文章信息
- 朱红军, 李贺
- Zhu Hongjun, Li He
- 文化体制改革、市场化进程对媒体的影响研究
- On the Influences of Cultural System Reform and Marketization Process on the Media
- 财经研究, 2015, 41(11): 124-132
- Journal of Finance and Economics, 2015, 41(11): 124-132.
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文章历史
- 收稿日期:2015-01-23
2.上海财经大学 会计学院 上海 200433
2. School of Accountancy, Shanghai University of Finance and Economics, Shanghai 200433, China
近年来,随着信息渠道的多元化和行业竞争的日趋激烈,媒体面临巨大挑战,在此背景下探究推动媒体发展的关键因素具有重要意义。媒体报道本质上是媒体对报道成本与收益进行权衡的结果(Jensen,1979;Djankov等,2003;Gurun和Bulter,2012)。总结归纳我国媒体行业的发展状况,并从媒体报道动因的角度提供经验证据,不仅能够补充媒体报道动因的现有相关文献,对于进一步发挥驱动因素的促进作用、推动媒体行业的发展也具有重要意义。
随着中国经济由计划经济向市场经济转型,中国报业也发生了巨大变革。2003年12月31日,国务院宣布开展文化体制改革试点,主要推动报业转企改制,实行自主经营,自负盈亏,推动报业集团向跨地区发展、跨媒体经营的综合性现代传媒集团转型。在此背景下,对文化体制改革与市场两种因素驱动下的中国报业进行总结,可以为下一步改革提供政策依据。
本文根据文化体制改革和所在地区市场化进程的影响程度对报纸进行了分类。我们以“三聚氰胺事件”后中国报纸对乳业上市公司的报道为研究对象,选取这一事件有以下两个优点:第一,“三聚氰胺事件”波及范围广、影响范围大,提供了大量内容多样化、态度差异化的报道样本;第二,文化体制改革举措、报纸面临的行业竞争程度、报社所在地区市场化进程、企业公关等都是影响媒体报道的关键因素,但特定内容的媒体报道只受单一因素驱动,使排除竞争性因素的干扰成为可能。
本文以2008年9月16日至2009年9月15日为样本期间,以蒙牛乳业、伊利股份和光明乳业三家上市公司为报道对象,考察了中国报纸的报道情况,报纸数据主要来自Wisenews。研究发现:第一,随着文化体制改革的不断深入,报纸原文转载通报类信息的倾向性不断减弱,具体体现为全国性报纸比地方性报纸、非政府机关报比政府机关报原文转载通报类信息的倾向性要弱;第二,媒体所在地区的市场化程度越高,报纸报道的态度和内容越多元化,而且对于文化体制改革越深入的报纸,其报道特征受到报社所在地区市场化进程的影响程度越大,这充分体现了文化体制改革措施与市场互相配合、推动媒体行业快速发展的基本事实。
二、文献综述关于媒体报道经济后果的研究主要关注媒体披露对市场和公司治理的影响。针对市场反应的相关研究有两类:一类研究发现媒体披露是有信息含量的。Bushee等(2010)发现,盈余公告日附近的媒体披露降低了交易成本,增加了市场深度;Kothari等(2009)发现,媒体会影响公司的未来现金流、财务杠杆以及做市商的相关风险,但媒体信息对资本成本的影响是定向的。另一类研究发现媒体报道会影响投资者情绪。Bhattacharya等(2009)发现,网络泡沫时期横截面上的股价变动差异能用媒体报道的态度差异来解释,但解释能力较小;Gurun和Bulter(2012)发现,地方媒体报道会引起短期的股票错误定价,并在一个月后发生反转。关于媒体治理效应的文献主要研究媒体发挥治理职能的渠道。Dyck等(2008)发现,媒体通过向利益相关方提供信息影响经理人和公司的声誉;Houston等(2011)以及李培功和沈艺峰(2010)发现,媒体通过降低行政部门的信息不对称程度,加速了企业寻租行为的曝光,引发行政介入、立案调查和司法介入。
媒体报道本质上是根据报道成本与收益做出的最优化决策,现有研究主要关注广告收益的影响。Jensen(1979)提出,媒体报道需要迎合大众需求,满足大众对武断结论和简单逻辑的偏好,保持与家庭观念一致。Fang和Peress(2009)发现,对于市场信息需求较强的公司(个人持股比例较高、分析师关注度较低、分析师预测差异较大、规模较大的公司),媒体报道较为频繁。Dyck等(2010)发现,由于曝光丑闻事件能够增加媒体受关注的程度,记者会主动挖掘公司舞弊案件,尤其是涉案金额较大的案件,记者在曝光舞弊案件之后更容易获得升迁。Gurun和Bulter(2012)发现,由于广告投入,媒体对当地公司的报道会较少采用负面词汇。
