基于国有资产保值增值的国家审计与媒体关注协同机制

郭檬楠，吴秋生

山西财经大学 会计学院，太原 030006

引言

国企作为中国特色社会主义重要的物质基础和政治基础，其国家使命主要体现在提高经营效率、促进国有资产保值增值等方面[1]。为了防止国有资产流失，实现国有资产保值增值，2015 年11 月10 日，国务院办公厅印发的《关于加强和改进企业国有资产监督防止国有资产流失的意见》明确提出：“加强和改进党对国有企业的领导，切实强化国有企业内部监督、出资人监督和审计、纪检监察、巡视监督以及社会监督，严格责任追究，加快形成全面覆盖、分工明确、协同配合、制约有力的国有资产监督体系”。2016 年李克强总理在国务院常务会议上强调国有企业首要的职责就是实现国有资产保值增值，这是衡量国企工作优劣的关键。因此，要实现国有资产保值增值，必须加强国有资产所有权监督和社会公众监督，构建协同高效的国企外部监督机制，其中，构建国家审计与媒体关注的协同机制尤为重要。国家审计和媒体关注作为国企外部监督体系的重要组成部分，需要建立相互促进的合作机制，协同督促国企实现资产保值增值。媒体可以通过对国企审计结果公告的解读，引起社会公众关注，促进国家审计机关提高工作效率和质量；国家审计机关可以借助媒体关注，提高国企审计结果公告的公信力和威慑力，减少审计工作阻力[2]。基于此，本研究从国有资产保值增值的视角出发，深入研究国家审计与媒体关注协同发挥国企治理作用的实现机制，有助于厘清国家审计机关和媒体监督国企的作用机理，探寻二者促进国有资产保值增值的协同路径，为完善国企外部协同治理理论体系，形成协同高效的国企外部监督机制，实现国有资产保值增值提供理论依据和经验证据。

1 相关研究评述

1.1 国企内外部监督对国有资产保值增值的影响

已有研究主要从理论上分析加强国企内外部监督对实现国有资产保值增值的重要性，有学者认为建立国有资产管理制度是提高国有资产保值增值能力的关键，这些制度安排主要包括国有资产授权经营制度、法人治理制度、预算制度、奖惩和监督制度等[3]。也有学者认为国企内部应该建立国有资产审计制度[4]，健全国有资产营运管理机制[5]，实施产权改革[6]；外部应该加强国家审计、新闻媒体、纪检监察和中央巡视监督，促进国有资产保值增值。国家审计通过政策执行实时监控审计、政策预期风险导向审计和政策结果绩效评价审计，对国企改革进行全方位监督，形成一个有效的国企改革预警体系[7]；也可以对国企进行有效的外部监督[8]，提高国企绩效[9]，促进国有资产保值增值[10]。媒体监督能够降低企业信息不对称程度，缓解企业代理问题[11]；也能够发挥威慑效应，形成社会舆论压力，促使有关政府行政监管部门介入企业进行监督检查[12]。纪检监察和中央巡视监督可以有效压缩国企的寻租、腐败空间，减轻“内部人”对国企的控制，促进国有资产保值增值[13]。

1.2 国家审计与媒体关注的协同机理

国家审计和媒体关注均以寻求公正为价值目标，二者各有侧重且相得益彰[2]。已有研究主要就国家审计与媒体关注的协同机理展开探索，有学者认为国家审计机关要不断完善对媒体的保护机制，正确引导社会舆论方向，充分调动社会舆论的积极性；媒体要对国家审计机关实施监督，促使审计人员依法行使监督权力，防止滋生腐败[14]。也有学者从特定目标出发，专门研究媒体关注对国家审计的积极影响，蒲丹琳等[15]研究发现，在审计实施前中期，媒体对被监督地区的报道越多，国家审计实施过程中查出的违规资金就越多，应上缴的财政资金也越多；在审计实施后期，媒体对国家审计揭示问题的报道越多，越有利于督促被审计地区及时整改违规问题，上缴违规的财政资金。王会金等[16]认为，媒体监督水平越高，国家审计的意见采纳绩效和整改绩效越好。池国华等[17]研究发现，媒体关注有利于促进国家审计发挥揭示、抵御和预防功能。还有少数学者探讨媒体关注对国家审计的负面影响，华金秋等[14]认为，媒体也会在追求社会轰动效应、提高视听率的商业利益驱动下，对某些经济事项妄加评论，从而对国家审计人员形成舆论压力和心理负担。

