媒體關注、市場化進程與審計治理效應

朱澤鋼，宗慶瑩，王 虎

(蘭州財經大學 會計學院，蘭州 730020)

一、引言

基于兩權分離理論，大部分企業都采用所有權與經營權分離的公司架構，在委托代理關系中，企業擁有者將經營控制權交予管理層手中。無論是企業擁有者還是經營者，都是為了追求利益最大化。但由于委托人監督薄弱或股權結構不合理等原因，可能會導致代理人權力過度膨脹，在自利性與信息優勢的驅使下，可能會通過會計政策選擇、投融資策略或財務信息披露等方面攫取中小股東或相關者的利益以實現自身利益的最大化。由于信息不對稱或不確定性，財務報告成為了解決委托代理摩擦及與利益相關者矛盾的重要途徑。其一，財務報告可有效抑制企業經營者的道德風險行為；其二，財務報告所披露的信息可以降低經營者與投資者之間的信息不對稱程度，進而有利于投資人做出正確的判斷。因此，財務報告所提供的會計信息成為企業所有者及其他利益相關者用以判斷經營者委托代理義務履行情況的重要依據。然而，目前經濟環境中，依然存在一些上市公司采用各種手段違規操縱會計利潤，由此帶來的后果則是會計信息質量大打折扣，擾亂了利益相關者對企業經營狀況與未來價值的判斷，甚至可能導致投資者因會計信息失真而做出與事實相背離的決策，從而遭受損失。因此，需要有獨立公正的第三方注冊會計師對上市公司所提供的經濟事實和行為方面的描述性財務信息予以佐證，從而降低信息不對稱程度[1-2]。

隨著網絡時代的發展，商業模式及外部公司治理也發生了前所未有的變化，網絡技術的快速發展逐步影響了公司外部治理與監管形式。媒體作為信息載體發揮著收集和傳播的重要功能，通過媒體傳播能顯著提高違規公司的曝光率甚至引發輿論效應，進而提高了行政機構介入違規公司的比率。而行政機構的介入能有效抑制企業違規操作的發生，充分發揮積極的公司治理作用。然而，在企業運作的鏈條中，作為企業外部治理與社會監督機制的獨立審計往往會受到媒體熱度的影響[3-4]。可見，明確在媒體的關注下外部審計是如何發揮治理作用及媒體促進審計治理作用的機制對加強中國資本市場的審計監管及驗證新聞媒體作為法律制度以外新興監管角色的功能具有重要作用。

基于此，本文選用2010—2019年滬深交易所A股上市的制造業公司作為樣本數據，檢驗媒體關注是否會影響審計治理效應，并引入市場化進程作為調節變量，觀察媒體在市場化程度不同的背景下對審計治理效應的影響。以此為出發點，根據媒體報道態度的不同予以劃分，探究不同感情傾向的媒體熱度會對審計治理效應產生何種影響。

二、理論分析與研究假設

(一)媒體關注與審計治理效應

在當今高度信息化的時代，由于媒體的行業屬性通常具有專門的信息渠道與專業的信息搜集與解讀能力，因此，被認為是新興市場上有效替代法律對投資者保護不足的一項重要制度安排。李培功和沈藝峰[5]提供了經驗證據，證實了媒體監督在中國上市公司外部治理中的作用。研究發現，媒體對上市公司的關注熱度可有效提高機構行政干預的可能性；而行政機構的干預最終可以顯著提高上市公司改正違規操作的可能性。在經濟轉型的過程當中，由于法律制度尚不完備，經理人市場尚未發育成熟與聲譽機制的缺失，媒體的監督職能已成為了處理公司治理突出問題的有效途徑之一。其中，作為公司治理機制的外部獨立審計，可有效緩解信息的不對稱問題，并抑制管理層機會主義行為的發生。Cowle等[6]研究發現媒體報道特定上市公司的審計意見等問題時，審計公司的反應是提高關注度和審計質量，由此說明新聞報道對審計公司起到一種有效的非正式監督機制作用。張俊民等[7]研究表明媒體關注能有效抑制上市公司審計意見購買行為，且在盈余管理程度較高的公司中更加典型。綜上提出假設1：