可见,关于媒体的现有文献主要关注其报道在资本市场上的经济后果,对报道动因的研究还较少,而且针对报道动因的研究往往较少考察报道的特征。中国报纸都使用中文进行报道,而且报纸受到文化体制改革措施和所在地区市场化程度的影响也存在差别,为截面上的差异比较提供了便利。更重要的是,总结归纳我国媒体行业的发展状况,对于继续发挥媒体作为信息源和信息载体的作用以及推动文化体制改革具有现实意义。
三、理论分析与研究假说报业文化体制改革主要包含以下三方面内容:第一,积极推动报业转企改制,探索建立现代企业制度,实行自主经营,自负盈亏;第二,合理转换员工身份,形成激励机制(裴永刚,2011);第三,推动报业集团向跨地区发展、跨媒体经营的综合性现代传媒集团转型。文化体制改革是分阶段、分层次逐步推进的:时政类报刊出版单位逐步开展“采编经营两分开”的转企改制,经营性业务率先进行转企改制;非时政类报刊出版单位逐步改制为采编经营合一的国有文化企业;有实力的报业集团跨地区联合办报,定位中心城市,争夺海量广告资源,提升报业集团的竞争实力。因此,对不同类别报纸的报道情况进行比较,即可考察文化体制改革带来的影响。
为了排除竞争性因素的干扰,本文选择报纸对通报类信息的原文转载为研究对象:一类是以全国质检总局为信息发出方、定期列示的相关部门对乳制品的质检结果,这类信息是典型的二手新闻,本文考察通报类信息的转载不包括对这类信息的编辑加工;另一类是以相关部门为报道主体、地方经济改革与发展的综述类信息,这类信息没有明确的信息源,大多为总结政策施行效果,因而轰动效应不强。对通报类信息的转载倾向并非源自报纸对市场轰动效应的追求,而是源自文化体制改革背景下的报纸报道倾向。
对于文化体制改革推进较深入的报纸,其报道决策中对市场需求的考虑较多,鉴于通报类信息的市场价值较低,其原文转载通报类信息的倾向性较弱。转载频率受到报纸版面数量的影响极大,无法体现报纸的转载倾向,但事发之后乳制品行业迅速提高生产质量,绝大多数的政府通报类信息为正面的,因此本文以转载通报类信息的态度来间接度量报纸原文转载的倾向。综上分析,本文提出如下假说:
假说1:对于文化体制改革推进越深入的报纸,其原文转载通报类信息的倾向性越弱。
报社所在地区的市场化程度从三个方面影响报纸的报道决策:首先,报社所在地区的市场化程度反映商品市场的发展程度,其直接决定广告对商品市场运行的价值。广告资源越丰富,通过提升报道的轰动效应、扩大自身的影响力,报纸能够争取到的广告资源越多、广告的定价能力也越强。其次,报社所在地区的市场化程度反映当地报纸行业的发展程度,当地商品市场的发展程度越高,报纸行业竞争越激烈,只有报道差异化、专有性信息才能在行业内获得比较优势。最后,报社所在地区的市场化程度还反映当地政府的运行效率和改革力度,地方政府运行效率越高、改革力度越大,文化体制改革也必将越彻底,由此导致报纸满足市场需求、获取广告收入的动机越强。对于文化体制改革推进越深入的报纸,其受到报社所在地区市场化程度的影响越直接,从而通过多元化的报道态度和内容获得广告收益、战胜竞争对手的动机也越强。综上分析,本文提出如下假说:
假说2:报社所在地区市场化程度越高,报纸报道的态度和内容越多元化,这一关系受文化体制改革推进程度影响。
四、样本选择与研究设计(一)样本选择
本文采用的报纸数据主要来自Wisenews,①并从中国重要报纸全文数据库②中补充Wisenews中未收录的相关报道。本文的样本期间为2008年9月16日至2009年9月15日。2008年9月16日晚,中央电视台《新闻联播》首次公布了包括蒙牛、伊利和光明在内的问题奶粉名单,本文关注之后一年内报纸对蒙牛乳业、伊利股份和光明乳业三家上市公司的报道。蒙牛乳业和伊利股份的总部位于内蒙古自治区呼和浩特市,光明乳业的总部位于上海市。本文以公司总部所在省份或直辖市作为本地,仅关注中文日报,根据主办报社所在地区的不同将报纸分为六类,分别为全国性政府机关报、全国性非政府机关报、异地省级政府机关报、异地省级非政府机关报、本地其他类报纸和本地政府机关报。样本选择过程见表1。
①慧科新闻Wisenews采取一站式方案,综合处理大中华区内各大报刊的新闻内容,特设每日更新的新闻资料夹,可让客户选择所需新闻类别,随时掌握各方动向。
