媒体关注与公司研发投入

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媒体关注与公司研发投入*
——基于中国上市公司的实证分析
刘 萌 史晋川 罗德明
[提 要] 媒体能否影响到公司的研发水平？对不同公司的影响是否会有差异？本文运用中国上市公司2007—2014年的数据，考察媒体关注对公司研发投入的影响。结果表明：(1)媒体关注显著降低了公司的研发投入；(2)通过业绩压力，媒体主要作用于非国有公司，对国有公司没有影响；(3)两职合一、管理层持股与薪酬激励均可以有效缓解媒体的影响。本文的研究既丰富了媒体影响公司行为的文献，也对上市公司加强内部治理体系建设具有重要启示意义。
[关键词] 媒体关注；研发投入；所有制；公司治理
一、引言
媒体作为信息媒介，能够随时随地、无孔不入地曝光并跟进那些隐而未显的趋势，在资本市场中发挥着外部监督作用(Dyck & Zingales，2004；陈志武，2005；李培功和沈艺峰，2010)。媒体监督在净化资本市场环境的同时，也会降低企业或经理人的冒险精神，加重管理层短视问题。特别是对于收益高但周期长、风险大的创新活动，在媒体作用下，经理人更会敬而远之，降低研发投入，改进企业短期绩效。这一现象在非理性的资本市场中会更加明显。因为一旦公司运营不如人意，就会吸引媒体争相报道和大肆渲染，损害到经理人声誉，不利于职业发展。
与机构投资者为主的欧美成熟市场不同，我国资本市场以散户为主要投资者，呈现出典型的非理性特征，投机甚于投资。一方面散户投资知识不完善，独立分析和吸纳信息的能力较差；另一方面散户信息获取渠道比较单一，媒介依赖性强。根据深交所《2016年个人投资者状况调查报告》，受访投资者的投资知识客观评价得分仅为63.1分(满分100分)，较2015年的平均得分58.8分有所提高，总体仍然偏低。从信息渠道结构来看，投资者获取信息的渠道也集中在“手机上的网络类媒体”(43.3%)、“依据股票价格走势、成交量变化等指标分析”(40.4%)和“电脑上的网络类媒体”(40.3%)，媒体属于投资者信息渠道的首选。“散户市场”极易受到媒体的引导，从而影响市场舆论导向和企业声誉。2010年“霸王事件”中，媒体大量报道和转载霸王洗发水致癌的新闻，导致霸王公司股价断崖式下跌。即便药监局出面为霸王公司产品“验明正身”，仍然没有恢复投资者信心，霸王公司股价仍存在-16.8%的非正常累计回报率，并在之后一蹶不振。截至2016年5月23日霸王起诉《壹周刊》诽谤案胜诉时，霸王收盘价0.39元，与事件发生前6.48元相比，累计跌幅高达九成以上。显然，在这种市场环境下，媒体负面报道对企业可能是致命的。另外，媒体报道对舆论影响力也是一种潜在威胁。企业最优策略应该是谨慎行事，杜绝任何可能招来媒体批评的行为。创新具有不可预测性、高收入和创新收益的弱排他占有等特征，使得经理人面临很大的失败风险，同时企业短期财务状况也难尽人意(温军和冯根福，2012)。为了避免任何造成负面报道的机会，创新研发项目就容易受到抑制。
本文利用2007—2014年中国上市公司研发投入的相关经验证据，主要探讨如下三个重要的问题：(1)媒体关注对公司研发行为究竟产生怎样的影响？(2)不同所有制的公司受媒体关注的影响是否存在不同？(3)公司治理结构的改善是否能缓解媒体关注所产生的不利影响？本文研究表明，媒体关注确实在很大程度上降低了上市公司研发投入，增加了经理人的短期行为。但是，媒体影响存在显著的所有制差异：媒体对研发的负面影响，仅存在于非国有公司，国有公司的研发不受影响。进一步，根据会计业绩，把非国有公司区分为高低两组，低业绩组受媒体的负面影响更严重。最后，媒体关注对非国有公司研发的影响，也存在着公司治理结构方面的异质性。两职合一、管理层持股和薪酬激励可以促使管理层与股东利益相一致(李春涛和宋敏，2010)，从而降低媒体关注对非国有公司创新的影响。
