資決策。Polk & Sapienza（2004）最早提出迎合渠道，認為理性的管理者出于推高股價謀取私人收益的動機，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生影響[28]。當投資者情緒受媒體積極樂觀情緒感染而更加高漲時，Kothari（2009）認為會降低公司資本成本和收益波動[21]，使管理者迎合投資者情緒的動機更強，從而提高新增投資水平。反之，當投資者情緒受媒體悲觀情緒感染而低落時，市場認為可能預示了更差的公司業績和股票收益，經理人為了提升公司評價，就會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面情緒均符合情緒循環模式，即情緒信息在不同主體間相互影響。考慮到我國資本市場具有“發展中經濟”和新興市場雙重屬性，市場信息環境較差，投資者情緒易受媒體報道傾向的影響。據此，本文提出以下假設：

H2c：媒體報道傾向越積極，投資者情緒越高漲，公司投資水平越高。

二、研究設計

（一）樣本和數據

本文選擇2006-2019年滬深兩市A股上市公司作為初始樣本，并進行如下篩選：首先，剔除金融行業上市公司，因其使用的會計準則與一般企業不同;其次，剔除ST類股票，因其在異常經營下存在較大風險，媒體報道傾向通常較為負面;最后，剔除其他財務數據缺失的樣本。最終得到的樣本覆蓋2523家上市公司，共計21223個公司-年觀測值。本文研究所使用的媒體報道數據來源于中國研究數據服務平臺（CNRDS）財經新聞庫，其他財務數據來自于萬得（Wind）數據庫和國泰安（CSMAR）數據庫。

（二）變量定義

1.被解釋變量：投資水平

借鑒Duchin et al（2010）、徐業坤等（2013）、靳慶魯等（2015）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）=（構建固定資產、無形資產和其他長期資產支付的現金+取得子公司及其他營業單位支付的現金-處置固定資產、無形資產和其他長期資產收回的現金凈額-處置子公司及其他營業單位收到的現金凈額-固定資產折舊、油氣資產折耗、生產性生物資產折舊）/期初總資產）;第二，投資水平（Investment2）=（構建固定資產、無形資產和其他長期資產支付的現金+取得子公司及其他營業單位支付的現金-處置固定資產、無形資產和其他長期資產收回的現金凈額-處置子公司及其他營業單位收到的現金凈額）/期初總資產;第三，投資水平（Investment3）=（構建固定資產、無形資產和其他長期資產支付的現金）/期初總資產。其中，Investment1在正文中報告，Investment2和Investment3則用于穩健性檢驗。

2.解釋變量：媒體報道傾向

媒體報道傾向的計算基于中國研究數據服務平臺（CNRDS）財經新聞庫。CNRDS數據庫提供了每個上市公司每天的正面報道數量、中性報道數量以及負面報道數量。本文將每家上市公司的年度報道數量加以統計，并通過計算正面報道與負面報道的不平衡程度來度量財經媒體對上市公司的報道傾向，具體計算公式如下：

其中，Slant1i，t和Slant2i.t為公司i在t年的媒體報道傾向。PosCoveragei，t、NegCoveragei，t和TotalCoveragei，t分別為公司i在t年內的正面報道數量、負面報道數量和總報道數量。總報道數量中包含了中性的媒體報道數量。正文中使用Slant1作為主要解釋變量，Slant2用于穩健性檢驗。

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，包括自由現金流（CashFlow）、公司規模（Size）、杠桿率（Leverage）、公司性質（ROA）、市值價值比（BM）、托賓Q值（TobinQ）、公司年限（Age）、股票回報率（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，包括機構持股比例（Inst）、分析師跟蹤（Analyst）和審計機構（Big4）。最后，考慮到媒體報道數量與報道傾向之間存在天然的聯系，且媒體報道數量會對投資水平產生影響，本文也控制了媒體報道數量（Coverage）的影響。所有變量的定義與計算方法詳見表1。此外，還將行業虛擬變量（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建KZ指數：

其中，Div代表現金股利，Cash代表現金持有。將KZ指數作為因變量對CashFlow、Div、Cash、Leverage和TobinQ采用排序邏輯回歸，估計各個變量的回歸系數。再運用上述回歸模型的估計結果，計算出每一家上市公司融資約束的KZ指數。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代表資產結構，Growth代表銷售成長，Tagr代表資產成長，Invt代表投資支出。vi，t為常規意義隨機干擾項，vi，t～i.i.d.N（0，σ2v），ui，t表示代理沖突導致的價值損失即代理成本（AC）。

