食品安全信息披露影響因素分析

摘 要：以2006-2016年滬深兩市A股86家食品類上市公司為研究對象，利用內(nèi)容分析法和因子分析法構(gòu)建基于5類指標(biāo)的企業(yè)食品安全信息披露指數(shù)。運(yùn)用面板效應(yīng)模型和斷點(diǎn)回歸模型，就外部特征、內(nèi)部特征對企業(yè)食品安全信息披露水平的影響進(jìn)行了實(shí)證分析。結(jié)果表明：基于外部特征角度，企業(yè)所在地經(jīng)濟(jì)水平、法律環(huán)境對企業(yè)食品安全信息披露水平有顯著的正向影響；基于內(nèi)部特征角度，公司規(guī)模、高管薪酬對企業(yè)食品安全信息披露水平有顯著的正向影響，權(quán)力集中度對企業(yè)的食品安全信息披露水平有顯著負(fù)向影響。在控制了其他變量后，法律政策對企業(yè)信息披露水平有顯著促進(jìn)作用，但政策效果存在1年的遲滯期。因此，政府有必要擬定頒布相關(guān)的政策法規(guī)，規(guī)范企業(yè)在年報(bào)、社會(huì)責(zé)任報(bào)告或者內(nèi)部控制報(bào)告中的披露標(biāo)準(zhǔn)；企業(yè)應(yīng)在合理范圍內(nèi)增加對高管的報(bào)酬，提高高管的企業(yè)歸屬感；企業(yè)應(yīng)盡量避免總經(jīng)理與董事長由一人兼任，提高董事會(huì)對經(jīng)理層的監(jiān)管效力。

關(guān)鍵詞：外部特征；內(nèi)部特征；食品安全；信息披露

中圖分類號：D035.29 文獻(xiàn)標(biāo)識碼：A 文章編號：1009-9107（2018）04-0152-09

引 言

隨著經(jīng)濟(jì)的高速發(fā)展和物資的極大豐富，人們的消費(fèi)水平和消費(fèi)觀念也發(fā)生了巨大轉(zhuǎn)變，即對生活品質(zhì)的關(guān)注逐漸取代了對物質(zhì)數(shù)量的需求，其中，與人們身體健康息息相關(guān)的食品質(zhì)量安全更是成為消費(fèi)者熱議的話題。食品質(zhì)量安全不僅關(guān)系到企業(yè)自身的發(fā)展，更關(guān)系到大眾健康、社會(huì)信任及國家穩(wěn)定。目前，在我國人民生活水平日益提高的同時(shí)，食品安全事故也頻繁爆出，如“毒奶粉”“地溝油”“瘦肉精”等事件，在危害公眾安全的同時(shí)也將食品生產(chǎn)企業(yè)推到了風(fēng)口浪尖上。

隨著大眾安全意識的提高，企業(yè)已將信息披露作為樹立良好企業(yè)形象、建立良好公共關(guān)系的重要手段，這對企業(yè)和利益相關(guān)者來說都具有重要的現(xiàn)實(shí)意義。一方面，食品行業(yè)“檸檬問題”的出現(xiàn)損害了消費(fèi)者的身體健康[1]，信息披露能讓公眾了解食品生產(chǎn)各環(huán)節(jié)安全狀況，弱化信息不對稱問題，改善劣質(zhì)食品充斥市場的現(xiàn)狀；另一方面，食品安全信息披露水平具有信號作用，反映管理層對食品安全的信心[2]，幫助企業(yè)獲得公眾好感，提高企業(yè)在公眾內(nèi)心的信任度[3]。若企業(yè)的食品安全信息披露水平達(dá)不到公眾的期望，可能引發(fā)公眾的不滿情緒[4]，增加企業(yè)的違法成本[5]，影響企業(yè)績效。因此，企業(yè)不但要加強(qiáng)安全生產(chǎn)，更要積極披露食品安全信息。

本文將從外部和內(nèi)部兩個(gè)方面尋找食品安全信息披露的影響因素，并驗(yàn)證法律政策對食品安全信息披露水平的斷點(diǎn)效應(yīng)，為規(guī)范食品企業(yè)信息披露、維護(hù)公眾安全的決策制定提供可供參考的理論依據(jù)。

