夏曉蘭,唐雪松, 賴 黎

(1.四川農(nóng)業(yè)大學管理學院,四川 成都 611130;2.西南財經(jīng)大學會計學院/會計功能拓展與國家治理能力提升協(xié)同創(chuàng)新中心,四川 成都 611130)

一、引 言

在資本市場中，媒體通過披露、傳播上市公司信息，降低了市場摩擦，緩解企業(yè)與外界的信息不對稱，進而影響了投資者決策、信貸資源配置[1]和資本市場定價等。此外，由于投資者注意力有限，媒體報道通過影響投資者情緒和行為，引起股價和收益率的變化。通過聲譽約束機制和行政干預機制，媒體報道在約束管理者行為、改善企業(yè)決策等方面發(fā)揮了積極的治理功效。

創(chuàng)新作為經(jīng)濟發(fā)展的源動力，是企業(yè)核心競爭力所在。而在企業(yè)創(chuàng)新的驅(qū)動因素中，與內(nèi)部因素相比，外部因素的影響甚為重要，譬如市場競爭、信息不對稱等。媒體作為重要的外部治理機制，可以通過多種渠道影響企業(yè)創(chuàng)新活動。已有研究發(fā)現(xiàn)，媒體報道通過資本市場給管理者帶來了業(yè)績壓力，為滿足預期目標，管理者會進行更多的盈余管理和短視投資行為[2]。媒體報道通過改變市場的信息環(huán)境，影響受眾企業(yè)的決策。那么，媒體對競爭對手創(chuàng)新活動的報道能否影響企業(yè)的創(chuàng)新策略？對于這一問題的回答，有助于認清企業(yè)創(chuàng)新戰(zhàn)略、尋求創(chuàng)新驅(qū)動因素。如果媒體對競爭對手創(chuàng)新活動的報道驅(qū)使企業(yè)加大創(chuàng)新投入，那么，媒體力量則能助推創(chuàng)新競爭，為經(jīng)濟增長提供動力。

本文以2007—2013年中國滬深A股上市公司為研究樣本，手工收集中國紙質(zhì)媒體對上市公司的新聞報道信息，并區(qū)分出媒體報道的內(nèi)容及語氣，實證檢驗了媒體對競爭對手創(chuàng)新活動的報道如何影響企業(yè)的創(chuàng)新策略。研究發(fā)現(xiàn)：媒體對競爭對手創(chuàng)新活動的正面報道越多，企業(yè)的創(chuàng)新活動越多；而負面報道和中性報道不會激發(fā)企業(yè)進行創(chuàng)新。本文還發(fā)現(xiàn)，媒體對競爭對手創(chuàng)新活動的報道對企業(yè)創(chuàng)新的激勵作用僅表現(xiàn)在非國有企業(yè)、競爭型市場及市場化程度高的地區(qū)。研究結(jié)果表明，媒體報道通過強化競爭對手的信息，在一定條件下能發(fā)揮積極的作用，刺激企業(yè)進行創(chuàng)新。

二、理論分析與研究假設(shè)

(一)媒體報道對競爭對手創(chuàng)新活動的影響

媒體報道會對其他信息受眾產(chǎn)生影響，被報道企業(yè)的競爭對手就是重要的信息受眾之一。有研究發(fā)現(xiàn)競爭對手的行為和信息會影響企業(yè)決策，財務(wù)重述信息能夠促使競爭對手修正對項目價值的評估，進而影響競爭對手的投資決策。媒體對競爭對手創(chuàng)新活動的正面報道會給企業(yè)傳遞一個信號——企業(yè)將面臨更大的產(chǎn)品市場競爭壓力。針對產(chǎn)品市場的直接競爭對手，一方接收到媒體正面報道另一方創(chuàng)新的訊息，往往會認為市場的發(fā)展局勢是需要創(chuàng)新。為尋求競爭優(yōu)勢，保持并提升產(chǎn)品市場占有率，企業(yè)在遇到媒體對競爭對手創(chuàng)新活動的正面報道時，會選擇加大創(chuàng)新投入。而媒體對競爭對手創(chuàng)新活動的負面報道則不會給企業(yè)帶來這種競爭壓力，因而不會激發(fā)企業(yè)創(chuàng)新，中性報道對企業(yè)創(chuàng)新的激發(fā)作用也有限?；谝陨戏治?，筆者提出以下假設(shè)：

