1、媒體關(guān)注、盈余操縱與應(yīng)計(jì)誤定價(jià)基于我國(guó)股市媒體關(guān)注的治理效應(yīng)及其治理機(jī)制探討?2?2媒體關(guān)注、盈余操縱與應(yīng)計(jì)誤定價(jià)?2基于我國(guó)股市媒體關(guān)注的治理效應(yīng)及其治理機(jī)制探討?2?2權(quán)小鋒 吳世農(nóng) 作者單位：廈門大學(xué)管理學(xué)院 ?2?21?2權(quán)小鋒(1981-)，男，廈門大學(xué)管理學(xué)院博士研究生，主要研究方向?yàn)楣矩?cái)務(wù)與資本市場(chǎng)。通訊地址：福建廈門大學(xué)934號(hào)信箱，郵編：361005；電子郵箱：quanxiaofeng1。（論文聯(lián)系人）?2?22 吳世農(nóng)(1956-)，男，廈門大學(xué)管理學(xué)院教授、博士生導(dǎo)師，主要研究方向?yàn)楣矩?cái)務(wù)與資本市場(chǎng)。通訊地址：廈門大學(xué)校長(zhǎng)辦公室，郵編：361

2、005；電子郵箱：。?2 ?2* 本文研究受到國(guó)家自然科學(xué)基金重點(diǎn)項(xiàng)目（項(xiàng)目編號(hào)：70632001）、國(guó)家自然科學(xué)基金青年項(xiàng)目（項(xiàng)目編號(hào)：媒體關(guān)注、盈余操縱與應(yīng)計(jì)誤定價(jià)?2基于我國(guó)股市媒體關(guān)注的治理效應(yīng)及其治理機(jī)制探討?2?2摘要：作為一種法律外的制度，媒體關(guān)注是否具有治理效應(yīng)？其作用機(jī)制是什么？這些問(wèn)題成為當(dāng)前財(cái)務(wù)學(xué)研究的熱點(diǎn)問(wèn)題。本文選擇2004-2008年中國(guó)A股上市企業(yè)為研究樣本，通過(guò)聚焦上市公司會(huì)計(jì)信息的披露問(wèn)題，系統(tǒng)性分析了媒體關(guān)注和盈余操縱以及應(yīng)計(jì)誤定價(jià)之間的關(guān)系。研究發(fā)現(xiàn)：（1）在控制內(nèi)生性問(wèn)題以后，媒體關(guān)注和管理層盈余操縱存在

3、顯著的負(fù)向關(guān)系，表明媒體關(guān)注的提高有助于抑制管理層主觀的盈余操縱行為；（2）通過(guò)“Mishkin檢驗(yàn)”發(fā)現(xiàn)我國(guó)A股市場(chǎng)整體上存在著應(yīng)計(jì)誤定價(jià)的現(xiàn)象，并且這種應(yīng)計(jì)誤定價(jià)主要是由于操縱性應(yīng)計(jì)的誤定價(jià)所引起的，表明管理層的盈余操縱行為是應(yīng)計(jì)誤定價(jià)的重要成因；（3）通過(guò)多種方法聯(lián)合檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)媒體關(guān)注與應(yīng)計(jì)誤定價(jià)之間存在著顯著的負(fù)向關(guān)系，表明媒體關(guān)注的提高能夠有效的提高市場(chǎng)對(duì)會(huì)計(jì)盈余構(gòu)成信息的定價(jià)效率，降低應(yīng)計(jì)的誤定價(jià)?？傮w來(lái)看，就會(huì)計(jì)信息的披露而言，媒體關(guān)注具有深度治理效應(yīng)，其作用機(jī)制是：媒體關(guān)注有效地抑制了管理層盈余操縱行為，從而提高了會(huì)計(jì)信息質(zhì)量并最終提升了市場(chǎng)對(duì)盈余構(gòu)成信息的定價(jià)效率，降低了應(yīng)計(jì)的

4、誤定價(jià)。 關(guān)鍵詞：媒體關(guān)注；盈余操縱；應(yīng)計(jì)誤定價(jià)?2 一 引言 在現(xiàn)代社會(huì)，人們借助媒體獲得他們所需要的信息。包括報(bào)紙、電視、廣播、網(wǎng)絡(luò)等在內(nèi)的媒體發(fā)揮著收集信息并將其傳播給公眾的中介作用。在轉(zhuǎn)軌經(jīng)濟(jì)國(guó)家正式的法律制度以外，媒體傳播的新聞?shì)浾撘殉蔀楣局卫砩鐣?huì)監(jiān)督及宏觀治理環(huán)境的不可或缺的組成部分（鄭志剛，2007）。2001年3月5日美國(guó)財(cái)富發(fā)表了一篇“安然股價(jià)是否太高？”的文章受到公眾的廣泛關(guān)注，隨著媒體關(guān)注的進(jìn)一步深入，安然公司造假的真相最終浮出水面；2008年9月11日東方早報(bào)一篇“甘肅14嬰兒同患腎病疑因喝三鹿奶粉所致”的新聞報(bào)道引起了國(guó)內(nèi)乳制品行業(yè)的“地震”，最終該公司在社會(huì)輿論和

5、經(jīng)營(yíng)壓力之下被迫重組。眾多的案例表明媒體在現(xiàn)實(shí)中起到了監(jiān)督公司的治理作用。然而，有關(guān)大眾傳媒在公司治理中的角色和作用機(jī)制的研究文獻(xiàn)仍十分缺乏。 首先，媒體關(guān)注是否具有重要的治理效應(yīng)？這是本文關(guān)注的第一個(gè)核心問(wèn)題。從現(xiàn)有國(guó)內(nèi)外的文獻(xiàn)來(lái)看，基本都持肯定態(tài)度。在西方發(fā)達(dá)國(guó)家，法律體制比較健全，媒體關(guān)注環(huán)境寬松，這造成了法律制度和法律外制度（媒體監(jiān)督機(jī)制）之間的良性互動(dòng)關(guān)系，法律制度特別是憲法體系為新聞媒體對(duì)于企業(yè)的外部監(jiān)督提供了堅(jiān)實(shí)的保障，而新聞媒體的自由報(bào)道也促使正式法律體制更加健全。因此，西方學(xué)者對(duì)于媒體的公司治理角色普遍持肯定態(tài)度（Dyck和Zingales，2004 ；Miller，2006

6、；Dyck等，2008；Joe等，2009）。國(guó)內(nèi)學(xué)者通過(guò)對(duì)我國(guó)制度環(huán)境的深入分析發(fā)現(xiàn)，當(dāng)前我國(guó)法制體系不健全，執(zhí)法效率低下，這使得我國(guó)法律制度和法律外制度（媒體監(jiān)督機(jī)制）表現(xiàn)出顯著的替代關(guān)系。因此在投資者法律保護(hù)薄弱的情況下，我國(guó)學(xué)者同樣也發(fā)現(xiàn)了媒體關(guān)注的治理效應(yīng)（李培功和沈藝峰，2009；醋衛(wèi)華和李培功，2010；辛宇和徐莉萍，2010）。本文的研究則另辟新徑，立足從會(huì)計(jì)信息的披露方面分析媒體關(guān)注與管理層盈余操縱行為之間的關(guān)系，并通過(guò)控制內(nèi)生性因素后，探討和驗(yàn)證媒體關(guān)注與管理層盈余操縱之間的負(fù)向關(guān)系，以期發(fā)現(xiàn)媒體關(guān)注在約束管理層對(duì)于會(huì)計(jì)收益的主觀操縱方面具有重要的治理效應(yīng)，揭示媒體關(guān)注的治

