媒体报道存在产权偏好吗？

邵志浩 才国伟

一、引 言

从“苏丹红”到“速成鸡”事件，媒体报道不断捕捉着大众的眼球，我国媒体的监督职能也日益显现出来。媒体报道对于公司治理确实发挥了一定的监督作用，媒体的监督职能得到了学术界的广泛关注。现有研究发现，媒体报道可以发挥信息中介作用，有利于传递企业内部信息，减少资本市场的信息不对称(Bushee等，2010；Tetlock，2010；熊艳等，2014)；媒体报道有利于降低企业控制权产生的私人收益(Dyck和Zingales，2004)，揭露企业会计欺诈行为(Miller，2006)，能够督促企业纠正违规行为(Dyck等，2008；李培功和沈艺峰，2010)。

然而，最近一些文献发现，媒体报道也存在着倾向性(Slant)①在不严格区分的情况下，有些文献也称其为媒体报道偏差(Bias)。但是，媒体报道偏差需要具备一定的基准，而本文仅限于媒体报道倾向的影响因素研究。，而且该现象正在成为学术界关注的热点问题。在政治领域，西方媒体会被政治集团所利用(Besley和Prat，2006；Strömberg，2004)，通过舆论引导等方式影响选民的意识和行为，并最终左右选举结果(Chiang和 Knight，2011；DellaVigna和 Kaplan，2007)。在经济领域，为了最大化读者范围，媒体往往提供轰动性报道以迎合消费者的偏好(Dyck等，2008；Gentzkow 和 Shapiro，2010)；为了追逐商业利润，媒体倾向于进行选择性报道以满足广告商等利益相关者的需求(Gurun和 Butler，2012；Reuter和 Zitzewitz，2006)，并且，媒体报道倾向的产生往往是企业进行媒体公关的结果(Ahern和 Sosyura，2014；Solomon，2012)。媒体在发展过程中，确实需要合理的监管和治理。

在从计划经济到市场经济的转型过程中，我国的新闻媒体所经受的是一场前所未有的考验。由于各种历史原因，企业的产权性质颇具重要性和复杂性，推进国企改革仍是深化体制改革的重点之一。因此，关于媒体报道产权偏好的研究具有重要的理论和现实意义。一方面，国有企业，特别是大型中央直属企业，除了资源垄断和市场力量强大以外，还保留着部分特殊的权力。在某些情况下，有些企业可能会运用一些资源来影响相关媒体报道的独立性，使得媒体进行有利的选择性报道。在法制尚不健全、行政干预又较强的环境中，媒体的监督动机可能产生异化，容易因为受到压力而放弃对某些违反治理准则的公司的报道(李培功和徐淑美，2013)。另一方面，作为利益最大化的市场主体，媒体也可能会主动迎合国有企业的偏好，对其进行更多的正面报道或更少的负面报道，以此获得更大收益。

充分认识媒体报道倾向性及其规律，是媒体治理乃至国家治理的重要环节。党的十八届五中全会通过的《中共中央关于制定国民经济和社会发展第十三个五年规划的建议》中明确指出要“优化媒体结构，规范传播秩序”。本文收集了有关我国上市公司的媒体报道数据，通过构建媒体报道倾向的多维指标，运用现代计量实证方法，力图更为清晰地解析媒体报道的倾向性。本文的贡献在于:第一，在研究视角上，关注媒体报道倾向性，并且利用手工收集的大样本数据，较为系统、全面地阐述各种因素特别是产权性质对媒体报道倾向的影响；第二，在研究内容上，不仅检验了媒体报道产权偏好的存在性，而且考察了媒体报道产权偏好的具体表现和方式；第三，发现市场化程度的提高和竞争机制的引入有助于解决媒体报道的产权偏好，这些对新兴市场国家和转型经济国家的媒体治理具有一定的借鉴意义。

