邵志浩 才國偉

一、引 言

從“蘇丹紅”到“速成雞”事件，媒體報道不斷捕捉著大眾的眼球，我國媒體的監(jiān)督職能也日益顯現(xiàn)出來。媒體報道對于公司治理確實發(fā)揮了一定的監(jiān)督作用，媒體的監(jiān)督職能得到了學術界的廣泛關注?，F(xiàn)有研究發(fā)現(xiàn)，媒體報道可以發(fā)揮信息中介作用，有利于傳遞企業(yè)內部信息，減少資本市場的信息不對稱(Bushee等，2010；Tetlock，2010；熊艷等，2014)；媒體報道有利于降低企業(yè)控制權產生的私人收益(Dyck和Zingales，2004)，揭露企業(yè)會計欺詐行為(Miller，2006)，能夠督促企業(yè)糾正違規(guī)行為(Dyck等，2008；李培功和沈藝峰，2010)。

然而，最近一些文獻發(fā)現(xiàn)，媒體報道也存在著傾向性(Slant)①在不嚴格區(qū)分的情況下，有些文獻也稱其為媒體報道偏差(Bias)。但是，媒體報道偏差需要具備一定的基準，而本文僅限于媒體報道傾向的影響因素研究。，而且該現(xiàn)象正在成為學術界關注的熱點問題。在政治領域，西方媒體會被政治集團所利用(Besley和Prat，2006；Str?mberg，2004)，通過輿論引導等方式影響選民的意識和行為，并最終左右選舉結果(Chiang和 Knight，2011；DellaVigna和 Kaplan，2007)。在經濟領域，為了最大化讀者范圍，媒體往往提供轟動性報道以迎合消費者的偏好(Dyck等，2008；Gentzkow 和 Shapiro，2010)；為了追逐商業(yè)利潤，媒體傾向于進行選擇性報道以滿足廣告商等利益相關者的需求(Gurun和 Butler，2012；Reuter和 Zitzewitz，2006)，并且，媒體報道傾向的產生往往是企業(yè)進行媒體公關的結果(Ahern和 Sosyura，2014；Solomon，2012)。媒體在發(fā)展過程中，確實需要合理的監(jiān)管和治理。

在從計劃經濟到市場經濟的轉型過程中，我國的新聞媒體所經受的是一場前所未有的考驗。由于各種歷史原因，企業(yè)的產權性質頗具重要性和復雜性，推進國企改革仍是深化體制改革的重點之一。因此，關于媒體報道產權偏好的研究具有重要的理論和現(xiàn)實意義。一方面，國有企業(yè)，特別是大型中央直屬企業(yè)，除了資源壟斷和市場力量強大以外，還保留著部分特殊的權力。在某些情況下，有些企業(yè)可能會運用一些資源來影響相關媒體報道的獨立性，使得媒體進行有利的選擇性報道。在法制尚不健全、行政干預又較強的環(huán)境中，媒體的監(jiān)督動機可能產生異化，容易因為受到壓力而放棄對某些違反治理準則的公司的報道(李培功和徐淑美，2013)。另一方面，作為利益最大化的市場主體，媒體也可能會主動迎合國有企業(yè)的偏好，對其進行更多的正面報道或更少的負面報道，以此獲得更大收益。

充分認識媒體報道傾向性及其規(guī)律，是媒體治理乃至國家治理的重要環(huán)節(jié)。黨的十八屆五中全會通過的《中共中央關于制定國民經濟和社會發(fā)展第十三個五年規(guī)劃的建議》中明確指出要“優(yōu)化媒體結構，規(guī)范傳播秩序”。本文收集了有關我國上市公司的媒體報道數(shù)據，通過構建媒體報道傾向的多維指標，運用現(xiàn)代計量實證方法，力圖更為清晰地解析媒體報道的傾向性。本文的貢獻在于:第一，在研究視角上，關注媒體報道傾向性，并且利用手工收集的大樣本數(shù)據，較為系統(tǒng)、全面地闡述各種因素特別是產權性質對媒體報道傾向的影響；第二，在研究內容上，不僅檢驗了媒體報道產權偏好的存在性，而且考察了媒體報道產權偏好的具體表現(xiàn)和方式；第三，發(fā)現(xiàn)市場化程度的提高和競爭機制的引入有助于解決媒體報道的產權偏好，這些對新興市場國家和轉型經濟國家的媒體治理具有一定的借鑒意義。

