1.描述性统计与相关性分析

表2是本文主要变量的描述性统计情况。可以发现，费用变动(OLns}a)的均值为0.1380、收入变动(OLnancome)的均值为0.1175、收入下降(D)的观测占比29.93%，这些统计值与龚启辉等(2010)、梁上坤等(2015)的发现接近。媒体关注(Me da动的均值为3.99860、中位数为3.9120，高于徐莉萍等(2011)的发现。随着时间的推移，媒体的数量和技术更加丰富，对公司信息的覆盖可能更为全面。同时，媒体关注(Meda动的标准差为0.9853，表明不同公司受到的媒体关注程度存在较大的差异。此外，样本公司中营业收入连续两年下降的观测占比10.61 %，财务杠杆的均值为47.39%，独立董事占比39.25%，两职合一的公司占比17.20%，管理层持股比例的均值为2.79%，这些变量的统计值均在正常范围内。未报告的相关系数检验及方差膨胀因子(VIF)检验显示多重共线性问题对本文结果不会产生严重影响。

2.研究假设检验

(1)研究假设1检验:媒体关注与公司费用粘性。表3报告了研究假设1的回归结果。模型回归时，控制了CSRC标准下的制造业细分行业固定效应(Industry)和年份固定效应(Yeur)，按公司聚类回归(CLwster)，并报告经异方差调整的t值((&obwst t)，以提高回归结果的稳健性。第(1)列仅包含收入变动(OLnancome)和粘性(OLnancome XD)两项。结果显示，收入变动(OLnancome)的系数为正，且在1%水平下显著，即公司的费用总体上随着收入同向变化;粘性(OLnincomexD)的系数为负，且在1%水平下显著，即收入下降时费用下降的幅度小于收入上升时费用上升的幅度，表明存在明显的费用粘性现象。第(2)列加入媒体关注(Me da动及其与粘性的交乘项(OLnancomexDxMeda动进行回归。结果显示，媒体关注与粘性交乘项(OLnancome xDxMeda动的系数为正，且在1%水平下显著。由此表明，媒体关注程度的提高抑制了公司的费用粘性。第(3)列进一步加入经济变量、经济变量与粘性的交乘项以及控制变量进行回归。结果显示，媒体关注与粘性交乘项(OLnancomexDxMeda动的系数依然为正，且在1%水平下显著。综合以上结果表明，随着公司受到的媒体关注程度的上升，公司的费用粘性趋于下降，这一发现支持了研究假设。

(2)假设2检验:媒体关注、信息环境与公司费用粘性。假设2探讨了不同信息环境下媒体关注对于公司费用粘性影响的差异。参考Hutton et al.(2009),I}im et al.(2011a,2011b),潘越等(2011)，使用公司累计的操控性盈余衡量公司的内部信息环境。根据Dechow et al. (1995)计算出公司每年的操控性盈余(( Dvs aaQ)，将过去三年的Das }zc。取绝对值加总，得到累计操控性盈余((Accm} o根据Accm的年度一行业中位数，将全样本分为信息环境好组((Accm低于中位数)和信息环境差组(Accm高于等于中位数)。参考Lang et al. (2003) ,潘越等(2011)、吴战旎和李晓龙(2015)等，以分析师跟踪数量(Analyst)衡量公司的外部信息环境。根据A nalys t的年度一行业中位数，将全样本分为信息环境好组((An听st高于等于中位数)和信息环境差组((An听st低于中位数)。

随后根据上述分组进行检验，表4报告了回归结果。结果显示，第(1)列信息透明度高组，媒体关注与粘性交乘项(OLnancomexDxMeda动的系数为正，但不显著。第(2)列信息透明度低组，媒体关注与粘性交乘项(OLnancomexDxMeda动的系数为正，且在1%水平下显著。第(3)列分析师跟踪数量多组，媒体关注与粘性交乘项(OLnanc ome xDxMe da动的系数为负，不显著。第(4)列分析师跟踪数量少组，媒体关注与粘性交乘项(OLnanc ome xDxMe da动的系数为正，且在5%水平下显著。以上结果表明，媒体关注对费用粘性的抑制作用主要存在于公司内外信息环境较差的情况下，在公司内外信息环境较好的情况下，媒体关注对费用粘性并不具有显著的抑制作用。由此显示媒体关注的治理效果与公司治理的其他机制之间存在替代关系，支持了研究假设。