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

其中，SIGN在考慮現金紅利再投資回報率為正時取1，為負時取-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）模型構建

參考徐光偉等（2019）的研究，本文使用以下回歸方程來檢驗基準假設：

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年的報道傾向。本文考察媒體報道對未來期投資水平的影響，有以下兩點原因：首先，從媒體報道傾向的產生到公司實施相應投資行為具有一定時滯;此外，在媒體報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生性問題。

參考溫忠麟等（2005）提出的中介效應檢驗辦法[30]，本文采用逐步回歸的方法，對媒體報道傾向影響投資水平的渠道加以檢驗。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、實證分析

（一）描述性統計

表2報告了本文主要變量的描述性統計結果。可以發現，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;媒體報道傾向Slant1、Slant2的中位數分別為0.236和0.171，四分位數分別為0.0085和0.0061。可見樣本數據中至少3/4的媒體報道為正面報道，這與我國正面媒體情緒占主導的媒體環境相符合。媒體報道數量（Coverage）均值為177.51篇（=e5.1790），標準差為3.34篇（=e1.207），表明我國上市公司在媒體報道數量上存在較大差異。此外，平均而言，樣本公司規模為42.49（=e22.17）億元，現金流占比為0.0539，杠桿率為47.50%，資產收益率為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%，機構持股比例為39.40%， 4位分析師（=e1.4570）跟蹤，6%的樣本公司又四大審計公司審計。

（二）媒體報道傾向對投資水平的影響

本部分通過模型（3）實證檢驗了媒體報道傾向對投資水平的影響，回歸結果見表3。由回歸結果可以發現，無論控制行業與年份與否，媒體報道傾向均與未來期投資水平在1%水平上顯著正相關。這一結果表明，媒體報道傾向越積極，公司未來的投資水平越高，證實了研究假設1。同時，觀察控制變量的系數與顯著性發現，當上市公司擁有較多媒體報道、較高自由現金流水平、較小規模、較高盈利能力和成長性、較短上市年限時，公司的投資水平更高，與Denis & Sibilkov（2010）、Bond et al（2012）的研究結果基本一致。此外，本文研究發現，機構投資者持股、分析師跟蹤和審計公司聲譽對上市公司投資水平同樣存在積極影響。

（三）作用機制檢驗

前文研究已經證明，媒體報道傾向對公司投資水平具有積極影響，本節進一步研究其背后的作用機理，對融資約束渠道、委托代理渠道和預期迎合渠道進行實證檢驗。表4報告了逐步回歸的結果。結合第（1）、第（4）列回歸結果可見，代理成本是媒體報道傾向作用于投資水平的中介渠道，即媒體報道傾向通過加大代理成本增加了投資水平。初步證實了假設2b。結合第（2）、第（5）列結果可見，投資者情緒也是媒體報道傾向作用于投資水平的中介渠道，即媒體報道傾向通過增加投資者情緒，進而增加了投資水平，初步證實了研究假設2c。由第（3）列可見，媒體報道傾向顯著緩解了公司的融資約束，在1%水平顯著。同時，第（6）列回歸結果表明，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2a未得到證實。

進一步地，考慮到逐步回歸法并未直接檢驗中介渠道的顯著性，本文參考宋獻中等（2017）的研究，使用Bootstrap方法進一步檢驗了委托代理渠道和預期迎合渠道中介作用顯著性，并比較兩條路徑的占優情況。表5報告的檢驗結果顯示，委托代理和投資者情緒的中介效應均在1%水平顯著，證實研究假設2b、2c;進一步，通過比較兩個中介效應的大小，證實了委托代理渠道在1%水平上顯著占優于預期迎合渠道，即媒體報道傾向是通過委托代理和預期迎合渠道對投資水平產生影響。

（四）穩健性及內生性檢驗

1.穩健性檢驗

首先，本文通過替換核心變量的度量進行穩健性檢驗。表6報告了將被解釋變量換為Investment2和Investment3的回歸結果，表7報告了將解釋變量替換為Slant2的回歸結果。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結果可見，媒體報道傾向與投資水平仍然在1%水平顯著正相關，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果，證實了本文結論的穩健性。

