多元化經營、媒介功用與會計信息質量
——來自中國上市公司的經驗數據

龔光明，黃詩音

(湖南大學 工商管理學院，湖南 長沙 410082)

一、 引言

在我國，多元化作為重要的企業戰略行為興起于20世紀90年代，時至今日，雖飽經爭議，但在中國上市公司中仍然是一種非常普遍的現象。國內學者關于多元化的研究，多集中于多元化與公司業績、公司投融資、公司治理等的關系上[1-3]。即使是涉及多元化與盈余管理的研究，也只是將其作為驗證多元化價值效應的又一途徑。然而，多元化對企業價值的影響長期而復雜，在中國特殊的制度背景下，其更為直接和顯性的后果是增加了企業復雜度、擴大了信息不對稱程度，從而很容易成為管理者粉飾業績的一種手段，這直接影響著“利潤至上”的中國證券市場中投資者的切身利益。因此，本文從監管者的角度出發，研究多元化對企業會計信息質量的影響，并以投資者保護為落腳點，探討監管者對此能夠采取的外部治理措施的有效性，這體現了本文切入點的獨特性。

具體來說，眾多學者研究表明，公司粉飾會計信息的程度與其特征密切相關，而多元化作為一種普遍而重要的公司特征，它與會計信息質量之間的關系問題還未得到一致的結論。會計信息質量是投資者保護的核心命題，因此研究多元化對其影響具有重大意義。同時我們注意到，企業的經濟行為不是孤立的，企業戰略帶來的經濟和會計后果受到其所處宏觀治理環境的影響，而在對多元化的實施效果研究中，學術界普遍證明了公司內部治理(如股權結構)發揮的重要作用，卻鮮有研究外部治理要素的影響。實際上，在中國上市公司中，“一股獨大”和“內部人控制”的情況短期內很難得到扭轉，公司的戰略實施更多地體現了大股東的意志和利益，依靠內部治理來約束其行為作用有限。在此背景下，政府不可能也不應該“一刀切”式地左右企業的戰略決策，而應注重從外部治理入手，更好地發揮宏觀調節和治理作用。法律和媒體是最重要的外部治理機制，在中國這樣一個法制基礎相對薄弱的國家，媒體及時而靈活的特點使其在具體問題的跟蹤和解決上凸顯了優勢。徐莉萍等研究表明，媒體作為宏觀治理環境的重要組成部分，在股權分置改革中發揮了降低信息風險、保護中小投資者的作用[4]。那么在多元化戰略實施過程中，地區媒介功用的改善能否對提高會計信息質量發揮積極作用呢？這一外部治理要素對多元化問題是否產生了應有的治理效應呢？就現有研究來看，國內學者對多元化與會計信息質量關系的探討中，尚未引入“媒體”這一外部治理要素。本文未止步于多元化戰略效應的探討，而是更進一步關注多元化實施過程中媒介功用的發揮，這是在完善前人研究基礎上的創新點所在。

本文后續內容安排如下：第二部分為研究路徑分析、文獻回顧和研究假設的提出，第三部分是研究設計，第四部分是實證結果與分析，并給出穩健性檢驗，最后是本文的結論與啟示。

二、 研究路徑、文獻綜述和假設提出

(一) 本文的研究路徑說明

圖1 研究路徑分析

多元化雖飽經非議但在中國上市公司中仍然非常普遍，本文從這一現象出發，以投資者保護為落腳點，研究多元化對會計信息質量的影響。同時認識到多元化的經濟和會計后果受到公司所處宏觀治理環境的影響，我們不應該割裂環境分析戰略行為，從而探討媒介功用在其中發揮的作用。行政也好，學術也罷，只能在一定程度上影響而非決定上市公司的戰略決策，因此糾結于是否應該多元化的同時，監管部門更應該認清公司的戰略選擇現狀，探討制度上的配套措施。