②与Wisenews相比,中国重要报纸全文数据库的定位较不精准,会遗漏相当数量的相关报道,本文仅将其作为补充数据库
① 其中3 038个无关报道中因含有“伊利诺伊州”、“伊利诺大学”、“伊利诺伊大学”等关键词而被收录。 | |
媒体报道 | 样本 |
从Wisenews中搜索公司关键词得到的报道 | 27 869 |
从CNKI中补充的报纸报道 | 1 136 |
剔除:英文报纸的报道 | -310 |
服务于特殊读者的报纸 | -537 |
周报 | -752 |
省级以下报社主办的报纸 | -7 274 |
数据收录残缺的报纸 | 335 |
与公司无关的报道 | -4 930① |
中国香港报纸的报道 | -3 151 |
控制变量缺失的样本 | -1 207 |
剩余样本 | 10 509 |
本文参照Li(2008,2010)以及Bhattacharya等(2009)进行未预知的主观判断,一名作者与一名研究助理以相反的顺序对总样本进行判断分类,在各自工作完成之后,对判断分类不一致的样本进行讨论以确定最终结果。以两人的初始判断和校对后的判断作为样本进行分析不影响本文的结论。
(二)研究设计
本文考察报纸报道的态度,参照Gurun和Bulter(2012)以及Bhattacharya等(2009)的研究构建了如下模型:
$ \begin{array}{l} TONE = LOCAL + NONLOCAL + MOMENTUM + RET + Log(1 + VOL) + VAR\_RET\\ + MONTH DUMMY + FIRM FIXED EFFECT \end{array} $ | (1) |
$ \begin{array}{l} TONE = PARTY + MOMENTUM + RET + Log(1 + VOL) + VAR\_RET\\ + MONTH DUMMY + FIRM FIXED EFFECT \end{array} $ | (2) |
$ \begin{array}{l} TONE = LOCAL\_PARTY + LOCAL\_OTHER + NATIONAL\_PARTY\\ + NONLOCAL\_PARTY + NONLOCAL\_NONPARTY\\ + MOMENTUM + RET + Log(1 + VOL) + VAR\_RET\\ + MONTH DUMMY + FIRM FIXED EFFECT \end{array} $ | (3) |
模型(1)中,如果是公司总部所在省份(直辖市)报社主办的报纸,则LOCAL为1,否则为0;如果是内地非公司总部所在省份(直辖市)报社主办的报纸,则NONLOCAL为1,否则为0;哑变量全为0时表示全国性报纸。模型(2)中,如果是各级政府机关报,则PARTY为1,否则为0;哑变量全为0时表示内地非政府机关报。模型(3)中,LOCAL_PARTY、LOCAL_OTHER、NATIONAL_PARTY、NONLOCAL_PARTY和NONLOCAL_NONPARTY分别表示本地政府机关报、本地其他类报纸、全国性政府机关报、异地省级政府机关报和异地省级非政府机关报,哑变量全为0时表示全国性非政府机关报。
TONE表示报纸报道的态度,正面报道取2,中性报道取1,负面报道取0;MOMENTUM表示前20个交易日的超额报酬(蒙牛乳业以恒生指数为市场回报进行调整,伊利股份和光明乳业以沪市公司流通市值加权的市场回报进行调整),RET表示当日股票回报,VOL表示前20个交易日的公司股票交易量,VAR_RET表示前20个交易日公司股票日回报的方差。所有连续变量都在1%的水平上进行了WINSORIZE处理。蒙牛乳业的股票数据来自TEJ,本文并没有使用CSMAR中的港股交易数据,主要是因为CSMAR仅提供了港股公司的开盘和收盘价格,而TEJ则提供了经过股票分割、股利调整后的日、周、月回报。伊利股份和光明乳业的股票数据来自CSMAR。
五、实证结果分析(一)描述性统计
本文以转载政府通报类信息的态度来度量报纸对市场价值较低信息的报道力度,描述性统计结果见表2。政府通报类信息主要包括政府官员的视察和外事访问等活动、新政策的影响、旧政策的实施效果、政府公布的质检结果以及参加政府会议。本文只考察报纸对政府通报类信息的原文转载行为,而不考虑对这类信息的二次编辑加工。表2中列(1)-列(3)的结果显示,地方性报纸比全国性报纸、政府机关报比非政府机关报的报道更加正面;列(4)-列(6)的结果显示,非政府通报类信息的报道态度呈现出类似的规律,但由于难以区分文化体制改革与市场化进程的影响,本文仅对报纸转载政府通报类信息的态度进行分析。
