薛有志，吳 超，周 杰

1 南開大學(xué) 商學(xué)院，天津300071

2 南開大學(xué) 中國公司治理研究院，天津300071

3 南開大學(xué) 泰達(dá)學(xué)院，天津300071

1 引言

近年，國內(nèi)外關(guān)于媒體參與公司治理的研究已有一些進(jìn)展，并從對公司治理機(jī)制的影響延展到對公司治理行為的影響。但是，盡管影響媒體報(bào)道上市公司的因素直接影響學(xué)者對媒體報(bào)道參與治理的路徑的理解，但沒有對媒體參與公司治理的動(dòng)因系統(tǒng)性地研究。

隨著所有權(quán)與控制權(quán)分離，如何引入更有效的外部治理主體來制衡管理層的私利行為、降低代理成本成為近30年來不斷討論的問題。從信息中介觀出發(fā)，媒體在信息市場中能夠通過信息傳播而在資本市場中扮演著信息中介角色［1］，具有先天性的信息傳播優(yōu)勢。已有研究主要從公司治理機(jī)制和公司治理行為［2］兩個(gè)視角切入，分別探索媒體的信息披露媒介功能和第三方監(jiān)管功能。媒體作為利益相關(guān)主體參與到公司治理框架中已經(jīng)被已有研究證實(shí)，但對于哪些公司會(huì)引起媒體關(guān)注的研究較少。本研究從媒體的信息中介角度出發(fā)，探索具備怎樣特征的公司更容易引起媒體的關(guān)注，媒體傾向于關(guān)注或參與具有何種特質(zhì)的企業(yè)的治理，從而刻畫媒體參與公司治理的機(jī)制。

2 相關(guān)研究評述

已有研究對媒體參與公司治理的探討主要從兩個(gè)角度展開，一是從委托代理視角將媒體視作第三方監(jiān)督主體［3-4］，另一個(gè)是從制度理論視角將媒體視作信息中介主體［1，5］。關(guān)于媒體作為一種外部監(jiān)督力量參與到公司活動(dòng)中的研究主要集中于媒體報(bào)道是否對公司行為產(chǎn)生實(shí)質(zhì)性影響，一些研究關(guān)注媒體作為社會(huì)仲裁者的角色對公司進(jìn)行的評估［3，6］，認(rèn)為媒體作為一種聲譽(yù)資源可以為公司帶來價(jià)值［7］，影響企業(yè)績效［8］。同時(shí)，媒體報(bào)道也可能會(huì)引起政策法規(guī)部門或?qū)徲?jì)師的介入進(jìn)而帶來聲譽(yù)成本［4］，Miller［9］發(fā)現(xiàn)29%的公司在美國證券交易委員會(huì)或公司披露前由媒體率先報(bào)道了會(huì)計(jì)欺詐行為;Joe［10］發(fā)現(xiàn)冗余的負(fù)面媒體報(bào)道會(huì)增加審計(jì)師對客戶破產(chǎn)可能性的意識，進(jìn)而促使審計(jì)師修正其審計(jì)意見。

從信息中介主體角度的研究主要關(guān)注資本市場的反應(yīng)，發(fā)現(xiàn)媒體能夠在公司的信息環(huán)境中起到信息中介作用，降低信息不對稱［11］，認(rèn)為媒體報(bào)道會(huì)帶來股票的波動(dòng)［12］和交易量的高漲［13］，與此同時(shí)，股價(jià)的波動(dòng)又會(huì)影響媒體報(bào)道的悲觀情緒。但有研究指出，媒體報(bào)道的資本市場效應(yīng)應(yīng)該分別從個(gè)體投資者和機(jī)構(gòu)投資者兩個(gè)角度考慮［14］，相對于機(jī)構(gòu)投資者，個(gè)體投資者的買入行為更容易受到媒體報(bào)道的影響［15］。與傳統(tǒng)研究不同的是，F(xiàn)ang等［16］發(fā)現(xiàn)媒體關(guān)注較多的股票市場回報(bào)反而較低。與之前媒體情緒不影響資本市場反應(yīng)的結(jié)論不同，Chan［17］發(fā)現(xiàn)相對于無媒體報(bào)道的股票反彈，負(fù)面的媒體報(bào)道會(huì)引發(fā)股票漂移現(xiàn)象;Mitchell等［18］驗(yàn)證了媒體報(bào)道與市場波動(dòng)之間的關(guān)系，卻否認(rèn)了其與市場活躍度周內(nèi)季節(jié)性特點(diǎn)的關(guān)系;Bhattacharya等［19］認(rèn)為媒體并不是市場泡沫中的重要因素。