因為涉及調節變量，我們有必要先厘清三者間可能的研究路徑。總結來說，關于三者關系的研究有三種路徑(見圖1)。①多元化經營會影響會計信息質量，媒介功用作為一種外部治理機制在兩者的關系中起到調節作用；②媒介功用通過影響多元化經營，進而影響會計信息質量；③媒介功用直接影響會計信息質量。對于路徑②，結合中國的實際環境分析，在“一股獨大”的特殊背景下，企業的戰略決策往往出于自身發展甚至是大股東的個人利益考慮，而很難受到媒介環境的左右，企業可能會因為媒體的關注而不敢利用多元化帶來的額外空間進行盈余管理，但不會因為媒體關注就改變多元化戰略，因此②在理論上不合理。當然，關于媒介功用對多元化戰略的影響可以進行研究，但這不在本文的研究范圍之內。

對于路徑③，有其合理性，媒體會在總體上對會計信息質量有所影響，已有學者進行相關研究，但這并不代表在更具體的方面研究媒體的治理作用(即路徑①)沒有意義。因為媒體發揮作用的基礎是報道，報道是有偏重點和偏重領域的，一些方面的問題會因為媒體的關注不足或者關注沒有有效地轉化為監督效用(如不能引起行政部門的介入)，而體現為外部治理機制的局部失效，這是僅運用路徑③所無法研究的問題。多元化會給企業和投資者之間帶來額外的信息不對稱問題，通過檢驗媒介功用是否能修正這種額外的不對稱有助于監管者進行反思。綜上所述，本文選取路徑①進行研究，并在下文回顧和分析文獻的基礎上提出相關假設。

(二) 多元化的成本與收益

自從Ansoff首次提出多元化的概念以來，多元化的價值效應一直是學界研究的重點，并最終形成了多元化折價論、中性論和溢價論[5]。雖然學者們在這些研究中得出的結論不同，但都離不開對多元化成本與收益的討論。多元化帶來的成本主要體現在代理成本與信息不對稱上。多元化經營會在一定程度上帶來更多的管理層級和更復雜的公司結構，相應的內部管理成本和內外部代理成本都會上升[6]。與此同時，多元化帶來的范圍經濟效應和內部資本市場便利也顯而易見。曾春華等指出，多元化可以對內部資本市場上不完全相關的現金流進行整合，提高企業整體的財務協同效應[3]。由此可見，多元化經營最終體現為折價還是溢價，是成本與收益博弈平衡的結果。而厘清多元化的成本和收益，是研究中建立假設和分析實證結果的基礎。

(三) 多元化程度與會計信息質量

基于多元化的成本與收益，學術界關于多元化與會計信息質量的關系有兩種基本假說，即信息不對稱假說與應計抵消假說[7]。

信息不對稱假說認為，多元化經營增加了企業的組織復雜度，使其信息不對稱水平更高，為管理者機會主義的盈余管理創造了條件。因此，多元化水平與會計信息質量之間存在著負相關關系。眾多學者研究發現，相比于專業化經營的公司，多元化公司的信息不對稱程度更高[8]。進一步來說，這些額外的信息不對稱來源于兩個方面。一方面，多元化公司的信息環境更加不透明，在管理者可以觀察到各個分部準確財務信息的同時，投資者只能得到關于公司盈余和現金流的總計數。另一方面，多元化經營的公司通常涉足不同行業，而財務分析師往往只專注于某一領域，從而導致其分析更容易出現偏差。根據Trueman和Titman的研究，管理者進行機會主義盈余管理的程度，與公司的信息不對稱水平正相關[9]。因此，多元化公司由于信息不對稱問題，其會計信息包含更多的雜音。

另一種“競爭性”的觀點是應計抵消假說。即外部投資者對公司每個部門現金流所做的預測都會產生誤差，如果這些誤差非正相關，那么相比于專業化公司，對多元化公司估價的絕對誤差值可能更小[10]。也有學者提出，企業的不同管理層級都有通過扭曲會計信息來尋租的動機[11]。出于不同目的，這些經理對會計信息扭曲的方向未必相同，多元化公司更為復雜的管理層級，給管理者從公司整體做向上或向下的盈余管理帶來了更大的難度。因此，多元化水平與會計信息質量之間可能正相關。

