邵志浩， 才國偉

媒體報道與股票收益*

邵志浩， 才國偉

新聞媒體的信息傳播和輿論引導功能在資本市場中發(fā)揮著重要作用。本文利用中國內(nèi)地上市公司媒體報道的大樣本數(shù)據(jù)，實證檢驗了媒體報道對股票收益的影響。研究發(fā)現(xiàn)，在總體上，媒體報道對股票收益產(chǎn)生顯著的影響，并且不同性質的媒體報道對股票收益的影響不同；媒體的正面報道能夠提高股票收益，但股價隨后會反轉；媒體的負面報道能夠降低股票收益，但這種效應是短期的。本文的研究結論是穩(wěn)健的，豐富了有關媒體報道與股票收益問題的研究，同時也對轉型國家的資本市場管理提供了一定的現(xiàn)實啟示。

正面報道； 負面報道； 股票收益； 短期效應

一、引 言

自從凱恩斯創(chuàng)造性地提出“動物精神”概念以來，學術界對影響股票市場價格的因素進行了大量研究。隨著媒體市場的興起，有關媒體報道與股票市場的研究逐漸成為該領域的熱點問題。媒體報道可以發(fā)揮信息中介作用，有利于傳遞企業(yè)內(nèi)部信息，減少資本市場的信息不對稱(Bushee et al.，2010；Tetlock，2010；熊艷等，2014)，并通過影響投資者的投資情緒、決策和行為對股票市場發(fā)生作用。

在我國，資本市場尚不發(fā)達，有限理性投資者，特別是散戶投資者，在交易人數(shù)和交易量方面占據(jù)絕對優(yōu)勢。據(jù)統(tǒng)計，目前的A股市場有97%左右的投資者賬戶資金低于50萬元，其中不足10萬元的達到85%左右，而且在滬深股市每年的股票交易金額中，散戶的交易量占到了80%以上*見http://epaper.bjnews.com.cn/html/2015-02/10/content_561855.htm?div=-1。。由于搜集和處理信息能力有限，散戶投資者的投資決策和投資行為很容易受到媒體報道的影響。

從理論上來說，媒體報道對股價的影響主要有兩種途徑：一方面，媒體報道可以集中投資者，特別是中小投資者的注意力，買入正面報道多的股票，賣出負面報道多的股票，在注意力驅動機制的作用下，影響股票價格(Barber & Odean，2008)；另一方面，中小投資者的投資決策和投資行為普遍存在“羊群效應”，容易受到其他投資者的影響。因此，媒體情緒很容易大范圍地擴散，不斷地得到重復、強調、放大，由此產(chǎn)生一個強大的“意見環(huán)境”(游家興和吳靜，2012)，并最終作用于股票價格。在上述兩種力量的影響下，股票價格會出現(xiàn)大幅度的漲跌。但是，行為金融理論認為，媒體報道數(shù)量的突然增加，會對吸引其注意力的股票過度反應，從而使被關注股票出現(xiàn)緊隨其后的收益反轉(Tetlock et al.，2008)。

學術界對媒體報道與股票價格的關系進行了大量研究，但是國內(nèi)多數(shù)文獻并沒有對媒體正面和負面報道進行區(qū)分，并且國內(nèi)研究大多止步于投資者關注帶來的被關注股票的價格上升(賈春新等，2010)，而沒有對過度反應進行探討。本文利用2000年到2012年中國上市公司在重要報紙報道的季度數(shù)據(jù)，研究了媒體正面報道和負面報道對股票收益的影響，并考察了股價對媒體報道的后續(xù)反應。通過實證分析發(fā)現(xiàn)，媒體的正面報道有助于提高股票收益，負面報道則會降低股票收益，并且媒體報道對股價的影響存在短期效應。

后文的結構安排如下：第二部分是文獻回顧和本文的基本假說；第三部分是研究設計；第四部分對媒體報道與股票收益進行實證檢驗；第五部分是穩(wěn)健性檢驗；最后是結論。

二、文獻回顧和基本假說

自上世紀90年代起，學術界對于媒體報道與股票市場的研究逐漸豐富起來。按照媒體報道的語氣和感情色彩區(qū)分，國內(nèi)外有關媒體報道與股票收益的研究主要包括：媒體關注度與股票收益、媒體正面報道與股票收益以及媒體負面報道與股票收益。

