李倩 吴昊 王嘉敏

内容提要：基于媒体报道的信息中介和外部监督功能，本文以2006-2019年沪深两市A股为样本，实证检验媒体报道倾向对公司投资水平的影响。结果表明，媒体报道倾向与公司投资水平显著正相关，即积极的舆论环境能够促进公司新增投资规模扩大。机制分析发现，媒体报道倾向主要通过加大委托代理成本和助推投资者情绪增加投资水平，委托代理渠道为占优渠道。进一步研究表明，行业竞争度越强，媒体报道倾向与投资水平的正相关关系越紧密，原创媒体与市场化媒体的报道倾向对投资水平的影响更大。然而，经济后果的分析发现，媒体驱动的超额投资水平最终会导致投资效率降低，一定程度上证实了媒体驱动投资的非理性。

关键词：媒体报道倾向;投资水平;融资约束;委托代理;预期迎合

中图分类号：F832.48;F830 文献标识码：A 文章编号：1001-148X（2021）06-0081-12

作者简介：李倩（1982-），女，吉林汪清人，西安交通大学经济与金融学院教授，博士生导师，管理学博士，研究方向：行为金融、公司金融、投资组合管理;吴昊（1989-），男，北京人，西安交通大学经济与金融学院博士研究生，研究方向：行为金融、公司金融、投资组合管理;王嘉敏（1992-），女，西安人，西安交通大学经济与金融学院博士研究生，研究方向：行为金融学。

基金项目：教育部人文社科规划基金项目，项目编号：17YJA790047;陕西省软科学重点项目，项目编号：2020KRZ018;广电总局部级社科研究项目，项目编号：GD2033;陕西省社科界重大理论与现实问题研究项目，项目编号： 20JZ-25。

媒体作为重要的市场参与者，在资本市场上发挥着信息中介和外部监督作用。一方面，媒体作为信息中介者，通过对信息的加工与传播，能够增加信息效率，降低信息不对称[1-4]。另一方面，媒体作为外部监督者，能够抑制公司的违规行为和投机倾向，提高公司的治理水平，对投资者起保护作用[5-6]。然而，媒体报道会受其他因素干扰产生有偏报道。例如，广告费[7-8]、投资者关系公司[9]、媒体的国有产权[10]等因素，均会使媒体报道产生倾向性偏差。此外，公司在IPO、股权再融资等事件中会主动干预媒体报道，寻求有利的舆论环境[11]，甚至将媒体的公司治理演变为“媒体操纵”[12]。投资作为创造价值、促进实体经济发展的驱动力，也是影响公司战略和价值实现的重要财务决策。那么，媒体报道倾向是否会对公司投资水平产生影响？

一、文献综述与研究假设

（一）媒体报道倾向

首先，媒體报道影响公司信息环境。媒体报道是改善信息环境、减少信息摩擦的有效方式[2]，也是市场参与者依赖的信源[13]，形成股东和债权人对媒体信息的依赖。随着股权融资渠道理论的发展，Bhattacharya et al（2009）指出，媒体正面报道能够提高企业在资本市场上的融资能力[11]。已有研究一度聚焦于公司IPO对公司融资的支持，一致认为媒体报道在公司IPO时，能够减少信息摩擦，激发市场需求。Solomon（2012）发现媒体倾向于报道好消息甚于坏消息[9];Gurun & Butler（2012）关注到当地媒体很少以负面词汇报道当地公司的“倾斜性报道”现象[8];孔东民等（2013）认为，媒体倾向于以正面乐观情绪报道公司而放弃中立立场[14]。乐观报道越多，投资者越关注，由投资者情绪高涨引起的公司股价上升就能够增加投资者收益，使外部融资相对容易，新增投资水平提高。反之，负面报道可能导致投资者关注及投资热情消退，外部融资成本上升，融资约束加剧，减少新增投资。

其次，媒体报道包含的倾向信息会影响投资者的情绪及预期。例如，Tetlock（2007）为华尔街日报构建股票交易情绪指数，发现悲观的新闻报道能够导致低落的投资者情绪[15]。Kraussl & Mirgorodskaya（2017）强调媒体情绪是投资者情绪的引导者[16]，个人投资者则被视为噪音交易者和情绪投资者，非理性的“噪音交易”不仅带来“信息损失”，还可能削弱媒体原本具有的改善信息不对称的积极效应[8]。一方面，可能引起投资者的认知偏差，Boudoukh et al（2019）认为会进而显著影响资本价格形成与波动，改变市场参与者信念[17];另一方面，媒体报道倾向由于传递游家兴等（2018）所说的“偏离公正性和客观性”的信息[18]，以及Lott & Hassett（2014）强调的错误信息[19]，使公司股价偏离基本价值[20]。由于企业投资水平与市场误定价正相关，因此，可能出现股价波动通过融资结构影响投资决策的现象。

