媒体关注、信息披露与公司行为.pdf

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1、1 媒体关注、信息环境与公司行为媒体关注、信息环境与公司行为 孔东民；刘莎莎；应千伟 （华中科技大学；北京大学；四川大学） 摘要摘要：从中小股东利益保护的角度出发，本文将公司行为分为“好行为”与“坏行为”，然后考 察媒体对于公司行为的影响。尽管媒体治理的角色在机制上存在“监督”与“合谋”两种可能， 但我们发现， 媒体关注在中国上市公司行为的各个层面上都体现了显著的监督治理功能。 具 体表现为：媒体关注度高的公司，其生产效率、公司业绩与社会责任均会增加；同时，公司 盈余操纵、衡量大股东掏空的关联交易以及违规行为均显著降低。进一步，我们发现信息不 对称在也有一定程度的边际影响。然而，在某些特定的场

2、景下，我们发现了当地媒体与当地 企业可能存在合谋（即媒体偏差）的证据。整体上，本文在扩展、补充目前研究的同时，也 给监管部门提供了明晰的政策建议， 即大力发展媒体作为信息披露媒介以及第三方监管的功 能，促使媒体的独立化与市场化。 关键词：关键词：公司行为；媒体关注；投资者保护；监督；合谋 孔东民孔东民 单位：华中科技大学，经济学院金融系，副教授 地址：湖北武汉，华中科技大学，经济学院，邮编：430074 Email: ；电话：159-2706-8886 刘莎莎刘莎莎 单位：北京大学，光华管理学院，博士生 地址：北京大学光华管理学院，邮编：100871 Email: ；电话：152-0147-7

3、648 应千伟应千伟 单位：四川大学，工商管理学院，副教授 地址：四川成都，四川大学，工商管理学院，邮编：610064 Email: ；电话：186-8255-6721 致谢致谢：我们感谢University of Texas at Austin 的韩冰教授、Indian University 的于晓筠教授、 香港浸会大学的谭伟强教授、 中山大学的罗党论教授以及在中山大学、 华中科技大学研讨会 上提出的宝贵意见各位参会人员，但文责自负。本研究受到国家自然科学基金（71173078; 71003108; 70902024）与中央高校基本科研业务费（HUST:2010AW023）的资助，谨致谢意。

4、 2 媒体关注、信息环境媒体关注、信息环境与公司行为与公司行为 摘要摘要：从中小股东利益保护的角度出发，本文将公司行为分为“好行为”与“坏行为”，然后考 察媒体对于公司行为的影响。尽管媒体治理的角色在机制上存在“监督”与“合谋”两种可能， 但我们发现， 媒体关注在中国上市公司行为的各个层面上都体现了显著的监督治理功能。 具 体表现为：媒体关注度高的公司，其生产效率、公司业绩与社会责任均会增加；同时，公司 盈余操纵、衡量大股东掏空的关联交易以及违规行为均显著降低。进一步，我们发现信息不 对称在也有一定程度的边际影响。然而，在某些特定的场景下，我们发现了当地媒体与当地 企业可能存在合谋（即媒体偏差

5、）的证据。整体上，本文在扩展、补充目前研究的同时，也 给监管部门提供了明晰的政策建议， 即大力发展媒体作为信息披露媒介以及第三方监管的功 能，促使媒体的独立化与市场化。 关键词：关键词：公司行为；媒体关注；投资者保护；监督；合谋 一、引言一、引言 媒体在信息时代扮演着非常重要的角色。在资本市场上，媒体对于信息披露、汇集与扩 散发挥着关键的中介作用， 并极大地降低了信息搜集成本， 使得人们可以便捷地获取多样信 息（Becker and Murphy，1993） 。因此，媒体关注既有助于降低 Downs (1957) 提出的投资者 “理性无知 （rational ignorance） ”程度， 又

6、能够约束公司管理者和监管部门的行为 （Dyck, Moss and Zingales, 2008） 。 媒体，作为公司治理的外部机制，是否对公司行为起到约束、监督作用，并保护投资者 （尤其是中小投资者） 的利益？理论上， 媒体的角色在机制上存在“监督”与“合谋”两种可能。 一方面， 媒体能够通过信息披露途径影响上市公司与投资者行为， 提高公司治理水平 （Dyck and Zingales, 2002, 2004） ，即“有效监督假说”。另一方面，部分媒体也可能因利益关系而蓄 意迎合上市公司需求，对那些违背投资者利益的行为起到推波助澜作用，即“合谋假说”。例 如，美国的独立媒体监督组织“公正与准