(一)媒體關注度與股票收益

媒體報道利用投資者的有限注意引導其關注股票，并通過投資者的投資行為影響股票收益。Klibanoff et al.(1998)發(fā)現(xiàn)《紐約時報》頭版上國家層面的新聞事件使投資者對基本面的反應明顯加快，股票的短期價格彈性也會上升。Antweiler和Frank (2004)發(fā)現(xiàn)互聯(lián)網(wǎng)信息確實能夠幫助預測市場波動，對股票回報的影響在統(tǒng)計上是顯著的。Bushee et al. (2009)研究發(fā)現(xiàn)更多的出版報道確實能夠降低信息不對稱程度，而且能夠促進股市交易，企業(yè)股票價格和交易量隨著報道的增加而上升。Fang和Peress (2009)研究發(fā)現(xiàn)沒有媒體報道的股票反而具有更高的股票回報率，而且這種關系在小盤股以及高私人持股率、低分析師跟蹤率、高特質波動的股票更為明顯。Tetlock (2010)使用News Days in the Dow Jones Archive的股票收益率衡量公司的公共信息，幾乎得到了同樣的結論。饒育蕾等(2010)發(fā)現(xiàn)媒體注意力與股票異常收益顯著負相關，原因在于高關注度股票具有弱勢表現(xiàn)，而不是低關注度股票的信息補償溢價。張雅慧等(2011)研究了“媒體效應”的產(chǎn)生原因，認為“風險補償假說”不成立，“過度關注弱勢假說”基本成立。黃俊和陳信元(2013)認為媒體報道與公司IPO抑價顯著正相關，且“題材”公司的IPO抑價受媒體報道的影響尤為顯著。

(二)媒體正面報道與股票收益

媒體的正面報道能夠傳播公司的正面信息，影響投資者情緒，并引起股票價格顯著上升，但股價隨后會反轉。Johnson et al. (2005)發(fā)現(xiàn)有利的董事會評級能夠顯著地提高企業(yè)的超額收益，增加股東財富。Dougal et al. (2012)發(fā)現(xiàn)財經(jīng)專欄記者的報道與股票市場存在短期的因果關系，記者進行正面報道時，市場反應也是正面的，正面報道程度與股票價格顯著正相關。Gurun和Butler (2012)認為地方媒體的正面報道傾向與企業(yè)的市場價值顯著正相關，媒體正面報道傾向的增強能夠提升企業(yè)的市場價值。Solomon (2012)研究發(fā)現(xiàn)投資者關系管理公司往往會編造(Spin)有利于代理公司的正面報道，從而引起代理公司股票價格短暫上升。游家興和吳靜(2012)認為媒體報道情緒高漲或低落時，股票價格會偏離基本面價值，媒體情緒高漲時，股票價格上漲。Kim和Meschke (2013)研究發(fā)現(xiàn)，企業(yè)CEO訪問CNBC前后，其股價將經(jīng)歷一個短期的先上升再下降的過程，原因是CEO被采訪時會傾向于傳播企業(yè)的正面信息并引起投資者的廣泛關注。Nguyen (2014)發(fā)現(xiàn)媒體對企業(yè)CEO的正面報道能顯著地提高以托賓Q衡量的企業(yè)價值，相對于正面報道數(shù)量最少的企業(yè)，媒體正面報道最多的企業(yè)異常股票收益要高出7%～8%。