中國學(xué)者的研究也可以按媒體參與治理路徑劃分為社會(huì)監(jiān)督和信息中介兩類。將媒體視作社會(huì)監(jiān)督角色的這一分支研究表明，媒體在完善公司治理水平［20］、保護(hù)中小投資者利益［21］、完善資本市場外部環(huán)境［22］、制衡高管薪酬［23］和凸顯社會(huì)責(zé)任的經(jīng)濟(jì)效果［24］等方面具有明顯的治理效果。這一分支的研究將媒體視作獨(dú)立第三方對公司治理機(jī)制和行為進(jìn)行評價(jià)，進(jìn)而通過其對公司聲譽(yù)的影響達(dá)到完善治理水平的效果。研究方法上，關(guān)于媒體監(jiān)督的研究已從案例方法［25］拓展到實(shí)證檢驗(yàn)［20］。另一分支的研究將媒體視作不同信息主體間的媒介，主要通過對媒體報(bào)道后的市場表現(xiàn)［26］來驗(yàn)證媒體的治理效果如何。較為突出的研究有，宋雙杰等［27］研究媒體關(guān)注對IPO 首日表現(xiàn)的影響，針對一級市場的特點(diǎn)首次使用媒體代理投資者關(guān)注度，為媒體參與治理的機(jī)理分析提供了新的思路;黃俊等［28］延續(xù)了這一研究思路對創(chuàng)業(yè)板這一細(xì)分市場的IPO 抑價(jià)進(jìn)行研究。在具體影響機(jī)理方面，張雅慧等［29］通過對過度關(guān)注弱勢假說的驗(yàn)證，排除了風(fēng)險(xiǎn)補(bǔ)償假說的可能性，為理解媒體治理的“黑箱”做出了貢獻(xiàn)。除此之外，針對媒體市場競爭的研究聚焦于媒體本身的競爭狀況，認(rèn)為媒體差異化程度較大時(shí)會(huì)選擇與廣告商組建垂直聯(lián)盟［30］。

已有研究從社會(huì)監(jiān)督和信息中介兩個(gè)視角分別對媒體參與公司治理展開研究，向前追溯到財(cái)經(jīng)記者對社會(huì)仲裁角色的認(rèn)同感及所面臨的局限［31］，向后延展到媒體的角色在市場成熟度方面的貢獻(xiàn)［32］。在社會(huì)監(jiān)督路徑方面，主要從監(jiān)督導(dǎo)向和監(jiān)督途徑兩個(gè)方面，監(jiān)督途徑又細(xì)分為聲譽(yù)機(jī)制和資本市場機(jī)制。監(jiān)督導(dǎo)向體現(xiàn)在其他利益相關(guān)者是否在媒體報(bào)道之前意識到公司治理問題的存在;監(jiān)督途徑方面主要體現(xiàn)在媒體對公司聲譽(yù)、公司資本市場表現(xiàn)的影響，進(jìn)而對公司治理行為起到修正性的警示作用。在信息中介路徑方面，最具有代表性的是關(guān)于媒體通過信息傳播、信息重復(fù)來降低信息不對稱的研究，這類研究主要集中于媒體報(bào)道對于投資者反應(yīng)的影響，認(rèn)為媒體會(huì)通過信息傳播對投資者的決策產(chǎn)生影響。雖然對媒體的信息披露媒介角色和第三方監(jiān)管功能都已經(jīng)有了證據(jù)，但對于哪些公司會(huì)引起媒體關(guān)注的研究較少。本研究從媒體的信息中介角度出發(fā)，探索影響媒體關(guān)注的因素，并結(jié)合公司的控制權(quán)特征探討不同政策信號下影響媒體關(guān)注的因素是否有所差異。

3 假設(shè)提出

從媒體的信息傳播功能和媒體自身的生存邏輯出發(fā)，Jensen［33］認(rèn)為由于投資者與管理層之間存在信息不對稱，因而媒體參與公司治理的主要?jiǎng)訖C(jī)可能就是響應(yīng)投資者的需求，降低投資者與內(nèi)部管理層之間的信息不對稱，其中較為主要的途徑則是對股東與管理層之間的代理成本的關(guān)注。當(dāng)公司的代理成本較高時(shí)，媒體會(huì)對該公司給予更多的關(guān)注以降低股東與管理層之間的信息不對稱，此時(shí)媒體作為第三方利益主體參與到公司治理框架中。但當(dāng)公司存在政策信號時(shí)，該公司的信息不對稱狀況由于政策信號的存在而得到緩解，此時(shí)媒體參與公司治理的動(dòng)機(jī)則可能會(huì)被政策信號所替代。

3.1 代理成本與媒體關(guān)注度

結(jié)合Pollock等［34］和黃俊等［28］的研究，在公司IPO 過程中，媒體的信息傳播對公司新印象的形成起到顯著影響。即相對于IPO 后公司所面臨的復(fù)雜信息環(huán)境［5］，媒體在IPO前相對簡單的信息環(huán)境中扮演更重要的角色［34］，此時(shí)媒體的治理效應(yīng)不會(huì)被其他信息主體所替代［16］。在企業(yè)上市之前，投資者對于媒體信息的依賴程度更高，投資者的決策也就會(huì)受到媒體報(bào)道的影響。基于此，本研究聚焦于IPO前公司受到的媒體報(bào)道，分析媒體參與治理的機(jī)制。

