食品安全信息披露影响因素分析

吴海霞，陈利斯

(陕西师范大学 国际商学院，西安 710119)

引 言

随着经济的高速发展和物资的极大丰富，人们的消费水平和消费观念也发生了巨大转变,即对生活品质的关注逐渐取代了对物质数量的需求,其中,与人们身体健康息息相关的食品质量安全更是成为消费者热议的话题。食品质量安全不仅关系到企业自身的发展,更关系到大众健康、社会信任及国家稳定。目前，在我国人民生活水平日益提高的同时,食品安全事故也频繁爆出,如“毒奶粉”“地沟油”“瘦肉精”等事件,在危害公众安全的同时也将食品生产企业推到了风口浪尖上。

随着大众安全意识的提高,企业已将信息披露作为树立良好企业形象、建立良好公共关系的重要手段,这对企业和利益相关者来说都具有重要的现实意义。一方面,食品行业“柠檬问题”的出现损害了消费者的身体健康[1],信息披露能让公众了解食品生产各环节安全状况,弱化信息不对称问题,改善劣质食品充斥市场的现状;另一方面,食品安全信息披露水平具有信号作用,反映管理层对食品安全的信心[2],帮助企业获得公众好感,提高企业在公众内心的信任度[3]。若企业的食品安全信息披露水平达不到公众的期望,可能引发公众的不满情绪[4],增加企业的违法成本[5],影响企业绩效。因此,企业不但要加强安全生产,更要积极披露食品安全信息。

本文将从外部和内部两个方面寻找食品安全信息披露的影响因素,并验证法律政策对食品安全信息披露水平的断点效应,为规范食品企业信息披露、维护公众安全的决策制定提供可供参考的理论依据。

一、文献综述

(一)信息披露行为的外部影响

关于信息披露的外部影响,许多学者进行了探讨,概括起来主要包括利益相关者、制度环境、媒体、经济发展水平等。Tilt、Fernandez-Feijoo认为利益相关者群体的压力是影响企业信息披露的主要来源,有利于提高企业报告的透明度[6-7]。Gray等认为企业进行社会责任信息披露的主要原因之一在于遵守信息披露法律法规的需要[8]。陶莹等将制度环境分为法律环境与法律外环境[9],其中法律外环境按Dyck等人的观点包括市场竞争、媒体关注、道德规范约束、文化等,通过实证研究发现法律环境对信息披露有正向影响,法律外环境对信息披露有负向影响[10]。Piotroski、Muhammad、谢康等认为媒体可以对企业起到监管作用,促使企业加强安全生产,增强信息披露水平[11-13]。陈慧敏认为企业的信息披露水平受地区经济的制约,经济水平高的地区企业披露食品安全信息的意愿也相对较高[14]41。

(二) 信息披露行为的内部影响

信息披露行为不仅是外部压力的结果,更受公司内部特征的影响[15]。影响公司信息披露的内部因素很多,概括起来主要包括公司规模、高管报酬、股权集中度、董事会特征、权力集中度等。刘想、宋林等发现公司规模与信息披露有正向关系,规模越大的公司信息披露的意愿越强[16-17]。陈素云认为高管报酬对食品安全信息披露水平有正向的影响[18]。Barnea 、陈素云等发现股权集中度越高,信息披露程度越高[18-19],而Chau等认为大股东持股比例高会侵占中小股东的利益,减小企业自愿性信息披露程度[20]。Haniffa等发现董事会特征可以影响信息披露水平[21]。Yermack认为董事会机构越臃肿,运行效率越低[22]。刑雅林等发现过大的董事会规模会降低社会责任信息披露水平[23]119,而刘想等却认为董事会规模对社会责任信息披露没有显著影响[16]。丁丽华发现独立董事比例与社会责任信息披露水平负相关[24],而马连福、王建玲发现独立董事比例对信息披露质量的影响不显著[25-26]。Bialek提出监事会成员、管理人员、政府机构和投资者等形成的所有权结构对公司的控制程度能影响信息披露水平[27]。

