多元化经营、媒介功用与会计信息质量——来自中国上市公司的经验数据

龚光明，黄诗音

(湖南大学 工商管理学院，湖南 长沙 410082)

一、 引言

在我国，多元化作为重要的企业战略行为兴起于20世纪90年代，时至今日，虽饱经争议，但在中国上市公司中仍然是一种非常普遍的现象。国内学者关于多元化的研究，多集中于多元化与公司业绩、公司投融资、公司治理等的关系上[1-3]。即使是涉及多元化与盈余管理的研究，也只是将其作为验证多元化价值效应的又一途径。然而，多元化对企业价值的影响长期而复杂，在中国特殊的制度背景下，其更为直接和显性的后果是增加了企业复杂度、扩大了信息不对称程度，从而很容易成为管理者粉饰业绩的一种手段，这直接影响着“利润至上”的中国证券市场中投资者的切身利益。因此，本文从监管者的角度出发，研究多元化对企业会计信息质量的影响，并以投资者保护为落脚点，探讨监管者对此能够采取的外部治理措施的有效性，这体现了本文切入点的独特性。

具体来说，众多学者研究表明，公司粉饰会计信息的程度与其特征密切相关，而多元化作为一种普遍而重要的公司特征，它与会计信息质量之间的关系问题还未得到一致的结论。会计信息质量是投资者保护的核心命题，因此研究多元化对其影响具有重大意义。同时我们注意到，企业的经济行为不是孤立的，企业战略带来的经济和会计后果受到其所处宏观治理环境的影响，而在对多元化的实施效果研究中，学术界普遍证明了公司内部治理(如股权结构)发挥的重要作用，却鲜有研究外部治理要素的影响。实际上，在中国上市公司中，“一股独大”和“内部人控制”的情况短期内很难得到扭转，公司的战略实施更多地体现了大股东的意志和利益，依靠内部治理来约束其行为作用有限。在此背景下，政府不可能也不应该“一刀切”式地左右企业的战略决策，而应注重从外部治理入手，更好地发挥宏观调节和治理作用。法律和媒体是最重要的外部治理机制，在中国这样一个法制基础相对薄弱的国家，媒体及时而灵活的特点使其在具体问题的跟踪和解决上凸显了优势。徐莉萍等研究表明，媒体作为宏观治理环境的重要组成部分，在股权分置改革中发挥了降低信息风险、保护中小投资者的作用[4]。那么在多元化战略实施过程中，地区媒介功用的改善能否对提高会计信息质量发挥积极作用呢？这一外部治理要素对多元化问题是否产生了应有的治理效应呢？就现有研究来看，国内学者对多元化与会计信息质量关系的探讨中，尚未引入“媒体”这一外部治理要素。本文未止步于多元化战略效应的探讨，而是更进一步关注多元化实施过程中媒介功用的发挥，这是在完善前人研究基础上的创新点所在。

本文后续内容安排如下：第二部分为研究路径分析、文献回顾和研究假设的提出，第三部分是研究设计，第四部分是实证结果与分析，并给出稳健性检验，最后是本文的结论与启示。

二、 研究路径、文献综述和假设提出

(一) 本文的研究路径说明

图1 研究路径分析

多元化虽饱经非议但在中国上市公司中仍然非常普遍，本文从这一现象出发，以投资者保护为落脚点，研究多元化对会计信息质量的影响。同时认识到多元化的经济和会计后果受到公司所处宏观治理环境的影响，我们不应该割裂环境分析战略行为，从而探讨媒介功用在其中发挥的作用。行政也好，学术也罢，只能在一定程度上影响而非决定上市公司的战略决策，因此纠结于是否应该多元化的同时，监管部门更应该认清公司的战略选择现状，探讨制度上的配套措施。

因为涉及调节变量，我们有必要先厘清三者间可能的研究路径。总结来说，关于三者关系的研究有三种路径(见图1)。①多元化经营会影响会计信息质量，媒介功用作为一种外部治理机制在两者的关系中起到调节作用；②媒介功用通过影响多元化经营，进而影响会计信息质量；③媒介功用直接影响会计信息质量。对于路径②，结合中国的实际环境分析，在“一股独大”的特殊背景下，企业的战略决策往往出于自身发展甚至是大股东的个人利益考虑，而很难受到媒介环境的左右，企业可能会因为媒体的关注而不敢利用多元化带来的额外空间进行盈余管理，但不会因为媒体关注就改变多元化战略，因此②在理论上不合理。当然，关于媒介功用对多元化战略的影响可以进行研究，但这不在本文的研究范围之内。