本文的创新与贡献主要在于：首先，大量文献考察媒体报道如何发挥公司治理作用，鲜有研究注意到媒体也会带来负面作用，特别是加重管理层短视问题。杨道广等人(2017)从创新产出的角度，发现媒体负面报道会减少企业专利产出，证实了媒体会加重管理层短视问题。但专利可比性差，受外生因素的影响较大，也难以受管理层控制。研发投入直接由公司管理层决定，可以更好反映管理层行为(冯根福和温军，2008)。本文从研发投入的角度出发，可以补充这部分缺失。其次，对于媒体如何影响创新行为，相关研究在没有区分所有制影响的基础上，把负面报道区分为会计相关与会计无关两组，发现媒体对创新的抑制效应来源于会计相关的负面报道。与他们做法不同，本文首先区分所有制的影响，在此基础上再分析媒体对不同业绩公司的影响。结果发现相较国企，非国企的研发更容易受到媒体影响。低业绩公司面对媒体曝光时，管理层短视问题更加严重，进而更直接地证实了业绩压力是媒体影响创新活动的内在机制，拓展了现有研究。最后，本文考察媒体报道影响公司研发投入的机理。董事长与总经理两职合一、管理层持股多与薪酬激励强的公司，其研发投入受媒体的抑制作用相对较小。这说明治理结构的改善一定程度上可以缓解媒体带来的短视问题。
本文余下部分安排如下：第二节是文献回顾与机理分析；第三节是模型与数据，介绍样本选择、数据来源、变量定义和模型设定；第四节是实证分析，展开媒体关注影响公司研发投入的经验研究；第五节是稳健性检验；第六节是结论。
二、文献回顾与机理分析
已有文献围绕媒体如何影响公司行为展开了广泛而深入的讨论，其中大量研究都集中在媒体如何发挥公司治理功能，而针对媒体负面影响的研究则较少。事实上，分析师关注能够带来短期压力(He & Tian，2013)。与之类似，媒体关注也会向管理层施加大量市场压力，加重短视程度，抑制研发投入。
(一)媒体报道与公司行为
作为上市公司有效的外部监管渠道，媒体能够随时随地、无孔不入地曝光并跟进那些隐而未显的趋势，为经济发展提供制度框架和良好的市场环境。大量研究都围绕媒体的监管作用展开。
Dyck & Zingales(2004)认为，媒体主要通过三个途径来影响公司治理：(1)媒体的舆论压力会迫使政治家来修正现有公司法，或是更为有效地贯彻执行公司法。(2)媒体可以影响到经理和董事会在股东和未来雇主心中的声誉，从而减少他们的机会主义行为。(3)媒体有助于塑造经理和董事会的公众形象，从而迫使他们按照社会道德规范来约束自身行为。进一步的研究以俄罗斯企业为样本，发现国际媒体对违规行为的报道有助于企业纠正自身决策(Dyck et al.，2008)。诚然，媒体具有强大的影响力和舆论压力，能够吸引到政治家和监管机构的注意力，驱使其更加有效地贯彻公司法或是行政介入。大量基于我国的研究认为，由于我国公司经理层还未形成公开、合理和完全竞争的聘任机制，声誉机制的作用非常有限。媒体主要是通过曝光带来行政机构介入，从而间接发挥治理作用。
然而，媒体对公司违规行为的揭露，通过强大的公众舆论压力，也会损害到中国企业及管理层的市场声誉与公众形象。对于企业来说，这是一种可置信威胁，从而声誉机制也应该能够发挥作用。例如，媒体对“瘦肉精”“毒奶粉”等食品安全事件的揭露，使相关责任人付出惨痛代价，这对于其他食品经营者也起到了威慑作用。“霸王洗发水事件”中，霸王集团的声誉受损，更是导致其后来连续五年亏损，一蹶不振。一旦企业或管理层的违法违规行为被媒体揭露出来，声誉和未来职业生涯就受到严重损害。为了避免此类麻烦，企业会减少机会主义行为。围绕董事会失灵的研究发现，董事会失灵在遭到媒体曝光后，基于声誉，相关企业会积极采取措施修正自身行为(Joe et al.，2009)。从退休后董事会席位的角度，相关证据也进一步证实，媒体报道会影响到CEO的声誉以及未来职业机会(Liu et al.，2017)。基于中国企业的直接证据也证实，媒体通过影响企业声誉与未来融资成本，能够迫使管理层放弃不利的并购计划(Borochin & Cu，2018)。
以上研究都是围绕媒体如何发挥公司治理功能。但媒体关注是一把双刃剑，在扮演“监督者”角色的同时，还会给管理者带来很大市场压力，加重管理层短视行为(Dai et al.，2015)。特别是对于高风险、长周期的创新活动，媒体更可能会抑制企业的研发投入。
(二)媒体报道、市场压力与技术创新
技术创新是经济增长和企业持续竞争优势的源泉。但相较其他资源配置，创新投入周期较长，具有很多不可预测性和高失败率等特点。因此，创新活动需要一个能容忍短期失败与风险的内外部环境(Holmstrom，1989)。