后文的结构安排如下:第二部分是文献回顾和本文的基本假说；第三部分是研究设计；第四部分对媒体报道的产权偏好进行实证检验；第五部分是进一步分析；最后是结论与启示。

二、文献回顾和基本假说

媒体在信息传播、舆论引导等方面发挥着重要作用，其监督职能已经得到了广泛关注。然而，越来越多的国内外研究发现，媒体报道的倾向性普遍存在于政治领域和经济领域中(Groseclose和 Milyo，2005)，媒体会迎合某些利益集团的偏好。媒体报道倾向的产生源于其供给和利益相关者的需求(Mullainathan和Shleifer，2005)。

（一）媒体报道的倾向性：基于经济领域的视角

媒体倾向于在报道内容、语气和信息来源等方面进行主观选择以获取经济收益(Gentzkow和Shapiro，2006)。Gentzkow和Shapiro(2010)发现读者对志趣相投的新闻报道有显著的偏好，媒体往往迎合消费者偏好的变化以获取经济利益。Dyck等(2008)认为媒体报道能够帮助消费者克服“理性的无知”，为了最大化读者范围和利润，媒体报道也可能会迎合边缘消费者和低收入消费者的需求。Reuter和 Zitzewitz(2006)研究了广告商是否会对媒体编辑的独立性产生影响，结果发现，企业在金融期刊的广告投入对共同基金的推荐具有显著的正向作用。Rinallo和 Basuroy(2009)发现广告费用与媒体报道的内容关系显著，并且出版商的产业依赖性强化了广告投入对媒体报道的作用。Gurun和Butler(2012)认为地方性报纸的收入很大一部分来自企业的广告费用，因而更倾向于正面报道当地广告费用较高的企业。醋卫华和李培功(2015)发现获得上市公司的广告收入与迎合公众的认知偏好才是媒体追捧明星CEO的真实原因。

媒体报道倾向的产生可能是广告商等利益集团进行媒体公关的结果。Solomon(2012)认为投资者关系管理公司会制造有利于代理公司的正面报道，从而引起代理公司股票价格的短暂上升。Ahern和Sosyura(2014)发现在并购谈判和公告发表之间的时期，媒体对收购方企业进行了更多的新闻报道，并引起股价上升。才国伟等(2015)发现在再融资实施当期，企业的媒体正面报道倾向显著增强，并且媒体正面报道倾向的增强会引起当期股票价格的上升。汪昌云等(2015)发现在IPO进程中对定价有影响的关键时期内，公司主动管理下的媒体关注度显著增加，在提高股票发行价的同时，降低了IPO溢价水平。汪昌云和武佳薇(2015)、邵新建等(2015)同样以IPO为研究视角，发现了企业有偿沉默和进行媒体公关的证据。

（二）媒体报道的倾向性：基于政治选举的视角

有关媒体报道倾向的研究大量出现在政治经济学领域的选举问题中。在国外，媒体倾向于迎合政党的偏好并进行有偏的报道。Groseclose和 Milyo(2005)发现大部分报纸及其报道都具有意识形态上的倾向性。Duggan和 Martinelli(2011)的研究将媒体报道倾向视为政治新闻的过滤器。在两个候选人的竞选模型中，支持强者的媒体倾向于提供不会引起民众意外的报道。Larcinese等(2011)发现当共和党执政时，亲民主党的报纸会对高失业率和高贸易赤字等进行更多的宣传报道。另外，报纸在报道预算赤字时，倾向于迎合有党派观念的选民的偏好。Gehlbach和Sonin(2014)发现当政府将来要实现某些政治目标时，媒体报道倾向尤其是国有媒体的报道倾向会明显增强。

媒体报道倾向能够通过传播信息等途径影响选民的思想意识，并对政治选举结果产生影响。Druckman和Parkin(2005)发现报纸编辑的报道倾向对选民的选举行为产生显著的影响。DellaVigna和 Kaplan(2007)研究了媒体报道对美国选举结果的影响，发现福克斯新闻的报道使得共和党得到了更多选民的支持。Chiang和Knight(2011)发现媒体宣传会使得选民更倾向于支持媒体推荐的候选人，中立选民和宣传力度大的地区的选民更容易受到媒体宣传的影响。Levendusky(2013)认为党派媒体能够影响选民行为向两极化发展，原因是媒体宣传使得选民的行为变得更为极端。