兩種假說都得到過國外學者的實證驗證，但這并不意味著學者們的研究相互矛盾。因為兩種假說的邏輯并不排斥，而很有可能同時發生在企業的日常經營中，究竟是哪種效應成為主導，受到諸如制度環境、公司治理、企業財務特征等多方面因素影響，這應該是國內外關于多元化的研究難以得到統一結論的重要原因[12]?；谖覈厥獾闹贫缺尘昂凸咎卣?，本文認為，兩種假設在我國均有生根成長的土壤。一方面，我國經濟具有新興加轉軌的雙重特征，法制環境、資本市場等方面很不完善，且公司的委托代理問題突出，普遍缺乏有效的內部治理機制，這些都為盈余管理創造了動機和有利的環境。因此，當多元化經營擴大了信息不對稱程度時，缺乏有效約束的管理者就極有可能利用這種額外的不對稱粉飾利潤從而謀利，這就降低了企業的會計信息質量。另一方面，相比于西方國家，我國的投資者還不夠成熟，對公司預測和評估的誤差更大，如果預測的誤差非正相關，那么相比于專業化公司，對多元化公司估價的誤差可能更小，這會使得多元化企業在總體上體現出較低的盈余管理水平，即較高的會計信息質量?？偨Y來說，多元化經營究竟會對會計信息質量產生怎樣的影響，取決于上述兩種效應相互抵消后的結果，因此本文在其他檢驗條件都相同的情況下，對于兩者關系提出了相反的假設觀點。

本文將多元化分類為行業多元化與地區多元化，兩者均會帶來企業信息不對稱程度的增加，但作用路徑不盡相同。如兩者都會帶來組織復雜度的增加，但除此之外，行業多元化引起的不對稱主要來源于不同行業業務性質、盈利模式、資源分配、行業發展周期等的差異，各類不同業務的財務總計數字信息含量低，給投資者和分析師理解公司真實狀況帶來困難。而地區多元化則更多地受到地區間政策差異、派出機構獨立性、國家間的貨幣匯率變動等因素影響。因此，我們對其進行分別檢驗，并基于以上的討論，提出如下假設。

假設1a：行業多元化程度越高，企業會計信息質量越差。

假設1b：行業多元化程度越高，企業會計信息質量越好。

假設2a：地區多元化程度越高，企業會計信息質量越差。

假設2b：地區多元化程度越高，企業會計信息質量越好。

(四) 多元化相關性與會計信息質量

我們進一步將行業多元化劃分為相關與非相關多元化。與相關多元化不同，非相關多元化由于涉足完全不同的領域，業務性質差異大，會給企業帶來更多的代理問題。Palich等研究認為，多元化會給公司帶來額外的代理問題，并且這些問題在非相關多元化的情形下會更為嚴重，因為此時管理者面臨的潛在風險更小[13]。換句話說，企業進行非相關多元化經營時，管理者粉飾會計信息的環境更為寬松，被發現而受到處罰或名譽受損的概率更小。因此針對行業多元化，我們提出如下假設。

假設3：相關多元化比非相關多元化擁有更好的會計信息質量。

(五) 媒介功用與多元化效應

學者們通常從代理理論的角度解釋多元化的折價問題，即管理層進行多元化的動機往往是出于自利，而并非提高企業價值[14]。而Gomez-Mejia和Wiseman則提出，管理者在實施戰略的過程中，其行為可能會因為受到社會關系或外部制度的影響而表現出利他主義[15]。與此同時，媒體作為一種重要的外部制度要素，其對企業的公司治理功能已被眾多學者所驗證。如李培功等研究發現，媒體曝光對改善上市公司違規行為具有積極作用[16]?，F有研究普遍認為，媒體的公司治理功能主要體現在三個方面：第一是揭露功能，即媒體增加了公司的曝光程度，從而使其更容易引起監管部門的注意；第二是聲譽機制，即媒體可以通過影響經理人的聲譽來限制其行為；第三是媒體能夠對投資者進行輿論引導，影響股票價格變動。

