文章信息
外国经济与管理 2018年40卷第7期 |
- 颜恩点, 曾庆生
- Yan Endian, Zeng Qingsheng
- 新闻媒体的信息和监督功能:基于上市公司会计盈余价值相关性的研究
- The information and monitoring role of media coverage: evidence from earnings relevance of listed firms
- 外国经济与管理, 2018, 40(7): 99-112
- Foreign Economics & Management, 2018, 40(7): 99-112.
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文章历史
- 收稿日期: 2017-07-07
2018第40卷第7期
2.上海财经大学 会计与财务研究院、会计学院,上海 200433
2.Institute of Accounting and Finance/School of Accountancy, Shanghai University of Finance and Economics, Shanghai 200433, China
对于资本市场而言,有效的信息传递是其充分发挥资源配置功能的重要保证(Cohen等,2008)。Ball和Brown(1968)的开创性研究揭示,公司盈余信息具有重要的投资参考价值,公司盈利状况与股票价格相关联,由此表明会计盈余具有价值相关性。之后,盈余价值相关性成为学术研究的一个重要而有趣的问题(Kumar和Krishnan,2008;Banker等,2009)。作为信息的搜集、整理和传播者,新闻媒体在资本市场扮演着重要角色。那么,媒体报道是否会影响会计盈余价值相关性,以及是通过何种路径产生影响的,现有文献还鲜有涉及。
近年来,关于资本市场新闻媒体的功能作用引起学者关注。已有的研究表明,媒体报道显著影响了资产价格和定价效率。例如,Mullainathan和Shleifer(2005)分析认为,媒体报道能够降低信息的搜集成本,方便资本市场的信息传递。Bushee等(2010)考察了公司盈余公告的媒体影响,发现更多的新闻报道能够降低与投资者间的信息不对称。黄俊和郭照蕊(2014)研究了新闻媒体对资本市场定价效率的作用,结果显示,随着媒体报道的增多,股价同步性降低。还有文献考察证实,媒体报道能够起到监督和改善公司治理的作用,Dyck等(2008)研究发现,新闻媒体的报道有助于纠正公司的违规行为。李培功和沈艺峰(2010)分析指出,我国新闻媒体在完善公司治理和保护投资者权益方面发挥了积极作用。
关于新闻媒体通过何种渠道影响资产价格,现有观点并不一致。根据有效市场理论,公司股价反映了所有公开信息,若媒体报道影响了股票价格,则是因为新闻媒体提供了有关公司的新信息。然而,现实中媒体的报道有时并没有包含任何新信息,而公司股价也会做出反应(Huberman和Regev,2001)。对此,有研究从共同认知角度进行了阐释。该观点认为,现实中信息在投资者之间的分布是不对称的,并不是所有投资者都获知了市场上的全部信息(Merton,1987)。因此,若媒体报道有助于扩大投资者基数和强化投资者认知,就会影响股票价格。此外,当新闻媒体扮演了重要的公司治理角色时,也会影响投资者对会计信息的使用,从而对资产定价效率产生作用。
本文基于会计盈余价值相关性视角,考察新闻媒体在资本市场的信息传播和监督治理角色。研究发现,随着媒体对公司报道的增多,会计盈余的价值相关性提高,表现为更多的盈余信息被融入股票价格。之后,论文进一步分析了媒体报道对会计盈余价值相关性的影响受到哪些因素的作用,结果发现,如果公司的信息透明度较低,媒体报道对会计盈余价值相关性的影响越明显;相反,随着公司投资者关注度的提高,会计盈余价值相关性受媒体报道的作用减弱。最后,本文考察了新闻媒体影响会计盈余价值相关性的途径,研究发现,媒体报道可以扩大投资者基数和提高投资者认知,而且,媒体监督可以改善公司治理水平,由此影响投资者对公司会计信息的利用,进而作用于会计盈余价值性。
文章的研究贡献体现如下。第一,本文的分析扩展了新闻媒体的已有研究,从会计盈余价值相关性视角分析了新闻媒体在资本市场的角色扮演,并为理解新兴市场新闻媒体的作用发挥提供了经验证据。第二,我们的研究也丰富了会计信息价值相关性的文献,不仅有助于理解新闻媒体这一重要信息中介在股票定价中的作用,也增进了对会计盈余价值相关性影响因素的认知。第三,本文分析了新闻媒体对盈余价值相关性的影响通过何种渠道发挥作用,并提供了经验上的证据,有助于进一步了解新闻媒体信息传播和监督治理的路径。最后,本文的研究也深化了对我国证券市场定价效率的理解,研究表明,新闻媒体报道促进了资本市场的信息传递,有助于会计盈余信息融入股票价格,提高了资本市场的定价效率。
论文其余部分安排如下:第二部分为文献回顾和研究假说,对已有研究进行了评述,并基于理论推导提出本文的研究假说;第三部分是研究设计,介绍了样本、数据、变量及回归模型;第四部分报告了媒体报道影响会计盈余价值相关性的实证结果;第五部分进一步考察了媒体报道影响盈余价值相关性的机理;最后,我们对全文进行了总结。
二、文献回顾与研究假说(一)新闻媒体的研究
媒体作为金融市场一种不可或缺的信息中介,同时扮演了已有信息的公开者、公司丑闻的揭露者、金融市场变化的预测者、重大事件的新闻调查者等多种角色(Miller,2006)。现有研究表明,媒体报道不仅显著影响了资产价格和定价效率,在公司治理方面也发挥着积极作用(Dyck等,2008;李培功和沈艺峰,2010)。