最后，媒体报道通过影响相对理性的公司管理者，影响公司财务决策。根据迎合投资理论，理性的管理者具有推高股价谋取私人收益的动机，以及跟随公司股票短期走势，迎合非理性投资者情绪的倾向。当投资者情绪受媒体情绪感染而进一步高涨时，Kothari（2009）发现会降低公司资本成本和收益波动[21]，管理者迎合投资动机增强，提高新增投资水平。反之，投资者情绪受媒体悲观情绪感染而低落时，市场认为可能预示了更差的公司业绩和股票收益，经理人为了提升投资者对公司的评价，基于迎合目的追加投资以提振投资者信心。经验研究认为经济衰退期的媒体报道通过影响投资者情绪提高定价效率，媒体积极情绪能够影响投资者的乐观预期。依据Kraussl & Mirgorodskaya（2017）媒体情绪引领投资者情绪的研究结论[16]，即可推导出媒体报道倾向通过投资者情绪影响公司管理层决策的理论逻辑。有实证研究表明，融资约束较小的企业容易应对市场非理性情绪，并发现美国市场的迎合投资比融资约束对投资水平的影响更显著。此外，受媒体影响，管理者也可能出现非理性投资决策，理论基础可以追溯到“自以为是假说（Hubris）”。按照行为公司金融理论，无论是管理者乐观主义高估预期收益，还是过度自信低估未来风险，都会导致管理者的次优决策。

（二）投资水平

如何利用有限资源提高投资水平是公司面临的重要问题，事关投资效率提高和公司价值增值。现有研究认为，影响公司投资水平的因素主要有两个方面，一是公司现金流;二是公司财务因素。

首先，现金流是影响公司投资水平的基础性因素。Stiglitz & Weiss（1981）指出，具有融资约束的公司往往投资不足，表现为现金流短缺，即便信誉卓著的公司也难免因融资约束而影响投资水平[22]。Myers & Majluf（1984）认为信息不对称增加公司外部融资成本[23];Fazzari et al（1988）则根据信息不对称理论提出融资约束假说，实证检验结果证明，企业融资约束与投资-现金流敏感性正相关[24]。Kim et al（1998）以及Opler et al（1999）发现持有现金与投资水平与方向正相关。许多学者还对现金流与投资水平的关系在不同国家进行实证检验，比如，Brown & Petersen（2011）发现现金流是美国企业R&D支出的主要来源。Bond et al（2005）对英德两国的比较研究发现，英国企业研发投资对现金流敏感而德国企业不敏感。Czamitzki & Hottenrott（2011）对德国企业的研究发现，内部资金对研发投资的影响大于对资本投资的影响，证明现金流对投资的影响有显著的方向性。现金流不仅提高投资水平，当面临外部冲击时还能预防风险、缓和财务危机、抵御对投资的负面影响。但在现实中人们发现，持有现金越少的公司往往治理越好，过多的现金反会成为管理者过度投资的证据。这一差异反映了理论与现实的差距，弥合差距需要借助财务因素。

其次，公司财务因素能够对投资水平产生重要影响。公司为了减少资本市场融资约束的影响，通常会采用三种方式方法。一是选择调整资本结构主动保持财务弹性。Graham & Harvey（2001）、Brown & Peterson（2011）发现财务弹性通过缓解融资约束提高公司投资水平。陈红兵和连玉君（2013）则为财务弹性显著提高投资水平提供了中国证据。二是以金融自助（bootstrap financing）培育企业竞争优势。Baker & Nelson（2005）认为利用创业者个人融资关系优势，加强同关键资源提供者之间的依赖关系，就可以在门槛低、无需抵押的情况下弥补资金缺口。三是以信贷配给影响投资方向。Stiglitz & Weiss（1981）、Sharp（1991）、Hellmann & Stiglitz（2000）认为，商业银行具有给固定资产多的公司贷款的动机和行为倾向，遵循“抵押担保至上”原则，这样一旦发生风险，就能以处置固定资产的收益弥补损失。信贷配给不仅影响投资水平，还影响投资方向，Manso（2011）认为，以资本性支出衡量的投资，大部分形成廠房与设备等固定资产，即债权人偏好的形式及公司迎合偏好的结果，相应地，股权融资能够促进企业进行风险性更高的创新类投资。