对于路径③，有其合理性，媒体会在总体上对会计信息质量有所影响，已有学者进行相关研究，但这并不代表在更具体的方面研究媒体的治理作用(即路径①)没有意义。因为媒体发挥作用的基础是报道，报道是有偏重点和偏重领域的，一些方面的问题会因为媒体的关注不足或者关注没有有效地转化为监督效用(如不能引起行政部门的介入)，而体现为外部治理机制的局部失效，这是仅运用路径③所无法研究的问题。多元化会给企业和投资者之间带来额外的信息不对称问题，通过检验媒介功用是否能修正这种额外的不对称有助于监管者进行反思。综上所述，本文选取路径①进行研究，并在下文回顾和分析文献的基础上提出相关假设。

(二) 多元化的成本与收益

自从Ansoff首次提出多元化的概念以来，多元化的价值效应一直是学界研究的重点，并最终形成了多元化折价论、中性论和溢价论[5]。虽然学者们在这些研究中得出的结论不同，但都离不开对多元化成本与收益的讨论。多元化带来的成本主要体现在代理成本与信息不对称上。多元化经营会在一定程度上带来更多的管理层级和更复杂的公司结构，相应的内部管理成本和内外部代理成本都会上升[6]。与此同时，多元化带来的范围经济效应和内部资本市场便利也显而易见。曾春华等指出，多元化可以对内部资本市场上不完全相关的现金流进行整合，提高企业整体的财务协同效应[3]。由此可见，多元化经营最终体现为折价还是溢价，是成本与收益博弈平衡的结果。而厘清多元化的成本和收益，是研究中建立假设和分析实证结果的基础。

(三) 多元化程度与会计信息质量

基于多元化的成本与收益，学术界关于多元化与会计信息质量的关系有两种基本假说，即信息不对称假说与应计抵消假说[7]。

信息不对称假说认为，多元化经营增加了企业的组织复杂度，使其信息不对称水平更高，为管理者机会主义的盈余管理创造了条件。因此，多元化水平与会计信息质量之间存在着负相关关系。众多学者研究发现，相比于专业化经营的公司，多元化公司的信息不对称程度更高[8]。进一步来说，这些额外的信息不对称来源于两个方面。一方面，多元化公司的信息环境更加不透明，在管理者可以观察到各个分部准确财务信息的同时，投资者只能得到关于公司盈余和现金流的总计数。另一方面，多元化经营的公司通常涉足不同行业，而财务分析师往往只专注于某一领域，从而导致其分析更容易出现偏差。根据Trueman和Titman的研究，管理者进行机会主义盈余管理的程度，与公司的信息不对称水平正相关[9]。因此，多元化公司由于信息不对称问题，其会计信息包含更多的杂音。

另一种“竞争性”的观点是应计抵消假说。即外部投资者对公司每个部门现金流所做的预测都会产生误差，如果这些误差非正相关，那么相比于专业化公司，对多元化公司估价的绝对误差值可能更小[10]。也有学者提出，企业的不同管理层级都有通过扭曲会计信息来寻租的动机[11]。出于不同目的，这些经理对会计信息扭曲的方向未必相同，多元化公司更为复杂的管理层级，给管理者从公司整体做向上或向下的盈余管理带来了更大的难度。因此，多元化水平与会计信息质量之间可能正相关。

两种假说都得到过国外学者的实证验证，但这并不意味着学者们的研究相互矛盾。因为两种假说的逻辑并不排斥，而很有可能同时发生在企业的日常经营中，究竟是哪种效应成为主导，受到诸如制度环境、公司治理、企业财务特征等多方面因素影响，这应该是国内外关于多元化的研究难以得到统一结论的重要原因[12]。基于我国特殊的制度背景和公司特征，本文认为，两种假设在我国均有生根成长的土壤。一方面，我国经济具有新兴加转轨的双重特征，法制环境、资本市场等方面很不完善，且公司的委托代理问题突出，普遍缺乏有效的内部治理机制，这些都为盈余管理创造了动机和有利的环境。因此，当多元化经营扩大了信息不对称程度时，缺乏有效约束的管理者就极有可能利用这种额外的不对称粉饰利润从而谋利，这就降低了企业的会计信息质量。另一方面，相比于西方国家，我国的投资者还不够成熟，对公司预测和评估的误差更大，如果预测的误差非正相关，那么相比于专业化公司，对多元化公司估价的误差可能更小，这会使得多元化企业在总体上体现出较低的盈余管理水平，即较高的会计信息质量。总结来说，多元化经营究竟会对会计信息质量产生怎样的影响，取决于上述两种效应相互抵消后的结果，因此本文在其他检验条件都相同的情况下，对于两者关系提出了相反的假设观点。