（三）媒体报道的倾向性：基于产权偏好的视角

综上所述，在竞争性的商业环境中，作为利益最大化的市场主体，媒体报道并不是完全客观、中立和无偏的，媒体会主动或被动地迎合消费者、广告商和政党等相关利益集团的需求偏好。媒体报道倾向的存在使得利用媒体成为可能。同时，媒体通过说服、劝导等方式对民众的意识和行为产生影响，使得利用媒体有利可图。在国外政治选举和经济领域的一些层面存在着媒体报道倾向，同样在企业产权层面也可能存在类似的问题。

现有研究发现媒体的社会职能既依赖于政府发挥作用，同时又受到政府的影响。李培功和沈艺峰(2010)提出，在转型经济国家，媒体的公司治理作用是通过引发行政机构的介入实现的。之后，戴亦一等(2011)的研究发现，来自地方政府的媒体管制会大大削弱媒体的监督治理效力，在地方政府干预程度较高的地区，媒体的舆论监督作用更弱。杨德明和赵璨(2012)研究发现，唯有在政府及行政主管部门介入的条件下，媒体监督职能的发挥才能促使高管薪酬趋于合理。醋卫华和李培功(2012)发现，60.42%存在公司治理问题的企业都在证券监督管理委员会正式介入调查前受到过媒体的质疑和负面报道，似乎媒体报道会引起监管者关注。李培功和徐淑美(2013)认为，在法制尚不健全、行政干预又较强的环境中，媒体的监督动机可能产生异化，容易因为受到行政压力而放弃对某些违反公司治理准则的公司的报道。金智和赖黎(2014)发现，在政府对媒体和银行部门存在双重控制的情况下，媒体治理遭遇严重的困境。因此，媒体报道部分依赖于政府，在国有产权层面可能存在倾向性，而政治和市场影响力因素是产生这种倾向性的重要原因。

我国的国有企业与政府之间有天然的“血缘”关系，而以往研究已表明，媒体的监督职能又受到政府的影响，并且企业进行媒体管理可以获得额外收益。因此，媒体报道很可能具有迎合国有企业的倾向性问题。我国的国有企业，尤其是大型中央直属企业，无论是在资源、政策，还是在资金、人才等方面都具有绝对优势(黄速建和余菁，2006；金碚，2010)。一些媒体在报道国有企业时变得有所顾虑。国有企业在面临重大事件时，也可能运用这种资源，影响媒体报道的独立性，使得媒体进行有利于国有企业的选择性报道。相比之下，民营企业特别是中小民营企业，都是市场经济的产物，不具备这种优势，媒体在对民营企业进行报道时不会有太多的顾虑①当然，非国有企业也许更有动力去寻求媒体的“帮助”，鉴于篇幅限制和主题约束，对于这方面的探讨留待后续研究。。另一方面，媒体作为利益最大化的主体，为了获得更大的社会收益，也可能主动迎合国有企业的偏好，对其进行更多的正面报道或更少的负面报道。因此，在同等条件下，媒体会对国有企业进行选择性报道，从而产生了媒体报道的产权制度倾向。基于此，提出本文的“产权偏好”假说。