具體而言，在公司IPO前，擬上市公司股東面臨分散化的股權(quán)，經(jīng)理層通過控制企業(yè)中在職消費(fèi)等行為影響股東權(quán)益的違約風(fēng)險(xiǎn)面臨著進(jìn)一步的挑戰(zhàn)［35］。此時(shí)股東需要媒體參與到公司治理框架中，通過媒體的信息傳播、信息重復(fù)來降低信息不對稱，降低經(jīng)理層自利行為所帶來的違約風(fēng)險(xiǎn)，實(shí)現(xiàn)一種更有利于決策科學(xué)化的制度安排。因此，本研究認(rèn)為，對于代理成本較高的公司，即信息不對稱程度越高的公司，公司的所有權(quán)與經(jīng)營權(quán)分離情況越嚴(yán)重，此時(shí)經(jīng)理層的道德風(fēng)險(xiǎn)更為突出［33］，投資者將對媒體參與公司治理有更大需求，以市場需求為導(dǎo)向的媒體［36］將利用自身信息中介功能緩解信息不對稱帶來的第一類委托代理沖突。因此，媒體作為一種信息不對稱的彌補(bǔ)機(jī)制，在代理成本較高的公司中能夠發(fā)揮更明顯的治理作用。

媒體不僅關(guān)注市場需求和經(jīng)濟(jì)利益，也具有社會(huì)政治功能和信息披露功能［31，37］。財(cái)經(jīng)媒體的影響并不局限于提供投資決策等相關(guān)信息，還能通過影響投資決策框架和標(biāo)準(zhǔn)來體現(xiàn)［12］。對媒體而言，在IPO前更多地關(guān)注信息不對稱的公司，既可以滿足投資者的需求，又可以通過對投資者評判標(biāo)準(zhǔn)的影響來提升自身影響力。可以推斷媒體更傾向于將注意力放在代理成本較高的公司，因此提出假設(shè)。

H1在公司IPO前，媒體傾向于更多地關(guān)注代理成本較高的企業(yè)。

3.2 代理成本與媒體情緒

除媒體關(guān)注度外，媒體參與公司治理的方式還包括媒體情緒［3-4，7，34］。媒體可以通過信息傳播來降低信息不對稱，而媒體報(bào)道的傾向性［36］則體現(xiàn)出媒體是否對管理層起到了評判和監(jiān)督作用。媒體情緒可以通過對公司聲譽(yù)的影響進(jìn)而影響經(jīng)理人在經(jīng)理人市場中的競爭水平［4，7-8］，以此對經(jīng)理人行為起到控制效應(yīng)。代理成本中管理費(fèi)用的部分表征經(jīng)理人可能發(fā)生的不必要浪費(fèi)支出或在職消費(fèi)，如果經(jīng)理人產(chǎn)生了過度的管理費(fèi)用，進(jìn)而引起媒體對公司的負(fù)面報(bào)道，會(huì)對經(jīng)理人在經(jīng)理人市場中的競爭優(yōu)勢產(chǎn)生威脅。因此，投資者需要媒體參與到公司治理框架中，通過報(bào)道的情緒和聲譽(yù)效應(yīng)對經(jīng)理人產(chǎn)生威脅，從而更有效地對經(jīng)理人的過度浪費(fèi)情況進(jìn)行控制。代理成本越高的企業(yè)，經(jīng)理人的過度浪費(fèi)情況越嚴(yán)重［33］，此時(shí)媒體響應(yīng)投資者需求而對經(jīng)理層的監(jiān)督就體現(xiàn)在對公司進(jìn)行更多的負(fù)面報(bào)道。為了驗(yàn)證這一推理，本研究提出假設(shè)。

H2企業(yè)代理成本越高，在IPO前受到的負(fù)面報(bào)道越多。

3.3 國有股份、代理成本與媒體報(bào)道

將媒體引入治理框架中以制衡管理者的過度私利行為，Jensen等［35］的這一邏輯在股東分散化程度越高的企業(yè)更為適用，即媒體治理效應(yīng)的發(fā)揮需要考慮一定的情景依賴性，處在不同情境下的企業(yè)對降低信息不對稱的需求不同，不同企業(yè)的代理成本對投資者的吸引力也不同。在股東缺乏有效監(jiān)督的治理框架內(nèi)，引入媒體就成為監(jiān)督管理行為中的重要機(jī)制之一，即通過媒體的信息傳播功能降低股東與管理層之間的信息不對稱。然而，這一推理并不適用于所有企業(yè)。已有研究表明，國有企業(yè)較高的IPO折價(jià)是政府在私有化進(jìn)程中主動(dòng)向市場投資者傳遞的政策信號，表明維護(hù)長期股權(quán)價(jià)值的政策主張［38］。而相對于國有企業(yè)而言，非國有企業(yè)更需要中介機(jī)構(gòu)聲譽(yù)等社會(huì)資本來協(xié)助上市［39］，即國有股份在IPO過程中會(huì)釋放出政策信號來彌補(bǔ)信息不對稱，此時(shí)媒體的信息傳播功能就會(huì)弱化。而對于無國有股份的企業(yè)而言，在IPO 過程中的信息不對稱只有通過媒體報(bào)道來起到互補(bǔ)性機(jī)制，媒體的治理效應(yīng)得以更好的發(fā)揮。將是否存在國有股份作為一種情景變量納入研究范圍是由于國有股份所傳遞的政策信號在降低信息不對稱功能上與媒體的治理功能具有一定的重疊性，因此本研究驗(yàn)證兩者之間是否存在一定的替代性，即國有股份的政策信號是否會(huì)抵消媒體在降低信息不對稱方面的治理效應(yīng)，因此提出假設(shè)。