7、理效應(yīng)表現(xiàn)。 其次，如果媒體關(guān)注具有治理效應(yīng)，那么其治理機(jī)制到底如何運(yùn)作？當(dāng)前國(guó)內(nèi)外的研究大多只停留在第一個(gè)層次的問(wèn)題，對(duì)媒體關(guān)注的治理機(jī)制則幾乎沒(méi)有涉及，本文在分析媒體關(guān)注與盈余操縱之間關(guān)系的基礎(chǔ)上，進(jìn)一步拓展研究，力圖通過(guò)聚焦分析媒體關(guān)注對(duì)于投資者關(guān)于會(huì)計(jì)盈余構(gòu)成信息的定價(jià)影響，通過(guò)Mishkin檢驗(yàn)和套利投資組合分析，探討伴隨媒體的高度曝光和關(guān)注，我國(guó)A股市場(chǎng)的應(yīng)計(jì)誤定價(jià)特別是操縱性應(yīng)計(jì)誤定價(jià)是否明顯消失，分析盈余構(gòu)成信息的市場(chǎng)定價(jià)效率是否顯著提高，從而揭示媒體關(guān)注的提高是否能夠顯著提升市場(chǎng)關(guān)于盈余構(gòu)成信息未來(lái)持續(xù)性的正確預(yù)期。研究結(jié)果證實(shí)媒體關(guān)注通過(guò)聚焦于會(huì)計(jì)信息發(fā)揮了有效的治理機(jī)制。

8、其作用機(jī)制是：媒體關(guān)注有效地抑制了管理層盈余操縱行為，從而提高了會(huì)計(jì)信息質(zhì)量并最終提升了市場(chǎng)對(duì)盈余構(gòu)成信息的定價(jià)效率，降低了應(yīng)計(jì)的誤定價(jià)。 本文研究的主要貢獻(xiàn)是：（1）通過(guò)收集我國(guó)上市公司和媒體關(guān)注的有關(guān)數(shù)據(jù)，以會(huì)計(jì)信息作為新的切入點(diǎn)，深入分析了媒體關(guān)注對(duì)于上市公司管理層主觀盈余操縱行為的影響，研究發(fā)現(xiàn)，在控制內(nèi)生性影響后，媒體關(guān)注同管理層盈余操縱之間存在著顯著的負(fù)向關(guān)系，表明媒體的高度報(bào)道和關(guān)注對(duì)上市公司管理層的盈余操縱具有重要的抑制作用，這就從新的視角驗(yàn)證了媒體關(guān)注在我國(guó)資本市場(chǎng)存在著重要的治理效應(yīng)。（2）與以往文獻(xiàn)更大的區(qū)別是，本文通過(guò)展開(kāi)媒體關(guān)注盈余操縱應(yīng)計(jì)誤定價(jià)之間關(guān)系的分析線路，更

9、加突出了對(duì)媒體關(guān)注作用機(jī)制的認(rèn)識(shí)。研究發(fā)現(xiàn)三者具有遞進(jìn)式的邏輯關(guān)系，表明就會(huì)計(jì)信息的披露而言，媒體關(guān)注通過(guò)抑制管理層盈余操縱行為，從而提高了會(huì)計(jì)信息質(zhì)量并最終提升了市場(chǎng)對(duì)會(huì)計(jì)盈余構(gòu)成信息的定價(jià)效率。 后文結(jié)構(gòu)安排如下：第二部分為文獻(xiàn)綜述和基本假設(shè)；第三部分為實(shí)證設(shè)計(jì)，包括樣本和數(shù)據(jù)來(lái)源說(shuō)明，核心變量的選擇和模型的設(shè)定；第四部分為實(shí)證結(jié)果與分析；第五部分為基本結(jié)論。 二 文獻(xiàn)綜述與研究假設(shè) （一） 媒體關(guān)注與盈余操縱 上市公司的盈余管理行為歷來(lái)受人關(guān)注。由于企業(yè)內(nèi)外部信息不對(duì)稱，許多上市公司出于各種目的如管理層薪酬、配股和增發(fā)新股、避免“摘牌”、抬高股價(jià)等，采取多種手段進(jìn)行盈余操縱。企業(yè)管理當(dāng)局

10、進(jìn)行盈余管理的主要目的在于誤導(dǎo)投資者對(duì)公司盈利情況的客觀認(rèn)識(shí)，以獲取私人利益。因此，廣大投資者為了維護(hù)自身的利益，要求對(duì)上市公司的盈余操縱行為進(jìn)行監(jiān)督。但中小股東一般很難直接參與到上市公司的治理過(guò)程，無(wú)法從上市公司的內(nèi)部對(duì)盈余管理行為進(jìn)行有效的監(jiān)督，因而希望上市公司通過(guò)提高自身的治理水平，減少盈余操縱。而B(niǎo)ushee等（2008）通過(guò)實(shí)證調(diào)查商業(yè)媒體在信息中介中的作用機(jī)制后發(fā)現(xiàn)，媒體的高度關(guān)注能夠顯著降低企業(yè)內(nèi)外部信息不對(duì)稱程度。因此隨著媒體關(guān)注的提升，企業(yè)的信息環(huán)境會(huì)發(fā)生改變，內(nèi)外部信息不對(duì)稱程度降低，管理層的盈余操縱的局限條件會(huì)得到加強(qiáng)。 盈余操縱行為的動(dòng)因主要包括：薪酬動(dòng)因、資本市場(chǎng)動(dòng)因

11、和監(jiān)管動(dòng)因。而媒體關(guān)注可以抑制公司進(jìn)行盈余操縱的動(dòng)機(jī)。薪酬動(dòng)因指管理層為了在短期內(nèi)獲取高額薪酬而人為地進(jìn)行業(yè)績(jī)操縱以獲取自身薪酬。王克敏和王志超（2007）、權(quán)小鋒等（2010）研究文獻(xiàn)都表明企業(yè)管理層會(huì)基于自身薪酬的角度對(duì)會(huì)計(jì)盈余進(jìn)行操縱。Core等（2007）研究發(fā)現(xiàn)管理層薪酬的負(fù)面媒體關(guān)注同管理層超額薪酬之間存在正向的關(guān)系，揭示了媒體在識(shí)別管理層薪酬操縱方面的重要作用。資本市場(chǎng)動(dòng)因主要是指由于會(huì)計(jì)信息被投資者和財(cái)務(wù)分析師廣泛用于對(duì)公司股票的估價(jià)，管理層有可能通過(guò)操控盈余來(lái)達(dá)到影響股價(jià)的目的。而監(jiān)管動(dòng)因主要是指管理層以規(guī)避或者迎合政府監(jiān)管為目的而從事的“保配”和“保盈”盈余操縱行為。出于資

12、本市場(chǎng)動(dòng)因和監(jiān)管動(dòng)因進(jìn)行的操縱是企業(yè)管理層在權(quán)衡行為收益和成本后的選擇行為，而媒體的高度關(guān)注對(duì)管理層盈余操縱行為的收益和成本都會(huì)產(chǎn)生顯著的影響。Dyck和Zingales（2004）研究發(fā)現(xiàn)一個(gè)國(guó)家的新聞媒體越發(fā)達(dá)，這個(gè)國(guó)家控股股東的控制權(quán)私有收益越小。Miller（2006）發(fā)現(xiàn)媒體關(guān)注能夠有效識(shí)別上市企業(yè)管理層的會(huì)計(jì)造假行為。Dyck和Zingale（s2002）認(rèn)為媒體關(guān)注主要是通過(guò)聲譽(yù)機(jī)制參與企業(yè)的公司治理當(dāng)中，針對(duì)上市公司管理層的盈余操縱行為，媒體關(guān)注的提高會(huì)提升其行為的成本（特別是聲譽(yù)成本），而降低其行為收益。 因此綜合以上文獻(xiàn)可見(jiàn)，媒體關(guān)注的提高預(yù)期會(huì)從以下三方面降低管理層盈余操