综上所述，已有研究从理论上阐释了国企内外部监督机制对国有资产保值增值的影响，并从宏观层面考察了国家审计与媒体关注的协同机理，特别是媒体关注对国家审计的影响，选取经验数据从微观层面证明国家审计与媒体关注均具有国企治理功能。但鲜有研究从国企的首要职责-国有资产保值增值的视角，深入探讨微观层面国家审计与媒体关注协同促进国有资产保值增值的实现机制。

2 理论分析和研究假设

协同理论框架下，整体环境中的不同子系统之间相互合作、相互影响，可以通过各子系统之间的协同作用，按照某种规律自发形成具有内在性和自生性特点的功能。国企作为国民经济的骨干和基石，能否转向高质量发展，实现国有资产保值增值，直接关系到国企深化改革和宏观层面经济高质量发展的成败[18]，而构建协同高效的国企外部监督机制尤为关键。党的十八届四中全会明确指出“加强党内监督、人大监督、民主监督、行政监督、司法监督、审计监督、社会监督、舆论监督制度建设，努力形成科学有效的权力运行制约和监督体系，增强监督合力和实效。”审计监督、社会监督和舆论监督同为国企外部监督体系的重要组成部分，应该形成合力，协同促进国有资产保值增值。

国家审计机关根据监督国企查出的相关问题形成审计结果公告并向社会公布，审计结果公告主要由3 个部分构成：一是国企的违规违纪问题，二是国企的违规违纪金额，三是向有关部门移送国企涉嫌经济违法违纪线索情况，以上均属于负面信息。根据受众选择行为理论，媒体作为审计结果公告的目标受众，会对信息采取积极主动的选择性关注，并非完全按照政府期望消极接受审计公告信息。特别是媒体为了增加事件报道的吸引力和冲击力，往往对具有负面价值的事件进行更加深入的挖掘[19]。国企审计结果公告作为一种以负面信息为主的披露形式，会吸引媒体的积极关注和大力报道，且国企违规违纪问题数量越多、金额越大，特别是向有关部门移送涉嫌经济违法违纪线索的，越容易吸引媒体的高度关注[10]。媒体关注度越高，被审计国企违规违纪的负面新闻曝光率就越高，社会舆论压力通过发挥声誉机制影响国企高管的政治前途，扩大国家审计的权威性和威慑力，有效降低国企的代理成本[20]，抑制国企高管的机会主义行为[21]，促进国有资产保值增值；而且会引起国家审计之外的其他政府监管机构介入，以全面查处、从根本上解决国企存在的违规违纪问题，促进国企完善内部治理结构，实现国有资产保值增值。根据以上分析，本研究提出假设。

H1国家审计机关公布国企的违规违纪问题和金额，以及是否向有关部门移送涉嫌经济违法违纪线索能够引起当期媒体关注，进而促进国有资产保值增值。

媒体作为信息的载体和中介，是一种灵活、主动的社会民主监督方式[22]，能够及时反映社会公众的关注动向，引导社会舆论方向，促进包括政府在内的有关各方提高工作效率。国企作为受全体人民委托的经营实体，存在严重的所有者缺位问题，这就决定了媒体主要通过新闻报道引起国家审计机关等政府行政机关介入，发挥公司治理作用[23]。媒体关注能够影响国家审计机关的审计供给和审计效率，当媒体对某一国企的报道越多，特别是负面报道较多时，国家审计机关为了防止国有资产流失，回应社会舆论和公众诉求，会选择介入审计调查国企存在的违规违纪行为，督促国企积极整改相关问题，促进国有资产保值增值。国家审计机关确定实施审计的国企之后，也会参考媒体对该国企报道的主要问题，有针对性的制定国企审计实施方案，选择国企审计检查的具体内容和实施审计的种类，进而节约审计成本，提高审计效率，促进国企实现资产保值增值。同时，国家审计机关也会时刻关注媒体对国企的新闻报道，特别是审计整改问题是否重复出现，是否发生了更严重的问题以及产生了新的问题等，据此决定是否对该国企增加审计次数，以保持和提高审计监督效果，促进国有资产保值增值。根据以上分析，本研究提出假设。