假設(shè)1：媒體對競爭對手創(chuàng)新活動的正面報道越多，企業(yè)的創(chuàng)新活動越多。

假設(shè)2：媒體對競爭對手創(chuàng)新活動的負面報道和中性報道不會激發(fā)企業(yè)進行創(chuàng)新。

(二)媒體報道對不同產(chǎn)權(quán)企業(yè)創(chuàng)新的影響

與民營企業(yè)不同，國有企業(yè)不存在一個具有強烈監(jiān)督動機的私人所有者。所有者缺位、內(nèi)部人控制問題等天然缺陷導致國有企業(yè)的激勵、監(jiān)督和約束機制失效。在中國特殊的制度背景下，國有企業(yè)高管由政府直接任命，管理者表面上是企業(yè)的職業(yè)經(jīng)理人，實質(zhì)上更像是政府官員。國有企業(yè)管理者具有更低的努力水平和適當經(jīng)營的激勵，進行創(chuàng)新和削減成本的激勵程度也較低。給定相同的激勵機制，國有企業(yè)管理者不太熱衷于風險高、期限長的研發(fā)項目，因為這樣做的成本高于相對謹慎地提高經(jīng)營績效帶來的政治回報，國有產(chǎn)權(quán)弱化了薪酬激勵對創(chuàng)新的促進作用[3]。楊瑞龍等[4]發(fā)現(xiàn)國有企業(yè)管理者的升遷與個人薪酬、企業(yè)長期價值之間沒有顯著關(guān)系，但與企業(yè)短期營業(yè)收入增長率顯著正相關(guān)。這充分說明國有企業(yè)管理者的激勵機制扭曲，導致了管理層在面臨競爭壓力時，缺乏進行長期價值投資的激勵。而非國有企業(yè)的管理者更關(guān)注企業(yè)的長期競爭力和利潤，研發(fā)激勵更強烈。此外，國有企業(yè)享有非國有企業(yè)沒有的特權(quán)：一方面，由于國有企業(yè)的所有權(quán)特性，政府對國有企業(yè)存在“父愛主義”[5]，具體包括預算軟約束、股市融資特權(quán)、稅收優(yōu)惠、政府補貼等；另一方面，政治庇護理論認為，地方國有企業(yè)能為當?shù)卣賳T帶來政治收益和私有收益，國有企業(yè)績效與政府官員的利益緊密相關(guān)[6]，故地方國有企業(yè)享有當?shù)卣母黜梼?yōu)待，具體包括貸款等稀缺資源分配優(yōu)待、行業(yè)準入優(yōu)待等。政府的“支持之手”賦予國有企業(yè)天然的競爭優(yōu)勢，削減了其在面臨競爭對手創(chuàng)新活動的正面媒體報道時加大創(chuàng)新投入的動力。相比國有企業(yè)，非國有企業(yè)對競爭對手的媒體報道更能感知到壓力，也更有通過創(chuàng)新提升競爭力的激勵。基于以上分析，筆者提出以下假設(shè)：