很多學者用媒體對企業的報道數量作為媒體的代理變量[17]，但在中國政府的特殊制度環境下，媒體治理功能的發揮不僅取決于其報道量的大小，更關鍵的是受到當地媒介環境的影響。當一個地區的媒介環境越好，意味著政府對媒體的干預力度越小，行業的競爭格局越為健康，媒體報道的獨立性和負責性越大。這一方面增加了當地媒體關注本土企業的便利，另一方面也減小了外地媒體到當地進行調研和取證的阻力。據此我們做出推測，不同地區由于媒介環境不同，媒體在多元化與會計信息質量的關系中可能發揮的作用也不同。同為進行多元化經營的公司，相比于媒介環境較差的地區，媒介功用發揮較好地區的上市公司高管受到媒體的監督力度更大，其違規行為被揭露的可能性更大，這會在一定程度上限制該地區上市公司高管謀取私利的盈余管理行為，即多元化帶來的額外信息不對稱會被更好地修正。

媒體的治理效應體現為增加公司透明度，減小內外部的信息不對稱，增加管理者粉飾盈余的成本。因此更好的媒介功用理論上會弱化“信息不對稱假說”中描述的現象，從而使得“應計抵消假說”中描述的現象更為凸顯，即體現為會計信息質量的提高。如果這一猜測得到證實，會為監管者出臺相關政策提供證據，如果未得到證實，有可能是媒體對多元化帶來的會計信息質量問題關注不夠，也有可能是這種關注沒有引起投資者的注意或相關行政機構的介入，即沒有轉化為有效的監督，則這一外部治理的局部失效值得監管者反思其在媒體引導和監管方面的不足，因此對這個問題的研究具有現實意義。據此，我們提出如下假設。

假設4：媒介環境越好，多元化對會計信息質量帶來的負面效應越小或正面效應越大。

三、 研究設計

(一) 樣本選擇和數據來源

本文選取2009—2011年深市和滬市A股上市公司作為研究樣本，并作如下處理：(1)剔除金融類公司；(2)剔除曾經被ST、*ST和PT過的公司；(3)剔除當年新上市的公司；(4)剔除行業和地區分部數據披露不全以及其他所需財務數據殘缺的公司。經過上述處理后，最后得到4324個行業多元化觀測值，4078個地區多元化觀測值。

本文所使用的多元化數據來源于上市公司年報中“董事會報告”部分披露的分部報告數據，手工收集并整理計算獲得。媒體監督數據取自喻國明發布的《中國傳媒發展指數報告》[18]。其他財務數據均來自于CSMAR數據庫。計量使用的軟件為SPSS17.0和EXCEL2007。

(二) 變量說明

1. 會計信息質量的度量

學術界并沒有公認的、最好的衡量會計信息質量的方法，近幾年的研究多是采用瓊斯模型或瓊斯模型的各種變體對會計信息質量進行度量，如劉啟亮等、陳紅等的研究[19-21]。本文參照Kothari等的研究[22]，以修正的瓊斯模型分行業分年度回歸計算可操控性應計利潤來度量會計信息質量，具體模型如下：

(1.1)

(1.2)

(1.3)

其中i代表公司，TAi,t為第t年總應計，用第t年營業利潤減去經營活動現金流量得到；Ai,t-1為第(t-1)年年末總資產；ΔREVi，t為t年主營業務收入相對于(t-1)年主營業務收入的差額；ΔRECi，t為t年應收賬款相對于(t-1)年的差額；PPEi,t為第t年年末固定資產原值。

首先，對模型(1.1)進行回歸得到回歸系數β1、β2、β3，其次將系數的值代入模型(1.2)算出第t年的非操控性應計利潤NDAi，t，最后根據模型(1.3)算出第t年可操控性應計利潤DAi，t。我們用JONES代表DA取絕對值后再取負數的值，JONES的值越大，會計信息質量越高。

