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媒体报导对上市企业信息披露质量的影响研究
媒体报导对上市企业信息披露质量的影响研究
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摘要：
本文运用多元回归模型，将媒体报导和上市企业会计信息披露质量之间的联系进行实证剖析。
研究结果表明：
新闻监督报导对我国上市企业的管理产生了积极有效的作用，新闻报导通过企业的管理功能，进一步影响上市企业财务信息披露质量。
关键词：
媒体报导；信息披露质量；多元回归模型
Effectsofmediacoverageofthequalityofinformationdisclosureoflistedcompanies
Abstract:
Thispaperusesmultivariateregressionmodel,themediareportsandaccountinginformationdisclosureoflistedcompanieslinkbetweenthequalityempiricalanalysis.Theresultsshowedthat:
newscoverageofthesupervisionofthemanagementoflistedcompanieshadapositiveandeffectiveroleinnewscoveragebyenterprisemanagementcapabilities,furtheraffectthequalityoflistedcompaniestodisclosefinancialinformation.
Keywords：
Mediamonitoring；InformationQuality；Multipleregressionmodel
1引言
1.1研究背景
在上市企业中，会计信息披露作为一座对外的信息桥梁密切联系着投资者与企业经营者。
同时，会计信息作为长期金融市场的基础，其质量高低也直接决定了市场投资者的投资方向，在一定水平上影响着长期金融市场的运作效率。
然而当今暗藏在中国乃至世界其他国家上市企业会计信息中的质量问题俨然变成了妨碍我国长期金融市场兴盛的一个首要原因。
作为一个紧密关系长期资金市场稳定繁荣的上市企业信息披露质量，怎样有效控制财务信息失实，保障财务信息公示的质量，已经变成了学术界和实际企业经理人非常重视的问题。
媒体报导对于企业信息披露所具备的快速、公正、透明等作用，同时持续不断的追踪报导在过去、现在和未来对上市企业的管理中都能够起到强有力的管理和警醒的效力。
因而，媒体报导被当作是新兴长期金融市场上一个非常首要的外在管理机制，引起了国内外学术界和相关监管机构的重视。
1.2研究目的及意义
本文在研究分析中运用各种不同类型的会计指标，建立相应的技术模型，运用统计软件对上市企业信息披露质量与媒体报导的相关性分析和回归模型进行统计性分析，使投资者正确认识媒体报导对证券市场信息披露的影响，探究媒体报导对上市企业管理的积极意义。
2本领域文献综述
2.1国外研究现状
外国学者对信息披露的探究起步相对比我国早，重点聚焦于信息披露质量对企业治理的关系，特别是通过信息披露对企业业绩的关系从而体现出全面有效信息披露制机制的重要性。
Core（2007）发觉上市企业高管薪资的反面不良媒体报导与高管超额薪资相互之间存在一种正相关的关系，表明了媒体报导在判别高管薪资操控层面的影响。
Miller（2006）发现媒体报导可以强有力的辨别上市企业高管的财务信息制假举动。
如今，紧跟着媒体报导在长期资金市场上作用效果的明显增强，大量的理论学家逐渐将焦点聚焦在媒体报导如何作用于长期资金市场运行机制这个题目中。
早在20多年前，Buhr与Freedman就在对美国和加拿大两国企业7年的信息披露数据中所实行比较探究的结果上,研究讨论了文明和体制要素对信息披露水平的作用。
Healey和Palepu（2001）表明了媒体报导作为一项事关企业信息披露的关键来源，可以尽可能降低信息之间不对称。
Dyck和Zingales（2002）察觉到随着高管的个人利益远离股东价值最大化时，高管追逐个人利益的举动往往紧跟着一些有关的成本，媒体关注会对这种利益和成本相互之间的平衡产生相当程度的干预，经过这样的运行机制媒体影响高管的判断和决定。
CormierD和Magnan（2003）的探究发现，主动的媒体报导有利于增强企业的信息披露水平。
Gamerschlag（2011）的探究表明，企业信息披露水平在一定程度和范围内受到媒体监督的影响。
2.2国内研究现状