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年金融危機與2015年股市劇烈震蕩的影響。回歸結果如表8所示，媒體報道傾向對投資水平的正向影響仍然顯著存在。

2.內生性處理

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

此外，本文進一步參考楊玉龍等（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近會對其報道情緒產生顯著影響。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道傾向越積極，特別是本地媒體表現突出。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。

這一工具變量的計算遵循以下步驟：第一，通過國泰安數據庫獲取所有上市公司的經緯度信息，通過CNRDS數據庫提供的媒體屬地信息，手工獲取所有媒體所在度的經緯度信息。第二，參考Du（2012）的研究，使用公司和媒體的經緯度信息，計算公司i與媒體j所屬地之間的直線距離[31]，具體計算公式如式（9）-（11）所示。第三，以媒體j對公司i在t年報道數量占公司i年度報道數量的比例為權重，對公司i與所有媒體之間的距離進行加權平均，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度和緯度，λF和φF分別為上市公司所在地的經度和緯度。

其中，AverageDistancei，t為公司i在t年與所有報道媒體的加權平均距離，Distancei，j為媒體j與公司i之間的距離，Coveragei，j，t為媒體j在t年內對公司i的全部報道數量，TotalCoveragei，t為公司i在t年擁有的全部媒體報道數量。

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

四、進一步研究

（一）媒體報道傾向的助推與減緩效應

由于上市公司投資水平存在增加或減少的可能，本文將投資水平區分為增加組與減少組，以考察積極的媒體報道傾向是否具有投資水平增加的“助推效應”和投資水平減少的“減緩效應”。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，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，以度量投資水平的減少程度。進而，分別在兩組樣本中檢驗媒體報道傾向與投資水平增加或減少程度之間的關系。

表11報告了分組回歸的結果，由第（1）列可以看出，媒體積極報道傾向與投資水平的增加存在正相關關系，且在1%水平上顯著，這一結果表明，積極的媒體報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”。第（2）列的回歸結果顯示，媒體積極報道傾向與投資的減少存在負相關關系，且在1%水平顯著，表明積極的媒體報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”。

（二）管理層迎合媒體傾向的動機

前文的中介效應檢驗結果表明，媒體積極報道傾向對投資水平的增加作用主要是通過投資者迎合渠道實現的，本節進一步從行業層面考察管理層的迎合動機。具體來說，本節使用行業赫芬達爾指數（HHI）作為行業競爭度的度量，并認為競爭越激烈的行業，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，迎合媒體報道傾向的動機越強。為了驗證這一假設，本文構建如下模型：

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

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

表12報告了模型（12）的回歸結果，由回歸結果可見，在加入了行業集中度變量及其與媒體報道傾向的交乘項之后，媒體報道傾向于投資水平的正相關關系仍在1%水平上顯著。同時，觀察行業集中度（HHI）與媒體報道傾向（Slant1）的交乘項可見，HHI取值越大，媒體報道傾向與投資水平之間的正相關關系越弱。考慮到HHI取值越大，行業的競爭程度越弱，這一結果表明，在競爭越激烈的行業中，公司迎合媒體報道傾向的動機越強，表現為媒體積極報道傾向對投資水平的促進作用越強。

（三）媒體異質性特征的調節效應

本節針對媒體報道的異質性展開研究。首先，媒體報道傾向的計算中使用了正面報道與負面報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道數量的增加，另一方面是由于負面報道的減少。考慮到正面報道與負面報道對投資水平的影響可能存在不對稱性，本節將傾向拆分為正面報道數量和負面報道數量分別檢驗。表13報告了不同性質媒體對投資水平的影響，由回歸結果可見，正面報道數量與公司投資水平在1%水平顯著正相關，負面報道數量與公司投資水平在1%水平顯著負相關，兩列回歸系數接近，正面報道數量的系數的絕對值略大于負面報道數量。以上結果表明正面報道和負面報道都會對公司的投資水平產生顯著影響。

除了媒體正負面報道的異質性之外，本節還關注了媒體的一些其他特征。具體考察了媒體的原創性和產權性質。其中，原創性由CNRDS數據庫提供的基礎數據計算得到。媒體的產權性質則通過查詢媒體報道來源的主辦、主管單位加以判斷，若媒體主體屬于國有，則認為該媒體的產權性質歸為國有。通過將所有媒體報道劃分為原創報道和轉載報道，國有媒體與市場化媒體，并分別計算媒體報道傾向。

