基于國有資產保值增值的國家審計與媒體關注協同機制

郭檬楠，吳秋生

山西財經大學 會計學院，太原 030006

引言

國企作為中國特色社會主義重要的物質基礎和政治基礎，其國家使命主要體現在提高經營效率、促進國有資產保值增值等方面[1]。為了防止國有資產流失，實現國有資產保值增值，2015 年11 月10 日，國務院辦公廳印發的《關于加強和改進企業國有資產監督防止國有資產流失的意見》明確提出：“加強和改進黨對國有企業的領導，切實強化國有企業內部監督、出資人監督和審計、紀檢監察、巡視監督以及社會監督，嚴格責任追究，加快形成全面覆蓋、分工明確、協同配合、制約有力的國有資產監督體系”。2016 年李克強總理在國務院常務會議上強調國有企業首要的職責就是實現國有資產保值增值，這是衡量國企工作優劣的關鍵。因此，要實現國有資產保值增值，必須加強國有資產所有權監督和社會公眾監督，構建協同高效的國企外部監督機制，其中，構建國家審計與媒體關注的協同機制尤為重要。國家審計和媒體關注作為國企外部監督體系的重要組成部分，需要建立相互促進的合作機制，協同督促國企實現資產保值增值。媒體可以通過對國企審計結果公告的解讀，引起社會公眾關注，促進國家審計機關提高工作效率和質量；國家審計機關可以借助媒體關注，提高國企審計結果公告的公信力和威懾力，減少審計工作阻力[2]?；诖?，本研究從國有資產保值增值的視角出發，深入研究國家審計與媒體關注協同發揮國企治理作用的實現機制，有助于厘清國家審計機關和媒體監督國企的作用機理，探尋二者促進國有資產保值增值的協同路徑，為完善國企外部協同治理理論體系，形成協同高效的國企外部監督機制，實現國有資產保值增值提供理論依據和經驗證據。

1 相關研究評述

1.1 國企內外部監督對國有資產保值增值的影響

已有研究主要從理論上分析加強國企內外部監督對實現國有資產保值增值的重要性，有學者認為建立國有資產管理制度是提高國有資產保值增值能力的關鍵，這些制度安排主要包括國有資產授權經營制度、法人治理制度、預算制度、獎懲和監督制度等[3]。也有學者認為國企內部應該建立國有資產審計制度[4]，健全國有資產營運管理機制[5]，實施產權改革[6]；外部應該加強國家審計、新聞媒體、紀檢監察和中央巡視監督，促進國有資產保值增值。國家審計通過政策執行實時監控審計、政策預期風險導向審計和政策結果績效評價審計，對國企改革進行全方位監督，形成一個有效的國企改革預警體系[7]；也可以對國企進行有效的外部監督[8]，提高國企績效[9]，促進國有資產保值增值[10]。媒體監督能夠降低企業信息不對稱程度，緩解企業代理問題[11]；也能夠發揮威懾效應，形成社會輿論壓力，促使有關政府行政監管部門介入企業進行監督檢查[12]。紀檢監察和中央巡視監督可以有效壓縮國企的尋租、腐敗空間，減輕“內部人”對國企的控制，促進國有資產保值增值[13]。

1.2 國家審計與媒體關注的協同機理

國家審計和媒體關注均以尋求公正為價值目標，二者各有側重且相得益彰[2]。已有研究主要就國家審計與媒體關注的協同機理展開探索，有學者認為國家審計機關要不斷完善對媒體的保護機制，正確引導社會輿論方向，充分調動社會輿論的積極性；媒體要對國家審計機關實施監督，促使審計人員依法行使監督權力，防止滋生腐敗[14]。也有學者從特定目標出發，專門研究媒體關注對國家審計的積極影響，蒲丹琳等[15]研究發現，在審計實施前中期，媒體對被監督地區的報道越多，國家審計實施過程中查出的違規資金就越多，應上繳的財政資金也越多；在審計實施后期，媒體對國家審計揭示問題的報道越多，越有利于督促被審計地區及時整改違規問題，上繳違規的財政資金。王會金等[16]認為，媒體監督水平越高，國家審計的意見采納績效和整改績效越好。池國華等[17]研究發現，媒體關注有利于促進國家審計發揮揭示、抵御和預防功能。還有少數學者探討媒體關注對國家審計的負面影響，華金秋等[14]認為，媒體也會在追求社會轟動效應、提高視聽率的商業利益驅動下，對某些經濟事項妄加評論，從而對國家審計人員形成輿論壓力和心理負擔。