首先,作为信息的搜集、整理和传播者,Mullainathan和Shleifer(2005)认为,媒体报道能够降低信息的搜集成本,促进资本市场的信息传递。Drake等(2014)研究了新闻报道对会计信息定价的影响,结果表明,新闻报道降低了现金流量的错误定价,而对应计项目的错误定价没影响。Bushee等(2010)考察了公司盈余公告时新闻报道的作用,研究证实,更多的媒体报道能够降低信息不对称,提高资本市场的效率。Li等(2011)分析指出,媒体对公司信息的传播缩小了股票交易的价差,提高了股票交易的数量,降低了股价的异质性波动。Kothari等(2009)研究认为,正面的新闻报道能够降低资本成本和个股收益率的波动,提高分析师预测的准确性。游家兴和吴静(2012)从媒体情绪视角研究了新闻报道的作用,结果发现,当媒体报道所传递出的情绪越高涨或越低落时,股票价格越有可能偏离基本价值水平。罗进辉和杜兴强(2014)考察了新闻媒体报道与股价崩盘风险的关系,结果表明,新闻媒体对上市公司的频繁报道显著降低了公司股价未来崩盘的可能性。熊艳等(2014)基于信息不对称与行为金融的双重视角,系统分析了媒体报道数量及倾向性对定价效率的影响,证实媒体报道提高了一级市场的定价效率,但降低了二级市场的定价效率。黄俊和郭照蕊(2014)研究了新闻报道对股价同步性的影响,结果显示,随着媒体报道的增多,公司股价同步性降低。
其次,在西方媒体被视为独立于立法、司法和行政之外的“第四方权力”,成为市场和政治之外的另一种重要的资源与财富配置机制。Dyck等(2008)研究发现,新闻报道能够纠正公司的违规行为。李培功和沈艺峰(2010)实证考察了我国新闻媒体的治理功能,证实媒体在完善公司治理和保护投资者权益方面具有积极作用。Joe等(2009)考察指出,对董事会的负面报道越多,会迫使管理层采取行动更正错误行为,如增加独立董事比例,降低壕沟防御效应。Liu和McConnell(2013)以价值有损型并购为例,研究了媒体报道对并购决策的影响,发现由于管理层声誉成本的存在,媒体报道会导致管理层放弃价值有损型并购。徐莉萍等(2011)以我国上市公司汶川地震捐赠中的表现为对象,考察了媒体关注对公司社会责任履行的影响,证实媒体报道对上市公司的捐赠行为有显著的正向影响。于忠泊等(2011)研究发现,媒体关注降低了公司盈余公告的后漂移现象。杨德明和赵璨(2012)分析了媒体监督对高管薪酬的作用,发现在政府及行政主管部门介入的情况下,媒体监督能够促使高管薪酬趋于合理。戴亦一等(2011)研究了媒体报道对于上市公司财务重述行为的作用,指出媒体的负面报道可以有效遏制公司财务重述行为的发生。刘启亮等(2013)从外部治理角度研究媒体负面报道对审计契约关系的影响,他们发现,当公司面临的媒体负面报道越多时,公司和审计师之间的聘用关系越不稳定,越容易发生审计师变更。张建勇等(2014)考察指出,媒体报道尤其是正面报道数量越多,会导致管理层过度自信,由此引发过度投资。周兰和耀有福(2015)研究了媒体报道对审计质量的影响,他们发现负面新闻报道会显著改善审计师变更后的审计质量。李晗等(2015)考察了媒体监督与基金会绩效的关系,结果表明,新闻监督在我国基金会中能够有效发挥治理效应,缓解委托代理问题。
(二)价值相关性的研究
最早把会计信息和股票价格结合在一起的研究可追溯到Ball和Brown(1968),其实证发现了公司股价对会计盈余公告的反应。Ohlson(1995)将会计价值相关性的研究从利润表扩展到资产负债表,指出每股盈利和每股净资产均会影响股票定价。Sloan(1996)研究发现,公司现金流和应计项目持续性不同,但市场反应系数不存在差异,表明投资者并没有对现金流和应计项目进行区别定价。Barth等(1998)分析指出,当企业经营状况良好时,利润表的信息会更有参考价值,而当公司出现财务危机时,资产负债表的信息则更有价值。Barth等(2008)研究发现,实施国际会计准则有助于提高公司会计信息的价值相关性。
我国学者对会计信息价值相关性及其影响因素也给予了关注。陈信元等(2002)考察了剩余收益、收益和净资产对股价的解释力,发现都具有价值相关性,且它们相互之间具有增量价值相关性。洪剑峭和方军雄(2005)研究指出,关联交易影响了会计盈余信息的价值相关性,盈余的价值相关性随公司关联交易比重而表现出一种倒U形非线性关系。于鹏(2007)分析发现,我国IPO公司的预测盈利具有价值相关性,且因预测盈利的准确性、披露方式、IPO公司规模以及股权流动性而不同。沈洪涛和杨熠(2008)研究表明,我国上市公司披露的公司社会责任信息具有价值相关性,其披露的数量和质量与股票收益率之间存在显著的正相关关系。朱凯等(2009)考察了2006年新会计准则对会计价值相关性的影响,发现实施新会计准则后盈余价值相关性并没有显著改变。叶康涛等(2014)探讨了企业战略差异对会计信息价值相关性的影响,他们发现,当企业战略越偏离行业常规战略时,所有者权益的价值相关性越高,而净利润的价值相关性越低。谢建等(2015)考察了管理层能力对会计信息价值相关性的影响,结果显示,管理层能力越强,企业净利润的价值相关性越强,而所有者权益的价值相关性越弱。
从上述文献可以看出,当更多的公司盈余信息被融入股票价格时,会计盈余的价值相关性提高,资本市场的定价效率提升。作为信息的搜集、整理和传播者,新闻媒体在资本市场扮演着重要角色,那么,媒体报道是否会影响会计盈余的价值相关性以及是通过何种路径产生影响的,我们不得而知。基于此,本文利用中国证券市场数据,就媒体报道对会计盈余价值相关性的影响进行了检验。
(三)研究假说
相对于发达的欧美市场,我国资本市场的制度建设尚不完善,投资者权益保护较弱,公司信息透明度较差(Allen等,2005;黎文靖和孔东民,2013)。作为资本市场的重要参与者,投资者一方面获取信息的渠道较少,另一方面获取信息之后难以辨别信息的真假。根据信息不对称理论,若资本市场的信息披露不完善,会产生逆向选择问题,投资者会认为上市公司的资产状况和生产经营较差,“用脚投票”的后果是严重制约资本市场的发展(Johnson等,2002)。因此,促进投资者获取准确、可靠的信息是资本市场健康发展的关键(Wurger,2000)。作为资本市场的信息中介,新闻媒体对投资者信息获取的影响主要表现在以下几方面。