后文的結構安排如下:第二部分是文獻回顧和本文的基本假說；第三部分是研究設計；第四部分對媒體報道的產權偏好進行實證檢驗；第五部分是進一步分析；最后是結論與啟示。

二、文獻回顧和基本假說

媒體在信息傳播、輿論引導等方面發(fā)揮著重要作用，其監(jiān)督職能已經得到了廣泛關注。然而，越來越多的國內外研究發(fā)現(xiàn)，媒體報道的傾向性普遍存在于政治領域和經濟領域中(Groseclose和 Milyo，2005)，媒體會迎合某些利益集團的偏好。媒體報道傾向的產生源于其供給和利益相關者的需求(Mullainathan和Shleifer，2005)。

（一）媒體報道的傾向性：基于經濟領域的視角

媒體傾向于在報道內容、語氣和信息來源等方面進行主觀選擇以獲取經濟收益(Gentzkow和Shapiro，2006)。Gentzkow和Shapiro(2010)發(fā)現(xiàn)讀者對志趣相投的新聞報道有顯著的偏好，媒體往往迎合消費者偏好的變化以獲取經濟利益。Dyck等(2008)認為媒體報道能夠幫助消費者克服“理性的無知”，為了最大化讀者范圍和利潤，媒體報道也可能會迎合邊緣消費者和低收入消費者的需求。Reuter和 Zitzewitz(2006)研究了廣告商是否會對媒體編輯的獨立性產生影響，結果發(fā)現(xiàn)，企業(yè)在金融期刊的廣告投入對共同基金的推薦具有顯著的正向作用。Rinallo和 Basuroy(2009)發(fā)現(xiàn)廣告費用與媒體報道的內容關系顯著，并且出版商的產業(yè)依賴性強化了廣告投入對媒體報道的作用。Gurun和Butler(2012)認為地方性報紙的收入很大一部分來自企業(yè)的廣告費用，因而更傾向于正面報道當?shù)貜V告費用較高的企業(yè)。醋衛(wèi)華和李培功(2015)發(fā)現(xiàn)獲得上市公司的廣告收入與迎合公眾的認知偏好才是媒體追捧明星CEO的真實原因。

媒體報道傾向的產生可能是廣告商等利益集團進行媒體公關的結果。Solomon(2012)認為投資者關系管理公司會制造有利于代理公司的正面報道，從而引起代理公司股票價格的短暫上升。Ahern和Sosyura(2014)發(fā)現(xiàn)在并購談判和公告發(fā)表之間的時期，媒體對收購方企業(yè)進行了更多的新聞報道，并引起股價上升。才國偉等(2015)發(fā)現(xiàn)在再融資實施當期，企業(yè)的媒體正面報道傾向顯著增強，并且媒體正面報道傾向的增強會引起當期股票價格的上升。汪昌云等(2015)發(fā)現(xiàn)在IPO進程中對定價有影響的關鍵時期內，公司主動管理下的媒體關注度顯著增加，在提高股票發(fā)行價的同時，降低了IPO溢價水平。汪昌云和武佳薇(2015)、邵新建等(2015)同樣以IPO為研究視角，發(fā)現(xiàn)了企業(yè)有償沉默和進行媒體公關的證據。

（二）媒體報道的傾向性：基于政治選舉的視角

有關媒體報道傾向的研究大量出現(xiàn)在政治經濟學領域的選舉問題中。在國外，媒體傾向于迎合政黨的偏好并進行有偏的報道。Groseclose和 Milyo(2005)發(fā)現(xiàn)大部分報紙及其報道都具有意識形態(tài)上的傾向性。Duggan和 Martinelli(2011)的研究將媒體報道傾向視為政治新聞的過濾器。在兩個候選人的競選模型中，支持強者的媒體傾向于提供不會引起民眾意外的報道。Larcinese等(2011)發(fā)現(xiàn)當共和黨執(zhí)政時，親民主黨的報紙會對高失業(yè)率和高貿易赤字等進行更多的宣傳報道。另外，報紙在報道預算赤字時，傾向于迎合有黨派觀念的選民的偏好。Gehlbach和Sonin(2014)發(fā)現(xiàn)當政府將來要實現(xiàn)某些政治目標時，媒體報道傾向尤其是國有媒體的報道傾向會明顯增強。

媒體報道傾向能夠通過傳播信息等途徑影響選民的思想意識，并對政治選舉結果產生影響。Druckman和Parkin(2005)發(fā)現(xiàn)報紙編輯的報道傾向對選民的選舉行為產生顯著的影響。DellaVigna和 Kaplan(2007)研究了媒體報道對美國選舉結果的影響，發(fā)現(xiàn)?？怂剐侣劦膱蟮朗沟霉埠忘h得到了更多選民的支持。Chiang和Knight(2011)發(fā)現(xiàn)媒體宣傳會使得選民更傾向于支持媒體推薦的候選人，中立選民和宣傳力度大的地區(qū)的選民更容易受到媒體宣傳的影響。Levendusky(2013)認為黨派媒體能夠影響選民行為向兩極化發(fā)展，原因是媒體宣傳使得選民的行為變得更為極端。

