媒体关注、市场化进程与审计治理效应

朱泽钢，宗庆莹，王 虎

(兰州财经大学 会计学院，兰州 730020)

一、引言

基于两权分离理论，大部分企业都采用所有权与经营权分离的公司架构，在委托代理关系中，企业拥有者将经营控制权交予管理层手中。无论是企业拥有者还是经营者，都是为了追求利益最大化。但由于委托人监督薄弱或股权结构不合理等原因，可能会导致代理人权力过度膨胀，在自利性与信息优势的驱使下，可能会通过会计政策选择、投融资策略或财务信息披露等方面攫取中小股东或相关者的利益以实现自身利益的最大化。由于信息不对称或不确定性，财务报告成为了解决委托代理摩擦及与利益相关者矛盾的重要途径。其一，财务报告可有效抑制企业经营者的道德风险行为；其二，财务报告所披露的信息可以降低经营者与投资者之间的信息不对称程度，进而有利于投资人做出正确的判断。因此，财务报告所提供的会计信息成为企业所有者及其他利益相关者用以判断经营者委托代理义务履行情况的重要依据。然而，目前经济环境中，依然存在一些上市公司采用各种手段违规操纵会计利润，由此带来的后果则是会计信息质量大打折扣，扰乱了利益相关者对企业经营状况与未来价值的判断，甚至可能导致投资者因会计信息失真而做出与事实相背离的决策，从而遭受损失。因此，需要有独立公正的第三方注册会计师对上市公司所提供的经济事实和行为方面的描述性财务信息予以佐证，从而降低信息不对称程度[1-2]。

随着网络时代的发展，商业模式及外部公司治理也发生了前所未有的变化，网络技术的快速发展逐步影响了公司外部治理与监管形式。媒体作为信息载体发挥着收集和传播的重要功能，通过媒体传播能显著提高违规公司的曝光率甚至引发舆论效应，进而提高了行政机构介入违规公司的比率。而行政机构的介入能有效抑制企业违规操作的发生，充分发挥积极的公司治理作用。然而，在企业运作的链条中，作为企业外部治理与社会监督机制的独立审计往往会受到媒体热度的影响[3-4]。可见，明确在媒体的关注下外部审计是如何发挥治理作用及媒体促进审计治理作用的机制对加强中国资本市场的审计监管及验证新闻媒体作为法律制度以外新兴监管角色的功能具有重要作用。

基于此，本文选用2010—2019年沪深交易所A股上市的制造业公司作为样本数据，检验媒体关注是否会影响审计治理效应，并引入市场化进程作为调节变量，观察媒体在市场化程度不同的背景下对审计治理效应的影响。以此为出发点，根据媒体报道态度的不同予以划分，探究不同感情倾向的媒体热度会对审计治理效应产生何种影响。

二、理论分析与研究假设

(一)媒体关注与审计治理效应

在当今高度信息化的时代，由于媒体的行业属性通常具有专门的信息渠道与专业的信息搜集与解读能力，因此，被认为是新兴市场上有效替代法律对投资者保护不足的一项重要制度安排。李培功和沈艺峰[5]提供了经验证据，证实了媒体监督在中国上市公司外部治理中的作用。研究发现，媒体对上市公司的关注热度可有效提高机构行政干预的可能性；而行政机构的干预最终可以显著提高上市公司改正违规操作的可能性。在经济转型的过程当中，由于法律制度尚不完备，经理人市场尚未发育成熟与声誉机制的缺失，媒体的监督职能已成为了处理公司治理突出问题的有效途径之一。其中，作为公司治理机制的外部独立审计，可有效缓解信息的不对称问题，并抑制管理层机会主义行为的发生。Cowle等[6]研究发现媒体报道特定上市公司的审计意见等问题时，审计公司的反应是提高关注度和审计质量，由此说明新闻报道对审计公司起到一种有效的非正式监督机制作用。张俊民等[7]研究表明媒体关注能有效抑制上市公司审计意见购买行为，且在盈余管理程度较高的公司中更加典型。综上提出假设1：

H1：媒体关注对审计治理效应产生正向影响。

(二)市场化进程与审计治理效应

作为公司外部治理机制，市场化进程一定程度上承担了治理的责任。我国自1978年以来，基本完成了从传统的计划经济体制向市场经济体制的转型。进入全面深化改革阶段，政府应进一步减少对市场的干预，通过市场力量实现资源的合理有效配置，缓解委托代理摩擦，降低代理成本。市场化进程不仅可以直接影响公司行为，还从微观角度通过各项公司治理环节而间接影响公司行为。万寿义等[8]通过研究发现我国市场化经济体制改革后，市场化进程对企业社会责任的履行也产生一定影响，上市公司企业社会责任履行情况随着市场化进程的提高而有所改善。栾娴[9]同样认为，市场化程度的提高，企业社会责任披露的质量也随之改善，随着信息的透明化其审计质量也越高。林斌和刘瑾[10]认为，倘若没有良好的制度环境加以辅衬，审计治理效应就无法充分得到发挥。雷光勇等[11]研究发现，不同的法律背景对审计外部治理效能也有所影响，市场化程度与审计质量呈正相关关系。据此提出假设2：