就外部环境而言，对短期失败与风险的容忍程度，决定了企业开展创新活动的难易。大量研究表明，创新过程的保密性和信息不对称的特点决定了企业价值容易被低估，由此会承受更多来自外部的敌意收购风险和短期业绩压力。这些外部压力恶化了创新环境。Stein(1988)指出，由于无形资产价值难以评估，公开市场的压力会使得经理人倾向于投资收益稳定、回报快的项目，而不是这种价值容易被低估的长期创新项目。Ferreira et al.(2014)也发现，来自公开市场的压力会迫使管理者选择更为保险、安全的项目，不利于创新。Fang et al.(2014)从股票流动性的角度也证实，较高的股票流动性会带来较高的被收购风险，为了避免被恶意收购，管理者会倾向于削减研发创新等容易被低估的投资项目。
那么能否通过媒体等信息中介来披露创新项目的相关信息，缓解信息不对称，以纠正其低估价值，鼓励创新呢？大量研究证实，媒体等信息中介通过收集、包装、传播各类信息，能够有效缓解市场中的信息不对称。倘若信息中介能够准确披露公司创新活动的信息，帮助投资者了解创新项目的真实价值，则显然能够缓解创新价值被低估的困境，管理层面对的外部市场压力和恶意收购风险等也能得到缓解。诚然，信息中介就能够对创新等长期项目具有促进作用。但是大量学者也指出，媒体、分析师等信息中介在缓解市场信息不对称的同时，也会加大管理层的市场压力，加重管理层短视问题。He & Tian(2013)发现，分析师难以容忍企业短期业绩表现不佳，只偏重于预测公司短期盈余，这会给有意投资创新项目的经理层带来巨大的市场压力，不利于创新。谢震和艾春荣(2014)基于我国创业板的经验，也证实了分析师跟踪会降低公司研发投入。与之类似，媒体报道也会产生很大压力，不利于创新。
作为信息中介，媒体在创新活动中所扮演的角色值得探讨。一方面媒体在缓解信息不对称、监督企业违规行为等方面发挥着治理作用，另一方面，媒体因追逐热点，甚至引发“轰动效应”而饱受批评。Core et al.(2008)对“天价薪酬”进行检验，发现“天价薪酬”只是媒体为了迎合受众而刻意制造出的轰动新闻。熊艳等人(2011)以“霸王事件”为例，指出媒体没有“中立的把关机制”，反而追逐“轰动效应”，给霸王集团带来了短期内无法恢复的损失。拥有强大舆论影响力的媒体，对于企业或经理人来说，是一个给他们带来更多市场压力与潜在声誉威胁的风险来源。一旦公司表现不佳，就容易成为媒体争相报道的绝佳题材，造成的声誉损失难以预计。对于公司及管理者，为了避免声誉受损，也倾向于避免任何可能招来媒体批评与负面报道的行为。创新具有高失败率、高投入以及短期内难见回报等特点。这使得创新成果会具有很大的不确定性，公司管理层在从事创新活动时也会面临很大的风险，短期财务状况也往往难以尽如人意。这些特点决定了管理者在创新过程中需要承受较大压力，一旦创新投入过高或是创新失败导致当前业绩不佳，就容易招来媒体与市场的批评与指责，从而进一步影响管理层的声誉。媒体追逐热点的偏好又容易加重声誉损失的程度。为了避免这类风险，在媒体高度关注下，公司及管理者很可能选择削减研发与创新。Dai et al.(2015)研究表明，与利润相关的媒体报道会加大市场压力，降低企业创新水平。于忠泊等人(2011)发现，媒体关注给管理层带来了很大市场压力，迫使他们为了满足市场预期而进行盈余管理。杨道广等人(2017)证实，与会计相关的媒体负面报道会加大管理层的短期财务业绩压力，从而抑制企业创新产出。因此，媒体报道带来的压力容易大过其信息披露的正面作用，对公司研发的影响也应表现为抑制作用。据此，本文提出下述假设1：
假设1 媒体关注对公司研发投入具有抑制作用。
需要注意的是，媒体关注不一定对所有企业都带来市场压力。国有企业具有天生的政治地位，政府给予管理者额外的政治权力，这使得媒体报道时会有一些顾忌(才国伟等人，2015)。甚至政府对于国有企业的援助，不仅仅在于提供补贴，还可能帮助这类企业影响媒体，提供媒体干预方面的援助(杨德明和令媛媛，2011)。非国有企业，特别是中小民营企业，不具备国有大中型企业的政治影响力，也没有来自政府在媒体上的援助。因此，相比之下，非国有企业更容易受到媒体关注所带来的压力，特别是来自短期业绩的压力，研发投入被抑制的程度也会更高。据此本文提出下述假设2:
假设2 媒体关注对非国有公司研发的影响要大于国有公司。
即便外部媒体向企业施加很大市场压力，内部管理层对短期失败的容忍程度较高的话，创新也可以实施。Manso(2011)指出，薪酬合约若能包容短期失败、奖励长期成功，则有助于企业创新。Ferreira et al.(2014)认为，创新性企业应该避免公开上市及所带来的不利影响。基于中国证据，相关研究也发现，董事会、管理层持股可使管理层的个人利益和股东利益结盟(鲁桐和党印，2014)。管理层与股东利益相一致，有助于提高管理层对企业长期竞争力和利润最大化的重视，从而能够容忍短期失败和风险。因此，合适的内部治理也可以缓解媒体带来的负面影响。据此本文提出下述假设3：
假设3 治理结构的改善能够一定程度上缓解媒体对研发的不利影响。
三、模型与数据
这部分主要介绍样本选择、数据的来源以及主要变量的定义，并构建经验模型。
(一)样本选择与数据来源
由于2007年1月1日起我国上市公司开始实行新会计准则，财务报告附注信息也是自此开始强制要求披露。因此本文选取2007—2014年间在沪深交易所上市的所有A股公司为研究对象。按照常用处理方法，对样本进行了以下处理：(1)由于金融行业的特殊性，剔除掉所有金融类公司；(2)由于ST股的涨跌幅限制与正常股票不同，更容易受到媒体的异常关注，剔除样本期间曾经或正被ST的公司样本；(3)删除了数据缺失的样本。最终，本文总共获得了8 618个有效观测值，其中国有企业3 633个，非国有企业4 985个。
本文使用了三类数据：(1)研发投入数据。借鉴常见做法，用公司研发费用来衡量，数据来源于WIND金融资讯中的衍生报表数据库。(2)媒体报道数据主要来源于《中国重要报纸全文数据库》。选取目前在我国具有广泛影响力、知名度和权威性的8家全国性财经报纸为分析对象，包括《中国证券报》《证券日报》《证券时报》《上海证券报》《中国经营报》《21世纪经济报道》《经济观察报》和《第一财经日报》。然后以年度为限，按照公司的全称、简称，对上述8家全国性财经报纸进行检索，通过手动进行了仔细比对，剔除掉与公司无关的报道，最终获得年度公司媒体报道数目。(3)其他变量数据来源于WIND金融资讯和CSMAR数据库。为了避免极端值的影响，对主要连续变量进行了首尾各1%的缩尾(winsorize)处理。
(二)模型设定与变量解释
为了验证媒体关注与上市公司研发投入之间的关系，本文构建经验模型如下：
lnRDit= β1Mediait+β′Control
+ui+vt+εit
(1)
式中，lnRD衡量了公司研发投入。参照温军和冯根福(2012)的做法，定义研发投入密度RD等于研发费用与销售额的比值，并取自然对数，对于极少数RD=0样本(不到10个)，用0.000 000 1予以替代。Media表示媒体关注度，等于媒体报道数目加1后取自然对数。与已有研究一致，本文还控制了机构持股(Inst)、公司规模(Size)、公司存续时间(Age)、分析师跟踪人数(Analyst)、固定资产比例(PPEAssets)、托宾Q值(TobinQ)、资产负债率(LEV)、资产收益率(ROA)、行业集中度(HHI)和销售费用(SFIN)，具体定义见表1。此外，i表示企业个体，t表示时间，ui和vt分别表示个体和时间固定效应，εit为随机扰动项。式(1)是本文基本的计量模型。
在式(1)的基础上，为了考虑公司治理变量的影响，本文引入治理变量(Factor)，并构建如下扩展式(2)：
lnRDit= β1Mediait+β2Mediait×Factorit
+β3Factorit+β′Control
+ui+vt+εit
(2)
式中，变量Factor分别代表股权集中度(Top1)、董事会规模(Board)、两职合一(CEO)、管理层持股(Msh)和薪酬激励(LMC)。具体定义如表1。
表1主要变量的定义

四、实证分析
(一)描述性统计量