（三）媒體報道的傾向性：基于產權偏好的視角

綜上所述，在競爭性的商業(yè)環(huán)境中，作為利益最大化的市場主體，媒體報道并不是完全客觀、中立和無偏的，媒體會主動或被動地迎合消費者、廣告商和政黨等相關利益集團的需求偏好。媒體報道傾向的存在使得利用媒體成為可能。同時，媒體通過說服、勸導等方式對民眾的意識和行為產生影響，使得利用媒體有利可圖。在國外政治選舉和經濟領域的一些層面存在著媒體報道傾向，同樣在企業(yè)產權層面也可能存在類似的問題。

現(xiàn)有研究發(fā)現(xiàn)媒體的社會職能既依賴于政府發(fā)揮作用，同時又受到政府的影響。李培功和沈藝峰(2010)提出，在轉型經濟國家，媒體的公司治理作用是通過引發(fā)行政機構的介入實現(xiàn)的。之后，戴亦一等(2011)的研究發(fā)現(xiàn)，來自地方政府的媒體管制會大大削弱媒體的監(jiān)督治理效力，在地方政府干預程度較高的地區(qū)，媒體的輿論監(jiān)督作用更弱。楊德明和趙璨(2012)研究發(fā)現(xiàn)，唯有在政府及行政主管部門介入的條件下，媒體監(jiān)督職能的發(fā)揮才能促使高管薪酬趨于合理。醋衛(wèi)華和李培功(2012)發(fā)現(xiàn)，60.42%存在公司治理問題的企業(yè)都在證券監(jiān)督管理委員會正式介入調查前受到過媒體的質疑和負面報道，似乎媒體報道會引起監(jiān)管者關注。李培功和徐淑美(2013)認為，在法制尚不健全、行政干預又較強的環(huán)境中，媒體的監(jiān)督動機可能產生異化，容易因為受到行政壓力而放棄對某些違反公司治理準則的公司的報道。金智和賴黎(2014)發(fā)現(xiàn)，在政府對媒體和銀行部門存在雙重控制的情況下，媒體治理遭遇嚴重的困境。因此，媒體報道部分依賴于政府，在國有產權層面可能存在傾向性，而政治和市場影響力因素是產生這種傾向性的重要原因。

我國的國有企業(yè)與政府之間有天然的“血緣”關系，而以往研究已表明，媒體的監(jiān)督職能又受到政府的影響，并且企業(yè)進行媒體管理可以獲得額外收益。因此，媒體報道很可能具有迎合國有企業(yè)的傾向性問題。我國的國有企業(yè)，尤其是大型中央直屬企業(yè)，無論是在資源、政策，還是在資金、人才等方面都具有絕對優(yōu)勢(黃速建和余菁，2006；金碚，2010)。一些媒體在報道國有企業(yè)時變得有所顧慮。國有企業(yè)在面臨重大事件時，也可能運用這種資源，影響媒體報道的獨立性，使得媒體進行有利于國有企業(yè)的選擇性報道。相比之下，民營企業(yè)特別是中小民營企業(yè)，都是市場經濟的產物，不具備這種優(yōu)勢，媒體在對民營企業(yè)進行報道時不會有太多的顧慮①當然，非國有企業(yè)也許更有動力去尋求媒體的“幫助”，鑒于篇幅限制和主題約束，對于這方面的探討留待后續(xù)研究。。另一方面，媒體作為利益最大化的主體，為了獲得更大的社會收益，也可能主動迎合國有企業(yè)的偏好，對其進行更多的正面報道或更少的負面報道。因此，在同等條件下，媒體會對國有企業(yè)進行選擇性報道，從而產生了媒體報道的產權制度傾向?；诖耍岢霰疚牡摹爱a權偏好”假說。

假說(“產權偏好”):產權制度差異對媒體報道傾向有顯著的影響。在同等條件下，媒體傾向于對國有企業(yè)(特別是中央直屬企業(yè))進行更多的正面報道和(或)更少的負面報道。