13、縱行為：（1）降低企業(yè)內(nèi)外信息不對(duì)稱程度，壓縮盈余操縱的行為空間；（2）引起投資者關(guān)注，提高市場(chǎng)公眾對(duì)管理層盈余操縱的識(shí)別概率；（3）媒體關(guān)注的加強(qiáng)會(huì)提高管理層盈余操縱行為的成本（特別是聲譽(yù)成本），并且降低其行為收益。因此本文提出如下假設(shè)： H1：在其他條件不變的情況下，媒體關(guān)注與管理層盈余操縱呈顯著的負(fù)向關(guān)系。 （二） 媒體關(guān)注與應(yīng)計(jì)誤定價(jià) Sloan（1996）首次發(fā)現(xiàn)了應(yīng)計(jì)誤定價(jià)（應(yīng)計(jì)異象）。他通過(guò)檢驗(yàn)現(xiàn)金流量和會(huì)計(jì)應(yīng)計(jì)在預(yù)測(cè)未來(lái)企業(yè)盈利能力上的差異，發(fā)現(xiàn)市場(chǎng)“功能鎖定”于會(huì)計(jì)盈余總額，而無(wú)法區(qū)別其組成成分之間的差異，高估了會(huì)計(jì)應(yīng)計(jì)預(yù)測(cè)未來(lái)盈余的能力，相反低估了現(xiàn)金流預(yù)測(cè)未來(lái)盈余的能力，

14、因此基于會(huì)計(jì)應(yīng)計(jì)的套利策略（買入會(huì)計(jì)應(yīng)計(jì)最少的組合、賣出會(huì)計(jì)應(yīng)計(jì)最多的組合）能夠賺取10%的超額回報(bào)。最終市場(chǎng)對(duì)會(huì)計(jì)應(yīng)計(jì)進(jìn)行了錯(cuò)誤定價(jià)，這一現(xiàn)象就被稱為應(yīng)計(jì)異象。近幾年來(lái)，我國(guó)也開(kāi)始對(duì)A股市場(chǎng)的應(yīng)計(jì)誤定價(jià)問(wèn)題進(jìn)行了檢驗(yàn)。劉云中（2003）、李遠(yuǎn)鵬和牛建軍（2007）、宋云玲和李志文（2009）均發(fā)現(xiàn)中國(guó)股市確實(shí)有應(yīng)計(jì)異象。 那么媒體關(guān)注是如何影響應(yīng)計(jì)誤定價(jià)的呢？在對(duì)應(yīng)計(jì)誤定價(jià)的成因進(jìn)行研究中，Xie（2001）、DeFond和Park（2001）發(fā)現(xiàn)，異常應(yīng)計(jì)的低持續(xù)性和高估價(jià)是引起應(yīng)計(jì)異象的主要原因。Richardson等（2005）對(duì)應(yīng)計(jì)利潤(rùn)進(jìn)行了細(xì)分，深入研究應(yīng)計(jì)利潤(rùn)各組成部分的盈余相關(guān)

15、性，發(fā)現(xiàn)低可靠性的應(yīng)計(jì)利潤(rùn)項(xiàng)目的盈余相關(guān)性較差，市場(chǎng)并不能識(shí)別這種盈余相關(guān)性的區(qū)別，沒(méi)有給出合理定價(jià)。Richardson等（2006）進(jìn)一步研究發(fā)現(xiàn)，會(huì)計(jì)信息的扭曲是造成應(yīng)計(jì)利潤(rùn)持續(xù)性較差的重要原因。這些研究都表明應(yīng)計(jì)誤定價(jià)的出現(xiàn)與銷售增長(zhǎng)無(wú)關(guān)，而主要是由于管理層的主觀盈余操縱導(dǎo)致應(yīng)計(jì)利潤(rùn)較低的持續(xù)性所致。而在假設(shè)H1中，本文同時(shí)預(yù)期媒體關(guān)注會(huì)抑制管理層的主觀盈余操縱。兩者結(jié)合起來(lái)，本文預(yù)期媒體關(guān)注具有深度的治理機(jī)制，即媒體關(guān)注的提升會(huì)抑制管理層的主觀盈余操縱行為，進(jìn)而提升應(yīng)計(jì)利潤(rùn)的持續(xù)性，最終降低應(yīng)計(jì)的誤定價(jià)。因此本文提出以下假設(shè)： H2：在其他條件不變的情況下，媒體關(guān)注與應(yīng)計(jì)誤定價(jià)呈顯著

16、的負(fù)向關(guān)系。 三 實(shí)證設(shè)計(jì) （一） 樣本選擇和數(shù)據(jù)來(lái)源 由于A、B股市場(chǎng)的監(jiān)管環(huán)境并不相同，報(bào)告盈余也存在差異（姜國(guó)華等，2006），所以，本文的研究限定在只發(fā)行 A 股的公司。樣本的期間選擇為2004-2008年，并且按照如下原則選擇樣本：（1）在未來(lái)一年有完整的收益率；（/）深度數(shù)據(jù)中“公司報(bào)道”欄下新聞報(bào)道手工整理而來(lái)。 （二） 主要變量說(shuō)明 1、媒體關(guān)注 本文用上市公司咨訊網(wǎng)新聞條數(shù)（用符號(hào)MR表示）作為媒體關(guān)注的代理指標(biāo)。這一數(shù)據(jù)是通過(guò)從上市公司資訊網(wǎng)中手工整理得來(lái)，具體做法是通過(guò)在該網(wǎng)站中逐個(gè)鍵入上市公司代碼，在深度數(shù)據(jù)中的“新聞報(bào)道”欄中對(duì)單個(gè)公司的新聞報(bào)道分時(shí)段搜索和整理，以搜

17、索結(jié)果中的新聞媒體條數(shù)作為“媒體關(guān)注”的測(cè)度指標(biāo)。另外考慮到媒體關(guān)注的時(shí)間增長(zhǎng)趨R勢(shì)以及數(shù)據(jù)異常值的影響。本文對(duì)每年上市公司的媒體關(guān)注數(shù)取十分位數(shù)（MR）。同時(shí)本文在穩(wěn)健性測(cè)試中，進(jìn)一步限定媒體報(bào)道的來(lái)源，選擇中國(guó)證券報(bào)、上海證券報(bào)、證券日?qǐng)?bào)、證券時(shí)報(bào)四大權(quán)威報(bào)紙及其網(wǎng)絡(luò)版新聞媒體條數(shù)作為“媒體關(guān)注”的測(cè)度指標(biāo)(用符號(hào)MR4表示)。這樣做主要是出于兩個(gè)方面的考量：（1）這四大證券報(bào)紙是證監(jiān)會(huì)指定的上市公司信息披露的專門報(bào)紙，其信息發(fā)布具有公信力。因此這就控制了相應(yīng)的地方媒體的“媒體捕獲”對(duì)研究結(jié)果的影響；（2）這四大報(bào)紙由于具有半官方性質(zhì)，而且發(fā)行量具有保障，因此能夠有效保障其證券市場(chǎng)投資者的

