媒体情绪与公司风险承担关系研究——基于媒体情绪的“掩饰”效应

李 倩 吴 昊 郭梦婷 王嘉敏

一、引言

财经媒体作为资本市场中重要的信息中介，通过搜集、加工和传播信息，能够加速信息扩散，减少信息摩擦(Kutsuna等，2009[1]；Fang和Peress，2009[2])，降低市场参与者之间的信息不对称程度(DellaVigna和Pollet，2009[3]；Bushee等，2010[4])，改善公司投融资决策(邵志浩和才国伟，2020[5]；李冬昕和宋乐，2016[6])。同时，媒体报道作为重要的外部治理机制，能够抑制管理者的短视行为，提高公司治理水平(李培功和沈艺峰，2010)[7]。然而，越来越多的研究发现，媒体并非能够一直保持客观和中立。在某些情况下，媒体因为利益冲突或其他动机，可能产生倾向性的媒体情绪(Mullainathan和Shleifer，2005[8]；Gentzkow和Shapiro，2006[9]；游家兴和吴静，2012[10])。媒体情绪可能会影响信息的准确性与透明度，削弱其外部监督功能，甚至可能是管理者机会主义和短视行为的推手。研究发现，公司有主动管理媒体的动机，通过雇佣投资者公关公司(Solomon，2012[11])、支付广告费(Reuter和Zitzewitz，2006[12]；Rinallo和Basuroy，2009[13])、披露企业社会责任活动(Cahan等,2015[14])影响媒体报道倾向。研究也发现公司会在一些特定事件中影响媒体情绪，例如并购、IPO、公司违规等(Ahern和Sosyura,2014[15];Bajo和Raimondo,2017[16];Bhattacharya等,2009[17];Zavyalova等,2012[18])。

风险承担是公司为了实现收入增长的风险控制目标，在权衡收益和风险因素的基础上选择高风险投资项目的行为倾向。现有文献从宏观层面、公司层面和管理者个体层面对风险承担的影响因素进行了研究，发现公司的外部融资(严若森等，2020[19])和治理水平(Kim和Buchanan，2008[20]；Low，2009[21]；John等，2008[22]；Jiraporn和Chintrakarn，2013[23])会对自身风险承担产生影响。已有研究发现，媒体情绪通过影响股票价格和公司信用等级，进而影响公司在股票市场和债券市场的融资能力(Cook等，2006[24]；Bhattacharya等，2009[17]；邵志浩和才国伟，2020[5])。同时，媒体情绪也会改变媒体的外部监督功能从而影响公司治理。那么，媒体情绪能否通过影响公司外部融资和治理水平进而影响公司的风险承担呢？尽管已有少数文献对媒体报道数量与风险承担之间的关系进行了讨论，但均集中探讨媒体关注的外部监督功能，建立在媒体公正客观的假设基础上。而媒体关注或媒体报道数量无法度量和反映媒体的报道立场，在前提假设不满足时，基于媒体关注的研究结果可能存在偏差。

本文以我国2006—2017年非金融类A股公司为样本，以媒体情绪可能掩饰委托代理矛盾为着眼点，聚焦分析媒体情绪对公司风险承担的影响研究。结果发现，媒体乐观情绪会降低公司风险承担水平，这种关系在国有企业、关系网络丰富的上市公司中更加显著，但良好的公司治理水平可以抑制媒体乐观情绪对公司风险承担的负面影响。本文还发现，相比于媒体负面报道的监督作用，正面报道的“掩饰”效应更为显著。当公司面对较多的媒体正面报道时，管理层和股东间的委托代理矛盾会更突出，承担风险的动机和意愿相应减少。媒体情绪对公司风险决策的影响随着时间推移而递减。