综上,现有文献对企业信息披露指数以及信息披露水平影响因素的构建对本文起到了重要的启示作用,但这些研究方法及研究结论仍有待进一步发展和深化。第一,企业信息披露水平的影响因素既来源于企业外部,又来源于企业内部,现有文献多以外部因素和内部因素割裂研究为主,尤其对外部影响因素的实证研究不足,缺乏理论支撑。第二,本文在文献梳理过程中发现,由于所用数据来源、频率及长度的差异,对于相同的影响因素,不同的学者对其影响机理得出了相反的结论。本文试图克服上述不足之处,从企业的外部特征和内部特征出发,利用内容分析法和因子分析法构造食品安全信息披露指数,并采用面板效应模型和RD断点回归模型研究企业食品安全信息披露行为的主要推动力量,为提高食品企业信息披露水平、制定信息披露政策提供理论依据。

二、研究假设

(一)外部特征与食品安全信息披露的关系

企业的发展在很大程度上受所在地经济状况的制约,处于发达地区的企业面临的发展机遇更多,发展前景更好。企业考虑到持续经营的需要,会积极披露食品安全信息,满足外部利益相关者的信息需求。陈慧敏认为经济发展水平高的地区承担社会责任的意识更强[14]41。另外,经济发展水平高的地区人民生活水平高,公众在维持基本生理需求的基础上更注重食品品质,更关注食品质量安全问题。Grunert提出发达地区消费者在食品选择方面的要求越来越高,食品生产企业为了迎合消费者,需要从横向和纵向两个维度提升产品质量以区分劣质产品[28]。因此,本文提出假设:

假设1：食品安全信息披露水平与企业所在地经济状况正相关,企业所在地经济状况越好,食品安全信息披露水平越高

企业作为社会组织,会时刻受到来自外界的关注。随着食品安全社会共治模式的日渐兴起,自下而上的社会监管模式成了食品安全的重要监督力量。企业受到的社会关注度越高,承担的社会责任压力越大。Fernandez-Feijoo、Prado-Lorenzo、Jessica等均认为外部利益相关者压力会影响企业的信息披露行为[7，29-30]。在外部利益相关者压力下,企业会积极主动披露食品安全信息,一方面配合社会监管,满足信息需求;另一方面赢得公众口碑,为企业树立正面形象。因此,本文提出假设:

假设2：食品安全信息披露水平与社会关注度正相关,企业受到的社会关注度越高,食品安全信息披露水平越高

法律是一种行为规则,对个人、企业和整个社会都起到了强制性的约束作用。我国关于食品安全的法律法规起步较晚,2009年国家颁布了《中华人民共和国食品安全法》,以强制性的手段对食品行业产品质量进行了规范,在一定程度上对企业披露食品安全信息起到督促作用。Gray 等认为遵守法律法规是企业披露社会责任信息的主要动因之一[8]。法律法规的颁布不但警告生产企业加强食品安全生产,更是提醒消费者食品安全有法可依。法律对企业的约束作用不可小视,鉴于此,本文提出假设:

假设3：食品安全信息披露水平与法律环境正相关,法律越完善,食品安全信息披露水平越高

(二)内部特征与食品安全信息披露的关系

公司规模是影响公司信息披露水平很重要的因素。与中小公司相比,大公司的公众可见度更高,可能会披露更多食品安全信息来提升企业的社会形象。尽管中小企业希望通过披露社会责任信息为其保持声誉,但其会面临时间、资源和信息披露成本的限制。Jenkins、Basu等均认为公司规模会影响其信息披露行为,公司规模越大,披露的与社会责任相关的信息越多[31-32]。此外,大公司会受到更多的社会关注,来自外部利益相关者的压力促使大公司积极披露食品安全信息,满足公共信息需求。因此,本文提出假设:

假设4：食品安全信息披露水平与公司规模正相关,公司规模越大,食品安全信息披露水平越高

根据委托代理理论,代理人与委托人之间存在着信息不对称,代理人为了个人利益可能会产生逆向选择和道德风险问题,损害委托人的权益。为了解决这一问题,委托人可以给予代理人一定的薪酬激励,将高管报酬与企业绩效挂钩。一旦代理人与股东的利益趋同,就会弱化委托代理问题,降低发生逆向选择和道德风险的可能性。Kaplan、刘绍娓、Sigler等均认为高管薪酬与企业绩效正相关[33-35]。因此,本文提出假设:

假设5：食品安全信息披露水平与高管薪酬正相关,高管薪酬越高,食品安全信息披露水平越高

董事会规模在一定程度上会影响董事会的执行能力和运行效率,进而影响企业的信息披露行为。董事会人数并非越多越好,董事会规模越大,人与人之间容易产生互相推诿责任、搭便车等现象,影响董事会的执行力。Yermack、刑雅林等认为企业的董事会规模会影响董事会决策效率,董事会机构越臃肿,决策效率越低[22-23]。因此,本文提出假设:

假设6：食品安全信息披露水平与董事会规模负相关,董事会规模越大,食品安全信息披露水平越低

根据委托代理理论,董事长与总经理由不同的人担任能保证各自职责的独立性,董事会能够监督总经理的受托责任履行情况。不少企业为了降低代理成本,将董事长与总经理二职合一,难以实现权力的制衡。若董事长与总经理由一人兼任,企业信息透明度降低,总经理可能出于个人利益隐瞒企业的不良信息,不利于企业食品安全信息的披露。因此,本文提出假设:

假设7：食品安全信息披露水平与权力集中度负相关,董事长、总经理由同一人兼任,食品安全信息披露水平低

三、数据选择与模型构建

(一)数据选择

本文以2006-2016年沪深两市A股食品类上市公司为研究对象,选择依据如下:(1)为保证数据的齐整性,企业上市日期均在2006年以前;(2)按证监会2012年行业分类,包括农、林、牧、渔业,制造业下的农副食品加工业、食品制造业、酒、饮料和精制茶制造业、烟草制造业以及餐饮业。根据上述标准共选择食品类公司86家,横跨11个年份,共得到观察样本946个,形成一组平衡面板数据。这些公司分布于全国中部、东部、西部的各个省市自治区,具有较高的样本代表性。本文的数据均来自于国泰君安数据库(CSMAR)和巨潮资讯网披露的各企业年度报告。

(二)变量设计

1. 因变量设计。社会责任信息披露水平的衡量方法主要有4种:基于年报内容分析的衡量、基于专业机构数据库的衡量、基于声誉指标的衡量、基于问卷调查的衡量[36]。本文借鉴社会责任信息披露水平的衡量方法,采用内容分析法衡量食品安全信息披露水平,内容分析法是一种将将非定量的文字转化为定量数据的方法。本文选取产品质量标准、第三方检测、企业内部监督检查、风险预警和风险防范5项作为食品安全信息披露水平的衡量指标,这些指标从企业内部和外部2个角度,呈现食品生产事前、事中和事后整个过程的食品安全信息披露情况,相对于前人研究来说,选取指标更简洁,概括的方面也更加完善。5个指标均来源于观察样本年报和社会责任报告,量化方法为:若观测指标在年报或社会责任报告中披露则赋值为1,否则赋值为0。

为了保证因变量设计的规范性和合理性,本文采用因子分析法构建食品安全信息披露指数(FSDI)。首先进行巴特利特球度检验和KMO检验,根据检验结果,巴特利特检验结果在1%的水平上显著,拒绝原假设,认为相关系数矩阵与单位矩阵有显著差异;KMO的值为0.618,说明原变量适合做因子分析。其次,采用主成分分析法确定因子变量,最终提取出2个因子,其中第一个因子的方差贡献率为43.12%,第二个因子的方差贡献率为27.24%,累积方差贡献率为70.36%,能比较好地反映原披露指标的大部分信息。再次,按照最大方差法对因子载荷矩阵进行旋转,结果表明产品质量标准、第三方检验、企业内部监督检查在因子一上有较高载荷,可将因子一命名为监督因子;风险预警、风险防范在因子二上具有较高载荷,可将因子二命名为风险因子。最后,根据因子得分系数矩阵得到因子得分,再以各因子方差贡献率作为权重,可得到食品安全信息披露指数(FSDI):