瓊斯模型是建立在一定的假設基礎上的，即非操縱性應計項目是由一些沒有被操縱的會計要素組成的。DD模型從應計額與現金流匹配程度的角度來衡量會計信息質量，回避了瓊斯模型暗含公司總資產、固定資產等會計要素不會被人為操縱的弊端[23]。因此作為補充，本文借鑒Francis等人的研究，同時運用修正的DD模型對會計信息質量進行表征[24]，模型如下：

ΔWCi，t=α0+α1CFOi，t-1+α2CFOi，t+α3CFOi，t+1+α4ΔREVi，t+α5PPEi，t+εi，t

(2)

其中，ΔWCi，t代表i公司第t年年末相對于(t-1)年年末營運資本的變化額，營運資本=應收賬款+存貨-應付賬款+其他流動資產-應交稅費；CFOi,t-1、CFOi,t、CFOi,t+1代表i公司第t-1、t、t+1年的經營現金凈流量；ΔREVi，t、PPEi，t同上。我們將式中的每個變量都除以第t年的平均資產以消除公司規模的影響。對以上模型分年度分行業進行回歸，運用得到殘差的絕對值取負數來度量會計信息質量，設為DD。DD的值越大，代表會計信息質量越好。

2. 多元化的度量

目前實證主要采取基于SIC碼的分類法度量多元化經營水平，包括以下幾種：①業務單元數；②多元化虛擬變量Dum(專業化經營取0，多元化經營取1)；③赫芬達爾指數(Herfindahl Index，HI)；④熵指數(Entropy，DT)。本文選取后兩種方法對多元化進行度量。這兩種指標的計算都需要對上市公司披露的行業收入構成和地區收入構成數據進行重新編碼和處理，再求出某個業務部門的收入占主營業務收入的比重p。本文以證監會2001年發布的《上市公司行業分類指引》為標準，對公司經營所跨的行業進行多元化編碼。在度量總體行業多元化(HI和DT)時，我們按照行業大類(字母+2位數字)將收入歸類合并，計算出pi；在度量非相關多元化(DU)時，則按照行業門類(單個字母)或次類(字母+1位數字，僅制造業)計算pj。關于地區多元化，我們將分部收入統一于省際水平(即將一省內的收入數字加總)計算pi和相關指標。兩個指標的計算公式如下。

(1) 赫芬達爾指數(HI)

式中，pi為行業i(大類水平上)的收入或地區分部收入(省際水平)占公司主營業務收入的比重。HI值越小，代表多元化經營的程度越高。

(2)熵指數(DT)

熵指數最大的優勢就是能將公司行業多元化分解為非相關多元化(DU)和相關多元化(DR)進行研究[25]。三者的關系如下。

式中，m為n個行業所屬的行業集數目，pj為行業集j(門類或次類水平上)的收入占公司主營業務收入的比重，DRj為公司行業集內部的多元化程度。由于地區的遠近不影響相關與非相關多元化的區分，因此對于地區多元化，我們只對DT進行計算。DT、DU和DR的值越大，代表多元化經營的程度越高。

3. 媒介功用的度量

借鑒賀建剛等的研究，本文采用中國傳媒發展指數(CMDI)對媒介功用進行衡量，數據取自喻國明發布的《中國傳媒發展指數報告》[26，18]。該報告自2008年以來每年編制一次，從媒介的生產結構和規模、傳媒的盈利模式、受眾的媒介使用習慣、傳媒經營本身的發達和利用程度，以及媒介消費特征與宏觀經濟的關系五個方面，分年度對中國各地區(31個省、自治區、直轄市)的傳媒發展和監督能力進行定性和定量的測評，并最終計算出中國傳媒發展指數(CMDI)。已有研究普遍認為，CMDI對各地區媒介環境的評價在理論上具有較大的科學性和代表性，本文使用MI代表媒介功用，取MI=LN(CMDI)，MI越大，代表該地區的媒介功用發揮越好。

