自媒体信息披露可引发监督效应吗？——基于上市公司盈余管理视角的研究

黄宏斌 孙雅妮 陈美健

随着互联网技术的高速发展，社交媒体的新形式不断涌现，微博、微信公众号、Twitter等社交媒体逐渐进入并影响着社会生活的方方面面。社交媒体的发展使得企业可以选择不同平台来披露和传播信息（Lee，2015；Grant，2018）。相较于传统媒体，自媒体信息推送量巨大，传播迅速，更具传染效应。如微博可以每天无限次发布信息，微信也可在公众号中定期发布信息，极大地方便了外部利益相关者的阅读且增加了与上市公司的沟通互动。但由于现阶段我国对自媒体信息披露内容没有明确的规定，上市公司凭借发布多元化的信息在满足不同利益相关者需求，进一步提升公众关注度的同时，也可能引发投资者或监管机构对其行为的监督，尤其是财务业绩粉饰和操纵行为的监督。而盈余管理是企业受利益驱动，根据需求操纵利润数字满足财务目标的一种常见行为。自1986年以来，企业盈余管理行为便成为会计主流的学术研究问题。就外部环境对企业盈余管理行为的影响，现有学者集中探讨了地区法治和政府干预等环境制度因素对盈余管理的影响；媒体关注度对盈余管理有抑制作用。而关于媒体与盈余管理的研究主要集中于传统媒体，自媒体信息披露这一新渠道是如何影响企业盈余管理的研究较为缺乏。基于此，本文尝试研究上市公司自媒体信息披露是否可引发监督效应以影响企业的盈余管理行为，并进一步检验在何种环境下更易引发监督效应。

图1 上市公司微博开通时间及数量分布

图2 平行趋势假设检验

一、文献综述

（一）自媒体信息披露的经济后果

当上市公司或者企业高管以不同态度披露信息时，投资者会做出不同的反应。Elliott等(2012)研究上市公司通过发布视频公布其重述公告时发现，当投资者观看到CEO道歉并承担责任时，会增加对CEO的信任感，当CEO将责任归咎于外部时，投资者对CEO的信任降低。何贤杰(2016)发现上市公司在微博上重复发布利好消息可提升投资者的关注，从而增加他们对企业的信任，促使投资者更加乐观地对公司进行估值，带来股价上升，当上市公司通过自媒体积极回应负面信息，投资者的看法得到了有效的改观。同时，投资者反应也会受到不同信息披露渠道的影响。Grant等(2018)测试投资者对CEO不同沟通渠道的敏感程度时发现在电话会议上投资者更倾向于投资自吹自擂的CEO，而在推特上投资者更喜欢谦逊的CEO。相比传统媒体，当企业通过自媒体发布产品召回信息时，有效抑制了产品价格的下降。为进一步探究自媒体信息披露在股票市场的功能，唐国豪和姜富伟等(2016)采用文本分析法发现经理情绪对未来股市总收益有很强的预测作用。

（二）媒体关注与盈余管理的研究

盈余管理一直是会计研究中的核心热点问题。盈余管理主要可以分为对应计项目的盈余管理和对真实活动的盈余管理。Healy和Whalen（1999）最早研究发现监管是影响盈余管理的一个重要因素，Miller（2016）也发现新闻是会计造假的监督者，而公众关注度也就是公众对企业的监督，公众关注度越高可能越会发现企业存在的一些问题，甚至惊动监管机构，起到有效监督效应。站在公众关注的角度来看，分析师和券商的研报、媒体的报道最能够影响公众的关注度，从而影响到企业的盈余管理行为。李春涛等（2014）认为分析师可以引发公众关注带来监督效应从而有效抑制企业的盈余管理。曹裕等（2017）发现媒体的报道会引起监管部门的介入，使公司被处罚的概率加大，因此媒体报道会抑制盈余管理行为。马壮等（2018）进一步发现公司在面临媒体的财务舞弊指控时会更多的选择隐蔽性较强的真实盈余管理行为。Salim和Chahine（2015）、何红渠和张闪闪（2017）研究发现媒体关注对公司发行股票和IPO前的盈余管理水平有显著抑制作用。而在互联网信息环境发达的现代，自媒体的影响力已经远远超过了传统媒体，研究发现自媒体对我国上市房地产企业盈余管理存在影响，自媒体曝光度会促进应计盈余管理但是抑制真实的盈余管理（封华和田高良，2015）。

