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在以新兴加转轨为背景的中国资本市场，资产价格非理性波动对实体经济的影响一直是公司金融研究的重点课题。从昔日蜂拥而上的网络、光伏扎堆，到涉矿、基因概念股，再到最近的手游热、互联网+、区块链投资潮，中国上市公司管理者迎合股票市场短期交易偏好与热衷炒作概念题材的投资行为屡屡上演。管理者这种迎合非理性投资者情绪的扭曲投资造成了资源的极大浪费（卞江和李鑫，2009；Polk和Sapienza，2009；花贵如等，2010）。Baker（2009）指出，股票误定价对实体经济活动的影响取决于管理者对市场的非理性反应及其机会主义动机强弱。根据股票高估的代理成本理论，当公司股票被高估时，为谋求私有收益（如股权薪酬收益、控制权私有收益等），管理者具有强烈动机安排投资项目迎合当前误定价，以维持或推高当前股价，最终使股东遭受损失（Jensen，2005；Polk和Sapienza，2009）。有效的公司治理机制对缓解这一代理问题至关重要（Jensen，2005）。本文尝试从代理成本视角，考察新闻媒体这一重要外部治理机制在抑制管理者投资迎合行为中的治理作用。
近年来，新闻媒体的外部治理功能备受关注。经验证据表明，媒体关注通过改变管理者偏离股东价值最大化行为的私有收益与成本，发挥监督管理者、降低代理成本的作用（Dyck等，2008；郑志刚等，2011）。一方面，作为重要的信息中介，新闻媒体通过调查、分析和信息传播，揭露公司存在的问题，引发舆论压力和监管层介入，发挥约束管理者机会主义行为的作用（Miller，2006；Dyck等，2008；李培功和沈艺峰，2010；罗进辉，2012）；另一方面，媒体报道通过影响公司及其管理者的声誉资本，约束管理者投机行为，降低代理成本（Zingales，2000；Dyck等，2008）。从代理成本视角看，当公司股票被误定价时，如果管理者出于股权薪酬收益或控制权私有收益最大化动机进行投资迎合，那么媒体的治理功能可能会提高管理者攫取私利的成本，进而产生事先的威慑作用，抑制其投资迎合行为。进一步地，如果媒体发挥了抑制作用，那么具体的作用机制是什么？不同类型媒体的抑制作用是否存在差异？对上述问题的研究有助于进一步理解媒体对企业资源配置效率的作用效果。
本文基于代理成本视角实证考察媒体关注对管理者投资迎合行为的影响及其作用机制。利用2004−2017年中国A股上市公司的经验数据，研究发现，媒体关注显著抑制了管理者投资迎合行为，尤其是股票高估引起的投资扩张。当管理者具有较强股权薪酬收益和控制权私有收益动机时，媒体关注的抑制作用更明显。进一步研究发现，媒体关注的抑制作用仅存在于政府干预程度较弱地区的公司，在声誉资本不同的公司间没有表现出差异，这表明媒体关注抑制作用的发挥主要通过监督机制而非声誉机制实现。媒体关注的抑制作用也被发现仅存在于信息不对称程度较高、代理问题较严重的公司，且主要来自权威媒体和政策导向媒体的关注。研究还发现，媒体关注显著抑制了股票高估引起的投资过度，有助于改善投资效率。研究表明，当资本市场发生股票误定价时，媒体关注在抑制管理者基于自利动机的投资迎合行为中发挥了积极的治理作用，改善了实体经济资源配置效率。
本文的研究贡献在于：首先，现有文献为管理者投资迎合行为的存在及其背后动机提供了经验证据（Dong等，2007；Polk和Sapienza，2009；Grundy和Li，2010；花贵如等，2010；胡国强和肖志超，2018），但对其治理机制研究较少涉及。本文实证考察新闻媒体这一重要市场信息中介的外部治理作用，有助于丰富迎合理论文献。其次，自Jensen（2005）提出股票高估的代理成本理论，已有文献为管理者利用当前股票误定价获取私利提供了经验证据，如通过盈余管理（Badertscher，2011；Sawicki和Shrestha，2014）、并购（Fu等，2013）、投资迎合（Grundy和Li，2010）等方式维持或推高当前股价，从中获取私利。本文基于代理成本视角，揭示媒体关注如何抑制管理者自利动机下的投资迎合行为，有助于丰富股票高估的代理成本理论。最后，本文研究有助于丰富媒体的外部治理文献。尽管已有文献从不同角度考察了媒体发挥的公司治理功能，但鲜有研究关注股票误定价条件下媒体关注对管理者投资迎合行为的治理作用。在当前中国上市公司大量存在迎合热点题材①、盲目扩大投资的现实背景下，新闻媒体可能发挥重要的治理作用。因此，本文研究对如何完善媒体这一资本市场重要信息机制、增强金融市场服务实体经济能力具有重要现实意义。
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Baker和Wurgler（2004）在股利政策研究中最早提出迎合理论。该理论认为，理性管理者出于机会主义目的有动机做出迎合投资者非理性需求的财务决策，即使这些决策并不会增加公司价值（Baker等，2009）。已有文献从股利支付（Baker和Wurgler，2004）、股票拆分（Baker等，2009）等多方面证实了管理者存在迎合行为。其中，投资决策中的迎合行为备受关注。Polk和Sapienza（2009）发现股票误定价对企业资本投资有显著正向影响，且在信息不对称程度高、投资者短视的公司中更明显，从而证实了管理者投资迎合行为的存在及因此导致的无效资源配置。Derrien等（2013）基于股票低估公司得出类似结论。Dong等（2007）、Alzahrani和Rao（2014）、Dong等（2017）发现管理者在研发投资中的迎合行为更明显。Kusnadi和Wei（2017）发现，股票误定价对企业投资的影响在资本市场更发达、投资者更短视以及研发密度更高的经济体中更显著。结合中国制度背景，国内学者得出类似结论。如花贵如等（2010）发现投资者情绪引致的股票误定价与企业过度投资显著正相关，而与投资不足显著负相关；徐寿福（2017）、胡国强和肖志超（2018）为研发投资决策中的管理者迎合行为提供了经验证据。
那么，管理者投资迎合的动机是什么？行为金融理论认为，由于二级市场并不直接引致资源分配，只有决策制定者（管理者）采取行动，市场股价才可能对实体经济产生影响（Bond等，2012）。股票误定价对公司决策的影响最终取决于当前股价对管理者的重要程度（Garel，2017），并且随代理冲突的加剧而放大。根据股票高估的代理成本理论，当公司股票被高估时，管理者有强烈动机采取损害企业价值的实际行动以维持或推高当前股价，从中获取私有收益（Jensen，2005）。这些私有收益可能包括两方面：一是股权薪酬收益。Jensen（2005）指出，旨在缓解股东−经理人代理冲突的股权薪酬制度，不但不能解决股票高估引致的代理问题，反而使这一问题变得更为严重，因为股票高估显著增加了管理者个人财富。当公司股票被高估时，管理者为最大化股权薪酬有强烈动机安排投资项目，以迎合当前市场高涨情绪（卞江和李鑫，2009；Grundy和Li，2010）。管理者个人薪酬与股价联系越紧密，投资迎合动机越强（Bond等，2012；Garel，2017）。Grundy和Li（2010）研究表明，管理者为最大化股权薪酬从事投资迎合行为。Fu等（2013）发现，管理者利用被高估的股票进行并购并非出于股东价值创造之考虑，而是为了其自身股权薪酬。Sawicki和Shrestha（2014）则发现，管理者利用盈余管理维持当前股票高估，并通过出售所持股份获利。徐寿福（2017）发现，股权激励计划的实施强化了管理者研发迎合动机。胡国强和肖志超（2018）发现，管理层持股越多，越会从事研发投资迎合行为，并且随后管理者持股出售规模越大，公司研发绩效越差。二是管理者控制权私有收益。当公司股票被误定价（尤其被高估）时，管理者通过安排投资项目迎合投资者期望，有助于其获取个人职业声誉和更多在职消费，掌握和转移更多资源，增加“寻租”机会，而投资者的非理性情绪为管理者投资迎合中的自利行为提供了机会和借口（卞江和李鑫，2009）。这一理论逻辑与Jensen（1986）提出的自由现金流假说一致，表明投资迎合行为可能是管理者为扩大和巩固自身控制权私有收益而实施的。
综上，管理者投资迎合行为不仅与股票误定价有关，与公司代理成本关系更为密切（Jensen，2005；徐寿福，2017）。作为资本市场重要的信息中介机制，媒体在这一过程中可能发挥重要作用。
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已有文献证实，媒体主要通过影响管理者偏离股东价值最大化行为的私有收益和成本，进而影响管理者决策（Dyck等，2008；郑志刚等，2011）。Dyck等（2008）将媒体发挥公司治理作用的条件用如下公式表示：E（私有收益）<E（声誉成本）+E（法律处罚）。基于这一理论模型，已有研究为媒体如何通过监督机制与声誉机制发挥外部治理功能，进而影响管理者声誉成本与处罚成本，改变管理者行为提供了大量经验证据（Miller，2006；Dyck等，2008；李培功和沈艺峰，2010；Dai等，2015）。对于监督机制，媒体通过调查、分析和信息传播，揭露公司存在的问题，降低企业内外部信息不对称程度，引发舆论压力与监管层介入，进而约束管理者投机行为（Miller，2006；Dyck等，2008；李培功和沈艺峰，2010）。对于声誉机制，媒体通过影响管理者声誉来规范其行为（Dyck等，2008；郑志刚等，2011）。根据上文分析，从代理成本视角看，管理者投资迎合行为主要源自其股权薪酬收益与控制权私有收益最大化动机，而媒体关注会通过监督机制与声誉机制提高管理者攫取私利的成本（包括声誉成本与处罚成本），进而产生事先的威慑作用，抑制其投资迎合行为，具体作用机制如图1所示。当然，从市场投资者视角看，媒体关注也可能通过影响股票误定价进而对管理者投资迎合行为产生影响，如图1虚线所示。本文感兴趣的是，在股东−经理人代理冲突下，当市场出现股票误定价时，媒体关注对管理者投资迎合行为会产生怎样的影响。