在现有文献的基础上，本文可能的贡献是：(1)将媒体情绪与公司风险承担联系在一起，丰富了有关媒体的公司治理研究。以往文献对媒体报道的公司治理作用已有较为深入的讨论，认为媒体可以通过信息挖掘和广泛传播有效监督治理公司委托代理问题(Dyck和Zingales，2002[25]；Joe等，2009[26]；罗进辉，2012[27])。例如，部分文献从媒体报道数量的角度出发探讨了媒体的监督作用与企业风险承担之间的关系(李冬昕和宋乐，2016[6]；南楠等，2016[28])。虽然已有研究对于媒体情绪展开了相关讨论(游家兴和吴静，2012[10])，但对媒体情绪与公司风险承担的关系仍有待实证检验。本文在此基础上，从媒体报道数量扩展到以报道内容、基调为呈现形式的倾向性媒体情绪，研究发现，积极的媒体情绪显著抑制了上市公司的风险承担水平，媒体报道越正面，上市公司的风险承担水平越低。研究结论表明，媒体情绪可能削弱乃至丧失媒体的外部监督职能，加剧公司委托代理冲突。(2)扩展了对媒体情绪的应用研究。以往文献认为媒体情绪可以对投资者情绪和公司信息环境造成影响，从而引起股价剧烈波动(Tetlock，2007[29]；Tetlock等，2008[30]；Joseph和Parsons等，2008[31])和资产误定价(游家兴和吴静，2012[10])。本文则发现，媒体情绪能对公司治理产生负向影响，掩饰委托代理矛盾，为管理者短视行为创造机会与空间，降低了公司风险承担。(3)实证检验了媒体情绪影响公司风险承担的作用机制。已有文献主要从媒体关注的声誉机制(Dyck和Zingales，2002[25])和市场压力机制(Dyck等，2008[32])阐述媒体报道对公司的影响，但媒体情绪影响风险承担的作用机制还需要进一步分析。本文从媒体情绪影响风险承担的委托代理、融资和管理者迎合视角展开讨论，发现加剧委托代理矛盾是媒体报道倾向对上市公司风险承担产生负向影响的主要因素，且国有企业、代理冲突较为严重和治理水平低的上市公司中媒体报道倾向对公司风险承担的负向效应更为显著。研究结论为相关研究提供了直接证据，对揭示媒体情绪与公司风险承担之间的关系具有一定的理论和现实意义。

二、理论分析与研究假设

公司风险承担是管理者对投资项目的一种决策行为取向，通过投资于高风险、高收益项目，提升公司竞争优势(Hilary和Hui，2009[33])、增加收益和资产(John等，2008[22])。适当的风险承担水平有助于增强股东财富，促进公司创新和可持续发展。然而，高风险项目蕴含的不确定性会增加管理者自身控制权收益风险，如果项目失败，事业及声誉都将受损。出于最大化自身利益和损失厌恶的动机，管理者有可能违背股东利益，放弃能够带来预期收益的高风险项目。因此，由所有权与控制权分离产生的委托代理问题是影响公司风险承担水平的核心要素(Jensen和Meckling，1976[34])。此外，融资约束水平也可以对公司风险承担形成制约。本文从两个方面探讨媒体情绪对公司风险承担的影响。

一方面，媒体乐观情绪加剧委托代理矛盾，降低公司风险承担水平。首先，媒体乐观情绪可能削弱其外部监督功能，掩饰管理层机会主义和自利行为。现有文献认为，信息有效传播是市场充分发挥资源配置功能的保障(Cohen等，2008[35])，媒体客观公正报道事实，就会通过提高信息质量，减少“噪音”引发的非理性交易，缓解管理者和股东、大股东和小股东之间的代理冲突，实现对公司的外部监督治理(Jensen和Meckling，1976[34]； Dyck等，2008[32])。媒体与公司基于经济利益的“合谋”行为可能导致“有偿新闻”、“有偿沉默”等“偏于正面”的倾向性报道(游家兴和吴静，2012[10]；孔东民等，2013[36])。媒体情绪可能导致的报道偏差，不仅不能缓解信息不对称，反而使信息不对称更加尖锐，进而削弱媒体的监督功能及对代理冲突的缓解能力，激励管理层机会主义倾向和自利行为。比如，Li等(2019)[37]基于中国数据的研究发现，媒体报道越好的公司，管理层更容易隐匿坏消息，增高了公司未来股价崩盘风险。因此，媒体乐观情绪可能会加剧委托代理矛盾，管理者更容易因个人私利和职位关注的需要放弃高风险且高回报的投资项目，从而降低公司风险承担水平。其次，媒体乐观情绪会增加管理者业绩压力，使其面临较高的声誉风险，损失厌恶心理会降低其承担风险的意愿。研究发现，当媒体、分析师等信息中介存在乐观或悲观情绪、造成市场信息不对称时，会增加管理层市场压力(He和Tian，2013[38]；刘萌等，2019[39])。媒体正面报道在给公司带来良好声誉和收益的同时，也会带来更多业绩压力和潜在声誉风险。一旦公司出现负面消息，就容易被媒体争相报道，造成重大声誉损失。在市场压力较大时，管理者更可能采取短视行为(于忠泊等，2011[40]；杨道广等，2017[41])。Ferreira等(2014)[42]发现，面对市场压力，管理者会被迫选择风险较低的安全项目，减少风险性更高的技术类资产投资。Dai等(2015)[43]也发现，当媒体报道公司利润造成市场压力时，公司的创新水平会随之下降。为了避免遭受媒体的负面评价，管理层宁愿选择保守的投资策略，放弃高风险、高利润的优质项目，降低公司风险承担水平。根据以上分析，本文提出如下研究假设：