H3相對于國有股份組，無國有股份組在IPO前的媒體關(guān)注度對企業(yè)代理成本的敏感性更高。

對國有股份進(jìn)行分類之后，本研究發(fā)現(xiàn)信息不對稱環(huán)境下，媒體的互補(bǔ)性治理效應(yīng)在無國有股份組中更為適用，而存在國有股份的企業(yè)中，政策信號的傳遞在一定程度上對信息不對稱起到了彌補(bǔ)作用。因此，結(jié)合H2和H3，本研究認(rèn)為，相對于國有股份組，媒體對管理層自利行為的監(jiān)督效果也在無國有股份組中更為明顯，因此提出假設(shè)。

H4相對于國有股份組，對無國有股份組在IPO前的負(fù)面報(bào)道對代理成本的敏感性更高。

4 研究設(shè)計(jì)

4.1 研究樣本和數(shù)據(jù)收集

2008年9月16日至2009年7月10日證監(jiān)會(huì)暫停IPO審核，2009年7月10日桂林三金和萬馬電纜的上市標(biāo)志著IPO 正式重啟，2012年11月16日之后證監(jiān)會(huì)再一次事實(shí)上停止IPO，自2013年9月方重啟IPO。本研究采用2009年7月至2012年11月的時(shí)間段作為樣本選擇區(qū)間，以避免政策變化對樣本產(chǎn)生的沖擊。

本研究樣本為2009年7月10日起至2012年11月16日公開IPO的885家公司。IPO日期、證監(jiān)會(huì)所屬行業(yè)分類代碼、IPO前股本情況數(shù)據(jù)來自國泰安數(shù)據(jù)庫，IPO前一年的財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)來自色諾芬數(shù)據(jù)庫。關(guān)于前一年財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)的界定，本研究將上市日期在2010年3月31日前的公司前一年財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)界定為2008年財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)，將2010年4月1日后上市的公司前一年財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)界定為2009年財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)，其他年份以此類推。剔除財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)缺失的5家公司、管理費(fèi)用為負(fù)的異常值的3家公司(601818 光大銀行、601018 寧波港、601800中國交建)、實(shí)際控制人性質(zhì)缺失的2家公司、資產(chǎn)收益率(ROA)缺失的4家公司、長期負(fù)債比率缺失的1家公司、ROA 大于1 000的奇異值的1家公司，最終得到869個(gè)樣本數(shù)據(jù)。本研究將報(bào)道量為0的公司，其正面報(bào)道比例和負(fù)面報(bào)道比例均認(rèn)定為缺失值，而不是無負(fù)面報(bào)道的0，因此若將負(fù)面報(bào)道比例作為因變量分析，則負(fù)面報(bào)道為缺失值(總報(bào)道量為0)的202個(gè)數(shù)據(jù)不參與回歸。

4.2 變量測量

(1)被解釋變量，關(guān)于媒體報(bào)道的衡量。本研究的媒體報(bào)道來自于中國知網(wǎng)中國重要報(bào)紙全文數(shù)據(jù)庫。根據(jù)李培功等［20］的研究，本研究將搜索范圍確定為上海證券報(bào)、中國證券報(bào)、證券日報(bào)、證券時(shí)報(bào)、中國經(jīng)營報(bào)、經(jīng)濟(jì)觀察報(bào)、21 世紀(jì)經(jīng)濟(jì)報(bào)道、第一財(cái)經(jīng)日報(bào)，其中4家為發(fā)行量最大的官方報(bào)紙，4家為發(fā)行量最大的非官方報(bào)紙。針對IPO 上市日期前一年［34］的報(bào)道對公司簡稱進(jìn)行主題搜索，得到每家公司的總報(bào)道量(TC)和分報(bào)道量，并下載每家公司的報(bào)道內(nèi)容，共得到2 945份報(bào)道。將每家公司的報(bào)道內(nèi)容轉(zhuǎn)化為文本文檔，使用ROSTEA 軟件進(jìn)行文本分析，這一程序涵蓋了詞典中預(yù)設(shè)的代表不同構(gòu)念的詞匯，并在給定文本中對詞典中出現(xiàn)的詞匯進(jìn)行計(jì)數(shù)。對于每篇文章，ROSTEA 生成了一個(gè)比例，即報(bào)告了給定文本中特定字典中詞匯的比例。正面媒體報(bào)道比例等于樣本公司所有文章的積極情緒分類的ROSTEA 積極情緒詞頻出現(xiàn)的比例，負(fù)面媒體報(bào)道的衡量也是一樣，即負(fù)面情緒詞典中的ROSTEA 負(fù)面詞頻比例。進(jìn)而得到每家公司的正面報(bào)道比例、負(fù)面報(bào)道比例(NGC)和中性報(bào)道比例以及總發(fā)言數(shù)數(shù)據(jù)。研究人員從667家有媒體報(bào)道的公司中隨機(jī)抽取67家(子樣本的10.045%)對其文章進(jìn)行編碼。將人工評判的負(fù)面報(bào)道比例數(shù)據(jù)和軟件評判的負(fù)面報(bào)道比例數(shù)據(jù)作為兩個(gè)獨(dú)立樣本進(jìn)行Mann-Whitey U 檢驗(yàn)，結(jié)果無顯著差異，z=－ 0．081，sig=0．936。將人工評判的整體媒體報(bào)道情緒指標(biāo)數(shù)據(jù)和軟件評判的整體媒體報(bào)道情緒指標(biāo)數(shù)據(jù)作為兩個(gè)獨(dú)立樣本進(jìn)行t檢驗(yàn)，結(jié)果無顯著差異，t=－ 0．640，sig=0．524。本研究使用媒體總報(bào)道量作為媒體關(guān)注度的衡量指標(biāo)，使用ROSTEA 軟件中的總發(fā)言數(shù)作為媒體報(bào)道的另一代理指標(biāo)進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。借鑒Bednar［3］的做法，本研究將正面報(bào)道、中性報(bào)道、負(fù)面報(bào)道作為不同的3個(gè)變量對待，采用負(fù)面報(bào)道比例作為媒體負(fù)面報(bào)道的衡量。