一、文獻(xiàn)綜述

（一）信息披露行為的外部影響

關(guān)于信息披露的外部影響，許多學(xué)者進(jìn)行了探討，概括起來主要包括利益相關(guān)者、制度環(huán)境、媒體、經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平等。Tilt、Fernandez-Feijoo認(rèn)為利益相關(guān)者群體的壓力是影響企業(yè)信息披露的主要來源，有利于提高企業(yè)報(bào)告的透明度[6-7]。Gray等認(rèn)為企業(yè)進(jìn)行社會(huì)責(zé)任信息披露的主要原因之一在于遵守信息披露法律法規(guī)的需要[8]。陶瑩等將制度環(huán)境分為法律環(huán)境與法律外環(huán)境[9]，其中法律外環(huán)境按Dyck等人的觀點(diǎn)包括市場競爭、媒體關(guān)注、道德規(guī)范約束、文化等，通過實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)法律環(huán)境對信息披露有正向影響，法律外環(huán)境對信息披露有負(fù)向影響[10]。Piotroski、Muhammad、謝康等認(rèn)為媒體可以對企業(yè)起到監(jiān)管作用，促使企業(yè)加強(qiáng)安全生產(chǎn)，增強(qiáng)信息披露水平[11-13]。陳慧敏認(rèn)為企業(yè)的信息披露水平受地區(qū)經(jīng)濟(jì)的制約，經(jīng)濟(jì)水平高的地區(qū)企業(yè)披露食品安全信息的意愿也相對較高[14]41。

（二） 信息披露行為的內(nèi)部影響

信息披露行為不僅是外部壓力的結(jié)果，更受公司內(nèi)部特征的影響[15]。影響公司信息披露的內(nèi)部因素很多，概括起來主要包括公司規(guī)模、高管報(bào)酬、股權(quán)集中度、董事會(huì)特征、權(quán)力集中度等。劉想、宋林等發(fā)現(xiàn)公司規(guī)模與信息披露有正向關(guān)系，規(guī)模越大的公司信息披露的意愿越強(qiáng)[16-17]。陳素云認(rèn)為高管報(bào)酬對食品安全信息披露水平有正向的影響[18]。Barnea 、陳素云等發(fā)現(xiàn)股權(quán)集中度越高，信息披露程度越高[18-19]，而Chau等認(rèn)為大股東持股比例高會(huì)侵占中小股東的利益，減小企業(yè)自愿性信息披露程度[20]。Haniffa等發(fā)現(xiàn)董事會(huì)特征可以影響信息披露水平[21]。Yermack認(rèn)為董事會(huì)機(jī)構(gòu)越臃腫，運(yùn)行效率越低[22]。刑雅林等發(fā)現(xiàn)過大的董事會(huì)規(guī)模會(huì)降低社會(huì)責(zé)任信息披露水平[23]119，而劉想等卻認(rèn)為董事會(huì)規(guī)模對社會(huì)責(zé)任信息披露沒有顯著影響[16]。丁麗華發(fā)現(xiàn)獨(dú)立董事比例與社會(huì)責(zé)任信息披露水平負(fù)相關(guān)[24]，而馬連福、王建玲發(fā)現(xiàn)獨(dú)立董事比例對信息披露質(zhì)量的影響不顯著[25-26]。Bialek提出監(jiān)事會(huì)成員、管理人員、政府機(jī)構(gòu)和投資者等形成的所有權(quán)結(jié)構(gòu)對公司的控制程度能影響信息披露水平[27]。

綜上，現(xiàn)有文獻(xiàn)對企業(yè)信息披露指數(shù)以及信息披露水平影響因素的構(gòu)建對本文起到了重要的啟示作用，但這些研究方法及研究結(jié)論仍有待進(jìn)一步發(fā)展和深化。第一，企業(yè)信息披露水平的影響因素既來源于企業(yè)外部，又來源于企業(yè)內(nèi)部，現(xiàn)有文獻(xiàn)多以外部因素和內(nèi)部因素割裂研究為主，尤其對外部影響因素的實(shí)證研究不足，缺乏理論支撐。第二，本文在文獻(xiàn)梳理過程中發(fā)現(xiàn)，由于所用數(shù)據(jù)來源、頻率及長度的差異，對于相同的影響因素，不同的學(xué)者對其影響機(jī)理得出了相反的結(jié)論。本文試圖克服上述不足之處，從企業(yè)的外部特征和內(nèi)部特征出發(fā)，利用內(nèi)容分析法和因子分析法構(gòu)造食品安全信息披露指數(shù)，并采用面板效應(yīng)模型和RD斷點(diǎn)回歸模型研究企業(yè)食品安全信息披露行為的主要推動(dòng)力量，為提高食品企業(yè)信息披露水平、制定信息披露政策提供理論依據(jù)。