H1：媒體關注對審計治理效應產生正向影響。

(二)市場化進程與審計治理效應

作為公司外部治理機制，市場化進程一定程度上承擔了治理的責任。我國自1978年以來，基本完成了從傳統的計劃經濟體制向市場經濟體制的轉型。進入全面深化改革階段，政府應進一步減少對市場的干預，通過市場力量實現資源的合理有效配置，緩解委托代理摩擦，降低代理成本。市場化進程不僅可以直接影響公司行為，還從微觀角度通過各項公司治理環節而間接影響公司行為。萬壽義等[8]通過研究發現我國市場化經濟體制改革后，市場化進程對企業社會責任的履行也產生一定影響，上市公司企業社會責任履行情況隨著市場化進程的提高而有所改善。欒嫻[9]同樣認為，市場化程度的提高，企業社會責任披露的質量也隨之改善，隨著信息的透明化其審計質量也越高。林斌和劉瑾[10]認為，倘若沒有良好的制度環境加以輔襯，審計治理效應就無法充分得到發揮。雷光勇等[11]研究發現，不同的法律背景對審計外部治理效能也有所影響，市場化程度與審計質量呈正相關關系。據此提出假設2：

H2：市場化進程對上市公司審計治理效應有正向影響。

(三)媒體關注、市場化進程與審計治理效應

市場化是指在開放市場中以市場需求為導向，著眼于市場在資源分配中的自我調節。由于各地區所擁有的先天稟賦以及外部市場環境、法律制度完善程度的差異，我國東部省份保持了較快的市場化速度，而西部地區則相對較慢[12]。在市場化進程存在差異的情況下，媒體的監管作用以及呈現效果也有所不同。周蘭[13]以新聞的“議程設置理論”與“培養理論”為依據，認為媒體負面報道對上市公司的審計質量有正向相關性，且政府公信力的強力介入會削弱媒體監督功能對審計治理的影響。萬壽義等[8]研究表明媒體關注和市場化進程之間存在著互補效應，媒體關注與市場化進程均能有效推進上市公司社會責任的履行。而有的學者認為基于投資者保護理論，當市場化程度較低時，媒體報道才更能發揮替代機制而起作用。曹越等[14]研究表明，市場化進程通過約束新聞報道的自由度，進而影響媒體治理機制作用的發揮。由此提出假設3：

H3：市場化進程對媒體關注與審計治理效應具有調節作用。

三、研究設計

(一)樣本選擇與數據來源

本文樣本來自2010—2019年滬深交易所A股上市的制造業公司數據(2018年以前上市的公司)，在剔除ST及*ST公司以及數據缺失樣本后，共得到544家上市公司數據。媒體關注相關數據來源于中國研究數據服務平臺(CNRDS)，審計治理效應以公司盈余管理水平為代理變量采用修正Jones模型來計量，市場化進程數據取自王小魯等編著的《中國分省份市場化指數報告》(2018版)，其余變量數據均來源于CSMAR國泰安數據庫。為了避免極端值影響，樣本中對所有連續變量進行了1%和99%分位上下Winsorize處理。相關數據處理和回歸分析利用Stata15.0軟件完成。

(二)變量定義

1.被解釋變量：審計治理效應

本文以公司盈余管理作為審計治理效應的代理變量，采用截面修正Jones模型來計量盈余管理程度，具體如下：

其中：NDA為非可操縱應計利潤，A為總資產；△REV為營業業務收入與上年的變動值；△REC為應收賬款的變動值；PPE為固定資產的原值。a1、a2與a3是分年分行業的對模型(2)回歸估計得到的參數。