假说(“产权偏好”):产权制度差异对媒体报道倾向有显著的影响。在同等条件下，媒体倾向于对国有企业(特别是中央直属企业)进行更多的正面报道和(或)更少的负面报道。

三、研究设计

（一）研究样本与数据来源

本文的研究样本为2000年到2012年我国(除港澳台地区)的上市公司。媒体报道的原始数据来源于 CNKI中国知网《中国重要报纸全文数据库》。本文参考李培功和沈艺峰(2010)以及游家兴和吴静(2012)等的方法，分别使用“主题查询”和“标题查询”两种查询方式，以我国全部上市公司的全称及简称为对象进行搜索，最后得到有效的报道数量136503篇。本文选取的媒体样本包括:(1)全部报纸；(2)《中国证券报》《证券时报》《证券日报》《上海证券报》《中国经营报》《经济观察报》《第一财经日报》和《21世纪经济报道》共 8份具有权威性和影响力的报纸；(3)《中国证券报》《证券时报》《证券日报》《上海证券报》共4份证监会要求的法定披露报纸。

为了得到媒体报道倾向指标，本文进一步将所有报道通过人工阅读的方法，归类为正面报道、负面报道及中性报道①现有研究主要采用电脑识别法和人工阅读法判断新闻报道的语气和性质。游家兴和吴静(2012)、才国伟等(2015)认为，汉语词汇在应用上千变万化，表达的含义丰富而微妙，同一个词汇在不同语境下也会表达完全相反的蕴义。因此，在分析中国的媒体报道时，人工阅读法比电脑识别法更为科学、合理。本文具体标准见才国伟等(2015)的研究。。不同性质报道的判断方法是:如果一篇报道的内容有助于提高公司价值，那么就将其归类为正面报道；相反，如果一篇报道的内容能够降低公司价值，那么就将其归类为负面报道；如果一篇报道的内容对于公司价值的影响力度不大，那么就将其归类为中性报道。

另外，实证分析中的机构投资者数据、股票收益率数据、股票波动率数据来自Wind数据库，其他数据来自 CSMAR数据库。在筛选样本时，本文剔除了变量有缺失的样本、金融类企业以及由重大事件引起媒体报道异常多的样本，并且对连续型变量进行1%的Winsorize处理。

（二）回归模型与变量说明

本文采用多元面板回归模型来检验媒体报道产权偏好的存在性，具体如下:

1.正面报道倾向(Slant):定义为媒体正负面报道数量之差与全部报道数量的比值。具体包括两类指标:

按照上述方法，分别构建八大报纸正面报道倾向(SlantTop8_r1和 SlantTop8_r2)以及四大报纸正面报道倾向(SlantTop4_r1和SlantTop4_r2)。

2.国有产权(SOE):根据企业实际控制人的类型来度量，用于检验媒体报道倾向的“产权偏好”假说。其中，实际控制人的类型通过公司年报直接披露和按照股权关系链实际计算的结果两种方式来确定①通过不同方式来确定实际控制人类型，主要是考虑到媒体获取公司信息的来源和方式可能不同。。按照不同的赋值标准和方法，得到衡量产权差异的4个指标如下。

SOE1:如果根据股权关系链计算的结果表明实际控制人持国有股，且为国家各部委或中央企业，则定义为 2；持国有股，且为地方政府或地方国有企业，则定义为 1；否则为0。

SOE2:如果根据股权关系链计算的结果表明实际控制人持国有股，则定义为1；否则为0。

SOE3:如果公司年报直接披露的实际控制人持国有股，且为国家各部委或中央企业，则定义为2；持国有股，且为地方政府或地方国有企业，则定义为1；否则为0。

SOE4:如果公司年报直接披露的实际控制人持国有股，则定义为1；否则为0。

考虑到其他因素也会对媒体报道倾向产生影响，参考 Gurun和 Butler(2012)等的做法，本文还加入了其他一些控制变量。具体包括:员工总数(Employee)、业务分部数(Segment)、销售费用(Selling)、媒体关注度(Media)、股票收益率(Return)、股票波动率(Volatility)、机构投资者持股比例(Inshold)、分析师跟踪人数(Analyst)、营业收入增长率(Growth)、资产负债率(Leverage)、账面市值比(MB)、资产收益率(ROA)、市场价值(MV)、行业(Industry)和季度(Quarter)等。上述控制变量的定义见表1。