假設(shè)3：相對于國有企業(yè)，媒體正面報道競爭對手創(chuàng)新活動對非國有企業(yè)創(chuàng)新的激勵更顯著。

(三)媒體報道在不同市場結(jié)構(gòu)中對企業(yè)創(chuàng)新的影響

根據(jù)“熊彼特假說”，在完全競爭市場，企業(yè)將無法獲得超額利潤，競爭將抑制技術(shù)創(chuàng)新，而壟斷能促進創(chuàng)新。后續(xù)學者通過理論模型和經(jīng)驗研究，試圖將這一假說理論化并用各國的數(shù)據(jù)檢驗競爭與創(chuàng)新的關(guān)系。其中，Aghion等[7]的研究結(jié)論最具代表性，他們認為產(chǎn)品市場競爭與創(chuàng)新之間呈倒U型關(guān)系。在競爭較弱的初始階段，隨著競爭的加劇，企業(yè)利潤將減少，企業(yè)表現(xiàn)出加大創(chuàng)新以改善盈利的逃離競爭效應(yīng)；而當競爭激烈到一定的程度后，企業(yè)創(chuàng)新的收益將小于投入的成本，因而將會產(chǎn)生減少創(chuàng)新的熊彼特效應(yīng)。在對中國情景進行探索方面，王俊[8]從國家創(chuàng)新層面，通過考察新產(chǎn)品的需求規(guī)模、市場競爭和國家自主創(chuàng)新能力的關(guān)系，發(fā)現(xiàn)市場壟斷不利于國家創(chuàng)新。張杰等[9]從微觀層面研究了競爭對企業(yè)創(chuàng)新的作用，結(jié)果發(fā)現(xiàn)，中國情景下競爭和創(chuàng)新之間顯著正相關(guān)，印證了逃離競爭的創(chuàng)新效應(yīng)。何玉潤等[10]也發(fā)現(xiàn)市場競爭對企業(yè)創(chuàng)新具有促進作用，他們認為，中國現(xiàn)階段的產(chǎn)業(yè)競爭尚不充分，近似于Aghion等[7]研究中的逃離效應(yīng)階段。從產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的類型來看，在寡占型市場結(jié)構(gòu)的行業(yè)內(nèi)，存在少數(shù)幾家規(guī)模較大的企業(yè)占據(jù)該行業(yè)大部分產(chǎn)出的情況。寡占型市場里企業(yè)差距較大，在媒體正面報道龍頭企業(yè)進行創(chuàng)新活動時，市場占有率低的企業(yè)沒有動力進行創(chuàng)新。媒體對小企業(yè)創(chuàng)新的報道也不會對龍頭企業(yè)造成競爭壓力。而在競爭型市場結(jié)構(gòu)的行業(yè)內(nèi)，各企業(yè)的實力相當，技術(shù)差距較小，市場占有情況勢均力敵，故企業(yè)通過創(chuàng)新更易形成競爭優(yōu)勢，媒體正面報道競爭對手的創(chuàng)新活動更易激發(fā)企業(yè)加大創(chuàng)新力度?；谝陨戏治觯P者提出以下假設(shè)：

假設(shè)4：相對于寡占型市場，媒體正面報道競爭對手的創(chuàng)新活動對企業(yè)創(chuàng)新的影響在競爭型市場更顯著。

(四)媒體報道對不同市場化地區(qū)企業(yè)創(chuàng)新的影響

市場化程度高的地區(qū)，地方政府的行政干預較弱，市場競爭環(huán)境較好，企業(yè)決策的制定更遵循市場法則，因而媒體正面報道競爭對手的創(chuàng)新活動給企業(yè)帶來的競爭壓力更強，對企業(yè)創(chuàng)新的激勵作用更大。戴亦一等[11]研究了媒體報道對中國上市公司財務(wù)重述行為的影響后發(fā)現(xiàn)，地方政府對媒體的管制削弱了媒體監(jiān)督的作用。金智和賴黎[12]考察了媒體在國內(nèi)銀行風險治理中的角色后發(fā)現(xiàn)，在政府對媒體和銀行存在雙重控制的情況下，媒體很難發(fā)揮風險治理作用。可見企業(yè)所處的市場環(huán)境對媒體傳導壓力效應(yīng)的發(fā)揮有重要影響?；谝陨戏治觯P者提出以下假設(shè)：

假設(shè)5：與市場化程度低的地區(qū)相比，媒體正面報道競爭對手創(chuàng)新活動對企業(yè)創(chuàng)新的影響在市場化程度高的地區(qū)更顯著。

三、研究設(shè)計

(一)樣本選擇、變量定義與數(shù)據(jù)來源

本文以2007—2013年中國滬深A股上市公司為研究樣本，并進行了如下處理：(1)剔除金融行業(yè)及B股的上市公司；(2)剔除相關(guān)數(shù)據(jù)缺失的公司；(3)剔除了ST等特殊樣本；(4)剔除無法確定競爭對手的公司；(5)為了消除異常值的影響，對所有連續(xù)變量進行1%—99%水平的Winsorize處理，最終獲得832個公司年度觀測值。