图 1 媒体关注抑制管理者投资迎合行为的作用机制：代理成本视角
首先，媒体关注的监督功能有助于抑制管理者投资迎合行为中的股权薪酬收益动机。股票误定价具有暂时性，当管理者通过安排投资项目迎合当前市场股票误定价时，若不能及时在股票市场交易所持公司股份，则无法实现短期收益。而长期来看，这反而可能因无效投资而降低其股权价值。Sawicki和Shrestha（2014）、胡国强和肖志超（2018）研究表明，管理者投资迎合行为中的股权薪酬收益主要通过内部人交易实现。作为重要的信息中介，媒体关注会削弱内部人交易的动机和能力，这反过来有助于事先削弱管理者股权薪酬收益动机，从而抑制其投资迎合行为。一方面，媒体报道有助于降低企业内外部信息不对称程度，削弱管理者私有信息优势，进而降低其利用股票误定价从事内部人交易获利的能力（Dai等，2015）。另一方面，公司内部人的股票买卖行为往往是媒体热衷报道的对象，尤其是在公司披露重大投资、并购等事项时，更易引起媒体关注。通过调查、分析和信息传播，媒体关注容易引发舆论压力，甚至监管层介入。如针对近期媒体广泛关注的上市公司“蹭热点、忙减持”现象，监管机构采取停牌问询、停牌冷却、澄清说明等多种措施予以监管②。此时，出于声誉成本与处罚成本的考虑，管理者利用股票误定价从事内部人交易的动机减弱，媒体关注对管理者基于自利动机的投资迎合行为产生了事先威慑作用。Dai等（2015）研究发现，媒体报道显著抑制了公司内部人交易。因此，公司的媒体关注度越高，管理者利用当前股票误定价实现股权薪酬收益的难度越大，其投资迎合行为越会被抑制。
其次，媒体关注通过提高管理者攫取私利的成本来抑制管理者投资迎合行为中的控制权私有收益动机。管理者控制权私有收益包括货币性收益与非货币性收益，且与公司规模密切相关。自由现金流假说认为，管理者普遍存在追求投资规模而非投资效率的“帝国构建”行为，因为管理者能从控制更多资源中获得在职消费和其他隐性收益（Jensen，1986）。当公司股票被高估时，市场投资者非理性情绪为管理者自利行为提供了机会和借口（卞江和李鑫，2009），管理者出于控制权私有收益动机从事投资迎合行为的意愿更强。作为重要的信息中介，媒体关注有助于削弱管理者通过投资迎合获取控制权私有收益的动机和能力。一方面，在媒体关注的多重压力下，管理者控制权私有收益攫取动机减弱。管理者控制权私有收益表现为高薪、在职消费等，这些往往是媒体热衷报道的题材，并可能引发舆论压力与监管层介入。媒体关注通过降低信息不对称程度，有助于及时发现和纠正管理者过度在职消费，甚至引发监管层介入，增大管理者被处罚的概率。对管理者高薪、在职消费的报道，也可能造成上市公司和管理者声誉下滑。另一方面，媒体关注减弱了管理者通过投资迎合攫取控制权私有收益的能力。迎合市场投资者情绪的投资行为更容易受到媒体关注，并引发舆论压力与市场监管。如对于媒体广泛报道的上市公司“跟风式”重组、迎合热点题材等现象，深圳证券交易所于2016年7月26日发布“落实全面监管，着力提升监管效能”的公告，督促上市公司准确、完整地披露具体信息，揭示潜在风险。监管层也试行上市公司“黑名单”制度，重点监控那些热衷追逐市场热点的公司。Liu和McConnell（2013）发现，媒体关注使管理者更可能放弃价值有损的并购提案，说明媒体关注有助于约束管理者迎合投资者情绪的低效投资行为。
综上，当管理者股权薪酬收益与控制权私有收益动机较强时，媒体关注通过监督机制与声誉机制发挥外部治理作用，进而抑制管理者投资迎合行为。然而，媒体关注的抑制作用还受股票误定价方向的影响。根据迎合理论，当公司股票被高估时，管理者会通过扩大投资规模迎合市场高涨情绪，以维持或推高股价；当公司股票被低估时，管理者则会缩减投资规模（Polk和Sapienza，2009）。Jensen（2005）基于代理成本视角进一步指出，管理者投资迎合行为主要集中在股票高估时，因为他们能从中获取更大的私有收益，如出售高估股票收益、股权价值和控制权私有收益增加、个人声誉提升等（Sawicki和Shrestha，2014）。相反，当通过缩减投资迎合当前股票低估时，尽管管理者可通过增持低估股票获益，但其股权价值和控制权私有收益将受损，并面临被“炒鱿鱼”和声誉受损的风险（Sawicki和Shrestha，2014）。因此，相比股票低估，媒体关注对股票高估引起的投资扩张具有更强的抑制作用。
综上，本文提出如下假说：
H1：其他条件不变，媒体关注显著抑制管理者投资迎合行为，尤其是对股票高估引起的投资扩张具有更强的抑制作用。
H2a：其他条件不变，当管理者股权薪酬收益动机较强时，媒体关注对管理者投资迎合行为的抑制作用更明显。
H2b：其他条件不变，当管理者控制权私有收益动机较强时，媒体关注对管理者投资迎合行为的抑制作用更明显。
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本文在投资迎合模型（Dong等，2007；Polk和Sapienza，2009）中加入股票误定价与媒体关注交互项，考察媒体关注对管理者投资迎合行为的影响，具体模型如下：
$$ \begin{split} {Invest}_{i,t}=\;& {\theta }_{0}+{\theta }_{1}{Misp}_{i,t-1}+{\theta }_{2}{Misp}_{i,t-1}\times {Media}_{i,t-1}+{\theta }_{3}{Media}_{i,t-1} \\ & + \sum {Controls}_{i,t-1}+{\varepsilon }_{i,t-1} \end{split}$$ (1) 模型（1）中，Invest表示企业投资水平，包括Invest1、Invest2两个变量；Media表示媒体关注度；Misp表示股票误定价水平。本文借鉴Rhodes-Kropf等（2005）的市值账面比分解法计算公司层面股票误定价水平。具体地，利用模型（2）对样本公司i分年度t、分行业j回归获得公司基础价值的预测值，实际值与预测值之差经总资产量纲后即为公司层面股票误定价水平。Misp为正（负），表示公司股票被高估（低估）的程度。模型（2）中，M为公司总市值与净债务总额之和；B为资产总额；
${\left|NI\right|}^{+} $ 为当期净利润的绝对值；I（<0）为哑变量，当NI为负时取1，否则为0；Lev为资产负债率。根据假说H1，预期θ2显著为负，尤其是对于股票被高估的公司。$$ Ln{M}_{i,t}={\alpha }_{\textit{0,}j,t}+{\alpha }_{\textit{1,}j,t}Ln{B}_{i,t}+{\alpha }_{\textit{2,}j,t}Ln{\left|NI\right|}_{i,t}^{+}+{\alpha }_{\textit{3,}j,t}Ln{\left|NI\right|}_{i,t}^{+}\times {I}_{\left(<0\right)}+{\alpha }_{\textit{4,}j,t}{Lev}_{i,t}+{\varepsilon }_{i,t} $$ (2) 模型（1）中的Controls表示一组控制变量，包括公司现金流能力（CFO）、股权融资动机（EQISS）、规模（Size）、成长能力（Grow）、负债水平（Lev）、上市年限（Age）、盈利水平（ROA）、股权集中度（Top1）、产权性质（SOE）、管理层持股水平（HShr）、独立董事比例（ID）、机构投资者持股（INS）、分析师跟踪（Follow）。此外，本文还控制了年份和行业固定效应。变量定义如表1所示。
表 1 变量定义
变量名称 变量符号 变量定义 企业投资 Invest1 [（当期购建固定资产、无形资产和其他长期资产所支付的现金+取得子公司及其他营业单位支付的现金净额－当期处置固定资产、无形资产和其他长期资产所收到的现金净额－处置子公司及其他营业单位的现金净额）/期初总资产]×100 Invest2 [（固定资产、在建工程、无形资产、长期股权投资期末总额－固定资产、在建工程、无形资产、长期股权投资期初总额）/期初总资产]×100 股票误定价 Misp 借鉴Rhodes-Kropf等（2005）的研究，详见“变量与模型”部分 媒体关注 Media 公司年度媒体报道总数加1后的自然对数 股价−薪酬敏感度 SENT 管理层期末持股股数×期末每股股价/（管理层期末持股股数×期末每股股价+管理层薪酬总额） 持股价值 HSVAL Ln（1+管理层期末持股股数×期末每股股价） 内部人交易动机 Claw 实施《公司法》（2005年修订）的2006年及之后年份，取1，否则为0 控制权私有收益动机 Unpay 非正常货币薪酬水平，借鉴权小锋等（2010）的研究，详见“变量与模型”部分 Unperks 非正常在职消费水平，借鉴权小锋等（2010）的研究，详见“变量与模型”部分 现金流能力 CFO （当期经营活动现金净流量/期初总资产）×100 股权融资动机 EQISS （当期发行权益融资净额/期初总资产）×100 规模 Size 期末总资产的自然对数 成长能力 Grow （当期营业收入－上期营业收入）/上期营业收入 负债水平 Lev 总负债/总资产 上市年限 Age 公司上市年数 盈利水平 ROA （当期净利润/资产总额）×100 股权集中度 Top1 第一大股东持股比例 产权性质 SOE 若最终控制人为国有，取1，否则为0 管理层持股水平 HShr 管理层期末持股比例 独立董事比例 ID 独立董事总人数/董事会总人数 机构投资者持股 INS 机构投资者期末持股比例 分析师跟踪 Follow Ln（1+分析师跟踪人数） 为检验假说H2a和假说H2b，本文对模型（1）进行分组检验。