7、确报道（Fairness and Accuracy in Reporting）”最近 的一篇报道特别强调媒体公司的利益冲突（Conflicts of Interest）问题。该报告认为至少存在 三方面的利益冲突影响媒体公正性：第一，商业原因。许多媒体公司董事成员也在大型商业 公司的董事会兼任 （如大型银行、 投资公司、 原油等部门） ， 基于这种交叉关联 （interlocking） ， 媒体公司在面临关联公司信息的时候，很难坚持公正立场。第二，政治原因。主要媒体公司 在信息披露中往往受到政治与社会因素的影响， 大部分媒体很难报道与监管者态度不一致信 息。第三，媒体公司可能面临信仰与理想的困扰

8、。例如，对背后的控股股东为宗教团体的媒 体，报告涉及宗教问题时难以持有完全客观中立的立场。这些原因，都可能影响媒体的社会 职能发挥。 降低代理问题，是公司治理机制的重要目标。现实中，既存在企业管理层与股东之间的 第一类代理问题，也存在企业大股东与中小股东之间的第二类代理问题。已有研究表明，这 些代理问题既可能滋生企业管理者的机会主义行为，也会诱使内部人（特别是大股东）通过 利益输送等谋取私利，最终牺牲中小股东利益（Johnson, 2000） 。正因如此，提高股东价值 也成为公司治理机制的最终目标之一。那么，在中国现有的制度背景下，究竟媒体如何影响 3 企业的“好”行为与“坏”行为，如何对公司

9、治理与投资者保护施以外部影响，值得进行深入与 全面的探讨。 目前，就媒体关注对公司行为的影响而言，研究者大都基于某一特定行为展开探讨，在 全面性上尚有欠缺。而且，鲜有学者将媒体机制、资本市场信息披露环境与公司治理结合研 究。因此，本文在整体上对媒体的外部治理机制进行全面考察，并在控制内部治理等相关因 素基础上，进一步引入信息环境的横截面差异考察媒体外部治理角色。具体而言，本文主要 基于如下框架展开分析讨论： 图图-1 研究思路与框架研究思路与框架 相应地，本文研究贡献也主要体现在以下几个角度：第一，在公司治理与投资者保护研 究体系下，本文从媒体的“有效监督”与“合谋”角度着手，考察媒体对公司行

10、为的影响。本文 从代理问题与企业价值的不同维度，首次将公司行为全面地分为“好行为”与“坏行为”，分析 在公司行为中媒体对于公司治理与效率全方位的影响以及横截面差异。 第二，在考察媒体关注对于公司的价值效应时，本文不仅考虑了企业的经营绩效，并基 于 Brandt, Biesebroeck, and Zhang（2012）的方法计算公司层面全要素生产率（TFP） ，以在 微观上反映企业技术进步与长期增长潜力。 同时， 还考察了媒体关注对于公司社会绩效的 （即 企业社会责任）的影响。 第三，本文进一步考察了信息环境对媒体治理作用的边际影响。我们发现，当市场上信 息不对称程度较高时， 有限的信息搜寻和

11、解读能力使个人投资者更依赖以媒体为代表的信息 披露媒介， 媒体对公司治理与投资者保护更显重要。 本文将资本市场信息披露环境与公司治 理有机结合，探究信息不对称是否会间接影响媒体协助上市公司治理的职能效果。 第四，通过手工搜集数据，我们将媒体和上市公司按照不同的省区分组，在确定了当地 媒体与当地上市公司之后， 我们根据企业产权属性和寻租费用的差异构造了最有可能发现媒 体偏见的两个研究场景。并发现，对于当地国有企业或者支付了更多寻租费用的当地企业， 当地媒体与其之间的确存在合谋证据。 本文针对这一问题的探索性研究， 首次表明了媒体在 治理中可能存在的偏差。 基于对上述问题的回答，我们期望在扩展、补

12、充前人研究的同时，也为有关监管部门提 供更为全面和明晰的政策建议。 外部机制： 媒体外部机制： 媒体 公司治理公司治理 信息环 境影响 内部机制（控制变量） 代理问题（坏行为） ： 1. 管理层与股东(第 I 类代理问 题): 盈余操纵 2. 大股东与小股东(第 II 类代理 问题):关联交易 3. 财务犯罪与欺诈(第I类与第II 类代理问题) 价值效应（好行为） ： 1. 经营绩效: 财务利润 2. 经营效率: 全要素生产率 3. 社会绩效: 企业社会责任 4 二、文献回顾二、文献回顾与研究假说与研究假说 （一）（一）媒体关注与媒体关注与股票收益股票收益 部分文献就针对媒体关注和股票收益展开