18、受眾面。同樣對(duì)于樣本公司每年在四大證券報(bào)紙R的新聞報(bào)道數(shù)從小到大排列取十分位數(shù)（MR4）。 2、盈余操縱 本文采用兩種方法來(lái)測(cè)定上市公司的盈余操縱行為：應(yīng)計(jì)利潤(rùn)分離法與盈利分布檢測(cè)法。應(yīng)計(jì)利潤(rùn)分離法的基本原理是用回歸模型將應(yīng)計(jì)利潤(rùn)分離為可操控應(yīng)計(jì)利潤(rùn)和非可操控應(yīng)計(jì)利潤(rùn)，并用可操控應(yīng)計(jì)利潤(rùn)來(lái)衡量盈余管理的大小和程度。盈利分布檢測(cè)法通過(guò)檢查報(bào)告盈余在特定水平周圍的不連續(xù)分布來(lái)計(jì)量盈余管理。這兩種方法在檢驗(yàn)盈利操縱行為時(shí)各有優(yōu)缺點(diǎn)，將兩者結(jié)合起來(lái)檢驗(yàn)使得研究結(jié)論具有穩(wěn)健性。 （1）應(yīng)計(jì)利潤(rùn)分離法 考慮管理當(dāng)局相機(jī)抉擇動(dòng)機(jī)的盈余管理計(jì)量模型。本文選用考慮業(yè)績(jī)影響的修正Jones模型。其中盈余操縱指標(biāo)E

19、M1為考慮業(yè)績(jī)影響的修正Jones模型估算的操縱性應(yīng)計(jì)的絕對(duì)值。計(jì)量模型的設(shè)定如下： 1REVPPEttTA=+OROA+t01234ttAAAt?1t?1t?1 1REV?ARPPEtttNDA=+OROA01234ttAAAt?1t?1t?1 其中，TA為上期總資產(chǎn)調(diào)整后的當(dāng)期總應(yīng)計(jì)利潤(rùn)；NDA為上期總資產(chǎn)調(diào)整后的當(dāng)期非tt操縱性應(yīng)計(jì)利潤(rùn)，TA與NDA的差額即當(dāng)期操縱性應(yīng)計(jì)DA；A為上期期末總資產(chǎn)；REVtttt-1t為本期主營(yíng)業(yè)務(wù)收入的變動(dòng)額；PPE為本期廠場(chǎng)、財(cái)產(chǎn)和設(shè)備等固定資產(chǎn)的價(jià)值，OROAtt為本期總資產(chǎn)利潤(rùn)率。 考慮經(jīng)濟(jì)基礎(chǔ)動(dòng)機(jī)的盈余管理計(jì)量模型。本文選用Ball和Shivak

20、umar（2006）（以下簡(jiǎn)稱BS）模型。其中盈余操縱指標(biāo)EM2為BS模型估算的操縱性應(yīng)計(jì)的絕對(duì)值。計(jì)量模型的設(shè)定如下： CFOCFOttTA=+DCFO+DCFO+t01t23ttAAt?1t?1 CFOCFOtt NDA=+DCFO+DCFO0123tttAAt?1t?1其中，CFO分別為本期經(jīng)營(yíng)活動(dòng)凈現(xiàn)金流量。DCFO為虛擬變量，當(dāng)CFO<0時(shí)賦值1，ttt否則為0。 （2）盈利分布檢測(cè)法 本文從ROE的分布來(lái)檢測(cè)上市公司管理層的盈余操縱行為，其中操縱行為分析基于兩種動(dòng)機(jī)形成兩個(gè)指標(biāo)： 基于配股動(dòng)機(jī)的操縱 國(guó)內(nèi)很多文獻(xiàn)發(fā)現(xiàn)上市公司存在著強(qiáng)烈的配股擴(kuò)張的利益驅(qū)動(dòng)，但又受制于證監(jiān)會(huì)的配

21、股資格要求。因此，最直接的市場(chǎng)反應(yīng)行為就是對(duì)ROE進(jìn)行操縱，保住企業(yè)再籌資的資格（陳小悅等，2000；楊旭東和莫小鵬，2006；張昕，2008）。由于本文樣本期處于證監(jiān)會(huì)第五次和第六次配股政策之間，本文盈余操縱指標(biāo)EM3設(shè)置定義為：當(dāng)上市公司2004年和2005年ROE處于邊際區(qū)域6%，7%，而2006年及以后年份處于邊際區(qū)域0，1%，其數(shù)值取1，其它取0。 基于保牌動(dòng)機(jī)的操縱 由于我國(guó)特殊的ST、PT制度，企業(yè)連續(xù)年度虧損就會(huì)有被監(jiān)管部門摘牌的危機(jī)，因此虧損公司為了保牌也具有盈余操縱的動(dòng)機(jī)。借鑒張昕和楊再惠（2007）的研究，本文將盈余操縱指標(biāo)EM4定義如下：上市公司上一年ROE低于-20%

22、而本年實(shí)現(xiàn)盈利的取1，其他取0。 3、股票誤定價(jià)（MISPRICING） 本文用以下兩個(gè)指標(biāo)測(cè)度： （1）規(guī)模調(diào)整的超額收益SAR 規(guī)模調(diào)整的超額收益SAR是將所有公司在某一年最后一個(gè)交易日按照公司規(guī)模（股權(quán)市值）大小劃分為十組，然后計(jì)算各組的平均持有期收益（計(jì)算期間從會(huì)計(jì)年度5月到下年4月）；最后用個(gè)別股票原始持有期收益率（計(jì)算期同上）減去對(duì)應(yīng)組的平均持有期收益計(jì)算得出。 （2）市場(chǎng)調(diào)整的超額收益MAR 市場(chǎng)調(diào)整的超額收益MAR是用個(gè)別股票原始持有期收益率（計(jì)算期間為會(huì)計(jì)年度5月到下年4月）減去綜合市場(chǎng)的持有期收益計(jì)算得出。 （三） 回歸模型分析 1、檢驗(yàn)H1的回歸模型設(shè)計(jì) REM=+MR+

23、EPS+GROWTH+LEVEL+LNSIZEit01it2it3it4it5it （1） +TOP+TOP31+CEO_SHARE+DUAL+BIG46it7it7it8it9it+IND+YEAR+it若假設(shè)H1成立，則預(yù)期顯著為負(fù)。其中： 1EM為盈余操縱指標(biāo)，用EM1、EM2、EM3、EM4測(cè)度。 EPS、GROWTH、LEVEL、LNSIZE為公司財(cái)務(wù)控制變量。EPS表示公司業(yè)績(jī)，用每股盈余測(cè)度；GROWTH表示公司成長(zhǎng)性，用主營(yíng)業(yè)務(wù)收入增長(zhǎng)率測(cè)度；LEVEL表示財(cái)務(wù)杠桿，用資產(chǎn)負(fù)債率測(cè)度；LNSIZE表示公司規(guī)模，用總資產(chǎn)的自然對(duì)數(shù)測(cè)度。 TOP1、TOP31、CEO_SHARE、

24、DUAL、BIG4為公司治理控制變量。TOP1表示股權(quán)集中度，用第一大股東持股比例測(cè)度；TOP31表示股權(quán)制衡度，用（前三大股東持股比例第一大股東持股比例）/第一大股東持股比例測(cè)度；CEO_SHARE表示管理層持股，當(dāng)管理層持股時(shí)，取1，否則取0；DUAL表示兩職合一，若董事長(zhǎng)和總經(jīng)理兩職合一，則取1，否則取0；BIG4表示審計(jì)質(zhì)量，當(dāng)會(huì)計(jì)報(bào)表被“四大”審計(jì)取1，否則取0；IND和YEAR表示控制行業(yè)和年份固定效應(yīng)。 2、檢驗(yàn)H2的回歸模型設(shè)計(jì) RRMISPRICING=+MR_high+DA+MR_highDA+BETAi,t+101it2it3itit4it （2） LNSIZEBM+SO