对股权薪酬收益动机，以上期期末管理者股价−薪酬敏感度（SENT）和持股价值（HSVAL）衡量。管理者股价−薪酬敏感度越高，获取股权薪酬收益动机越强，越可能从事内部人交易（Cheng和Warfield，2005）。同时，中国上市公司内部人交易始于2006年施行的《公司法》，在此之前管理者所持本公司股份在任职期间不得转让③，因此在2006年前应不存在为获取内部人交易收益的管理者投资迎合行为，媒体关注的抑制作用也将减弱。本文以2006年《公司法》施行与否（CLaw）反映管理者的内部人交易动机。对控制权私有收益动机，以上一年度非正常货币薪酬水平（Unpay）和非正常在职消费水平（Unperks）来衡量。借鉴权小锋等（2010）的研究，本文分别利用模型（3）与模型（4）对样本公司分行业、分年度回归获得因变量预测值，即为正常货币薪酬水平和正常在职消费水平，实际值与预测值之差则为非正常货币薪酬水平和非正常在职消费水平④。本文分别按SENT、HSVAL（Unpay、Unperks）的年度中位数将全样本分为股权薪酬收益（控制权私有收益）动机高低两组，并预期模型（1）中的θ2在较高组显著。
$$ \begin{split} {LnPay}_{i,t}=\;& {\beta }_{0}+{\beta }_{1}{Size}_{i,t}+{\beta }_{2}{ROA}_{i,t}+{\beta }_{3}{ROA}_{i,t-1}+{\beta }_{4}{Areawage}_{i,t}+{\beta }_{5}{Central}_{i,t}\\ & +{\beta }_{6}{West}_{i,t}+\sum Industry+\sum Year+{\varepsilon }_{i,t} \end{split} $$ (3) $$\begin{split} \frac{{Perks}_{i,t}}{{Asset}_{i,t-1}}=&{\beta }_{0}+{\beta }_{1}\frac{1}{{Asset}_{i,t-1}}+{\beta }_{2}\frac{{\Delta Sale}_{i,t}}{{Asset}_{i,t-1}}+{\beta }_{3}\frac{{PPE}_{i,t}}{{Asset}_{i,t-1}}+{\beta }_{4}\frac{{Inventory}_{i,t}}{{Asset}_{i,t-1}}\\ & +{\beta }_{5}{LnEmployee}_{i,t}+{\varepsilon }_{i,t} \end{split} $$ (4) -
本文选取2004−2017年中国A股非金融上市公司为研究对象，由于自变量与控制变量均滞后一期，实际数据区间为2003−2017年，同时剔除ST、*ST、PT样本，上市不足一年样本，以及变量缺失样本。计算非正常货币薪酬水平所用的公司注册地数据来自锐思金融（RESSET）数据库，城镇职工平均工资（Areawage）数据来自国家统计局网站，媒体报道数据来自CNRDS数据库，其他数据均来自CSMAR数据库。所有连续变量均进行上下1%水平的缩尾处理，数据处理软件为Stata 13.1。
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表2报告了主要变量的描述性统计结果。Invest1的均值和中位数分别为6.610、4.239，Invest2的均值和中位数分别为5.375、2.391，标准差均较大，表明样本公司间的投资水平存在较大差异。Misp的均值和中位数分别为0.167、−0.118，表明样本公司更多被低估，但被高估程度更严重；平均而言，样本公司被高估金额是公司总资产的0.167倍，但最大高估程度为6.644倍，而最大低估程度为2.212倍。样本公司每年平均被媒体报道约60（e4.112−1）次，但不同公司间差异较大。描述性统计结果表明，各变量在样本间存在一定差异且没有异常值，具有统计学意义。
表 2 主要变量描述性统计
变量 N 均值 标准差 最小值 1/4分位数 中位数 3/4分位数 最大值 Invest1i,t 20,221 6.610 8.281 −8.297 1.422 4.239 9.060 44.940 Invest2i,t 20,221 5.375 12.110 −19.260 −0.482 2.391 7.946 72.950 Mispi,t−1 20,221 0.167 1.349 −2.212 −0.514 −0.118 0.474 6.644 Mediai,t−1 20,221 4.112 1.166 1.609 3.367 4.060 4.754 7.514 SENTi,t−1 20,148 0.384 0.424 0.000 0.000 0.150 0.959 1.000 HSVALi,t−1 20,221 11.310 7.985 0.000 0.000 12.820 18.280 24.800 CLawi,t 20,221 0.908 0.289 0.000 1.000 1.000 1.000 1.000 Unpayi,t−1 17,254 −0.007 0.540 −2.771 −0.345 −0.005 0.328 2.443 Unperksi,t−1 17,279 −0.001 0.024 −0.098 −0.016 −0.004 0.010 0.170 注：限于篇幅，未报告控制变量的描述性统计结果，资料备索。 -
表3报告了主检验的回归结果。对于Invest1，列（1）的全样本回归结果显示，Misp的系数为正，Misp×Media的系数为负，且在5%水平上显著，即公司股票被高估（低估）程度越大，其投资水平越高（低），而媒体关注显著降低了股票误定价与企业投资的正相关关系。这说明中国上市公司存在明显的管理者投资迎合行为，而媒体关注对其具有显著抑制作用。当进一步区分股票误定价方向时，列（2）与列（3）的回归结果显示，Misp×Media的系数在股票高估样本中显著为负，而在股票低估样本中不显著。这说明媒体关注对管理者投资迎合行为的抑制作用主要集中在公司股票被高估时。对于Invest2，回归结果类似，不再赘述。上述结果支持了假说H1，表明媒体作为重要的信息中介，对中国上市公司管理者投资迎合行为具有显著抑制作用，尤其是在公司股票被高估时。有鉴于此，下文将集中对股票高估样本展开研究。
表 3 媒体关注对管理者投资迎合行为的影响
变量 Invest1 Invest2 全样本 股票高估 股票低估 全样本 股票高估 股票低估 (1) (2) (3) (4) (5) (6) Misp 0.485** 0.681** 0.355 0.509** 0.762* 0.888 (2.556) (2.495) (0.804) (2.004) (1.934) (1.550) Misp×Media −0.109** −0.179*** 0.012 −0.106* −0.189** −0.067 (−2.385) (−2.777) (0.118) (−1.701) (−2.002) (−0.504) Media −0.012 0.349** −0.144 0.069 0.479** −0.186 (−0.146) (2.486) (−1.309) (0.698) (2.490) (−1.280) Controls Yes Yes Yes Yes Yes Yes 年度/行业 Yes Yes Yes Yes Yes Yes N 20,221 8,689 11,532 20,221 8,689 11,532 Adj R2 0.257 0.278 0.235 0.200 0.220 0.180 注：括号内为经公司层面聚类调整（Cluster）的t值；*、**、***分别表示在10%、5%、1%水平上显著（双侧）；限于篇幅，未报告控制变量回归结果，资料备索。 媒体关注如何抑制股票高估公司管理者的投资迎合行为？表4报告了管理者股权薪酬收益动机强度不同时，媒体关注对股票高估公司管理者投资迎合行为的影响差异。结果显示，对于两个企业投资变量，Misp×Media均仅在股价−薪酬敏感度高、持股价值大的样本组中显著。假说H2a得到支持，表明当公司股票被高估时，媒体关注有助于抑制管理者基于最大化股权薪酬收益动机的投资迎合行为。
表 4 媒体关注对股票高估公司管理者投资迎合行为的影响差异：股权薪酬收益动机检验
