媒体关注对企业环境信息披露的影响研究

姜海锋,唐 亮,薛九洋

(阜阳师范大学 商学院,安徽 阜阳 236037)

0 引言

随着我国经济体量不断扩大,经济社会发展全面转向高质量发展新阶段,生态文明建设也被上升到新高度.保护生态环境就是保护经济的可持续发展,需要处理好经济发展和生态环境保护之间的关系,更好地推进生态文明建设,为经济高质量发展提供源源不断的动能.近年来,随着环境保护日益成为一个备受关注的问题,利益相关者对企业环境信息披露的要求也越来越高[1].然而,我国企业仍然缺乏自主披露环境信息的意识,环境信息披露处于较低水平.为推动企业环境保护工作和生态环境可持续发展,我国修订了《中华人民共和国环境保护法》,并于2015年1月1日起施行.明确提出,国家实行重点污染物排放总量控制制度.公民、法人和其他组织依法享有获取环境信息、参与和监督环境保护的权利.重点排污单位应当如实向社会公开其主要污染物的名称、排放方式、排放浓度和总量、超标排放情况,以及防治污染设施的建设和运行情况,接受社会监督[2].这对于促进我国环保事业发展,解决环境污染问题具有重要意义.企业主动披露环境信息可以缓解利益相关者与企业之间的信息不对称问题,对企业外部融资至关重要[3],这一行为既体现了企业积极承担环保义务的社会形象,也帮助企业吸引了客户.因此,如何推进企业环境信息披露有序提升,成为社会各界关注的焦点.

企业环境信息公布的外部动力大多源自外部合法性压力,主要包括环境监管规定、环境事故和新闻报道等[4].因此,政府监管能显著提高企业的环境信息披露水平,并增强舆论监督对企业环境信息披露的促进作用[5].重大环境事件的发生将会吸引较多的公共压力,导致企业披露环境信息的自愿性和披露的质量得到改善[6].媒体的外部监督对企业环境信息披露会产生影响,企业环境信息被媒体报道数量越多,其公开的环境信息披露内容就越丰富[7]44.由于企业履行环保义务就要进行一定的环保投资,会加重企业日常经营负担,只注重短期利益的企业就会逃避履行环境义务,从而导致环境信息披露行为的缺失.因此,企业环境信息披露水平的提高只依靠环境监管和媒体关注是不够的,同时还受企业内部监督机制的影响.内部控制作为企业的制度性规范体系和自律系统,其制度规范的内涵决定了内部控制具有社会责任效应等一系列的溢出效应[8]48-50.研究选取我国A股重污染上市企业作为样本,实证检验媒体关注、内部控制与企业环境信息披露水平之间的影响机理.

研究的贡献主要在于:第一,从媒体的权威性、公信力和新闻素材来源等角度出发,选取权威性高、公信力较好、新闻素材来源规范的媒体作为数据来源,避免因质疑媒体的权威性和公信力而影响假设成立.第二,将媒体报道分为政策导向和市场导向,发现不同类型的媒体关注对环境信息披露的促进作用存在差异,进一步拓宽了影响企业环境信息披露的路径.

1 研究假设

1.1 媒体关注与环境信息披露

随着生态文明建设的不断推进,环境信息披露已经成为公司治理的一个重要组成部分.正如合法性理论所支持的,环境信息披露可以作为一种管理策略,帮助企业的行为符合社会合法性标准[7]45.媒体作为企业外部监督主体,被认为是公司内部治理的有效补充,深刻影响公司内部治理体系[9],塑造和改善企业环境治理行为、流程和效能,在企业生态治理实践中发挥重要的影响和作用.媒体如同反映现实的镜子,通过声誉机制影响企业社会形象,媒体信息传播形成的外部压力可以有效监督企业行为,迫使企业按照生态环境要求调整经营模式,履行社会责任.目前我国环境信息披露属于非全面强制性披露,企业作为以盈利为目的的经济体,管理者基于利己主义会选择性地披露.在媒体关注形成的舆论压力作用下,管理者的利己行为会得到约束,环境保护意识会得到提升.因此,媒体关注作为外部有效监督机制,可以规范企业环境管理,改善我国企业环境信息披露水平较低的现状.基于此,提出假设:

H1 媒体关注会显著增强企业的环境信息披露质量.