H2上期媒体报道国企相关新闻能够影响当期国家审计监督对象选择、实施审计内容种类和实施审计次数，进而促进国有资产保值增值。

3 研究设计

3.1 研究样本和数据来源

国企特别是中央管理的企业，是国民经济的重要支柱，在维护国家经济大局、推进国家重大战略落地和引领创新方面发挥着主力军的作用。审计署从2009 年起每年对部分央企进行审计监督，并于次年向社会公布审计结果公告，同时考虑到被审计央企可能提前了解到审计署的审计计划[24]，本研究选取2008 年至2017 年沪深A 股央企控股上市企业为研究样本。根据国泰安数据库中的上市企业实际控制人名称、实际控制人性质、直接控股股东名称以及央企官方网站公布的上市企业数据，识别出央企控股的A 股上市企业，剔除*ST 和ST、金融行业以及研究变量缺失的上市企业样本数据，最终得到1 987 个样本观测值。本研究从中国知网的“中国重要报纸全文数据库”手工收集媒体关注相关数据，从审计署官方网站公布的2010 年至2018 年央企财务收支审计结果公告手工收集国家审计相关数据，其他数据均来自国泰安数据库。此外，本研究对所有连续变量进行上下1%的winsorize 缩尾处理，以控制样本极端值对回归结果的影响，采用的数据处理软件为Stata 15.0。

3.2 变量定义和测量

3.2.1 国有资产保值增值

瑞士信贷第一波士顿银行(Credit Suisse First Boston)认为，在所有财务评估标准中，经济增加值最能体现股东权益的增值。中国国务院国有资产监督管理委员会(以下简称国资委)于2010 年在央企推行经济增加值考核，并于2014 年制定了《关于以经济增加值为核心加强中央企业价值管理的指导意见》。经济增加值的三大要素为资本成本、营业净利润和投入资本，已经涵盖了对风险和价值等因素的考虑，比传统会计指标具有更多的信息含量[25]。国资委在央企推行经济增加值考核，不仅可以促进央企从利润管理转向价值管理，而且有利于提高企业价值[26]。因此，本研究选取经济增加值与总资产的比值作为测量国有资产保值增值的指标[10]。

3.2.2 媒体关注

本研究借鉴孔东民等[20]的研究，选取中国知网的“中国重要报纸全文数据库”中对上市企业的报道数量作为测量媒体关注的指标，进行主回归分析。在进一步研究中，借鉴MILLER[27]、FANG et al.[28]和李培功等[23]的研究，将《中国证券报》《证券时报》《证券日报》《上海证券报》定义为政策导向型媒体，将《中国经营报》《21 世纪经济报道》《经济观察报》《第一财经日报》定义为市场导向型媒体；借鉴夏楸等[29]的研究，将媒体报道分为正面媒体报道和负面媒体报道，正面媒体报道是指报道中出现大大改善、优化、提高、变好等词汇，负面媒体报道是指报道中出现舞弊、亏损、双规、粉饰业绩、关联交易、双开、内幕交易、偷税、漏税、欺诈、贪污等词汇。为了确保媒体报道数据的准确性，本研究在收集数据的过程中在“全文”、“标题查询”和“主题查询”中搜索含有企业全名和简称的媒体报道[29]，以互相印证。

3.2.3 国家审计

为了验证前文提出的研究假设，本研究借鉴吴秋生等[10]的研究，选择包括国家审计机关公布企业的违规违纪问题数量、国家审计机关公布企业的违规违纪金额数量、国家审计机关是否向有关部门移送涉嫌经济违法违纪线索、国家审计机关监督企业的对象选择、国家审计机关实施审计的内容种类和国家审计机关实施审计的次数等指标测量国家审计。

3.2.4 控制变量

已有研究发现企业财务特征、股权特征和董事会特征均会影响国有资产保值增值，本研究参考吴秋生等[10]和祁怀锦等[30]的研究，选择控制企业财务特征的变量包括财务杠杆、企业规模、流动比率、存货周转率、企业成长性和上市年限，控制企业股权特征的变量包括股权集中度、两权分离度和管理层持股比例，控制董事会特征的变量包括两职合一、独立董事比例和董事会规模。此外，年度和行业固定效应也会影响国有资产保值增值，本研究控制年度和行业虚拟变量。所有变量定义见表1。

表1 变量定义Table 1 Definitions of Variables

3.3 研究模型设计

为了验证H1，本研究借鉴BARON et al.[31]的中介效应检验方法，检验过程为：第1 步，构建模型(1)式，检验国家审计与国有资产保值增值的线性关系，如果α1在统计上显著，则进行下一步。第2 步，构建模型(2)式，检验国家审计与媒体关注的线性关系，如果β1在统计上显著，则进行下一步。第3 步，构建模型(3)式，检验国家审计和媒体关注与国有资产保值增值的线性关系，如果ρ1和ρ2均在统计上显著，表明存在部分中介效应；如果ρ2在统计上显著且ρ1在统计上不显著，表明存在完全中介效应。具体模型为