為考察媒體報道競爭對手創(chuàng)新活動對企業(yè)創(chuàng)新活動的影響，本文將每家上市公司按照規(guī)則匹配出對應(yīng)的競爭對手。具體做法如下：從萬得(WIND)數(shù)據(jù)庫下載上市公司財務(wù)報表附注中按照產(chǎn)品分類的主營業(yè)務(wù)構(gòu)成數(shù)據(jù)，按照產(chǎn)品收入占主營業(yè)務(wù)收入之比由高至低進行排序，主營業(yè)務(wù)收入占比最高的產(chǎn)品則為公司的主營產(chǎn)品。按照主營產(chǎn)品相同這一規(guī)則進行匹配，并結(jié)合公司規(guī)模和常識進行判斷，最終一個企業(yè)對應(yīng)一個競爭對手。

本文的解釋變量——媒體報道——包括媒體對競爭對手創(chuàng)新活動的正面報道、負面報道和中性報道，采用媒體當年對競爭對手創(chuàng)新活動相應(yīng)語氣報道數(shù)加1取自然對數(shù)來衡量。媒體報道數(shù)據(jù)來源于手工收集上市公司紙質(zhì)媒體報道的新聞，具體步驟為：(1)結(jié)合萬得(WIND)數(shù)據(jù)庫中股票更名數(shù)據(jù)和百度搜索引擎，收集上市公司使用過的名稱，包括全稱、簡稱、俗稱及更名前使用過的名稱；(2)使用中國知網(wǎng)(CNKI)數(shù)據(jù)庫中《中國重要報紙全文數(shù)據(jù)庫》，以企業(yè)使用過的名稱，精確定義搜索條件；*具體做法是排除包含上市公司名稱，但并非上市公司新聞的歧義新聞條目，整理搜索到的公司新聞數(shù)，對其各年度內(nèi)的新聞條目數(shù)量進行統(tǒng)計。(3)逐條下載所有新聞報道，并剔除歧義新聞條目；(4)逐條閱讀新聞報道內(nèi)容，篩選出對企業(yè)創(chuàng)新的報道，并對其報道語氣進行判定。語氣的判定借鑒了賴黎等[1]的方法，通過逐條閱讀上市公司的新聞報道內(nèi)容，將每一年度的新聞分為正面、負面和中性三組。分組的標準是：如果新聞有利于企業(yè)價值，則界定為正面報道；否則，界定為負面報道；如果這則新聞對企業(yè)價值沒有影響，或無法判斷新聞性質(zhì)，則為中性。

本文借鑒Merkley[13]的做法，采用上市公司的研發(fā)投入強度來衡量企業(yè)創(chuàng)新，即研發(fā)支出占總資產(chǎn)的比重。本文的R&D支出數(shù)據(jù)來源于萬得(WIND)數(shù)據(jù)庫中《衍生財務(wù)報表數(shù)據(jù)庫》，該數(shù)據(jù)庫提供了上市公司年報附注中研發(fā)費用的詳細信息。本文的市場化程度用樊綱等[14]與王小魯?shù)萚15]編制的中國各地區(qū)市場化指數(shù)中的地區(qū)市場化進程總得分來衡量。*本文的樣本區(qū)間為2007—2013年，其中2007年的市場化指數(shù)采用樊綱等[14]的數(shù)據(jù)，2008—2013年的市場化指數(shù)采用王小魯?shù)萚15]的數(shù)據(jù)。產(chǎn)權(quán)屬性數(shù)據(jù)通過手工收集并分析上市公司年報中披露的實際控制人信息得到。其他財務(wù)數(shù)據(jù)均來源于國泰安(CSMAR)中國上市公司財務(wù)報表數(shù)據(jù)庫。各變量的具體定義和計算方法如表1所示。

表1 變量說明

(二)計量模型

本文在實證檢驗時控制了可能影響企業(yè)創(chuàng)新的因素，并使用按公司聚類穩(wěn)健的標準差調(diào)整，具體模型設(shè)定如式(1)所示：

R&Dit=α+βMEDIAit-1+ρ∑CONTROLit-1+χ∑YEAR+δ∑INDUSTRY+εit

(1)