三、研究設計

（一）研究樣本與數(shù)據來源

本文的研究樣本為2000年到2012年我國(除港澳臺地區(qū))的上市公司。媒體報道的原始數(shù)據來源于 CNKI中國知網《中國重要報紙全文數(shù)據庫》。本文參考李培功和沈藝峰(2010)以及游家興和吳靜(2012)等的方法，分別使用“主題查詢”和“標題查詢”兩種查詢方式，以我國全部上市公司的全稱及簡稱為對象進行搜索，最后得到有效的報道數(shù)量136503篇。本文選取的媒體樣本包括:(1)全部報紙；(2)《中國證券報》《證券時報》《證券日報》《上海證券報》《中國經營報》《經濟觀察報》《第一財經日報》和《21世紀經濟報道》共 8份具有權威性和影響力的報紙；(3)《中國證券報》《證券時報》《證券日報》《上海證券報》共4份證監(jiān)會要求的法定披露報紙。

為了得到媒體報道傾向指標，本文進一步將所有報道通過人工閱讀的方法，歸類為正面報道、負面報道及中性報道①現(xiàn)有研究主要采用電腦識別法和人工閱讀法判斷新聞報道的語氣和性質。游家興和吳靜(2012)、才國偉等(2015)認為，漢語詞匯在應用上千變萬化，表達的含義豐富而微妙，同一個詞匯在不同語境下也會表達完全相反的蘊義。因此，在分析中國的媒體報道時，人工閱讀法比電腦識別法更為科學、合理。本文具體標準見才國偉等(2015)的研究。。不同性質報道的判斷方法是:如果一篇報道的內容有助于提高公司價值，那么就將其歸類為正面報道；相反，如果一篇報道的內容能夠降低公司價值，那么就將其歸類為負面報道；如果一篇報道的內容對于公司價值的影響力度不大，那么就將其歸類為中性報道。

另外，實證分析中的機構投資者數(shù)據、股票收益率數(shù)據、股票波動率數(shù)據來自Wind數(shù)據庫，其他數(shù)據來自 CSMAR數(shù)據庫。在篩選樣本時，本文剔除了變量有缺失的樣本、金融類企業(yè)以及由重大事件引起媒體報道異常多的樣本，并且對連續(xù)型變量進行1%的Winsorize處理。

（二）回歸模型與變量說明

本文采用多元面板回歸模型來檢驗媒體報道產權偏好的存在性，具體如下:

1.正面報道傾向(Slant):定義為媒體正負面報道數(shù)量之差與全部報道數(shù)量的比值。具體包括兩類指標:

按照上述方法，分別構建八大報紙正面報道傾向(SlantTop8_r1和 SlantTop8_r2)以及四大報紙正面報道傾向(SlantTop4_r1和SlantTop4_r2)。

2.國有產權(SOE):根據企業(yè)實際控制人的類型來度量，用于檢驗媒體報道傾向的“產權偏好”假說。其中，實際控制人的類型通過公司年報直接披露和按照股權關系鏈實際計算的結果兩種方式來確定①通過不同方式來確定實際控制人類型，主要是考慮到媒體獲取公司信息的來源和方式可能不同。。按照不同的賦值標準和方法，得到衡量產權差異的4個指標如下。

SOE1:如果根據股權關系鏈計算的結果表明實際控制人持國有股，且為國家各部委或中央企業(yè)，則定義為 2；持國有股，且為地方政府或地方國有企業(yè)，則定義為 1；否則為0。

SOE2:如果根據股權關系鏈計算的結果表明實際控制人持國有股，則定義為1；否則為0。

SOE3:如果公司年報直接披露的實際控制人持國有股，且為國家各部委或中央企業(yè)，則定義為2；持國有股，且為地方政府或地方國有企業(yè)，則定義為1；否則為0。

SOE4:如果公司年報直接披露的實際控制人持國有股，則定義為1；否則為0。

考慮到其他因素也會對媒體報道傾向產生影響，參考 Gurun和 Butler(2012)等的做法，本文還加入了其他一些控制變量。具體包括:員工總數(shù)(Employee)、業(yè)務分部數(shù)(Segment)、銷售費用(Selling)、媒體關注度(Media)、股票收益率(Return)、股票波動率(Volatility)、機構投資者持股比例(Inshold)、分析師跟蹤人數(shù)(Analyst)、營業(yè)收入增長率(Growth)、資產負債率(Leverage)、賬面市值比(MB)、資產收益率(ROA)、市場價值(MV)、行業(yè)(Industry)和季度(Quarter)等。上述控制變量的定義見表1。