此外，也有个别学者研究了媒体报道对投资水平的影响。例如，胡国强和肖志超（2019）研究发现，媒体关注通过情绪功能缓解股票低估引起的投资削减，加剧股票高估引起的过度投资。顾露露等（2020）认为媒体关注度提升和负面报道压力可以改善公司非效率投资水平，正面报道倾向加剧过度投资[25]。但已有文献更多集中于媒体报道数量，对媒体报道倾向如何影响公司投资水平的研究较少。

（三）研究假设

Rogers et al（2016）认为，媒体报道是市场参与者依赖的主要信源[13]，也是改变投资者信念的要素。那么，媒体报道倾向对公司投资水平到底产生什么影响？需要从媒体报道发挥作用的环境分析。已有研究表明，媒体作为重要的信息中介者，通过挖掘和加工公司信息，将其散布于投资者之中，就能有效弥补个人投资者信息搜寻及解读能力不足。当媒体情绪具有的情绪信息在市场扩散时，游家兴和吴静（2012）认为将会产生沉默的螺旋效应[20]。媒体作为相对权威的信息来源，其观点见解往往能得到更广泛的传播，更易形成强大的意见环境，并直接作用于不同观点的人们。积极的意见环境一方面形成外部融资者对公司的信念，对公司运营做出积极判断，从而缓解公司的融资压力;另一方面，积极的意见环境会对公司管理层产生影响，使其对公司的发展情况更加乐观。此外，媒体监督功能弱化可能造成公司负面信息挖掘和深度报道显著减少，增加公司违规行为被曝光的难度，直接导致报表粉饰、财务造假、骗取财政补贴等问题难于被及时发现。媒体报道倾向在信息效应衰减和监督治理弱化的媒体生态与信息环境的共同作用下，使其在缓解公司委托代理问题方面的作用减弱，从而给管理层扩张投资规模，提高投资水平来进行自利行为提供了空间。综合上述分析，本文提出以下假设：

H1：媒体报道倾向越积极，公司投资水平越高。

关于媒体报道倾向如何影响投资水平，本文认为主要通过融资渠道、委托代理渠道和预期迎合渠道。融资约束理论认为，媒体的乐观情绪能够缓解公司融资压力，提高投资水平。已有研究从媒体的信息中介和外部监督作用证实了媒体对公司融资约束具有缓解作用。一方面，媒体的信息中介功能可以降低公司内外部的信息不对称程度[4]，使外部融资者能够更好了解公司的实际运行情况，乐意为公司提供融资支持[11]。倪恒旺（2015）、宋婕（2019）认为，媒体情绪越乐观，外部资金提供者对公司的前景就更有信心，从而会提供更多融资额度。另一方面，媒体作为外部监督者，对公司的违规行为、投机行为具有较强的约束力[26-27]，能够提高公司的信息质量。据此，本文提出以下研究假设：

H2a：媒体报道倾向越积极，公司融资约束越小，投资水平越高。

在媒体参与公司治理的框架中，潜在的投资者及利益相关者往往依赖媒体报道评判公司发展状况，尤其在媒体议程设置理论和沉默的螺旋理论作用下，媒体报道的倾向性可能被放大，更容易传递情绪性偏差信息，引起股东和经理人、控股股东与中小股东之间的信息不对称，加剧委托代理冲突，增强管理者的投资冲动，增加过度投资，提高投资水平。同时，媒体乐观情绪可能会掩饰管理层自利和短视行为，为管理层自利行为创造机会与空间，使其加大投资力度。根据以上逻辑，媒体报道倾向在信息效应衰减和监督治理弱化的媒体生态与信息环境的共同作用下，通过由此造成的信息不对称、代理冲突以及降低媒体声誉机制对管理者的自利行为和短视投资的约束效应，从而给管理层自利行为提供机会与空间，通过掩饰效应导致管理者在加剧委托代理矛盾中增加投资，扩张投资规模，提高投资水平。据此，本章提出如下研究假设：