13、了研究。 Chan(2003)将媒体关注视为公司层面 的信息披露，发现投资者对公开信息反应不足，导致信息公布后股价漂移，对于非信息导致 的极端股价运动则存在反转。Fang and Peress (2009)发现，相比经媒体大量报道的上市公司 股票， 未被媒体报道的股票未来收益更高， 媒体通过吸引更多投资者注意而降低信息风险和 市场摩擦，Engelberg and Parsons (2011)发现当地媒体覆盖程度会提高当地投资者的交易规 模。Solomon (2012)则发现投资者关系更为重要的公司会选择性影响媒体信息披露，媒体倾 向报道好消息甚于坏消息，并因此提升了股票收益。 在此基础上， 部

14、分学者针对媒体报道的语言特征展开相关研究。 Tetlock, Saar-Tsechansky and Macskassy (2008)发现媒体关于公司基本面的负面报道预示了公司更差的盈余情况和股 票收益。Kothari, Li and Short(2009)发现报刊媒体的负面报道会增加公司的资本成本和收益 波动，反之积极报道则会降低资本成本和收益波动。Gurun and Butler(2012)发现当地媒体报 道本地公司采用的负面词汇少于非本地公司， 这种倾斜性报道现象对于本地广告支出较多的 上市公司更为显著，并且享受倾斜性报道的公司其未来公司价值更高。 但是，同样有作者提出了反对的观点。Bh

15、attacharya , Galpin, Ray and Yu(2009)认为媒体 覆盖度并不能解释互联网泡沫期间的资产价格泡沫，Tetlock(2007)则认为负面媒体报道对股 票收益的影响是短暂的，它仅仅反应了投资者情绪，而非公司层面信息。 此外， 部分文献将媒体关注度与投资者有限注意偏差相结合， 研究其与投资者行为的关 系。 Peress （2008） 采用媒体覆盖度度量投有限注意程度， 指出投资者有限注意是导致 PEAD 的原因之一。Fang, Peress and Zheng（2011）研究媒体关注与机构投资者的交易行为，发现 机构同样表现出有限注意偏差， 他们倾向买入媒体关注较高的

16、股票， 但并未获取更高的收益。 目前，国内关于这方面研究较匮乏，比较有代表的是张雅慧、万迪昉和付雷鸣（2011） ， 发现被媒体关注的股票收益相对较低，支持了 Fang and Peress(2009)所说的“媒体效应”，并 指出这源于投资者过度反应。游家兴和吴静（2012）从情绪角度研究媒体对资产定价偏误的 影响，发现乐观的媒体情绪更易导致股价泡沫产生。 （二）（二）媒体关注与公司治理媒体关注与公司治理 截至目前， 部分文献指出媒体关注有助提高公司的治理水平 （Dyck and Zingales， 2002） ， 对多方利益群体的行为起到约束和调整作用。 Dyck and Zingales

17、(2004) 指出,媒体监督能有效降低控制权的私人收益。Dyck, Volchkova and Zingales （2008） 发现媒体关注有助于公司改正其腐败和滥用职权的行为。 Dyck, Morse and Zingales(2008)和 Miller(2006)发现， 媒体有助甄别和曝光公司的会计犯罪等欺诈行 为。Joe, Louis and Robinson（2009）则提出媒体曝光有助提高董事会效率。与此同时，媒体 关注也会影响高管行为。Liu and McConnell(2012)发现，较高的媒体关注更可能导致公司高 管放弃有损公司价值的并购行为。Farrell and Whidb

18、ee(2002)则指出，通过监督公司糟糕的业 绩，媒体关注提升了高管离职更替概率。而且，媒体关注有助提高他们的社会责任感 （Zyglidopoulos, Georgiadis, Carroll and Siegel，2011） 。此外，媒体关注也会促使其他机构加 强监督，诸如 Joe(2003)发现媒体监督会影响审计师行为，坏消息报道倾向使审计师出具保 留意见报告。 5 目前，国内关于媒体关注的研究并不多见。李培功和沈艺峰（2010）以“中国董事会排 行榜”评选出的 50 家“最差董事会”公司为样本，发现媒体有助完善公司治理，市场导向性媒 体比政策导向性媒体更具有治理作用。罗进辉（2012）也