表1 其他控制變量的定義及計算方法

四、實證檢驗與分析

（一）描述性統(tǒng)計分析

本文中用到的數(shù)據均為季度數(shù)據①產權制度、公司員工數(shù)和公司業(yè)務分部數(shù)的季度數(shù)據不可得，但這些變量在一年中變化不大，因此，本文用其年度數(shù)據進行替代。。為了控制內生性問題，按照現(xiàn)有文獻的常用做法，本文對除行業(yè)虛擬變量和時間虛擬變量外的所有控制變量進行滯后一階處理。各變量的描述性統(tǒng)計見表2。從表2的Panel A可以發(fā)現(xiàn)，所有媒體正面報道傾向指標的最小值都小于零，同時，其均值都大于零。因此，所有報紙樣本的平均正面報道數(shù)量大于平均負面報道數(shù)量。這說明媒體在總體上傾向于對企業(yè)進行更多的正面報道。另外，八大報紙和四大報紙正面報道傾向的均值小于全部報紙。Panel B和Panel C的結果表明，解釋變量和其他控制變量的描述性分析結果正常，說明數(shù)據的選取和處理方法可靠，保證了實證分析結果的有效性。

表2 變量的描述性統(tǒng)計

（二）媒體報道產權偏好的存在性

本文采用模型(1)來檢驗媒體報道在產權層面的傾向性。在基準回歸模型中，被解釋變量分別選取全部報紙正面報道傾向指標和細分報紙正面報道傾向指標，產權制度變量選用SOE1①產權制度變量的其他指標將用于下文的穩(wěn)健性檢驗。?；鶞誓Ｐ偷幕貧w結果見表3。

表3 媒體報道產權偏好基準模型的回歸結果

續(xù)表3

從表3的回歸結果可以得到以下結論。

第一，國有產權能夠顯著影響企業(yè)的媒體報道傾向，“產權偏好”假說成立。在所有的回歸結果中，產權(SOE1)系數(shù)的回歸結果均在 5%以上的水平上顯著為正，說明媒體報道確實存在著產權差異。與民營企業(yè)相比，媒體更傾向于對國有企業(yè)特別是中央直屬企業(yè)進行更多的正面報道或更少的負面報道。媒體報道產權偏好的產生源于媒體對目標企業(yè)和報道內容主動和被動的選擇。一方面，相對于民營企業(yè)，國有企業(yè)在經濟資源和政治資源方面都占有絕對優(yōu)勢。作為利益最大化的主體，為了獲得更大的社會收益，媒體會主動迎合國有企業(yè)的報道偏好。另一方面，在法制尚不健全、行政干預又較強的環(huán)境中，媒體的監(jiān)督職能也可能產生偏差，容易因為受到外界壓力而對國有企業(yè)進行更多的正面報道或更少的負面報道。因此，同等條件下，媒體傾向于迎合國有企業(yè)的偏好，從而產生了媒體報道中的“產權偏好”。

第二，除了主要解釋變量外，媒體報道傾向也受到其他控制變量的影響。在所有的回歸結果中，企業(yè)員工總數(shù)(Employee)的回歸系數(shù)均顯著為正，說明員工越多，媒體正面報道傾向越強。業(yè)務分部數(shù)(Segment)的系數(shù)基本顯著為正，說明業(yè)務分部多的企業(yè)，媒體正面報道更多或負面報道更少。媒體關注度(MediaTotal、MediaTop8和MediaTop4)的系數(shù)顯著為正，說明總體上媒體存在“報喜不報憂”的現(xiàn)象。股票收益率(Return)和資產收益率(ROA)均與媒體報道傾向顯著正相關，說明媒體傾向于對市場表現(xiàn)和業(yè)績好的企業(yè)進行更多的正面報道。市場價值(MV)的回歸系數(shù)顯著為正，說明大型企業(yè)更可能得到媒體的正面報道。賬面市值比(MB)的回歸系數(shù)顯著為負，說明市場價值低和賬面價值高的企業(yè)，其媒體正面報道傾向較弱。其他變量對媒體正面報道傾向的影響不明顯或不穩(wěn)健。在控制變量中，Return、ROA、MV和 Growth等變量的研究結論與Gurun和Butler(2012)的研究結果一致。

（三）穩(wěn)健性檢驗

1.變換產權制度變量的穩(wěn)健性檢驗

考慮到我國產權制度的重要性和復雜性以及媒體判斷企業(yè)產權性質時信息來源的差異性，本文采用國有產權變量的其他3個度量指標(SOE2、SOE3和SOE4)來檢驗研究結論的穩(wěn)健性。回歸方程采用模型(1)，被解釋變量和其他變量指標的選取與基準模型相同，變換國有產權變量后的回歸結果見表4。