(2)解釋變量，關(guān)于代理成本的衡量。結(jié)合羅煒等［40］、曾建光等［41］和吳曉暉等［42］的研究，本研究采用管理費(fèi)用率(AD)和總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率(TAT)作為代理成本的衡量指標(biāo)。管理費(fèi)用率越高，代理成本越高;總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率越高，代理成本越低。

(3)分組變量，關(guān)于是否存在國有股份的衡量。根據(jù)CSMAR 數(shù)據(jù)庫中對上市公司國有股份份額的界定標(biāo)準(zhǔn)，將是否存在國有股份(SOE)作為驗(yàn)證H3和H4的衡量指標(biāo)。若公司上市前存在國有股股份，該變量取值為1，否則為取值0。

(4)控制變量。除了需要重點(diǎn)關(guān)注的管理費(fèi)用率、總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率、實(shí)際控制人性質(zhì)指標(biāo)外，還有一些其他因素會(huì)對媒體報(bào)道產(chǎn)生影響。一般而言，規(guī)模較大的公司在IPO前更容易受到關(guān)注，而公司的負(fù)債情況、盈利能力水平、長期發(fā)展能力也都是投資者關(guān)注的重點(diǎn)，長期負(fù)債水平高的企業(yè)可能會(huì)受到更多的負(fù)面報(bào)道。與此同時(shí)，上市板塊也是對投資者注意力非常重要的影響因素，相對于中小板市場和創(chuàng)業(yè)板市場，主板市場會(huì)受到更多的關(guān)注，而相對于中小板市場，創(chuàng)業(yè)板市場則是近些年較為熱門的板塊。本研究將這些因素作為控制變量納入考慮范圍內(nèi)，分別用資產(chǎn)規(guī)模(SIZE)、長期負(fù)債比率(LdR)、資產(chǎn)收益率、無形資產(chǎn)比例(InR)、是否為中小板(Bd1)、是否為創(chuàng)業(yè)板(Bd2)等指標(biāo)衡量。具體變量定義見表1。

表1 變量定義Table 1 Definition of the Variables

4.3 模型設(shè)計(jì)

根據(jù)以上分析和設(shè)計(jì)，本研究構(gòu)建多元回歸模型分別對研究假設(shè)進(jìn)行驗(yàn)證，對公司的代理成本與媒體報(bào)道的直接關(guān)系進(jìn)行回歸分析，并在H3和H4的驗(yàn)證中按照實(shí)際控制人性質(zhì)分組回歸。

采用如下模型對H1進(jìn)行檢驗(yàn)，即

其中，α0和β0為常數(shù)項(xiàng)，α1～α8和β1～β8為各對應(yīng)自變量的系數(shù)，ε1和ε2為殘差項(xiàng)。

對于H2，本研究將負(fù)面報(bào)道比例引入方程中作為因變量，將總報(bào)道量作為控制變量也引入方程中，使用以下方程進(jìn)行檢驗(yàn)，即

其中，χ0和δ0為常數(shù)項(xiàng)，χ1～χ9和δ1～δ9為各對應(yīng)自變量的系數(shù)，ε3和ε4為殘差項(xiàng)。

對于H3和H4，則是將樣本按照SOE 進(jìn)行分組，分別對H1和H2的模型進(jìn)行回歸，并且剔除控制變量中的SOE 變量。

4.4 描述性統(tǒng)計(jì)

按照已搜集的數(shù)據(jù)，本研究給出各變量的均值、標(biāo)準(zhǔn)差、最大值和最小值等描述性統(tǒng)計(jì)量;為了對比，同時(shí)給出按照國有股份分類的描述性統(tǒng)計(jì)。詳細(xì)數(shù)據(jù)見表2。