变量 股价−薪酬敏感度低 股价−薪酬敏感度高 持股价值小 持股价值大 Invest1 Invest2 Invest1 Invest2 Invest1 Invest2 Invest1 Invest2 (1) (2) (3) (4) (5) (6) (7) (8) Misp 0.331 0.693 1.057*** 0.814 0.313 0.577 1.038*** 0.870* (0.873) (1.230) (2.939) (1.595) (0.835) (1.030) (2.851) (1.713) Misp×Media −0.062 −0.170 −0.299*** −0.197* −0.043 −0.108 −0.305*** −0.246** (−0.685) (−1.243) (−3.670) (−1.650) (−0.475) (−0.779) (−3.705) (−2.067) Media 0.375** 0.756*** 0.276 0.132 0.283 0.622** 0.349* 0.225 (2.146) (3.048) (1.312) (0.462) (1.625) (2.477) (1.658) (0.774) Controls Yes Yes Yes Yes Yes Yes Yes Yes 年度/行业 Yes Yes Yes Yes Yes Yes Yes Yes N 4,330 4,330 4,323 4,323 4,349 4,349 4,340 4,340 Adj R2 0.284 0.249 0.255 0.191 0.288 0.253 0.249 0.187 注：括号内为经公司层面聚类调整（Cluster）的t值；*、**、***分别表示在10%、5%、1%水平上显著（双侧）；限于篇幅，未报告控制变量回归结果，资料备索。 表5进一步检验不同内部人交易动机下媒体关注对股票高估公司管理者投资迎合行为的影响差异。2006年，《公司法》（2005年修订）开始实施，管理者通过投资迎合当前股票高估、买卖公司股份获取收益的动机显著增强，媒体关注的抑制作用也将更为凸显。表5的回归结果显示，Misp×Media的系数仅在《公司法》（2005年修订）实施后显著为负⑤，进一步支持了假说H2a，表明当管理者股权薪酬收益动机较强时，媒体关注对管理者投资迎合行为的抑制作用更明显。
表 5 媒体关注对股票高估公司管理者投资迎合行为的影响差异：内部人交易动机检验
变量 《公司法》（2005年修订）实施前 《公司法》（2005年修订）实施后 Invest1 Invest2 Invest1 Invest2 (1) (2) (3) (4) Misp −1.737 −3.838 0.676** 0.800** (−1.056) (−1.248) (2.465) (2.024) Misp×Media 0.517 1.078 −0.183*** −0.208** (1.246) (1.391) (−2.813) (−2.203) Media −0.858** −1.815** 0.411*** 0.648*** (−2.020) (−2.170) (2.795) (3.320) Controls Yes Yes Yes Yes 年度/行业 Yes Yes Yes Yes N 773 773 7,916 7,916 Adj R2 0.332 0.249 0.280 0.225 注：括号内为经公司层面聚类调整（Cluster）的t值；*、**、***分别表示在10%、5%、1%水平上显著（双侧）；限于篇幅，未报告控制变量回归结果，资料备索。 表6报告了管理者控制权私有收益动机强度不同时，媒体关注对股票高估公司管理者投资迎合行为的影响差异。结果显示，对于Invest1、Invest2，Misp×Media的系数在非正常货币薪酬高和非正常在职消费高的样本组中均显著为负。假说H2b得到支持，表明媒体关注的抑制作用主要集中在管理者控制权私有收益动机较强的样本公司。根据股票高估的代理成本理论，这是因为当公司股票被高估时，通过扩大投资规模迎合当前市场投资者高涨情绪，有助于管理者获取更多控制权私有收益（Jensen，2005；卞江和李鑫，2009），此时媒体关注的抑制作用更为凸显。综上结果表明，媒体关注对中国上市公司管理者基于股权薪酬收益和控制权私有收益动机的投资迎合行为具有显著抑制作用。
表 6 媒体关注对股票高估公司管理者投资迎合行为的影响差异：控制权私有收益动机检验
变量 非正常货币薪酬低 非正常货币薪酬高 非正常在职消费低 非正常在职消费高 Invest1 Invest2 Invest1 Invest2 Invest1 Invest2 Invest1 Invest2 (1) (2) (3) (4) (5) (6) (7) (8) Misp 0.506 0.663 0.883** 0.991* 0.511 0.209 0.908** 1.531*** (1.328) (1.135) (2.313) (1.865) (1.284) (0.348) (2.457) (2.899) Misp×Media −0.111 −0.173 −0.249*** −0.248** −0.148 −0.071 −0.238*** −0.349*** (−1.197) (−1.201) (−2.873) (−2.080) (−1.523) (−0.477) (−2.828) (−2.951) Media 0.224 1.021*** 0.545*** 0.276 0.393* 0.536* 0.304 0.447 (0.998) (3.323) (2.721) (1.121) (1.897) (1.858) (1.572) (1.581) Controls Yes Yes Yes Yes Yes Yes Yes Yes 年度/行业 Yes Yes Yes Yes Yes Yes Yes Yes N 3,728 3,728 3,721 3,721 3,863 3,863 3,853 3,853 Adj R2 0.292 0.226 0.268 0.242 0.300 0.233 0.246 0.234 注：括号内为经公司层面聚类调整（Cluster）的t值；*、**、***分别表示在10%、5%、1%水平上显著（双侧）；限于篇幅，未报告控制变量回归结果，资料备索。 -
为缓解可能的内生性，本文借鉴Yu（2008）、黄俊和郭照蕊（2014）的研究，选取地区媒体业发展水平（DEV）和预期媒体关注（ExpMedia）作为媒体关注的两个工具变量，执行两阶段工具变量回归。一方面，地区媒体业发展水平影响企业被媒体报道的概率，但并不直接影响管理者投资迎合行为（黄俊和郭照蕊，2014）。DEV为公司所属省份报纸总印数与总人口比值的百分比，数据整理自历年《中国统计年鉴》。另一方面，借鉴Yu（2008）为分析师跟踪寻找工具变量的思路，本文以预期媒体关注作为第二个工具变量。随着报刊社规模的扩大，预期更多记者被雇佣，上市公司被该报刊社报道的可能性也随之提高，但报刊社规模的扩大并不受上市公司某个特征的影响。预期媒体关注的计算公式如下：
$$ {ExpMedia}_{i,t,j}=({PressSize}_{t,j}/{PressSize}_{\textit{0},j})\times {Media}_{i,\textit{0},j} $$ (5) $$ExpMedi{a_{i,t}} = \sum\limits_{j = 1}^n {ExpMedi{a_{i,t,j}}} $$ (6) 式中，ExpMediai,t为上市公司i在t年的预期媒体关注。PressSizet,j为报刊社j在t年的总规模，由于无法获得报刊社记者人数数据，本文以当年该报刊社发布的新闻稿总篇数替代。理论上，报刊社规模越大，记者人数越多，发布的新闻稿也应越多。PressSize0,j为报刊社j在基准年0时点的规模，以媒体报道数据起始年2001年作为基准。此外，考虑交互项Misp×Media也可能受内生性影响，本文在工具变量检验中加入了Misp×DEV和Misp×ExpMedia两个交互项。
弱工具变量检验结果显示，Cragg-Donald统计量为2,066.20，远大于5%偏误下的临界值11.04，拒绝弱工具变量假设，表明工具变量有效。表7列（1）至列（4）报告的两阶段工具变量的检验结果与表3的结果一致。此外，考虑到企业研发投资迎合行为，本文在计算Invest1的分子中加入当期研发费用，记为Invest1RD，重新对模型（1）进行回归；考虑到2008年金融危机的影响，本文剔除2008年样本后重新对模型（1）进行检验。表7列（5）至列（7）的结果与上文发现一致。
表 7 内生性及其他稳健性检验
变量 工具变量 考虑研发投资 考虑金融危机影响 第一阶段 第二阶段 Media Misp×Media Invest1 Invest2 Invest1RD Invest1 Invest2 (1) (2) (3) (4) (5) (6) (7) Misp 0.135*** 0.233* 0.866** 0.922 0.746*** 0.624** 0.761* (5.015) (1.829) (2.317) (1.624) (2.625) (2.233) (1.812) Misp×Media −0.214** −0.212* −0.191*** −0.168** −0.211** (−2.452) (−1.790) (−2.851) (−2.475) (−2.019) Media 0.277 0.310 0.352** 0.318** 0.411** (1.360) (1.132) (2.271) (2.179) (2.019) DEV 0.035** −0.052** (2.420) (−2.226) Misp×DEV −0.012** 0.044 (−2.202) (1.520) ExpMedia 0.437*** −0.171*** (41.888) (−8.715) Misp×ExpMedia 0.001 0.587*** (0.319) (28.880) Controls Yes Yes Yes Yes Yes Yes Yes 年度/行业 Yes Yes Yes Yes Yes Yes Yes N 7,282 7,282 7,282 7,282 7,493 7,181 7,181 Adj R2 0.781 0.974 0.278 0.231 0.284 0.284 0.219 注：括号内为经公司层面聚类调整（Cluster）的t值；*、**、***分别表示在10%、5%、1%水平上显著（双侧）；限于篇幅，未报告控制变量回归结果，资料备索。 -