其中，i表示企業(yè)，t表示年度。R&D為企業(yè)創(chuàng)新，用研發(fā)投入強度來衡量；MEDIA代表媒體對競爭對手創(chuàng)新活動的報道，分別用正面報道(POSITIVE)、負面報道(NEGATIVE)和中性報道(NEUTRAL)來衡量；CONTROL表示控制變量。已有研究發(fā)現(xiàn)企業(yè)的創(chuàng)新活動策略與企業(yè)規(guī)模大小、財務(wù)杠桿高低、盈利能力強弱、成立時間長短、所處的發(fā)展階段等自身因素密切相關(guān)，同時也受市場競爭狀況等外部因素的影響，另外企業(yè)的不同產(chǎn)權(quán)屬性和所有者結(jié)構(gòu)等因素也會對企業(yè)創(chuàng)新活動產(chǎn)生影響。本文參照Fang等[16]的做法，選取的控制變量包括：競爭對手企業(yè)規(guī)模(SIZE)、資產(chǎn)負債率(LEV)、總資產(chǎn)凈利潤率(ROA)、存續(xù)時間(LNAGE)、企業(yè)Tobin’s Q值(TOBINQ)、總資產(chǎn)中固定資產(chǎn)比率(PPEASSETS)、資本性支出占總資產(chǎn)比率(CAPEXASSET)、企業(yè)發(fā)展速度(GROWTH)、行業(yè)集中度(HHI)、機構(gòu)持股比例(INSTOWN)、產(chǎn)權(quán)屬性(SOE)和市場化程度(MARKET)。本文還控制了競爭對手的研發(fā)投入強度(COR&D)，以考察媒體對競爭對手創(chuàng)新活動的報道對企業(yè)創(chuàng)新的增量影響。在穩(wěn)健性檢驗部分，本文還采用了相對報道數(shù)來衡量媒體報道，即各種語氣的媒體報道占總報道數(shù)量的比重。為避免內(nèi)生性問題，本文的所有媒體數(shù)據(jù)和控制變量均采用滯后一期的數(shù)據(jù)。YEAR代表年度虛擬變量，INDUSTRY代表行業(yè)虛擬變量。

四、實證結(jié)果

(一)描述性統(tǒng)計分析

表2提供了主要變量的描述性統(tǒng)計。從表中數(shù)據(jù)來看，樣本企業(yè)研發(fā)投入強度的均值為2.197，企業(yè)研發(fā)投入強度整體不高，最小值、最大值和四分位數(shù)差異較大，標準差也較大，研發(fā)投入強度在企業(yè)間具有較大的差異性。從媒體數(shù)據(jù)來看，媒體對競爭對手創(chuàng)新活動的報道以正面報道為主，負面報道非常少；SOE的均值為0.436，即樣本中43.6%的企業(yè)為國有屬性。HMAR的均值為0.791，說明樣本中79.1%的企業(yè)均分布在市場化程度高的地區(qū)。本文所有控制變量的標準差均在正常范圍之內(nèi)，說明進行Winsorize處理之后，已不再受嚴重的極端值影響。

表2 描述性統(tǒng)計結(jié)果

(二)相關(guān)系數(shù)分析

本文對各變量做了Pearson和Spearman相關(guān)性分析，樣本企業(yè)的研發(fā)投入強度與正面報道的Pearson相關(guān)系數(shù)和Spearman相關(guān)系數(shù)均不顯著。由于相關(guān)系數(shù)分析沒有考慮其他因素的影響，因而不能反映控制了其他可能影響企業(yè)創(chuàng)新的因素之后，媒體報道與企業(yè)創(chuàng)新之間的關(guān)系。本文的解釋變量、控制變量及各控制變量間的相關(guān)系數(shù)都不高，說明不存在嚴重的多重共線性問題。