其中：TA為總應計利潤(凈利潤與經營現金流凈值的差額)；εi,t為殘差項代表總應計利潤中的可操控性利潤。現實情況中，審計師行為在一定程度上會受到媒體關注度、市場化進程等外界因素制約。但從總體上來說，上市公司審計治理由于各公司內部原因存在差異，依然存在較大彈性。因此，媒體關注等外在因素只能在一定程度上對審計治理效應起作用，可能影響盈余管理行為程度，而不能完全杜絕盈余管理行為。因此，本文因變量由總應計利潤TA減去非可操縱應計利潤NDA為可操縱性應計利潤，按現有文獻做法對其取絕對值即表示公司的盈余管理程度|DA|。

2.解釋變量：媒體關注

本文媒體關注數據來自CNRDS，其中報刊財經新聞來自300多家重要報紙、雜志的新聞數據，網絡財經新聞包含了來源于400多家重要網絡媒體的新聞報道數據。主要采用報刊財經新聞中標題與內容包含該上市公司簡稱的報道數量總和加1取自然對數作為媒體關注的衡量指標，并區分媒體報道內容的情感性質，即正面媒體報道數量、中性媒體報道數量與負面媒體報道數量。

3.調節變量：市場化進程

本文以《中國市場化指數報告(2018版)》中的總指數評分作為衡量各地市場化進程的依據。該報告主要從政府與市場的關系、非國有經濟的發展、產品市場的發展程度、要素市場的發展程度、市場中介組織的發展以及市場的法律環境等方面進行綜合評分。由于該報告總指數截止于2016年，因此本文借鑒現有文獻方法，以往年市場化指數的平均增長率作為計算預測依據，由此推算出2016年以后的數據，作為2017年和2018年市場化進程的替代數據。

4.控制變量

根據已有審計治理效應方面的研究，在實證分析過程對影響審計治理效應的因素進行控制。主要選取資產收益率(凈利潤/資產總額)、每股收益(凈利潤/期末股本總額)、存貨比例(存貨/流動資產合計)、應收賬款比例(應收賬款總額/營業收入)、公司規模(總資產的自然對數)、公司業績(凈利潤的自然對數)、公司成長率(本期營業增加額/上期營業額)與資產負債率(總負債/總資產)作為控制變量。具體變量定義和度量標準如表1所示。

表1 變量定義表

(三)模型構建

為了檢驗媒體關注對上市公司審計治理效應的影響，結合前文的變量設定，本文被解釋變量盈余管理程度|DA|作為審計治理效應的表征指標，選擇OLS回歸模型進行研究，為檢驗假設1，構建模型如下：

|DA|=a0+a1Mediai,t+a2Roai,t+a3Epsi,t+a4Invi,t+a5Reci,t+a6Sizei,t

+a7Proi,t+a8Groi,t+a9Levi,t+ε(3)

為了驗證假設2，市場化進程越高的地區其所在地上市公司審計治理效應表現越好，本文構建的回歸模型如下：

|DA|=a0+a1Marketi,t+a2Roai,t+a3Epsi,t+a4Invi,t+a5Reci,t+a6Sizei,t

+a7Proi,t+a8Groi,t+a9Levi,t+ε(4)

為檢驗假設3，考察市場化進程對媒體關注和審計治理效應之間的調節效應，在上述模型(3)的基礎上加入市場化進程的調節變量，構建如下模型進行回歸：

|DA|=a0+a1Mediai,t+a2Marketi,t+a3Mediai,t*Marketi,t+a4Roai,t+a5Epsi,t

+a6Invi,t+a7Reci,t+a8Sizei,t+a9Proi,t+a10Groi,t+a11Levi,t+ε(5)

若模型(3)中的a1顯著為負，意味著受媒體關注越多的企業，該上市公司的盈余管理程度就越低，審計治理效應越好，即假設1得到實證支持。若模型(4)中的a1顯著為負，說明市場化進程越高的地區，其所在地上市公司審計治理效應越好，即假設2得到驗證。若模型(5)中的a1、a3均顯著，則說明市場化進程在媒體關注與審計治理效應之間的關系中存在調節效應。