綜上所述，已有研究從理論上闡釋了國企內外部監督機制對國有資產保值增值的影響，并從宏觀層面考察了國家審計與媒體關注的協同機理，特別是媒體關注對國家審計的影響，選取經驗數據從微觀層面證明國家審計與媒體關注均具有國企治理功能。但鮮有研究從國企的首要職責-國有資產保值增值的視角，深入探討微觀層面國家審計與媒體關注協同促進國有資產保值增值的實現機制。

2 理論分析和研究假設

協同理論框架下，整體環境中的不同子系統之間相互合作、相互影響，可以通過各子系統之間的協同作用，按照某種規律自發形成具有內在性和自生性特點的功能。國企作為國民經濟的骨干和基石，能否轉向高質量發展，實現國有資產保值增值，直接關系到國企深化改革和宏觀層面經濟高質量發展的成敗[18]，而構建協同高效的國企外部監督機制尤為關鍵。黨的十八屆四中全會明確指出“加強黨內監督、人大監督、民主監督、行政監督、司法監督、審計監督、社會監督、輿論監督制度建設，努力形成科學有效的權力運行制約和監督體系，增強監督合力和實效?！睂徲嫳O督、社會監督和輿論監督同為國企外部監督體系的重要組成部分，應該形成合力，協同促進國有資產保值增值。

國家審計機關根據監督國企查出的相關問題形成審計結果公告并向社會公布，審計結果公告主要由3 個部分構成：一是國企的違規違紀問題，二是國企的違規違紀金額，三是向有關部門移送國企涉嫌經濟違法違紀線索情況，以上均屬于負面信息。根據受眾選擇行為理論，媒體作為審計結果公告的目標受眾，會對信息采取積極主動的選擇性關注，并非完全按照政府期望消極接受審計公告信息。特別是媒體為了增加事件報道的吸引力和沖擊力，往往對具有負面價值的事件進行更加深入的挖掘[19]。國企審計結果公告作為一種以負面信息為主的披露形式，會吸引媒體的積極關注和大力報道，且國企違規違紀問題數量越多、金額越大，特別是向有關部門移送涉嫌經濟違法違紀線索的，越容易吸引媒體的高度關注[10]。媒體關注度越高，被審計國企違規違紀的負面新聞曝光率就越高，社會輿論壓力通過發揮聲譽機制影響國企高管的政治前途，擴大國家審計的權威性和威懾力，有效降低國企的代理成本[20]，抑制國企高管的機會主義行為[21]，促進國有資產保值增值；而且會引起國家審計之外的其他政府監管機構介入，以全面查處、從根本上解決國企存在的違規違紀問題，促進國企完善內部治理結構，實現國有資產保值增值。根據以上分析，本研究提出假設。

H1國家審計機關公布國企的違規違紀問題和金額，以及是否向有關部門移送涉嫌經濟違法違紀線索能夠引起當期媒體關注，進而促進國有資產保值增值。

媒體作為信息的載體和中介，是一種靈活、主動的社會民主監督方式[22]，能夠及時反映社會公眾的關注動向，引導社會輿論方向，促進包括政府在內的有關各方提高工作效率。國企作為受全體人民委托的經營實體，存在嚴重的所有者缺位問題，這就決定了媒體主要通過新聞報道引起國家審計機關等政府行政機關介入，發揮公司治理作用[23]。媒體關注能夠影響國家審計機關的審計供給和審計效率，當媒體對某一國企的報道越多，特別是負面報道較多時，國家審計機關為了防止國有資產流失，回應社會輿論和公眾訴求，會選擇介入審計調查國企存在的違規違紀行為，督促國企積極整改相關問題，促進國有資產保值增值。國家審計機關確定實施審計的國企之后，也會參考媒體對該國企報道的主要問題，有針對性的制定國企審計實施方案，選擇國企審計檢查的具體內容和實施審計的種類，進而節約審計成本，提高審計效率，促進國企實現資產保值增值。同時，國家審計機關也會時刻關注媒體對國企的新聞報道，特別是審計整改問題是否重復出現，是否發生了更嚴重的問題以及產生了新的問題等，據此決定是否對該國企增加審計次數，以保持和提高審計監督效果，促進國有資產保值增值。根據以上分析，本研究提出假設。