(三)回歸結(jié)果分析

表3報告了媒體對競爭對手創(chuàng)新活動的報道對企業(yè)創(chuàng)新活動的影響，回歸模型對年度和行業(yè)虛擬變量都進行了控制。被解釋變量為企業(yè)研發(fā)投入強度，第2列顯示的是媒體對競爭對手創(chuàng)新活動正面報道的影響結(jié)果，表明，媒體對競爭對手創(chuàng)新活動的正面報道數(shù)量每增加1個百分點，則企業(yè)的研發(fā)支出占總資產(chǎn)平均余額的比重平均將上升0.297個百分點。第3列顯示的是媒體對競爭對手創(chuàng)新活動負面報道的影響結(jié)果，其系數(shù)為-0.665，在10%水平下顯著。第4列顯示的是媒體對競爭對手創(chuàng)新活動中性報道的影響結(jié)果，其系數(shù)為0.031，在統(tǒng)計上不顯著。實證結(jié)果顯示媒體對競爭對手創(chuàng)新活動的正面報道越多，企業(yè)的創(chuàng)新活動越多。媒體正面報道競爭對手的創(chuàng)新活動給企業(yè)管理者帶來了競爭壓力，迫使其加大創(chuàng)新投入，而媒體對競爭對手創(chuàng)新活動的負面報道和中性報道對企業(yè)創(chuàng)新沒有激發(fā)作用，甚至負面報道會產(chǎn)生相反的作用。實證結(jié)果支持本文的假設(shè)1和假設(shè)2。本文的結(jié)論表明媒體通過傳播企業(yè)創(chuàng)新活動的正面消息，緩解了競爭對手間的信息不對稱，并在競爭對手間形成創(chuàng)新壓力，使企業(yè)加大創(chuàng)新投入。在中國大力推進“大眾創(chuàng)業(yè)、萬眾創(chuàng)新”的背景下，更應(yīng)保持媒體渠道的健康發(fā)展，充分發(fā)揮媒體報道對企業(yè)創(chuàng)新的激勵作用，促進企業(yè)競爭創(chuàng)新的良性循環(huán)。

表3 媒體對競爭對手創(chuàng)新活動的報道與企業(yè)創(chuàng)新

注：括號中報告值是T統(tǒng)計量，*、**和***分別表示10%、5%和1%置信水平下顯著，本文使用按公司聚類(cluster)穩(wěn)健的標準差調(diào)整。下同。

表4報告了各分組結(jié)果，被解釋變量為企業(yè)研發(fā)投入強度R&D，解釋變量為媒體對競爭對手創(chuàng)新活動的正面報道，回歸模型對年度和行業(yè)虛擬變量都進行了控制。第2、3列是按照企業(yè)的產(chǎn)權(quán)屬性進行分組的結(jié)果。在第2列國有組中，POSITIVE的系數(shù)不顯著；在第3列非國有組中，POSITIVE的系數(shù)為0.400，在10%水平下顯著。由此可見，非國有企業(yè)感知的競爭壓力更大，對媒體報道競爭對手創(chuàng)新活動的反應(yīng)更激烈，更傾向于加大研發(fā)投入強度，本文的假設(shè)3得到驗證。在中國的制度背景下，國有產(chǎn)權(quán)弱化了媒體報道對企業(yè)創(chuàng)新的激勵作用。由此可見，深化國有企業(yè)混合所有制改革，完善公司治理機制對促進企業(yè)創(chuàng)新具有積極作用。第4、5列是按照市場結(jié)構(gòu)類型進行分組的結(jié)果。在第4列中，企業(yè)所屬行業(yè)市場結(jié)構(gòu)為競爭型，媒體報道POSITIVE的回歸系數(shù)為0.353，在5%水平下顯著；第5列企業(yè)所屬行業(yè)市場結(jié)構(gòu)為寡占型市場，媒體報道POSITIVE的系數(shù)不顯著。實證結(jié)果顯示僅在競爭型市場，媒體對競爭對手創(chuàng)新活動的正面報道才會刺激企業(yè)創(chuàng)新，本文的假設(shè)4得到驗證。第6、7列是按照企業(yè)所在地市場化程度高低進行分組的結(jié)果。在第6列市場化程度低的分組中，媒體報道POSITIVE的系數(shù)不顯著；第7列為市場化程度高的地區(qū)組，媒體報道POSITIVE的系數(shù)為0.366，在5%水平下顯著為正。即市場化程度高的地區(qū)，媒體對競爭對手創(chuàng)新活動的正面報道越多，企業(yè)研發(fā)投入強度越大，本文的假設(shè)5得到驗證。市場化程度高的地區(qū)，市場競爭環(huán)境較好，媒體的壓力效應(yīng)得以順利傳導，加快市場化進程是充分發(fā)揮媒體作用的有效途徑之一。