注:括号内表示占比,单位为%。 | |||||||
报道数量 | 政府通报类信息 | 非政府通报类信息 | |||||
(1) 负面 | (2) 中性 | (3) 正面 | (4) 负面 | (5) 中性 | (6) 正面 | ||
本地政府机关报 | 429 | 2 | 104 | 130 | 1 | 66 | 126 |
(0.85) | (44.07) | (55.08) | (0.52) | (34.20) | (65.28) | ||
本地其他类报纸 | 473 | 15 | 80 | 95 | 43 | 97 | 143 |
(7.89) | (42.11) | (50.00) | (15.19) | (34.28) | (50.53) | ||
全国性政府机关报 | 416 | 27 | 36 | 76 | 57 | 102 | 118 |
(19.42) | (25.90) | (54.68) | (20.58) | (36.82) | (42.60) | ||
异地省级政府机关报 | 1 482 | 53 | 164 | 342 | 276 | 344 | 303 |
(9.48) | (29.34) | (61.18) | (29.90) | (37.27) | (32.83) | ||
异地省级非政府机关报 | 6 255 | 263 | 130 | 689 | 1797 | 1561 | 1815 |
(24.31) | (12.01) | (63.68) | (34.74) | (30.18) | (35.09) | ||
全国性非政府机关报 | 1 454 | 36 | 10 | 52 | 425 | 482 | 449 |
(36.73) | (10.20) | (53.06) | (31.34) | (35.55) | (33.11) |
(二)文化体制改革的影响分析
从表3中可以看出,对于文化体制改革措施涉及范围越广的报纸,其转载政府通报类信息的倾向性越弱,地方报业集团主办的报纸比全国性报纸、政府机关报比非政府机关报的报道更加正面。报纸报道态度的差异可能源自企业的公关行为,但政府通报类信息以政府为信息发出方或主要报道对象,通常不针对单一企业,不符合企业公关获得舆论支持的基本逻辑。在采用Tobit回归和更改通报类信息定义后,本文结论仍成立。
(1) | (2) | (3) | |
LOCAL | 0.635 *** | ||
(3.61) | |||
NONLOCAL | 0.381 ** | ||
(2.57) | |||
PARTY | 0.207 ** | ||
(2.07) | |||
LOCAL_PARTY | 0.815 *** | ||
(3.09) | |||
LOCAL_OTHER | 0.584 ** | ||
(2.18) | |||
NATIONAL_PARTY | 0.088 | ||
(0.31) | |||
NONLOCAL_PARTY | 0.566 ** | ||
(2.36) | |||
NONLOCAL_NONPARTY | 0.357 | ||
(1.54) | |||
MOMENTUM | -2.413 *** | -2.405 *** | -2.437 *** |
(-6.72) | (-6.69) | (-6.77) | |
RET | 2.844 *** | 2.874 *** | 2.866 *** |
(2.66) | (2.69) | (2.68) | |
Log(1+ VOL) | 1.097 *** | 1.088 *** | 1.089 *** |
(10.95) | (10.87) | (10.85) | |
VAR_RET | -58.792 *** | -59.483 *** | -58.860 *** |
(-4.43) | (-4.49) | (-4.43) | |
Constant cut1 | 18.998 *** | 18.536 *** | 18.871 *** |
(10.50) | (10.30) | (10.39) | |
Constant cut2 | 20.539 *** | 20.072 *** | 20.416 *** |
(11.29) | (11.09) | (11.18) | |
Firm Fixed Effect | 控制 | 控制 | 控制 |
Month | 控制 | 控制 | 控制 |
Observations | 2 304 | 2 304 | 2 304 |