第一,Mullainathan和Shleifer(2005)认为,新闻报道能够方便信息的传播。媒体的报道可能揭示了有关公司的新信息,而在此之前这些新信息还没有反映到股票价格中,由此媒体的报道会影响投资者对股票未来收益的预期,进而影响投资者买卖决策并最终导致股价变动。因此,随着媒体报道的增多,会计盈余的价值相关性提高。
第二,根据共同认知理论,现实中信息在投资者之间的分布是不对称的,并不是所有投资者都获知了市场上的全部公开信息(Merton,1987)。因此,一方面,媒体报道可以吸引新的投资者进入,由此扩大投资者队伍,通过更多的知情交易将公司盈余信息融入股票价格;另一方面,媒体报道可以增进已有投资者对公司的认识水平,尤其是,当这个信息是通过知名媒体向投资者传播时,知名媒体的声誉保证了信息的可靠性,并使之成为投资者的共同信息。综合而言,随着媒体报道的增多,通过扩大投资者基数和提升投资者认知,更多的盈余信息被融入股票价格,会计盈余的价值相关性提高。
第三,大量的研究表明,媒体在公司治理方面发挥着重要作用(Dyck等,2008;李培功和沈艺峰,2010)。新闻媒体的报道有助于降低公司与投资者之间的信息不对称,因此,随着媒体报道的增多,管理层面临来自市场的压力和约束,公司代理问题减轻,对投资者权益的保护加强。由此,当新闻媒体对公司的报道较多时,因为公司治理的改善,投资者越来越信赖公司信息进行交易,会计盈余的价值相关性提高。
基于上述分析,我们提出本文的研究假说1。
H1:媒体报道越多的公司,会计盈余的价值相关性越高。
下面,我们进一步分析新闻媒体对会计盈余价值相关性的影响受到哪些因素的作用。我们首先考察公司信息透明度的影响。对于透明度较低的公司,投资者了解公司的渠道相对有限,此时新闻媒体扮演着更重要的信息传递和治理监督角色。一方面,随着公司新闻报道的增多,有助于挖掘公司的新信息,并提高投资者对公司的认知水平,由此增进会计盈余信息融入股价的程度;另一方面,媒体的报道也有助于强化对信息不透明公司的监督,通过提高投资者权益保护而促使投资者更依赖公司信息进行交易。因此,综合而言,对于信息不透明公司,随着媒体报道的增多,更多公司信息融入股票价格,会计盈余的价值相关性提高,由此我们得到本文的研究假说2。
H2:对于信息透明度差的公司,媒体报道对会计盈余价值相关性的影响越显著。
根据有限关注理论,市场上交易的股票投资者关注度是有差异的。首先,对于投资者关注度低的公司,新闻媒体在搜集和传播信息方面发挥了更重要的作用。这是因为,公司的新闻报道可能吸引投资者注意,使更多投资者意识到相关投资机会,由此扩大了投资者基数,促使更多投资者利用公司信息进行交易。其次,对于投资者关注度低的公司,公司信息在投资者中的不对称分布程度更高,媒体报道有助于降低这种不对称分布,提高投资者的共同认知。最后,对于投资者关注度低的公司,新闻媒体扮演着更重要的监督治理角色,成为约束公司经营行为的重要力量。基于上述分析,我们认为,新闻媒体对低投资者关注度公司的报道,有助于将更多的公司层面信息融入股票价格,提高会计盈余的价值相关性,此为本文的研究假说3。
H3:对于投资者关注度低的公司,媒体报道对会计盈余价值相关性的影响越显著。
三、研究设计(一)样本和数据
本文以2007—2012年沪深两市所有A股上市公司为初始研究样本,经过如下步骤进行筛选:考虑到金融行业的特殊性,剔除了金融类上市公司;剔除了相关财务指标缺失的公司;最终,我们得到了6 985个样本观测值。本文研究使用的数据库,除了新闻媒体报道数据经手工搜集之外,其他数据来自上海万得信息技术股份有限公司开发的Wind数据库和深圳国泰安信息技术有限公司开发的CSMAR数据库。
(二)研究模型和变量定义
检验会计盈余价值相关性的方法一般有两种,一是价格模型,另一是收益模型,二者均从Ohlson模型演化而来。本文结合现有研究(Kumar和Krishnan,2008;Banker等,2009;陈信元等,2002;朱凯等,2009),回归模型设定如下:
$\begin{aligned}ABE{T_{it}} =& {\alpha _{\rm{0}}} + {\alpha _1}\Delta EP{S_{it}}/{P_{it - 1}} + {\alpha _2}Medi{a_{it}} + {\alpha _3}(\Delta EP{S_{it}}/{P_{it - 1}}) \times Medi{a_{it}}\\& + {\alpha _4}EP{S_{it}}/{P_{it - 1}} + \sum {Contro{l_{it}}} + {\varepsilon _{it}}\end{aligned}$ | (1) |
${P_{it}} = {\beta _{\rm{0}}} + {\beta _1}EP{S_{it}} + {\beta _2}Medi{a_{it}} + {\beta _3}EP{S_{it}} \times Medi{a_{it}} + {\beta _4}B{V_{it}} + \sum {Contro{l_{it}}} + {\varepsilon _{it}}$ | (2) |
其中,(1)式是收益模型,被解释变量ABET为个股的超额回报率,等于个股t期的持有回报减去同期市场回报;ΔEPS为未预期盈余,等于本期的EPSt减去上期的EPSt–1;P是公司股票价格;Media是新闻媒体报道变量,基于国内的已有研究(李培功和沈艺峰,2010;游家兴和吴静,2012;黄俊和郭照蕊,2014),选取目前在我国具有广泛影响力、知名度和权威性的8家全国性财经报纸为分析对象①,在中国重要报纸全文数据库中以公司的全称、简称进行检索,获得年度公司媒体报道数,并构造了媒体报道变量Media,等于Ln(上市公司年度媒体报道数+1)。(2)式是价格模型,其中被解释变量P是股票价格,EPS为公司每股收益,Media是媒体报道变量,BV为每股净资产。结合已有研究,上述模型都纳入了相关控制变量,包括上市公司的系统性风险BETA和股票市值与所有者权益之比BTM。