H1：媒体情绪越乐观，公司风险承担水平越低。

然而，另一方面，媒体乐观情绪也能够通过缓解融资约束和增加管理层迎合投资，提高公司风险承担水平。首先，媒体乐观情绪缓解公司融资压力。已有研究表明，媒体报道能够影响股票价格水平(Tetlock，2007[29]；Garcia，2013[44])，正面报道通过提高公司股价增强融资能力(Cook等，2006[24]；Bhattacharya等，2009[17])，能够塑造公司形象、提升公司声誉，推高投资者对公司的积极评价和未来预期，降低股东和债权人的风险补偿要求。邵志浩和才国伟(2020)[5]发现，媒体乐观情绪能够提高公司债券融资规模。对公司形象的塑造相当于为公司上了一层声誉保险，提高其信用水平，缓解融资约束(宋婕等，2019[45])。融资约束的缓解，一是能够促进公司创新投入(严若森等，2020[19])。已有文献证实，融资成本提高抑制公司创新(江轩宇等，2020[46])，而增加创新投入意味着承担风险，表明融资约束与公司风险承担负相关。二是能够增强公司资源获取能力。已有研究表明，公司风险承担水平受资源获取能力的制约。作为一项资源消耗性活动，风险承担具有很强的资源依赖性(Fazzari等，1988[47]；Almeida和Campello，2007[48]；卢馨等，2013[49]；张敏等，2015[50])，媒体乐观情绪通过渲染投融资及税收政策、激发公司财务和信用潜力、减轻融资对R&D的约束、扩大社会网络等途径，增强资源获取能力，提高风险承担水平。其次，媒体乐观情绪助推投资者情绪(黄宏斌等，2017[51])。投资者情绪作为投资者心理预期和意志变化的集中反映，通过“情绪的螺旋”影响管理者情绪，激发管理层的迎合心理和过度自信，激励其风险承担行为。公司风险承担不仅受融资约束和资源获取能力的制约，同时受管理者风险承担意愿的影响。在投资者情绪高涨的情况下，管理者会迎合投资者情绪投资(Polk和Sapienza，2009[52])，并且受媒体情绪和投资者情绪感染而出现乐观主义和过度自信，增强风险承担。据此，本文提出如下研究假设：

H2：媒体情绪越乐观，公司风险承担水平越高。

三、研究设计

(一)样本选取与数据来源

本文选择2006—2017年在沪深交易所上市的A股公司作为研究样本。基于研究设计的需要，对上市公司样本进行了如下筛选：(1)剔除金融行业上市公司，包括银行、保险等；(2)剔除ST类股票，因为其在异常经营下存在较大风险，负面媒体报道较多，会存在样本偏差；(3)剔除其他财务数据缺失的样本。最终获得2361家上市公司12年共计17621公司-年观测值构成的非平衡面板数据。本文使用的媒体报道数据来源于国泰安(CSMAR)新闻数据库，其他财务数据取自Wind数据库和CSMAR数据库。

(二)变量定义

1.被解释变量：风险承担。

本文选取行业调整后公司盈利的波动性作为公司风险承担的代理变量。ROAi为公司i相应年度的税息折旧及摊销前利润(EBITDA)与当年末资产总额的比率。用公司每一年的ROA减去同行业平均值进行调整,然后计算每一个观测期公司行业调整的ROA的标准差。根据John等(2008)[22]和余明桂等(2017)[53]的研究，我们首先使用三年行业调整后ROA的标准差计算公司的风险承担RiskT1。具体算法为：