二、研究假設(shè)

（一）外部特征與食品安全信息披露的關(guān)系

企業(yè)的發(fā)展在很大程度上受所在地經(jīng)濟(jì)狀況的制約，處于發(fā)達(dá)地區(qū)的企業(yè)面臨的發(fā)展機(jī)遇更多，發(fā)展前景更好。企業(yè)考慮到持續(xù)經(jīng)營的需要，會(huì)積極披露食品安全信息，滿足外部利益相關(guān)者的信息需求。陳慧敏認(rèn)為經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平高的地區(qū)承擔(dān)社會(huì)責(zé)任的意識更強(qiáng)[14]41。另外，經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平高的地區(qū)人民生活水平高，公眾在維持基本生理需求的基礎(chǔ)上更注重食品品質(zhì)，更關(guān)注食品質(zhì)量安全問題。Grunert提出發(fā)達(dá)地區(qū)消費(fèi)者在食品選擇方面的要求越來越高，食品生產(chǎn)企業(yè)為了迎合消費(fèi)者，需要從橫向和縱向兩個(gè)維度提升產(chǎn)品質(zhì)量以區(qū)分劣質(zhì)產(chǎn)品[28]。因此，本文提出假設(shè)：

假設(shè)1：食品安全信息披露水平與企業(yè)所在地經(jīng)濟(jì)狀況正相關(guān)，企業(yè)所在地經(jīng)濟(jì)狀況越好，食品安全信息披露水平越高

企業(yè)作為社會(huì)組織，會(huì)時(shí)刻受到來自外界的關(guān)注。隨著食品安全社會(huì)共治模式的日漸興起，自下而上的社會(huì)監(jiān)管模式成了食品安全的重要監(jiān)督力量。企業(yè)受到的社會(huì)關(guān)注度越高，承擔(dān)的社會(huì)責(zé)任壓力越大。Fernandez-Feijoo、Prado-Lorenzo、Jessica等均認(rèn)為外部利益相關(guān)者壓力會(huì)影響企業(yè)的信息披露行為[7，29-30]。在外部利益相關(guān)者壓力下，企業(yè)會(huì)積極主動(dòng)披露食品安全信息，一方面配合社會(huì)監(jiān)管，滿足信息需求；另一方面贏得公眾口碑，為企業(yè)樹立正面形象。因此，本文提出假設(shè)：

假設(shè)2：食品安全信息披露水平與社會(huì)關(guān)注度正相關(guān)，企業(yè)受到的社會(huì)關(guān)注度越高，食品安全信息披露水平越高

法律是一種行為規(guī)則，對個(gè)人、企業(yè)和整個(gè)社會(huì)都起到了強(qiáng)制性的約束作用。我國關(guān)于食品安全的法律法規(guī)起步較晚，2009年國家頒布了《中華人民共和國食品安全法》，以強(qiáng)制性的手段對食品行業(yè)產(chǎn)品質(zhì)量進(jìn)行了規(guī)范，在一定程度上對企業(yè)披露食品安全信息起到督促作用。Gray 等認(rèn)為遵守法律法規(guī)是企業(yè)披露社會(huì)責(zé)任信息的主要?jiǎng)右蛑籟8]。法律法規(guī)的頒布不但警告生產(chǎn)企業(yè)加強(qiáng)食品安全生產(chǎn)，更是提醒消費(fèi)者食品安全有法可依。法律對企業(yè)的約束作用不可小視，鑒于此，本文提出假設(shè)：