图3 共同支撑检验

图4 真实盈余管理检验结果

图5 总盈余管理检验结果

（三）文献述评

现有大量文献从传统媒体等角度对盈余管理的影响因素进行了丰富的研究，而微博作为一种新型自媒体渠道，其是否可引发同样的监督效应？现有文献尚属空白。同时，也尚未出现将上市公司自媒体信息披露与企业盈余管理相结合的文献。自媒体信息披露是公司信息披露的新渠道，国内外学者虽已研究其对资本市场的影响，但是，该渠道的信息披露是否对上市公司原有的信息质量产生影响，并且产生何种影响，尚未进行深入研究。即使自媒体信息披露的监督或压力效应能够对上市公司自身的信息质量产生影响，但是其具体的作用机理或产生作用的情境如何，目前无人研究。

表1 主要变量定义表

表2 主要变量的描述性统计

二、理论分析与假设提出

信息不对称是上市公司和资本市场普遍存在的问题，而信息披露可以及时、有效地传播企业的相关信息，减弱信息不对称程度，引起更多投资者和其他利益相关者的关注。现在有关媒体关注影响公司盈余管理的研究思路主要有两个方面：（1）媒体可引发监督效应，即有效监督假说。有效监督假说认为，媒体的关注可以引起监管机构的注意，从而促使公司改正自己的不当行为；媒体对公司的报道会影响经理人的声誉，薪酬受声誉影响较大，所以媒体关注对高管的行为具有监督作用。（2）媒体的高度关注会引起外部利益相关者的关注，从而对管理层形成压力，因为其关注度提高而迫使公司进行盈余管理，粉饰业绩来美化公司形象，即市场压力假说。

自媒体作为媒体的一种，同样可以传播信息和影响资本市场参与者决策行为（丁慧等，2018）。自媒体披露与传统媒体披露有着相似的性质：（1）自媒体信息披露在减弱信息不对称的同时，更以其传播速度快，传播渠道多，易于转发等功能，带来更多的关注度，即同样具有“监督效应”。自媒体不仅受众面更广、信息更多元，更是由公司自行控制的一种媒体平台，公司在自媒体上披露信息时，会有大量关于其他人对这件事的看法的附加信息。例如，其他用户通过喜欢、转发或评论来参与，这使得自媒体能够以新的、未经探索的方式引起公众更多的关注；众目睽睽下，上市公司的盈余管理行为可能会有所收敛，从而减弱上市公司的盈余操纵。（2）自媒体披露还可以帮助公司进行主观的倾向性引导，使之出现符合大股东及管理者心意的“媒体效应”，塑造企业形象，对公司股票价格产生影响。从这一点出发，自媒体担负着打造公司优质形象的“重任”，随着自媒体的开通和发布数量的增加，管理层需要配合以更优质的绩效来共同树立优质企业的形象。来自声誉和业绩的双重压力可能使得上市公司采用更多的盈余管理手段和行为。

表3 自媒体信息披露与盈余管理

表4 2013年倾向得分匹配平衡性检验结果

因此，基于以上两种假说的分析，参考余明桂等（2016）在研究富豪榜对企业盈余管理的影响中提出的有关市场压力和市场监督的竞争性假设，提出本文的假设H1a和H1b：

H1a:上市公司自媒体信息披露与盈余管理显著负相关，即自媒体信息披露可引发监督效应从而抑制企业的盈余管理；

H1b:上市公司自媒体信息披露与盈余管理显著正相关，即自媒体信息披露可引发压力效应从而促进企业的盈余管理。

三、实证设计与分析

(一)实证设计

1.样本选择与数据来源。本文以2010-2018年A股非ST上市公司为数据样本，并进行了以下步骤：（1）剔除金融保险业样本公司；（2）删除缺失值样本。最后得到6926个样本观测值。本文使用的数据来源如下：基于微博网站收集上市公司微博信息的各类数据，其他变量数据均来源于CSMAR国泰安数据库。为了消除极端值的影响，对所有涉及的连续变量在1%分位上下进行了winsorize处理。

2.主要变量定义

（1）解释变量。考虑到收集信息的权威性，本文仅收集包含上市公司名称或简称并经过新浪微博真实身份认证的蓝V用户，不包括上市公司的控股股东、高管层及其子公司和分公司的微博。经过数据爬取、分类统计，收集到2009-2018年上市公司微博开通、发文量数据，如图1所示。