四、實證分析

(一)描述性統計分析

首先對回歸模型中的相關變量進行描述性統計，結果如表2所示。其中，媒體關注度(Media)為報刊財經新聞標題和內容報道量之和，即年度平均被報道118.87次，對其總和加1取自然對數后的平均值為3.839，最大值為7.380，最小值為1.099。可以發現，不同上市公司之間的受媒體關注的程度差異較大，符合媒體對各公司關注度有差異的現實情況。其次，審計治理效應的代理變量盈余管理(DA)的平均值為0.012，最小值為-2.999，最大值為1.794，從一定程度上說明分布于我國各地區的上市公司盈余管理程度以及方向存在顯著差異。市場化進程(Market)的平均值在7.593，最大值為10.830，最小值為-1.140，表明我國各地區各省份之間市場化程度依舊存在較大差異，且通過進一步對比市場化指數發現，市場化進程指數較低的地區主要集中于我國中西部地區[12]。

表2 相關變量的描述性統計結果

(二)相關性系數分析

為初步檢驗本文假設與變量選取是否合理，表3列示了相關變量的皮爾森相關系數。由表3可知，媒體關注(Media)與盈余管理(DA)的相關系數為-0.026，在5%的顯著性水平下相關，意味著媒體監督發揮了一定的審計治理作用，初步驗證了假設1；市場化進程(Market)與盈余管理(DA)的相關系數為-0.078，且在1%的顯著性水平下高度相關，說明隨著市場化進程的提高，上市公司盈余管理行為得到抑制，從而有效發揮出審計治理效應，此結果初步支持了假設2；媒體關注與市場化進程系數為0.017，雖然不顯著，但從一定程度上初步判斷兩者之間交互作用可能存在調節效應。

表3 相關性系數分析

(三)回歸分析

1.媒體關注與審計治理效應

表4中模型(3)報告了盈余管理(DA)與媒體關注(Media)的回歸結果。由表4可以看出，媒體關注與盈余管理的回歸系數為-0.003，且在5%的水平上顯著為負，說明媒體關注度越高，公司盈余管理程度越低，回歸結果與假設1一致，說明媒體關注對審計治理效應具有正向作用，即媒體能夠通過發揮信息中介職能和監督的外部治理作用，披露更多公司層面信息，減小公司管理者的盈余管理空間。

表4 媒體關注、市場化進程與審計治理效應回歸結果

2.市場化進程與審計治理效應

表4中模型(4)的回歸結果顯示，市場化進程與盈余管理程度顯著負相關，在1%顯著性水平下，兩者之間相關系數為-0.007，說明由于市場經濟體制著眼于市場自我調節在資源配置中的作用，政府機構較少介入干預，而是更多地對法律制度加以完善，從而為市場創造公平競爭環境，促進經濟結構趨于均衡。在此自由競爭情形下，基于“聲譽機制”理論，上市公司高度重視自身形象的塑造，注重維護與利益相關者關系，從而減少盈余管理行為。

3.媒體關注、市場化進程與審計治理效應

表4模型(5)同時報告了市場化進程(Market)與媒體關注(Media)交互作用與盈余管理(DA)之間的回歸結果，結果顯示媒體關注(Media)的回歸系數為-0.005，在1%的水平上顯著為負，與模型(3)的回歸結果方向一致，說明引入市場化進程變量后，媒體關注對審計治理效應的影響并沒有發生質的變化。此外，媒體關注與市場化進程的交互項(Media*Market)回歸系數為-0.002，在5%的水平上顯著，說明媒體關注與審計治理效應間的關系隨著市場化進程(Market)的提高而顯著加強，即市場化進程對媒體關注的審計治理效應具有調節作用，上市公司所在地的市場化進程水平越高，越能增強媒體關注對盈余管理行為的治理效應。