表1 其他控制变量的定义及计算方法

四、实证检验与分析

（一）描述性统计分析

本文中用到的数据均为季度数据①产权制度、公司员工数和公司业务分部数的季度数据不可得，但这些变量在一年中变化不大，因此，本文用其年度数据进行替代。。为了控制内生性问题，按照现有文献的常用做法，本文对除行业虚拟变量和时间虚拟变量外的所有控制变量进行滞后一阶处理。各变量的描述性统计见表2。从表2的Panel A可以发现，所有媒体正面报道倾向指标的最小值都小于零，同时，其均值都大于零。因此，所有报纸样本的平均正面报道数量大于平均负面报道数量。这说明媒体在总体上倾向于对企业进行更多的正面报道。另外，八大报纸和四大报纸正面报道倾向的均值小于全部报纸。Panel B和Panel C的结果表明，解释变量和其他控制变量的描述性分析结果正常，说明数据的选取和处理方法可靠，保证了实证分析结果的有效性。

表2 变量的描述性统计

（二）媒体报道产权偏好的存在性

本文采用模型(1)来检验媒体报道在产权层面的倾向性。在基准回归模型中，被解释变量分别选取全部报纸正面报道倾向指标和细分报纸正面报道倾向指标，产权制度变量选用SOE1①产权制度变量的其他指标将用于下文的稳健性检验。。基准模型的回归结果见表3。

表3 媒体报道产权偏好基准模型的回归结果

续表3

从表3的回归结果可以得到以下结论。

第一，国有产权能够显著影响企业的媒体报道倾向，“产权偏好”假说成立。在所有的回归结果中，产权(SOE1)系数的回归结果均在 5%以上的水平上显著为正，说明媒体报道确实存在着产权差异。与民营企业相比，媒体更倾向于对国有企业特别是中央直属企业进行更多的正面报道或更少的负面报道。媒体报道产权偏好的产生源于媒体对目标企业和报道内容主动和被动的选择。一方面，相对于民营企业，国有企业在经济资源和政治资源方面都占有绝对优势。作为利益最大化的主体，为了获得更大的社会收益，媒体会主动迎合国有企业的报道偏好。另一方面，在法制尚不健全、行政干预又较强的环境中，媒体的监督职能也可能产生偏差，容易因为受到外界压力而对国有企业进行更多的正面报道或更少的负面报道。因此，同等条件下，媒体倾向于迎合国有企业的偏好，从而产生了媒体报道中的“产权偏好”。

第二，除了主要解释变量外，媒体报道倾向也受到其他控制变量的影响。在所有的回归结果中，企业员工总数(Employee)的回归系数均显著为正，说明员工越多，媒体正面报道倾向越强。业务分部数(Segment)的系数基本显著为正，说明业务分部多的企业，媒体正面报道更多或负面报道更少。媒体关注度(MediaTotal、MediaTop8和MediaTop4)的系数显著为正，说明总体上媒体存在“报喜不报忧”的现象。股票收益率(Return)和资产收益率(ROA)均与媒体报道倾向显著正相关，说明媒体倾向于对市场表现和业绩好的企业进行更多的正面报道。市场价值(MV)的回归系数显著为正，说明大型企业更可能得到媒体的正面报道。账面市值比(MB)的回归系数显著为负，说明市场价值低和账面价值高的企业，其媒体正面报道倾向较弱。其他变量对媒体正面报道倾向的影响不明显或不稳健。在控制变量中，Return、ROA、MV和 Growth等变量的研究结论与Gurun和Butler(2012)的研究结果一致。

（三）稳健性检验

1.变换产权制度变量的稳健性检验

考虑到我国产权制度的重要性和复杂性以及媒体判断企业产权性质时信息来源的差异性，本文采用国有产权变量的其他3个度量指标(SOE2、SOE3和SOE4)来检验研究结论的稳健性。回归方程采用模型(1)，被解释变量和其他变量指标的选取与基准模型相同，变换国有产权变量后的回归结果见表4。