結合我國資本市場上散戶投資者占多數(shù)的實際情況，提出本文的第一個假說。

假說1：媒體的正面報道對股票收益產(chǎn)生顯著的影響；媒體的正面報道能夠提高股票收益，但股價隨后會反轉。

(三)媒體負面報道與股票收益

與正面報道相反，媒體的負面報道會曝光企業(yè)的負面信息，并帶來股票市場價格的下行壓力。Chan (2003)發(fā)現(xiàn)負面新聞對于股票收益率確實存在強的漂移(Strong Drift)，但是正面新聞的作用確實有限，而且投資者對此的反映較慢。Tetlock (2007)發(fā)現(xiàn)媒體悲觀程度上升會帶來股票市場價格下行壓力，媒體悲觀壓力會引起更大的股票交易量，而股票市場的低回報會導致更高的市場悲觀程度。Tetlock et al. (2008)研究發(fā)現(xiàn)企業(yè)層面的負面新聞預示著低的企業(yè)盈利(Firm Earning)，股價對負面新聞的反映總體是不足的，針對企業(yè)基本面的負面新聞對于預測企業(yè)的收益和回報更為有用。Carvalho et al. (2011)認為錯誤的壞消息會導致股價的下跌，并且直到第七天該公司的股票交易情況才回到資產(chǎn)定價模型預測的正常水平。黃輝(2013)發(fā)現(xiàn)媒體負面報道對股票收益起負向作用，嚴重侵害和深度負面報道的表現(xiàn)尤為明顯，嚴重侵害的負面報道與企業(yè)績效顯著負相關，但深度負面報道對企業(yè)績效的影響不明顯。Chen et al. (2014)發(fā)現(xiàn)發(fā)表在大眾媒體上的投資者分析能夠很好地預測股票的未來收益，并且，媒體文章中負面詞匯的比例對未來三個月的股票收益產(chǎn)生顯著的負向影響。

結合我國資本市場上散戶投資者占多數(shù)的實際情況，提出本文的第二個假說。

假說2：媒體的負面報道對股票收益產(chǎn)生顯著的影響；媒體的負面報道能夠降低股票收益，但這種效應是短期的。

三、研究設計

(一)研究樣本與數(shù)據(jù)來源

本文的研究樣本選取2000年第1季度到2012年第4季度中國大陸的上市公司。媒體報道的原始數(shù)據(jù)來源于CNKI中國知網(wǎng)《中國重要報紙全文數(shù)據(jù)庫》。本文依據(jù)才國偉等(2015)、李培功和沈藝峰(2010)等的方法，首先分別使用“主題查詢”和“標題查詢”對中國所有上市公司的全稱及簡稱進行搜索，然后通過人工閱讀的方法將所有報道具體區(qū)分為正面報道、負面報道和中性報道。在選取樣本方面，本文搜集了上市公司所有報紙和細分報紙的新聞報道。細分報紙主要包括《中國證券報》、《證券時報》、《證券日報》、《上海證券報》、《中國經(jīng)營報》、《經(jīng)濟觀察報》、《第一財經(jīng)日報》和《21世紀經(jīng)濟報道》等8份最具有權威性和影響力的報紙，其中前4份為證監(jiān)會所要求的法定披露報紙。

另外，實證研究中的股票價格、股票成交量、流通市值、beta系數(shù)、機構投資者持股比例等數(shù)據(jù)來自Wind數(shù)據(jù)庫，賬面市值比、分析師跟蹤人數(shù)和行業(yè)等其他數(shù)據(jù)來自CSMAR數(shù)據(jù)庫。為了保證研究結果的有效性，剔除了金融類公司、變量缺失值樣本以及由于重大事件而導致報道頻數(shù)異常多的樣本，并對變量進行Winsorize上下1%處理。

(二)回歸模型與變量說明

本文用以下多元回歸面板模型，來研究媒體報道對股票收益的影響：

Returni,t=β0+β1Mediai,t+β2Mediai,t-1+β3Volumei,t+β4MarketCapi,t+β5Betai,t+β6MBi,t+β7Analysti,t+β8Insholdi,t+β9Industryi,t+β10Quarteri,t+εi,t

(1)

1.被解釋變量

股票收益(Return)：用當期期末的收盤價減去上一期期末的收盤價后除以上一期期末的收盤價得到。由于股權再融資等原因引起的股本變動，交易所每日公布的收盤價不具有可比性，為解決此問題，本文以上市公司上市首日的收盤價為基準價格，對每個交易日的收盤價進行調整。

2.解釋變量

媒體報道(Media)：包括媒體正面報道和負面報道的絕對指標和相對指標。定義全部報紙的正面(負面)報道絕對指標為：Pos(Neg)Total_a=ln[1+正面(負面)報道頻數(shù)]。根據(jù)是否計算中性報道，定義全部報紙的正面(負面)報道相對指標為：

(2)

(3)

根據(jù)同樣的方法，分別構造八大報紙的正面和負面報道變量Pos(Neg)Top8_a、Pos(Neg)Top8_r1和Pos(Neg)Top8_r2以及四大報紙的正面和負面報道變量Pos(Neg)Top4_a、Pos(Neg)Top4_r1和Pos(Neg)Top4_r2。

3.控制變量

考慮到其他因素也會對股票收益產(chǎn)生影響，參考Tetlock(2007)、Tetlock et al. (2008)和Solomon (2012)等文獻中的做法，本文還加入了其他一些控制變量，具體定義見表1。