FSDI=(0.4312F1+0.2724F2)×100

该指数反映了各企业的食品安全信息披露水平,FSDI得分越高,说明企业对食品安全信息的披露内容越充分,披露水平越高。

2. 自变量设计。本文将食品安全信息披露水平影响因素分为外部特征与内部特征两类,外部特征包括企业所在地经济水平、社会关注度、法律环境;内部特征包括公司规模、高管薪酬、董事会规模、权力集中度。各个因素对应的变量及其具体含义如表1所示。

表1 解释变量说明

3. 变量描述性统计。对食品安全信息披露情况和各影响因素进行描述性统计分析,结果如表2所示。由表2可知,各食品安全信息披露指标最小值为0,最大值为1,均值基本小于0.5,说明各企业对食品安全信息披露水平较差；解释变量中,企业所在地经济水平最小值为4.94,最大值为11.28,说明样本企业在全国不同地区分布比较均衡；广告费用两级分化比较严重,说明不同企业对待社会关注度的态度不同；总资产、高管薪酬最小值、最大值相差不大,说明各企业规模接近,保证了不同企业的可比性；董事会规模均值9.3,说明大多数企业董事会规模适当。

(三)模型构建

1. 面板效应模型。面板数据通常有3种选择模型,即固定效应模型、随机效应模型和混合效应模型,从本文数据来看,不同的企业对应的截距不同,适合选择固定效应模型。固定效应模型又分为个体固定效应模型、时刻固定效应模型和双向固定效应模型,本文每个截面有86个企业,时间跨度为11年,截面数量远大于时间跨度,并且不同企业信息披露水平差异较大,因此选择个体固定效应模型,以上述各变量作为解释变量构建模型(1)。

表2 描述性统计分析表

fsdiit=αi+β1gdpit+β2adveit+β3lawit+β4scalit+β5compit+β6boarit+β7poweit+εit

(1)

其中,αi为非观测效应,即不随时间变化而变化的个体影响;β为待估参数;ε为误差项;i=1,2,3…86;t=1,2,3，…，11。

2. 断点回归设计。在本文构建的食品安全信息披露水平影响因素中,法律是最强制的手段。为了研究法律对企业披露食品安全信息的重要影响,本文就颁布《食品安全法》对食品安全信息披露的影响进行断点回归。本文认为,在2009年《食品安全法》未颁布之前,企业对食品安全信息披露水平的变化应该是平滑的,《食品安全法》颁布之后,若企业食品安全信息披露水平存在显著跳跃,就可以认为这种变化是由法律的颁布引起的。

由于不同的企业上市日期不同,本文假设所有企业都是2006年上市,每个企业在每一年的上市年龄相同,因此将age设置为分组变量;lawi=(0,1)表示是否颁布《食品安全法》,当age大于或等于断点,law取1,否则取0。为研究颁布法律对食品安全信息披露水平的影响,令：

由于《食品安全法》的颁布是强制性地对所有食品生产企业起作用,因此本文应该采用精确断点回归。模型构建如下:

fsdiit=αi+β1(agei-c)+δlawi+γ1(agei-c)lawi+β2(agei-c)2+γ2(agei-c)2lawi+φxi+εi

(2)

其中,c-h

四、实证结果及分析

(一)平稳性检验

为了防止模型出现“伪回归”的问题,需要对数据进行平稳性检验。面板数据的单位根检验方法分为相同根情形下的单位根检验和不同根情形下的单位根检验。本文分别用LLC检验和Fisher-ADF检验代表两类检验方法来判断变量序列是否存在单位根，检验结果如表3所示。从表3可以看出,企业所在地经济水平在LLC检验上存在一个单位根;食品安全信息披露水平、企业所在地经济状况、社会关注度、法律环境在Fisher-ADF检验上存在一个单位根。需要对变量进行协整检验。