H2上期媒體報道國企相關新聞能夠影響當期國家審計監督對象選擇、實施審計內容種類和實施審計次數，進而促進國有資產保值增值。

3 研究設計

3.1 研究樣本和數據來源

國企特別是中央管理的企業，是國民經濟的重要支柱，在維護國家經濟大局、推進國家重大戰略落地和引領創新方面發揮著主力軍的作用。審計署從2009 年起每年對部分央企進行審計監督，并于次年向社會公布審計結果公告，同時考慮到被審計央企可能提前了解到審計署的審計計劃[24]，本研究選取2008 年至2017 年滬深A 股央企控股上市企業為研究樣本。根據國泰安數據庫中的上市企業實際控制人名稱、實際控制人性質、直接控股股東名稱以及央企官方網站公布的上市企業數據，識別出央企控股的A 股上市企業，剔除*ST 和ST、金融行業以及研究變量缺失的上市企業樣本數據，最終得到1 987 個樣本觀測值。本研究從中國知網的“中國重要報紙全文數據庫”手工收集媒體關注相關數據，從審計署官方網站公布的2010 年至2018 年央企財務收支審計結果公告手工收集國家審計相關數據，其他數據均來自國泰安數據庫。此外，本研究對所有連續變量進行上下1%的winsorize 縮尾處理，以控制樣本極端值對回歸結果的影響，采用的數據處理軟件為Stata 15.0。

3.2 變量定義和測量

3.2.1 國有資產保值增值

瑞士信貸第一波士頓銀行(Credit Suisse First Boston)認為，在所有財務評估標準中，經濟增加值最能體現股東權益的增值。中國國務院國有資產監督管理委員會(以下簡稱國資委)于2010 年在央企推行經濟增加值考核，并于2014 年制定了《關于以經濟增加值為核心加強中央企業價值管理的指導意見》。經濟增加值的三大要素為資本成本、營業凈利潤和投入資本，已經涵蓋了對風險和價值等因素的考慮，比傳統會計指標具有更多的信息含量[25]。國資委在央企推行經濟增加值考核，不僅可以促進央企從利潤管理轉向價值管理，而且有利于提高企業價值[26]。因此，本研究選取經濟增加值與總資產的比值作為測量國有資產保值增值的指標[10]。

3.2.2 媒體關注

本研究借鑒孔東民等[20]的研究，選取中國知網的“中國重要報紙全文數據庫”中對上市企業的報道數量作為測量媒體關注的指標，進行主回歸分析。在進一步研究中，借鑒MILLER[27]、FANG et al.[28]和李培功等[23]的研究，將《中國證券報》《證券時報》《證券日報》《上海證券報》定義為政策導向型媒體，將《中國經營報》《21 世紀經濟報道》《經濟觀察報》《第一財經日報》定義為市場導向型媒體；借鑒夏楸等[29]的研究，將媒體報道分為正面媒體報道和負面媒體報道，正面媒體報道是指報道中出現大大改善、優化、提高、變好等詞匯，負面媒體報道是指報道中出現舞弊、虧損、雙規、粉飾業績、關聯交易、雙開、內幕交易、偷稅、漏稅、欺詐、貪污等詞匯。為了確保媒體報道數據的準確性，本研究在收集數據的過程中在“全文”、“標題查詢”和“主題查詢”中搜索含有企業全名和簡稱的媒體報道[29]，以互相印證。

3.2.3 國家審計

為了驗證前文提出的研究假設，本研究借鑒吳秋生等[10]的研究，選擇包括國家審計機關公布企業的違規違紀問題數量、國家審計機關公布企業的違規違紀金額數量、國家審計機關是否向有關部門移送涉嫌經濟違法違紀線索、國家審計機關監督企業的對象選擇、國家審計機關實施審計的內容種類和國家審計機關實施審計的次數等指標測量國家審計。

3.2.4 控制變量

已有研究發現企業財務特征、股權特征和董事會特征均會影響國有資產保值增值，本研究參考吳秋生等[10]和祁懷錦等[30]的研究，選擇控制企業財務特征的變量包括財務杠桿、企業規模、流動比率、存貨周轉率、企業成長性和上市年限，控制企業股權特征的變量包括股權集中度、兩權分離度和管理層持股比例，控制董事會特征的變量包括兩職合一、獨立董事比例和董事會規模。此外，年度和行業固定效應也會影響國有資產保值增值，本研究控制年度和行業虛擬變量。所有變量定義見表1。

表1 變量定義Table 1 Definitions of Variables

3.3 研究模型設計

為了驗證H1，本研究借鑒BARON et al.[31]的中介效應檢驗方法，檢驗過程為：第1 步，構建模型(1)式，檢驗國家審計與國有資產保值增值的線性關系，如果α1在統計上顯著，則進行下一步。第2 步，構建模型(2)式，檢驗國家審計與媒體關注的線性關系，如果β1在統計上顯著，則進行下一步。第3 步，構建模型(3)式，檢驗國家審計和媒體關注與國有資產保值增值的線性關系，如果ρ1和ρ2均在統計上顯著，表明存在部分中介效應；如果ρ2在統計上顯著且ρ1在統計上不顯著，表明存在完全中介效應。具體模型為