从表4的回归结果可以看出，所有国有产权变量(SOE2、SOE3和SOE4)的回归系数均显著为正，说明与民营企业相比，媒体更倾向于对国有企业(特别是中央直属企业)进行更多的正面报道或更少的负面报道。总之，与基准模型相比，在变换国有产权的度量方法后，“产权偏好”假说仍然成立。

表4 变换产权变量后的回归结果

2.基于倾向得分匹配法的稳健性检验

遗漏解释变量和解释变量对被解释变量的非线性影响都可能使得回归结果产生偏差，而倾向得分匹配法(PSM)则是解决此问题的较好方法(Gurun和 Butler，2012)。因此，本文用倾向得分匹配法对基准模型进行稳健性检验。具体做法是:第一步，利用Probit模型，以上市公司实际控制人是否持国有股(SOE2)为被解释变量，以基准模型中除产权外的其他变量为解释变量，估计各公司实际控制人持国有股的概率得分；第二步，根据概率得分和最近邻匹配法，从实际控制人持非国有股的上市公司(控制组)中挑选样本，为实际控制人持国有股的上市公司(处理组)进行匹配；第三步，根据匹配前后处理组的平均处理效应(ATT)来检验产权差异对媒体报道倾向的影响。匹配前后的处理效应见表5①Probit回归结果及处理组和控制组各变量的描述性统计备索。。

表5 PSM匹配前后的平均处理效应

表5的匹配结果表明，所有媒体正面报道倾向变量在匹配前后的平均处理效应均高度显著为正。例如，匹配前，处理组和控制组的 SlantTotal_r1平均值分别为 0.2158和 0.1510，平均处理效应为 0.0648且显著为正。因此，相对于非国有上市公司的平均水平而言，国有控股的上市公司具有更强的正面报道倾向，大约高出 43%(等于0.0648/0.1510)。匹配后，处理组和控制组的 SlantTotal_r1平均值变为 0.2158和0.1792，平均处理效应为0.0366且仍然显著为正。因此，相对于同等水平的非国有上市公司而言，国有企业的正面报道倾向的确更强，大约高出 20%(等于 0.0366/0.1792)。限于篇幅，其他媒体报道倾向的匹配结果不再具体分析。

综上，在同等条件下，国有产权企业的确比非国有产权企业具有更强的媒体正面报道倾向，产权偏好会产生媒体报道倾向，本文先前基准模型的回归结果是稳健的。

五、进一步分析

（一）媒体报道产权偏好的方式

媒体报道存在着产权偏好。在同等条件下，与民营企业相比，媒体倾向于对国有企业进行更多的正面报道或更少的负面报道。这里，本文还以媒体报道绝对频数和媒体报道相对频数为被解释变量，对媒体报道产权偏好的方式进行实证检验①同时，这也是对“产权偏好”假说的稳健性检验。。

1.产权与媒体报道绝对频数

首先采用媒体正面报道频数和负面报道频数作为基准模型的被解释变量来检验媒体报道产权偏好的方式。回归方程采用模型(1)，回归结果如表6所示。

表6 产权与正负面报道绝对频数

续表6

从表6的回归结果可以发现，第(1)、(3)、(5)列中产权制度变量的回归系数显著为正，第(2)、(4)、(6)列中产权制度变量的回归系数不显著，说明媒体对国有企业的倾向性主要体现在对其进行更多的正面报道，而负面报道的数量与非国有企业没有明显差异。其可能的原因是:第一，与成熟市场不同，相对于媒体的负面报道，我国媒体的正面报道更容易导致股价向上偏离基本价值水平(游家兴和吴静，2012)①我国股票交易市场双边机制或做空机制还不完善，投资者往往只有在推动股价上涨过程中才能直接获益。这就导致了投资者在媒体正面报道的影响下，更容易推动股价上扬；而在媒体传递负面信息的情况下，股价在下跌过程中的反应特征就不明显(游家兴和吴静，2012)。，因此，国有企业会将更多的资源用于增加正面报道。第二，在现实中，国有企业无法与所有媒体进行“协商”，即使与企业“协商”的媒体不报道企业的负面新闻，为了追求轰动效应，其他媒体也会曝光企业的负面事件，因而国有企业负面报道的数量与非国有企业没有明显差异。