1.2 内部控制的调节作用

内部控制作为公司治理的重要组成部分,对企业社会责任的履行具有促进作用[8]50.环境信息披露作为企业履行社会责任的一个方面,必然受内部控制影响.管理层作为企业日常经营活动的主要掌舵人,往往会优先考虑自身利益,有选择性地披露环境信息,这一行为会影响企业环境信息披露的透明性、合规性[10].在内部控制的监管下,企业内部信息不对称问题可以有效缓解,管理者的利己行为会受到较大约束,帮助企业环境信息披露质量得到提升.可见,企业环境信息披露的有效实施有赖于内部控制制度有效,良好的内部控制有利于企业较好地进行环境风险防范.基于此,提出假设:

H2 内部控制会显著增强企业的环境信息披露质量.

内部控制在媒体关注与环境信息披露之间存在着调节作用.这是因为相对于内部控制较低的企业,在内部控制较高的企业中,社会媒体对企业环境信息披露的关注和期待也相对更高,媒体对上市公司的报道数量越多,关注度越高,对企业环境信息披露的促进作用也更强.基于此,提出假设:

H3 在企业内部控制有效的作用下,媒体关注对环境信息披露的促进作用会得到增强.

2 研究设计

2.1 样本选择与数据来源

以2013—2020年中国沪深A股重污染行业上市公司为研究样本,剔除ST、*ST上市公司和样本数据缺失的上市公司,最终获得625家上市公司,共计3 714个有效观测值.环境信息披露指数通过整理上市公司公布的年报、社会责任报告以及环境报告获得;内部控制指数来源于DIB内部控制与风险管理数据库(http://www.dibdata.cn/);媒体关注数据来源于《中国证券报》《证券时报》《证券日报》《上海证券报》《中国经营报》《经济观察报》《21世纪经济报道》《第一财经日报》等8个在全国具有较高影响力的新闻媒体;其他变量数据均来源于国泰安数据库.通过Stata 15.0对数据进行统计分析.为了避免研究结果受极端值影响,连续型变量均进行了上下1%的缩尾处理.

2.2 变量定义

环境信息披露指数.参考毕茜等[11]的做法,将企业披露的环境信息分为6个项目、24个评价指标.各样本的环境信息披露指数由24个评价指标得分相加得到,各指标具体描述与得分标准见表1.为了降低回归结果的异方差,将24个评价指标得分相加再加1做对数处理得到环境信息披露指数.

表1 企业环境信息披露质量评价体系

媒体关注.通过中国知网(CNKI)“中国重要报纸全文数据库”检索样本公司的股票代码、股票简称、公司全称及简称,剔除广告、公告和一则报道中涉及多家样本公司的报道.鉴于不同媒体在公众心中的权威性和公信力不同,参考唐亮等[12]170的做法,将《中国证券报》《证券时报》《证券日报》《上海证券报》等4份报纸检索出的结果称为政策导向性媒体关注,将《中国经营报》《经济观察报》《21 世纪经济报道》《第一财经日报》等4份报纸检索出的结果称为市场导向性媒体关注.

内部控制.选择迪博内部控制指数作为内部控制的衡量指标.

控制变量.从公司治理角度出发,选取管理层权力、独立董事比例、股权集中度、投资机会、资产负债率作为控制变量.另外在进行模型回归时,选取控制行业和年份的固定效应模型.主要变量定义如表2所示.

表2 变量定义

2.3 模型构建

为了验证H1、H2、H3,构建以下回归模型:

E(i,t)=α0+α1×M(i,t)+α2×D1(i,t)+
α3×D2(i,t)+α4×S(i,t)+α5×T(i,t)+
α6×L(i,t)+Y(i,t)+I2(i,t)+ε(i,t).

(1)

E(i,t)=α0+α1×I1(i,t)+α2×D1(i,t)+
α3×D2(i,t)+α4×S(i,t)+α5×T(i,t)+
α6×L(i,t)+Y(i,t)+I2(i,t)+ε(i,t).

(2)

E(i,t)=α0+α1×M(i,t)+α2×I1(i,t)+
α3×M(i,t)×I1(i,t)+α4×D1(i,t)+α5×D2(i,t)+
α6×S(i,t)+α7×T(i,t)+α8×L(i,t)+
Y(i,t)+I2(i,t)+ε(i,t).

(3)

3 实证分析

3.1 描述性统计

表3中环境信息披露指数的最大值与最小值差距较大,说明重污染行业环境信息披露水平差异较大,有些企业履行保护环境义务自觉性较差;媒体关注、内部控制和控制变量的最大值与最小值之间差距明显,说明样本选取较为分散,具有很好的代表性.

表3 描述性统计

3.2 多元回归分析

3.2.1 媒体关注、内部控制与环境信息披露

从表4回归结果可以发现,回归(一)中媒体关注系数在1%水平上通过显著性检验,说明媒体关注与环境信息披露二者正相关,H1成立;回归(二)中内部控制的系数在1%水平上通过显著性检验,说明内部控制与环境信息披露之间显著正相关,H2成立.回归(三)中媒体关注与内部控制交互项在10%水平上通过显著性检验,H3得到验证.