19、发现媒体显著降低了公司的代理成 本，杨德明和赵璨（2012）发现在政府协助下媒体可以对高管薪酬起到监督和治理的功能。 徐莉萍和辛宇 （2011） 发现较高的媒体关注可以降低流通股股东在股权分置改革中要求的对 价，媒体发挥着一定的治理职能。但是，贺建刚、魏明海和刘峰（2008）基于五粮液案例研 究，认为媒体监督未明显改善大股东的利益输出行为。郑志刚、丁冬和汪昌云（2011）则发 现媒体负面报道与公司下一期的业绩改善存在显著正相关关系。徐莉萍、辛宇和祝继高 （2011） 重点考察媒体关注与上市公司社会责任履行的关系， 发现媒体关注确实提升了公司 的捐赠水平。 （三）研究假说（三）研究假说 本部分从

20、媒体报道对公司行为与价值效应的角度，围绕“有效监督假说”与“合谋”假说， 展开讨论媒体在公司行为中的角色。直觉上来说，媒体既可能公正地传播信息，也可能为满 足噱头需要而混淆视听。 如果媒体遵守其作为信息传播媒介的职业道德， 真实报道事件内容， 恰当地引导投资者，那么媒体关注将会起到完善公司治理水平的功效。比如，上市公司因担 心公司违规行为、 丑闻被媒体揭露而引致资本市场受挫， 从而会降低一些有可能损害投资者 利益的行为，这意味着媒体对上市公司的运营起到有效监督作用。我们将这种逻辑视为“有 效监督假说”。相反，如果媒体报道失实，甚至因某些利益关系而蓄意迎合上市公司需求， 那么上市公司反而可能会做

21、出更多有害投资者利益的行为， 这意味着媒体对上市公司的运营 扮演着反面有害角色，我们认为媒体扮演推波助澜作用，并视为“合谋假说”。 代理问题，一直是公司金融领域的核心问题。在上市公司运营中，公司所有权与控制权 常常处于分离状态。所有者的目标是公司价值最大化，但管理者往往是私人利益（如薪酬、 职业发展等）最大化，这导致了第 I 类代理问题的出现。与此同时，相关公司治理研究文献 表明，在股权集中度较高的国家中，内部人（特别是大股东）对小股东的剥削与侵害也成为 普遍的代理问题 （Johnson, 2000; Claessens, Simeon, Fan and Lang, 2002） ， 即第 II

22、 类代理问题。 一般而言，代理问题有如下几个方面的体现：第一、盈余操纵现象。例如，避免公布亏损的 盈余信息 （Payne and Robb， 2000; Matsumoto, 2002） ； 达到或超过分析师预测水平 （Yu, 2008） ； 管理者为满足薪酬激励标准以获取更高的私人收益（Healy and Wahlen, 1999）或管理者自身 设定的盈余目标（Fuller and Jensen, 2002）等等。第二、关联交易现象。在我国，第 II 类代 理问题尤为严重，很多研究都发现我国上市公司大股东会通过往来借款（Jiang et al., 2010） 、 关联交易（Jian and

23、Wong, 2010; Berkman, Cole and Fu, 2011）等方式来侵占上市公司利益。 在公司运转中，大股东对小股东存在侵占问题，如利益输送(Johnson, 2000) 和壕沟效应 (Claessens et al., 2002) 等。第三、财务造假或犯罪。例如近来的紫鑫药业案例等，都是因代 理问题导致的企业管理层或大股东在利益诱使下所进行财务造假或犯罪活动。 从现实情况来 看，上市公司违法违纪被监管部门查处之后，轻则上市公司遭受警告而可能导致市值受损， 6 重则遭受巨额罚金甚至退市。 因此，针对以上三类委托代理问题的典型现象（企业的“坏行为”） ，我们基于媒体治理 的双重

24、作用，提出如下竞争性假说 1： H1A：就企业：就企业“坏行为坏行为”而言，而言， ，若媒体若媒体角色为角色为“有效监督有效监督”，则会降低企业盈余管理行为、，则会降低企业盈余管理行为、 关联交易行为以及财务犯罪或欺诈行为的可能性。关联交易行为以及财务犯罪或欺诈行为的可能性。 H1B：就企业：就企业“坏行为坏行为”而言而言，若媒体，若媒体角色为角色为“合谋合谋”，则会增加企业盈余管理行为、关则会增加企业盈余管理行为、关 联交易行为以及财务犯罪或欺诈行为的可能性。联交易行为以及财务犯罪或欺诈行为的可能性。 在讨论媒体对代理问题下的公司“坏行为”影响的同时， 本文进一步考察媒体治理对公司 以提高价