25、PH+FOLNUMAGE5it6it7it7it8itRRR+SOPHDA+FOLNUMDA+AGEDA+9itit10itit1ititit上式中用來(lái)分析應(yīng)計(jì)誤定價(jià)的存在性，當(dāng)其顯著為負(fù)時(shí)，表明存在應(yīng)計(jì)誤定價(jià)（應(yīng)計(jì)2異象），用來(lái)分析媒體關(guān)注對(duì)應(yīng)計(jì)誤定價(jià)的影響，當(dāng)其顯著為正時(shí)，表明假設(shè)H2成立。其3中： MISPRICING表示下一年度的股票誤定價(jià)，用下一年度規(guī)模調(diào)整的超額收益SARi,t+1 i,t+1和市場(chǎng)調(diào)整的超額收益MAR測(cè)度。 i,t+1MR_high表示媒體關(guān)注的啞變量，當(dāng)上市公司當(dāng)年媒體關(guān)注高于樣本中位數(shù)時(shí)取1，否R?則為0。DA表示每年按照考慮業(yè)績(jī)的修正jones模型計(jì)算的操縱

26、性應(yīng)計(jì)的十分位數(shù)。 BETA、LNSIZE、BM表示風(fēng)險(xiǎn)因子控制變量。BETA表示系統(tǒng)性風(fēng)險(xiǎn)，是利用CAPM模型估計(jì)所得；LNSIZE表示規(guī)模，用總資產(chǎn)的自然對(duì)數(shù)測(cè)度；BM表示股東權(quán)益的賬面市值比，用每股凈資產(chǎn)/每股市價(jià)測(cè)度。 SOPH、FOLNUM、AGE表示其它控制變量。SOPH表示投資者認(rèn)知，借鑒Collins等（2003）的文獻(xiàn)，當(dāng)上市公司的年度機(jī)構(gòu)持股大于樣本中位數(shù)，且持股比例大于5%時(shí)，數(shù)值取1，否則為0；FOLNUM表示年度分析師跟蹤數(shù)，用每年跟蹤企業(yè)進(jìn)行盈利評(píng)級(jí)的分析師數(shù)量測(cè)度；AGE表示上市公司所處生命周期，借鑒Chen等（2002）文獻(xiàn)，用上市公司成立年限測(cè)度。投資者認(rèn)知、

27、分析師跟蹤以及企業(yè)所處生命周期三個(gè)因素（Chen等，2002；Myers等，2003；Drake等，2008）被發(fā)現(xiàn)對(duì)應(yīng)計(jì)誤定價(jià)會(huì)產(chǎn)生顯著影響，因此本文將其進(jìn)行控制。 表1 變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果 觀測(cè)值變量 均值 標(biāo)準(zhǔn)差 最小值 最大值 數(shù) SAR 47240.004 0.625 -1.596 2.994 MAR4724 -0.0820.642-1.8142.827EM1 5473 0.110 0.136 0.001 0.837 EM25473 0.0970.3340.0013.055EM3 5473 0.063 0.242 0 1 EM45473 0.0240.15401MR 5473 14

28、.516 16.091 1 298 MR45473 11.189 11.483 1 159 MR_high 5473 0.4790.50001EPS5473 0.273 0.388 -0.919 1.712 GROWTH 5473 0.2490.500-0.6153.315LEVEL5473 0.494 0.176 0.078 0.860 LNSIZE 5473 21.5131.03919.44024.779BETA47241.016 0.198 0.444 1.438 BM 4724 0.4820.2740.0661.275TOP15473 38.535 15.686 9.96 74.65

29、TOP31 5473 0.436 0.430 0.005 1.717 CEO_SHARE 5473 0.2170.41201DUAL 5473 0.101 0.302 0 1 BIG45473 0.0720.25901SOPH 47240.326 0.469 0 1 FOLNUM 4724 5.993 11.184 0 63 AGE471910.7474.036423（四） 描述性統(tǒng)計(jì) 表1是對(duì)以上模型設(shè)定所涉及的變量進(jìn)行的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果，由表1可知，單個(gè)公司平均每年被媒體報(bào)道的數(shù)量MR為14.516次，其中最大值為298次，而最小值為1。單個(gè)公司平均每年被四大財(cái)經(jīng)報(bào)紙報(bào)道的數(shù)量為11.189

30、次，其中最大值為159次，最小值為1次。上市公司的盈余操縱指標(biāo)EM3的均值為0.063，表明樣本期間，平均有6.3%的樣本公司處于配股的邊際區(qū)域，EM4的均值為0.024，表明樣本期間，平均有2.4%的樣本公司處于保牌的邊際區(qū)域。其余變量說(shuō)明不再贅述。 四 實(shí)證結(jié)果與分析 （一）媒體關(guān)注與盈余操縱 表2 盈余操縱與媒體關(guān)注回歸結(jié)果 Panel A：不考慮內(nèi)生性的回歸處理 Panel B：考慮內(nèi)生性的回歸處理 模型 OLS回歸 LOGIT回歸IV回歸IV回歸 因變量 EM1 EM2 EM3 EM4 EM1 EM2 EM3 EM4 *-3.465 -4.560 -0.877 12.984-4.12

31、4-7.191-4.116 0.552 常數(shù)項(xiàng) (-14.178) (-4.101) (-0.515)(5.047)(-13.545)(-5.189)(-1.470) (0.117)*0.018 0.111 -0.064 2.628-0.773-3.066-2.982 -7.277RMR (1.340)(1.785) (-0.284)(6.741)(-3.574)(-3.115)(-1.787) (-2.296)*0.042 0.109 -0.9420.214 0.0520.150-0.864 0.426 EPS (4.361)(2.489) (-5.674)(1.020)(5.222)(3.

32、318)(-4.956) (1.853)*-0.000 -0.001 -0.102 -0.000 -0.000 -0.001-0.097 -0.001 GROWTH (-0.397) (-3.604) (-0.967)(-0.195)(-0.428)(-3.656)(-0.945) (-0.278)*-0.079 -0.217 -1.4976.592-0.068-0.175 -1.506 6.938LEVEL (-1.961) (-1.185) (-3.791)(9.767)(-1.698)(-0.954)(-3.836) (10.204)*0.162 0.236 -0.000 -0.9680

33、.2140.4420.233 -0.119 LNSIZE (15.545) (4.964) (-0.005)(-8.137)(12.161)(5.527)(1.301) (-0.398)*0.005 -0.006 -0.010 -0.0250.006-0.002 -0.007 -0.018TOP1 (9.027)(-2.358) (-1.649)(-2.664)(9.679)(-0.758)(-1.254) (-1.888)*0.052-0.203 -0.188 -1.1250.077-0.102 -0.115 -0.708TOP31 (2.480)(-2.148) (-0.963)(-3.4

34、71)(3.506)(-1.025)(-0.572) (-2.177)*0.022 -0.085 0.084 0.020 0.021 -0.087 0.060 0.085 CEO_SHARE (1.787)(-1.549) (0.564) (0.088)(1.738)(-1.593)(0.401) (0.383)0.009 -0.003 -0.054 0.209 0.008 -0.005 -0.039 0.385 DUAL (0.587)(-0.046) (-0.267)(0.754)(0.542)(-0.079)(-0.191) (1.426)*-0.050-0.128 -0.261 -0.