(1)

(2)

同时，为了测试结果的稳健性，根据Coles等(2006)[54]的研究，本文使用三年行业调整后的股票回报波动率即ROE的标准差计算公司风险承担的替代变量RiskT2。

2.解释变量：媒体情绪。

本文通过文本分析(Tetlock等，2008[30]；Loughran和McDonald，2011[55])计算每篇新闻报道所包含的情绪。借鉴游家兴和吴静(2012)[10]的研究，本文采取三级计分法度量新闻媒体对公司的关注程度(Intensity)。具体来说，如果公司名称(包括全称、简称和曾用名)出现在新闻标题中或者是深度报道的主要对象，则关注程度(Intensity)赋值为3；如果公司名称在正文中被提及的次数超过3次，则关注程度赋值为2；公司名称在正文中出现次数小于等于3次，则赋值为1。据此，可以计算在t年内媒体对第i个上市公司的平均报道情绪指数(Slant1i,t):

(3)

(4)

式中，News_Tonej表示第i篇新闻的报道情绪，PositiveWordj为第j篇报道中的正面词汇数量，NegativeWordj为负面词汇数量，TotalWordsj为该篇报道中的总词汇量。Intensityi,j表示第j篇新闻对i公司的关注程度，采用三级计分法。N表示在t年内所有媒体对第i个上市公司的新闻报道数量。Slant1i,t数值越大，表明在t年内第i个上市公司的媒体情绪越乐观。

同时，在稳健性检验中，本文还使用了媒体情绪的其他度量方式。借鉴Li等(2019)[37]，首先，用一家公司年平均媒体报道情绪度量Slant2。Slant2越大，媒体情绪越乐观。其次，用一家公司正负报道数量建立Slant3用以衡量媒体情绪，Slant3越大表示媒体情绪越乐观。

(5)

(6)

式中，News_Tonej由式(3)计算得到，PositiveCoveragei,t和NegativeCoveragei,t分别表示在第t年对公司i的正面报道和负面报道文章的数量。正负报道用每篇报道News_Tonej判断，若News_Tonej大于0则为正面报道，否则为负面报道。TotalCoveragei,t代表媒体报道总数，在分母上加1可以避免零值。

3.控制变量。

借鉴余明桂等，2017[53]、Faccio等(2011a，b)[56][57]的研究，本文控制了Coverage(媒体报道数量)、Leverage(杠杆率)、Age(公司上市年限)、Size(公司规模)、ROE(净资产收益率)、TobinQ(托宾Q值)、BM(市值价值比)、Return(股票回报率)、Board(独立董事占比)和Duality(两职合一)。此外,文中还设置了行业虚拟变量(Industry)和年度虚拟变量(Year)作为控制变量。所有变量的定义与计算方法详见表1。同时，需要注意的是，风险承担RiskTi,t用三年观测期ROA或者ROE的标准差度量。本文中的控制变量用相应观测时段第一年的期末值衡量。同时为了避免异常值对检验结果的影响，本文对所有连续的财务变量进行了上下1%的WINSORIZE的处理。此外，本文对标准误差进行了公司层面的聚类调整，以避免常用的面板数据估计方法对标准误差的低估(Petersen，2009[58])。

表1变量说明表

(三)回归模型

为检验假设1和2，本文构建以下回归模型:

+∑Industry+∑Year+εi,t

(7)

其中：RiskTi,t为风险承担,由行业调整后三年ROA的标准差(RiskT1i,t)和ROE的标准差(RiskT2i,t)度量；Slanti,t为媒体情绪,用考虑到新闻报道语气强度的平均报道情绪指数(Slant1i,t)度量；Controlsi,t为一组由多个控制变量构成的向量，包含了上述控制变量集；εi,t为模型随机误差项。