4. 控制變量

本文綜合參考前人的研究，最終引入公司規模、盈利能力、財務杠桿、公司成長性4個控制變量，各變量的具體定義見表1。

表1 變量定義

(三) 模型設定

參考林曉輝等建立模型的方法并進行相關改進[27]，本文建立3個多元線性回歸模型來對提出的假設進行檢驗，因變量均為會計信息質量AQ，并在每個模型中對AQ取JONES和DD分別進行檢驗。我們采用模型(3)來檢驗假設1和2，自變量DIV分別取HI_行業、DT_行業、HI_地區和DT_地區。模型(4)主要針對行業多元化的樣本對假設3進行檢驗。最后在模型(2)中加入媒介功用的影響得到模型(5)來檢驗假設4。

AQi，t=β0+β1DIVi，t+β2Sizei，t+β3ROAi，t+β4LEVi，t+β5Growthi，t+εi，t

(3)

AQi，t=β0+β1DUi，t+β2DRi，t+β3Sizei，t+β4ROAi，t+β5LEVi，t+β6Growthi，t+εi，t

(4)

AQi，t=β0+β1DIVi，t+β2DIVi，t*MIi，t+β3MIi，t+β4Sizei，t+β5ROAi，t+β6LEVi，t+β7Growthi，t+εi，t

(5)

四、 實證結果與分析

(一) 描述性統計

表2 主要變量的描述性統計

表2列示了主要變量描述性統計的結果，從多元化的指標來看，行業多元化虛擬變量Dum的均值為0.48，說明在我國上市公司中，進行多元化經營的企業達到了48%，因此研究這一普遍的經營行為對我國證券市場的良性發展具有重要意義。另外，地區多元化指標DT_地區的均值為0.644，遠大于DT_行業的均值0.282，說明在中國的上市公司中，地區多元化(跨省經營)是比行業多元化更為普遍的現象。最后，非相關多元化DU的均值遠大于相關多元化DR的均值，可以看出我國上市公司的多元化經營主要從屬于非相關多元化。從會計信息質量的指標來看，JONES和DD的最大值與最小值之間相差較大，可見我國上市公司之間的會計信息質量差距很大。

表3 行業多元化的回歸結果

注：***，**，*分別代表在1%，5%，10%的水平上顯著。

(二) 多元化與會計信息質量的實證結果

表3列示了行業多元化與會計信息質量之間的實證結果，我們將模型(3)中的DIV指標分別取HI_行業和DT_行業得到模型(3a)和模型(3b)。從結果可以看出，雖然AQ的指標選取不同，但回歸的結論基本一致，即HI與AQ呈顯著正相關，而DT與AQ顯著負相關。由于公司多元化程度越高，HI的值越小，而DT的值越大，因此這些回歸雖然選取的指標不同，但結果都支持了假設1a，即行業多元化程度越高，企業會計信息質量越差，多元化與會計信息質量的關系更偏向于“信息不對稱假說”的描述。具體來說，多元化經營擴大了公司內外部的信息不對稱程度，給投資者和財務分析師理解公司狀況帶來了困難，為管理者粉飾會計信息創造了更為寬松的空間。當然，這并不能證明“應計抵消假說”闡述的現象在中國的上市公司中并不存在，只是兩種現象的效應相抵后，行業多元化與會計信息質量之間的關系更加符合“信息不對稱假說”的描述。

模型(4)將DU和DR同時引入方程。回歸結果顯示，DU的系數為負且顯著，DR的系數沒有通過顯著性測試。同時，在以JONES為因變量的回歸中，DU系數的絕對值0.015大于模型(3b)中DT系數的絕對值0.010。這些都說明多元化帶來的會計信息質量損害主要來源于非相關多元化產業組。結果證明了假設3，即在相關多元化下，公司各分部的業務性質相似，投資者和分析師更容易把握公司的經營狀況，非相關多元化則反之，相關多元化比非相關多元化擁有更好的會計信息質量，將行業多元化進行相關性的區分對研究結論的適用性具有重要意義。