H2b： 媒体报道倾向越积极，委托代理成本越大，公司投资水平越高。

预期迎合渠道认为，公司管理层受积极的舆论环境影响，会迎合市场预期进行投资决策。Polk & Sapienza（2004）最早提出迎合渠道，认为理性的管理者出于推高股价谋取私人收益的动机，倾向于跟随公司股票的短期走势，从而对公司投资决策行为产生影响[28]。当投资者情绪受媒体积极乐观情绪感染而更加高涨时，Kothari（2009）认为会降低公司资本成本和收益波动[21]，使管理者迎合投资者情绪的动机更强，从而提高新增投资水平。反之，当投资者情绪受媒体悲观情绪感染而低落时，市场认为可能预示了更差的公司业绩和股票收益，经理人为了提升公司评价，就会采取追加投资的方式提振投资者信心。

Nofsinger（2005）指出，高低变化的投资者情绪对管理者情绪具有“塑造”功能[29]，无论正面情绪还是负面情绪均符合情绪循环模式，即情绪信息在不同主体间相互影响。考虑到我国资本市场具有“发展中经济”和新兴市场双重属性，市场信息环境较差，投资者情绪易受媒体报道倾向的影响。据此，本文提出以下假设：

H2c：媒体报道倾向越积极，投资者情绪越高涨，公司投资水平越高。

二、研究设计

（一）样本和数据

本文选择2006-2019年沪深两市A股上市公司作为初始样本，并进行如下筛选：首先，剔除金融行业上市公司，因其使用的会计准则与一般企业不同;其次，剔除ST类股票，因其在异常经营下存在较大风险，媒体报道倾向通常较为负面;最后，剔除其他财务数据缺失的样本。最终得到的样本覆盖2523家上市公司，共计21223个公司-年观测值。本文研究所使用的媒体报道数据来源于中国研究数据服务平台（CNRDS）财经新闻库，其他财务数据来自于万得（Wind）数据库和国泰安（CSMAR）数据库。

（二）变量定义

1.被解释变量：投资水平

借鉴Duchin et al（2010）、徐业坤等（2013）、靳庆鲁等（2015）的已有研究，本文采用三种常见的方法度量公司投资水平：第一，投资水平（Investment1）=（构建固定资产、无形资产和其他长期资产支付的现金+取得子公司及其他营业单位支付的现金-处置固定资产、无形资产和其他长期资产收回的现金净额-处置子公司及其他营业单位收到的现金净额-固定资产折旧、油气资产折耗、生产性生物资产折旧）/期初总资产）;第二，投资水平（Investment2）=（构建固定资产、无形资产和其他长期资产支付的现金+取得子公司及其他营业单位支付的现金-处置固定资产、无形资产和其他长期资产收回的现金净额-处置子公司及其他营业单位收到的现金净额）/期初总资产;第三，投资水平（Investment3）=（构建固定资产、无形资产和其他长期资产支付的现金）/期初总资产。其中，Investment1在正文中报告，Investment2和Investment3则用于稳健性检验。

2.解释变量：媒体报道倾向

媒体报道倾向的计算基于中国研究数据服务平台（CNRDS）财经新闻库。CNRDS数据库提供了每个上市公司每天的正面报道数量、中性报道数量以及负面报道数量。本文将每家上市公司的年度报道数量加以统计，并通过计算正面报道与负面报道的不平衡程度来度量财经媒体对上市公司的报道倾向，具体计算公式如下：

其中，Slant1i，t和Slant2i.t为公司i在t年的媒体报道倾向。PosCoveragei，t、NegCoveragei，t和TotalCoveragei，t分别为公司i在t年内的正面报道数量、负面报道数量和总报道数量。总报道数量中包含了中性的媒体报道数量。正文中使用Slant1作为主要解释变量，Slant2用于稳健性检验。

3.其他控制变量

借鉴饶品贵等（2017）、乔智和干杏娣（2019）、徐光伟等（2019）的研究，本文控制了一系列公司层面的特征变量，包括自由现金流（CashFlow）、公司规模（Size）、杠杆率（Leverage）、公司性质（ROA）、市值价值比（BM）、托宾Q值（TobinQ）、公司年限（Age）、股票回报率（Return）等公司基本特征变量。其次，还控制了管理层持股比例（Exeshr）、两职兼任（Duality）来捕捉公司的内部治理水平。此外，将市场中的其他信息中介者也加入了控制，包括机构持股比例（Inst）、分析师跟踪（Analyst）和审计机构（Big4）。最后，考虑到媒体报道数量与报道倾向之间存在天然的联系，且媒体报道数量会对投资水平產生影响，本文也控制了媒体报道数量（Coverage）的影响。所有变量的定义与计算方法详见表1。此外，还将行业虚拟变量（Industry）和年度虚拟变量（Year）作为控制变量加入回归。