其中，i為公司；t為年度；Audz為國家審計變量，分別為Lnq、Lnz和Ify；Con為控制變量；α0、β0和ρ0為截距項，α1、β1、ρ1和ρ2為回歸系數；ε、θ 和μ為隨機擾動項。

為了驗證H2，本研究借鑒BARON et al.[31]的中介效應檢驗方法，檢驗過程為：第1 步，構建模型(4)式，檢驗媒體關注與國有資產保值增值的線性關系，如果λ1在統計上顯著，則進行下一步。第2 步，構建模型(5)式，檢驗媒體關注與國家審計的線性關系，如果κ1在統計上顯著，則進行下一步。第3 步，構建模型(6)式，檢驗媒體關注和國家審計與國有資產保值增值的線性關系，如果ω1和ω2均在統計上顯著，表明存在部分中介效應；如果ω2在統計上顯著且ω1在統計上不顯著，表明存在完全中介效應。具體模型為

4 實證結果和分析

4.1 描述性統計

表2 給出全樣本的描述性統計結果。由表2 可知，Eva的最大值為0.213，最小值為- 0.494，表明不同國企的資產保值增值情況差異較大，且部分國企的經濟增加值小于0；Lnm的最大值為7.999，最小值為0，表明新聞媒體對不同國企的關注度存在顯著差異，部分國企的媒體關注度為0；Lnq的最大值為3.784，最小值為0，表明國家審計機關查出不同國企的違規違紀問題數量差異較大；Lnz的最大值為8.564，最小值為0，表明國家審計機關查出不同國企的違規違紀金額差異較大；Ify的均值為0.422，表明國家審計機關向有關部門移送涉嫌經濟違法違紀線索的國企占全樣本的比值為42.200%；Aud的均值為0.579，表明國家審計機關審計過的國企占全樣本的比值為57.900%；Sjz的最大值為6，最小值為0，表明國家審計機關對同一國企審計的內容種類最多為6 種；Sjp的最大值為3，最小值為0，均值為0.817，表明國家審計機關審計同一國企的次數最多為3 次，也有部分國企尚未被審計過。因此，國家審計機關尚未實現國企審計全覆蓋。

表2 描述性統計結果Table 2 Results for Descriptive Statistics

4.2 相關性分析

表3 給出相關性分析結果和VIF檢驗結果。由表3 可知，國家審計各變量之間的相關系數較大，有的甚至達到了0.975，且Lnq、Lnz、Sjz的VIF值也均大于10，為了緩解這些變量之間嚴重的多重共線性對回歸結果的影響，本研究將這些變量分別放置于不同的模型中進行回歸分析。同時，由表3 可知，Eva與Lnm和L.Lnm在1%水平上顯著正相關，表明當期和上期的媒體關注均能有效促進國有資產保值增值；L.Lnm與Lnq、Lnz、Ify均在1%水平上顯著正相關，表明媒體更愿意關注違規違紀問題數量較多、金額較大以及向相關部門移送涉嫌經濟違法違紀線索的國企；L.Lnm與Aud、Sjz、Sjp均在1%水平上顯著正相關，表明上期媒體對國企的關注度越高，下期國企被審計的可能性越大、實施審計的內容種類和次數也越多。

4.3 主檢驗結果

本研究團隊之前的研究已證明國家審計機關查出國企的違規違紀問題和金額，以及是否向有關部門移送涉嫌經濟違法違紀線索與國有資產保值增值存在顯著相關性[10]，本研究在此不再驗證中介效應的第1 步，后文的檢驗在此基礎上展開。表4 給出國家審計、媒體關注與國有資產保值增值的回歸結果，由(1)列可知，Lnq與Lnm的回歸系數為0.072，在5%水平上顯著；由(4)列可知，Lnm與Eva的回歸系數為0.002，在1%水平上顯著；且Lnq與Eva不存在顯著相關性。以上結果表明國家審計機關公布國企的違規違紀問題數量越多，媒體關注度越高，且媒體關注是國家審計機關公布國企違規違紀問題促進國有資產保值增值的完全中介因子。由(2)列可知，Lnz與Lnm的回歸系數為0.037，在5%水平上顯著；由(5)列可知，Lnm與Eva的回歸系數為0.002，在1%水平上顯著；且Lnz與Eva不存在顯著相關性。以上結果表明國家審計機關公布國企的違規違紀金額越大，媒體關注度越高，且媒體關注是國家審計機關公布違規違紀金額促進國有資產保值增值的完全中介因子。由(3)列可知，Ify與Lnm的回歸系數為0.425，在1%水平上顯著；由(6)列可知，Lnm與Eva的回歸系數為0.002，在1%水平上顯著，且Ify與Eva不存在顯著相關性。以上結果表明對國家審計機關向有關部門移送涉嫌經濟違法違紀線索的國企，媒體關注度更高，且媒體關注是國家審計機關向有關部門移送涉嫌經濟違法違紀線索促進國有資產保值增值的完全中介因子。綜上所述，媒體可以通過報道國家審計機關公布國企的違規違紀問題和金額，以及向有關部門移送涉嫌經濟違法違紀線索擴大審計監督效能，媒體關注是國家審計通過上述方面發揮促進國有資產保值增值功能的完全中介因子，H1得到驗證。