3.进一步探索

(1)政策导向媒体关注、市场导向媒体关注与公司费用粘性。以往文献指出不同类型的媒体关注对公司行为的监督效力存在差异，市场导向的媒体相比政策导向的媒体其监督效力更强(李培功和沈艺峰，2010)。参考李培功和沈艺峰(201田以及戴亦一等(2011)，将《中国证券报》《证券口报》《证券时报》《上海证券报》界定为政策导向媒体，相应的媒体关注记为MedaaP;将《中国经营报》《经济观察报》(( 21世纪经济报道》《第一财经口报》界定为市场导向媒体，相应的媒体关注记为Medar}MUo

表5报告了回归结果。第(1)列包含政策导向媒体关注(MedaaP)及其与粘性的交乘项(OLnancome XDxMedaaP)进行回归。结果显示，政策导向媒体关注与粘性交乘项的系数为正，且在1%水平下显著。第(2)列包含市场导向媒体关注(Me dir}M)及其与粘性的交乘项(OLnancomexDxMedar}M)进行回归。结果显示，市场导向媒体关注与粘性交乘项的系数为正，且在10%水平下显著。第(3)列同时考虑了两种类型的媒体关注。结果显示，政策导向媒体关注与粘性交乘项(OLnanc ome xDxMe daaP)的系数为正，且在5%水平下显著;市场导向媒体关注与粘性交乘项(OLnancome xDxMedaaM)的系数为正，但不显著。以上结果表明，不同类型的媒体关注对公司费用粘性的影响存在异质性。政策导向媒体关注对公司费用粘性具有较为显著的抑制作用，而市场导向媒体关注的抑制作用则较为微弱。Miller ( 2006 )、李培功和沈艺峰(201田指出，市场导向媒体更倾向于发布“原创性”报道，其信息含量更大，因而会对公司形成更大的压力。然而上述推断同时也意味着政策导向媒体更多地发布了“非原创性”的报道，这些报道可能重要性更强，并被进一步加工。同时在中国背景下，行政十预是媒体关注发挥作用的重要途径(戴亦一等,2011,2013;途东等2015)。由此，政策导向的媒体关注意味着公司行为可能被更直接地呈现于监管视线之下，会对公司行为构成更强的约束。

(2)媒体关注、内部控制水平与公司费用粘性。假设2从信息环境差异的角度考察了媒体关注的治理效果。而Doyle et al.(2007a,2007b)、李万福等(2011)、张会丽和吴有红(2014)等指出，内部控制是公司更加本源的制度安排，其水平高低不仅会影响公司的信息披露质量，还会直接地影响公司的代理成本。结合费用粘性的机会主义观，那么是否在内部控制较为薄弱时，媒体关注会起到更加重要的作用呢?参考张会丽和吴有红(2014) ,途东等( 2015)等，以迪博内部控制指数(Icandex)衡量公司的内部控制水平。根据Ic and二的年度一行业中位数，将全样本分为内部控制水平高组(Icand。二高于等于中位数)和内部控制水平低组(Icand二低于中位数)。随后根据上述分组进行检验，表6报告了回归结果。结果显示，第(1)列内部控制水平高组，媒体关注与粘性交乘项(OLnancomexDxMeda动的系数为正，但不显著。第(2)列内部控制水平低组，媒体关注与粘性交乘项(OLnancome xDxMeda动的系数为正，且在5%水平下显著。这一结果支持了前述推论，外部的媒体关注机制与内部的控制机制作用有一定的替代关系。

4.内生性问题讨论

(1)Heckman两阶段检验。以上的研究显示媒体关注程度较高时，公司的费用粘性较低。但由此推断媒体关注是公司费用粘性变化的原因，并不足够。例如，盈利能力强的公司往往治理水平较高，更容易吸引媒体关注(罗进辉，2012;罗进辉和蔡地，2013);同时，较高的治理水平也会伴随较低的费用粘性(Chen et al. , 2012 )。因此，媒体关注与公司费用粘性的关系会受到自选择效应的内生性问题困扰。对此，本文采用 Heckman两阶段模型进行检验。参考罗进辉((2012),罗进辉和蔡地( 2013)，构建模型(2)作为第一阶段模型。因变量是高媒体关注(Kvghmed)，虚拟变量，若媒体关注量超过年度一行业中位数取1，否则取。。自变量包括:产权性质(( Soe，虚拟变量，国有公司取1,否则取0;公司年龄(Age)，公司的上市年限;股价波动率，公司当年股票周回报率的标准差;股票换手率(Dtur动，为公司当年股票周换手率的均值;盈利水平(Ro动、公司规模(Saze)的定义同模型(1)。模型(2)如下:

模型(2)回归时控制行业固定效应和年份固定效应。回归结果显示，盈利水平越高、规模越大、股价波动率越大的公司，所受的媒体关注程度显著越高，与罗进辉(2012)的发现一致。将模型(2)回归计算出的逆米尔斯比(IMR)纳入模型(1)重新回归。检验的结果如表7中的Panel A。在控制”}R的基础上，第(1)列全样本、第(3)列信息透明度低组、第(5)列分析师跟踪数量少组的回归中，媒体关注与粘性交乘项(OLnancomexDxMeda动的系数为正，且均在1%或5%水平下显著;第(2)列信息透明度高组、第(4)列分析师跟踪数量多组的回归中，媒体关注与粘性交乘项的系数均不显著，与之前结果一致。

(2)进行行业调整的检验。由于产品受众的差异，不同行业的公司在营销策略、媒体宣传等方面存在较大的差别，引发的媒体关注自然也会不同(姚益龙等,2011)。本文在此处进一步使用经行业调整的媒体关注进行检验，以避免可能的行业相关变量遗漏的问题。对媒体关注(Me da动进行年度一行业中位数调整，记为(Medaa嗬)，重新回归。检验的结果如表7中的Panel B,与之前结果一致。

(3)区分媒体关注时期的检验。项目调整是公司的重要决策，但这一决策自提出到实施会经历一定的操作时间。因此，年内不同时期的媒体关注在公司当年费用粘性中的表现会存在不同，年初的媒体关注发挥的作用更大。故此处将全年的媒体关注(Meda动分解为两部分，第一部分为前三季度平均的媒体关注(Medaa口123)，是根据公司当年前三个季度的媒体关注量计算的媒体关注程度，第二部分为第四季度的媒体关注(Medaa)，是根据公司当年第四个季度的媒体关注量计算的媒体关注程度。检验的结果如表7中的Panel C所示，第(1)列包含前三季度媒体关注(Medaa口123)及其与粘性的交乘项(OLnancomexDxMedaa)进行回归。结果显示，前三季度媒体关注与粘性交乘项的系数为正，且在1%水平下显著。第(2)列包含第四季度媒体关注(Medaa口4)及其与粘性的交乘项(OLnancomexDxMedaa)进行回归。结果显示，第四季度媒体关注与粘性交乘项的系数为正，且在5%水平下显著。第(3)列同时考虑了两个时期的媒体关注。结果显示，前三季度媒体关注与粘性交乘项的系数为正，且在5%水平下显著;第四季度媒体关注与粘性交乘项的系数为正，但不显著。以上结果表明，不同时期的媒体关注对公司费用粘性的影响存在差异。前三季度的媒体关注对公司当年费用粘性具有较为显著的抑制作用，而接近年末的媒体关注对公司当年费用粘性的抑制作用较为微弱。这一发现进一步丰富了文章的研究内容，也一定程度上缓解了遗漏变量的内生性问题。

5.其他稳健性检验

(1)采用深交所打分衡量信息环境的检验。本文之前的研究以累计操控性盈余和分析师跟踪数量衡量公司的信息环境，此处使用另一种较为常见的方法:深圳证券交易所对上市公司信息披露状况的打分(简称:深交所打分)，进行衡量(方军雄，200;陈小林和孔东民，2012)。表5报告了回归结果。结果显示，第(1)列信息披露优秀组，媒体关注与粘性交乘项(OLnancomexDxMeda动的系数为正，但不显著。第(2)列信息披露良好组、第(3)列信息披露合格和不合格组，媒体关注与粘性交乘项的系数为正，且均在1%或5%水平下显著。这一结果依然显示了媒体关注的治理效果与公司治理的其他机制具有替代效应，与假设2一致。

(2)其他一些未报告的检验:参考Bentley et al. ( 2013)和周兵等(2016)，在模型(1)中控制公司战略的单独项及其与粘性的交乘项;参考Chen et al. (2012)、崔学刚和徐金亮(2013)、梁上坤等(2015)，在模型(1)中控制董事会规模、第一大股东持股比例、跨境上市、四大审计、管理层持股比例等公司治理状况变量的单独项及其与粘性的交乘项。江伟等(2015)的研究显示，公司的盈余管理行为会影响费用粘性，故在模型(1)中控制公司当年的操控性应计(Das}zcc)及其与粘性的交乘项。③从费用中剔除管理层薪酬检验。④区分媒体报道色彩。媒体的负面报道一般是对公司潜在问题或不当行为的批评，最能反映媒体的主观态度，经过传播后也往往最能引起社会的反响(戴亦一等，2011)，因此负面报道具有更强的研究价值。基于此考虑，本文使用手工收集的一个小样本媒体负面报道数据加以检验。以上的各项检验结果保持稳定。