表2给出了各变量的描述性统计。其中，研发投入密度RD均值只有0.035，说明我国上市公司研发投入普遍较低。RD最大值为0.750，最小值为0.000，标准差为0.048。这进一步表明公司研发投入之间存在明显差距。媒体关注Media最大值为4.644，最小值为0，标准差为1.264。这说明媒体对不同公司的关注程度也存在很大差别。总体而言，本文选用的样本具有良好的区分度。
表2关键变量的描述性统计量

(二)多元回归结果及分析
表3报告了媒体关注影响上市公司研发投入的回归结果。可以看到，全样本回归下，媒体关注变量(Media)的系数在5%水平下显著为负数。这印证了假设1给出的结论，表明媒体关注确实给公司管理层带来了强大的市场压力，从而抑制了研发投入。
表3媒体影响研发投入的回归结果

注：*，**和***分别表示在10%，5%和1%水平上显著，括号内为P值，下表同。
根据所有制性质对公司分类后，进一步发现，国有企业中媒体关注(Media)的系数虽然保持为负数，但数值较小且不显著，而非国有企业中媒体关注(Media)的系数在1%水平上保持显著为负数。这个结论印证了假设2，说明媒体对研发投入的抑制作用仅存在于非国有上市公司中，媒体对国有上市公司则没有影响。一个可能的原因是国有企业具有天生的政治地位，使得媒体具有一些顾忌，不会轻易批评报道，从而媒体难以对国有企业施加压力。另一个可能的原因是，国有企业具有很强的政策性，在“万众创新”的政策背景下，需要扮演好“技术创新主力军”的角色，从而研发投入对媒体不具有敏感性。
此外，已有研究指出媒体带来的市场压力来源于会计业绩，但他们的结论主要建立在与会计业绩有关的媒体报道所产生的影响上。与他们做法不同，本文直接把注意力放在媒体关注对不同业绩水平公司的影响是否具有差异性。这样可以更直接地得到媒体压力与会计业绩之间的关系。根据会计业绩水平(ROA)，把非国有公司进一步分为高业绩和低业绩两组，分别进行回归，结果如表4所示。可以看到，低业绩组中媒体关注(Media)的系数在1%水平上仍显著为负数，但高业绩组中媒体关注(Media)的系数不再保持显著性。同样情况下，媒体关注对低业绩公司研发投入的抑制作用更大，即媒体向低业绩公司带来的市场压力要大于高业绩公司，从而证实了媒体压力确实来源于会计业绩。
表4按业绩分组后的回归结果

公司治理结构的改善，将影响上述研发投入与媒体报道的经验关系。借鉴鲁桐和党印(2014)的做法，本文主要从股东、董事会和激励机制三个层面展开，以验证假设3。(1)股东层面。使用股权集中度(Top1)，即以第一大股东持股比例来衡量。一般来说，较高的股权集中度可以减轻一定代理问题。(2)董事会层面。采用文献中常见的两个变量：一是董事会规模(Board)，以董事会总人数的对数值来衡量；二是两职合一(CEO)，董事长和总经理两职兼任时取1，两职分离时取0。(3)激励机制。采用如下两个变量：一是管理层持股(Msh)，以管理层(董监高)持股的比例来衡量；二是薪酬激励(LMC)，以前三名高管现金薪酬总和的自然对数来衡量。在非国有公司中引入这些治理变量及其交互项，回归结果如表5所示。可以看出，媒体关注与股权集中度的交互项(Media×Top1)系数虽然为正数，但是不显著。这说明股权集中度无助于降低媒体关注带来的压力与管理层短视问题，也不能缓解媒体关注对研发的负面影响。媒体关注与董事会规模的交互项(Media×Board)系数为负数，同样不显著。这意味着董事会规模的提高，也不能降低媒体关注带来的负面影响。原因可能在于，在中国当前公司制度下，大多数上市公司的董事会建设仅仅停留在符合证监会规定的形式方面，没有切实发挥公司治理作用。而媒体关注与两职合一的交互项(Media×CEO)、与管理层持股的交互项(Media×Msh)以及与薪酬激励的交互项(Media×LMC)系数都显著为正数。这说明同等情况下，董事长与总经理两职合一、管理层持股多、薪酬激励高的公司，媒体关注对研发投入的负面影响会偏低。一个可能的原因在于，两职合一、管理层持股以及薪酬激励可以使管理层利益和股东利益结盟，促使管理层重视企业长期价值和竞争力，从而提高了企业内部对研发风险的容忍程度。因此在同等媒体压力下，这类公司研发投入受到的抑制作用会偏低。另一个可能的原因是董事长与总经理两职合一，可以让总经理免受被解聘和另觅工作的压力，管理层持股也给予高管很多重大人事安排方面的话语权，薪酬激励也符合良好的激励机制。从而相同媒体压力下，管理层职业生涯受到的影响偏小，牺牲研发投入的可能性也会较低。总而言之，通过改善公司治理结构，可以在一定程度上缓解媒体关注对研发投入的不利影响。