由表4 還可知，財務杠桿和流動比率與國有資產保值增值顯著負相關，表明財務杠桿和流動比率越高，越不利于促進國有資產保值增值；存貨周轉率、企業成長性、兩權分離度、管理層持股比例與國有資產保值增值顯著正相關，表明存貨周轉率越高、企業成長性越好、兩權分離度越高、管理層持股比例越高，越有利于促進國有資產保值增值。財務杠桿、企業規模、存貨周轉率、股權集中度、管理層持股比例、獨立董事比例、董事會規模與媒體關注顯著正相關，表明財務杠桿越高、企業規模越大、存貨周轉率越高、股權集中度越高、管理層持股比例越大、獨立董事比例越大、董事會規模越大，媒體關注度越高；兩權分離度與媒體關注大多顯著負相關，基本表明兩權分離度越高，媒體關注度越低。

表4 國家審計、媒體關注與國有資產保值增值的回歸結果Table 4 Regression Results for Government Audit, Media Coverage and Preservation and Appreciation of State-owned Assets

表5 給出媒體關注、國家審計與國有資產保值增值的回歸結果。由(1)列可知，L.Lnm與Eva的回歸系數為0.001，在5%水平上顯著，表明媒體關注越高，越有利于促進國有資產保值增值。由(2)列可知，L.Lnm與Aud的回歸系數為0.038，在1%水平上顯著；由(5)列可知，L.Lnm與Eva的回歸系數為0.001，在5%水平上顯著；且Aud與Eva不存在顯著相關性。以上結果表明上期國企的媒體關注度越高，當期被國家審計的可能性越大，但國家審計監督對象選擇不具有中介效應。由(3)列可知，L.Lnm與Sjz的回歸系數為0.178，在1%水平上顯著；由(6)列可知，L.Lnm與Eva的回歸系數為0.001，在5%水平上顯著；且Sjz與Eva不存在顯著相關性。以上結果表明上期國企的媒體關注度越高，當期國家審計機關實施審計的內容種類越多，但國家審計實施的審計內容種類不具有中介效應。由(4)列可知，L.Lnm與Sjp的回歸系數為0.058，在1%水平上顯著；由(7)列可知，L.Lnm與Eva的回歸系數為0.001，在5%水平上顯著；且Sjp與Eva不存在顯著相關性。以上結果表明上期國企的媒體關注度越高，當期國家審計機關實施審計的次數越多，但國家審計機關實施的審計次數不具有中介效應。綜上所述，當期媒體報道國企相關新聞能夠影響下期國家審計監督對象選擇、實施審計內容種類和實施審計次數，但不具有中介效應，H2得到部分驗證。

表5 媒體關注、國家審計與國有資產保值增值的回歸結果Table 5 Regression Results for Media Coverage, Government Audit and Preservation and Appreciation of State-owned Assets