四、实证分析(一)描述性统计
表1报告了主要变量的描述性统计。其中,公司持有超额回报ARET的均值为0.101,中值为–0.021,但公司间差异显著,标准差达到0.544。公司股票年末价格Price的统计显示,均值为14.05,中值为10.91,标准差为10.27,也显示出较大的公司间差异。样本公司每股收益EPS的平均值为0.407,年度间每股收益变化的均值为0.001。媒体报道变量Media的统计表明,公司年均媒体报道数达到57次,最多的公司有420次,而少的公司只有3篇报道。关于控制变量,每股净资产BV的均值为9.609,系统性风险BETA的均值为1.167,股票市值与所有者权益之比BTM的均值为1.839。
VARIABLE | N | Mean | Std. | Min. | Max. | p25 | Median | p75 |
ABET | 6 985 | 0.101 | 0.544 | –1.057 | 2.576 | –0.186 | –0.021 | 0.237 |
Price | 6 985 | 14.05 | 10.72 | 2.700 | 61.10 | 6.990 | 10.91 | 17.25 |
EPS | 6 985 | 0.407 | 0.437 | –0.685 | 2.100 | 0.140 | 0.320 | 0.570 |
ΔEPS | 6 985 | 0.001 | 0.036 | –0.118 | 0.175 | –0.012 | –0.001 | 0.009 |
Media | 6 985 | 3.601 | 0.932 | 1.386 | 6.043 | 2.996 | 3.555 | 4.174 |
BV | 6 985 | 9.609 | 6.548 | 1.954 | 38.72 | 5.272 | 7.851 | 11.64 |
BETA | 6 985 | 1.167 | 0.363 | 0.286 | 2.076 | 0.928 | 1.154 | 1.406 |
BTM | 6 985 | 1.839 | 1.512 | 0.211 | 8.585 | 0.805 | 1.430 | 2.351 |
注:所有变量都进行了1%和99%分位数上的缩尾处理。 |
表2报告了变量之间的相关系数,表的左下角为Pearson相关系数,右上角为Spearman相关系数。其中,个股超额回报率ARET的统计显示,未预期盈余ΔEPS和每股收益EPS都与其正相关,表明公司盈利越好,股票持有收益越高;媒体报道变量Media与ARET显著正相关,说明,媒体对股票收益率高的公司给予了更多关注;股票价格Price的相关性统计显示,盈利越好的公司,股票价格越高,而且,媒体报道变量Media与Price正相关,表明新闻媒体更多地报道高股价的公司;最后,净资产账面价值与股票价格正相关。
ABET | Price | EPS | ΔEPS | Media | BV | |
ABET | 1.000 | 0.284*** | 0.143*** | 0.306*** | 0.102*** | –0.026** |
Price | 0.332*** | 1.000 | 0.591*** | 0.265*** | 0.253*** | 0.243*** |
EPS | 0.141*** | 0.621*** | 1.000 | 0.356*** | 0.303*** | 0.421*** |
ΔEPS | 0.329*** | 0.156*** | 0.319*** | 1.000 | 0.077*** | 0.082*** |
Media | 0.113*** | 0.320*** | 0.322*** | 0.058*** | 1.000 | 0.251*** |
BV | 0.010 | 0.251*** | 0.419*** | 0.047*** | 0.251*** | 1.000 |
BETA | –0.079*** | –0.288*** | –0.113*** | –0.137*** | –0.053*** | 0.051*** |
BTM | 0.315*** | 0.615*** | 0.173*** | 0.104*** | 0.093*** | –0.376*** |
注:所有变量都进行了1%和99%分位数上的缩尾处理;*、**、***分别代表在10%、5%和1%水平上显著。 |
(二)回归分析
1. 新闻媒体报道与盈余价值相关性
表3报告了媒体报道如何影响盈余价值相关性的回归结果。其中,第(1)列为收益模型的回归,其中显示,ΔEPS与Media交乘项的系数为0.034,在1%水平上显著,表明,媒体报道越多的公司,盈余的价值相关性越高。第(2)列价格模型的回归中,交乘项EPS×Media的系数为1.092,在1%水平上显著,进一步证实媒体报道对会计盈余价值相关性的正面影响。对以上结果的解释是,其一,随着新闻媒体对公司报道的增加,有助于挖掘公司的新信息,并提高投资者对公司的认知,市场的知情交易扩大;其二,当新闻媒体对公司的关注度较高时,管理层受到来自市场的压力,有助于加强对投资者权益的保护,投资者越来越依赖公司盈利信息进行交易。综合而言,新闻媒体的报道有助于将公司的盈余信息融入股票价格,由此提高了会计盈余的价值相关性,与假说1的预期相一致。