Pseudo R 2 | 0.157 | 0.155 | 0.158 |
LOCAL=NONLOCAL | 4.17 ** | ||
LOCAL_PARTY=LOCAL_OTHER | 1.40 | ||
LOCAL_OTHER=NONLOCAL_PARTY | 0.01 | ||
NONLOCAL_PARTY=NONLOCAL_NONPARTY | 3.12 * | ||
LOCAL_PARTY=NONLOCAL_PARTY | 2.27 |
(三)市场化进程的影响分析
我们在这一部分以所有内地异地省级报纸的报道为样本,考察市场化程度对不同类型报纸(政府机关报和非政府机关报)和不同内容(政府通报类信息和非政府通报类信息)报道态度的影响,市场化程度指标来自樊纲等编写的市场化指数,回归结果见表4。
(1) | (2) | (3) | (4) | (5) | (6) | (7) | (8) | |
MARKET_INDEX | -0.072 | -0.009 | -0.008 | -0.088 *** | -0.078 | -0.091 * | 0.002 | -0.032 * |
(-1.51) | (-0.22) | (-0.24) | (-5.44) | (-1.48) | (-1.93) | (0.04) | (-1.75) | |
NUMBER | 0.016 | 0.118 *** | -0.006 | -0.049 *** | ||||
(0.25) | (3.46) | (-0.41) | (-7.15) | |||||
MOMENTUM | -2.231 *** | -2.376 *** | 1.002 ** | 0.571 *** | -2.223 *** | -2.535 *** | 1.064 ** | 0.609 *** |
(-3.18) | (-3.34) | (2.21) | (3.07) | (-3.17) | (-3.53) | (2.33) | (3.24) | |
RET | -0.566 | 2.011 | 1.936 ** | 2.738 *** | -0.580 | 2.019 | 2.304 * | 4.952 *** |
(-0.25) | (1.17) | (2.16) | (6.02) | (-0.26) | (1.16) | (1.69) | (8.95) | |
Log(1+ VOL) | 1.278 *** | 1.327 *** | 0.105 | -0.049 | 1.281 *** | 1.319 *** | 0.105 | -0.024 |
(5.99) | (8.06) | (0.86) | (-0.99) | (5.99) | (7.97) | (0.86) | (-0.48) | |
VAR | -14.626 | -41.505 * | 26.025 | 21.920 *** | -14.469 | -41.568 * | 22.504 | 15.850 * |
(-0.52) | (-1.92) | (1.41) | (2.67) | (-0.51) | (-1.91) | (1.22) | (1.92) | |
Constant cut1 | 14.494 *** | 17.072 *** | 0.361 | -1.363 ** | 14.558 *** | 16.895 *** | 0.415 | -1.005 |
(5.61) | (8.29) | (0.25) | (-2.26) | (5.60) | (8.16) | (0.28) | (-1.63) | |
Constant cut2 | 16.890 *** | 17.953 *** | 2.098 | -0.009 | 16.953 *** | 17.782 *** | 2.149 | 0.369 |
(6.42) | (8.67) | (1.47) | (-0.01) | (6.41) | (8.55) | (1.47) | (0.60) | |
Firm Fixed Effect | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 |
MONTH | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 |
Observations | 556 | 1 082 | 923 | 5 173 | 556 | 1 082 | 923 | 5 173 |