表1 控制變量的定義及計算方法

(三)描述性統(tǒng)計

各變量的描述性統(tǒng)計見表2?？梢园l(fā)現(xiàn)，在所有媒體報道指標中，正面報道變量的均值普遍大于負面報道的均值，說明在平均水平上，媒體的正面報道多于媒體的負面報道。媒體報道各變量的最小值均為0，說明并不是所有公司都被媒體進行過報道。另外，表中所有變量的統(tǒng)計結果不存在異常值，說明數(shù)據(jù)處理結果較為可靠，可以進行實證分析。

為了從直觀上展示各個媒體報道變量之間以及媒體報道與股票收益之間的關系，本文還進行了相關系數(shù)分析*結果備索。。相關系數(shù)矩陣表明，所有媒體正面報道變量與股票收益之間存在正相關關系，所有媒體負面報道變量與股票收益之間存在負相關關系。另外，媒體正面(負面)報道各個指標之間均存在很強的正相關關系，說明全部報紙與細分報紙的媒體正面(負面)報道基本一致。媒體正面報道與負面報道之間均存在很弱的相關關系，說明媒體正面(負面)報道多的企業(yè)其負面(正面)報道相對較少。

四、實證檢驗與分析

(一)媒體正面報道與股票收益

本文利用模型(1)來檢驗媒體正面報道對股票收益的影響。在基準回歸中，媒體報道變量選取全部報紙正面報道相對指標PosTotal_r1和PosTotal_r2，回歸結果見表3。

表2 主要變量的描述性統(tǒng)計

表3 媒體正面報道與股票收益

注：***、**、*分別表示通過1%、5%和10%的顯著性檢驗；括號內(nèi)為回歸系數(shù)的t統(tǒng)計量，其中的標準誤按企業(yè)個體進行cluster調整；Pseudo R2表示擬合優(yōu)度；N為樣本數(shù)。下同。

在表3的回歸結果中，第(1)、(4)列中當期媒體正面報道變量的回歸系數(shù)均為正，且在1%的顯著性水平上顯著，說明媒體正面報道能夠影響股票收益，在注意力驅動機制和“羊群效應”的作用下對股票價格產(chǎn)生正向影響。第(2)、(5)列中滯后一期媒體正面報道變量的回歸系數(shù)均為負，且在1%的顯著性水平上顯著，說明媒體報道對下一期的股票收益產(chǎn)生明顯的負向影響，媒體報道數(shù)量的突然增加，會對吸引其注意力的股票過度反應，從而使被關注股票出現(xiàn)緊隨其后的收益反轉。第(3)、(6)列中當期媒體正面報道的回歸系數(shù)仍顯著為正，滯后一期媒體正面報道的回歸系數(shù)仍顯著為負，說明第(1)、(2)、(4)、(5)列中媒體正面報道的回歸系數(shù)是穩(wěn)健的，并且，當期正面報道對股票收益的正向影響大于滯后一期正面報道對股票收益的負向影響，因此，媒體正面報道對股票收益總的影響是正的?？傊?，本文的假設1得到證實。

在其他的控制變量中，股票成交量、機構投資者持股比例等變量的回歸系數(shù)顯著為正，說明股票交易量越大,機構投資者持股比例越高，股票收益率越高。流通市值、beta系數(shù)、賬面市值比、分析師跟蹤人數(shù)等變量的回歸系數(shù)顯著為負，說明流通市值越大、風險越大、賬面市值比越高、分析師跟蹤人數(shù)越多，股票收益率越低。

(二)媒體負面報道與股票收益

本文利用模型(1)來檢驗媒體負面報道對股票收益的影響。在基準回歸中，媒體報道變量選取全部報紙負面報道相對指標NegTotal_r1和NegTotal_r2，回歸結果見表4。

表4 媒體負面報道與股票收益

在表4的回歸結果中，第(1)、(4)列中當期媒體負面報道變量的回歸系數(shù)均為負，且在1%的顯著性水平上顯著，說明媒體負面報道能夠通過傳播負面信息，催生投資者的悲觀情緒，促使投資者大量賣出股票，從而帶來股票價格的下行壓力。第(2)、(5)列中滯后一期媒體負面報道變量的回歸系數(shù)均為負，但顯著性明顯降低。第(3)、(6)列中當期媒體負面報道的回歸系數(shù)仍顯著為負，說明第(1)、(4)列中媒體負面報道的回歸系數(shù)是穩(wěn)健的，但滯后一期媒體負面報道的回歸系數(shù)不再顯著。因此，滯后一期媒體負面報道沒有對股票收益產(chǎn)生顯著的負面影響，媒體負面報道對股票收益的影響存在短期效應?？傊疚牡募僭O2也得到證實。