35、629 -0.045-0.107 -0.285 -0.574 BIG4 (-1.834) (-1.030) (-0.879)(-0.849)(-1.646)(-0.861)(-0.955) (-0.778)行業(yè) 控制 控制 控制 控制 控制 控制 控制 控制 年份 控制 控制 控制 控制 控制 控制 控制 控制 N 5470 5470 5470 5470 5470 5470 5470 5470 2adj. R 0.1793 0.0278 - - 0.1815 0.0294 - - Log likelihood - - -1214.462-483.504- - -1213.392 -506.30

36、5Prob>chi2 - 0.000 0.000 - - 0.000 0.000 * * *注：括號(hào)內(nèi)為t值，和分別表示相關(guān)系數(shù)在1%、5%和10%水平下顯著(雙尾)，下同。 表2是媒體關(guān)注與盈余操縱的回歸結(jié)果表，其中Panel A是不考慮媒體關(guān)注內(nèi)生性問(wèn)題，將媒體關(guān)注視為外生變量的回歸結(jié)果。而Panel B是考慮媒體關(guān)注內(nèi)生性問(wèn)題的回歸結(jié)果，?本文中利用工具變量法IV估計(jì)進(jìn)行分析。借鑒Dyck（2008）的媒體關(guān)注決定因素發(fā)現(xiàn)，R?本文選擇三個(gè)外生變量作為媒體關(guān)注MR的工具變量：（1）非流通股比例（Nshare）；（2）上市年限（Listyear）；（3）控制權(quán)類型（Controlty

37、pe，央企為2，地方國(guó)企為1，非國(guó)有企?業(yè)為0）。從Penal A的實(shí)證結(jié)果可見(jiàn)，當(dāng)不控制內(nèi)生性問(wèn)題時(shí)，媒體關(guān)注對(duì)盈余操縱的影響并不穩(wěn)定和顯著，當(dāng)控制了內(nèi)生性問(wèn)題以后，Panel B的結(jié)果顯示媒體關(guān)注對(duì)上市公司的影響操縱行為呈現(xiàn)顯著的負(fù)向影響。而且當(dāng)因變量是不同盈余操縱指標(biāo)時(shí)，研究結(jié)論也比較穩(wěn)定，因此，驗(yàn)證了假設(shè)H1的預(yù)期。表明隨著媒體關(guān)注的提高，上市公司管理層的盈余操縱行為會(huì)得到有效的抑制，進(jìn)而上市公司會(huì)計(jì)信息的質(zhì)量會(huì)得到顯著的提升。就會(huì)計(jì)信息披露質(zhì)量而言，媒體關(guān)注具有顯著的治理效應(yīng)。 （二）媒體關(guān)注與應(yīng)計(jì)誤定價(jià) 為了檢驗(yàn)媒體關(guān)注是否影響會(huì)計(jì)盈余不同構(gòu)成部分的定價(jià)效率，本文借鑒Xie（200

38、1）的思路，使用三個(gè)方法進(jìn)行了檢驗(yàn)：一是理性預(yù)期的Mishkin（1983）檢驗(yàn)；二是套利組合超額回報(bào)的單變量檢驗(yàn)；三是股票誤定價(jià)的多元回歸檢驗(yàn)。多種方法的聯(lián)合檢驗(yàn)使得本文的研究結(jié)論具有一定的穩(wěn)健性。 1. Mishkin 檢驗(yàn) Xie（2001）利用了Mishkin（1983）的理性預(yù)期檢驗(yàn)的模型對(duì)投資者是否能識(shí)別盈余不同成分的差異進(jìn)行了檢驗(yàn)，其中盈余分成現(xiàn)金流、操縱性應(yīng)計(jì)和非操縱性應(yīng)計(jì)三個(gè)部分。他發(fā)現(xiàn)投資者無(wú)法識(shí)別盈余不同成分持續(xù)性的差異。他使用了如下的方程進(jìn)行了檢驗(yàn)： EARN=r+rCFO+rDA+rNDA+ （3） t+101t2t3t*SAR=(EARN?rrCFO?rDA?rND

39、A)+ （4） t+1t+101t2t3tt其中：EARN表示t+1年的會(huì)計(jì)盈余，EARN=（凈利潤(rùn)+財(cái)務(wù)費(fèi)用）/期初總資產(chǎn)；SARt+1 t+1表示t+1年股票的超額回報(bào)，是對(duì)單個(gè)股票市場(chǎng)回報(bào)進(jìn)行規(guī)模調(diào)整計(jì)算出來(lái)的超額收益。CFO 表示t年的現(xiàn)金流量，CFO=經(jīng)營(yíng)性現(xiàn)金流量?jī)纛~/期初總資產(chǎn)；DA表示t年的操縱性應(yīng)計(jì)，ttDA是利用考慮業(yè)績(jī)影響的修正jones模型估計(jì)的殘差值；NDA表示t年的非操縱性應(yīng)計(jì)，ttNDA是利用考慮業(yè)績(jī)影響的修正jones模型估計(jì)的預(yù)測(cè)值。同時(shí)為了控制異常值對(duì)研究結(jié)果的影響，本文對(duì)模型（3）和（4）中所涉及的變量按照每年從小到大排列的十分位數(shù)取值。 表3 Mishk

40、in Test結(jié)果表 Panel A：全樣本市場(chǎng)定價(jià)效率檢驗(yàn)（N=5434） *方程（1）：預(yù)測(cè)方程 方程（2）：價(jià)值方程 差異檢驗(yàn)r=r 參數(shù) 估計(jì)值 漸進(jìn)標(biāo)準(zhǔn)誤 參數(shù) 估計(jì)值 漸進(jìn)標(biāo)準(zhǔn)誤 差異值 LR統(tǒng)計(jì)值*r1 0.578 0.015 r1 0.474 0.072 -0.104 2.014 *r2 0.497 0.018 r2 0.658 0.09 0.161 3.097 *r3 0.308 0.017 r3 0.396 0.082 0.088 1.090 聯(lián)合檢驗(yàn)名稱 原假設(shè) LR統(tǒng)計(jì)值P值 *應(yīng)計(jì)誤定價(jià)檢驗(yàn) r2=r2且r3=r3 16.83 0.000 *市場(chǎng)效率檢驗(yàn) r1=r1且

41、r2=r2且r3=r3 11.469 0.009 Panel B：媒體低報(bào)道組樣本市場(chǎng)定價(jià)效率檢驗(yàn)（N=2728） *方程（1）：預(yù)測(cè)方程 方程（2）：價(jià)值方程 差異檢驗(yàn)r=r 參數(shù) 估計(jì)值 漸進(jìn)標(biāo)準(zhǔn)誤 參數(shù) 估計(jì)值 漸進(jìn)標(biāo)準(zhǔn)誤 差異值 LR統(tǒng)計(jì)值*r1 0.577 0.022 r1 0.473 0.104 -0.104 0.953 *r2 0.465 0.027 r2 0.696 0.13 0.231 3.026 *r3 0.310 0.024 r3 0.458 0.115 0.148 1.573 聯(lián)合檢驗(yàn)名稱 原假設(shè) LR統(tǒng)計(jì)值P值 *應(yīng)計(jì)誤定價(jià)檢驗(yàn) r2=r2且r3=r3 15.450