表14報告了不同性質媒體的報道傾向對公司投資水平的影響。由（1）、（2）列回歸結果可見，原創媒體報道傾向（Original_Slant1）的系數大于轉載媒體報道傾向（Reprint_Slant1）的系數，且t值也更大，顯著性更強，一定程度上表明原創性媒體報道傾向對投資水平的影響更大。由（3）、（4）列可見，市場化媒體報道傾向的回歸系數（Market_Slant1）大于國有媒體（State_Slant1）的系數，且t值也更大，顯著性更強，一定程度上表明市場化媒體報道傾向對投資水平的影響更大。產生上述結果的原因可能是原創媒體與市場化媒體具有更高的信息含量，因此其報道富含的傾向價值更大，對公司投資水平的影響程度也更強。

（四）媒體報道傾向對投資水平的中長期影響

本節關注了媒體報道傾向對投資水平的中長期影響。具體來說，考察了媒體報道傾向對公司未來1至4年投資水平的影響。表15報告了回歸結果，可見隨著時間推移，媒體報道傾向（Slant1）的系數逐漸減小，從0.0490降至-0.0008，同時，媒體報道傾向系數的顯著性也逐漸降低，表明媒體報道傾向對投資水平的正向影響逐年衰減，且在三年后完全消失。這一回歸結果表明，媒體對公司投資水平的影響具有持續性，大約能夠持續三年之久。

（五）媒體報道傾向影響投資水平的經濟后果

最后，本文考察了媒體報道傾向導致的投資水平增加，會帶來怎樣的經濟后果。具體來說，依據Core et al（1999）、Hwang & Kim（2009）以及唐松和孫錚（2014）的方法，進一步檢驗媒體報道傾向所引致的超額投資水平與公司投資效率之間的關系。這一方法的基本思想是，通過考察由媒體報道傾向引致的公司超額投資水平與投資效率之間的關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營現狀的，則不會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（Core et al， 1999; Hwang & Kim， 2009; 唐松和孫錚， 2014）的方法，估計出由媒體報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道傾向系數（0.0490）與媒體報道傾向（Slant1）相乘計算而得。同時，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）的回歸結果。從表中可以看出，ExcessInvestment1的系數在1%水平上顯著為正，表明由媒體報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。這一結果表明，公司迎合媒體報道傾向增加的投資水平并不完全理性，且媒體驅動的超額投資水平最終損害了公司的投資效率。

五、結論與建議

本文選取我國滬深股市2006-2019年2523家上市公司共計21223公司-年觀測值樣本數據，實證研究了媒體報道傾向與公司投資水平之間的關系及其作用機制。研究表明，媒體報道傾向顯著增加了公司未來的投資水平，作用機制為委托代理渠道和預期迎合渠道，委托代理渠道為占優渠道。研究結果穩健。進一步的研究發現，媒體報道傾向對投資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，行業競爭度越強，媒體報道傾向與投資水平的正相關關系越強，原創媒體與市場化媒體的報道傾向對投資水平的影響更大。中長期影響發現，媒體報道傾向對投資水平的影響可達三年之久。然而，媒體驅動的投資水平最終會導致投資效率的降低，一定程度上證實了媒體驅動投資的非理性。

依據本文的研究成果，我們提出以下建議：第一，公司應繼續加大公司治理，化解委托代理矛盾，提高信息透明度;同時，公司管理層應審慎對待市場中對公司自身的各種報道，基于公司實際情況、發展戰略布局等因素，做出與公司實際情況相適應的投資決策，而不應受到積極報道傾向的影響，盲目增加投資水平。第二，我國證券市場素有“消息市”的特點，投資者熱衷于炒熱點，且因為市場中散戶比例眾多，受到媒體報道傾向煽動的可能性更大。根據本文的研究成果，我們認為市場投資者在進行投資時，也應更多關注公司的實際經營與發展情況，盡量免受媒體煽動產生偏離實際的預期。第三，政府應該加強對媒體的監管，尤其要限制、約束各種原因導致的傾向性媒體報道，促使媒體通過客觀報道事實贏得公信力。

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（責任編輯：周正）