在其他的控制變量中，股票成交量、機構投資者持股比例等變量的回歸系數(shù)仍顯著為正，流通市值、beta系數(shù)、賬面市值比、分析師跟蹤人數(shù)等變量的回歸系數(shù)仍顯著為負。

五、穩(wěn)健性檢驗

(一)變換報紙樣本統(tǒng)計范圍

本文首先選取八大報紙和四大報紙樣本對股票收益進行穩(wěn)健性檢驗，并同時考察股票收益在不同性質的報紙之間是否存在差異。被解釋變量分別選取八大報紙的正面(負面)報道相對指標Pos(Neg)Top8_r1、Pos(Neg)Top8_r2以及四大報紙的正面(負面)報道相對指標Pos(Neg)Top4_r1、Pos(Neg)Top4_r2。其他變量和回歸模型的選取方法同上，回歸結果如表5所示。

表5 細分報紙報道與股票收益

注：Panel A為細分報紙正面報道與股票收益的回歸結果，Panel B為細分報紙負面報道與股票收益的回歸結果。Control為模型(1)中的控制變量。

在表5的Panel A中，所有當期媒體正面報道變量的回歸系數(shù)均為正，所有滯后一期媒體正面報道變量的回歸系數(shù)均為負，且在1%的顯著性水平上顯著，說明媒體的正面報道對股票收益產(chǎn)生顯著的影響，媒體的正面報道能夠提高股票收益，但股價隨后會反轉。在表5的Panel B中，所有當期媒體負面報道變量的回歸系數(shù)均為負，且在1%的顯著性水平上顯著，第(1)、(2)列中滯后一期媒體負面報道變量的回歸結果不顯著，第(3)、(4)列中雖然滯后一期媒體負面報道變量的回歸結果為負，但顯著性明顯降低，且回歸系數(shù)小于當期媒體負面報道變量。因此，媒體的負面報道對股票收益產(chǎn)生顯著的影響，媒體的負面報道能夠降低股票收益，但這種效應是短期的。假設(1)和假設(2)仍然成立。

(二)變換媒體報道變量構造方法

本文還使用媒體正面報道和負面報道的絕對指標對媒體報道與股票收益的關系進行穩(wěn)健性檢驗。被解釋變量分別選取全部報紙的正面(負面)報道絕對指標Pos(Neg)Total_a、八大報紙的正面(負面)報道絕對指標Pos(Neg)Top8_a以及四大報紙的正面(負面)報道絕對指標Pos(Neg)Top4_a。其他變量和回歸模型的選取方法同上，回歸結果如表6所示。

表6 媒體報道絕對指標與股票收益

在表6的(1)、(2)、(3)列中，所有當期媒體正面報道絕對指標的回歸系數(shù)均為正，所有滯后一期媒體正面報道絕對指標的回歸系數(shù)均為負，且在1%的顯著性水平上顯著。因此，假設1仍然成立。在表6的(4)、(5)、(6)列中，所有當期媒體負面報道絕對指標的回歸系數(shù)均為負，且在1%的顯著性水平上顯著；所有滯后一期媒體負面報道絕對指標的回歸系數(shù)均為負，且在5%以上的顯著性水平上顯著，但滯后一期媒體負面報道絕對指標的回歸系數(shù)均小于當期媒體負面報道絕對指標的回歸系數(shù)。因此，假設2仍然成立。

(三)傾向得分匹配法的平均處理效應

本文還采用傾向得分匹配法對媒體報道與股票收益的關系進行穩(wěn)健性檢驗，以解決遺漏變量和可觀測變量對被解釋變量的非線性影響可能導致的內(nèi)生性問題。首先，根據(jù)企業(yè)是否存在正面媒體報道和負面媒體報道分別生成虛擬變量。如果媒體有對企業(yè)進行正面(負面)報道，正面(負面)報道虛擬變量取1，否則取0；然后，以虛擬變量為被解釋變量，以基準模型中除媒體報道變量外的其他變量為解釋變量，進行Probit回歸并估計各公司股票收益的概率得分；接著，根據(jù)最近鄰匹配方法和概率得分，從不存在正面(負面)報道的上市公司(控制組)中挑選樣本，為存在正面(負面)報道的上市公司(處理組)進行匹配；最后，根據(jù)匹配前和匹配后處理組相對于控制組的平均處理效應(ATT)來檢驗媒體報道對股票收益的影響。匹配前后的處理效應結果見表7*Probit回歸結果及處理組和控制組各變量的描述性統(tǒng)計備索。。