表5引入治理结构后的回归结果

五、稳健性检验
为保证结果的稳健性，本节进一步使用以下方法进行稳健性检验。(1)使用动态面板来缓解内生性问题的干扰。内生性问题主要有两类：遗漏变量导致的伪相关和互为因果导致的内生性。差分GMM既可以消除不随时间变化的变量和个体非观测效应，从而缓解遗漏变量问题，又可以消除反向因果关系(Arellano & Bond，1991)。此外，为了防止潜在的弱工具变量问题，还使用了系统GMM来进行额外检验，以保证结果的稳健性。(2)考虑上市公司所处地区的市场化情况，加入外部市场化环境后，结果是否稳健存在。(3)为了避免单一指标带来的偏差等问题，借鉴赖黎等人(2016)的做法，使用CSMAR数据库《新闻数据库》中的网络媒体数据进行检验。
(一)内生性问题
由于任何经济因素变化本身均具有一定的惯性，前一期结果往往会对后一期产生影响。企业的创新投入方面很可能存在滞后效应，引入动态模型滞后项可以较好地控制滞后因素。在式(1)和式(2)中引入lnRD的滞后项，构建动态模型式(3)和式(4)，估计动态模型可以使用差分GMM。差分GMM的好处在于：(1)差分能够消除不随时间变化的变量和个体非观测效应，从而部分解决遗漏变量问题。对于时变而且对所有公司都造成类似影响的事件，又可以通过加入时间虚拟变量来控制。(2)能够消除反向因果关系。因此，差分GMM能够较好地解决内生性。
lnRDit= β0lnRDit-1+β1Mediait+βControl
+ui+vt+εit
(3)
lnRDit= β0lnRDit-1+β1Mediait+β2Mediait
×Factorit+β3Factorit+β'Control
+ui+vt+εit
(4)
表6汇报了差分GMM的回归结果。差分GMM的前提条件是差分方程中允许残差项存在一阶序列相关，但要求残差项不存在二阶自相关，且工具变量具有严格的外生性，因此需要对估计结果做Arellano-Bond序列自相关检验，Hansen检验和Sargan检验。由表6可以看到，AR(1)的P值均小于0.01，而AR(2)的P值均大于0.10，这表明残差项在1%水平上存在一阶序列相关，10%水平上没有拒绝模型不存在二阶序列相关的假设，因此估计是一致的，通过了自相关检验。此外，Sargan检验和Hansen检验的P值也均大于0.10，也都没有拒绝原假设，意味着选取的工具变量是有效的。表6第(1)列、第(2)列分别是国有和非国有公司研发投入和媒体关注的回归结果。可以看到，国有公司的媒体关注(Media)系数虽为负数，但仍然不显著，而非国有公司的媒体关注(Media)系数保持显著为负数。这说明缓解了内生性，媒体仍然仅负面影响非国有公司的研发投入。表6第(3)列至第(7)列是引入治理结构后的回归结果。同时，交互项Media×Top1和Media×Board系数仍然不显著，而交互项Media×CEO，Media×Msh和Media×LMC系数都保持显著为正数，说明两职合一、管理层持股和薪酬激励仍然可以发挥有效缓解作用。因此，缓解两类内生性，结果仍然保持稳健。
Blundell & Bond(1998)进一步发现，若模型中被解释变量的滞后项系数趋向于1或者个体非观测效应的方差比残差项的方差增加得要快的时候，一阶差分GMM的有限样本特征表现较差，可能会导致弱工具变量问题，此时需要施加额外的约束，用原序列的一阶差分滞后项作为水平方程的工具变量。因此，本文还使用系统GMM来做额外的检验。
表7汇报了系统GMM的回归结果。首先看Arellano-Bond序列自相关检验，由AR(1)和AR(2)可以看到，残差项在1%水平上存在一阶序列相关，10%水平上也没有拒绝模型不存在二阶序列相关的假设。Sargan检验和Hansen检验也都没有拒绝原假设，意味着估计是一致的，选取的工具变量也是有效的。回归结果与差分GMM类似，国有公司的媒体关注(Media)系数不显著，非国有公司的媒体关注(Media)系数仍保持显著为负数，交互项Media×Top1和Media×Board系数不显著，而交互项Media×CEO，Media×Msh和Media×LMC系数都保持显著为正数，说明两职合一、管理层持股和薪酬激励仍然可以发挥缓解作用。据此，在控制了潜在弱工具变量问题后，结果仍然保持稳健。