H2：市场化进程对上市公司审计治理效应有正向影响。

(三)媒体关注、市场化进程与审计治理效应

市场化是指在开放市场中以市场需求为导向，着眼于市场在资源分配中的自我调节。由于各地区所拥有的先天禀赋以及外部市场环境、法律制度完善程度的差异，我国东部省份保持了较快的市场化速度，而西部地区则相对较慢[12]。在市场化进程存在差异的情况下，媒体的监管作用以及呈现效果也有所不同。周兰[13]以新闻的“议程设置理论”与“培养理论”为依据，认为媒体负面报道对上市公司的审计质量有正向相关性，且政府公信力的强力介入会削弱媒体监督功能对审计治理的影响。万寿义等[8]研究表明媒体关注和市场化进程之间存在着互补效应，媒体关注与市场化进程均能有效推进上市公司社会责任的履行。而有的学者认为基于投资者保护理论，当市场化程度较低时，媒体报道才更能发挥替代机制而起作用。曹越等[14]研究表明，市场化进程通过约束新闻报道的自由度，进而影响媒体治理机制作用的发挥。由此提出假设3：

H3：市场化进程对媒体关注与审计治理效应具有调节作用。

三、研究设计

(一)样本选择与数据来源

本文样本来自2010—2019年沪深交易所A股上市的制造业公司数据(2018年以前上市的公司)，在剔除ST及*ST公司以及数据缺失样本后，共得到544家上市公司数据。媒体关注相关数据来源于中国研究数据服务平台(CNRDS)，审计治理效应以公司盈余管理水平为代理变量采用修正Jones模型来计量，市场化进程数据取自王小鲁等编著的《中国分省份市场化指数报告》(2018版)，其余变量数据均来源于CSMAR国泰安数据库。为了避免极端值影响，样本中对所有连续变量进行了1%和99%分位上下Winsorize处理。相关数据处理和回归分析利用Stata15.0软件完成。

(二)变量定义

1.被解释变量：审计治理效应

本文以公司盈余管理作为审计治理效应的代理变量，采用截面修正Jones模型来计量盈余管理程度，具体如下：

其中：NDA为非可操纵应计利润，A为总资产；△REV为营业业务收入与上年的变动值；△REC为应收账款的变动值；PPE为固定资产的原值。a1、a2与a3是分年分行业的对模型(2)回归估计得到的参数。

其中：TA为总应计利润(净利润与经营现金流净值的差额)；εi,t为残差项代表总应计利润中的可操控性利润。现实情况中，审计师行为在一定程度上会受到媒体关注度、市场化进程等外界因素制约。但从总体上来说，上市公司审计治理由于各公司内部原因存在差异，依然存在较大弹性。因此，媒体关注等外在因素只能在一定程度上对审计治理效应起作用，可能影响盈余管理行为程度，而不能完全杜绝盈余管理行为。因此，本文因变量由总应计利润TA减去非可操纵应计利润NDA为可操纵性应计利润，按现有文献做法对其取绝对值即表示公司的盈余管理程度|DA|。

2.解释变量：媒体关注

本文媒体关注数据来自CNRDS，其中报刊财经新闻来自300多家重要报纸、杂志的新闻数据，网络财经新闻包含了来源于400多家重要网络媒体的新闻报道数据。主要采用报刊财经新闻中标题与内容包含该上市公司简称的报道数量总和加1取自然对数作为媒体关注的衡量指标，并区分媒体报道内容的情感性质，即正面媒体报道数量、中性媒体报道数量与负面媒体报道数量。

3.调节变量：市场化进程

本文以《中国市场化指数报告(2018版)》中的总指数评分作为衡量各地市场化进程的依据。该报告主要从政府与市场的关系、非国有经济的发展、产品市场的发展程度、要素市场的发展程度、市场中介组织的发展以及市场的法律环境等方面进行综合评分。由于该报告总指数截止于2016年，因此本文借鉴现有文献方法，以往年市场化指数的平均增长率作为计算预测依据，由此推算出2016年以后的数据，作为2017年和2018年市场化进程的替代数据。