4.中介变量

融资约束的度量借鉴Kaplan & Zingales（1997）的方法，以中国上市公司为样本构建KZ指数：

其中，Div代表现金股利，Cash代表现金持有。将KZ指数作为因变量对CashFlow、Div、Cash、Leverage和TobinQ采用排序逻辑回归，估计各个变量的回归系数。再运用上述回归模型的估计结果，计算出每一家上市公司融资约束的KZ指数。KZ越大，上市公司面临的融资约束越大。

代理成本的度量借鉴苏治和连玉君（2011）的研究，使用随机前沿模型估算公司代理成本。具体估算模型如下：

其中，Tang代表资产结构，Growth代表销售成长，Tagr代表资产成长，Invt代表投资支出。vi，t为常规意义随机干扰项，vi，t～i.i.d.N（0，σ2v），ui，t表示代理冲突导致的价值损失即代理成本（AC）。

投资者情绪的度量借鉴Li et al（2019）的研究，使用调整方向的换手率度量个股投资者情绪[10]：

其中，SIGN在考虑现金红利再投资回报率为正时取1，为负时取-1，Turnoveri，t为年均换手率。Sentimenti，t取值越大，则公司i在t年的投资者情绪越积极。

（三）模型构建

参考徐光伟等（2019）的研究，本文使用以下回归方程来检验基准假设：

其中，Investment1i，t+1为公司i在t+1年的投资水平，Slant1i，t为媒体对于公司i在t年的报道倾向。本文考察媒体报道对未来期投资水平的影响，有以下两点原因：首先，从媒体报道倾向的产生到公司实施相应投资行为具有一定时滞;此外，在媒体报道倾向与投资水平之间引入滞后期，可以缓解反向因果带来的内生性问题。

参考温忠麟等（2005）提出的中介效应检验办法[30]，本文采用逐步回归的方法，对媒体报道倾向影响投资水平的渠道加以检验。具体回归方程如下：

上述方程中Mediator为中介变量，包括融资约束（KZ）、委托代理成本（AC）和投资者情绪（Signturnover）。

三、实证分析

（一）描述性统计

表2报告了本文主要变量的描述性统计结果。可以发现，公司t+1期投资水平Investment1t+1、Investment2t+1、Investment3t+1的均值分别为0.0510、0.0547和0.0567;媒体报道倾向Slant1、Slant2的中位数分别为0.236和0.171，四分位数分别为0.0085和0.0061。可见样本数据中至少3/4的媒体报道为正面报道，这与我国正面媒体情绪占主导的媒体环境相符合。媒体报道数量（Coverage）均值为177.51篇（=e5.1790），标准差为3.34篇（=e1.207），表明我国上市公司在媒体报道数量上存在较大差异。此外，平均而言，样本公司规模为42.49（=e22.17）亿元，现金流占比为0.0539，杠杆率为47.50%，资产收益率为3.82%，账面市值比为0.5550，托宾Q为2.4740，公司上市年限为10.84（=e2.3830）年。平均回报率为0.2680，表明一半以上的观测值具有正收益。另外，平均来看，管理层持股比例为3.39%，两职兼任公司的观察值仅占3%，机构持股比例为39.40%， 4位分析师（=e1.4570）跟踪，6%的样本公司又四大审计公司审计。

（二）媒体报道倾向对投资水平的影响

本部分通过模型（3）实证检验了媒体报道倾向对投资水平的影响，回归结果见表3。由回归结果可以发现，无论控制行业与年份与否，媒体报道倾向均与未来期投资水平在1%水平上显著正相关。这一结果表明，媒体报道倾向越积极，公司未来的投资水平越高，证实了研究假设1。同时，观察控制变量的系数与显著性发现，当上市公司拥有较多媒体报道、较高自由现金流水平、较小规模、较高盈利能力和成长性、较短上市年限时，公司的投资水平更高，与Denis & Sibilkov（2010）、Bond et al（2012）的研究结果基本一致。此外，本文研究发现，机构投资者持股、分析师跟踪和审计公司声誉对上市公司投资水平同样存在积极影响。