其中，i为公司；t为年度；Audz为国家审计变量，分别为Lnq、Lnz和Ify；Con为控制变量；α0、β0和ρ0为截距项，α1、β1、ρ1和ρ2为回归系数；ε、θ 和μ为随机扰动项。

为了验证H2，本研究借鉴BARON et al.[31]的中介效应检验方法，检验过程为：第1 步，构建模型(4)式，检验媒体关注与国有资产保值增值的线性关系，如果λ1在统计上显著，则进行下一步。第2 步，构建模型(5)式，检验媒体关注与国家审计的线性关系，如果κ1在统计上显著，则进行下一步。第3 步，构建模型(6)式，检验媒体关注和国家审计与国有资产保值增值的线性关系，如果ω1和ω2均在统计上显著，表明存在部分中介效应；如果ω2在统计上显著且ω1在统计上不显著，表明存在完全中介效应。具体模型为

4 实证结果和分析

4.1 描述性统计

表2 给出全样本的描述性统计结果。由表2 可知，Eva的最大值为0.213，最小值为- 0.494，表明不同国企的资产保值增值情况差异较大，且部分国企的经济增加值小于0；Lnm的最大值为7.999，最小值为0，表明新闻媒体对不同国企的关注度存在显著差异，部分国企的媒体关注度为0；Lnq的最大值为3.784，最小值为0，表明国家审计机关查出不同国企的违规违纪问题数量差异较大；Lnz的最大值为8.564，最小值为0，表明国家审计机关查出不同国企的违规违纪金额差异较大；Ify的均值为0.422，表明国家审计机关向有关部门移送涉嫌经济违法违纪线索的国企占全样本的比值为42.200%；Aud的均值为0.579，表明国家审计机关审计过的国企占全样本的比值为57.900%；Sjz的最大值为6，最小值为0，表明国家审计机关对同一国企审计的内容种类最多为6 种；Sjp的最大值为3，最小值为0，均值为0.817，表明国家审计机关审计同一国企的次数最多为3 次，也有部分国企尚未被审计过。因此，国家审计机关尚未实现国企审计全覆盖。

表2 描述性统计结果Table 2 Results for Descriptive Statistics

4.2 相关性分析

表3 给出相关性分析结果和VIF检验结果。由表3 可知，国家审计各变量之间的相关系数较大，有的甚至达到了0.975，且Lnq、Lnz、Sjz的VIF值也均大于10，为了缓解这些变量之间严重的多重共线性对回归结果的影响，本研究将这些变量分别放置于不同的模型中进行回归分析。同时，由表3 可知，Eva与Lnm和L.Lnm在1%水平上显著正相关，表明当期和上期的媒体关注均能有效促进国有资产保值增值；L.Lnm与Lnq、Lnz、Ify均在1%水平上显著正相关，表明媒体更愿意关注违规违纪问题数量较多、金额较大以及向相关部门移送涉嫌经济违法违纪线索的国企；L.Lnm与Aud、Sjz、Sjp均在1%水平上显著正相关，表明上期媒体对国企的关注度越高，下期国企被审计的可能性越大、实施审计的内容种类和次数也越多。