本文将多元化分类为行业多元化与地区多元化，两者均会带来企业信息不对称程度的增加，但作用路径不尽相同。如两者都会带来组织复杂度的增加，但除此之外，行业多元化引起的不对称主要来源于不同行业业务性质、盈利模式、资源分配、行业发展周期等的差异，各类不同业务的财务总计数字信息含量低，给投资者和分析师理解公司真实状况带来困难。而地区多元化则更多地受到地区间政策差异、派出机构独立性、国家间的货币汇率变动等因素影响。因此，我们对其进行分别检验，并基于以上的讨论，提出如下假设。

假设1a：行业多元化程度越高，企业会计信息质量越差。

假设1b：行业多元化程度越高，企业会计信息质量越好。

假设2a：地区多元化程度越高，企业会计信息质量越差。

假设2b：地区多元化程度越高，企业会计信息质量越好。

(四) 多元化相关性与会计信息质量

我们进一步将行业多元化划分为相关与非相关多元化。与相关多元化不同，非相关多元化由于涉足完全不同的领域，业务性质差异大，会给企业带来更多的代理问题。Palich等研究认为，多元化会给公司带来额外的代理问题，并且这些问题在非相关多元化的情形下会更为严重，因为此时管理者面临的潜在风险更小[13]。换句话说，企业进行非相关多元化经营时，管理者粉饰会计信息的环境更为宽松，被发现而受到处罚或名誉受损的概率更小。因此针对行业多元化，我们提出如下假设。

假设3：相关多元化比非相关多元化拥有更好的会计信息质量。

(五) 媒介功用与多元化效应

学者们通常从代理理论的角度解释多元化的折价问题，即管理层进行多元化的动机往往是出于自利，而并非提高企业价值[14]。而Gomez-Mejia和Wiseman则提出，管理者在实施战略的过程中，其行为可能会因为受到社会关系或外部制度的影响而表现出利他主义[15]。与此同时，媒体作为一种重要的外部制度要素，其对企业的公司治理功能已被众多学者所验证。如李培功等研究发现，媒体曝光对改善上市公司违规行为具有积极作用[16]。现有研究普遍认为，媒体的公司治理功能主要体现在三个方面：第一是揭露功能，即媒体增加了公司的曝光程度，从而使其更容易引起监管部门的注意；第二是声誉机制，即媒体可以通过影响经理人的声誉来限制其行为；第三是媒体能够对投资者进行舆论引导，影响股票价格变动。

很多学者用媒体对企业的报道数量作为媒体的代理变量[17]，但在中国政府的特殊制度环境下，媒体治理功能的发挥不仅取决于其报道量的大小，更关键的是受到当地媒介环境的影响。当一个地区的媒介环境越好，意味着政府对媒体的干预力度越小，行业的竞争格局越为健康，媒体报道的独立性和负责性越大。这一方面增加了当地媒体关注本土企业的便利，另一方面也减小了外地媒体到当地进行调研和取证的阻力。据此我们做出推测，不同地区由于媒介环境不同，媒体在多元化与会计信息质量的关系中可能发挥的作用也不同。同为进行多元化经营的公司，相比于媒介环境较差的地区，媒介功用发挥较好地区的上市公司高管受到媒体的监督力度更大，其违规行为被揭露的可能性更大，这会在一定程度上限制该地区上市公司高管谋取私利的盈余管理行为，即多元化带来的额外信息不对称会被更好地修正。

媒体的治理效应体现为增加公司透明度，减小内外部的信息不对称，增加管理者粉饰盈余的成本。因此更好的媒介功用理论上会弱化“信息不对称假说”中描述的现象，从而使得“应计抵消假说”中描述的现象更为凸显，即体现为会计信息质量的提高。如果这一猜测得到证实，会为监管者出台相关政策提供证据，如果未得到证实，有可能是媒体对多元化带来的会计信息质量问题关注不够，也有可能是这种关注没有引起投资者的注意或相关行政机构的介入，即没有转化为有效的监督，则这一外部治理的局部失效值得监管者反思其在媒体引导和监管方面的不足，因此对这个问题的研究具有现实意义。据此，我们提出如下假设。