根据图1的理论逻辑，媒体关注可能通过监督机制与声誉机制对管理者投资迎合行为发挥抑制作用。李培功和沈艺峰（2010）认为，媒体关注的监督机制主要通过引发相关监管机构介入，约束管理者投资迎合动机，产生事先监督作用。为检验这一机制，本文借鉴戴亦一等（2011）的研究，采用地方政府干预程度反映与监管环境相关的媒体外部监督作用。对经济干预程度较弱的政府，一方面能有效促进媒体市场的充分竞争，提高媒体报道的独立性和客观性，保障监督作用的发挥；另一方面，会更少“庇护”媒体曝光的问题企业，提高监管机构介入的可能性（戴亦一等，2013）。对经济干预程度较强的政府，更可能为保护地方企业向媒体施压，扭曲媒体的舆论监督职能（戴亦一等，2011）。本文选取王小鲁等（2017）编制的《中国分省份市场化指数报告（2016）》中的“减少政府对企业的干预”指数⑥，衡量上市公司注册所在地的政府干预程度。该指数越大，表示政府干预程度越弱，媒体关注对管理者投资迎合行为的监督作用越明显。本文按年度中位数对政府干预程度进行分组，并以Invest1作为因变量⑦，对模型（1）进行检验。表8列（1）、列（2）的结果表明，媒体关注对管理者投资迎合行为的抑制作用主要集中在政府干预程度较弱地区的样本公司。
表 8 媒体关注抑制股票高估公司管理者投资迎合行为的作用机制：监督机制与声誉机制
变量 监督机制 声誉机制 政府干预强 政府干预弱 企业声誉低 企业声誉高 (1) (2) (3) (4) Misp 0.402 1.012** 0.473 0.182 (1.113) (2.565) (1.059) (0.492) Misp×Media −0.116 −0.247*** −0.048 −0.092 (−1.380) (−2.668) (−0.411) (−1.037) Media 0.453** 0.218 0.265 0.198 (2.364) (1.066) (1.053) (0.930) Controls Yes Yes Yes Yes 年度/行业 Yes Yes Yes Yes N 4,373 4,276 2,825 2,815 Adj R2 0.288 0.269 0.322 0.259 注：被解释变量为Invest1；括号内为经公司层面聚类调整（Cluster）的t值；*、**、***分别表示在10%、5%、1%水平上显著（双侧）；限于篇幅，未报告控制变量回归结果，资料备索。 媒体关注也可能通过影响管理者声誉来规范其机会主义行为。媒体关注对声誉资本的创造和积累具有关键作用（孔东民等，2013），媒体关注较多的管理者基于声誉考虑，会更少从事投资迎合行为。借鉴Dai等（2015）的研究，本文以企业社会责任（CSR）度量管理者声誉资本。Ghoul等（2019）认为，履行更多社会责任反映了管理者对其声誉的重视。CSR取自润灵环球社会责任评级机构自2009年开始披露的社会责任报告评价指数。CSR越大，表示企业社会责任表现越好，声誉资本越高。表8列（3）、列（4）报告了按年度中位数对CSR进行分组的检验结果。Misp×Media的系数在企业声誉高组和低组均不显著，表明媒体关注的声誉机制没有充分发挥作用。这可能是因为中国经理人市场和上市公司管理者选聘机制还不够完善，媒体关注的声誉约束作用还十分有限（李培功和沈艺峰，2010）。可见，媒体关注对股票高估公司管理者投资迎合行为的抑制作用主要通过监督机制而非声誉机制来实现。
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媒体关注通过监督机制对管理者投资迎合行为发挥抑制作用，暗含的一个重要前提假设是媒体关注具有缓解企业内外部信息不对称程度、降低代理成本的作用。若如此，那么当公司信息不对称程度和代理问题较严重时，媒体关注的抑制作用应更为凸显。本文利用股票高估样本，按信息不对称程度与代理成本高低对模型（1）进行分组检验。对于信息不对称程度，本文选取研发密度（研发支出除以主营业务收入）、分析师预测误差（分析师对公司当年每股收益预测的均值与实际值之差除以实际值，并取绝对值）和盈余管理程度（修正琼斯模型估计的操控性应计的绝对值）三个指标予以度量。研发密度越高、分析师预测误差越大、盈余管理程度越高，表明公司信息不对称程度越严重。表9的检验结果显示，媒体关注对股票高估公司管理者投资迎合行为的抑制作用仅存在于信息不对称程度较高的样本公司。
表 9 媒体关注对股票高估公司管理者投资迎合行为的影响：信息不对称程度差异检验
变量 信息不对称程度低 信息不对称程度高 研发密度低 预测误差小 盈余管理程度低 研发密度高 预测误差大 盈余管理程度高 (1) (2) (3) (4) (5) (6) Misp 0.698* 0.681 0.674 0.963** 1.199** 0.629** (1.767) (1.341) (1.380) (2.463) (2.265) (2.104) Misp×Media −0.135 −0.155 −0.133 −0.299*** −0.296** −0.188*** (−1.493) (−1.396) (−1.102) (−3.069) (−2.501) (−2.722) Media 0.193 0.391 0.368** 0.456* 0.255 0.250 (1.035) (1.489) (2.080) (1.695) (0.954) (1.253) Controls Yes Yes Yes Yes Yes Yes 年度/行业 Yes Yes Yes Yes Yes Yes N 4,393 2,802 4,237 2,691 2,792 4,230 Adj R2 0.284 0.241 0.268 0.256 0.253 0.287 注：被解释变量为Invest1；括号内为经公司层面聚类调整（Cluster）的t值；*、**、***分别表示在10%、5%、1%水平上显著（双侧）；限于篇幅，未报告控制变量回归结果，资料备索。 本文选取管理费用率、总资产周转率和控制权与现金流权是否分离作为公司代理成本的替代变量。管理费用率越高、总资产周转率越低，表明股东与经理人间的代理成本越高；相比控制权与现金流权未分离的公司，两权分离公司的大小股东间的代理成本相对较高。表10的检验结果显示，媒体关注对股票高估公司管理者投资迎合行为的抑制作用仅存在于代理成本较高的样本公司。
表 10 媒体关注对股票高估公司管理者投资迎合行为的影响：代理成本差异检验
变量 代理成本低 代理成本高 管理费用率低 总资产周转率高 两权未分离 管理费用率高 总资产周转率低 两权分离 (1) (2) (3) (4) (5) (6) Misp 0.469 0.262 0.287 0.602** 1.019*** 0.705 (0.853) (0.759) (0.708) (2.023) (2.715) (1.631) Misp×Media −0.090 −0.108 −0.147 −0.180*** −0.271*** −0.175* (−0.668) (−1.321) (−1.493) (−2.655) (−2.982) (−1.785) Media 0.275 0.104 0.400* 0.383** 0.689*** 0.513** (1.308) (0.563) (1.778) (2.028) (3.348) (2.211) Controls Yes Yes Yes Yes Yes Yes 年度/行业 Yes Yes Yes Yes Yes Yes N 4,348 4,340 3,372 4,339 4,349 3,391 Adj R2 0.313 0.279 0.279 0.243 0.290 0.270 注：被解释变量为Invest1；括号内为经公司层面聚类调整（Cluster）的t值；*、**、***分别表示在10%、5%、1%水平上显著（双侧）；限于篇幅，未报告控制变量回归结果，资料备索。 -
媒体关注对管理者投资迎合行为的抑制作用还受媒体报道的权威性和来源的影响。一方面，权威媒体具有广泛的美誉度和深远的影响力，更能引领舆论导向，进而影响企业及其管理者的切身利益（杨道广等，2017）。高声誉和强影响力要求权威媒体更小心求证、客观报道，信息可靠性更高。另一方面，虽然市场导向媒体的监督力更强（Miller，2006；李培功和沈艺峰，2010），但政策导向媒体的公信力和权威性更高（夏楸和郑建明，2015）。在中国制度背景下，监管者介入是媒体关注发挥作用的重要途径，被政策导向媒体曝光的企业更容易引起监管者关注（李培功和沈艺峰，2010）。本文认为，当管理者具有强烈动机为获取更多私有收益而进行迎合投资时，权威媒体和政策导向媒体的关注能产生更强的事先威慑力。参考李培功和沈艺峰（2010）、梁上坤（2017）等的研究，本文将《中国证券报》《证券日报》《证券时报》《上海证券报》《中国经营报》《经济观察报》《21世纪经济报道》《第一财经日报》八大全国性财经报纸定义为权威媒体，并进一步将前四份报纸定义为政策导向媒体，后四份报纸定义为市场导向媒体。表11的结果显示，股票误定价与权威媒体（Media_A）、政策导向媒体（Media_GOV）交互项的系数均显著为负，而与非权威媒体（Media_NA）、市场导向媒体（Media_MKT）交互项的系数均不显著，说明媒体关注对股票高估公司管理者投资迎合行为的抑制作用主要来自权威媒体和政策导向媒体。
表 11 媒体报道的权威性和来源对股票高估公司管理者投资迎合行为的影响