42、0.000 *市場(chǎng)效率檢驗(yàn) r1=r1且r2=r2且r3=r3 9.038 0.029 Panel C：媒體高報(bào)道組樣本市場(chǎng)定價(jià)效率檢驗(yàn)（N=2706） *方程（1）：預(yù)測(cè)方程 方程（2）：價(jià)值方程 差異檢驗(yàn)r=r 參數(shù) 估計(jì)值 漸進(jìn)標(biāo)準(zhǔn)誤 參數(shù) 估計(jì)值 漸進(jìn)標(biāo)準(zhǔn)誤 差異值 LR統(tǒng)計(jì)值*r1 0.545 0.02 r1 0.433 0.097 -0.112 1.269 *r2 0.485 0.025 r2 0.56 0.121 0.075 0.374 *r3 0.29 0.024 r3 0.313 0.113 0.023 0.042 聯(lián)合檢驗(yàn)名稱 原假設(shè) LR統(tǒng)計(jì)值P值 *應(yīng)計(jì)誤定價(jià)檢驗(yàn) r2

43、=r2且r3=r3 4.100 0.129 *市場(chǎng)效率檢驗(yàn) r1=r1且r2=r2且r3=r3 3.469 0.325 模型（3）是預(yù)測(cè)方程，用來(lái)估計(jì)盈余構(gòu)成成分（CFO、DA和NDA）在下期的持續(xù)性系數(shù)，模型（4）是價(jià)值方程，用來(lái)估計(jì)市場(chǎng)對(duì)盈余構(gòu)成成分的定價(jià)系數(shù)。Mishkin檢驗(yàn)采用了迭代廣義非線性最小二乘法聯(lián)合估計(jì)這兩個(gè)方程。理性預(yù)期意味著會(huì)計(jì)應(yīng)計(jì)的持續(xù)能力和第二年的超額回報(bào)是一致的，而應(yīng)計(jì)誤定價(jià)則意味著投資者高估了會(huì)計(jì)應(yīng)計(jì)的持續(xù)能力?；貧w結(jié)果見(jiàn)表3。其中Panel A是全樣本下的市場(chǎng)定價(jià)效率檢驗(yàn)結(jié)果，Panel B是依據(jù)中位數(shù)劃分的媒體低報(bào)道組樣本的市場(chǎng)定價(jià)效率結(jié)果，Panel C是媒

44、體高報(bào)道組樣本的市場(chǎng)定價(jià)效率結(jié)果。 從Panel A的全樣本結(jié)果可見(jiàn)，CFO的持續(xù)性系數(shù)為0.578，市場(chǎng)定價(jià)系數(shù)為0.474，表明市場(chǎng)低估了現(xiàn)金流CFO的持續(xù)性。而操縱性應(yīng)計(jì)DA和非操縱應(yīng)計(jì)NDA的定價(jià)系數(shù)都高于其持續(xù)性系數(shù)（0.658>0.497,0.396>0.308），其中操縱性應(yīng)計(jì)DA的高估程度相比較高。另*外從應(yīng)計(jì)誤定價(jià)（應(yīng)計(jì)異象）的聯(lián)合檢驗(yàn)r2=r2和r3=r3來(lái)看，LR統(tǒng)計(jì)量為16.83并且顯著，表明全樣本下，資本市場(chǎng)存在應(yīng)計(jì)誤定價(jià)，另外通過(guò)將總應(yīng)計(jì)分解為操縱性應(yīng)計(jì)和非操縱性應(yīng)計(jì)來(lái)看，應(yīng)計(jì)誤定價(jià)主要是由于操縱性應(yīng)計(jì)誤定價(jià)引起的，因?yàn)椴倏v性應(yīng)計(jì)的定價(jià)系數(shù)和持續(xù)性系數(shù)的

45、差異為0.161，而且統(tǒng)計(jì)顯著。而非操縱性應(yīng)計(jì)雖然也被市場(chǎng)高估，定價(jià)系數(shù)和*持續(xù)性系數(shù)的差異為0.088，但其統(tǒng)計(jì)上并不顯著。最后從市場(chǎng)整體效率的聯(lián)合檢驗(yàn)r1=r1且*r2=r2且r3=r3來(lái)看，對(duì)于盈余不同成分，市場(chǎng)整體表現(xiàn)出顯著的誤定價(jià)現(xiàn)象。這些結(jié)論表明我國(guó)資本市場(chǎng)整體存在著應(yīng)計(jì)誤定價(jià)，而這種應(yīng)計(jì)誤定價(jià)主要的成因是由于操縱性應(yīng)計(jì)引起的。Panel B和Panel C則進(jìn)一步分析了媒體關(guān)注和盈余構(gòu)成成分誤定價(jià)之間的關(guān)系。從預(yù)測(cè)方程和價(jià)值方程的系數(shù)差異比較來(lái)看，Panel B低媒體關(guān)注樣本和Panel C高媒體關(guān)注樣本，對(duì)應(yīng)的市場(chǎng)估值偏差方向一致，都是低估了現(xiàn)金流CFO，而高估了操縱性應(yīng)計(jì)DA

46、和非操縱性應(yīng)計(jì)NDA。但從定價(jià)效率的聯(lián)合檢驗(yàn)來(lái)看，在低媒體關(guān)注樣本Panel B中，應(yīng)計(jì)誤定價(jià)存在（LR統(tǒng)計(jì)量為15.450，而且顯著），市場(chǎng)整體錯(cuò)誤定價(jià)（LR統(tǒng)計(jì)量為9.038，在5%水平上顯著）。但在高媒體關(guān)注樣本，我們發(fā)現(xiàn)應(yīng)計(jì)誤定價(jià)消失（LR統(tǒng)計(jì)量為4.100，統(tǒng)計(jì)上并不顯著），市場(chǎng)整體定價(jià)有效（LR統(tǒng)計(jì)量3.469，統(tǒng)計(jì)上并不顯著）。通過(guò)對(duì)盈余構(gòu)成成分的詳細(xì)分析可見(jiàn)，對(duì)于現(xiàn)金流CFO和非操縱性應(yīng)計(jì)NDA在媒體關(guān)注的不同狀態(tài)下，市場(chǎng)定價(jià)效率狀況一致，但對(duì)于操縱性應(yīng)計(jì)DA，在低媒體關(guān)注狀況下的持續(xù)性和定價(jià)系數(shù)的差異顯著為0.231，在統(tǒng)計(jì)上顯著，而在高媒體關(guān)注組的持續(xù)性和定價(jià)系數(shù)的差異顯著

47、為0.075，在統(tǒng)計(jì)上不顯著，表明相對(duì)低媒體關(guān)注，在高媒體關(guān)注組應(yīng)計(jì)誤定價(jià)消失和市場(chǎng)效率提升的主要原因是伴隨媒體關(guān)注的提高，操縱性應(yīng)計(jì)的市場(chǎng)定價(jià)效率提高所致。 2. 套利組合超額回報(bào)的單變量檢驗(yàn) Mishkin（1983）檢驗(yàn)的結(jié)果表明我國(guó)資本市場(chǎng)存在著顯著的應(yīng)計(jì)誤定價(jià)，而且應(yīng)計(jì)誤定價(jià)存在的主要成因是由于操縱性應(yīng)計(jì)引起的。因此本文借鑒Xie（2001）的方法，分別按操縱性應(yīng)計(jì)排序，按從小到大的順序劃分為10組（每年的樣本分為10組，然后混合在一起）。然后，買入操縱性應(yīng)計(jì)最小組中的股票，賣空最大組中的股票，觀察未來(lái)一年內(nèi)投資策略的超額回報(bào)。同時(shí)為了觀察媒體關(guān)注對(duì)應(yīng)計(jì)誤定價(jià)的影響，將樣本按照中位數(shù)