假设4：媒介环境越好，多元化对会计信息质量带来的负面效应越小或正面效应越大。

三、 研究设计

(一) 样本选择和数据来源

本文选取2009—2011年深市和沪市A股上市公司作为研究样本，并作如下处理：(1)剔除金融类公司；(2)剔除曾经被ST、*ST和PT过的公司；(3)剔除当年新上市的公司；(4)剔除行业和地区分部数据披露不全以及其他所需财务数据残缺的公司。经过上述处理后，最后得到4324个行业多元化观测值，4078个地区多元化观测值。

本文所使用的多元化数据来源于上市公司年报中“董事会报告”部分披露的分部报告数据，手工收集并整理计算获得。媒体监督数据取自喻国明发布的《中国传媒发展指数报告》[18]。其他财务数据均来自于CSMAR数据库。计量使用的软件为SPSS17.0和EXCEL2007。

(二) 变量说明

1. 会计信息质量的度量

学术界并没有公认的、最好的衡量会计信息质量的方法，近几年的研究多是采用琼斯模型或琼斯模型的各种变体对会计信息质量进行度量，如刘启亮等、陈红等的研究[19-21]。本文参照Kothari等的研究[22]，以修正的琼斯模型分行业分年度回归计算可操控性应计利润来度量会计信息质量，具体模型如下：

(1.1)

(1.2)

(1.3)

其中i代表公司，TAi,t为第t年总应计，用第t年营业利润减去经营活动现金流量得到；Ai,t-1为第(t-1)年年末总资产；ΔREVi，t为t年主营业务收入相对于(t-1)年主营业务收入的差额；ΔRECi，t为t年应收账款相对于(t-1)年的差额；PPEi,t为第t年年末固定资产原值。

首先，对模型(1.1)进行回归得到回归系数β1、β2、β3，其次将系数的值代入模型(1.2)算出第t年的非操控性应计利润NDAi，t，最后根据模型(1.3)算出第t年可操控性应计利润DAi，t。我们用JONES代表DA取绝对值后再取负数的值，JONES的值越大，会计信息质量越高。

琼斯模型是建立在一定的假设基础上的，即非操纵性应计项目是由一些没有被操纵的会计要素组成的。DD模型从应计额与现金流匹配程度的角度来衡量会计信息质量，回避了琼斯模型暗含公司总资产、固定资产等会计要素不会被人为操纵的弊端[23]。因此作为补充，本文借鉴Francis等人的研究，同时运用修正的DD模型对会计信息质量进行表征[24]，模型如下：

ΔWCi，t=α0+α1CFOi，t-1+α2CFOi，t+α3CFOi，t+1+α4ΔREVi，t+α5PPEi，t+εi，t

(2)

其中，ΔWCi，t代表i公司第t年年末相对于(t-1)年年末营运资本的变化额，营运资本=应收账款+存货-应付账款+其他流动资产-应交税费；CFOi,t-1、CFOi,t、CFOi,t+1代表i公司第t-1、t、t+1年的经营现金净流量；ΔREVi，t、PPEi，t同上。我们将式中的每个变量都除以第t年的平均资产以消除公司规模的影响。对以上模型分年度分行业进行回归，运用得到残差的绝对值取负数来度量会计信息质量，设为DD。DD的值越大，代表会计信息质量越好。

2. 多元化的度量

目前实证主要采取基于SIC码的分类法度量多元化经营水平，包括以下几种：①业务单元数；②多元化虚拟变量Dum(专业化经营取0，多元化经营取1)；③赫芬达尔指数(Herfindahl Index，HI)；④熵指数(Entropy，DT)。本文选取后两种方法对多元化进行度量。这两种指标的计算都需要对上市公司披露的行业收入构成和地区收入构成数据进行重新编码和处理，再求出某个业务部门的收入占主营业务收入的比重p。本文以证监会2001年发布的《上市公司行业分类指引》为标准，对公司经营所跨的行业进行多元化编码。在度量总体行业多元化(HI和DT)时，我们按照行业大类(字母+2位数字)将收入归类合并，计算出pi；在度量非相关多元化(DU)时，则按照行业门类(单个字母)或次类(字母+1位数字，仅制造业)计算pj。关于地区多元化，我们将分部收入统一于省际水平(即将一省内的收入数字加总)计算pi和相关指标。两个指标的计算公式如下。