2.产权与媒体报道相对频数

本文还以媒体正面报道和负面报道相对频数指标作为被解释变量，检验媒体报道产权偏好的方式。与媒体正面报道倾向指标的构建方法类似，根据是否计算中性报道，定义全部报纸的正面(负面)报道相对频数指标为:

依据同样的方法，构造八大报纸的正面报道相对频数指标(PosTop8_r1和PosTop8_r2)和负面报道相对频数指标(NegTop8_r1和 NegTop8_r2)以及四大报纸的正面报道相对频数指标(PosTop4_r1和 PosTop4_r2)和负面报道相对频数指标(NegTop4_r1和NegTop4_r2)。

回归方程采用模型(1)，以媒体正面报道和负面报道相对频数指标作为被解释变量进行回归，结果见表7。

表7 产权与正负面报道相对频数

由表7的回归结果可见，无论是在全部报纸还是在八大或四大报纸中，国有产权变量的回归系数在正面报道相对频数的回归结果中均显著为正，在负面报道相对频数的回归结果中均不显著，这同样说明了在同等条件下，媒体倾向于迎合国有企业的偏好，并且媒体报道的产权偏好主要体现为对国有企业进行更多的正面报道。

（二）市场化与媒体报道的产权偏好

现有文献指出，我国不同地区之间在市场化程度、制度建设进程、经济发展水平等方面存在较大差异，来自地方政府的行政干预也会削弱媒体的监督治理效力，在制度建设落后或市场化程度较低的地区，媒体的舆论监督作用更弱。反过来看，市场化的推进和制度的建设，会对地方政府产生一定的约束力，降低政府对市场的干预程度。同时，市场化也会增强媒体和企业的透明度以及媒体间的竞争行为，进一步减弱媒体的报道偏差。因此，当地市场化程度的提高，很可能会增强媒体的监督治理效力，有助于解决产权层面上存在的媒体报道倾向问题。

本文采用以下多元回归模型，检验市场化对媒体报道的产权偏好产生的影响:

其中，Market表示企业所在地的市场化程度。一般来讲，上市公司所在地市场化程度越高，产权制度对媒体报道倾向的影响越小。市场化程度的具体赋值方法是:根据樊纲等(2010)编制的《中国市场化指数——各地区市场化相对进程 2009年报告》中2009年各省区“市场化总指数”的大小，将各省区分为市场化程度高、中、低三组①由于各省区每年“市场化总指数”的排名没有太大差异，并且樊纲等(2010)编制的《中国市场化指数》系列报告只更新到2009年，因而本文以2009年各省区“市场化总指数”排名为标准对样本进行分组。其中，市场化程度高的一组包括:上海市、江苏省和浙江省。市场化程度低的一组包括:山西省、内蒙古自治区、黑龙江省、广西壮族自治区、贵州省、云南省、西藏自治区、陕西省、甘肃省、青海省、宁夏回族自治区和新疆维吾尔自治区。。本文去除了市场化程度居中的样本②这样处理的目的主要是使得市场化程度高与市场化程度低的组间在样本期内都具有明显的差异。，并根据公司总部所在地将样本公司分别匹配到市场化程度高和市场化程度低的组别，市场化程度高地区的公司，Market＝1；市场化程度低地区的公司，Market＝0。采用产权指标与市场化程度的交叉项(SOE2×Market)来表征市场化对媒体报道中产权偏好产生的影响。如果该交叉项的回归系数显著为正，说明市场化的推进会加强媒体报道中的产权偏好；反之，如果该交叉项的回归系数显著为负，则说明市场化的推进会减弱这一倾向；如果该交叉项的回归系数不显著，则说明市场化不会对该倾向产生显著影响。其他字母的含义同上，回归结果见表8。