我国金融市场的进展晚于西方发达国家，现正处于逐渐进步、完善的进程，虽然建立了财务信息披露制度，但由于体制不够健全、标准，更何况近几年来，国内外上市公司财务错报漏报财务信息、虚构盈利的财务造假举动层出不穷。
所以，上述种种原因在一定水平中限制了证券市场成长的速度。
目前国内学者研究可分为2类。
第一类为媒体报导对信息披露质量的作用机制探究。
如国内的李培功和沈艺峰（2012）通过追踪媒体的不良报导和企业的纠正举动，观察到紧跟着媒体不良报导数目的上升，上市企业纠正违规举动的可能性也紧随着上升，表明媒体的确起到了积极的企业管理作用。
梁红玉、姚益龙、宁吉安（2011）发现媒体的持续报导可以减少委托方和受托方相互之间的信息不对称，在一定水平下可以提升了企业管理效果。
王恩山，戴小勇（2013）探究分析发现，媒体报导可以经过信息传达机制、信誉机制和间接作用于内部企业管理机制有效减少代理成本，提升信息披露质量。
李培功、沈艺峰（2010）表明媒体披露能够经过监察机构的行径对违反规定的企业实行查处。
郑志刚（2011）在以我国上市企业数据的基础上探究表明，媒体对上市企业的反面报导可以直接或者经过完善除此之外的管理体制的成效来间接改进下一年度的成就。
姚易龙（2001）表示媒体对企业的反面报导出，会使企业的利益直接关系人觉得，企业潜在已有的状况也许要比媒体所报导的更加复杂，从而积极实行一系列举动来保护本身的权益。
程新生（2011）等探究发现，媒体的报导好坏能够经过信息披露与声誉机制作用于企业的融资，从而改变企业的投资效率。
第二类为媒体报导对信息披露质量的条件和作用效果探究。
如杨德明和赵璨（2012）表明，只有在行政政府部门的协同合作下，媒体报导才可以发挥企业管理的功能。
于忠泊（2011）等的探究也表明媒体报导有助于信息的传播，降低了高管隐藏各种信息。
崔燕（2012）认为上市企业的会计信息披露治理水准，不但可以给上市企业带来快速的财产效应，并且对上市企业的当事人关系治理效率和企业的长期财富均具有重要的影响。
江苏省泰州市气象局的洪强（2012）表示上市企业唯有构建有用、健全的内部控制，才可以在一定水平下保障财务披露的信息的准确性和可靠性。
徐莉萍和辛宇（2011）的探究发现，媒体可以在过去、现在和未来通过社会监督对提高信息的透明度起到了管理功能。
陶文杰和金占明（2012）证明了媒体报导在信息披露和企业会计业绩的相互联系下存在中介效应。
郑春美、向 淳（2013）表明扩张企业规模、增加公众媒体和审计监察程度可以明显提高企业信息披露质量。
章六红（2011）从其他治理措施比较发现，媒体关注具备公开、主动、透明的特征，可以更能保护投资者的利益同时更能促进金融市场安全运行。
2.3评述
综合看来，无论是国内理论学者还是国外的学者都对信息披露展开了深入探究，成绩斐然。
国内外学者都强调了信息披露质量的重要性。
但是他们在分析过程中只是对信息披露所产生的问题的浅层次研究，通常都只是在原有的基础上进一步强调了信息披露质量所形成原因的真实性、规范性，更多的在对原有成熟的理论进行重复的阐述；其次，实证研究仍然不足，没有足够的数据支持理论，所以缺乏认同度。
基于此，笔者将以深圳A股市场全样本上市企业分层抽样为例，通过分析该市从2013年媒体报导程度和上市企业信息披露质量的概况，利用统计模型进行深入探讨，将模型分析结论和当今现状结合来找出信息披露质量与各个影响因素之间的关系，并提出合理的对策建议。
3基本理论与研究假设
会计信息披露质量重点取决于披露内容的真实性、充分性、时效性以及披露的对象之间是否公正。
因此企业受到媒体的报导越多，间接影响了信息披露质量的标准，最终使信息披露质量越好。
具体的影响机制包括：
（1）媒体报导可以大大提高发觉企业违反规定行为的可能性，进而提高了政府监督部门直接干预的可能性，加大了相关企业的运营费用，比如企业掩盖违规行为的费用支出或者企业所面临的罚款等，管理层面临企业利益和额外费用支出的权衡比较，从而间接引导相关企业纠正违反规定的举动，使所披露信息的真实性、充分性、时效性得以保证，最终提升信息披露质量。
（2）媒体监督报导可以影响企业管理层的信誉，从而间接端正其负面的举动。
媒体对管理层的监督越频繁，管理层所承受的压力也相应就越大，进而起到规范管理层的作用，使得所披露信息的真实性加强，最终使企业信息披露的质量得以保障。
（3）在声誉机制下，媒体可以实现外部监督企业功能。
媒体披露将有效地促使有关监管部门改进完善相关的法律法规，而法律法规的完善又会进一步提高完善企业治理作用，企业治理作用的加强使信息披露的真实性和充分性得以保障，最终保证了上市公司信息披露质量。
（4）媒体通过其独特的信息制造功能、信息披露辅助功能、信息加工功能与信息传输中的及时性和准确性缓解了投资者与企业之间的信息不对称从而提高了信息披露质量。