表4 按產(chǎn)權(quán)屬性、市場結(jié)構(gòu)類型和市場化程度分組結(jié)果

(四)穩(wěn)健性測試

本文進行了多種穩(wěn)健性檢驗以增強研究結(jié)論的可靠性。第一，采用媒體對競爭對手創(chuàng)新活動的報道數(shù)加1取自然對數(shù)來衡量媒體報道，能夠排除研究結(jié)論與數(shù)據(jù)處理方式有關(guān)的可能性，對媒體報道還采用媒體報道的相對數(shù)衡量方式，即采用媒體對競爭對手創(chuàng)新活動的報道數(shù)占總報道數(shù)之比，實證檢驗得到的結(jié)論與前文一致。第二，鑒于全國性媒體和地方性媒體對企業(yè)的關(guān)注產(chǎn)生的影響力不盡相同，本文進一步區(qū)分媒體地域?qū)傩?，分別考察了全國性和地方性媒體關(guān)注對企業(yè)創(chuàng)新的影響。本文參考王木之和李丹[17]的做法，根據(jù)年發(fā)行量和主要讀者覆蓋區(qū)域來判斷全國性媒體和地方性媒體。最終樣本一共涉及343家媒體，其中，全國性媒體146家，地方性媒體197家。全國性媒體對競爭對手創(chuàng)新活動的報道數(shù)為315條，地方性媒體對競爭對手創(chuàng)新活動的報道數(shù)為62條。由于全國性媒體對企業(yè)經(jīng)營的分析能力更強，報道的覆蓋范圍更廣，因此，全國性媒體報道相比地方性媒體報道具有更深更廣的影響力。另外，地方性媒體與本地企業(yè)通常有業(yè)務(wù)往來，加之地方政府出于政績考核的壓力，往往會壓制地方性媒體對本地企業(yè)的負面報道，因此，地方性媒體不易報道本地企業(yè)的負面消息，關(guān)于創(chuàng)新的負面消息更是甚少。實證結(jié)果顯示，僅全國性媒體對競爭對手創(chuàng)新活動的正面報道與企業(yè)創(chuàng)新顯著正相關(guān)，全國性媒體對競爭對手創(chuàng)新活動的負面報道與企業(yè)創(chuàng)新顯著負相關(guān)；地方性媒體報道的系數(shù)均不顯著。樣本數(shù)據(jù)特征和實證結(jié)果均與現(xiàn)有文獻保持一致[17]，研究結(jié)論穩(wěn)健。

五、結(jié) 論

已有研究發(fā)現(xiàn)媒體對企業(yè)的報道會對管理者產(chǎn)生市場壓力，誘發(fā)管理者更注重企業(yè)短期業(yè)績，減少對創(chuàng)新活動的投入，阻礙其創(chuàng)新活動[2]。然而，本文的研究結(jié)論表明，媒體對競爭對手創(chuàng)新活動的報道對企業(yè)的創(chuàng)新活動產(chǎn)生了正向影響。媒體正面報道競爭對手的創(chuàng)新活動會在競爭對手間產(chǎn)生壓力效應(yīng)，企業(yè)迫于競爭壓力會進行更多的創(chuàng)新活動。創(chuàng)新是經(jīng)濟發(fā)展的源動力，也是企業(yè)得以保持競爭優(yōu)勢的法寶。媒體報道通過傳導和強化競爭對手的信息，刺激了企業(yè)創(chuàng)新，發(fā)揮了積極的作用。進一步的實證結(jié)果顯示：媒體對競爭對手創(chuàng)新活動的報道僅對非國有企業(yè)的創(chuàng)新活動產(chǎn)生顯著正向影響，而對國有企業(yè)的創(chuàng)新活動沒有顯著影響，表明國有產(chǎn)權(quán)弱化了創(chuàng)新動機，制約了企業(yè)的競爭性創(chuàng)新。媒體報道對企業(yè)創(chuàng)新活動的刺激作用只在競爭型市場中得以顯著體現(xiàn)，表明外部競爭環(huán)境能夠激發(fā)企業(yè)的創(chuàng)新動機，競爭對企業(yè)創(chuàng)新具有促進作用。媒體報道對企業(yè)創(chuàng)新活動的刺激作用僅存在于市場化程度高的地區(qū)。以上結(jié)果說明：在轉(zhuǎn)型經(jīng)濟背景下的中國，深化國有企業(yè)改革、減少行政干預、推進市場化進程對激勵企業(yè)創(chuàng)新和促進經(jīng)濟增長具有重要意義。