从表8的回归结果可以发现，产权与市场化程度的交叉项(SOE2×Market)的回归系数均显著为负，说明产权与市场化的共同作用能够降低媒体的正面报道倾向，市场化程度的提高有助于解决媒体报道的产权偏好问题。在企业产权层面上产生的媒体报道倾向，主要是由外部干预程度、信息透明度不同造成的。在市场化程度较高的地区，市场力量强，制度比较规范，政府对媒体和企业的干预较弱，国有企业利用优势资源影响媒体的能力和动力也会大大减弱。在信息透明度高的情况下，媒体主动迎合国有企业的风险和成本大大增加，较少从产权视角考虑对国有企业的报道问题。相反，在市场化程度低的地区，经济、制度等各方面发展滞后，政府对媒体和企业的干预较强。国有企业往往会运用其特殊的地位促使媒体对其进行选择性报道。同时，在信息透明度低的情况下，媒体主观上迎合国有企业的动力也会增强。因此，媒体报道在产权制度层面上更加具有倾向性。另外，在所有的回归结果中，产权制度变量的系数均显著为正，说明相对于民营企业，媒体确实倾向于报道国有企业的正面新闻。与基准模型相比，“产权偏好”假说仍然成立。

表8 市场化与媒体报道倾向的回归结果

除此之外，本文还分样本进行了回归分析，结果发现在市场化程度低的样本组中，国有产权的回归系数显著为正；而在市场化程度高的样本组中，国有产权的回归系数不再显著①回归结果备索。。这也从侧面说明了市场化有助于削弱媒体报道对国有企业的产权偏好。同时，市场化也在一定程度上体现了竞争机制的作用。限于篇幅，有关竞争机制对于媒体报道倾向的影响留待后续研究。

续表8

六、结论与启示

随着经济体制改革的不断深入，我国新闻媒体的职能和作用也在悄然发生着变化。媒体在完善公司治理方面发挥了重要的监督和推动作用，但是媒体报道倾向也是一个比较普遍的现象。本文通过手工搜集和整理 2000—2012年我国内地上市公司的媒体报道大样本数据，较为全面和系统地验证了媒体报道中的“产权偏好”假说，并在此基础上进一步探讨了媒体报道产权偏好的方式以及市场化对媒体报道倾向的影响。

本文的主要研究结论是:第一，在样本期内，国有企业的媒体正面报道倾向显著高于其他企业，媒体报道的“产权偏好”假说成立。媒体的监督职能既依赖于政府发挥作用，又受到政府的影响和制约。相对于民营企业，国有企业(尤其是大型中央直属企业)在经济地位和政治地位方面都占据优势。在各种外界因素的影响下，也为了自身的利益诉求，媒体倾向于对国有企业进行更多的正面报道或更少的负面报道，从而产生媒体报道的产权偏好。第二，媒体报道产权偏好的方式主要体现在正面报道上。媒体会对国有企业进行更多的正面报道，而负面报道的数量与非国有企业没有明显差异。第三，市场化程度会对媒体报道的产权偏好产生显著影响，市场化程度的提高有助于削弱企业产权层面上存在的媒体报道倾向。在市场化程度高的地区，市场经济进程发展较快，各种制度比较完善，同时媒体之间的竞争更为激烈，国有企业利用优势资源影响媒体的能力和动力减弱。

本文的研究不仅在理论上丰富了有关媒体报道倾向的文献，而且为监管部门提供了重要的现实启示:第一，继续推进国有企业改革，加大集团层面公司制改革力度，促使国有企业真正成为依法自主经营、自担风险、自我约束的独立市场主体。第二，加快我国的市场化进程，加快完善法律法制体系，减少政府的行政干预，公平对待市场主体，让市场成为资源分配的主要力量。第三，鼓励媒体积极参与市场竞争，完善媒体监管制度，促使媒体有效及时地传播信息，承担社会责任，在最大程度上发挥其舆论监督作用。