表5 倾向得分匹配

表6 安慰剂检验

表7 工具变量：一阶段回归描述统计量

（2）被解释变量

①应计盈余管理。采用修正的琼 斯 模 型（Dechow和Dichev，2002）：

其中，ΔREVi,t为i公司t年的营业收入与t-1年的营业收入之差，ΔRECi,t为i公司t年的应收账款与t-1年的应收账款之差，PPEi,t为i公司t年的固定资产净值，Ai,t-1为i公司t-1期的总资产。用最小二乘法回归，提取出不可操纵性应计（NDA）后，用总应计利润（TA）减去不可操纵性应计（NDA）则得到当期的可操纵性应计，即DA。

②真实盈余管理。主要借鉴Roychowdhury（2006）的研究方法，从异常经营现金净流、异常产品成本和异常酌量费用角度估计：

首先，通过分年度和行业的回归估算出正常的经营现金净流量、生产成本和费用支出，模型如下：

其中CFOi,t表示第t期的经营活动现金净流量；Ai,t-1为第t-1期期末总资产；Si,t表示第t期销售收入；ΔSi,t表示第t期的销售收入相比第t-1期的销售收入变动额；ΔSi,t-1表示第t-1期的销售收入相比第t-2期的销售收入变动额；TCi,t表示第t期的各项税费开支；ECi,t为第t期支付给职工以及为职工支付的现金；OCi,t为第t期其他与经营活动有关的现金；DISXi,t表示第t期的可操控性费用，为销售费用与管理费用的总和；PRODi,t为第t期的生产成本，是当期营业成本及存货变动额的总和。然后用公司的实际值减预期值，差额即为异常值。而总的真实盈余管理REM=RPROD-RCFO-RDISX。

③总盈余管理。用真实盈余管理加应计盈余管理得到总盈余管理水平，即RG=DA+REM。

表8 工具变量两阶段回归

（3）控制变量。为了避免其他可能影响盈余管理的因素对研究结果造成干扰，参照陈克兢（2017）、李明（2018）将上市公司的传统媒体报道数量（Media）、公司规模（SIZE）、资产负债率（LEV）、盈利能力（ROE）、成长性（GROWTH）、投资机会（Q）、前10大股东持股比例（Top10）、监事会规模(Board)、独立董事比例（INDEP）、分析师关注度（Ana）、行业（Industry）、年度哑变量（Year）、盈余管理柔性（SOFT）、最终控制人性质（STATE）、审计师事务所是否为四大审计（Big4）、分省GDP作为控制变量。

本文所有变量定义如表1所示。

3.模型设计。基于上述分析，构建双重差分模型和多元回归模型：

（二）实证结果分析

1.描述性统计。由表2可见，开通微博的虚拟变量（Dum）的平均值为0.315，表明样本中有31.5%的公司开通了微博，这说明微博已在上市公司中普及。Lnall（上市公司微博发文量加1后取自然对数）最小值为0，75分位数为0，最大值则为9.2，这表示我国A股上市公司中开通微博且积极发文的占比较少，相当一部分公司虽然开通了微博但较少披露信息，与频繁发布微博的公司相差悬殊。其余指标的描述性统计结果与已有的其他研究无显著差异。

表9 自媒体信息披露与盈余管理：是否为国有企业

2.平行趋势假设检验。平行趋势假设是使用DID的前提，即处理组和控制组因变量的变化趋势在开通微博前不应随时间推移存在系统性差异。从图2可以看出，在企业开通微博前1、2年，真实盈余管理在时间趋势上无显著差异，满足了平行趋势假设。

3.多元回归分析结果。如表3所示，交互项Post、微博发文量Lnall与真实盈余管理、总盈余管理的系数在1%或5%水平下显著为负，说明企业的微博信息披露可以有效抑制真实和总盈余管理，并且披露信息的条数越多，真实和总盈余管理下降越明显。但是对应计盈余管理没有显著的抑制作用，可能是国家对企业进行会计政策变更的监管日趋严格，因此，企业应计盈余管理的空间大幅减少，转而进行真实盈余管理（程小可、郑立东和姚立杰，2013）。回归结果在一定程度上支持了H1a，拒绝了H1b，说明自媒体信息披露可以对企业的盈余管理带来监督效应，抑制企业的部分盈余管理行为。

四、稳健性检验

（一）倾向得分匹配法

由于是否开通微博并进行信息披露可能是公司自选择的结果，本文首先采用倾向得分匹配方法，寻找与开通微博公司相似的对照组并与之匹配，然后再通过双重差分法估计出开通微博和进行微博信息披露对盈余管理真实作用，图3说明了该匹配较好支持了共同支撑假设。为考察匹配结果是否较好地平衡了数据，本文进行了平衡性检验，出于篇幅原因仅将其中1年的检验结果报告于表4中。如表4所示，匹配后各变量的标准化偏差较匹配前均大幅下降，且大部分变量的t检验结果都不拒绝处理组与控制组无系统差异的原假设，说明该匹配保证了样本进入处理组的随机性，使本文的估计结果更为可靠。表5的回归结果显示与之前的回归并无明显差异，说明了结果较为稳健。