对原序列进行协整检验,检验结果如表4所示。由表4可知,面板数据Kao检验结果显示P值小于0.05,拒绝原假设,说明变量之间存在协整关系,不存在伪回归问题,可以对面板数据建立回归模型。

表3 单位根检验

注:*,**，***分别代表p<0.1,p<0.05,p<0.01,下同

表4 Kao检验

(二)假设检验

本文采用hausman检验方法,先假设原模型为随机影响模型,即个体影响与解释变量不相关,结果显示P<0.01,拒绝原假设,认为个体影响与解释变量相关,原模型应该采用固定效应模型。本文分别采用个体固定效应模型和时刻固定效应模型对模型(1)进行回归,结果显示个体固定效应模型的拟合优度为0.757,时刻固定效应模型的拟合优度为0.353,说明本文的模型适合采用个体固定效应模型,满足构建模型时的假设。为了消除异方差对模型的影响,本文采用面板广义最小二乘法进行回归分析,回归结果如表5所示。由表5可知，模型(1)调整的R2为0.757。F值为33.034,P值为0,说明被解释变量与解释变量在整体上显著。

表5 模型回归系数表

根据模型(1)的回归结果,企业所在地GDP的回归系数为正(P<0.01),假设1成立,说明食品安全信息披露水平与企业所在地GDP正相关,经济发展水平高的地区企业承担社会责任的意识和能力更强,愿意披露更多食品安全信息。社会关注度回归系数为正,但未通过显著性检验,假设2不成立,说明社会关注度对食品安全信息披露水平没有显著的影响作用。从理论上讲社会关注度高的企业迫于外界压力会披露更多的食品安全信息,但本文回归结果显示二者无显著关系,原因可能与选取的指标有关。本文选取的指标为企业的广告费用,在广告宣传上投入过多的企业可能更关注企业的销售业绩、经济效益而忽视对食品安全信息的披露。法律环境回归系数为正(P<0.01),假设3成立,说明食品安全信息披露水平与法律环境正相关。《食品安全法》的颁布无疑给企业和消费者都敲响了警钟,提醒企业加强食品安全生产,积极披露食品安全信息。 公司规模回归系数为正(P<0.1),假设4成立,说明公司规模对食品安全信息披露水平有正向的影响,来自外部的压力促使大公司积极披露食品安全信息,满足公共的信息需求。高管薪酬的回归系数为正(P<0.01),假设5成立,说明食品安全信息披露水平与高管薪酬正相关。给予高管更高的薪酬能弱化代理问题,增加高管对企业的归属感,使高管的生产经营决策都以维护利益相关者权益为出发点,更好地履行社会责任,披露更多食品安全信息。董事会规模检验结果不显著,假设6不成立,说明董事会规模对食品安全信息披露水平没有显著影响。董事会的执行效率不仅仅囿于董事会规模,更是取决于董事会成员的办事能力,若董事会成员都能恪尽职守,无论董事会规模大小,均能帮助企业发展。权力集中度的回归系数为负(P<0.01),假设7成立,说明董事长与总经理若由一人兼任,对食品安全信息披露水平有负向作用。一人兼任董事长与总经理会破坏职位的独立性,董事长不再能监督总经理受托责任履行情况,影响董事会的监管能力,不利于食品安全信息的披露。

(三)政策效应断点回归检验

根据模型(1)回归结果,法律环境在所有的变量中回归系数最高,说明政策效应对食品安全信息披露水平有重要影响。《食品安全法》于2009年6月1日起正式实施,理论上应将断点设置为2009年,但考虑到法律从颁布到被公众接受需要一定的过渡期,本文将断点设置在2009年和2010年,比较两个断点的回归结果以说明法律对食品安全信息披露水平的影响作用。本文通过最小化均方误差选择最优带宽h,根据最优带宽以及两倍的最优带宽,选择三角核函数对模型(2)进行断点回归分析,回归结果如表6所示。