從表4的回歸結果可以看出，所有國有產權變量(SOE2、SOE3和SOE4)的回歸系數(shù)均顯著為正，說明與民營企業(yè)相比，媒體更傾向于對國有企業(yè)(特別是中央直屬企業(yè))進行更多的正面報道或更少的負面報道。總之，與基準模型相比，在變換國有產權的度量方法后，“產權偏好”假說仍然成立。

表4 變換產權變量后的回歸結果

2.基于傾向得分匹配法的穩(wěn)健性檢驗

遺漏解釋變量和解釋變量對被解釋變量的非線性影響都可能使得回歸結果產生偏差，而傾向得分匹配法(PSM)則是解決此問題的較好方法(Gurun和 Butler，2012)。因此，本文用傾向得分匹配法對基準模型進行穩(wěn)健性檢驗。具體做法是:第一步，利用Probit模型，以上市公司實際控制人是否持國有股(SOE2)為被解釋變量，以基準模型中除產權外的其他變量為解釋變量，估計各公司實際控制人持國有股的概率得分；第二步，根據概率得分和最近鄰匹配法，從實際控制人持非國有股的上市公司(控制組)中挑選樣本，為實際控制人持國有股的上市公司(處理組)進行匹配；第三步，根據匹配前后處理組的平均處理效應(ATT)來檢驗產權差異對媒體報道傾向的影響。匹配前后的處理效應見表5①Probit回歸結果及處理組和控制組各變量的描述性統(tǒng)計備索。。

表5 PSM匹配前后的平均處理效應

表5的匹配結果表明，所有媒體正面報道傾向變量在匹配前后的平均處理效應均高度顯著為正。例如，匹配前，處理組和控制組的 SlantTotal_r1平均值分別為 0.2158和 0.1510，平均處理效應為 0.0648且顯著為正。因此，相對于非國有上市公司的平均水平而言，國有控股的上市公司具有更強的正面報道傾向，大約高出 43%(等于0.0648/0.1510)。匹配后，處理組和控制組的 SlantTotal_r1平均值變?yōu)?0.2158和0.1792，平均處理效應為0.0366且仍然顯著為正。因此，相對于同等水平的非國有上市公司而言，國有企業(yè)的正面報道傾向的確更強，大約高出 20%(等于 0.0366/0.1792)。限于篇幅，其他媒體報道傾向的匹配結果不再具體分析。

綜上，在同等條件下，國有產權企業(yè)的確比非國有產權企業(yè)具有更強的媒體正面報道傾向，產權偏好會產生媒體報道傾向，本文先前基準模型的回歸結果是穩(wěn)健的。

五、進一步分析

（一）媒體報道產權偏好的方式

媒體報道存在著產權偏好。在同等條件下，與民營企業(yè)相比，媒體傾向于對國有企業(yè)進行更多的正面報道或更少的負面報道。這里，本文還以媒體報道絕對頻數(shù)和媒體報道相對頻數(shù)為被解釋變量，對媒體報道產權偏好的方式進行實證檢驗①同時，這也是對“產權偏好”假說的穩(wěn)健性檢驗。。

1.產權與媒體報道絕對頻數(shù)

首先采用媒體正面報道頻數(shù)和負面報道頻數(shù)作為基準模型的被解釋變量來檢驗媒體報道產權偏好的方式?；貧w方程采用模型(1)，回歸結果如表6所示。

表6 產權與正負面報道絕對頻數(shù)

續(xù)表6

從表6的回歸結果可以發(fā)現(xiàn)，第(1)、(3)、(5)列中產權制度變量的回歸系數(shù)顯著為正，第(2)、(4)、(6)列中產權制度變量的回歸系數(shù)不顯著，說明媒體對國有企業(yè)的傾向性主要體現(xiàn)在對其進行更多的正面報道，而負面報道的數(shù)量與非國有企業(yè)沒有明顯差異。其可能的原因是:第一，與成熟市場不同，相對于媒體的負面報道，我國媒體的正面報道更容易導致股價向上偏離基本價值水平(游家興和吳靜，2012)①我國股票交易市場雙邊機制或做空機制還不完善，投資者往往只有在推動股價上漲過程中才能直接獲益。這就導致了投資者在媒體正面報道的影響下，更容易推動股價上揚；而在媒體傳遞負面信息的情況下，股價在下跌過程中的反應特征就不明顯(游家興和吳靜，2012)。，因此，國有企業(yè)會將更多的資源用于增加正面報道。第二，在現(xiàn)實中，國有企業(yè)無法與所有媒體進行“協(xié)商”，即使與企業(yè)“協(xié)商”的媒體不報道企業(yè)的負面新聞，為了追求轟動效應，其他媒體也會曝光企業(yè)的負面事件，因而國有企業(yè)負面報道的數(shù)量與非國有企業(yè)沒有明顯差異。