(二)外部市场化环境
为了控制外部市场化环境的影响，借鉴学术界的一般做法(He et al.，2017)，采用王小鲁等人(2017)的《中国分省份市场化指数报告(2016)》。该报告数据起始于2008年，而本文数据起始于2007年，从而这里选取2008年为起始点。将市场化指数高于平均水平的省份赋值为1，低于平均水平的省份赋值为0，得到各省份市场化程度哑变量(Market)，并以公司注册地确定其所面临的地区市场化程度。表8汇报了加入市场化指数(Market)的回归结果，可以看到，除了国有企业外，市场化指数(Market)的系数均显著为正数，说明良好的地区市场化环境是推动创新的外部力量，有利于企业加大研发投入。其他结果也均与前面保持一致，说明在控制了市场化因素后，媒体关注仍负面影响研发投入，两职合一、管理层持股与薪酬激励等公司治理机制仍能发挥一些缓解作用，从而进一步证实了结果的稳健性。
此外，考虑到缺失2007年的市场化数据，本文还假定2007—2008年各地区市场化水平保持不变，以2008年的市场化数据填补2007年的数据，回归结果仍保持一致。限于篇幅，文中未报告这一结果。
表6差分GMM的回归结果

说明：模型中均加入了时间趋势变量；采用两阶及更高阶的滞后项作为内生变量差分项的工具变量。
表7系统GMM的回归结果

说明：模型中均加入了时间趋势变量；采用两阶及更高阶的滞后项作为内生变量差分项的工具变量。
表8考虑地区市场化程度的回归结果

(三)网络媒体
为了避免单一指标带来的偏差等问题，接下来还使用网络媒体的数据进行检验。虽然网络媒体多是对纸上媒体进行转载，但随着网络技术的发展和普及，网络媒体已成为现实生活中的主要信息来源。深交所《2016年个人投资者状况调查报告》中，投资者获取信息的前三种渠道就分别集中在“手机上的网络类媒体”“依据股票价格走势、成交量变化等指标分析”和“电脑上的网络类媒体”。因此，本文也使用网络媒体关注数据来进行稳健性检验。借鉴赖黎等人(2016)的做法，使用CSMAR数据库《新闻数据库》中的网络媒体数据进行检验。以年为单位，通过匹配公司名称和《新闻数据库》中网络媒体报道数目，得到年度网络媒体报道数目，并对其加1取自然对数，记作NetMedia。
表9给出了基于网络媒体关注的回归结果。可以看到，全样本下的网络媒体关注(NetMedia)系数显著为负数，在按照所有制分组后，国有公司的网络媒体关注(NetMedia)系数仍然不显著，非国有公司的网络媒体关注(NetMedia)系数仍保持显著为负数。这说明网络媒体关注同样只对非国有上市公司研发投入具有抑制作用。在引入公司治理结构后，交互项NetMedia×CEO，NetMedia×Msh和NetMedia×LMC系数仍然表现为正数，但交互项NetMedia×Msh系数不显著，这说明对于网络媒体带来的负面影响，两职合一和薪酬激励能够有效发挥缓解作用，管理层持股则作用有限。此外，交互项NetMedia×Board系数显著为负，说明董事会规模反而会加大网络媒体带来的压力，加重短视问题，而交互项NetMedia×Top1仍然不显著。总而言之，网络媒体的结论与纸上媒体基本保持一致，也进一步验证了结果的稳健性。
表9基于网络媒体关注的回归结果

六、结论
已有文献基本证实了媒体在公司治理方面扮演着“监督者”的角色，但鲜有文献注意到媒体发挥监督作用的同时，还会给管理层施加很大压力，降低冒险精神，加重管理层短视问题，不利于研发投入。少量相关研究把注意力放在媒体与专利产出上，没有分析媒体与更可控的研发投入之间关系，也没有探讨不同所有制和内部治理结构的影响。本文以中国上市公司为对象，首先发现，媒体关注对公司研发投入整体表现为抑制作用。根据所有制分组后，发现媒体影响存在所有制差异，媒体关注仅对非国有公司具有抑制作用。为了印证会计业绩是否是媒体压力的来源，进一步分为高业绩和低业绩两组，结果表明媒体对低业绩组的抑制作用要显著大于高业绩组，证实了会计业绩确实是压力来源。最后引入内部治理结构，发现股权集中度、董事会规模的作用有限，而两职合一、管理层持股和薪酬激励则有助于提高内部对研发风险的容忍，从而缓解媒体关注的抑制作用。