(1) 赫芬达尔指数(HI)

式中，pi为行业i(大类水平上)的收入或地区分部收入(省际水平)占公司主营业务收入的比重。HI值越小，代表多元化经营的程度越高。

(2)熵指数(DT)

熵指数最大的优势就是能将公司行业多元化分解为非相关多元化(DU)和相关多元化(DR)进行研究[25]。三者的关系如下。

式中，m为n个行业所属的行业集数目，pj为行业集j(门类或次类水平上)的收入占公司主营业务收入的比重，DRj为公司行业集内部的多元化程度。由于地区的远近不影响相关与非相关多元化的区分，因此对于地区多元化，我们只对DT进行计算。DT、DU和DR的值越大，代表多元化经营的程度越高。

3. 媒介功用的度量

借鉴贺建刚等的研究，本文采用中国传媒发展指数(CMDI)对媒介功用进行衡量，数据取自喻国明发布的《中国传媒发展指数报告》[26，18]。该报告自2008年以来每年编制一次，从媒介的生产结构和规模、传媒的盈利模式、受众的媒介使用习惯、传媒经营本身的发达和利用程度，以及媒介消费特征与宏观经济的关系五个方面，分年度对中国各地区(31个省、自治区、直辖市)的传媒发展和监督能力进行定性和定量的测评，并最终计算出中国传媒发展指数(CMDI)。已有研究普遍认为，CMDI对各地区媒介环境的评价在理论上具有较大的科学性和代表性，本文使用MI代表媒介功用，取MI=LN(CMDI)，MI越大，代表该地区的媒介功用发挥越好。

4. 控制变量

本文综合参考前人的研究，最终引入公司规模、盈利能力、财务杠杆、公司成长性4个控制变量，各变量的具体定义见表1。

表1 变量定义

(三) 模型设定

参考林晓辉等建立模型的方法并进行相关改进[27]，本文建立3个多元线性回归模型来对提出的假设进行检验，因变量均为会计信息质量AQ，并在每个模型中对AQ取JONES和DD分别进行检验。我们采用模型(3)来检验假设1和2，自变量DIV分别取HI_行业、DT_行业、HI_地区和DT_地区。模型(4)主要针对行业多元化的样本对假设3进行检验。最后在模型(2)中加入媒介功用的影响得到模型(5)来检验假设4。

AQi，t=β0+β1DIVi，t+β2Sizei，t+β3ROAi，t+β4LEVi，t+β5Growthi，t+εi，t

(3)

AQi，t=β0+β1DUi，t+β2DRi，t+β3Sizei，t+β4ROAi，t+β5LEVi，t+β6Growthi，t+εi，t

(4)

AQi，t=β0+β1DIVi，t+β2DIVi，t*MIi，t+β3MIi，t+β4Sizei，t+β5ROAi，t+β6LEVi，t+β7Growthi，t+εi，t

(5)

四、 实证结果与分析

(一) 描述性统计

表2 主要变量的描述性统计

表2列示了主要变量描述性统计的结果，从多元化的指标来看，行业多元化虚拟变量Dum的均值为0.48，说明在我国上市公司中，进行多元化经营的企业达到了48%，因此研究这一普遍的经营行为对我国证券市场的良性发展具有重要意义。另外，地区多元化指标DT_地区的均值为0.644，远大于DT_行业的均值0.282，说明在中国的上市公司中，地区多元化(跨省经营)是比行业多元化更为普遍的现象。最后，非相关多元化DU的均值远大于相关多元化DR的均值，可以看出我国上市公司的多元化经营主要从属于非相关多元化。从会计信息质量的指标来看，JONES和DD的最大值与最小值之间相差较大，可见我国上市公司之间的会计信息质量差距很大。

表3 行业多元化的回归结果

注：***，**，*分别代表在1%，5%，10%的水平上显著。

(二) 多元化与会计信息质量的实证结果

表3列示了行业多元化与会计信息质量之间的实证结果，我们将模型(3)中的DIV指标分别取HI_行业和DT_行业得到模型(3a)和模型(3b)。从结果可以看出，虽然AQ的指标选取不同，但回归的结论基本一致，即HI与AQ呈显著正相关，而DT与AQ显著负相关。由于公司多元化程度越高，HI的值越小，而DT的值越大，因此这些回归虽然选取的指标不同，但结果都支持了假设1a，即行业多元化程度越高，企业会计信息质量越差，多元化与会计信息质量的关系更偏向于“信息不对称假说”的描述。具体来说，多元化经营扩大了公司内外部的信息不对称程度，给投资者和财务分析师理解公司状况带来了困难，为管理者粉饰会计信息创造了更为宽松的空间。当然，这并不能证明“应计抵消假说”阐述的现象在中国的上市公司中并不存在，只是两种现象的效应相抵后，行业多元化与会计信息质量之间的关系更加符合“信息不对称假说”的描述。