25、值为目标的“好行为”之影响。这这里，我们从几个不同的维度进行考察。第一、企 业的运营绩效。投资者进行决策时，首要目标是公司盈利或者运营业绩最大化。这也是文献 中对于企业绩效的常规考察指标。第二、企业生产效率。在激烈的市场竞争中，创新是企业 持续增长的动力。在自主创新理论层面，熊彼特对创新如何通过“创造性破坏（creative destruction）”来促进经济和企业的持续增长已有深入阐述。因此，我们借鉴 Brandt, Biesebroeck, and Zhang（2012）的方法，在企业微观层面上构造全要素生产率测度以衡量企 业效率。第三、企业社会责任（CSR） 。近期，许多商业机构也越来

26、越在意其社会影响，CSR 所倡导的经济效益与社会价值同等重要的理念得到普遍认可， 这不仅体现在越来越多的公司 持续披露社会责任报告， 也体现在投资者在决策时越来越重视投资对象的社会责任状况。 一 方面，企业提升其社会责任水平能够促进其长期表现，如更好的财务表现、市场表现或较低 的贷款成本。另一方面，企业 CSR 决策可能受到外在监管部门、媒体或非政府组织的压力， 从而增进 CSR 水平或者“迎合”部分利益攸关主体的偏好，其中最典型的是证券市场投资者 对于上市公司企业社会责任诉求的提升。当然，经验上，关于社会责任是否提高公司财富的 讨论仍然存在争议， 但是缺乏对社会责任的重视毋庸置疑会导致企业受

27、损 （例如三聚氰胺事 件导致三鹿集团破产等案例） 。 因此，针对以上三类代表性的企业价值效应（“好行为”） ，我们基于媒体治理的双重作 用，提出如下竞争性假说 2： H2A：就企业：就企业“好行为好行为”而言，若媒体而言，若媒体角色为角色为“有效监督有效监督”，则会提高企业盈利能力、要，则会提高企业盈利能力、要 素生产效率以及社会责任水平。素生产效率以及社会责任水平。 H2B：就企业：就企业“好行为好行为”而言，若媒体而言，若媒体角色为角色为“合谋合谋”，则会降低企业盈利能力、要素生，则会降低企业盈利能力、要素生 产效率以及社会责任水平。产效率以及社会责任水平。 在资本市场运行中，市场信息扮演

28、着重要角色。由于市场摩擦的存在，信息传递的不完 备以及市场信息的不对称， 都会对投资者和企业产生影响。 为减少与上市公司之间的信息不 对称程度， 投资者往往进行信息搜寻。 对于公开信息， 投资者可以通过文献资料 （公司年报、 7 临时公告等） 、媒体、网络和专门的信息服务机构等获取，其中，媒体对公司的各类报道则 构成了市场公开信息的重要组成部分。 当市场上信息不对称程度较高时， 有限的信息搜寻能 力（Bamber, Barron and Stober, 1997; Barron, Harris and Stanford, 2005）使个人投资者更依赖 以媒体媒介为代表的外在信息披露平台。另一方

29、面，信息不对称也会影响企业行为，这也是 代理问题的根源。诸如 Chen, Goldstein, and Jiang（2007）则发现信息不对称程度影响企业 投资对价格的敏感性，即管理者从股价信息中的学习能力。与此同时，当市场上信息不对称 程度较高时，投资者更难以捉摸企业行为，由于道德风险存在，企业则可能进一步作有损投 资者利益的决策，这就会进一步导致投资者对公司股票的交易。 鉴于市场信息环境对企业、 投资者行为的影响， 本文试图研究信息不对称是否也会间接 影响媒体协助上市公司治理的职能效果。 倘若媒体本着客观公正、 以提高市场信息质量为宗 旨，即扮演“有效监督”作用，那么当市场信息不确定程度较

30、高时，媒体对公司行为的监督作 用更大，投资者受益更为明显。倘若媒体选择性报道、夸大其词，误导投资者或迎合上市公 司需求，即扮演“合谋”作用，那么当市场信息不确定程度较高时，媒体则利用其影响力或职 能之便，对公司行为的监督可能性更小、纵容程度更大。对此，本文提出竞争性假说 3： H3A：若媒体：若媒体角色为角色为“有效监督有效监督”，那么信息不对称会提高媒体对企业行为的边际监督，那么信息不对称会提高媒体对企业行为的边际监督 效果。效果。 H3B：若媒体：若媒体角色为角色为“合谋合谋”，那么信息不对称会降低媒体对企业行为的边际监督效果。，那么信息不对称会降低媒体对企业行为的边际监督效果。 三三、数