表10 自媒体信息披露与盈余管理：是否为国有企业

（二）安慰剂检验

1.为了排除微博信息披露的监督效应受到遗漏变量干扰的可能，进行安慰剂检验。在样本中随机挑选出与开通微博数量相同的公司并假设其开通微博，重复进行了1000次基准回归，图3、4回归系数的分布情况显示基于随机样本估计得到的系数分布在0附近，而基准回归估计的系数完全独立于该系数分布之外。这表明，微博信息披露的监督效应并未受到遗漏变量的干扰，证明了结果的稳健性。

2.这种监督效应可能是因为存在一些政策或其他宏观因素而与是否开通微博无关。为了排除此类因素的影响，本文将处理组公司开通微博的年份提前1-2年，构造变量Dum与Post_1、Post_2的交乘项，若此时这两个交乘项的系数显著为负，则说明上市公司盈余管理活动受到的抑制很可能来自其他因素，而不是开通微博带来的监督效应。反之，若两个交乘项的系数均不显著，则说明该监督效应的确来自于开通微博的结果。回归结果系数不显著且R方减小，进一步说明该监督效应正是由当年开通微博所引起的（表6）。

（三）工具变量

中国证监会于2013年对微博微信等社交媒体的信息监管首次表明态度，虽然上市公司信息披露会受到监管，但是他们会意识到微博自媒体平台是一个好的披露途径，可以影响消费者、投资者甚至是员工们。所以本文将2013年前后当作一个工具变量。表7表明F值统计量明显大于弱工具变量的临界值并通过了Wald检验，拒绝弱工具变量的原假设，表8第一列显示在第一阶段回归中，工具变量的系数为0.605，且在1%水平上显著。在第二阶段回归中拟合值与真实盈余管理的系数显著为负，与主回归结果保持一致，说明结果具有稳健性。

表11 自媒体信息披露与盈余管理：是否为四大审计

五、进一步分析

为了进一步分析自媒体信息披露在不同监管环境下对盈余管理的监督作用，分别选取是否为国有企业以及是否为四大审计作为分组变量进行回归。表9、10结果显示，在国有企业中，微博开通时间和发文量对企业的真实和总盈余管理抑制不显著；而在非国有企业中显著为负，说明自媒体信息披露可以有效抑制非国有企业的真实和总盈余管理，进一步表明自媒体信息披露对监管环境相对较弱的非国有企业具有更强的监督效应。

表11、12结果显示，在四大审计企业中，微博开通时间和发文量对企业的真实和总盈余管理抑制不显著；而在非四大审计企业中显著为负，说明自媒体信息披露可以有效抑制非四大审计公司的真实和总盈余管理，表明自媒体信息的披露对审计检查环境相对较弱的企业具有更强的监督效应，形成与监管机构的有效互补。

六、结论及启示

自媒体在上市公司信息披露中扮演的角色和发挥的作用日趋重要，本文考察了上市公司微博信息披露对企业盈余管理水平的影响，发现上市公司微博开通后显著降低了真实和总盈余管理水平，且微博发文量越多抑制程度越明显。但在应计盈余管理上，抑制程度不显著。研究结果一定程度上说明了企业自媒体信息披露会引发监督效应来抑制企业的盈余管理行为。在进一步分析中发现，在非国有和非四大审计的企业中，自媒体信息披露对真实和总盈余管理的抑制程度更显著，表明在监管力度相对薄弱的环境中，自媒体信息披露可以帮助监管机构在一定程度上抑制企业进行盈余管理，发挥互补作用。

表12 自媒体信息披露与盈余管理：是否为四大审计

本文的启示在于：（1）自媒体作为一种新型信息披露渠道，凭借其发布信息及时、传播广等特点，更易引起广大投资者关注，进而引发监督效应抑制企业盈余行为。因此，在新型媒体高速发展的当下，身处其中的上市企业应遵循市场准则，规范其行为。（2）鉴于自媒体信息披露所带来的监督作用，相关监管部门应该鼓励上市公司开设自媒体，积极引导自媒体发布更多真实有用信息，并对其发布虚假、误导性等信息给予严厉的监督和惩罚，让社会大众和广大投资者更加接受、认可自媒体这一信息来源，实现企业、资本市场以及监管部门的共赢。