4.控制变量

根据已有审计治理效应方面的研究，在实证分析过程对影响审计治理效应的因素进行控制。主要选取资产收益率(净利润/资产总额)、每股收益(净利润/期末股本总额)、存货比例(存货/流动资产合计)、应收账款比例(应收账款总额/营业收入)、公司规模(总资产的自然对数)、公司业绩(净利润的自然对数)、公司成长率(本期营业增加额/上期营业额)与资产负债率(总负债/总资产)作为控制变量。具体变量定义和度量标准如表1所示。

表1 变量定义表

(三)模型构建

为了检验媒体关注对上市公司审计治理效应的影响，结合前文的变量设定，本文被解释变量盈余管理程度|DA|作为审计治理效应的表征指标，选择OLS回归模型进行研究，为检验假设1，构建模型如下：

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

+a7Proi,t+a8Groi,t+a9Levi,t+ε(3)

为了验证假设2，市场化进程越高的地区其所在地上市公司审计治理效应表现越好，本文构建的回归模型如下：

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

+a7Proi,t+a8Groi,t+a9Levi,t+ε(4)

为检验假设3，考察市场化进程对媒体关注和审计治理效应之间的调节效应，在上述模型(3)的基础上加入市场化进程的调节变量，构建如下模型进行回归：

|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显著为负，意味着受媒体关注越多的企业，该上市公司的盈余管理程度就越低，审计治理效应越好，即假设1得到实证支持。若模型(4)中的a1显著为负，说明市场化进程越高的地区，其所在地上市公司审计治理效应越好，即假设2得到验证。若模型(5)中的a1、a3均显著，则说明市场化进程在媒体关注与审计治理效应之间的关系中存在调节效应。

四、实证分析

(一)描述性统计分析

首先对回归模型中的相关变量进行描述性统计，结果如表2所示。其中，媒体关注度(Media)为报刊财经新闻标题和内容报道量之和，即年度平均被报道118.87次，对其总和加1取自然对数后的平均值为3.839，最大值为7.380，最小值为1.099。可以发现，不同上市公司之间的受媒体关注的程度差异较大，符合媒体对各公司关注度有差异的现实情况。其次，审计治理效应的代理变量盈余管理(DA)的平均值为0.012，最小值为-2.999，最大值为1.794，从一定程度上说明分布于我国各地区的上市公司盈余管理程度以及方向存在显著差异。市场化进程(Market)的平均值在7.593，最大值为10.830，最小值为-1.140，表明我国各地区各省份之间市场化程度依旧存在较大差异，且通过进一步对比市场化指数发现，市场化进程指数较低的地区主要集中于我国中西部地区[12]。

表2 相关变量的描述性统计结果

(二)相关性系数分析

为初步检验本文假设与变量选取是否合理，表3列示了相关变量的皮尔森相关系数。由表3可知，媒体关注(Media)与盈余管理(DA)的相关系数为-0.026，在5%的显著性水平下相关，意味着媒体监督发挥了一定的审计治理作用，初步验证了假设1；市场化进程(Market)与盈余管理(DA)的相关系数为-0.078，且在1%的显著性水平下高度相关，说明随着市场化进程的提高，上市公司盈余管理行为得到抑制，从而有效发挥出审计治理效应，此结果初步支持了假设2；媒体关注与市场化进程系数为0.017，虽然不显著，但从一定程度上初步判断两者之间交互作用可能存在调节效应。

表3 相关性系数分析

(三)回归分析

1.媒体关注与审计治理效应

表4中模型(3)报告了盈余管理(DA)与媒体关注(Media)的回归结果。由表4可以看出，媒体关注与盈余管理的回归系数为-0.003，且在5%的水平上显著为负，说明媒体关注度越高，公司盈余管理程度越低，回归结果与假设1一致，说明媒体关注对审计治理效应具有正向作用，即媒体能够通过发挥信息中介职能和监督的外部治理作用，披露更多公司层面信息，减小公司管理者的盈余管理空间。

表4 媒体关注、市场化进程与审计治理效应回归结果

2.市场化进程与审计治理效应

表4中模型(4)的回归结果显示，市场化进程与盈余管理程度显著负相关，在1%显著性水平下，两者之间相关系数为-0.007，说明由于市场经济体制着眼于市场自我调节在资源配置中的作用，政府机构较少介入干预，而是更多地对法律制度加以完善，从而为市场创造公平竞争环境，促进经济结构趋于均衡。在此自由竞争情形下，基于“声誉机制”理论，上市公司高度重视自身形象的塑造，注重维护与利益相关者关系，从而减少盈余管理行为。