表6 断点回归结果

由断点回归结果可知,当断点取2009年时,无论是1倍带宽还是2倍带宽,回归结果均不显著,当断点取在2010年时,1倍带宽和2倍带宽均在1%的水平上显著,说明法律的颁布对信息披露确实有促进作用,但从法律颁布到发挥作用有一定的过渡期。随着《食品安全法》的出台,企业应该加强对食品生产经营过程的管理,一旦食品质量安全得到有效控制,企业将更愿意披露食品安全信息以释放利好信号。但回归结果显示,在《食品安全法》颁布的短期内,企业的信息披露水平并没有明显变化,反而在食品安全法颁布的一年后有显著提高。这是因为企业出于生产经营习惯或侥幸心理,可能会忽视法律的约束作用,随着时间的推移,一些企业因为违反法律受到惩戒对其他企业起到警示作用,迫使企业开始重视法律的作用,依法生产经营,并主动披露食品安全信息,因此跳跃点在法律颁布后的一年内是合理的。

模型中加入协变量可以减少扰动项方差,断点回归的隐含假设是协变量的条件密度在断点处连续,以证明食品安全信息披露水平在断点处的变化是由处理变量引起的。为验证此假设,需要检验协变量的条件密度是否在断点处连续,检验结果如表7所示。由表7可知,所有协变量均在断点处连续,说明各协变量在断点处无显著跳跃,食品安全信息披露指数在断点处的变化是由颁布法律造成的,验证了《食品安全法》与食品安全信息披露的因果效应。

表7 协变量断点处连续性检验

五、结论与政策建议

本文以2006-2016年沪深两市86家食品类上市公司为研究对象,从企业外部特征和内部特征两方面出发,基于面板效应模型和断点回归模型,就食品企业食品安全信息披露水平的影响因素进行了实证分析,得出如下结论:第一,基于外部特征角度,企业注册地经济发展水平和法律环境对企业食品安全信息披露水平有显著正向影响,社会关注度对食品安全信息披露水平无显著影响。第二,基于内部特征角度,公司规模、高管薪酬对食品安全信息披露水平有显著正向影响,权力集中度对食品安全信息披露水平有显著负向影响,董事会规模对食品安全信息披露水平无显著影响。第三,断点回归结果表明在控制了其他变量后，法律政策对企业信息披露水平有显著的促进作用,但这种作用存在一年的滞后效应。

基于上述结论,本文提出如下政策性的建议:第一,外部环境对企业食品安全信息披露具有重要影响,尤其是法律对信息披露的强制性作用不容小视。随着《食品安全法》的颁布,企业对食品安全信息的披露水平有明显的提高,但食品类企业对食品安全信息披露水平仍然参差不齐,也没有明确的披露规范。因此,政府有必要拟定颁布相关的政策法规,规范企业在年报、社会责任报告或者内部控制报告中的披露标准。第二,根据研究结果,高管薪酬对食品安全信息披露水平有正向影响,增加高管薪酬可以提高高管对工作的满意度,弱化委托代理问题。因此,企业应该在合理范围内增加对高管的报酬,提高高管的企业归属感;第三,董事长与总经理二职合一会降低信息透明度,削弱董事会对总经理受托责任的监督,不利于企业的长远发展。因此,企业应尽量避免总经理与董事长由一人兼任,提高董事会对经理层的监管效力。

尽管本文在现有水平及能力下取得了一些研究成果,但受条件限制,仍存在不足及需深化之处。首先,受数据寻找难度的限制,本文选取的解释变量有限,尤其是外部环境的角度,由于诸多外部因素难以量化,导致本文在外部环境的因素选择时,舍弃较大,这是本文的一大遗憾。其次,本文构造了一组平衡面板数据,跨期11年,选取了11年中均有上市交易和信息披露的企业,一些企业在某些年份存在被ST的情况,为保证数据的平衡性本文并没有剔除这些企业,但被ST的企业在一定程度上对食品安全信息的披露有一定影响,而本文并未将这一因素纳入考虑。最后,本文采用内容分析法构造食品安全信息披露指数作为被解释变量,由于统计食品安全信息披露内容的过程带有较强的主观性,稍有不慎便会漏掉企业披露的内容,这在一定程度上对所构建的食品安全信息披露指数的准确性产生影响。

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