表4 地區多元化的回歸結果

注：***，**，*分別代表在1%，5%，10%的水平上顯著。

表4是地區多元化與會計信息質量的實證結果，我們將模型(3)中的DIV指標分別取HI_地區和DT_地區，得到模型(3c)和(3d)。在以DD作為因變量的回歸中，HI的系數為負，DT的系數為正，且均通過了5%的顯著性檢驗；在以JONES作為因變量的回歸中，多元化相關指標的系數符號與DD作為因變量的結果一致但顯著度有所下降?？傮w來說，檢驗結果說明了在中國的上市公司中，會計信息質量與地區多元化經營呈顯著正相關，即結果支持了假設2b，地區多元化程度越高，企業會計信息質量越好。

為何同為多元化經營，地區多元化與行業多元化的回歸結果會有如此大的差異呢？可能的原因是：(1)兩者在影響會計信息質量的路徑上存在著異同點。如它們造成額外信息不對稱的來源不同，行業多元化主要源于不同業務在性質特征上的重大差異，對外報告的各類財務數字為加總數，給投資者和分析師了解公司狀況設置了壕塹。地區多元化則主要源于地區間政策環境、國家間匯率變動、派出機構獨立性等方面的差異。因此，檢驗結果可能不同。(2)數據披露不健全問題。國外對地區多元化的研究起步較早，且依賴于其強大的數據庫資源，本文雖然借鑒了張宏亮對地區多元化的衡量方法[28]，但仍存在一些弊端，如企業在各地區建立的是分支機構還是分公司，抑或是加盟商無從得知，而三者的獨立性有很大差別，對企業總體會計信息質量的影響也會有很大差別。此外，各公司分部信息披露口徑不統一，尤其是對境外數據披露過于泛泛，如一些公司在年報中披露了不同國家的收入數字，而更多的企業只是以“境內、境外”，甚至“省內、省外”為標準對收入來源進行披露，這些障礙使得本文只能在省級水平上對數據進行整理，而不得已忽略了匯率變動的影響，這對最終的檢驗結果也有一定的影響。

因此，對于地區多元化，我們不能武斷地下結論，進一步的研究還有待于相關披露政策的出臺和地區分部信息的逐漸完善，在更多數據層次上對其進行檢驗，從而挖掘地區多元化影響會計信息質量的主要路徑和影響因素，這也是我們今后進一步研究的方向。

(三) 媒介功用的發揮

每個企業的特質不同，內部治理的薄弱點也不同，因此對于一些問題的解決，很難找到一個對于所有企業“一刀切”的突破口。而在這方面，與內部治理機制互為補充的外部治理機制則更具優越性，尤其是媒體。在法律基礎相對薄弱的中國，對于保護投資者、監督上市公司方面，媒體比法律顯得更為靈活和及時。因此，研究媒介功用對于多元化背景下會計信息質量的改善作用具有重要意義。由于上文的結論表明，只有行業多元化會降低公司的會計信息質量，因此本文只針對行業多元化樣本來檢驗媒介功用的發揮。表5報告了回歸的結果，將模型(5)中多元化指標DIV分別取DT_行業，DU和DR進行回歸，即得到模型(5a)、模型(5b)和模型(5c)。從模型(5a)的結果來看，無論AQ指標取JONES還是DD，DT系數為負且均通過了5%的顯著性測試，這再次驗證了假設1a。同時多元化指標與媒介功用的交叉項DT×MI系數為正且顯著，這說明媒介功用的良好發揮對會計信息質量的改善有正面影響，對多元化在信息質量上的“折價效應”有顯著的糾偏作用。這些結果與前文的理論分析一致，即支持了假設4，媒體發揮的功用越好，多元化對會計信息質量帶來的負面效應越小。模型(5b)中DU×MI的系數均顯著為正，且大于模型(5a)中DT×MI的系數，說明媒體發揮的糾偏作用主要是針對非相關多元化。模型(5c)中DR×MI的系數顯著度低(AQ取JONES)或不顯著(AQ取DD)也再次證明了這一點。