由表2 可知，公司上市前一年的平均報(bào)道量為3.382篇，其中無國有股份企業(yè)平均報(bào)道量為2.555篇，存在國有股份企業(yè)平均報(bào)道量為6.939篇。從報(bào)道量的差異上看，無國有股份企業(yè)的報(bào)道量差別較小，國有股份企業(yè)的差別較大，總樣本中受到IPO前報(bào)道最多的公司為國有股份的企業(yè)。從負(fù)面報(bào)道比例來看，總體平均負(fù)面報(bào)道比例為0.067，表明目前公司IPO前大部分報(bào)道均為正面報(bào)道，且不同樣本間的差別不大。平均每家公司主營業(yè)務(wù)收入的0.089都會(huì)花在管理費(fèi)用上，該比例在國有股份企業(yè)中達(dá)到0.100。不同樣本間的管理費(fèi)用比例方差不大，管理費(fèi)用比例最高可達(dá)0.651，該公司為國有股份企業(yè)?？倶颖局?.189 為國有股份企業(yè)，0.484 在中小板上市，0.407 在創(chuàng)業(yè)板上市，表明近3年上市的公司大多數(shù)為無國有股份企業(yè)，且在主板上市的難度較大，即使是在公司規(guī)模差別不大的情況下也是如此。長期負(fù)債比率平均為0.051，在國有股份樣本組和無國有股份樣本組差別不大。對于總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率，無國有股份企業(yè)的總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率明顯高于國有股份企業(yè)，無國有股份企業(yè)的總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率平均為1.068，國有股份企業(yè)則平均達(dá)到0.873的水平。資產(chǎn)收益率在國有股份企業(yè)與無國有股份企業(yè)之間并無顯著差異。同時(shí)，為了驗(yàn)證共線性問題，對各變量之間的方差膨脹因子進(jìn)行檢驗(yàn)，最終得出平均VIF 值為1.290，表明各變量之間不存在多重共線性問題。

表2 主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)Table 2 Descriptive Statistics of Main Variables

5 實(shí)證結(jié)果

5.1 代理成本對媒體報(bào)道的影響

由于本研究的因變量均為連續(xù)性變量，因此使用橫截面數(shù)據(jù)的OLS 多元回歸完成回歸過程，對H1和H2進(jìn)行驗(yàn)證。在驗(yàn)證過程中分別使用管理費(fèi)用率和總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率作為代理成本的衡量指標(biāo)，模型1 和模型3 采用管理費(fèi)用率作為代理成本的衡量指標(biāo)分別驗(yàn)證H1和H2，模型2 和模型4 采用總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率作為代理成本的衡量指標(biāo)分別驗(yàn)證H1和H2，以得到更穩(wěn)健的證據(jù)，回歸結(jié)果見表3。

由表3的模型1 和模型2 可知，在不分組的869 條觀測值樣本下，管理費(fèi)用率與報(bào)道量存在正相關(guān)關(guān)系，在0.100%水平上雙尾顯著?？傎Y產(chǎn)周轉(zhuǎn)率與總報(bào)道量呈負(fù)相關(guān)關(guān)系，在10%水平上雙尾顯著。H1得到驗(yàn)證，代理成本越高、信息不對稱程度越高的企業(yè)得到更多的媒體關(guān)注。模型1 和模型2 中，SIZE 在0.100% 水平上顯著，表明資產(chǎn)規(guī)模越高的企業(yè)明顯受到更多的媒體關(guān)注。Bd2在0.100%水平上顯著，表明在創(chuàng)業(yè)板上市的企業(yè)也會(huì)受到更多的媒體關(guān)注，說明創(chuàng)業(yè)板是近3年受投資者熱捧的板塊，也是創(chuàng)業(yè)板市場成功運(yùn)行的證據(jù)。在IPO前被報(bào)道的667 條觀測值樣本下，表3的模型3 和模型4的TC 在5%的水平上顯著，表明總報(bào)道量高的企業(yè)得到更多的負(fù)面報(bào)道，而代理成本高的企業(yè)負(fù)面報(bào)道也更多，H2得到驗(yàn)證。結(jié)果表明，公司代理成本越高時(shí)，信息不對稱程度更嚴(yán)重，此時(shí)媒體降低信息不對稱的治理效應(yīng)凸顯出來。而代理成本高的企業(yè)會(huì)得到更多的負(fù)面報(bào)道，表明媒體除信息傳播功能外，還可以通過聲譽(yù)激勵(lì)對管理層進(jìn)行監(jiān)督。

5.2 國有股份、代理成本與媒體關(guān)注度

為了考察是否存在國有股份情景下媒體關(guān)注度對代理成本的關(guān)注度是否有所差異，本研究按照有無國有股份進(jìn)行分組，分別對媒體關(guān)注度進(jìn)行回歸，在模型5 和模型6 中采用管理費(fèi)用率作為代理成本的衡量指標(biāo)對H3進(jìn)行驗(yàn)證，在模型7 和模型8 中采用總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率作為代理成本的衡量指標(biāo)對H3進(jìn)行驗(yàn)證，回歸結(jié)果見表4。