模型(4)将DU和DR同时引入方程。回归结果显示，DU的系数为负且显著，DR的系数没有通过显著性测试。同时，在以JONES为因变量的回归中，DU系数的绝对值0.015大于模型(3b)中DT系数的绝对值0.010。这些都说明多元化带来的会计信息质量损害主要来源于非相关多元化产业组。结果证明了假设3，即在相关多元化下，公司各分部的业务性质相似，投资者和分析师更容易把握公司的经营状况，非相关多元化则反之，相关多元化比非相关多元化拥有更好的会计信息质量，将行业多元化进行相关性的区分对研究结论的适用性具有重要意义。

表4 地区多元化的回归结果

注：***，**，*分别代表在1%，5%，10%的水平上显著。

表4是地区多元化与会计信息质量的实证结果，我们将模型(3)中的DIV指标分别取HI_地区和DT_地区，得到模型(3c)和(3d)。在以DD作为因变量的回归中，HI的系数为负，DT的系数为正，且均通过了5%的显著性检验；在以JONES作为因变量的回归中，多元化相关指标的系数符号与DD作为因变量的结果一致但显著度有所下降。总体来说，检验结果说明了在中国的上市公司中，会计信息质量与地区多元化经营呈显著正相关，即结果支持了假设2b，地区多元化程度越高，企业会计信息质量越好。

为何同为多元化经营，地区多元化与行业多元化的回归结果会有如此大的差异呢？可能的原因是：(1)两者在影响会计信息质量的路径上存在着异同点。如它们造成额外信息不对称的来源不同，行业多元化主要源于不同业务在性质特征上的重大差异，对外报告的各类财务数字为加总数，给投资者和分析师了解公司状况设置了壕堑。地区多元化则主要源于地区间政策环境、国家间汇率变动、派出机构独立性等方面的差异。因此，检验结果可能不同。(2)数据披露不健全问题。国外对地区多元化的研究起步较早，且依赖于其强大的数据库资源，本文虽然借鉴了张宏亮对地区多元化的衡量方法[28]，但仍存在一些弊端，如企业在各地区建立的是分支机构还是分公司，抑或是加盟商无从得知，而三者的独立性有很大差别，对企业总体会计信息质量的影响也会有很大差别。此外，各公司分部信息披露口径不统一，尤其是对境外数据披露过于泛泛，如一些公司在年报中披露了不同国家的收入数字，而更多的企业只是以“境内、境外”，甚至“省内、省外”为标准对收入来源进行披露，这些障碍使得本文只能在省级水平上对数据进行整理，而不得已忽略了汇率变动的影响，这对最终的检验结果也有一定的影响。

因此，对于地区多元化，我们不能武断地下结论，进一步的研究还有待于相关披露政策的出台和地区分部信息的逐渐完善，在更多数据层次上对其进行检验，从而挖掘地区多元化影响会计信息质量的主要路径和影响因素，这也是我们今后进一步研究的方向。

(三) 媒介功用的发挥

每个企业的特质不同，内部治理的薄弱点也不同，因此对于一些问题的解决，很难找到一个对于所有企业“一刀切”的突破口。而在这方面，与内部治理机制互为补充的外部治理机制则更具优越性，尤其是媒体。在法律基础相对薄弱的中国，对于保护投资者、监督上市公司方面，媒体比法律显得更为灵活和及时。因此，研究媒介功用对于多元化背景下会计信息质量的改善作用具有重要意义。由于上文的结论表明，只有行业多元化会降低公司的会计信息质量，因此本文只针对行业多元化样本来检验媒介功用的发挥。表5报告了回归的结果，将模型(5)中多元化指标DIV分别取DT_行业，DU和DR进行回归，即得到模型(5a)、模型(5b)和模型(5c)。从模型(5a)的结果来看，无论AQ指标取JONES还是DD，DT系数为负且均通过了5%的显著性测试，这再次验证了假设1a。同时多元化指标与媒介功用的交叉项DT×MI系数为正且显著，这说明媒介功用的良好发挥对会计信息质量的改善有正面影响，对多元化在信息质量上的“折价效应”有显著的纠偏作用。这些结果与前文的理论分析一致，即支持了假设4，媒体发挥的功用越好，多元化对会计信息质量带来的负面效应越小。模型(5b)中DU×MI的系数均显著为正，且大于模型(5a)中DT×MI的系数，说明媒体发挥的纠偏作用主要是针对非相关多元化。模型(5c)中DR×MI的系数显著度低(AQ取JONES)或不显著(AQ取DD)也再次证明了这一点。