4.3 主检验结果

本研究团队之前的研究已证明国家审计机关查出国企的违规违纪问题和金额，以及是否向有关部门移送涉嫌经济违法违纪线索与国有资产保值增值存在显著相关性[10]，本研究在此不再验证中介效应的第1 步，后文的检验在此基础上展开。表4 给出国家审计、媒体关注与国有资产保值增值的回归结果，由(1)列可知，Lnq与Lnm的回归系数为0.072，在5%水平上显著；由(4)列可知，Lnm与Eva的回归系数为0.002，在1%水平上显著；且Lnq与Eva不存在显著相关性。以上结果表明国家审计机关公布国企的违规违纪问题数量越多，媒体关注度越高，且媒体关注是国家审计机关公布国企违规违纪问题促进国有资产保值增值的完全中介因子。由(2)列可知，Lnz与Lnm的回归系数为0.037，在5%水平上显著；由(5)列可知，Lnm与Eva的回归系数为0.002，在1%水平上显著；且Lnz与Eva不存在显著相关性。以上结果表明国家审计机关公布国企的违规违纪金额越大，媒体关注度越高，且媒体关注是国家审计机关公布违规违纪金额促进国有资产保值增值的完全中介因子。由(3)列可知，Ify与Lnm的回归系数为0.425，在1%水平上显著；由(6)列可知，Lnm与Eva的回归系数为0.002，在1%水平上显著，且Ify与Eva不存在显著相关性。以上结果表明对国家审计机关向有关部门移送涉嫌经济违法违纪线索的国企，媒体关注度更高，且媒体关注是国家审计机关向有关部门移送涉嫌经济违法违纪线索促进国有资产保值增值的完全中介因子。综上所述，媒体可以通过报道国家审计机关公布国企的违规违纪问题和金额，以及向有关部门移送涉嫌经济违法违纪线索扩大审计监督效能，媒体关注是国家审计通过上述方面发挥促进国有资产保值增值功能的完全中介因子，H1得到验证。

由表4 还可知，财务杠杆和流动比率与国有资产保值增值显著负相关，表明财务杠杆和流动比率越高，越不利于促进国有资产保值增值；存货周转率、企业成长性、两权分离度、管理层持股比例与国有资产保值增值显著正相关，表明存货周转率越高、企业成长性越好、两权分离度越高、管理层持股比例越高，越有利于促进国有资产保值增值。财务杠杆、企业规模、存货周转率、股权集中度、管理层持股比例、独立董事比例、董事会规模与媒体关注显著正相关，表明财务杠杆越高、企业规模越大、存货周转率越高、股权集中度越高、管理层持股比例越大、独立董事比例越大、董事会规模越大，媒体关注度越高；两权分离度与媒体关注大多显著负相关，基本表明两权分离度越高，媒体关注度越低。

表4 国家审计、媒体关注与国有资产保值增值的回归结果Table 4 Regression Results for Government Audit, Media Coverage and Preservation and Appreciation of State-owned Assets

表5 给出媒体关注、国家审计与国有资产保值增值的回归结果。由(1)列可知，L.Lnm与Eva的回归系数为0.001，在5%水平上显著，表明媒体关注越高，越有利于促进国有资产保值增值。由(2)列可知，L.Lnm与Aud的回归系数为0.038，在1%水平上显著；由(5)列可知，L.Lnm与Eva的回归系数为0.001，在5%水平上显著；且Aud与Eva不存在显著相关性。以上结果表明上期国企的媒体关注度越高，当期被国家审计的可能性越大，但国家审计监督对象选择不具有中介效应。由(3)列可知，L.Lnm与Sjz的回归系数为0.178，在1%水平上显著；由(6)列可知，L.Lnm与Eva的回归系数为0.001，在5%水平上显著；且Sjz与Eva不存在显著相关性。以上结果表明上期国企的媒体关注度越高，当期国家审计机关实施审计的内容种类越多，但国家审计实施的审计内容种类不具有中介效应。由(4)列可知，L.Lnm与Sjp的回归系数为0.058，在1%水平上显著；由(7)列可知，L.Lnm与Eva的回归系数为0.001，在5%水平上显著；且Sjp与Eva不存在显著相关性。以上结果表明上期国企的媒体关注度越高，当期国家审计机关实施审计的次数越多，但国家审计机关实施的审计次数不具有中介效应。综上所述，当期媒体报道国企相关新闻能够影响下期国家审计监督对象选择、实施审计内容种类和实施审计次数，但不具有中介效应，H2得到部分验证。

表5 媒体关注、国家审计与国有资产保值增值的回归结果Table 5 Regression Results for Media Coverage, Government Audit and Preservation and Appreciation of State-owned Assets