4.媒體報道性質與審計治理效應

進一步探究媒體關注產生的不同感情屬性報道(正面報道、中性報道與負面報道)對審計治理效應的影響，得到表5所示結果。由表5可以看出，媒體報道異質性對審計治理效應產生的影響大體相同，正面、中性及負面報道都能夠抑制盈余管理行為，有效發揮審計治理效應。并依據模型(5)引入媒體報道與市場化進程的交互項，進一步驗證不論新聞報道性質為正向、負向或者中性，媒體關注與市場化進程之間的調節效應依然顯著存在，市場化程度越高，媒體的外部監督職能更能得到發揮，對審計治理效應產生正向影響，由此進一步驗證假設3市場化進程對媒體關注的審計治理效應具有調節作用。

表5 區分不同新聞性質的回歸結果

(四)穩健性檢驗

1.替換被解釋變量：非經常性損益項目(EI)

為了考察研究結論的穩健性，首先考察審計治理效應是否因為媒體關注熱度不同而有所變化。本文借鑒陳德球和陳運森[15]的方法，以非經常性損益項目來重新度量盈余管理程度，進而體現審計治理效應的發揮。代入回歸方程模型(3)后，回歸結果如表6所示，主要解釋變量媒體關注與替換后的被解釋變量盈余管理程度的關系依然顯著，呈顯著負相關；代入回歸方程模型(5)，引入調節變量市場化進程與媒體關注的交乘項后，與上文回歸結果基本一致。市場化進程越高，對媒體關注與審計治理效應之間的關系起促進作用，媒體關注與市場化進程之間的交互影響存在調節效應。因此，本文研究結果是穩健的。

表6 穩健性檢驗

2.替換解釋變量：百度指數(Media_)

參照羅進輝[16]的做法，通過權威中文新聞搜索引擎“百度新聞搜索引擎”，分年度檢索標題中含有該公司證券簡稱的新聞報道。其中，起止時間為每年的1月1日至12月31日。百度新聞搜索引擎會自動輸出相應的年度新聞報道數量，并對該數據取對數，得到媒體關注度指標(Media_)。在此基礎上，利用Python編寫爬蟲程序進行百度指數指標的搜集。基于模型(3)和模型(5)對主回歸中的研究結論進行穩健性檢驗，結果如表6所示，研究結論與前文一致，未發生實質性改變。

五、結語

本文以2010—2019年我國滬深A股制造業上市公司為研究樣本，研究了媒體關注與審計治理效應相關性的關系，并將市場化進程作為調節變量，考察其對二者關系的調節作用。實證結果表明，媒體關注與審計治理效應呈正向關系，表明媒體作為外部監管途徑之一，能夠發揮其職能，并且能夠為公眾投資者、審計單位提供增量信息，進而抑制上市公司盈余管理行為，提高審計治理效應；較高的市場化程度，如法律、契約制度、政府機制的完善能在媒體關注與審計治理效應的關系中起到促進作用，進一步抑制企業盈余管理程度，促進審計治理效應的發揮。

本文的研究結論對企業、投資者及政府有一定的借鑒意義。首先，公司要合理配置股權結構，提高管理層道德水平，預防管理層利用機會主義攫取公司利益，對公司盈余管理起到明顯抑制作用。公司還應完善內部控制體系，使會計信息公開化透明化，為社會投資者營造良好的投資環境。其次，媒體應履行職責，傳遞真實可靠信息，向投資者公眾及社會傳遞更多信號，進一步樹立優質企業形象。再次，企業應當謹慎選擇外部審計機構，充分發揮其社會監督的作用，從而減少盈余操縱的可能性。最后，整體加快推動市場化進程是當務之急。中國市場化改革雖然取得了巨大成效，但我國的市場體制仍有待完善，各地區之間發展不均衡、經濟結構失衡和增長動力減弱的問題還有待解決。因此，全面深化改革讓市場在資源配置中起決定性作用成為了中國經濟當前最重要的任務。