表5 媒介功用的交叉项回归结果

注：***，**，*分别代表在1%，5%，10%的水平上显著。

(四) 稳健性检验

我们进行了如下稳健性检验。

(1) 将业务单元数N和多元化虚拟变量Dum(专业化经营取0，多元化经营取1)作为多元化的代理变量代入模型(3)、模型(5)进行回归，与前面得到的结论基本一致。

(2) 从市场计量的角度出发，以盈余反应系数(ERC)表征会计信息质量。其中对媒介功用的调节作用研究主要采用分组检验的形式(以MI的中位数为界将样本分为两组分别检验主模型)。研究结论未发生实质性的变化，但显著性有所下降，可能的原因是多元化公司由于以总计数的方式提供财务数据且多涉及跨行业经营，盈余管理具有隐蔽性，市场捕捉多元化公司额外盈余管理行为的能力有限，或存在一定的滞后性。

(3) 将盈余激进度(EA)和盈余平滑度(ES)作为会计信息质量的代理变量引入各模型进行回归，与上文得到的结论基本一致。

(4) 为了保证媒介纠偏作用检验的稳健性，我们将样本按照MI的中位数划分为两组，分别进行多元化与会计信息质量的回归。令MI值小于中位数的一组为MEDIA=0，表示地区的媒介功用发挥较差。令MI大于中位数的一组为MEDIA=1，表示地区的媒介功用发挥较好。在MEDIA=0组中，多元化与会计信息质量呈显著负相关关系；在MEDIA=1组中，多元化与会计信息质量之间的相关关系并不显著，说明在媒介功用发挥较好的环境下，媒体能有效改善多元化经营带来的会计信息质量下降的现象。上述都说明本文的结论具有较好的稳健性，由于篇幅所限，稳健性检验的结果未在此列示。

五、 结论与启示

本文系统收集了2009—2011年我国A股上市公司的行业和地区收入构成数据，检验多元化经营与会计信息质量之间的关系，并探讨媒体在其中发挥的作用。研究结果表明，行业多元化在总体上会损害公司的会计信息质量，多元化程度越高，会计信息质量越差，同时这种损害主要来自于非相关多元化。至于地区多元化，回归结果显示地区多元化程度越高(省际水平)，会计信息质量越好。但由于数据统计的局限性，我们认为不应该武断地下结论，而应在地区分部信息逐渐完善后进行后续的研究。接着通过引入“媒体”这一外部治理要素，我们发现媒介功用发挥越好的地区，行业多元化对会计信息质量的负面效应越小。

相比于传统的多元化研究文献，本文可能的贡献在于：第一，立足于中国资本市场环境，以投资者保护作为落脚点，研究多元化与会计信息质量之间的关系，拓展了相关领域的研究框架。第二，研究外部治理机制对企业战略行为负面效应的改善作用意义重大。在现有多元化与会计信息质量关系的研究中，尚未引入媒体这一外部治理机制。本文对不同媒介环境下媒体改善会计信息质量效应的探讨，有助于我们反思在多元化经营成为政府无法左右的“大势”的情况下，如何通过发挥外部治理机制，保护投资者利益。

本文带来的启示主要有三点：(1)行业非相关多元化会在一定程度上损害企业的会计信息质量，政府监管部门应该对此给予足够的重视，要求上市公司披露更为详细的分部信息以减小内外部信息不对称。同时通过投资者教育等渠道，提高投资者对多元化问题的重视程度。(2)媒体可以在一定程度上改善多元化经营带来的会计信息质量问题，因为虽然多元化带来了更多粉饰业绩的空间和机会，但媒体的报道会加大管理者利用这些空间的成本，由于媒体曝光得到查处的案例也会对其他企业起到威慑作用。政府可以适当引导媒体更多地关注企业的多元化经营状况。(3)政府应改善媒介环境，大力发挥媒体对上市公司的监督功能。一方面，监管部门应明确认识并承认媒体对证券监管的贡献，在制定政策时更多地强调和利用媒体。另一方面，政府应扶植和引导媒体产业的良性发展，包括深化媒体的产业化改革，加强相关立法，为其成长提供更为公平和宽松的环境。

参考文献：

[1]靳明，邓广华.上市公司多元化经营与绩效关系研究[J].财经论丛,2009(6):86-94.