表5 媒介功用的交叉項回歸結果

注：***，**，*分別代表在1%，5%，10%的水平上顯著。

(四) 穩健性檢驗

我們進行了如下穩健性檢驗。

(1) 將業務單元數N和多元化虛擬變量Dum(專業化經營取0，多元化經營取1)作為多元化的代理變量代入模型(3)、模型(5)進行回歸，與前面得到的結論基本一致。

(2) 從市場計量的角度出發，以盈余反應系數(ERC)表征會計信息質量。其中對媒介功用的調節作用研究主要采用分組檢驗的形式(以MI的中位數為界將樣本分為兩組分別檢驗主模型)。研究結論未發生實質性的變化，但顯著性有所下降，可能的原因是多元化公司由于以總計數的方式提供財務數據且多涉及跨行業經營，盈余管理具有隱蔽性，市場捕捉多元化公司額外盈余管理行為的能力有限，或存在一定的滯后性。

(3) 將盈余激進度(EA)和盈余平滑度(ES)作為會計信息質量的代理變量引入各模型進行回歸，與上文得到的結論基本一致。

(4) 為了保證媒介糾偏作用檢驗的穩健性，我們將樣本按照MI的中位數劃分為兩組，分別進行多元化與會計信息質量的回歸。令MI值小于中位數的一組為MEDIA=0，表示地區的媒介功用發揮較差。令MI大于中位數的一組為MEDIA=1，表示地區的媒介功用發揮較好。在MEDIA=0組中，多元化與會計信息質量呈顯著負相關關系；在MEDIA=1組中，多元化與會計信息質量之間的相關關系并不顯著，說明在媒介功用發揮較好的環境下，媒體能有效改善多元化經營帶來的會計信息質量下降的現象。上述都說明本文的結論具有較好的穩健性，由于篇幅所限，穩健性檢驗的結果未在此列示。

五、 結論與啟示

本文系統收集了2009—2011年我國A股上市公司的行業和地區收入構成數據，檢驗多元化經營與會計信息質量之間的關系，并探討媒體在其中發揮的作用。研究結果表明，行業多元化在總體上會損害公司的會計信息質量，多元化程度越高，會計信息質量越差，同時這種損害主要來自于非相關多元化。至于地區多元化，回歸結果顯示地區多元化程度越高(省際水平)，會計信息質量越好。但由于數據統計的局限性，我們認為不應該武斷地下結論，而應在地區分部信息逐漸完善后進行后續的研究。接著通過引入“媒體”這一外部治理要素，我們發現媒介功用發揮越好的地區，行業多元化對會計信息質量的負面效應越小。

相比于傳統的多元化研究文獻，本文可能的貢獻在于：第一，立足于中國資本市場環境，以投資者保護作為落腳點，研究多元化與會計信息質量之間的關系，拓展了相關領域的研究框架。第二，研究外部治理機制對企業戰略行為負面效應的改善作用意義重大。在現有多元化與會計信息質量關系的研究中，尚未引入媒體這一外部治理機制。本文對不同媒介環境下媒體改善會計信息質量效應的探討，有助于我們反思在多元化經營成為政府無法左右的“大勢”的情況下，如何通過發揮外部治理機制，保護投資者利益。

本文帶來的啟示主要有三點：(1)行業非相關多元化會在一定程度上損害企業的會計信息質量，政府監管部門應該對此給予足夠的重視，要求上市公司披露更為詳細的分部信息以減小內外部信息不對稱。同時通過投資者教育等渠道，提高投資者對多元化問題的重視程度。(2)媒體可以在一定程度上改善多元化經營帶來的會計信息質量問題，因為雖然多元化帶來了更多粉飾業績的空間和機會，但媒體的報道會加大管理者利用這些空間的成本，由于媒體曝光得到查處的案例也會對其他企業起到威懾作用。政府可以適當引導媒體更多地關注企業的多元化經營狀況。(3)政府應改善媒介環境，大力發揮媒體對上市公司的監督功能。一方面，監管部門應明確認識并承認媒體對證券監管的貢獻，在制定政策時更多地強調和利用媒體。另一方面，政府應扶植和引導媒體產業的良性發展，包括深化媒體的產業化改革，加強相關立法，為其成長提供更為公平和寬松的環境。

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