四、实证结果与分析

(一)描述性统计

表2展示了本文主要变量的描述性统计结果。可以发现，公司风险承担水平RiskT1的均值为0.076 7，略高于许志勇等(2020)[59]统计出2008—2016年样本公司的风险承担水平均值0.052 6，可见2017年我国上市公司的整体风险承担水平有所提升。同时RiskT1最大值和最小值分别为0.766 2和0.003 2，标准差为0.119 6，由此可见我国上市公司的风险承担水平落差较大。RiskT2的均值为0.074 3，标准差为0.127 3，和RiskT1有着相似的分布。媒体情绪(Slant1)的中位数为0.226 1，四分位数为0.008 5。可见，本文样本中有至少四分之三的媒体报道为正面报道，这与我国正面报道或乐观情绪占主导的媒体环境相符合。媒体报道数量(Coverage)的最小值为8.000 0篇(=e2.079 4)，最大值为4 153.057 1篇(=e8.331 6)，标准差为3.449 7篇(=e1.238 3)。这表明上市公司在媒体报道数量上存在较大的差异。为控制媒体报道数量对风险承担的影响对估计结果的干扰，本文在模型中加入了媒体报道数量作为控制变量。此外，托宾Q(TobinQ)和股票回报率(Return)的标准差分别为1.487 7和0.838 8，数值水平均相对较高，为我国股票市场波动较大提供了证据。其他变量的结果具体见表2。

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表2主要变量的描述性统计

(二)媒体情绪与公司风险承担

表3展示了模型(7)的回归结果。列(1)、列(2)为不固定行业和年度效应的回归结果；列(3)、列(4)为固定了行业和年度效应的回归结果。结果表明，列(1)、列(2)中媒体情绪(Slant1)的系数分别为-0.057 1和-0.090 7，列(3)、列(4)中媒体情绪(Slant1)的系数分别为-0.067 3和-0.100 7。媒体情绪与公司风险承担显著负相关，即媒体情绪越乐观，公司的风险承担水平越低，这证实了假设1。结果表示，媒体情绪每增加一个标准差，风险承担水平RiskT1的标准差会下降14.62%(=-0.057 1×0.306 3/0.119 6)，RiskT2的标准差会下降21.82%(=-0.090 7×0.306 3/0.127 3)。 该结果表明，媒体情绪越高涨，越有可能减弱媒体的公司治理作用，增加公司股东与经理之间信息的不对称，加剧管理层的委托代理矛盾，从而使公司管理层降低承担高风险并投资高价值项目的意愿。同时结果还表明，媒体报道数量(Coverage)越多，公司越倾向于承担更多的风险项目。媒体报道数量越多，媒体治理水平越高，股东和经理之间委托代理成本越低。媒体的外部监督可以加强公司治理，督促管理层承担更多增加公司价值的风险项目。此外，负债水平(Leverage)越高，风险承担水平越高。然而公司规模(Size)，净资产收益率(ROE)和市值价值比(BM)越大，风险承担水平越低。此结果与之前研究结果大体一致(余明桂等，2017[53]；许志勇等，2020[59])。

表3媒体情绪与公司风险承担

五、拓展性研究：机制检验

(一)所有权性质的影响

媒体情绪对不同性质公司的风险承担可能存在不同程度的影响。研究发现，相对于非国有企业，国有上市公司通常具有较弱的风险偏好，缺乏主动承担风险性投资项目的积极性(李文贵和余明桂，2012[60])。同时，国有公司的管理者多由政府通过行政任命而非市场化的方式决定，绩效考核也纳入行政官员考核体系，薪酬激励机制受行政管制相对僵化。因此，国有公司的管理者往往不能享受因风险承担获得的超额收益，但对风险承担的责任追究却可能影响其政治晋升。出于责任规避和职务晋升的考虑，管理者可能采取短视行为，选择低风险、低收益的投资项目，以争取职位晋升(王曾等，2014[61])。因此，国有公司相比于民营企业更容易产生委托代理矛盾。同时，媒体乐观情绪带来的市场压力对国有公司及其管理层的影响也更为显著。国有公司及其管理者一直都是媒体关注的重点，投资一旦失败，管理者声誉将面临较大损失。出于对政治声誉的考虑，管理者通常会选择较为保守的投资策略，降低风险承担水平。因此，本文认为，媒体情绪对公司风险承担的负面影响在国有公司中更为显著。为了检验所有权性质的影响，本文构建以下回归模型:

RiskTi,t=β0+β1Slanti,t+β2Slanti,t×Moderatori,t

+∑Industry+∑Year+εi,t

(8)

其中Moderator为调节变量。为了测试所有权性质的影响，本文用SOE作为调节项，度量所有权性质的影响。SOE为0～1变量，若公司第一大股东所持股份的性质属于国有则取值1，否则为0。