表4 媒体关注、内部控制与环境信息披露回归结果

鉴于不同来源的媒体具有不同的职业精神、权威性与公信力,考察不同媒体类型单独以及协同内部控制对企业环境信息披露的影响.回归(四)显示政策导向性媒体关注的系数在1%水平上显著为正,市场导向性媒体关注的系数在5%水平上显著为正,表明政策导向性媒体关注系数较大,显著性水平较高,即政策导向性媒体对环境信息披露的作用要优于市场导向性媒体.回归(五)显示政策导向性媒体关注与内部控制交互项系数在5%水平上显著为正.回归(六)显示市场导向性媒体关注与内部控制交互项系数不显著,表明在内部控制有效的作用下,政策导向性媒体关注对企业环境信息披露的促进作用依然要优于市场导向性媒体关注.

3.2.2 内生性检验

考虑实证检验过程可能存在由于互为因果而导致的内生性问题,采用两种方法对可能存在的反向因果问题进行处理.首先,将研究数据滞后一期,考察媒体关注对环境信息披露的影响,表5中回归(一)和(二)为使用两阶段最小二乘法的回归结果.回归(一)显示,滞后一期媒体关注(L_M)的系数在1%的水平上显著为正,说明滞后一期的媒体关注满足相关性条件.回归(二)显示媒体关注的系数仍在1%的水平上显著为正,说明核心结论依旧稳健可信.其次,参考唐亮等[12]171的方法,采取倾向匹配法(PSM)进行验证.一是将媒体关注作为因变量,如果媒体关注超过年度中位数则取值为1,反之为0.二是选择管理层权力、独立董事比例、股权集中度、投资机会和资产负债率作为协变量.三是将各变量进行一对一匹配,发现匹配后的结果均不显著,说明可以使用倾向匹配法检验内生性.四是基于新的样本进行回归分析,回归(三)和(四)显示,媒体关注与内部控制系数均在1%的水平上显著;回归(五)显示,媒体关注与内部控制交互项的系数在5%的水平上显著,结论没有发生变化,假设再次得到支持.

表5 内生性检验结果

3.2.3 稳健性检验

第一,借鉴顾露露等[13]的研究经验,选择媒体报道数量(M3)作为研究的解释变量依次进行回归.表6中回归(一)显示,媒体关注(M3)的系数在1%的水平上显著.回归(二)显示,媒体关注与内部控制交互项(M3×I1)的系数在10%水平上显著为正,结论没有发生变化,假设依旧成立.第二,选择更换回归方法再次进行验证,将固定效应模型变更为混合效应模型,再进行回归.检验结果见表6中回归(三)、回归(四)、回归(五),媒体关注(M)、内部控制(I1)和媒体关注与内部控制交互项(M×I1)的回归系数依旧显著为正,结果的可信度进一步增强.

表6 稳健性检验结果

4 结论和建议

4.1 结论

基于媒体关注这一重要的非正式监督机制,实证检验了不同来源的媒体对环境信息披露的影响.结果发现:媒体关注与企业环境信息披露是正相关关系;企业内部控制环境越好,媒体关注对环境信息披露的促进作用越好;相对于市场导向性媒体关注,政策导向性媒体关注的促进作用更明显,且政策导向性媒体关注与内部控制的交互作用也要强于市场导向性媒体关注.

4.2 建议

要正确理解媒体关注与内部控制对企业环境信息披露的影响.首先,要关注内部控制这种内部监管体系对公司管理层潜移默化的影响,避免企业管理者的短视行为,提高企业高层环保意识;同时还要发掘出内部控制对企业环境信息披露提升的作用意义,这对消除企业环境保护消极因素,实现企业可持续发展,促进人与自然和谐共处具有十分重要的实践意义.其次,企业要合理分配内部权力,加强对管理层监管,确保企业内部控制的有效实施.通过不断完善公司治理体系,鼓励独立董事积极发表意见,有效发挥监事会的监管职能,合理配置管理层的权利,确保实现管理层与董事长的两职分离,保证企业的内部控制有效,进而增强媒体关注对企业环境信息披露水平的促进作用.最后,政府要积极引导媒体报道的规范性和权威性,对如实报道的媒体给予表扬和奖励,积极鼓励媒体机构合理、合法地报道企业的环境违规行为,确保企业在媒体监督压力下进一步提升环境信息披露水平;同时还要对恶意引导舆论的媒体给予严厉处罚,确保我国新闻环境的规范性与权威性.