而在有关的文献中，学者们也对两者的相关性进行研究。
陈志武（2002）的研究报告中把企业的监察分为5个部分管理层、金融市场参与者、媒体、政府监察、法律诉讼。
这五个部分的监察相互促进、互不分割，而且其监察的效率和成本有所区别，排位越在前的监管就越直接，其成本越低，排位在后面的监管往往起到最后的补救作用。
然而，对于管理层的监察在实际操作中不可行，而另一方面的政府监察和法律诉讼往往在企业发生重大错误的时候才会干预。
因此由此可知，媒体的监察对企业往往更有效、直接、可行。
此外，邓俊、欧阳爱平（2012）研究表明，上市企业受到媒体的关注度越多，其信息披露质量越高。
郑春美和向淳（2009）在论文中也证实了其关系是正相关的；且都利用模型证明了媒体关注度与信息披露相关性最显著。
王建明（2008）实际探究表明,信息披露质量在行业之间的差别和外部监察机制压力下会产生明显的影响。
综上所述，提出本文的研究假设：
媒体报导对信息披露质量成正相关性。
4模型构建及数据说明
4.1样本选择与数据来源
本文以2013年份，从深圳交易所上市所有A股的上市企业中按照行业进行分层抽样来作为总样本，全样本为1625家上市企业,共分为17个行业划分，并删除：
当年的IPO企业；数据缺失的样本。
并同时考虑到部分企业的股票名称极其产生歧义，使得搜索出的新闻条数大都与相关企业无关，或者股票名称在样本期间进行了变更从而引起了较大的测量误差。
经过以上筛选，最终对每个行业进行了分层抽样抽取了200家上市企业。
4.2模型设定及变量选择
4.2.1解释变量和被解释变量的选择
解释变量：
媒体关注度数据取自中国知网报纸数据库，该数据库可以按照年度划分列出每个上市企业的新闻报导数。
由于手工收集的报导数量多，因此以该数据库媒体报导数量的对数作为媒体关注度。
被解释变量：
信息披露质量指标来源于深证所上市企业“诚信档案”中的“披露考评”。
评分等级：
A、B、C、D四个等级分别代表优秀、良好、合格、不合格。
由此，我们将评级等级为不合格、合格、良好、优秀依次取值为为1、2、3、4来代表信息披露质量。
其中深圳证券交易所上市企业“诚信档案”中的“披露考评”评级标准：
（1）上市企业信息披露的可靠性、完整性、及时性、正当性和公平性；
（2）上市企业被处罚、处分及采取其他监管措施情况；
（3）上市企业与深圳证券交易所的配合情况；
（4）上市企业信息披露事务管理情况；
4.2.2控制变量的选择
本文选取企业规模、净资产负债率、资产负债率、两职合一、股权集中度作为控制变量。
参考大量文献我们看到了李俊（2008）的研究表明：
企业规模和信息披露质量呈正比，因此我们对企业规模予以控制。
唐跃军（2005）说明了信息披露质量越好，其净资产负债率越高，因此我们对净资产负债率予以控制。
Owusu-Ansah研究企业股权结构与信息披露质量发现，企业控制者的股权比例越高，信息披露质量越低，两者呈负相关。
此外大量的研究表明两职合一不利于信息的披露，由此我们选取股权集中度和两职合一予以控制。
另外，企业的资本结构也会对信息的披露产生影响，所以我们以资产负债率作为控制变量。
表1-1研究变量定义表
变量名称
变量符号
变量解释
被解释变量
信息披露质量
Quality
深圳交易所考评结果，将等级不合格的取值1，合格的取值2，良好的取值3，优秀的取值4
解释变量
媒体关注度
Media
媒体新闻报导条数的自然对数
控制变量
企业规模
Size
取年末总资产的自然对数
股权集中度
Ten
取企业前10位大股东持股比例之和
两职合一
Dual
当企业董事长与总经理两职合一时，取值1；否则取值0
资产负债率
Lev
等于年末总负债/年末总资产
净资产收益率
ROE
等于净利润/股东权益平均余额
4.2.3模型的设计
模型：
5实证分析
5.1描述性统计
表2-1各个指标的描述性统计分析结果
最小值
最大值
均值
标准差
Quality
1
4
3.095
0.606
LnMedia
0.000
4.094
2.344
0.664
Size
15.577
24.427
21.588
1.081
Ten
0.154
0.919
0.605
0.139
Dual
0
1
0.325
0.470
Lev
0.008
0.944
0.393
0.203
ROE
0.004
0.358
0.076
0.120
由表2-1可知，在关于各个指标的描述性统计分析结果中，信息披露质量（Quality）指标的最小值为1，最大值为4，所有样本上市企业的信息披露质量的平均值为3.095，而信息披露质量的标准差较小，说明所有样本企业的信息披露质量评价等级比较集中；媒体报道量（LnMedia）指标的最小值为0.000，最大值为4.094，所有样本上市企业的媒体报道量的平均值为2.344，而其标准差较小，表明媒体报道对每家样本企业的报导差异不大，呈稳定趋势；企业规模（Size）指标的最小值为15.577，最大值为24.427，所有样本上市企业的企业规模的平均值为21.588，而其标准差较大，说明选取的样本企业规模差异性大，体现了样本企业对全样本的代表性。