变量 (1) (2) Misp 0.640*** 0.675*** (2.685) (3.130) Misp×Media_A −0.248** (−2.242) Media_A 0.508** (2.550) Misp×Media_NA 0.010 (0.108) Media_NA 0.000 (0.002) Misp×Media_GOV −0.295*** (−3.381) Media_GOV 0.733*** (4.224) Misp×Media_MKT 0.097 (0.990) Media_MKT −0.389** (−2.353) Controls Yes Yes 年度/行业 Yes Yes N 8,689 8,689 Adj R2 0.278 0.279 注：被解释变量为Invest1；括号内为经公司层面聚类调整（Cluster）的t值；*、**、***分别表示在10%、5%、1%水平上显著（双侧）；限于篇幅，未报告控制变量回归结果，资料备索。 -
上文已证实媒体关注能抑制管理者投资迎合行为，但未检验这一抑制作用对资源配置效率的最终影响。根据迎合理论，当投资者情绪高涨、公司股票被高估时，管理者即使了解真实情况，也有动机接受NPV为负但被投资者看好的项目，导致投资过度；反之，当投资者情绪低落、公司股票被低估时，管理者也可能会拒绝那些NPV为正但不被投资者看好的项目，导致投资不足（Stein，1996；Polk和Sapienza，2009）。因此，本文进一步考察媒体关注对股票误定价引致的非效率投资的影响。非效率投资（INV_IF）采用Richardson（2006）模型估算，INV_IF越大，表示企业投资过度越严重，反之投资不足越严重，表12报告了检验结果。对于全样本，列（1）的结果显示，Misp的系数显著为正，而Misp×Media的系数显著为负，表明媒体关注总体上显著抑制了股票误定价与无效投资的正向关系。对于股票高估公司，列（2）的结果显示，Misp的系数显著为正，Misp×Media的系数显著为负，表明媒体关注对股票高估引起的投资过度具有显著抑制作用。对于股票低估公司，列（3）的结果显示，Misp越小（股票被低估程度越大），公司投资不足程度越高，而Misp×Media的系数为负，表明媒体关注有助于缓解股票低估引起的投资不足问题，但作用不明显。上述结果表明，媒体关注抑制了管理者迎合投资者情绪的无效投资，尤其是股票高估引起的投资过度。
表 12 媒体关注对管理者迎合投资效率的影响
变量 全样本 股票高估 股票低估 (1) (2) (3) Misp 0.434*** 0.587*** 0.466 (3.010) (2.723) (1.285) Misp×Media −0.134*** −0.183*** −0.032 (−3.958) (−3.619) (−0.410) Media 0.013 0.292*** −0.089 (0.219) (2.669) (−1.078) Controls Yes Yes Yes 年度/行业 Yes Yes Yes N 20,010 8,543 11,467 Adj R2 0.138 0.169 0.108 注：被解释变量为INV_IF；括号内为经公司层面聚类调整（Cluster）的t值；*、**、***分别表示在10%、5%、1%水平上显著（双侧）；限于篇幅，未报告控制变量回归结果，资料备索。 -
本文基于代理成本视角，实证考察媒体关注对管理者投资迎合行为的影响及其作用机制。研究发现，媒体关注能显著抑制上市公司管理者投资迎合行为，尤其是对股票高估引起的投资扩张；当管理者具有较强股权薪酬收益动机和控制权私有收益动机时，媒体关注的抑制作用更明显。进一步研究发现，这一抑制作用仅存在于政府干预程度较弱地区的上市公司，而在声誉资本高低组公司均不显著，表明媒体关注对管理者投资迎合行为的抑制作用主要通过监督机制而非声誉机制实现。媒体关注的抑制作用也被发现仅存在于信息不对称程度较高、代理问题较严重的公司，且主要来自权威媒体和政策导向媒体的关注。研究还发现，媒体关注抑制了股票误定价引起的无效投资，尤其是股票高估引起的投资过度。总体上，研究表明媒体关注在抑制管理者基于自利动机的投资迎合行为中发挥了积极的治理作用，提高了企业资源配置效率，对当前中国如何完善媒体这一重要市场信息中介机制、增强金融市场服务实体经济能力具有重要现实意义。
基于上述研究结论，本文获得如下启示：第一，投资者非理性及其导致的股票误定价是管理者投资迎合行为的起因，因此监管部门应加强投资者教育，提高投资者风险认知水平。投资者则应秉持长期投资和价值投资的理念，远离“炒概念”的投机操作。监管部门应增强对上市公司的引导，对热衷追逐市场热点的公司实施重点监控，加强风险信息披露。第二，在中国法制环境不够完善的背景下，政府和监管部门应积极推进媒体治理改革，完善媒体监督机制，合理引导新闻媒体报道，倡导与鼓励媒体积极参与公司的监督治理，充分发挥舆论监督在保护投资者利益中的作用，让媒体成为监督公司代理人的“第三只眼”。研究也发现媒体关注的监督作用仅存在于政府干预程度较弱地区，说明减少政府干预对保障媒体治理作用的发挥至关重要。第三，上市公司应进一步完善公司治理机制，从制度上约束管理者为迎合短期股价而损害公司长期价值的决策行为。
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摘要: 基于代理成本视角，文章实证考察媒体关注对上市公司管理者投资迎合行为的影响及其作用机制。研究发现，媒体关注能显著抑制管理者投资迎合行为，尤其是对股票高估引起的投资扩张；当管理者具有较强股权薪酬收益动机和控制权私有收益动机时，媒体关注的抑制作用更明显。进一步研究发现，媒体关注的抑制作用主要通过监督机制而非声誉机制实现；这一抑制作用仅存在于信息不对称程度较高、代理成本较严重的公司，且主要来自权威媒体和政策导向媒体的关注。研究还发现，媒体关注抑制了股票高估引起的投资过度，总体改善了投资效率。研究表明，媒体在抑制管理者基于自利动机的投资迎合行为中发挥了积极的治理作用，提高了资源配置效率。
Does Media Attention Inhibit Managers’ Catering Behavior of Investment? A Perspective of Agency Cost
Abstract: From the perspective of agency cost, we empirically examine the effect of media attention on managers’ catering behavior of investment and its mechanisms. We find that media attention significantly inhibits managers’ catering behavior of investment, in particular the investment expansion due to stock overvaluation. The effect of media attention is more significant for managers with stronger motivations of equity-based compensation and private benefit of control rights. We also find that the inhibiting effect plays through governance mechanism rather than reputation mechanism. Moreover, the inhibiting effect is more significant in firms with higher information asymmetry and higher agency costs, and is mainly from authoritative and policy-oriented media. Finally, we find that media attention significantly inhibits the overinvestment due to stock overvaluation, and improves the investment efficiency in general. In conclusion, our findings suggest that media plays a positive governance role in inhibiting managers’ catering behavior of investment originated from self-benefit motivation, and thus improves the efficiency of resource allocation. -
表 1 变量定义