表4展示了对模型(8)的估计结果，其中调节项用所有权性质SOE度量，检验公司所有权性质对媒体情绪和公司风险承担间关系的影响。结果显示，媒体情绪和公司风险承担显著负相关。同时，列(1)、列(2)中媒体情绪与公司所有权性质的交乘项(Slant1×SOE)系数分别为-0.054 8和-0.048 9，在1%和5%的水平上显著为负。检验结果表明，国有所有权可以增强媒体情绪与公司风险承担之间的负向关系。该结果进一步佐证了前述关于委托代理问题的分析。

表4公司股权结构的调节作用

(二)公司关系网络的影响

表5展示了模型(8)的回归结果。可以看出，列(1)、列(2)中媒体情绪(Slant1)与公司关系网络(Fee)的交乘项(Slant1×Fee)系数分别为-0.534 7和-0.130 3，在5%和1%水平上显著为负，说明公司的关系网络交际费用越多，媒体情绪对公司风险承担的抑制作用越显著。即关系网络交际费用越多，委托代理冲突越严重，媒体情绪越可以抑制公司的风险承担水平，从而在一定程度上证明了媒体情绪的“掩饰效应”。

表5公司关系网络的调节作用

(三)公司治理的影响

根据前文所述，媒体情绪由于弱化了对公司的外部监督，加剧了公司委托代理矛盾，从而对公司风险承担水平产生负向影响。而好的公司治理会抑制委托代理矛盾，降低管理层的机会主义行为(Xie等，2003[63]；Andreou等，2016[64])。据此本文认为，在公司治理水平提高时，媒体情绪对公司风险承担的负面作用将会减弱。当管理层持股水平较高时，管理层个人利益与股东利益趋于一致，更容易放弃短视行为，为公司争取长期竞争力和利润最大化(鲁桐和党印，2014[65])。也有研究表明，在其他条件不变情况下，机构投资者能够强化公司的外部监督功能，降低管理者投机行为(Mitra和Cready，2005[66])。管理层或机构投资者持股水平越高，公司治理越好。本文使用模型(8)测试公司治理效应。用Exeshr和Inst作为调节变量检验公司治理水平的影响。Exeshr为高管持股比例，用高管所持股票数量除以总流通股数量度量。Inst为机构持股比例，用机构所持股票数量除以总流通股数量度量。

表6同样展示了对模型(8)的估计结果，其中调节项用高管持股比例(Exeshr)和机构持股比例(Inst)度量，检验公司治理对媒体情绪和公司风险承担间关系的影响。列(1)、列(2)的结果显示媒体情绪与高管持股比例的交乘项系数(Slant1×Exeshr)分别为0.112 3和0.142 4，在1%的水平上显著为正。(3)、(4)列的结果显示媒体情绪与机构持股比例的交乘项系数(Slant1×Inst)分别为0.101 9和0.159 9，在1%的水平上显著为正。同时，媒体情绪和公司风险承担显著负相关。此结果表明，高管持股比例(Exeshr)越高或者机构持股比例(Inst)越高，媒体情绪和公司风险承担间负向关系越弱，即好的公司治理可以减弱正面媒体情绪对公司风险承担的负向作用。

表6公司治理的调节作用

六、进一步分析

(一)异质性媒体与公司风险承担

媒体情绪的计算中使用了正面情绪与负面情绪的不平衡程度来度量，而乐观情绪的增加存在两种可能。一方面，正面媒体报道可以掩盖管理层的自利行为，降低外部监督，加大委托道理矛盾；另一方面，负面媒体报道可以揭示公司经营上存在的问题，加大外部监管作用，从而降低管理层的自利行为。考虑到正面报道与负面报道对风险承担的影响可能存在不对称性，本节将样本按照Slant1拆分为正面情绪样本和负面情绪样本分别检验。表7展示了分样本回归结果，列(1)、列(2)的结果显示，对应风险承担RiskT1和RiskT2的媒体情绪(Slant1)的系数分别为-0.075 6和-0.098 3，均在1%的水平显上显著。说明对于年平均情绪为正的公司，媒体正面情绪越高，公司风险承担水平越低。然而列(3)、列(4)的结果显示，对于年平均媒体情绪为负的公司，媒体情绪与公司风险承担水平的关系较为模糊，只在用RiskT2度量风险承担水平时，媒体情绪(Slant1)的系数为0.188 2，在5%的水平上显著为正。由此可见，相比于媒体负面情绪的监督作用，正面情绪的“掩饰”效应更为明显。当公司面对较多的正面报道时，管理层和股东间的委托代理矛盾更为尖锐，管理层更不愿意承担风险，投资有利于长期价值增值的项目。