由模型5 可知，在無國有股份樣本中，管理費(fèi)用率與總報(bào)道量呈顯著的正向相關(guān)關(guān)系，模型7 表明總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率與總報(bào)道量呈顯著的負(fù)向相關(guān)關(guān)系，但在存在國有股份企業(yè)樣本的模型6 和模型8 中則不顯著。該結(jié)果表明相對于國有股份，無國有股份企業(yè)環(huán)境下，媒體降低信息不對稱的治理效應(yīng)才能更為突顯，H3得到驗(yàn)證。除與表3 中相同的資產(chǎn)規(guī)模變量之外，模型5和模型7顯示無國有股份組的資產(chǎn)收益率也呈現(xiàn)出與總報(bào)道量正相關(guān)的關(guān)系，表明對無國有股份企業(yè)的媒體報(bào)道對資產(chǎn)收益率的敏感性更強(qiáng)，而模型6 和模型8 并無此結(jié)果，表明對國有股份企業(yè)的媒體報(bào)道總量與其資產(chǎn)收益率不相關(guān)。對于無國有股份企業(yè)而言，模型5 和模型7 都得出是否在中小板或創(chuàng)業(yè)板上市與媒體報(bào)道正相關(guān)的結(jié)果，但模型6 和模型8的國有股份企業(yè)組是否在中小板上市與媒體報(bào)道并無顯著相關(guān)關(guān)系。通過上述分析可以看出，相對于國有股份企業(yè)，無國有股份企業(yè)在IPO前的媒體報(bào)道量與其代理成本、資產(chǎn)規(guī)模、資產(chǎn)收益率都呈現(xiàn)出相關(guān)關(guān)系，即相對于國有股份企業(yè)而言，對無國有股份企業(yè)的媒體報(bào)道量對企業(yè)特征的敏感性更強(qiáng)。造成這種情況的原因可能是由于國有股份所釋放的政策信號效應(yīng)起到了降低信息不對稱的作用，在存在政策信號的情境下媒體的信息傳播功能受到局限，媒體通過信息傳播降低信息不對稱的治理效應(yīng)被替代。

表3 模型回歸結(jié)果(H1 和H2)Table 3 Regression Results of the Models(H1 and H2)

表4 模型回歸結(jié)果(H3)Table 4 Regression Results of the Models(H3)

5.3 國有股份、代理成本與媒體情緒

為了考察政策信號對媒體治理效應(yīng)的影響，即媒體的報(bào)道情緒是否會(huì)在是否存在國有股份情景下表現(xiàn)出不同的敏感性，本研究對H4進(jìn)行驗(yàn)證，即對無國有股份組和國有股份組分別驗(yàn)證代理成本與媒體情緒之間的關(guān)系。模型9 和模型10 給出以管理費(fèi)用率作為代理成本衡量指標(biāo)的分組回歸結(jié)果，模型11和模型12 給出以總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率作為代理成本衡量指標(biāo)的分組回歸結(jié)果，回歸結(jié)果見表5。

表5 模型回歸結(jié)果(H4)Table 5 Regression Results of the Models(H4)

由表5的模型9 和模型11 可以看出，在無國有股份組，管理費(fèi)用率與媒體的負(fù)面報(bào)道顯著正相關(guān)，總資產(chǎn)收益率與媒體的負(fù)面報(bào)道顯著負(fù)相關(guān)，但模型10 和模型12 顯示出在國有股份組代理成本與媒體的負(fù)面報(bào)道并無顯著相關(guān)關(guān)系。結(jié)果表明，相對于國有股份企業(yè)，對無國有股份企業(yè)的媒體負(fù)面報(bào)道對代理成本的敏感性更強(qiáng)。H4得到驗(yàn)證。同時(shí)也表明，模型10 和模型12的國有股份組在IPO前的媒體報(bào)道量和媒體報(bào)道情緒與其代理成本、資產(chǎn)收益率等企業(yè)特征不相關(guān)，表明媒體對信息不對稱的互補(bǔ)性治理效應(yīng)在國有股份企業(yè)中不適用。原因同樣可能是由于IPO 過程中國有股份會(huì)釋放出政策信號，進(jìn)而降低其信息不對稱，這種政策信號效應(yīng)與媒體的監(jiān)督效應(yīng)形成替代關(guān)系。但對于無國有股份企業(yè)而言，媒體的報(bào)道量和報(bào)道情緒都會(huì)受企業(yè)特征的影響，因?yàn)閷τ跓o國有股份企業(yè)而言，媒體的治理效應(yīng)是無可替代的。

5.4 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

首先，為了進(jìn)一步驗(yàn)證代理成本與媒體關(guān)注度的關(guān)系，本研究采用Rostea 軟件提供的總發(fā)言數(shù)totallines 代替原來的總報(bào)道量TC 作為媒體關(guān)注度的代理變量。與總報(bào)道量的報(bào)道數(shù)量不同的是，總發(fā)言數(shù)代表了針對該公司的總體報(bào)道篇幅大小，用總發(fā)言數(shù)代替總報(bào)道量可以消除可能出現(xiàn)的報(bào)道數(shù)量較多但每篇報(bào)道的內(nèi)容較少的現(xiàn)象。使用總發(fā)言數(shù)作為媒體關(guān)注度的代理變量對H1和H3進(jìn)行回歸檢驗(yàn)，結(jié)果與上文所報(bào)告的結(jié)果并無顯著差異。