4.4 稳健性检验

4.4.1 改变国有资产保值增值测量指标

本研究采用净资产收益率(Roe)作为国有资产保值增值的测量指标，进行稳健性检验，表6 给出检验H1的回归结果。由(1)列可知，Lnq与Lnm的回归系数为0.072，在5%水平上显著；由(4)列可知，Lnq与Roe的回归系数为0.008，在1%水平上显著；且Lnq与Roe不存在显著相关性。由(2)列可知，Lnz与Lnm的回归系数为0.037，在5%水平上显著；由(5)列可知，Lnm与Roe的回归系数为0.008，在1%水平上显著；且Lnz与Roe不存在显著相关性。由(3)列可知，Ify与Lnm的回归系数为0.425，在1%水平上显著；由(6)列可知，Ify与Roe的回归系数为0.008，在1%水平上显著；且Ify与Roe不存在显著相关性。H1仍然得到验证。表7 给出检验H2的回归结果。由(1)列可知，L.Lnm与Roe的回归系数为0.008，在1%水平上显著。由(2)列可知，L.Lnm与Aud的回归系数为0.038，在1%水平上显著；由(5)列可知，L.Lnm与Roe的回归系数为0.008，在1%水平上显著；且Aud与Roe不存在显著相关性。由(3)列可知，L.Lnm与Sjz的回归系数为0.178，在1%水平上显著；由(6)列可知，L.Lnm与Roe的回归系数为0.008，在1%水平上显著；且Sjz与Roe不存在显著相关性。由(4)列可知，L.Lnm与Sjp的回归系数为0.058，在1%水平上显著；由(7)列可知，L.Lnm与Roe的回归系数为0.008，在1%水平上显著；且Sjp与Roe不存在显著相关性。以上结果与主检验结果一致。

表6 稳健性检验1：采用净资产收益率检验H1 的回归结果Table 6 Robust Test 1: Regression Results of H1 for Using Return of Earning

表7 稳健性检验2：采用净资产收益率检验H2 的回归结果Table 7 Robust Test 2: Regression Results of H2 for Using Return of Earning

4.4.2 倾向得分匹配方法

本研究采用倾向得分匹配方法缓解由于样本自选择偏差造成的内生性问题[32]。具体地，利用Logit 模型，选取财务杠杆、企业规模、流动比率、存货周转率、企业成长性、上市年限、股权集中度、两权分离度、管理层持股比例、两职合一、独立董事比例、董事会规模、年度和行业等特征因素作为自变量[33]，分别以是否被审计和是否被媒体关注作为因变量[20]，采用1:1 最邻近匹配法进行样本配对，在通过平衡性检验的基础上，本研究采用前文模型进行实证检验。对H1的检验结果表明，Lnq与Lnm的回归系数为0.089，在1%水平上显著；Lnm与Eva的回归系数为0.002，在1%水平上显著；且Lnq与Eva不存在显著相关性。Lnz与Lnm的回归系数为0.045，在5%水平上显著；Lnm与Eva的回归系数为0.002，在1%水平上显著；且Lnz与Eva不存在显著相关性。Ify与Lnm的回归系数为0.370，在1%水平上显著；Lnm与Eva的回归系数为0.002，在1%水平上显著；且Ify与Eva不存在显著相关性。H1再次得到验证。对H2的检验结果表明，L.Lnm与Eva的回归系数为0.001，在5%水平上显著；L.Lnm与Aud、Sjz、Sjp均在1%水平上显著正相关；且Aud、Sjz、Sjp与Eva均不存在显著相关性。以上结果与主检验结果一致。

4.4.3 控制企业固定效应

本研究控制企业固定效应(Cod)以消除企业个体差异对回归结果的影响。对H1的检验结果表明，Lnq与Lnm的回归系数为0.025，在10%水平上显著；Lnm与Eva的回归系数为0.004，在1%水平上显著；且Lnq与Eva不存在显著相关性。Lnz与Lnm的回归系数为0.016，在10%水平上显著；Lnm与Eva的回归系数为0.004，在1%水平上显著；且Lnz与Eva不存在显著相关性。Ify与Lnm的回归系数为1.240，在1%水平上显著；Lnm与Eva的回归系数为0.004，在1%水平上显著；且Ify与Eva不存在显著相关性。H1再次得到验证。对H2的检验结果表明，L.Lnm与Eva的回归系数为0.003，在5%水平上显著；L.Lnm与Aud、Sjz、Sjp均在5%及以上水平上显著正相关；且Aud、Sjz、Sjp与Eva均不存在显著相关性。以上结果与主检验结果一致。