2.產權與媒體報道相對頻數(shù)

本文還以媒體正面報道和負面報道相對頻數(shù)指標作為被解釋變量，檢驗媒體報道產權偏好的方式。與媒體正面報道傾向指標的構建方法類似，根據是否計算中性報道，定義全部報紙的正面(負面)報道相對頻數(shù)指標為:

依據同樣的方法，構造八大報紙的正面報道相對頻數(shù)指標(PosTop8_r1和PosTop8_r2)和負面報道相對頻數(shù)指標(NegTop8_r1和 NegTop8_r2)以及四大報紙的正面報道相對頻數(shù)指標(PosTop4_r1和 PosTop4_r2)和負面報道相對頻數(shù)指標(NegTop4_r1和NegTop4_r2)。

回歸方程采用模型(1)，以媒體正面報道和負面報道相對頻數(shù)指標作為被解釋變量進行回歸，結果見表7。

表7 產權與正負面報道相對頻數(shù)

由表7的回歸結果可見，無論是在全部報紙還是在八大或四大報紙中，國有產權變量的回歸系數(shù)在正面報道相對頻數(shù)的回歸結果中均顯著為正，在負面報道相對頻數(shù)的回歸結果中均不顯著，這同樣說明了在同等條件下，媒體傾向于迎合國有企業(yè)的偏好，并且媒體報道的產權偏好主要體現(xiàn)為對國有企業(yè)進行更多的正面報道。

（二）市場化與媒體報道的產權偏好

現(xiàn)有文獻指出，我國不同地區(qū)之間在市場化程度、制度建設進程、經濟發(fā)展水平等方面存在較大差異，來自地方政府的行政干預也會削弱媒體的監(jiān)督治理效力，在制度建設落后或市場化程度較低的地區(qū)，媒體的輿論監(jiān)督作用更弱。反過來看，市場化的推進和制度的建設，會對地方政府產生一定的約束力，降低政府對市場的干預程度。同時，市場化也會增強媒體和企業(yè)的透明度以及媒體間的競爭行為，進一步減弱媒體的報道偏差。因此，當?shù)厥袌龌潭鹊奶岣?，很可能會增強媒體的監(jiān)督治理效力，有助于解決產權層面上存在的媒體報道傾向問題。

本文采用以下多元回歸模型，檢驗市場化對媒體報道的產權偏好產生的影響:

其中，Market表示企業(yè)所在地的市場化程度。一般來講，上市公司所在地市場化程度越高，產權制度對媒體報道傾向的影響越小。市場化程度的具體賦值方法是:根據樊綱等(2010)編制的《中國市場化指數(shù)——各地區(qū)市場化相對進程 2009年報告》中2009年各省區(qū)“市場化總指數(shù)”的大小，將各省區(qū)分為市場化程度高、中、低三組①由于各省區(qū)每年“市場化總指數(shù)”的排名沒有太大差異，并且樊綱等(2010)編制的《中國市場化指數(shù)》系列報告只更新到2009年，因而本文以2009年各省區(qū)“市場化總指數(shù)”排名為標準對樣本進行分組。其中，市場化程度高的一組包括:上海市、江蘇省和浙江省。市場化程度低的一組包括:山西省、內蒙古自治區(qū)、黑龍江省、廣西壯族自治區(qū)、貴州省、云南省、西藏自治區(qū)、陜西省、甘肅省、青海省、寧夏回族自治區(qū)和新疆維吾爾自治區(qū)。。本文去除了市場化程度居中的樣本②這樣處理的目的主要是使得市場化程度高與市場化程度低的組間在樣本期內都具有明顯的差異。，并根據公司總部所在地將樣本公司分別匹配到市場化程度高和市場化程度低的組別，市場化程度高地區(qū)的公司，Market＝1；市場化程度低地區(qū)的公司，Market＝0。采用產權指標與市場化程度的交叉項(SOE2×Market)來表征市場化對媒體報道中產權偏好產生的影響。如果該交叉項的回歸系數(shù)顯著為正，說明市場化的推進會加強媒體報道中的產權偏好；反之，如果該交叉項的回歸系數(shù)顯著為負，則說明市場化的推進會減弱這一傾向；如果該交叉項的回歸系數(shù)不顯著，則說明市場化不會對該傾向產生顯著影響。其他字母的含義同上，回歸結果見表8。