变量名称 变量符号 变量定义 企业投资 Invest1 [（当期购建固定资产、无形资产和其他长期资产所支付的现金+取得子公司及其他营业单位支付的现金净额－当期处置固定资产、无形资产和其他长期资产所收到的现金净额－处置子公司及其他营业单位的现金净额）/期初总资产]×100 Invest2 [（固定资产、在建工程、无形资产、长期股权投资期末总额－固定资产、在建工程、无形资产、长期股权投资期初总额）/期初总资产]×100 股票误定价 Misp 借鉴Rhodes-Kropf等（2005）的研究，详见“变量与模型”部分 媒体关注 Media 公司年度媒体报道总数加1后的自然对数 股价−薪酬敏感度 SENT 管理层期末持股股数×期末每股股价/（管理层期末持股股数×期末每股股价+管理层薪酬总额） 持股价值 HSVAL Ln（1+管理层期末持股股数×期末每股股价） 内部人交易动机 Claw 实施《公司法》（2005年修订）的2006年及之后年份，取1，否则为0 控制权私有收益动机 Unpay 非正常货币薪酬水平，借鉴权小锋等（2010）的研究，详见“变量与模型”部分 Unperks 非正常在职消费水平，借鉴权小锋等（2010）的研究，详见“变量与模型”部分 现金流能力 CFO （当期经营活动现金净流量/期初总资产）×100 股权融资动机 EQISS （当期发行权益融资净额/期初总资产）×100 规模 Size 期末总资产的自然对数 成长能力 Grow （当期营业收入－上期营业收入）/上期营业收入 负债水平 Lev 总负债/总资产 上市年限 Age 公司上市年数 盈利水平 ROA （当期净利润/资产总额）×100 股权集中度 Top1 第一大股东持股比例 产权性质 SOE 若最终控制人为国有，取1，否则为0 管理层持股水平 HShr 管理层期末持股比例 独立董事比例 ID 独立董事总人数/董事会总人数 机构投资者持股 INS 机构投资者期末持股比例 分析师跟踪 Follow Ln（1+分析师跟踪人数） 
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表 2 主要变量描述性统计
变量 N 均值 标准差 最小值 1/4分位数 中位数 3/4分位数 最大值 Invest1i,t 20,221 6.610 8.281 −8.297 1.422 4.239 9.060 44.940 Invest2i,t 20,221 5.375 12.110 −19.260 −0.482 2.391 7.946 72.950 Mispi,t−1 20,221 0.167 1.349 −2.212 −0.514 −0.118 0.474 6.644 Mediai,t−1 20,221 4.112 1.166 1.609 3.367 4.060 4.754 7.514 SENTi,t−1 20,148 0.384 0.424 0.000 0.000 0.150 0.959 1.000 HSVALi,t−1 20,221 11.310 7.985 0.000 0.000 12.820 18.280 24.800 CLawi,t 20,221 0.908 0.289 0.000 1.000 1.000 1.000 1.000 Unpayi,t−1 17,254 −0.007 0.540 −2.771 −0.345 −0.005 0.328 2.443 Unperksi,t−1 17,279 −0.001 0.024 −0.098 −0.016 −0.004 0.010 0.170 注：限于篇幅，未报告控制变量的描述性统计结果，资料备索。
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表 3 媒体关注对管理者投资迎合行为的影响
变量 Invest1 Invest2 全样本 股票高估 股票低估 全样本 股票高估 股票低估 (1) (2) (3) (4) (5) (6) Misp 0.485** 0.681** 0.355 0.509** 0.762* 0.888 (2.556) (2.495) (0.804) (2.004) (1.934) (1.550) Misp×Media −0.109** −0.179*** 0.012 −0.106* −0.189** −0.067 (−2.385) (−2.777) (0.118) (−1.701) (−2.002) (−0.504) Media −0.012 0.349** −0.144 0.069 0.479** −0.186 (−0.146) (2.486) (−1.309) (0.698) (2.490) (−1.280) Controls Yes Yes Yes Yes Yes Yes 年度/行业 Yes Yes Yes Yes Yes Yes N 20,221 8,689 11,532 20,221 8,689 11,532 Adj R2 0.257 0.278 0.235 0.200 0.220 0.180 注：括号内为经公司层面聚类调整（Cluster）的t值；*、**、***分别表示在10%、5%、1%水平上显著（双侧）；限于篇幅，未报告控制变量回归结果，资料备索。
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表 4 媒体关注对股票高估公司管理者投资迎合行为的影响差异：股权薪酬收益动机检验
变量 股价−薪酬敏感度低 股价−薪酬敏感度高 持股价值小 持股价值大 Invest1 Invest2 Invest1 Invest2 Invest1 Invest2 Invest1 Invest2 (1) (2) (3) (4) (5) (6) (7) (8) Misp 0.331 0.693 1.057*** 0.814 0.313 0.577 1.038*** 0.870* (0.873) (1.230) (2.939) (1.595) (0.835) (1.030) (2.851) (1.713) Misp×Media −0.062 −0.170 −0.299*** −0.197* −0.043 −0.108 −0.305*** −0.246** (−0.685) (−1.243) (−3.670) (−1.650) (−0.475) (−0.779) (−3.705) (−2.067) Media 0.375** 0.756*** 0.276 0.132 0.283 0.622** 0.349* 0.225 (2.146) (3.048) (1.312) (0.462) (1.625) (2.477) (1.658) (0.774) Controls Yes Yes Yes Yes Yes Yes Yes Yes 年度/行业 Yes Yes Yes Yes Yes Yes Yes Yes N 4,330 4,330 4,323 4,323 4,349 4,349 4,340 4,340 Adj R2 0.284 0.249 0.255 0.191 0.288 0.253 0.249 0.187 注：括号内为经公司层面聚类调整（Cluster）的t值；*、**、***分别表示在10%、5%、1%水平上显著（双侧）；限于篇幅，未报告控制变量回归结果，资料备索。
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表 5 媒体关注对股票高估公司管理者投资迎合行为的影响差异：内部人交易动机检验
变量 《公司法》（2005年修订）实施前 《公司法》（2005年修订）实施后 Invest1 Invest2 Invest1 Invest2 (1) (2) (3) (4) Misp −1.737 −3.838 0.676** 0.800** (−1.056) (−1.248) (2.465) (2.024) Misp×Media 0.517 1.078 −0.183*** −0.208** (1.246) (1.391) (−2.813) (−2.203) Media −0.858** −1.815** 0.411*** 0.648*** (−2.020) (−2.170) (2.795) (3.320) Controls Yes Yes Yes Yes 年度/行业 Yes Yes Yes Yes N 773 773 7,916 7,916 Adj R2 0.332 0.249 0.280 0.225 注：括号内为经公司层面聚类调整（Cluster）的t值；*、**、***分别表示在10%、5%、1%水平上显著（双侧）；限于篇幅，未报告控制变量回归结果，资料备索。
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表 6 媒体关注对股票高估公司管理者投资迎合行为的影响差异：控制权私有收益动机检验
变量 非正常货币薪酬低 非正常货币薪酬高 非正常在职消费低 非正常在职消费高 Invest1 Invest2 Invest1 Invest2 Invest1 Invest2 Invest1 Invest2 (1) (2) (3) (4) (5) (6) (7) (8) Misp 0.506 0.663 0.883** 0.991* 0.511 0.209 0.908** 1.531*** (1.328) (1.135) (2.313) (1.865) (1.284) (0.348) (2.457) (2.899) Misp×Media −0.111 −0.173 −0.249*** −0.248** −0.148 −0.071 −0.238*** −0.349*** (−1.197) (−1.201) (−2.873) (−2.080) (−1.523) (−0.477) (−2.828) (−2.951) Media 0.224 1.021*** 0.545*** 0.276 0.393* 0.536* 0.304 0.447 (0.998) (3.323) (2.721) (1.121) (1.897) (1.858) (1.572) (1.581) Controls Yes Yes Yes Yes Yes Yes Yes Yes 年度/行业 Yes Yes Yes Yes Yes Yes Yes Yes N 3,728 3,728 3,721 3,721 3,863 3,863 3,853 3,853 Adj R2 0.292 0.226 0.268 0.242 0.300 0.233 0.246 0.234 注：括号内为经公司层面聚类调整（Cluster）的t值；*、**、***分别表示在10%、5%、1%水平上显著（双侧）；限于篇幅，未报告控制变量回归结果，资料备索。