48、分為媒體高報(bào)道組和低報(bào)道組，觀察不同的投資組合中應(yīng)計(jì)誤定價(jià)在媒體關(guān)注不同程度下是否存在顯著差異。研究結(jié)果見(jiàn)表4，其中 Panel A表示下一年套利組合的超額收益是用規(guī)模調(diào)整的超額收益SAR測(cè)度，Panel B表示下一年套利組合的超額收益是用規(guī)模調(diào)整的超額收益MAR測(cè)度。t+1t+1從表中結(jié)果可見(jiàn)，在全樣本下，按照操縱性應(yīng)計(jì)構(gòu)造的投資組合預(yù)期能夠獲得6.1%的規(guī)模調(diào)整的超額收益（在10%水平上顯著）和7%的市場(chǎng)調(diào)整的超額收益（在10%水平上顯著），另外通過(guò)對(duì)套利組合收益按照媒體關(guān)注程度分組后發(fā)現(xiàn)，媒體高報(bào)道組和低報(bào)道組的套利組合收益存在著顯著的差異。媒體高報(bào)道組在Panel A和Panel B中

49、套利組合的收益都不顯著，而媒體低報(bào)道組的套利組合的收益都顯著。從套利組合超額回報(bào)的單變量檢驗(yàn)結(jié)果來(lái)看，媒體關(guān)注確實(shí)會(huì)影響上市公司應(yīng)計(jì)的誤定價(jià)，媒體關(guān)注越高，則應(yīng)計(jì)誤定價(jià)越低，兩者呈負(fù)向關(guān)系。 表4 套利組合超額收益 投資組合 Panel A：規(guī)模調(diào)整的超額收益SAR Panel B：市場(chǎng)調(diào)整的超額收益MAR t+1t+1媒體高媒體低差異值 媒體高媒體低 差異值 全樣本 全樣本關(guān)注組 關(guān)注組（低-高）關(guān)注組關(guān)注組 （低-高） *最低 0.028 0.006 0.048 0.041 -0.063 -0.106 -0.021 0.085 *2 0.057 -0.030 0.133 0.163-0.0

50、26 -0.148 0.080 0.228 *3 0.022 -0.050 0.076 0.126 -0.060 -0.160 0.017 0.177 4 -0.001 0.039 -0.035 -0.075 -0.060 -0.068 -0.061 0.007 *5 0.014 0.000 0.026 0.026 -0.064 -0.120 -0.013 0.106 6 -0.022 -0.028 -0.017 0.011 -0.061 -0.136 -0.071 0.065 *7 0.045 0.004 0.087 0.083 -0.034 -0.097 0.033 0.130 8 -0.

51、014 -0.005 -0.023 -0.019 -0.086 -0.098 -0.074 0.024 *9 -0.068 -0.110 -0.008 0.102 -0.170 -0.231 -0.084 0.148 *最高 -0.033 -0.028 -0.042 -0.014 -0.133 -0.154 -0.097 0.057 *套利 0.061 0.034 0.090 0.056 0.070 0.048 0.076 0.028 T統(tǒng)計(jì)量 1.736 0.582 2.037 3.758 1.654 1.204 2.135 2.986 3、多元回歸分析 套利組合分析方法是一元分析，僅僅控制

52、了規(guī)?；蛘呤袌?chǎng)回報(bào)的影響。借鑒Drake等（2008）的文獻(xiàn)，本文同時(shí)附加控制風(fēng)險(xiǎn)三因子（系統(tǒng)性風(fēng)險(xiǎn)、規(guī)模、賬面市值比）和其他控制變量（投資者認(rèn)知、分析師跟蹤、上市公司生命周期），以進(jìn)行股票誤定價(jià)和媒體關(guān)注之間的多元回歸分析，模型的設(shè)定見(jiàn)模型（2），回歸結(jié)果見(jiàn)表5。由結(jié)果可見(jiàn)，操縱性應(yīng)計(jì)的R十分位數(shù)DA的回歸系數(shù)全部為負(fù)且顯著，操縱性應(yīng)計(jì)和股票的超額收益存在顯著的負(fù)向關(guān)系，表明我國(guó)資本市場(chǎng)存在顯著的應(yīng)計(jì)誤定價(jià)。而媒體關(guān)注與操縱性應(yīng)計(jì)的交乘項(xiàng)MR_highRDA的回歸系數(shù)全部為正，且基本顯著，表明隨著媒體關(guān)注的提高，上司公司應(yīng)計(jì)誤定價(jià)的程度會(huì)得到顯著的抑制。媒體關(guān)注和應(yīng)計(jì)誤定價(jià)之間存在負(fù)向關(guān)系。

53、 綜合以上的研究結(jié)論，本文從會(huì)計(jì)信息的披露方面，驗(yàn)證了媒體關(guān)注具有治理效應(yīng)的推測(cè)。研究發(fā)現(xiàn)媒體關(guān)注的治理機(jī)制是：媒體關(guān)注的提高會(huì)使得上市公司管理層盈余操縱的聲譽(yù)成本和以及被發(fā)現(xiàn)概率提高，因此抑制了管理層的主觀盈余操縱行為，而盈余操縱程度的降低又進(jìn)一步提升了會(huì)計(jì)盈余信息的質(zhì)量，最終導(dǎo)致了市場(chǎng)對(duì)其構(gòu)成成分定價(jià)效率的提升。 表5 多元回歸結(jié)果 Panel A：規(guī)模調(diào)整的超額收益SAR Panel B：市場(chǎng)調(diào)整的超額收益MARt+1t+1因變量 欄目1 欄目2 欄目3 欄目1 欄目2 欄目3 *-0.237 -0.200 -0.158 0.705 0.567 0.605 常數(shù)項(xiàng) (-1.008) (-

54、0.796) (-0.614) (2.930) (2.210) (2.305) *-0.060 -0.059 -0.067 -0.082 -0.078 -0.087 MR_high (-1.324) (-1.312) (-1.440) (-1.770) (-1.684) (-1.821) *-0.011 -0.011 -0.018 -0.011 -0.011 -0.017 RDA (-2.188) (-2.136) (-1.703) (-2.076) (-2.032) (-1.575) R*MR_highDA 0.007 0.006 0.008 0.005 0.006 0.007 (2.917

55、) (1.482) (2.034) (3.744) (1.458) (1.840) *0.081 0.084 0.086 0.152 0.130 0.132 BETA (1.641) (1.643) (1.677) (3.015) (2.487) (2.522) *0.006 0.003 0.002 -0.043 -0.036 -0.036 LNSIZE (0.598) (0.215) (0.204) (-3.964) (-3.005) (-3.010) *0.213 0.224 0.224 0.146 0.134 0.133 BM (5.697) (5.753) (5.733) (3.812

56、) (3.363) (3.347) 0.011 0.025 -0.017 0.002 SOPH (0.447) (0.475) (-0.671) (0.034) 0.000 0.001 -0.001 -0.000 FOLNUM (0.375) (0.618) (-1.386) (-0.198) 0.003 -0.002 0.003 -0.002 AGE (1.105) (-0.307) (1.022) (-0.287) -0.002 -0.003 RSOPHDA (-0.290) (-0.388) -0.000 -0.000 RFOLNUMDA (-0.526) (-0.542) 0.001 0.001 RAGEDA (0.936) (0.867) N 4724 4719 47194724 4719 47192adj. R0.0316 0.0319 0.0322 0.0329 0.0401 0.0402 （三）穩(wěn)健性測(cè)試 1、應(yīng)用四大證券報(bào)的新聞報(bào)道數(shù)量MR4作為媒體關(guān)注指標(biāo)重新測(cè)試 本文限制媒體報(bào)道的來(lái)源，選擇四大