4.4 穩健性檢驗

4.4.1 改變國有資產保值增值測量指標

本研究采用凈資產收益率(Roe)作為國有資產保值增值的測量指標，進行穩健性檢驗，表6 給出檢驗H1的回歸結果。由(1)列可知，Lnq與Lnm的回歸系數為0.072，在5%水平上顯著；由(4)列可知，Lnq與Roe的回歸系數為0.008，在1%水平上顯著；且Lnq與Roe不存在顯著相關性。由(2)列可知，Lnz與Lnm的回歸系數為0.037，在5%水平上顯著；由(5)列可知，Lnm與Roe的回歸系數為0.008，在1%水平上顯著；且Lnz與Roe不存在顯著相關性。由(3)列可知，Ify與Lnm的回歸系數為0.425，在1%水平上顯著；由(6)列可知，Ify與Roe的回歸系數為0.008，在1%水平上顯著；且Ify與Roe不存在顯著相關性。H1仍然得到驗證。表7 給出檢驗H2的回歸結果。由(1)列可知，L.Lnm與Roe的回歸系數為0.008，在1%水平上顯著。由(2)列可知，L.Lnm與Aud的回歸系數為0.038，在1%水平上顯著；由(5)列可知，L.Lnm與Roe的回歸系數為0.008，在1%水平上顯著；且Aud與Roe不存在顯著相關性。由(3)列可知，L.Lnm與Sjz的回歸系數為0.178，在1%水平上顯著；由(6)列可知，L.Lnm與Roe的回歸系數為0.008，在1%水平上顯著；且Sjz與Roe不存在顯著相關性。由(4)列可知，L.Lnm與Sjp的回歸系數為0.058，在1%水平上顯著；由(7)列可知，L.Lnm與Roe的回歸系數為0.008，在1%水平上顯著；且Sjp與Roe不存在顯著相關性。以上結果與主檢驗結果一致。

表6 穩健性檢驗1：采用凈資產收益率檢驗H1 的回歸結果Table 6 Robust Test 1: Regression Results of H1 for Using Return of Earning

表7 穩健性檢驗2：采用凈資產收益率檢驗H2 的回歸結果Table 7 Robust Test 2: Regression Results of H2 for Using Return of Earning

4.4.2 傾向得分匹配方法

本研究采用傾向得分匹配方法緩解由于樣本自選擇偏差造成的內生性問題[32]。具體地，利用Logit 模型，選取財務杠桿、企業規模、流動比率、存貨周轉率、企業成長性、上市年限、股權集中度、兩權分離度、管理層持股比例、兩職合一、獨立董事比例、董事會規模、年度和行業等特征因素作為自變量[33]，分別以是否被審計和是否被媒體關注作為因變量[20]，采用1:1 最鄰近匹配法進行樣本配對，在通過平衡性檢驗的基礎上，本研究采用前文模型進行實證檢驗。對H1的檢驗結果表明，Lnq與Lnm的回歸系數為0.089，在1%水平上顯著；Lnm與Eva的回歸系數為0.002，在1%水平上顯著；且Lnq與Eva不存在顯著相關性。Lnz與Lnm的回歸系數為0.045，在5%水平上顯著；Lnm與Eva的回歸系數為0.002，在1%水平上顯著；且Lnz與Eva不存在顯著相關性。Ify與Lnm的回歸系數為0.370，在1%水平上顯著；Lnm與Eva的回歸系數為0.002，在1%水平上顯著；且Ify與Eva不存在顯著相關性。H1再次得到驗證。對H2的檢驗結果表明，L.Lnm與Eva的回歸系數為0.001，在5%水平上顯著；L.Lnm與Aud、Sjz、Sjp均在1%水平上顯著正相關；且Aud、Sjz、Sjp與Eva均不存在顯著相關性。以上結果與主檢驗結果一致。

4.4.3 控制企業固定效應

本研究控制企業固定效應(Cod)以消除企業個體差異對回歸結果的影響。對H1的檢驗結果表明，Lnq與Lnm的回歸系數為0.025，在10%水平上顯著；Lnm與Eva的回歸系數為0.004，在1%水平上顯著；且Lnq與Eva不存在顯著相關性。Lnz與Lnm的回歸系數為0.016，在10%水平上顯著；Lnm與Eva的回歸系數為0.004，在1%水平上顯著；且Lnz與Eva不存在顯著相關性。Ify與Lnm的回歸系數為1.240，在1%水平上顯著；Lnm與Eva的回歸系數為0.004，在1%水平上顯著；且Ify與Eva不存在顯著相關性。H1再次得到驗證。對H2的檢驗結果表明，L.Lnm與Eva的回歸系數為0.003，在5%水平上顯著；L.Lnm與Aud、Sjz、Sjp均在5%及以上水平上顯著正相關；且Aud、Sjz、Sjp與Eva均不存在顯著相關性。以上結果與主檢驗結果一致。