從表8的回歸結果可以發(fā)現(xiàn)，產權與市場化程度的交叉項(SOE2×Market)的回歸系數(shù)均顯著為負，說明產權與市場化的共同作用能夠降低媒體的正面報道傾向，市場化程度的提高有助于解決媒體報道的產權偏好問題。在企業(yè)產權層面上產生的媒體報道傾向，主要是由外部干預程度、信息透明度不同造成的。在市場化程度較高的地區(qū)，市場力量強，制度比較規(guī)范，政府對媒體和企業(yè)的干預較弱，國有企業(yè)利用優(yōu)勢資源影響媒體的能力和動力也會大大減弱。在信息透明度高的情況下，媒體主動迎合國有企業(yè)的風險和成本大大增加，較少從產權視角考慮對國有企業(yè)的報道問題。相反，在市場化程度低的地區(qū)，經濟、制度等各方面發(fā)展滯后，政府對媒體和企業(yè)的干預較強。國有企業(yè)往往會運用其特殊的地位促使媒體對其進行選擇性報道。同時，在信息透明度低的情況下，媒體主觀上迎合國有企業(yè)的動力也會增強。因此，媒體報道在產權制度層面上更加具有傾向性。另外，在所有的回歸結果中，產權制度變量的系數(shù)均顯著為正，說明相對于民營企業(yè)，媒體確實傾向于報道國有企業(yè)的正面新聞。與基準模型相比，“產權偏好”假說仍然成立。

表8 市場化與媒體報道傾向的回歸結果

除此之外，本文還分樣本進行了回歸分析，結果發(fā)現(xiàn)在市場化程度低的樣本組中，國有產權的回歸系數(shù)顯著為正；而在市場化程度高的樣本組中，國有產權的回歸系數(shù)不再顯著①回歸結果備索。。這也從側面說明了市場化有助于削弱媒體報道對國有企業(yè)的產權偏好。同時，市場化也在一定程度上體現(xiàn)了競爭機制的作用。限于篇幅，有關競爭機制對于媒體報道傾向的影響留待后續(xù)研究。

續(xù)表8

六、結論與啟示

隨著經濟體制改革的不斷深入，我國新聞媒體的職能和作用也在悄然發(fā)生著變化。媒體在完善公司治理方面發(fā)揮了重要的監(jiān)督和推動作用，但是媒體報道傾向也是一個比較普遍的現(xiàn)象。本文通過手工搜集和整理 2000—2012年我國內地上市公司的媒體報道大樣本數(shù)據，較為全面和系統(tǒng)地驗證了媒體報道中的“產權偏好”假說，并在此基礎上進一步探討了媒體報道產權偏好的方式以及市場化對媒體報道傾向的影響。

本文的主要研究結論是:第一，在樣本期內，國有企業(yè)的媒體正面報道傾向顯著高于其他企業(yè)，媒體報道的“產權偏好”假說成立。媒體的監(jiān)督職能既依賴于政府發(fā)揮作用，又受到政府的影響和制約。相對于民營企業(yè)，國有企業(yè)(尤其是大型中央直屬企業(yè))在經濟地位和政治地位方面都占據優(yōu)勢。在各種外界因素的影響下，也為了自身的利益訴求，媒體傾向于對國有企業(yè)進行更多的正面報道或更少的負面報道，從而產生媒體報道的產權偏好。第二，媒體報道產權偏好的方式主要體現(xiàn)在正面報道上。媒體會對國有企業(yè)進行更多的正面報道，而負面報道的數(shù)量與非國有企業(yè)沒有明顯差異。第三，市場化程度會對媒體報道的產權偏好產生顯著影響，市場化程度的提高有助于削弱企業(yè)產權層面上存在的媒體報道傾向。在市場化程度高的地區(qū)，市場經濟進程發(fā)展較快，各種制度比較完善，同時媒體之間的競爭更為激烈，國有企業(yè)利用優(yōu)勢資源影響媒體的能力和動力減弱。

本文的研究不僅在理論上豐富了有關媒體報道傾向的文獻，而且為監(jiān)管部門提供了重要的現(xiàn)實啟示:第一，繼續(xù)推進國有企業(yè)改革，加大集團層面公司制改革力度，促使國有企業(yè)真正成為依法自主經營、自擔風險、自我約束的獨立市場主體。第二，加快我國的市場化進程，加快完善法律法制體系，減少政府的行政干預，公平對待市場主體，讓市場成為資源分配的主要力量。第三，鼓勵媒體積極參與市場競爭，完善媒體監(jiān)管制度，促使媒體有效及時地傳播信息，承擔社會責任，在最大程度上發(fā)揮其輿論監(jiān)督作用。