31、据来源与变量定义、数据来源与变量定义 （一）数据来源（一）数据来源 为了获得媒体关注度的数据，我们基于 CNKI中国重要报纸全文数据库 ，采用手工 搜集和整理的方式获得。 中国重要报纸全文数据库属于由中国学术期刊(光盘版)电子杂 志社编辑出版的 CNKI 系列数据库中的一种，收录了自 2000 年以来中国国内重要报纸刊 载的学术性、资料性文献，并进行连续动态更新，涵盖国内公开发行的 700 多种重要报纸。 该数据库同时具有较高的权威性和代表性， 其包括中国证监会指定上市公司信息披露的法定 披露报纸中国证券报 、 上海证券报和证券时报等权威性（财经）报刊。我们按照 上市公司的常用简称来对数据库中

32、的全文文献进行内容检索， 获得该上市公司 2000 年以来， 各条新闻报道的题目、作者、报纸中文名称、发表日期等原始信息，从而为我们计算各种媒 体关注度指标提供依据。 在构造公司行为的代理变量时， 我们引入公司盈余管理、 关联交易以及违规行为三个变 量测度公司“坏行为”，其分别由中国股票市场交易数据库（CSMAR）的财务报表数据库、 关联交易数据库以及上市公司违规行为数据库整理或者计算而得。对于“好行为”，我们引入 企业资产收益率、 全要素生产率以及企业社会责任三个变量。 其中， 前两个变量均由 CSMAR 的财务报表数据库整理或者计算而得。企业社会责任则利用为上市公司的捐赠（或赞助）衡 量，

33、我们利用 CSMAR 财务报表附注数据库手工整理。其中，由于该数据库同时收录了归属 于本期和归属于上期（一般基于修正后的结果）的对外捐赠，本文保留经会计报表合并后的 修正数据。 8 为了测度信息环境，我们引入了知情交易概率、股价延迟度、分析师覆盖度以及投资者 信息搜索量四个变量。其中，前两个变量基于 CSMAR 市场交易数据库计算而得，分析师覆 盖则来自于 CSMAR 分析师数据库。对于投资者信息搜索数据，我们基于“Baidu 指数”的搜 索量（http:/）进行手工整理。具体而言，我们在百度指数的网页中输入上 市公司简称，即可得到投资者某一期间的信息搜索次数，这承袭了 Da, Engelbe

34、rg, and Gao (2011) 手工整理 Google 搜索量的研究方法。 我们在研究媒体的公司治理机制时， 之所以纳入机构投资者持股因素， 是考虑到在探寻 公司治理解决机制中， 机构投资者扮演了越来越重要的角色。 在目前国内外学术界关于机构 投资者能否参与公司治理并保护中小股东的利益有大量文献 。 为了避免缺乏重要变量所引 致的遗漏变量偏差， 我们在研究中纳入了机构投资者持股比例， 以剥离或控制机构投资者对 公司治理的影响，从而得到媒体对公司治理的“净效果”。此变量来源于万德（Wind）资讯 数据库。考虑到有一定规模的机构持股数据仅可追溯到 2003 年，因此本文选取的样本期间 也为由

35、 2003 年起始。 此外， 研究中所需要的其他控制变量均来自于 CSMAR 数据库。 为保证数据的有效性并 消除异常样本对研究结论的影响，本文在样本选择时，还按照以下原则处理：剔除账面市值 比为负的公司；排除金融类公司；对变量按照上下 1%进行 Winsorize 处理。 （二）变量定义（二）变量定义 1. 媒体关注度（Media） ：定义为每年度上市公司被媒体报道的次数。本文不仅搜集 了所有报刊媒体报道的总次数， 同样根据报刊媒体的级别进一步细分。 考虑到证监会所要求 的法定披露报纸可能具有更高的权威性和受众面， 本文将报刊媒体报道分为前四大报刊 （ 中 国证券报 、 上海证券报 、 证券

36、时报和证券日报 ）报道次数和其他报刊报道次数。 为减轻数量级的干扰，本文将媒体关注度定义为： MediaTotal=Ln(1+总的媒体报道次数) （1） MediaTop4=Ln(1+前四大报刊报道次数) （2） 2. 盈余操纵（EM） ：衡量上市公司对非正常性应计利润的操纵程度，本文采用两种测 度方法： （1）修正的 Jones 模型（JonesEM） 在估计正常性应计利润时， 虽然 Jones (1991) 模型较好地控制了公司经济环境的变化对 正常性应计利润的影响。但在收入确认受到操纵时，Jones 模型在估量非正常性应计利润时 会出现误差，修正的 Jones 模型则考虑了针对收入确认的