前十大股东持股比例（Ten）指标的最小值为0.154，最大值为0.919，所有样本上市企业的前十大股东持股比例的平均值为0.605；董事长和总经理是否兼任（Dual）指标的最小值为0，最大值为1，所有样本上市企业的董事长和总经理是否兼任的平均值为0.325；资产负债率（Lev）指标的最小值为0.008，最大值为0.944，所有样本上市企业的资产负债率的平均值为0.393；净资产收益率（ROE）指标的最小值为0.004，最大值为0.358，所有样本上市企业的净资产收益率的平均值为0.076。
而前十大股东持股比例、董事长和总经理是否兼任情况、资产负债率和净资产负债率的标准差偏小，说明了样本企业这些指标的波动幅度不高，体现了这些指标的相对稳定性。
5.2相关性分析
相关分析是分析客观事物之间相关性的数量分析方法，可通过图形和数值两种方式有效地揭示事物之间统计关系的强弱程度，本研究的相关分析主要计算了Pearson相关系数。
信息披露质量（Quality）、媒体报道量（LnMedia）、企业规模（Size）、前十大股东持股比例（Ten）、董事长和总经理是否兼任（Dual）、资产负债率（Lev）、净资产收益率（ROE）的相关分析结果如下所示：
表3-1各个指标之间的简单相关系数矩阵
Quality
LnMedia
Size
Ten
Dual
Lev
ROE
Quality
相关性
1
显著性
LnMedia
相关性
0.563**
1
显著性
0.000
Size
相关性
0.254**
0.188**
1
显著性
0.000
0.008
Ten
相关性
0.180*
0.203**
0.191**
1
显著性
0.011
0.004
0.007
Dual
相关性
-0.167*
0.120
-0.075
0.032
1
显著性
0.042
0.092
0.289
0.654
Lev
相关性
-0.069
-0.003
0.571**
-0.028
0.014
1
显著性
0.333
0.966
0.000
0.693
0.841
ROE
相关性
0.290**
0.383**
0.207**
0.281**
-0.106
-0.141*
1
显著性
0.000
0.000
0.003
0.000
0.135
0.046
*.表示在0.05的水平（双侧）上显著相关；
**.表示在0.01的水平（双侧）上显著相关。
由表3-1可知，媒体报道量（LnMedia）、企业规模（Size）、前十大股东持股比例（Ten）、净资产收益率（ROE）与“信息披露质量（Quality）”的简单相关系数分别为：
0.563、0.254、0.180、0.290，即媒体报道量（LnMedia）、企业规模（Size）、前十大股东持股比例（Ten）、净资产收益率（ROE）与“信息披露质量（Quality）”之间呈正相关关系。
也就是说，上市企业的媒体报道量（LnMedia）、企业规模（Size）、前十大股东持股比例（Ten）、净资产收益率（ROE）的数值越大，那么该上市企业的信息披露质量均将越好。
董事长和总经理是否兼任（Dual）、资产负债率（Lev）与“信息披露质量（Quality）”的简单相关系数分别为：
-0.167、-0.069，即董事长和总经理是否兼任（Dual）、资产负债率（Lev）与“信息披露质量（Quality）”之间呈负相关关系。
也就是说，上市企业的董事长兼任了总经理、资产负债率（Lev）的数值越大，那么该上市企业的信息披露质量均将越差。
5.3回归性分析
回归分析是一种应用极为广泛的数量分析方法，它用于分析事物间的统计关系，侧重考察变量之间的数量变化规律，并通过回归方程的形式描述和反映这种关系，帮助人们准确把握变量受其他一个或多个变量影响的程度，进而为预测提供科学依据。
另外，为了消除变量的数据级和计量单位差异的影响，笔者在分析前对各个变量进行了相应的处理。
其中，ε为模型中的残差项。
表4-1回归分析模型总结表
模型
R
R方
调整R方
Durbin-Watson
1
0.733
0.538
0.514
2.183
由表4-1可知，依据该表可进行拟合优度检验，模型1调整的判定系数为0.514，即我们可认为该模型的拟合优度较好。
另外，残差独立性检验值Durbin-Watson值为2.183，表明模型1的残差序列不存在自相关。
表4-2回归分析方差分析表
模型
平方和
df
均方
F
Sig.