在“全民监督”“媒体监督”为口号的社会背景下，媒体监督作用渐增。一方面对公司违规违法行为具有威慑作用，有利于完善公司治理；另一方面潜在的舆论影响力又会降低管理层冒险精神，增加短视行为，不利于研发。本文给出了此类经验证据。本文的启示意义在于，在呼吁媒体发挥监督作用的同时，也应该注意到媒体关注增加了非国有公司的管理者短视行为，抑制了研发投入。但是通过加强与完善公司的内部治理结构，能够降低此类负面影响。
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MEDIA COVERAGE AND CORPORATE R&D INVESTMENT——Evidence from Listed Companies in China
LIU Meng SHI Jin-chuan LUO De-ming
(School of Economics, Zhejiang University)
Abstract:Does media affect the company’s R&D level and whether there is heterogeneity? Using the dataset of Chinese listed companies, this paper empirically studies the impacts of media coverage on companies’ R&D investment. Through empirical research, this paper provides the following conclusions: Firstly, Media coverage significantly reduces companies’ R&D investment. To be more specific, Media coverage has a significant impact on non-state-owned companies due to the performance pressure, while it has no impact on state-owned companies. Finally, CEO duality, managers’ shareholding and salary incentives can effectively alleviate the negative impact of media coverage on R&D investment. These conclusions not only enrich the understanding of media coverage on corporate behaviors, but also shed light on the construction of internal governance system of listed companies.
Key words:media coverage; R&D investment; ownership; corporate governance
* 刘萌、史晋川(通讯作者)、罗德明，浙江大学经济学院，浙江大学民营经济研究中心，邮政编码：310027，电子信箱：liumengsmile@qq.com。
本文得到国家“四个一批”人才自主选题资助项目法律经济学与传媒经济学研究项目(501902—F21601)、国家自然科学基金委员会与英国经济和社会研究理事会合作研究项目(71661137002)、教育部人文社会科学重点研究基地作者信息(16JJD790052)以及中央高校基本科研业务费专项资金资助项目“大数据、机器学习与新计量经济学及其应用研究”的资助。感谢匿名评审人提出的修改建议，笔者已做了相应修改，本文文责自负。
(责任编辑：刘舫舸)