3.媒体关注、市场化进程与审计治理效应

表4模型(5)同时报告了市场化进程(Market)与媒体关注(Media)交互作用与盈余管理(DA)之间的回归结果，结果显示媒体关注(Media)的回归系数为-0.005，在1%的水平上显著为负，与模型(3)的回归结果方向一致，说明引入市场化进程变量后，媒体关注对审计治理效应的影响并没有发生质的变化。此外，媒体关注与市场化进程的交互项(Media*Market)回归系数为-0.002，在5%的水平上显著，说明媒体关注与审计治理效应间的关系随着市场化进程(Market)的提高而显著加强，即市场化进程对媒体关注的审计治理效应具有调节作用，上市公司所在地的市场化进程水平越高，越能增强媒体关注对盈余管理行为的治理效应。

4.媒体报道性质与审计治理效应

进一步探究媒体关注产生的不同感情属性报道(正面报道、中性报道与负面报道)对审计治理效应的影响，得到表5所示结果。由表5可以看出，媒体报道异质性对审计治理效应产生的影响大体相同，正面、中性及负面报道都能够抑制盈余管理行为，有效发挥审计治理效应。并依据模型(5)引入媒体报道与市场化进程的交互项，进一步验证不论新闻报道性质为正向、负向或者中性，媒体关注与市场化进程之间的调节效应依然显著存在，市场化程度越高，媒体的外部监督职能更能得到发挥，对审计治理效应产生正向影响，由此进一步验证假设3市场化进程对媒体关注的审计治理效应具有调节作用。

表5 区分不同新闻性质的回归结果

(四)稳健性检验

1.替换被解释变量：非经常性损益项目(EI)

为了考察研究结论的稳健性，首先考察审计治理效应是否因为媒体关注热度不同而有所变化。本文借鉴陈德球和陈运森[15]的方法，以非经常性损益项目来重新度量盈余管理程度，进而体现审计治理效应的发挥。代入回归方程模型(3)后，回归结果如表6所示，主要解释变量媒体关注与替换后的被解释变量盈余管理程度的关系依然显著，呈显著负相关；代入回归方程模型(5)，引入调节变量市场化进程与媒体关注的交乘项后，与上文回归结果基本一致。市场化进程越高，对媒体关注与审计治理效应之间的关系起促进作用，媒体关注与市场化进程之间的交互影响存在调节效应。因此，本文研究结果是稳健的。

表6 稳健性检验

2.替换解释变量：百度指数(Media_)

参照罗进辉[16]的做法，通过权威中文新闻搜索引擎“百度新闻搜索引擎”，分年度检索标题中含有该公司证券简称的新闻报道。其中，起止时间为每年的1月1日至12月31日。百度新闻搜索引擎会自动输出相应的年度新闻报道数量，并对该数据取对数，得到媒体关注度指标(Media_)。在此基础上，利用Python编写爬虫程序进行百度指数指标的搜集。基于模型(3)和模型(5)对主回归中的研究结论进行稳健性检验，结果如表6所示，研究结论与前文一致，未发生实质性改变。

五、结语

本文以2010—2019年我国沪深A股制造业上市公司为研究样本，研究了媒体关注与审计治理效应相关性的关系，并将市场化进程作为调节变量，考察其对二者关系的调节作用。实证结果表明，媒体关注与审计治理效应呈正向关系，表明媒体作为外部监管途径之一，能够发挥其职能，并且能够为公众投资者、审计单位提供增量信息，进而抑制上市公司盈余管理行为，提高审计治理效应；较高的市场化程度，如法律、契约制度、政府机制的完善能在媒体关注与审计治理效应的关系中起到促进作用，进一步抑制企业盈余管理程度，促进审计治理效应的发挥。

本文的研究结论对企业、投资者及政府有一定的借鉴意义。首先，公司要合理配置股权结构，提高管理层道德水平，预防管理层利用机会主义攫取公司利益，对公司盈余管理起到明显抑制作用。公司还应完善内部控制体系，使会计信息公开化透明化，为社会投资者营造良好的投资环境。其次，媒体应履行职责，传递真实可靠信息，向投资者公众及社会传递更多信号，进一步树立优质企业形象。再次，企业应当谨慎选择外部审计机构，充分发挥其社会监督的作用，从而减少盈余操纵的可能性。最后，整体加快推动市场化进程是当务之急。中国市场化改革虽然取得了巨大成效，但我国的市场体制仍有待完善，各地区之间发展不均衡、经济结构失衡和增长动力减弱的问题还有待解决。因此，全面深化改革让市场在资源配置中起决定性作用成为了中国经济当前最重要的任务。