其他变量的回归显示,未预期盈余、每股盈余与个股持有收益率正相关,每股盈余、每股净资产与股票价格正相关,这与现有的研究结果相一致(Kumar和Krishnan,2008;Banker等,2009;朱凯等,2009;毛新述等,2013)。股票市值和所有者权益的比值、新闻媒体报道数量与个股持有收益率和股票价格正相关。最后,系统性风险与个股持有收益率正相关,但与股票价格负相关。
VARIABLES | (1)ARET | (2)Price |
ΔEPSt/Pt–1 | 2.037*** | |
(7.35) | ||
ΔEPSt/Pt–1×Mediat | 0.034*** | |
(3.60) | ||
EPSt | 4.219*** | |
(3.89) | ||
EPSt×Mediat | 1.092*** | |
(3.84) | ||
EPSt/Pt–1 | 4.086*** | |
(13.25) | ||
BVt | 0.526*** | |
(18.78) | ||
Mediat | 0.019*** | 0.283** |
(2.65) | (2.18) | |
BETAt | 0.144*** | –1.760*** |
(7.38) | (–6.66) | |
BTMt | 0.111*** | 4.128*** |
(16.09) | (29.06) | |
CONSTANT | –0.642*** | 3.635*** |
(–10.16) | (3.48) | |
Industry | YES | YES |
Year | YES | YES |
Num | 6 985 | 6 985 |
Adj-R2 | 0.284 | 0.772 |
注:为控制样本观测值年度相关性,采用了以公司为单位的cluster回归;括号内为t值;*、**和***分别表示在10%、5%和1%水平上显著。 |
2. 信息透明度、新闻媒体报道与盈余价值相关性
表4进一步分析了新闻媒体报道对盈余价值相关性的影响如何受公司信息透明度的作用。我们以公司分析师跟踪人数来衡量其信息透明度,若公司分析师跟踪人数大于样本中位数,表示公司信息透明度较高,否则表示公司信息透明度较低。表4第(1)列和第(2)列为收益模型的回归结果,其中,第(1)列公司信息透明度高的情况下,ΔEPS×Media的回归系数不显著,而第(2)列公司信息透明度低的回归中,ΔEPS×Media的系数为0.045,在1%水平上显著。两组回归SUE Test的结果显示,Chi squared为6.71,p-valule为0.0096,表明信息透明度不同的公司,媒体报道对盈余价值相关性的影响存在显著差异。第(3)列和第(4)列价格模型的回归得到相似结果,EPS×Media在信息透明度高的公司组中不显著,而在信息透明度低的公司回归中显著,两组回归系数比较的SUE Test也显著。综合而言,以上的实证结果表明,当公司的信息透明度越低时,会计盈余信息的传递更加依赖新闻媒体的报道,而且,媒体的监督也可以强化对投资者的保护,增进投资者对公司盈余信息的利用,由此提升媒体报道对会计盈余价值相关性的正向作用,证实了本文的假说2。
VARIABLES | (1)ARET信息
透明度高 |
(2)ARET信息
透明度低 |
(3)Price信息
透明度高 |
(4)Price信息
透明度低 |
ΔEPSt/Pt–1 | 2.046*** | 1.972*** | ||
(4.02) | (5.37) | |||
ΔEPSt/Pt–1×Mediat | –0.011 | 0.045*** | ||
(–0.65) | (3.42) | |||
EPSt | 6.663*** | 2.944** | ||
(4.13) | (2.08) | |||
EPSt×Mediat | 0.452 | 1.207*** | ||
(1.21) | (2.93) | |||
EPSt/Pt–1 | 6.838*** | 3.238*** | ||
(12.93) | (8.10) | |||
BVt | 0.558*** | 0.508*** | ||
(15.28) | (13.83) | |||
Mediat | 0.018 | 0.067*** | 0.142 | 0.579*** |
(1.63) | (6.43) | (0.56) | (4.35) | |
BETAt | 0.106*** | 0.125*** | –1.886*** | –0.688** |
(3.80) | (4.45) | (–4.67) | (–2.39) | |
BTMt | 0.110*** | 0.120*** | 4.889*** | 3.205*** |
(11.23) | (12.94) | (23.53) | (18.83) | |
CONSTANT | –0.705*** | –0.817*** | 4.801** | 1.642* |
(–6.52) | (–9.08) | (2.37) | (1.66) | |
Industry | YES | YES | YES | YES |
Year | YES | YES | YES | YES |
Num | 3 290 | 3 695 | 3 290 | 3 695 |
Adj-R2 | 0.313 | 0.306 | 0.799 | 0.710 |
SUEST | Chi squared=6.71 | Chi squared=4.59 | ||
p-valule=0.0096 | p-valule=0.0321 | |||
注:为控制样本观测值年度相关性,采用了以公司为单位的cluster回归;括号内为t值;*、**和***分别表示在10%、5%和1%水平上显著。 |
3. 投资者关注度、新闻媒体报道与盈余价值相关性