Pseudo R 2 | 0.184 | 0.224 | 0.0593 | 0.0462 | 0.185 | 0.230 | 0.0583 | 0.0544 |
Correlation | 0.412 *** | 0.520 *** | 0.666 *** | 0.459 *** |
表4中列(1)和列(2)考察了市场化程度对政府通报类信息转载态度的影响。结果显示,由于具有二手性及固定的报道格式,通报类信息的转载态度并不受报业集团所在地区市场化程度的影响。媒体在“三聚氰胺事件”中多版面、大篇幅的负面报道是其获得公众关注和广告收益的最优策略,当地市场化程度越高,产品市场对广告的依存度越高,广告市场的需求越旺盛,媒体通过报道读者偏好的信息获得的收益越多。非政府机关报主要依靠广告收益运营,其报道态度必将受到报业集团所在地区市场化程度的影响(见列(4)),而由于政府机关报受到文化体制改革的影响比非政府机关报要小,其报道态度受到所在地区市场化程度的影响较弱(见列(3))。
我们将各省份(直辖市)的报纸数量作为控制变量(NUMBER)引入模型中,回归结果见表4中列(5)-列(8),最后一行为市场化指数与报纸数量之间的相关系数,结论与列(1)-列(4)基本一致。需要特别说明的是,当地市场发展程度与媒体行业发展程度之间的高度相关对列(6)结果的影响较大,但单变量不显著、加入高度相关的控制变量后显著相关,并不能作为相关性的判定依据。
为了考察报社所在地区市场化进程对报纸报道内容多样化的影响,本文在样本选择过程中根据报道内容将样本分为12个一级分类、63个二级分类,每个报道样本对应着唯一的一个一级和二级报道类别编码。本文以每份报纸在考察期内的报道内容类别数(二级分类)为因变量,考察了报社所在地区市场化进程的影响。表5结果表明,报社所在地区市场化进程显著促进了报纸报道内容的多样化,而且市场化进程对非政府机关报报道内容多样化的影响(见列(2)和列(4))比对政府机关报的影响(见列(1)和列(3))更加显著,系数差异在5%的水平上显著。在改变通报类信息界定范围和计量模型后,主要结论并未发生变化。此外,本文使用非国有经济发展指数(见列(5)和列(6))、省会城市到出海口的距离(距离天津、上海和广州的最小距离)以及省会城市开埠通商时间(至2008年)来衡量外生的市场影响,本文结论仍然成立。
Ordered Logit | Tobit | IV Tobit | ||||
(1) | (2) | (3) | (4) | (5) | (6) | |
MARKET_INDEX | 0.324 * | 0.412 *** | 1.193 ** | 1.856 *** | 0.985 | 1.422 *** |
(1.76) | (3.11) | (2.14) | (3.56) | (1.32) | (2.24) | |
Constant cut | Hidden | Hidden | ||||
Constant | 1.699 | 0.613 | 1.304 | 0.032 | ||
(0.39) | (0.13) | (1.71) | (0.01) | |||
Firm Fixed Effect | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 |
Observations | 29 | 57 | 29 | 57 | 29 | 57 |
Pseudo R 2 | 0.039 | 0.032 | 0.039 | 0.032 | 0.037 | 0.034 |
本文利用我国报业文化体制改革措施推进程度不同、区域经济市场化进程存在差异的制度背景,考察了“三聚氰胺事件”后不同类别、不同属地报纸对乳业上市公司的报道特征差异,深入分析了文化体制改革和报社所在地区市场化进程对报业发展的影响。
本文首次使用文本量化的方法,将文字报道量化为数字信息。研究发现,随着文化体制改革的不断深入,报纸原文转载通报类信息的倾向性逐渐减弱。可见,在报社内部建立现代企业制度、形成对员工的有效激励机制、集中优质资源推动成立跨地区报业集团等举措,能够显著削弱报纸原文转载通报类信息的倾向,提升报纸对市场需求的适应性。本文还发现,所在地区市场化程度越高,媒体报道态度和报道内容越多元化,即广告市场发达程度、报纸行业竞争程度以及当地政府运作效率直接决定报业发展的外部环境。因此,积极促进商品市场发展,提升当地政府的运行效率,优化媒体行业的外部环境,能够激发媒体多元化报道的主动性、促进媒体行业的健康发展。
*本文还得到上海财经大学会计与财务研究院的资助。