1
回归
39.358
6
6.560
37.416
0.000
残差
33.837
193
0.175
总计
73.195
199
由表4-2可知，模型1被解释变量的总离差平方和为73.195，回归平方和及均方分别为39.358和6.560，剩余平方和及均方分别为33.837和0.175。
F检验统计量的观测值为37.416，对应的概率Sig.值为0.000，小于显著性水平0.05，应拒绝回归方程显著性检验的零假设，认为模型1中的偏回归系数不同时为0，被解释变量与解释变量之间的线性关系是显著的，可建立线性模型。
表4-3回归分析回归系数表
模型
非标准化系数
t
Sig.
共线性统计量
Beta
标准误差
容差
VIF
1
（常量）
-1.293
0.843
-1.534
0.127
LnMedia
0.455
0.058
7.877
0.000
0.807
1.239
Size
0.164
0.043
3.862
0.000
0.562
1.778
Ten
0.058
0.264
4.220
0.000
0.883
1.132
Dual
-0.043
0.075
-2.574
0.036
0.947
1.056
Lev
-0.698
0.220
-3.174
0.002
0.597
1.676
ROE
0.031
0.338
3.092
0.007
0.724
1.381
由表4-3可知，VIF表示方差膨胀因子，上表中各个变量的VIF值均小于10，表明多元回归模型1不存在多重共线性的问题，因此模型1的回归分析结果是可信的。
模型1的多元回归方程为：
由此方程可知，媒体报道量（LnMedia）、企业规模（Size）、前十大股东持股比例（Ten）、净资产收益率（ROE）对“信息披露质量（Quality）”具有正向的影响作用，其回归系数分别为：
0.455、0.164、0.058、0.031，即上市企业的媒体报道量越多、企业规模越大、前十大股东持股比例之和越大、净资产收益率越高，那么该上市企业的信息披露质量均将越好；而董事长和总经理是否兼任（Dual）、资产负债率（Lev）对“信息披露质量（Quality）”具有负向的影响作用，其回归系数分别为：
-0.043、-0.698，即上市企业的董事长同时兼任了总经理、资产负债率越高，那么该上市企业的信息披露质量均将越差。
从回归系数显著性的角度来看，媒体报道量（LnMedia）、企业规模（Size）、前十大股东持股比例（Ten）、董事长和总经理是否兼任（Dual）、资产负债率（Lev）、净资产收益率（ROE）对“信息披露质量（Quality）”的回归系数均具有显著性（Sig.值＜0.05）。
6结论及建议
6.1结论
本文以2013年深证上市企业全样本的分层抽样结果作为样本企业，以深证交易所信息披露考评结果作为被解释变量，以媒体报导数量的对数作为解释变量，通过实证研究验证了媒体报导对上市企业信息披露质量的影响：
即媒体对上市企业的关注越多，则上市企业所披露的信息质量越高。
不过，信息披露质量作为一个上市企业经济活动的结果性指标，媒体的报导并不是直接作用于信息披露，而是通过媒体的报导，在声誉机制的作用下，规范了企业管理层的行为，从而发挥了了企业治理作用，最终间接影响到企业信息披露的质量。
此外，通过媒体的报导还可以减缓企业与
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