表5进一步分析了媒体报道对盈余价值相关性的影响在投资者关注度不同的公司是否有差异。沪深300指数作为中国资本市场的重要指数之一,其成分股受到机构投资者和个人投资者的较高关注,因此,我们以沪深300指数成分股衡量公司的投资者关注度,如果上市公司属于沪深300指数,代表投资者关注度较高,否则表示投资者关注度较低。表5第(1)列和第(2)列为收益模型的回归,其中,第(1)列投资者关注度高的情况下,ΔEPS×Media的回归系数不显著,而第(2)列对于投资者关注度低的公司,ΔEPS×Media的系数为0.051,在1%水平上显著。进一步的,SUE Test的结果显示,两组回归系数存在显著差异。同理,第(3)列和第(4)列报告了价格模型的回归,得到相似的结果,即交乘项EPS×Media在投资者关注度低的公司回归中显著,而在投资者关注度高的公司回归中不显著。上述分析显示,对于投资者关注度低的公司,媒体报道对盈余价值相关性的提升作用越明显,产生这一结果的原因是,当公司的投资者关注度较低时,投资者对公司较不了解,公司信息难以通过知情交易融入股票价格,此时新闻媒体的报道有助于向投资者传递有关公司的信息,增进投资者对公司的认知,并通过加强监督而提高投资者对公司会计信息的利用,由此提升公司会计盈余的价值相关性,与假说3的预期相一致。
VARIABLES | (1)ARET投资者
关注度高 |
(2)ARET投资者
关注度低 |
(3)Price投资者
关注度高 |
(4)Price投资者
关注度低 |
ΔEPSt/Pt–1 | 3.191*** | 2.178*** | ||
(3.14) | (7.31) | |||
ΔEPSt/Pt–1×Mediat | –0.029 | 0.051*** | ||
(–1.04) | (4.31) | |||
EPSt | 12.184*** | 3.705*** | ||
(4.10) | (2.87) | |||
EPSt×Mediat | –0.607 | 1.152*** | ||
(–1.00) | (3.18) | |||
EPSt/Pt–1 | 5.197*** | 3.917*** | ||
(5.94) | (12.06) | |||
BVt | 0.538*** | 0.517*** | ||
(8.12) | (17.08) | |||
Mediat | –0.012 | 0.041*** | 0.350 | 0.560*** |
(–0.54) | (5.00) | (0.83) | (4.07) | |
BETAt | 0.089* | 0.140*** | –0.979 | –2.092*** |
(1.86) | (6.55) | (–1.20) | (–8.36) | |
BTMt | 0.128*** | 0.109*** | 5.353*** | 3.711*** |
(8.16) | (14.71) | (19.00) | (23.49) | |
CONSTANT | –0.501*** | –0.738*** | –2.253 | 3.665*** |
(–3.35) | (–10.95) | (–0.87) | (3.46) | |
Industry | YES | YES | YES | YES |
Year | YES | YES | YES | YES |
Num | 1 055 | 5 930 | 1 055 | 5 930 |
Adj-R2 | 0.264 | 0.300 | 0.823 | 0.746 |
SUEST | Chi squared=7.05 | Chi squared=6.37 | ||
p-valule=0.0079 | p-valule=0.0116 | |||
注:为控制样本观测值年度相关性,采用了以公司为单位的cluster回归;括号内为t值;*、**和***分别表示在10%、5%和1%水平上显著。 |
(三)稳健性检验
为了验证本文结论,我们也进行了如下稳健性测试。
1. 收益率和价格指标
在上文的研究中,个股持有收益率为会计年度第1—12月公司股票持有收益,股票价格为会计年度最后一个交易日的收盘价,现有价值相关性的文献存在不同的计算方法,如陈信元等(2002)选用会计年度次年6月末最后一个交易日股价,朱凯等(2009)选用本年度5月到次年4月计算购买并持有收益。考虑到上述情况,针对假设1—3回归的因变量,本文又选择本年度7月到次年度6月及本年度5月到次年度4月两个期间计算持有收益,然后进行回归,未报告的结果显示,回归结果保持不变。
2. 媒体报道变量
本文以年度为限,按照公司的全称、简称对中国重要报纸全文数据库进行检索,以获得年度公司媒体报道数,并构造了媒体报道变量Media。为了保证结果的稳健性,借鉴黄俊和郭照蕊(2014)、李培功和沈艺峰(2010)等的研究,针对假设1—3回归的自变量,本文按照(1)年度中位数构造虚拟变量,如果公司媒体报道次数大于年度行业中位数,取值为1,否则为0;(2)年度行业中位数构造虚拟变量,如果公司媒体报道次数大于年度行业中位数,取值为1,否则为0。重新回归的结果表明,上述结论保持不变。
3. 分年度回归
本文回归模型中加入了年度虚拟变量,控制了年度固定效应的影响。为了保证结果的稳健性,借鉴陈信元等(2002)和朱凯等(2009)的研究,我们分年度对假设1—3进行回归分析,发现分年度回归的解释能力不存在显著差异,未报告的结果表明,交乘项ΔEPS×Media和EPS×Media仍显著为正,控制变量的结果也基本和前述回归一致。
五、媒体报道对会计盈余价值相关性的影响机制分析以上我们考察了新闻媒体对会计盈余价值相关性的影响,分析结果表明,媒体报道增强了会计盈余信息的价值相关性,由此产生的一个相关问题是,这一影响是通过何路径实现的,尤其是当新闻媒体并未报道任何有关公司的新信息时。根据有效市场理论,股票价格已经反映了所有公开信息,若新闻媒体没有报道任何新信息,对公司股票价格将不产生影响。然而,现实中市场有效的前提可能并不满足,投资者可能是有限理性的(Merton,1987)。根据共同认知理论,信息在投资者之间的分布是不对称的,并不是所有投资者都获知了市场上的全部公开信息,因此,如果新闻媒体报道有助于扩大投资者基数和增加投资者认知,就会对盈余的价值相关性产生作用。此外,当媒体报道扮演着重要的监督治理角色时,也会影响投资者对公司会计信息的利用,从而影响会计盈余价值相关性。下面我们对此予以分析。