其次，依 據(jù)Deephouse［7］和Pollock等［34］的做法，本研究對媒體報(bào)道情緒變量進(jìn)行處理，得到總體的媒體情緒變量Coefficient，該變量介于(－1，1)之間，若該變量為－1 表示該公司得到的報(bào)道全為負(fù)面報(bào)道，若該變量為1 表示該公司受到的報(bào)道全為正面報(bào)道。

其中，f 為媒體正面報(bào)道數(shù)，u為負(fù)面報(bào)道數(shù)，total為總報(bào)道數(shù)。

然后使用媒體報(bào)道情緒Coefficient 代替負(fù)面報(bào)道比例NGC 對H2和H4進(jìn)行重新驗(yàn)證。結(jié)果表明，總樣本中，總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率與Coefficient 存在正向相關(guān)關(guān)系，按照國有股份分組之后，無國有股份組的總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率與媒體情緒變量依然存在正向相關(guān)關(guān)系，但在國有股份組二者并不存在顯著相關(guān)關(guān)系，與上述結(jié)論一致。但管理費(fèi)用率與媒體情緒之間不存在相關(guān)關(guān)系，造成這一點(diǎn)的原因可能是由于大部分公司在IPO前受到的報(bào)道內(nèi)容均為正面報(bào)道。事實(shí)上，只有23家公司的媒體報(bào)道情緒為負(fù)，且其中最小值為-0.248，與最大值0.553 相比，大部分企業(yè)在IPO前受到的報(bào)道均為正面報(bào)道，受到負(fù)面報(bào)道的公司其負(fù)面報(bào)道比例也并未高出正面報(bào)道比例很多，所以總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率這一通過運(yùn)營效率間接代表代理成本的指標(biāo)能夠?qū)γ襟w情緒產(chǎn)生正向影響，而管理費(fèi)用率這一直接代表代理成本的變量與媒體整體情緒并無顯著關(guān)系，這也是為何已有研究［29］并未發(fā)現(xiàn)媒體情緒與資本市場表現(xiàn)之間有相關(guān)關(guān)系的原因。因此，H2和H4得到部分驗(yàn)證。

6 結(jié)論

本研究以2009年至2012年首次公開上市的公司為樣本，應(yīng)用文本分析方法和代理理論，實(shí)證檢驗(yàn)公司上市前一年媒體參與公司治理的動(dòng)機(jī)及其治理效應(yīng)，得到以下研究結(jié)果。

(1)對2009年至2012年首次公開發(fā)行上市的公司前一年媒體報(bào)道進(jìn)行實(shí)證描述，發(fā)現(xiàn)國有股份企業(yè)在IPO前平均會(huì)受到更多的媒體報(bào)道，但在公司公開上市前的正面報(bào)道較多，上市前的負(fù)面報(bào)道在國有股份企業(yè)與無國有股份企業(yè)之間差別不大。

(2)實(shí)證考察代理成本與IPO前媒體報(bào)道之間的相關(guān)關(guān)系，發(fā)現(xiàn)媒體通過信息傳播降低公司與潛在投資者之間的信息不對稱，進(jìn)而響應(yīng)投資者在公司上市前的信息需求，參與到公司治理框架中。

(3)考察存在不同國有股份情境下媒體參與治理的動(dòng)機(jī)是否會(huì)發(fā)生變化。研究結(jié)果表明，對國有股份企業(yè)這類存在政策信號的樣本，媒體響應(yīng)投資者的信息需求這一功能被公司的政策信號所抵消，媒體的信息傳播與政策信號之間的替代關(guān)系使國有股份組的實(shí)證檢驗(yàn)不顯著，但無國有股份組的實(shí)證檢驗(yàn)依然顯著。

本研究回答了“信息不對稱環(huán)境下媒體是否起到了信息傳播治理效應(yīng)”的問題，也回答了“這種治理效應(yīng)在何種情境下適用”的問題。從響應(yīng)投資者需求的邏輯出發(fā)，本研究將媒體本身的利益與市場需求和治理有效性相結(jié)合，對媒體為何參與公司治理框架以及其參與治理是為了解決何種治理需求的問題進(jìn)行解答，也具體分析了媒體的治理效應(yīng)在何種情境下適用的問題?；诖?，本研究的政策啟示是，通過傳媒行業(yè)自身市場化程度的提升和發(fā)展環(huán)境的優(yōu)化，媒體將具有更多的動(dòng)力和能力響應(yīng)投資者需求，作為第三方治理機(jī)制發(fā)揮更強(qiáng)的信息中介和監(jiān)督作用。

當(dāng)然，本研究只是聚焦于IPO前媒體的治理角色，缺乏對公司上市后媒體治理角色的探索。另外，缺乏在不同行業(yè)、不同股權(quán)集中程度、不同董事會(huì)構(gòu)成的情境下探討媒體的治理效應(yīng)是否適用的研究。以后的研究可對以上不足展開后續(xù)探討。

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