（三）作用机制检验

前文研究已经证明，媒体报道倾向对公司投资水平具有积极影响，本节进一步研究其背后的作用机理，对融资约束渠道、委托代理渠道和预期迎合渠道进行实证检验。表4报告了逐步回归的结果。结合第（1）、第（4）列回归结果可见，代理成本是媒体报道倾向作用于投资水平的中介渠道，即媒体报道倾向通过加大代理成本增加了投资水平。初步证实了假设2b。结合第（2）、第（5）列结果可见，投资者情绪也是媒体报道倾向作用于投资水平的中介渠道，即媒体报道倾向通过增加投资者情绪，进而增加了投资水平，初步证实了研究假设2c。由第（3）列可见，媒体报道倾向显著缓解了公司的融资约束，在1%水平显著。同时，第（6）列回归结果表明，公司融资约束越高，投资水平越低，但这一作用并不显著，因此假设2a未得到证实。

进一步地，考虑到逐步回归法并未直接检验中介渠道的显著性，本文参考宋献中等（2017）的研究，使用Bootstrap方法进一步检验了委托代理渠道和预期迎合渠道中介作用显著性，并比较两条路径的占优情况。表5报告的检验结果显示，委托代理和投资者情绪的中介效应均在1%水平显著，证实研究假设2b、2c;进一步，通过比较两个中介效应的大小，证实了委托代理渠道在1%水平上显著占优于预期迎合渠道，即媒体报道倾向是通过委托代理和预期迎合渠道对投資水平产生影响。

（四）稳健性及内生性检验

1.稳健性检验

首先，本文通过替换核心变量的度量进行稳健性检验。表6报告了将被解释变量换为Investment2和Investment3的回归结果，表7报告了将解释变量替换为Slant2的回归结果。替换变量的具体度量方式详见表1中的变量说明。由表6、表7结果可见，媒体报道倾向与投资水平仍然在1%水平显著正相关，表明核心变量度量方法的改变并未影响本文的主要研究结果，证实了本文结论的稳健性。

此外，参考赵玉洁（2019）的研究，本文剔除了2008年之前和2015年之后的样本，以排除2008年金融危机与2015年股市剧烈震荡的影响。回归结果如表8所示，媒体报道倾向对投资水平的正向影响仍然显著存在。

2.内生性处理

首先，为了排除遗漏变量这一可能导致内生性的问题，本文在模型中加入了公司固定效应，以捕捉未被控制变量观测到的因素。表9报告了加入公司固定效应的回归结果，在固定公司之后，媒体报道倾向仍然在1%水平上增加公司未来投资水平，表明本文核心结论并未受到遗漏公司层面变量的影响。

此外，本文进一步参考杨玉龙等（2016）的研究，选择上市公司总部与媒体所属地之间的距离（Distance）作为工具变量。选择距离作为工具变量的原因在于，公司与媒体的距离远近会对其报道情绪产生显著影响。在Engelberg & Parsons（2011）、Gurun & Butler（2012）、游家兴等（2018）看来，与公司越近的媒体对其报道倾向越积极，特别是本地媒体表现突出。而公司与媒体的距离对公司的投资决策并无直接的逻辑联系，因此，公司与媒体的距离是本文研究合适的工具变量。

这一工具变量的计算遵循以下步骤：第一，通过国泰安数据库获取所有上市公司的经纬度信息，通过CNRDS数据库提供的媒体属地信息，手工获取所有媒体所在度的经纬度信息。第二，参考Du（2012）的研究，使用公司和媒体的经纬度信息，计算公司i与媒体j所属地之间的直线距离[31]，具体计算公式如式（9）-（11）所示。第三，以媒体j对公司i在t年報道数量占公司i年度报道数量的比例为权重，对公司i与所有媒体之间的距离进行加权平均，得到上市公司与媒体年度平均距离（Distance）作为工具变量，具体计算公式如式（12）所示。

其中Distance为媒体归属地与上市公司总部之间的距离，λM和φM分别为媒体所在地的经度和纬度，λF和φF分别为上市公司所在地的经度和纬度。

其中，AverageDistancei，t为公司i在t年与所有报道媒体的加权平均距离，Distancei，j为媒体j与公司i之间的距离，Coveragei，j，t为媒体j在t年内对公司i的全部报道数量，TotalCoveragei，t为公司i在t年拥有的全部媒体报道数量。

表10报告了两阶段最小二乘法的回归结果，由第一阶段的结果可见，公司与媒体的距离越远，媒体报道的积极倾向越小，与上文中的预期一致。第二阶段的结果表明，媒体报道倾向对投资水平的正向影响仍然显著。这一结果表明，本文的核心结论在考虑了内生问题后仍然成立，即媒体报道倾向越积极，公司的投资水平越高。