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表 7 内生性及其他稳健性检验
变量 工具变量 考虑研发投资 考虑金融危机影响 第一阶段 第二阶段 Media Misp×Media Invest1 Invest2 Invest1RD Invest1 Invest2 (1) (2) (3) (4) (5) (6) (7) Misp 0.135*** 0.233* 0.866** 0.922 0.746*** 0.624** 0.761* (5.015) (1.829) (2.317) (1.624) (2.625) (2.233) (1.812) Misp×Media −0.214** −0.212* −0.191*** −0.168** −0.211** (−2.452) (−1.790) (−2.851) (−2.475) (−2.019) Media 0.277 0.310 0.352** 0.318** 0.411** (1.360) (1.132) (2.271) (2.179) (2.019) DEV 0.035** −0.052** (2.420) (−2.226) Misp×DEV −0.012** 0.044 (−2.202) (1.520) ExpMedia 0.437*** −0.171*** (41.888) (−8.715) Misp×ExpMedia 0.001 0.587*** (0.319) (28.880) Controls Yes Yes Yes Yes Yes Yes Yes 年度/行业 Yes Yes Yes Yes Yes Yes Yes N 7,282 7,282 7,282 7,282 7,493 7,181 7,181 Adj R2 0.781 0.974 0.278 0.231 0.284 0.284 0.219 注：括号内为经公司层面聚类调整（Cluster）的t值；*、**、***分别表示在10%、5%、1%水平上显著（双侧）；限于篇幅，未报告控制变量回归结果，资料备索。
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表 8 媒体关注抑制股票高估公司管理者投资迎合行为的作用机制：监督机制与声誉机制
变量 监督机制 声誉机制 政府干预强 政府干预弱 企业声誉低 企业声誉高 (1) (2) (3) (4) Misp 0.402 1.012** 0.473 0.182 (1.113) (2.565) (1.059) (0.492) Misp×Media −0.116 −0.247*** −0.048 −0.092 (−1.380) (−2.668) (−0.411) (−1.037) Media 0.453** 0.218 0.265 0.198 (2.364) (1.066) (1.053) (0.930) Controls Yes Yes Yes Yes 年度/行业 Yes Yes Yes Yes N 4,373 4,276 2,825 2,815 Adj R2 0.288 0.269 0.322 0.259 注：被解释变量为Invest1；括号内为经公司层面聚类调整（Cluster）的t值；*、**、***分别表示在10%、5%、1%水平上显著（双侧）；限于篇幅，未报告控制变量回归结果，资料备索。
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表 9 媒体关注对股票高估公司管理者投资迎合行为的影响：信息不对称程度差异检验
变量 信息不对称程度低 信息不对称程度高 研发密度低 预测误差小 盈余管理程度低 研发密度高 预测误差大 盈余管理程度高 (1) (2) (3) (4) (5) (6) Misp 0.698* 0.681 0.674 0.963** 1.199** 0.629** (1.767) (1.341) (1.380) (2.463) (2.265) (2.104) Misp×Media −0.135 −0.155 −0.133 −0.299*** −0.296** −0.188*** (−1.493) (−1.396) (−1.102) (−3.069) (−2.501) (−2.722) Media 0.193 0.391 0.368** 0.456* 0.255 0.250 (1.035) (1.489) (2.080) (1.695) (0.954) (1.253) Controls Yes Yes Yes Yes Yes Yes 年度/行业 Yes Yes Yes Yes Yes Yes N 4,393 2,802 4,237 2,691 2,792 4,230 Adj R2 0.284 0.241 0.268 0.256 0.253 0.287 注：被解释变量为Invest1；括号内为经公司层面聚类调整（Cluster）的t值；*、**、***分别表示在10%、5%、1%水平上显著（双侧）；限于篇幅，未报告控制变量回归结果，资料备索。
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表 10 媒体关注对股票高估公司管理者投资迎合行为的影响：代理成本差异检验
变量 代理成本低 代理成本高 管理费用率低 总资产周转率高 两权未分离 管理费用率高 总资产周转率低 两权分离 (1) (2) (3) (4) (5) (6) Misp 0.469 0.262 0.287 0.602** 1.019*** 0.705 (0.853) (0.759) (0.708) (2.023) (2.715) (1.631) Misp×Media −0.090 −0.108 −0.147 −0.180*** −0.271*** −0.175* (−0.668) (−1.321) (−1.493) (−2.655) (−2.982) (−1.785) Media 0.275 0.104 0.400* 0.383** 0.689*** 0.513** (1.308) (0.563) (1.778) (2.028) (3.348) (2.211) Controls Yes Yes Yes Yes Yes Yes 年度/行业 Yes Yes Yes Yes Yes Yes N 4,348 4,340 3,372 4,339 4,349 3,391 Adj R2 0.313 0.279 0.279 0.243 0.290 0.270 注：被解释变量为Invest1；括号内为经公司层面聚类调整（Cluster）的t值；*、**、***分别表示在10%、5%、1%水平上显著（双侧）；限于篇幅，未报告控制变量回归结果，资料备索。
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表 11 媒体报道的权威性和来源对股票高估公司管理者投资迎合行为的影响
变量 (1) (2) Misp 0.640*** 0.675*** (2.685) (3.130) Misp×Media_A −0.248** (−2.242) Media_A 0.508** (2.550) Misp×Media_NA 0.010 (0.108) Media_NA 0.000 (0.002) Misp×Media_GOV −0.295*** (−3.381) Media_GOV 0.733*** (4.224) Misp×Media_MKT 0.097 (0.990) Media_MKT −0.389** (−2.353) Controls Yes Yes 年度/行业 Yes Yes N 8,689 8,689 Adj R2 0.278 0.279 注：被解释变量为Invest1；括号内为经公司层面聚类调整（Cluster）的t值；*、**、***分别表示在10%、5%、1%水平上显著（双侧）；限于篇幅，未报告控制变量回归结果，资料备索。
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表 12 媒体关注对管理者迎合投资效率的影响
变量 全样本 股票高估 股票低估 (1) (2) (3) Misp 0.434*** 0.587*** 0.466 (3.010) (2.723) (1.285) Misp×Media −0.134*** −0.183*** −0.032 (−3.958) (−3.619) (−0.410) Media 0.013 0.292*** −0.089 (0.219) (2.669) (−1.078) Controls Yes Yes Yes 年度/行业 Yes Yes Yes N 20,010 8,543 11,467 Adj R2 0.138 0.169 0.108 注：被解释变量为INV_IF；括号内为经公司层面聚类调整（Cluster）的t值；*、**、***分别表示在10%、5%、1%水平上显著（双侧）；限于篇幅，未报告控制变量回归结果，资料备索。
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