[2]陈胜蓝，王芳.终极股东特征、公司多元化与融资约束[J].证券市场导报，2012(4)：70-77.

[3]曾春华，杨兴全.多元化经营、财务杠杆与过度投资[J].审计与经济研究，2012(6)：83-91.

[4]徐莉萍，辛宇.媒体治理与中小投资者保护[J].南开管理评论，2011(6):36-47.

[5]Ansoff H I. Strategies for diversification [J]. Harvard business review，1957，35(5):113-124.

[6]Matsusaka J G，Nanda V. Internal capital markets and corporate refocusing[J]. Journal of Financial Intermediation，2002，11(2):176-211.

[7]Jiraporn P, Kim Y S, Mathur I. Does corporate diversification exacerbate or mitigate earnings management? An empirical analysis[J]. International Review of Financial Analysis，2008，17(5):1087-1109.

[8]Habib M A，Johnsen D B，Naik N Y. Spinoffs and information [J]. Journal of Financial Intermediation，1997，6(2):153-176.

[9]Trueman B，Titman S. An explanation for accounting income smoothing[J]. Journal of accounting research，1988，26(3):127-139.

[10]Shawn Thomas. Firm diversification and asymmetric information: evidence from analysts’ forecasts and earnings announcements [J]. Journal of Financial Economics，2002，64(3):373-396.

[11]Wulf J. Influence and inefficiency in the internal capital market[J]. Journal of Economic Behavior & Organization，2009，72(1)：305-321.

[12]Khanna T, Palepu K. Is group affiliation profitable in emerging markets? An analysis of diversified Indian business groups [J]. The Journal of Finance,2000,55(2):867-891.

[13]Palich L E，Carini G R，Seaman S L. The impact of internationalization on the diversification-performance relationship: a replication and extension of prior research[J]. Journal of Business Research，2000，48(1):43-54.

[14]Aggarwal R K，Samwick A A. Why do managers diversify their firms? Agency reconsidered[J]. The Journal of Finance，2003，58(1):71-118.

[15]Gomez-Mejia L R，Wiseman R M. Does agency theory have universal relevance? A reply to Lubatkin，Lane，Collin，and Very[J]. Journal of Organizational Behavior，2007，28(1):81-88.

[16]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.

[17]杨德明，赵璨.媒体监督,媒体治理与高管薪酬[J].经济研究,2012(6):116-126.

[18]喻国明，中国传媒发展指数报告[M].北京：人民日报出版社，2011.

[19]Jones J. Earnings management during import relief investigations [J]. Journal of accounting research,1991,29(2):193-228.

[20]刘启亮,罗乐,张雅曼,等.高管集权,内部控制与会计信息质量[J].南开管理评论，2013(1)：15-23.

[21]陈红,陈玉秀,杨燕雯.表外负债与会计信息质量,商业信用——基于上市公司表外负债监察角度的实证研究[J].南开管理评论,2014(1):69-75.

[22]Kothari S P, Leone A J, Wasley C E. Performance matched discretionary accrual measures [J]. Journal of accounting and economics,2005,39(1):163-197.

[23]吴克平,于富生.新会计准则对盈余管理影响的实证研究[J].山西财经大学学报,2013(2):107-115.

[24]Francis J, LaFond R, Olsson P, et al. The market pricing of accruals quality [J]. Journal of Accounting and Economics,2005,39(2):295-327.

[25]Jacquemin A P，Berry C H. Entropy measure of diversification and corporate growth [J]. The Journal of Industrial Economics，1979，27(4):359-369.

[26]贺建刚，魏明海. 控制权，媒介功用与市场治理效应: 基于财务报告重述的实证研究[J]. 会计研究，2012(4):36-43.

[27]林晓辉，吴世农.股权结构、多元化与公司绩效关系的研究[J].证券市场导报，2008(1)：56-63.

[28]张宏亮.多元化的盈余质量效应:中国上市公司的证据[J].北京工商大学学报(社会科学版)，2012(3)：65-73.