(一)媒体报道的信息机制分析:扩大投资者基数
为验证新闻媒体报道对投资者基数的影响,我们构建了如下模型:
$\begin{aligned}NU{M_t} =& {\gamma _0} + {\gamma _1}Medi{a_t} + {\gamma _2}SIZ{E_t} + {\gamma _3}DEB{T_t} + {\gamma _4}GROWT{H_t} + {\gamma _5}RO{A_t}\\&+ {\gamma _6}BT{M_t} + {\gamma _7}B{V_t} + {\gamma _8}BET{A_t} + \varepsilon \end{aligned}$ | (3) |
其中,NUM为投资者基数变量,以年末股东数量衡量,回归分析时取了对数;Media为新闻媒体报道数量。控制变量包括:企业规模SIZE,资产负债率DEBT,营业收入增长率GROWTH,总资产回报率ROA,股票市值与所有者权益之比BTM,每股净资产BV和系统性风险BETA。
表6报告了媒体报道对投资者基数影响的回归结果。其中显示,媒体报道变量Media的系数为0.043,在1%水平上显著,由此表明,媒体报道可以吸引新的投资者进入,扩大了投资者基数。随着投资者队伍的扩大,相关的交易行为将公司信息融入股票价格,由此提高盈余信息的价值相关性。上述结果初步证实,在投资者有限理性的条件下,即使新闻媒体并未报道任何有关公司的新信息时,媒体报道也可以通过扩大投资者基数而对股票价格产生作用,由此影响到会计盈余的价值相关性。
VARIABLES | 回归系数 | T值 |
Mediat | 0.043*** | (2.87) |
SIZEt | 0.704*** | (39.54) |
DEBTt | 0.001 | (1.14) |
GROWTHt | –0.001*** | (–4.92) |
ROAt | –0.018*** | (–8.05) |
BTMt | –0.029** | (–2.53) |
BVt | –0.070*** | (–24.89) |
BETAt | 0.453*** | (15.59) |
CONSTANT | –4.345*** | (–11.89) |
Industry | YES | |
Year | YES | |
Num | 6 985 | |
Adj-R2 | 0.667 | |
注:为控制样本观测值年度相关性,采用了以公司为单位的cluster回归;*、**和***分别表示在10%、5%和1%水平上显著。 |
(二)媒体报道的信息机制分析:提高投资者认知
上述分析证实媒体报道可以吸引新的投资者进入,扩大了投资者队伍,下面我们进一步考察媒体报道对投资者认知的影响,由此构建了如下模型,
$\begin{aligned}TUR{N_t} = & {\lambda _0} + {\lambda _1}Medi{a_t} + {\lambda _2}SIZ{E_t} + {\lambda _3}DEB{T_t} + {\lambda _4}GROWT{H_t} + {\lambda _5}RO{A_t}\\ & + {\lambda _6}BT{M_t} + {\lambda _7}B{V_t} + {\lambda _8}BET{A_t} + \varepsilon \end{aligned}$ | (4) |
其中,TURN为投资者认知变量,我们以股票年均换手率作为代理变量,理由是,若投资者对公司的认知水平提高,将转化为更多的交易行为,由此提高股票的年度换手率;Media为新闻媒体报道变量;控制变量的定义如前。
表7报告了媒体报道影响投资者认知的回归结果。其中显示,媒体报道变量Media的系数为0.465,在1%水平上显著,表明随着媒体报道的增多,投资者对公司的认识水平提高,转化为更多的交易行为,公司股票换手率提高。以上结果说明,媒体报道可以提高投资者认知水平,随着投资者对股票认知程度的增加,更多的知情交易将公司信息融入股票价格,由此提高会计盈余的价值相关性。
VARIABLES | 回归系数 | T值 |
Mediat | 0.465*** | (13.07) |
SIZEt | –0.880*** | (–27.41) |
DEBTt | 0.007*** | (4.57) |
GROWTHt | 0.003*** | (4.29) |
ROAt | –0.031*** | (–7.18) |
BTMt | –0.129*** | (–5.28) |
BVt | –0.002 | (–0.45) |
BETAt | 1.320*** | (19.39) |
CONSTANT | 21.818*** | (33.48) |
Industry | YES | |
Year | YES | |
Num | 6 985 | |
Adj-R2 | 0.490 | |
注:为控制样本观测值年度相关性,采用了以公司为单位的cluster回归;*、**和***分别表示在10%、5%和1%水平上显著。 |
(三)媒体报道的监督机制分析:改善公司治理
媒体被视为独立于立法、司法和行政之外的“第四方权力”,成为市场和政治之外的另一种重要的监督力量。为了考察新闻媒体的治理角色,我们选择公司违规作为被解释变量,根据现有研究(瞿旭等,2012;陆瑶等,2012),构建了如下模型:
$\begin{aligned}VIOLAT &IO{N_t} = {\varphi _0} + {\varphi _1}Media + {\varphi _2}SIZE + {\varphi _3}GROWTH + {\varphi _4}ROA + {\varphi _5}BETA\\ & \quad \quad \;+ {\varphi _6}DUAL + {\varphi _7}LNBOARD + {\varphi _8}INDD + {\varphi _9}INSTIHOLD + {\varphi _{10}}TOP5 + \varepsilon \end{aligned}$ | (5) |
其中,VIOLATION为公司违规变量,如果公司当年受到上海证券交易所、深圳证券交易所、中国证监会、财政部或其他机构的处罚,取值为1,否则为0;Media为媒体报道变量;DUAL为董事长与总经理两职合一变量;LNBOARD为董事会规模,在回归时取对数;INDD为独立董事比例;TOP5为公司前5大股东持股比例;INSTIHOLD为基金持股比例;其他控制变量的定义如前。
媒体报道与公司治理的回归结果如表8所示。其中显示,新闻媒体变量Media的系数为–0.129,在5%水平上显著,这表明随着媒体报道的增多,管理层受到来自市场的压力和约束,公司治理水平提高,有着更少的违规行为。该结果进一步证实,当新闻媒体对公司的关注度较高时,有助于改进公司治理,投资者越来越信赖公司信息进行交易,会计盈余的价值相关性提高。
VARIABLES | 回归系数 | T值 |
Mediat | –0.129** | (–2.51) |
SIZEt | –0.485*** | (–6.52) |
DEBTt | 0.009** | (2.50) |
GROWTHt | 0.001* | (1.71) |
ROAt | –0.004 | (–0.09) |
BETAt | –0.091 | (–0.71) |
DUALt | 0.101 | (0.89) |
LNBOARDt | 0.421 | (1.51) |
INDDt | 0.611 | (0.69) |
INSTIHOLDt | –0.283*** | (–4.18) |
TOP5t | 0.465 | (1.33) |
CONSTANTt | –5.161*** | (–5.47) |
Industry | YES | |
Year | YES | |
Num | 6 948 | |
Adj-R2 | 0.0605 | |
注:为控制样本观测值年度相关性,采用了以公司为单位的cluster回归;*、**和***分别表示在10%、5%和1%水平上显著。 |
(一)本文的研究结论
资本市场的基本功能是利用股票价格的信号机制实现资源的最优配置。在一个功能有效的证券市场,价格机制的作用发挥有赖于信息的充分流动。针对新闻媒体这一信息中介,本文利用2007—2012年上市公司数据,考察了媒体报道对会计盈余价值相关性的影响。我们研究发现,随着媒体报道的增加,会计盈余的价值相关性提高,表现为更多的盈余信息被融入股票价格。进一步的分析显示,对于信息透明度越低的公司,会计盈余价值相关性受媒体报道的影响越显著;相反,对于投资者关注度越高的公司,新闻媒体对盈余价值相关性的提升作用减弱。最后,相关影响路径的研究表明,媒体报道扩大了投资者基数,提升了投资者对公司的认知水平,并促进公司治理的改善,由此对会计盈余的价值相关性产生作用。
本文研究贡献如下。第一,本文的分析扩展了新闻媒体的现有研究,从会计盈余价值相关性视角分析了新闻媒体在资本市场的角色扮演,并为理解新兴市场新闻媒体的作用发挥提供了经验证据。第二,我们的研究也丰富了会计信息价值相关性的文献,不仅有助于理解新闻媒体这一重要信息中介在股票定价中的作用,也增进了对会计盈余价值相关性影响因素的认知。第三,本文分析了新闻媒体对盈余价值相关性的影响通过何种渠道发挥作用,并提供了经验上的证据,有助于进一步了解新闻媒体信息传播和监督治理的路径。最后,本文的研究也深化了对我国证券市场定价效率的理解,研究表明,新闻媒体报道促进了资本市场的信息传递,有助于会计盈余信息融入股票价格,提高了资本市场的定价效率。
(二)本文的实践意义
随着信息化浪潮的推进和互联网的普及,新闻媒体已经崛起为我国经济社会的一支重要力量。本文的研究对于不断推进我国新闻媒体业的市场化改革,充分发挥媒体信息传递和公共监督功能,具有重要的政策含义。其一,随着中国资本市场的发展,上市公司与投资者之间的沟通越来越频繁,媒体作为信息传播中介,有助于提高信息传递的效率,方便上市公司与投资者之间的沟通,进而影响资本市场的运作。其二,媒体作为独立的信息中介,也应重视自身的品牌建设,维护自身的良好形象,由此获得投资者的尊重和信赖,成为资本市场投资者信息获取的重要渠道。
(三)研究展望与启示
随着时代的进步和科技的发展,信息交流更加便捷,交流的成本也更加低廉。当今社会纸质媒体在政治、经济和生活当中扮演者重要的角色,对资本市场的信息传递和契约的质量发挥重大的作用。然而,新闻媒体的作用形式也在发生变化,随着网络媒体不断出现,传统的纸质媒体也渐渐开始网络化,新闻媒体报道传播的速度得到显著提升,信息可以低成本的传播到利益相关者手上,影响其决策的过程。除此之外,媒体的展现形式也开始多样化,音频和视频信息也可以及时有效地传播,传统的纸质媒体和网上的文字信息的地位开始受到挑战,信息形式更加丰富,信息的搜集、加工和整理更加方便。技术进步和科技发展也给未来的研究指明了方向,应该综合考虑纸质媒体和网络媒体的整体效果,以及信息的不同展现形式对传播效果的影响,这将是一个重要而有意义的话题。
① 具体包括《中国证券报》《证券日报》《证券时报》《上海证券报》《中国经营报》《21世纪经济报道》《经济观察报》和《第一财经日报》。
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