5 进一步研究

不同类型媒体关注和媒体性质也会影响媒体发挥监督国企的功能，已有研究主要从负面媒体报道和正面媒体报道、政策导向型媒体报道和市场导向型媒体报道等方面进行研究。关于负面媒体报道和正面媒体报道的研究，有学者认为负面媒体报道能通过影响上市企业注册会计师选择，提高会计信息透明度，促使管理层放弃不利于提升企业价值的收购[34]；注册会计师在实施审计过程中也会高度关注企业的负面新闻报道，借此确定审计重点，节约审计成本，更好地发现可能存在的重大错报[35]。因此，负面媒体报道较多的上市企业，注册会计师发表非标准审计意见的可能性更大[36]；正面媒体报道较多的上市企业，注册会计师出具标准无保留意见的可能性更大，也越有可能投入更多资源获得“清洁”审计意见[37]。但也有学者认为正面媒体报道对审计质量的影响较小，媒体关注的治理效应主要体现在负面媒体报道方面[38]。关于政策导向型媒体报道和市场导向型媒体报道的研究，有学者认为两种导向型媒体报道均能显著提升企业创新绩效[39]；也有学者认为与政策导向型媒体报道相比，市场导向型媒体报道具有更好的公司治理功能，政策导向型媒体报道更容易吸引政府监管部门的关注[23]；还有学者研究发现，相对于市场导向型媒体报道，政策导向型媒体报道更有利于提高企业内部控制质量[40]。因此，本研究进一步考察国家审计主要通过协同什么类型和性质的媒体发挥促进国有资产保值增值的作用。

由前文实证结果可知，媒体关注是国家审计促进国有资产保值增值的完全中介因子。本研究将媒体关注划分为政策导向型媒体报道(Lng)、市场导向型媒体报道(Lnma)、正面媒体报道(Lngo)和负面媒体报道(Lnb)，这4 个变量均用报道数量加1 的自然对数测量，进一步检验国家审计促进国有资产保值增值的作用路径。表8 给出政策导向型媒体报道的检验结果，由(1)列可知，Lnq与Lng的回归系数为0.071，在1%水平上显著。由(4)列可知，Lng与Eva的回归系数为0.003，在1%水平上显著；且Lnq与Eva不存在显著相关性。以上结果表明国家审计机关公布国企违规违纪问题数量越多，政策导向型媒体关注度越高，且政策导向型媒体关注是国家审计机关公布国企违规违纪问题促进国有资产保值增值的完全中介因子。由(2)列可知，Lnz与Lng的回归系数为0.039，在1%水平上显著。由(5)列可知，Lng与Eva的回归系数为0.003，在1%水平上显著；且Lnz与Eva不存在显著相关性。以上结果表明国家审计机关公布国企的违规违纪金额越大，政策导向型媒体关注度越高，且政策导向型媒体关注是国家审计机关公布违规违纪金额促进国有资产保值增值的完全中介因子。由(3)列可知，Ify与Lng的回归系数为0.328，在1%水平上显著。由(6)列可知，Lng与Eva的回归系数为0.003，在1%水平上显著；且Ify与Eva不存在显著相关性。以上结果表明对国家审计机关向有关部门移送涉嫌经济违法违纪线索的国企，政策导向型媒体关注度更高，且政策导向型媒体关注是国家审计机关向有关部门移送涉嫌经济违法违规线索促进国有资产保值增值的完全中介因子。综上所述，政策导向型媒体可以通过报道国家审计机关公布国企的违规违纪问题和金额，以及向有关部门移送涉嫌经济违法违纪线索扩大审计监督效能，是国家审计通过上述方面发挥促进国有资产保值增值功能的完全中介因子。对市场导向型媒体报道的检验结果表明，Lnq与Lnma的回归系数为0.074，在1%水平上显著；Lnma与Eva的回归系数为0.001，在10%水平上显著；且Lnq与Eva不存在显著相关性。Lnz与Lnma的回归系数为0.038，在1%水平上显著；Lnma与Eva的回归系数为0.001，在10%水平上显著；且Lnz与Eva不存在显著相关性。Ify与Lnma的回归系数为0.315，在1%水平上显著；Lnma与Eva的回归系数为0.001，在10%水平上显著；且Ify与Eva不存在显著相关性。以上结果表明市场导向型媒体报道是国家审计促进国有资产保值增值的完全中介因子。对正面媒体报道的检验结果表明，Lnq与Lngo的回归系数为0.118，在1%水平上显著；Lngo与Eva和Lnq与Eva均不存在显著相关性。Lnz与Lngo的回归系数为0.073，在1%水平上显著；Lngo与Eva和Lnz与Eva均不存在显著相关性。Ify与Lngo的回归系数为0.518，在1%水平上显著；Lngo与Eva和Ify与Eva均不存在显著相关性。以上结果表明正面媒体报道不具有中介效应。对负面媒体报道的检验结果表明，Lnq与Lnb的回归系数为0.061，在1%水平上显著；Lnb与Eva的回归系数为- 0.003，在1%水平上显著；且Lnq与Eva的回归系数为0.001，在10%水平上显著。Lnz与Lnb的回归系数为0.042，在1%水平上显著；Lnb与Eva的回归系数为- 0.003，在1%水平上显著；且Lnz与Eva的回归系数为0.001，在5%水平上显著。Ify与Lnb的回归系数为0.297，在1%水平上显著；Lnb与Eva的回归系数为- 0.003，在1%水平上显著；且Ify与Eva的回归系数为0.003，在10%水平上显著。以上结果表明负面媒体报道是国家审计促进国有资产保值增值的部分中介因子。因此，国家审计主要通过影响政策导向型媒体报道、市场导向型媒体报道和负面媒体报道发挥促进国有资产保值增值的功能，而正面媒体报道不具有中介效应。