表7正面与负面媒体情绪对风险承担的影响

(二)媒体情绪对公司风险承担的中长期影响

公司金融理论中，风险承担往往作为公司中长期投资的衡量指标之一。因此，本节检验媒体情绪对公司风险承担水平的中长期影响。具体来说，将风险承担水平超前1、2、3期，检验媒体情绪与公司中长期风险承担水平之间的关系。结果见表8。可以看到，列(1)～列(3)和列(4)～列(6)中媒体情绪(Slant1、Slant2)的系数均为负并且绝对值基本呈现递减趋势，这在一定程度上说明随着超前期数的增加，媒体情绪对公司风险承担的负相关关系呈现“衰减”趋势。由此判断，媒体情绪对公司风险承担的影响，会随时间增加而递减。

表8滞后媒体情绪与风险承担

七、稳健性检验

第一，使用固定效应模型排除公司异质性等遗漏变量对基准回归的干扰。结果如表9所示。媒体情绪(Slant1)的系数仍然在1%的水平上显著为负，说明回归结果依然显著。因此，我们认为，本文的研究结论较为稳健。

表9固定效应模型

第二，使用工具变量法处理内生性问题。基于Ghoul等(2011)[67]和Li等(2019)[37]，本文使用每年公司所处行业的平均媒体情绪水平(Slant1_industry和Slant2_industry)作为媒体情绪的工具变量，进行两阶段OLS回归，检验基准结果稳健性。结果见表10。第一阶段的回归中，Slant1_industry和Slant2_industry与Slant1和Slant2在1%的水平上显著，说明两个工具变量均非弱工具变量；第二阶段的回归中，Slant1_indusrty与RiskT1和RiskT2仍在1%的水平上显著为负，Slant2_industry与RiskT1和RiskT2分别在1%和5%的水平显著，说明主回归结果稳健。

表10工具变量法

八、结论与启示

本文在研究媒体与公司治理已有文献的基础上，以公司投资中的风险承担为切入点，聚焦于媒体情绪影响公司风险承担的作用机制展开讨论，通过对2006—2017年我国2 361家上市公司共计17 621个公司-年观测值构成的面板数据的实证检验，发现媒体情绪与公司风险承担之间呈现显著的负相关关系，证明媒体情绪的“掩饰”效应客观存在。相对于非国有上市公司而言，媒体情绪对公司风险承担的负向影响在国有上市公司中更显著；有效的公司治理能够抑制媒体情绪对公司风险承担的负向影响；公司关系网络越丰富，媒体情绪对公司风险承担的抑制作用越显著。进一步的研究发现，相比于负面情绪的监督作用，正面情绪的“掩饰”效应更为显著；媒体情绪对公司风险承担的影响随时间的增加而衰减。

本文的启示意义在于：其一，为充分发挥媒体报道在公司投资行为中的信息传播和社会监督功能提供理论依据。深入揭示媒体情绪对公司投资行为的传导机制，能够为政府监管机构健全法治、完善市场制度提供政策依据。本文的研究有助于深化对媒体及其经济效应的理解，为政府监管机构完善对媒体及上市公司的监督与支持、制定切实有效的法律制度、优化媒体和公司投资环境、提供政策依据。其二，对上市公司全面认识媒体情绪对公司投资行为的影响，正确处理与媒体的关系提供实践指南。研究结果既形成对已有文献的补充，又能为上市公司提高投资决策水平、缓解委托代理问题提供思路，进而为采取正确措施处理同媒体的关系提供实践指南。其三，为投资者和利益相关者提供决策依据。本研究对媒体情绪与公司风险承担行为关系的揭示能够为投资者及利益相关者的决策提供启迪与借鉴，为投资者理性分析上市公司的相关媒体报道信息和公司的投资行为提供决策依据，进而对保护投资者利益起引导作用。