[1] | 李培功, 沈艺峰.媒体的公司治理作用:中国的经验证据[J].经济研究, 2010, (4):14-27. |
[2] | 裴永刚.非时政类报刊转企改制的问题探讨[J].出版发行研究, 2011, (11):10-14. |
[3] | Bhattacharya U, Galpin N, Ray R, et al. The role of the media in the Internet IPO bubble[J]. Journal of Financial and Quantitative Analysis, 2009, 44(3):657-682. |
[4] | Bushee B J, Core J E, Guay W, et al. The role of the business press as an information intermediary[J]. Journal of Accounting Research, 2010, 48(1): 1-19. |
[5] | Djankov S, Mcliesh C, Nenova T, et al. Who owns the media?[J].Journal of Law and Economics, 2003, 46(2):341-381. |
[6] | Dyck A, Morse A, Zingales L.Who blows the whistle on corporate fraud?[J] Journal of Finance, 2010, 65(6): 2213-2253. |
[7] | Dyck A, Volchkova N, Zingales L. The corporate governance role of the media: Evidence from Russia[J]. Journal of Finance, 2008, 63(3): 1093-1135. |
[8] | Fang L, Peress J. Media coverage and the cross-section of stock returns[J]. Journal of Finance, 2009, 64(5): 2023-2052. |
[9] | Gurun U G, Bulter A W. Don't believe the hype: Local media slant, local advertising, and firm value[J]. Journal of Finance, 2012, 67(2):561-598. |
[10] | Houston J F, Lin C, Ma Y. Media ownership, concentration and corruption in bank lending[J]. Journal of Financial Economics, 2011, 100(2): 326-350. |
[11] | Jensen M C. Toward a theory of the press[R]. Working Paper, 1979. |
[12] | Kothari S P, Li X, Short J E. The effect of disclosures by management, analysts, and business press on cost of capital, return volatility, and analyst forecasts: A study using content analysis[J]. Accounting Review, 2009, 84(5): 1639-1670. |
[13] | Li F. The information content of forward-looking statements in corporate filings―A naive Bayesian machine learning approach[J]. Journal of Accounting Research, 2010, 48(5): 1049-1102. |
[14] | Li F. Annual report readability, current earnings, and earnings persistence[J]. Journal of Accounting Economics, 2008, 45(2): 221-247. |