表8 政策导向型媒体机制检验的回归结果Table 8 Regression Results for Mechanism Test for Policy-oriented Media

6 结论

本研究基于审计署公布的央企审计结果公告，选取2008 年至2017 年央企控股上市企业为研究样本，以促进国有资产保值增值为目标，从国企重要的外部监督主体-国家审计机关和媒体出发，研究二者协同促进国有资产保值增值的实现机制。

研究结果表明，国家审计机关可以通过公布国企的违法违纪问题和金额，以及向有关部门移送涉嫌经济违法违纪线索等相关信息引起当期媒体关注，进而促进国有资产保值增值，且公布的违规违纪问题数量越多和金额越大、向有关部门移送涉嫌经济违法违纪线索的国企，媒体关注度越高。媒体报道上期国企的相关新闻，可以影响当期审计监督对象选择、实施审计的内容种类和实施审计的次数，提升国家审计促进国有资产保值增值效能，且媒体关注度越高的国企，下期被审计的可能性越大、实施审计的内容种类越多、审计的次数也越多。上述结论在经过稳健性检验和内生性检验后依然成立。进一步研究发现，国家审计主要通过影响政策导向型媒体报道、市场导向型媒体报道和负面媒体报道发挥促进国有资产保值增值的功能，且审计查出的违法违纪问题数量越多、金额越大以及向有关部门移送涉嫌经济违法违纪线索的国企，更容易引起政策导向型媒体报道和负面媒体报道，而正面媒体报道不具有中介效应。

本研究的理论贡献在于：在协同理论框架下，采用中介效应模型剖析国家审计和媒体关注促进国有资产保值增值的作用路径，厘清了国家审计与媒体关注促进国有资产保值增值的协同效应实现机理，拓展了协同理论在国企外部监督体系中的应用范围，有利于完善国家审计机关与媒体协同治理相关理论，丰富国企外部监督协同理论体系。

本研究的实践启示在于：中国政府应当完善国家审计与媒体关注的协同治理机制，形成协同高效的国有资产监督体系，促进国有资产保值增值。国家审计机关要在保密性原则的基础上，及时公布更为详细的国企审计结果公告，为媒体监督提供足够多的素材，提高全体人民对国企经营状况的知情度，促进国有资产保值增值。同时，国家审计机关还要时刻关注国企的相关媒体报道，特别是政策导向型媒体报道、市场导向型媒体报道和负面媒体报道，以提前发现可能存在违规违纪行为的国企，有针对性地确定审计实施计划、重点检查内容和种类，提高审计监督效率，促进国有资产保值增值。媒体要加强对国企相关信息，特别是负面信息的全面追踪报道，提高国企审计结果公告的报道力度，充分发挥社会舆论监督作用，促进国有资产保值增值。同时，媒体还要积极向国家审计机关提供国企的违规违纪行为线索，构建二者的协调沟通渠道，为国家审计机关选择监督对象、确定审计的内容种类和次数提供参考依据，促进国有资产保值增值。

本研究的不足在于：首先，地方审计机关尚未明确建立国企审计结果公告公开制度，无法详细获得地方国企审计相关数据，有待相关制度完善之后，进一步考察国家审计与媒体关注的协同对地方国企的治理效应。其次，国企外部监督体系包括出资人监督和审计、纪检监察、巡视监督和社会监督等，由于协同理论以及相关研究方法的限制，本研究仅考察国家审计与媒体关注的协同效应实现机制，难以有效排除其他监督方式的干扰，其他监督主体的协同治理机制有待进一步研究。