表7 PSM匹配前后股票收益的平均處理效應

注：“匹配前”為進行傾向得分匹配前的樣本，“匹配后”為進行傾向得分匹配后的樣本。樣本匹配方法采用最近鄰匹配方法。“處理組”和“控制組”分別為有媒體正面(負面)報道和無媒體正面(負面)報道樣本。ATT為樣本的平均處理效應。標準誤和t值用于檢驗ATT的顯著性。

從表7的匹配結果，可以發(fā)現(xiàn)，與先前的回歸結果相比，當期和滯后一期媒體報道變量對股票收益的影響基本沒有發(fā)生變化。具體來說，在全部報紙、八大報紙和四大報紙樣本中，Panel A中所有當期媒體正面報道指標匹配后的平均處理效應均為正，且在1%的顯著性水平上顯著;所有當期媒體負面報道指標匹配后的平均處理效應均為負，且在10%以上的顯著性水平上顯著。Panel B中所有滯后一期媒體正面報道指標匹配后的平均處理效應均為負，且大部分在1%的顯著性水平上顯著;所有滯后一期媒體負面報道指標匹配后的平均處理效應均為負，但不顯著。因此，存在媒體正面報道的企業(yè)比不存在媒體正面報道的企業(yè)有更高的股票收益，存在媒體負面報道的企業(yè)比不存在媒體負面報道的企業(yè)有更低的股票收益，且媒體正面報道和負面報道對股票收益均具有短期效應。總之，本文先前有關媒體報道與股票收益的回歸結果在全部報紙和細分報紙樣本中仍然是穩(wěn)健的。

六、結 論

隨著媒體力量的崛起，新聞媒體通過發(fā)掘和傳播信息，對投資者的注意力配置、投資決策、投資行為和資本市場發(fā)展等起著越來越重要的資源配置作用。我國的證券市場還處在發(fā)展階段，中小投資者固有的非理性特征使其投資行為更容易受到媒體報道的影響。本文手工搜集和整理了上市公司媒體報道的季度大樣本數(shù)據(jù)，具體區(qū)分了媒體的正面報道和負面報道，多維度構造媒體報道指標，實證研究了我國媒體報道對股票收益的影響。

本文的主要研究結論是：第一，媒體報道利用投資者的注意力驅動機制和投資者之間的策略互動機制，在總體上對股票收益產(chǎn)生顯著的影響，并且不同性質的媒體報道對股票市場的影響不同;第二，媒體的正面報道能夠催生投資者的樂觀情緒，吸引投資者買入股票并引起股票價格上揚;第三，媒體的負面報道能夠加劇投資者的悲觀情緒，導致投資者賣出股票并引起股票價格下跌;第四，媒體報道對股票收益的影響存在短期效應，媒體正面報道使下一期的股票收益反轉，媒體負面報道對下一期股票收益的影響降低。

基于以上研究結論，本文提供的現(xiàn)實啟示是：首先，政府及相關機構應當嚴格監(jiān)管資本市場中的媒體報道和股價波動，防范企業(yè)利用媒體操縱股價事件的發(fā)生，全力維護資本市場的秩序，最大程度地保護投資者利益；其次，投資者也要提高自我保護意識，拓寬信息獲取途徑，提高信息甄別能力，理性看待媒體報道和股價上漲，不盲目跟風，減少投資的非理性行為，提高自我防范意識和能力。

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【責任編輯：周吉梅；責任校對：周吉梅，李青果】

2017—04—27

國家自然科學基金面上項目“媒體報道與公司治理：監(jiān)督企業(yè)還是被企業(yè)捕獲？”(71372146)；廣東省創(chuàng)新團隊項目“社會主義市場經(jīng)濟理論基礎與政策體系”(2016WCXTD001)

邵志浩，青島大學經(jīng)濟學院(青島 266000)；

才國偉，中山大學嶺南學院(廣州 510275)。

10.13471/j.cnki.jsysusse.2017.06.019