5 進一步研究

不同類型媒體關注和媒體性質也會影響媒體發揮監督國企的功能，已有研究主要從負面媒體報道和正面媒體報道、政策導向型媒體報道和市場導向型媒體報道等方面進行研究。關于負面媒體報道和正面媒體報道的研究，有學者認為負面媒體報道能通過影響上市企業注冊會計師選擇，提高會計信息透明度，促使管理層放棄不利于提升企業價值的收購[34]；注冊會計師在實施審計過程中也會高度關注企業的負面新聞報道，借此確定審計重點，節約審計成本，更好地發現可能存在的重大錯報[35]。因此，負面媒體報道較多的上市企業，注冊會計師發表非標準審計意見的可能性更大[36]；正面媒體報道較多的上市企業，注冊會計師出具標準無保留意見的可能性更大，也越有可能投入更多資源獲得“清潔”審計意見[37]。但也有學者認為正面媒體報道對審計質量的影響較小，媒體關注的治理效應主要體現在負面媒體報道方面[38]。關于政策導向型媒體報道和市場導向型媒體報道的研究，有學者認為兩種導向型媒體報道均能顯著提升企業創新績效[39]；也有學者認為與政策導向型媒體報道相比，市場導向型媒體報道具有更好的公司治理功能，政策導向型媒體報道更容易吸引政府監管部門的關注[23]；還有學者研究發現，相對于市場導向型媒體報道，政策導向型媒體報道更有利于提高企業內部控制質量[40]。因此，本研究進一步考察國家審計主要通過協同什么類型和性質的媒體發揮促進國有資產保值增值的作用。

由前文實證結果可知，媒體關注是國家審計促進國有資產保值增值的完全中介因子。本研究將媒體關注劃分為政策導向型媒體報道(Lng)、市場導向型媒體報道(Lnma)、正面媒體報道(Lngo)和負面媒體報道(Lnb)，這4 個變量均用報道數量加1 的自然對數測量，進一步檢驗國家審計促進國有資產保值增值的作用路徑。表8 給出政策導向型媒體報道的檢驗結果，由(1)列可知，Lnq與Lng的回歸系數為0.071，在1%水平上顯著。由(4)列可知，Lng與Eva的回歸系數為0.003，在1%水平上顯著；且Lnq與Eva不存在顯著相關性。以上結果表明國家審計機關公布國企違規違紀問題數量越多，政策導向型媒體關注度越高，且政策導向型媒體關注是國家審計機關公布國企違規違紀問題促進國有資產保值增值的完全中介因子。由(2)列可知，Lnz與Lng的回歸系數為0.039，在1%水平上顯著。由(5)列可知，Lng與Eva的回歸系數為0.003，在1%水平上顯著；且Lnz與Eva不存在顯著相關性。以上結果表明國家審計機關公布國企的違規違紀金額越大，政策導向型媒體關注度越高，且政策導向型媒體關注是國家審計機關公布違規違紀金額促進國有資產保值增值的完全中介因子。由(3)列可知，Ify與Lng的回歸系數為0.328，在1%水平上顯著。由(6)列可知，Lng與Eva的回歸系數為0.003，在1%水平上顯著；且Ify與Eva不存在顯著相關性。以上結果表明對國家審計機關向有關部門移送涉嫌經濟違法違紀線索的國企，政策導向型媒體關注度更高，且政策導向型媒體關注是國家審計機關向有關部門移送涉嫌經濟違法違規線索促進國有資產保值增值的完全中介因子。綜上所述，政策導向型媒體可以通過報道國家審計機關公布國企的違規違紀問題和金額，以及向有關部門移送涉嫌經濟違法違紀線索擴大審計監督效能，是國家審計通過上述方面發揮促進國有資產保值增值功能的完全中介因子。對市場導向型媒體報道的檢驗結果表明，Lnq與Lnma的回歸系數為0.074，在1%水平上顯著；Lnma與Eva的回歸系數為0.001，在10%水平上顯著；且Lnq與Eva不存在顯著相關性。Lnz與Lnma的回歸系數為0.038，在1%水平上顯著；Lnma與Eva的回歸系數為0.001，在10%水平上顯著；且Lnz與Eva不存在顯著相關性。Ify與Lnma的回歸系數為0.315，在1%水平上顯著；Lnma與Eva的回歸系數為0.001，在10%水平上顯著；且Ify與Eva不存在顯著相關性。以上結果表明市場導向型媒體報道是國家審計促進國有資產保值增值的完全中介因子。對正面媒體報道的檢驗結果表明，Lnq與Lngo的回歸系數為0.118，在1%水平上顯著；Lngo與Eva和Lnq與Eva均不存在顯著相關性。Lnz與Lngo的回歸系數為0.073，在1%水平上顯著；Lngo與Eva和Lnz與Eva均不存在顯著相關性。Ify與Lngo的回歸系數為0.518，在1%水平上顯著；Lngo與Eva和Ify與Eva均不存在顯著相關性。以上結果表明正面媒體報道不具有中介效應。對負面媒體報道的檢驗結果表明，Lnq與Lnb的回歸系數為0.061，在1%水平上顯著；Lnb與Eva的回歸系數為- 0.003，在1%水平上顯著；且Lnq與Eva的回歸系數為0.001，在10%水平上顯著。Lnz與Lnb的回歸系數為0.042，在1%水平上顯著；Lnb與Eva的回歸系數為- 0.003，在1%水平上顯著；且Lnz與Eva的回歸系數為0.001，在5%水平上顯著。Ify與Lnb的回歸系數為0.297，在1%水平上顯著；Lnb與Eva的回歸系數為- 0.003，在1%水平上顯著；且Ify與Eva的回歸系數為0.003，在10%水平上顯著。以上結果表明負面媒體報道是國家審計促進國有資產保值增值的部分中介因子。因此，國家審計主要通過影響政策導向型媒體報道、市場導向型媒體報道和負面媒體報道發揮促進國有資產保值增值的功能，而正面媒體報道不具有中介效應。