37、盈余管理。其主要思想是，每年度 在各个行业内按照如（3）式进行横截面最小二乘回归，估计出行业特征参数 1, 2和 3： , 123, ,1,1,1,1 1 i ti ti t i t i ti ti ti t ETAREVPPE AssetAssetAssetAsset e =+111 （3） 这里， ETAi,t表示企业 i 在 t 年度的总应计利润， 其等于营业利润与经营活动净现金流的差额； 目前，国内外关于机构投资者参与公司治理并保护中小股东的利益的研究非常之多。但结论并不完全一 致，主要存在两种相反的观点： “有效监督假说”认为机构投资者作为积极股东能够监督并强化企业内部治 理机制，

38、同时也可以成为制衡控股股东的力量， 从而防止控股股东剥削小股东的行为发生 （Karpoff, Malatesta and Walkling, 1996； Gillan and Starks, 2000；程书强，2006；李维安和李滨，2008)。然后， “负面监督假说” 则认为机构投资者由于利益冲突或战略同盟原因， 会对公司治理产生不利影响(Coffee, 1991； Webb, Beck and Mckinnon, 2003)，如通过内幕交易与大股东进行合谋来获取额外收益（傅勇和谭松涛，2008；李海英刘志 远，2009） 。 9 REVi,t表示企业 i 在 t 年度的营业收入与 t-1

39、年度营业收入的差额；PPEi,t表示企业 i 在 t 年 度的固定资产净值；ASSETi,t-1 表示企业 i 在 t-1 年度末的总资产规模。 然后，利用下式，估计得到不受操纵的正常性应计利润（NDA） ： , ,123 ,1,1,1 1 i ti ti t i t i ti ti t REVRECPPE NDA AssetAssetAsset =+ （4） 这里，RECi,t为企业 i 在 t 年度的应收账款与 t-1 年度应收账款的差额，其余各变量的定义 同前。总应计利润（ETA）扣除 NDA 之后的差额绝对值，即得非正常性应计利润。在研究 中，我们分年度分行业进行回归计算盈余管理测度。

40、公司所属行业，是按照中国证监会所制 定的行业分类标准，将按照非制造业一级行业代码、制造业二级行业代码分类。 （2）业绩匹配的盈余操纵（EMMROA） 参照 Kothari, Leone 和 Wasley (2005)， 该测度主要目的在于控制上市公司业绩水平对应 计利润的影响。 该模型是在修正的 Jones 模型基础上， 控制上一年度的资产收益率 （ROAi,t-1） ， 回归模型如下式： , 1234,1, ,1,1,1,1 1 i ti ti t i ti t i ti ti ti t ETAREVPPE ROA AssetAssetAssetAsset e =+ （5） 基于（5）式估计

41、所得到的行业特征参数 1, 2, 3和 4，我们可以利用等式（6）估计出 不受收入操纵和业绩水平匹配下的正常性应计利润 NDA，即： , ,1234,1 ,1,1,1 1 i ti ti t i ti t i ti ti t REVRECPPE NDAROA AssetAssetAsset =+ （6） 这里，各变量的定义同前。类似地，ETA 与 NDA 之差的绝对值即为非正常性应计利润。 3. 关联交易（RPT） ：定义为每年度上市公司与所有关联方企业之间的相关交易总额 占上市公司总资产的比值，衡量小股东利益可能受损害的程度（Berkman, Cole and Fu, 2010） 。 4.

42、违规行为（VltLaw） ：定义为每年度上市公司是否存在违规行为，若存在，则取值 为 1，否则为 0。 5. 资产收益率（ROA） ，定义为每年度的净利润与总资产之比。 6. 全要素生产效率（TFP） ：反映的是生产中不能为各种要素投入所解释的那部分产 出， 衡量的是一种将投入转化为产出的总的生产效率。 在实际中它所解释的那部分因素往往 是指诸如技术进步、技术利用效率、管理水平、规模效应等等一系列难以直接观测的因素。 指数法是测度生产率广泛应用的方法，Tornqvist 指数由于被 Diewert（1976）证明适用于超 越对数生产函数的 TFP 度量而受到广泛关注，其估计式如下： )(s2/

43、11 )(s2/1)(ln tittittittittitit kksllsqqTFP+=）（）（ （7） 其中 qi,t表示企业 i 在 t 年的产出水平，采用营业收入水平衡量；li,t表示企业 i 在 t 年的劳动 投入对数值， 劳动投入采用支付给职工的现金衡量； ki,t表示企业 i 在 t 年的资本投入对数值， 资本投入采用固定资产净值衡量。si,t表示企业 i 的劳动投入占总投入的份额，st则表示劳动 投入份额的行业平均值。这里，我们逐年分行业计算行业中每一个企业的相对 TFP 水平。 7. 捐赠支出（Donation） ：定义为每年度上市公司的捐赠或赞助支出，为避免数量级 干扰，我