四、进一步研究

（一）媒体报道倾向的助推与减缓效应

由于上市公司投资水平存在增加或减少的可能，本文将投资水平区分为增加组与减少组，以考察积极的媒体报道倾向是否具有投资水平增加的“助推效应”和投资水平减少的“减缓效应”。具体来说，在投资水平增加组中，投资水平大于0的取原值，小于0的按0计，以度量投资水平的增加程度;在投资水平减少组中，投资水平小于0的取原值，大于0的按0计，以度量投资水平的减少程度。进而，分别在两组样本中检验媒体报道倾向与投资水平增加或减少程度之间的关系。

表11报告了分组回归的结果，由第（1）列可以看出，媒体积极报道倾向与投资水平的增加存在正相关关系，且在1%水平上显著，这一结果表明，积极的媒体报道倾向提升了投资水平的增加程度，即对于投资水平的增加存在“助推效应”。第（2）列的回归结果显示，媒体积极报道倾向与投资的减少存在负相关关系，且在1%水平显著，表明积极的媒体报道能够抑制投资水平的减少，即对于投资水平的减少存在显著的“减缓效应”。

（二）管理层迎合媒体倾向的动机

前文的中介效应检验结果表明，媒体积极报道倾向对投资水平的增加作用主要是通过投资者迎合渠道实现的，本节进一步从行业层面考察管理层的迎合动机。具体来说，本节使用行业赫芬达尔指数（HHI）作为行业竞争度的度量，并认为竞争越激烈的行业，身处其中的公司生存压力越大，对市场上的舆情变化也更加敏感，迎合媒体报道倾向的动机越强。为了验证这一假设，本文构建如下模型：

其中，HHI即为赫芬达尔指数，计算方式如式（14）所示，其余变量定义均与前文相同。

其中，X为行业营业收入，Xi为公司i在该行业获得的收入，Si=Xi/X为公司i在行业中的市场占有率，N为行业总公司数。值得注意的是，HHI取值越小，表明行业竞争越激烈。

表12报告了模型（12）的回归结果，由回归结果可见，在加入了行业集中度变量及其与媒体报道倾向的交乘项之后，媒体报道倾向于投资水平的正相关关系仍在1%水平上显著。同时，观察行业集中度（HHI）与媒体报道倾向（Slant1）的交乘项可见，HHI取值越大，媒体报道倾向与投资水平之间的正相关关系越弱。考虑到HHI取值越大，行业的竞争程度越弱，这一结果表明，在竞争越激烈的行业中，公司迎合媒体报道倾向的动机越强，表现为媒体积极报道倾向对投资水平的促进作用越强。

（三）媒体异质性特征的调节效应

本节针对媒体报道的异质性展开研究。首先，媒体报道倾向的计算中使用了正面报道与负面报道的不平衡程度来度量，而倾向的增加存在两种可能，一方面是由于正面报道数量的增加，另一方面是由于负面报道的减少。考虑到正面报道与负面报道对投资水平的影响可能存在不对称性，本节将倾向拆分为正面报道数量和负面报道数量分别检验。表13报告了不同性质媒体对投资水平的影响，由回归结果可见，正面报道数量与公司投资水平在1%水平显著正相关，负面报道数量与公司投资水平在1%水平显著负相关，两列回归系数接近，正面报道数量的系数的绝对值略大于负面报道数量。以上结果表明正面报道和负面报道都会对公司的投资水平产生显著影响。

除了媒体正负面报道的异质性之外，本节还关注了媒体的一些其他特征。具体考察了媒体的原创性和产权性质。其中，原创性由CNRDS数据库提供的基础数据计算得到。媒体的产权性质则通过查询媒体报道来源的主办、主管单位加以判断，若媒体主体属于国有，则认为该媒体的产权性质归为国有。通过将所有媒体报道划分为原创报道和转载报道，国有媒体与市场化媒体，并分别计算媒体报道倾向。

表14报告了不同性质媒体的报道倾向对公司投资水平的影响。由（1）、（2）列回归结果可见，原创媒体报道倾向（Original_Slant1）的系数大于转载媒体报道倾向（Reprint_Slant1）的系数，且t值也更大，显著性更强，一定程度上表明原创性媒体报道倾向对投资水平的影响更大。由（3）、（4）列可见，市场化媒体报道倾向的回归系数（Market_Slant1）大于国有媒体（State_Slant1）的系数，且t值也更大，显著性更强，一定程度上表明市场化媒体报道倾向对投资水平的影响更大。产生上述结果的原因可能是原创媒体与市场化媒体具有更高的信息含量，因此其报道富含的倾向价值更大，对公司投资水平的影响程度也更强。