表8 政策導向型媒體機制檢驗的回歸結果Table 8 Regression Results for Mechanism Test for Policy-oriented Media

6 結論

本研究基于審計署公布的央企審計結果公告，選取2008 年至2017 年央企控股上市企業為研究樣本，以促進國有資產保值增值為目標，從國企重要的外部監督主體-國家審計機關和媒體出發，研究二者協同促進國有資產保值增值的實現機制。

研究結果表明，國家審計機關可以通過公布國企的違法違紀問題和金額，以及向有關部門移送涉嫌經濟違法違紀線索等相關信息引起當期媒體關注，進而促進國有資產保值增值，且公布的違規違紀問題數量越多和金額越大、向有關部門移送涉嫌經濟違法違紀線索的國企，媒體關注度越高。媒體報道上期國企的相關新聞，可以影響當期審計監督對象選擇、實施審計的內容種類和實施審計的次數，提升國家審計促進國有資產保值增值效能，且媒體關注度越高的國企，下期被審計的可能性越大、實施審計的內容種類越多、審計的次數也越多。上述結論在經過穩健性檢驗和內生性檢驗后依然成立。進一步研究發現，國家審計主要通過影響政策導向型媒體報道、市場導向型媒體報道和負面媒體報道發揮促進國有資產保值增值的功能，且審計查出的違法違紀問題數量越多、金額越大以及向有關部門移送涉嫌經濟違法違紀線索的國企，更容易引起政策導向型媒體報道和負面媒體報道，而正面媒體報道不具有中介效應。

本研究的理論貢獻在于：在協同理論框架下，采用中介效應模型剖析國家審計和媒體關注促進國有資產保值增值的作用路徑，厘清了國家審計與媒體關注促進國有資產保值增值的協同效應實現機理，拓展了協同理論在國企外部監督體系中的應用范圍，有利于完善國家審計機關與媒體協同治理相關理論，豐富國企外部監督協同理論體系。

本研究的實踐啟示在于：中國政府應當完善國家審計與媒體關注的協同治理機制，形成協同高效的國有資產監督體系，促進國有資產保值增值。國家審計機關要在保密性原則的基礎上，及時公布更為詳細的國企審計結果公告，為媒體監督提供足夠多的素材，提高全體人民對國企經營狀況的知情度，促進國有資產保值增值。同時，國家審計機關還要時刻關注國企的相關媒體報道，特別是政策導向型媒體報道、市場導向型媒體報道和負面媒體報道，以提前發現可能存在違規違紀行為的國企，有針對性地確定審計實施計劃、重點檢查內容和種類，提高審計監督效率，促進國有資產保值增值。媒體要加強對國企相關信息，特別是負面信息的全面追蹤報道，提高國企審計結果公告的報道力度，充分發揮社會輿論監督作用，促進國有資產保值增值。同時，媒體還要積極向國家審計機關提供國企的違規違紀行為線索，構建二者的協調溝通渠道，為國家審計機關選擇監督對象、確定審計的內容種類和次數提供參考依據，促進國有資產保值增值。

本研究的不足在于：首先，地方審計機關尚未明確建立國企審計結果公告公開制度，無法詳細獲得地方國企審計相關數據，有待相關制度完善之后，進一步考察國家審計與媒體關注的協同對地方國企的治理效應。其次，國企外部監督體系包括出資人監督和審計、紀檢監察、巡視監督和社會監督等，由于協同理論以及相關研究方法的限制，本研究僅考察國家審計與媒體關注的協同效應實現機制，難以有效排除其他監督方式的干擾，其他監督主體的協同治理機制有待進一步研究。