44、们将其定义为：Ln(1+捐赠金额)。 8. 市场信息环境： 本文从信息不对称和信息透明度的角度， 采用多种测度衡量市场的 10 信息环境，具体如下： （1）知情交易概率（PIN） ：按照 Easley, Kiefer 等（2008） ，假定市场交易由知情交易 引起，且订单提交服从泊松分布。根据订单的买卖方向和订单数量，可以推测私人信息引致 交易的发生概率。首先，确定单位时间的似然函数： () () () ( |, )(1) ! () (1) ! bsbs bs BSBS bsbs BS bs LB Seeee BSBS ee BS eee e ee eeee ee + + + =+ + （8）

45、 其中， B 和 S 分别表示单位时间内的买单和卖单数量， 其余的 5 个参数均为待定变量， 即(), , , bs ee=需要利用极大似然法进行估计。这里， 是信息事件发生概率， 是 坏消息的概率，1 是好消息的概率， 表示知情者提交订单的到达率，b表示非知情者提 交买单到达率， s表示非知情者提交卖单到达率。 在推断订单买卖方向的时候， 我们采用 （Lee and Ready 1991）的方法进行确定，即如果当前交易价格大于前一买卖报价的中位数，则认 为此交易属于买方发起的交易，否则，则认定为卖方发起的交易。如果在此准则下无法加以 判断，则再往前追溯一笔交易直至可以加以判断为止；如果交易无

46、法按照 Lee-Ready 算法识 别，我们则将该类订单做抛弃处理，Campbell 等（2009）也采用了这样的处理方法，研究 中发现，这一类的订单比例极小（低于 0.5%） 。 在假设每个交易日的消息相互独立的情况下， 我们可以很容易地给出一段时期内 （设为 I）的似然函数，如下： ()() 1 |, I ii i LMLB S = = （9） 两边取对数，根据优化程序很容易计算出(), , , bs ee。然后求得PIN为： bs PIN ee = + （10） 需要指出的是， 在计算中我们发现中国股市的单向订单数量较大， 这使得最大似然估计 存在着数值溢出的问题，这导致结果不稳定，为了

47、解决这一问题，我们将中国股市的订单数 量同比缩小 10 倍，这对 PIN 的结果没有影响，而计算的精度和计算拟合的稳定性则得到了 极大的增强， 我们在最大似然估计中， 每一只股票都选了 27 对组合 （即 , 和 分别用0.25, 0.5, 0.75 两两交叉）作为初始值，发现结果极为稳定，基本上不受初始值的影响。 （2）信息延迟度（Delay） ：由Hou and Moskowitz（2005）提出，用于反应股票收益在 多长时间内可以融合市场范围的信息。当市场信息越不对称时，信息融入股价的速度越慢， 信息延迟度越大。孔东民、申睿（2007，2008）对中国股市的Delay指标进行了较细致的研

48、 究，并发现其与信息环境相关。具体计算为： 首先，每一年度，将每只个股的日收益率对市场日收益率如下回归，并得到经自由度调 整后的R2： () 4 , 1 n i tiim tim t ni t n rRRe = =+ （11） 这里，rit表示个股 i 在 t 期的收益率，Rmt表示深沪 A 股在 t 期经流通市值加权的收益率。 然后，限制上述模型中的滞后期市场收益系数即 ()n i 为 0，重复上述回归，得到限制模 11 型经自由度调整后的 () 2 0,1,4 n l n R = 。 参照 Hou and Moskowitz（2005），本文将信息延迟度定义为： () 2 0,1,4 2 1 n i n R Delay R = = （12） （3）分析师覆盖度（AnaCvrg） ：定义为每年度提供上市公司盈利预测的分析师数目。 为降低数量级干扰，本文将分析师覆盖度定义为：Ln(1+覆盖的分析师数目)。其值越大，意 味着市场上关于上市公司 i 的信息越多，信息透明度越高，信息不对称程度越低。 （4）投资者信息搜索量（SVI） ：定义为每年度上市公司在百度搜索引擎上被搜索的总 次数。为降低数量级干扰，本文将投资者信息搜索量定义为：Ln(1+搜索次数)。其值越大， 意味着投资者对上市公司 i 所了解的信