（四）媒体报道倾向对投资水平的中长期影响

本节关注了媒体报道倾向对投资水平的中长期影响。具体来说，考察了媒体报道倾向对公司未来1至4年投资水平的影响。表15报告了回归结果，可见随着时间推移，媒体报道倾向（Slant1）的系数逐渐减小，从0.0490降至-0.0008，同时，媒体报道倾向系数的显著性也逐渐降低，表明媒体报道倾向对投资水平的正向影响逐年衰减，且在三年后完全消失。这一回归结果表明，媒体对公司投资水平的影响具有持续性，大约能够持续三年之久。

（五）媒体报道倾向影响投资水平的经济后果

最后，本文考察了媒体报道倾向导致的投资水平增加，会带来怎样的经济后果。具体来说，依据Core et al（1999）、Hwang & Kim（2009）以及唐松和孙铮（2014）的方法，进一步检验媒体报道倾向所引致的超额投资水平与公司投資效率之间的关系。这一方法的基本思想是，通过考察由媒体报道倾向引致的公司超额投资水平与投资效率之间的关系来判断这部分超额投资水平的合理性。如果这部分由媒体报道倾向带来的超额投资水平是非理性的或者是过度的，那将导致公司投资效率的降低;如果这部分超额投资水平是合理的符合公司经营现状的，则不会损害公司的投资效率而是存在积极的影响。具体来说，本文参考已有文献（Core et al， 1999; Hwang & Kim， 2009; 唐松和孙铮， 2014）的方法，估计出由媒体报道倾向带来的超额投资水平，并用这部分投资水平与公司投资效率进行回归，具体模型如下：

其中，被解释变量为投资效率（InvEfficiency），参考Richardson（2006）的方法[32]，其取值为式（16）中残差的绝对值，InvEfficiency取值越大，则公司的投资效率越低。

式（15）中ExcessInvestment1是由媒体报道倾向所引致的超额投资水平，它由表3中回归得到的媒体报道倾向系数（0.0490）与媒体报道倾向（Slant1）相乘计算而得。同时，还控制了一系列公司层面的特征变量，具体见表1。

表16给出了模型（14）的回归结果。从表中可以看出，ExcessInvestment1的系数在1%水平上显著为正，表明由媒体报道倾向所引致的超额投资水平，显著降低了公司的投资效率。这一结果表明，公司迎合媒体报道倾向增加的投资水平并不完全理性，且媒体驱动的超额投资水平最终损害了公司的投资效率。

五、结论与建议

本文选取我国沪深股市2006-2019年2523家上市公司共计21223公司-年观测值样本数据，实证研究了媒体报道倾向与公司投资水平之间的关系及其作用机制。研究表明，媒体报道倾向显著增加了公司未来的投资水平，作用机制为委托代理渠道和预期迎合渠道，委托代理渠道为占优渠道。研究结果稳健。进一步的研究发现，媒体报道倾向对投资水平的增加有助推作用，对投资水平的减少有减缓作用。此外，行业竞争度越强，媒体报道倾向与投资水平的正相关关系越强，原创媒体与市场化媒体的报道倾向对投资水平的影响更大。中长期影响发现，媒体报道倾向对投资水平的影响可达三年之久。然而，媒体驱动的投资水平最终会导致投资效率的降低，一定程度上证实了媒体驱动投资的非理性。

依据本文的研究成果，我们提出以下建议：第一，公司应继续加大公司治理，化解委托代理矛盾，提高信息透明度;同时，公司管理层应审慎对待市场中对公司自身的各种报道，基于公司实际情况、发展战略布局等因素，做出与公司实际情况相适应的投资决策，而不应受到积极报道倾向的影响，盲目增加投资水平。第二，我国证券市场素有“消息市”的特点，投资者热衷于炒热点，且因为市场中散户比例众多，受到媒体报道倾向煽动的可能性更大。根据本文的研究成果，我们认为市场投资者在进行投资时，也应更多关注公司的实际经营与发展情况，尽量免受媒体煽动产生偏离实际的预期。第三，政府应该加强对媒体的监管，尤其要限制、约束各种原因导致的倾向性媒体报道，促使媒体通过客观报道事实赢得公信力。

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（責任编辑：周正）