假設(shè)3：食品安全信息披露水平與法律環(huán)境正相關(guān)，法律越完善，食品安全信息披露水平越高

（二）內(nèi)部特征與食品安全信息披露的關(guān)系

公司規(guī)模是影響公司信息披露水平很重要的因素。與中小公司相比，大公司的公眾可見度更高，可能會(huì)披露更多食品安全信息來提升企業(yè)的社會(huì)形象。盡管中小企業(yè)希望通過披露社會(huì)責(zé)任信息為其保持聲譽(yù)，但其會(huì)面臨時(shí)間、資源和信息披露成本的限制。Jenkins、Basu等均認(rèn)為公司規(guī)模會(huì)影響其信息披露行為，公司規(guī)模越大，披露的與社會(huì)責(zé)任相關(guān)的信息越多[31-32]。此外，大公司會(huì)受到更多的社會(huì)關(guān)注，來自外部利益相關(guān)者的壓力促使大公司積極披露食品安全信息，滿足公共信息需求。因此，本文提出假設(shè)：

假設(shè)4：食品安全信息披露水平與公司規(guī)模正相關(guān)，公司規(guī)模越大，食品安全信息披露水平越高

根據(jù)委托代理理論，代理人與委托人之間存在著信息不對稱，代理人為了個(gè)人利益可能會(huì)產(chǎn)生逆向選擇和道德風(fēng)險(xiǎn)問題，損害委托人的權(quán)益。為了解決這一問題，委托人可以給予代理人一定的薪酬激勵(lì)，將高管報(bào)酬與企業(yè)績效掛鉤。一旦代理人與股東的利益趨同，就會(huì)弱化委托代理問題，降低發(fā)生逆向選擇和道德風(fēng)險(xiǎn)的可能性。Kaplan、劉紹娓、Sigler等均認(rèn)為高管薪酬與企業(yè)績效正相關(guān)[33-35]。因此，本文提出假設(shè)：

假設(shè)5：食品安全信息披露水平與高管薪酬正相關(guān)，高管薪酬越高，食品安全信息披露水平越高

董事會(huì)規(guī)模在一定程度上會(huì)影響董事會(huì)的執(zhí)行能力和運(yùn)行效率，進(jìn)而影響企業(yè)的信息披露行為。董事會(huì)人數(shù)并非越多越好，董事會(huì)規(guī)模越大，人與人之間容易產(chǎn)生互相推諉責(zé)任、搭便車等現(xiàn)象，影響董事會(huì)的執(zhí)行力。Yermack、刑雅林等認(rèn)為企業(yè)的董事會(huì)規(guī)模會(huì)影響董事會(huì)決策效率，董事會(huì)機(jī)構(gòu)越臃腫，決策效率越低[22-23]。因此，本文提出假設(shè)：

假設(shè)6：食品安全信息披露水平與董事會(huì)規(guī)模負(fù)相關(guān)，董事會(huì)規(guī)模越大，食品安全信息披露水平越低

根據(jù)委托代理理論，董事長與總經(jīng)理由不同的人擔(dān)任能保證各自職責(zé)的獨(dú)立性，董事會(huì)能夠監(jiān)督總經(jīng)理的受托責(zé)任履行情況。不少企業(yè)為了降低代理成本，將董事長與總經(jīng)理二職合一，難以實(shí)現(xiàn)權(quán)力的制衡。若董事長與總經(jīng)理由一人兼任，企業(yè)信息透明度降低，總經(jīng)理可能出于個(gè)人利益隱瞞企業(yè)的不良信息，不利于企業(yè)食品安全信息的披露。因此，本文提出假設(shè)：

假設(shè)7：食品安全信息披露水平與權(quán)力集中度負(fù)相關(guān)，董事長、總經(jīng)理由同一人兼任，食品安全信息披露水平低

三、數(shù)據(jù)選擇與模型構(gòu)建

（一）數(shù)據(jù)選擇

本文以2006-2016年滬深兩市A股食品類上市公司為研究對象，選擇依據(jù)如下：（1）為保證數(shù)據(jù)的齊整性，企業(yè)上市日期均在2006年以前；（2）按證監(jiān)會(huì)2012年行業(yè)分類，包括農(nóng)、林、牧、漁業(yè)，制造業(yè)下的農(nóng)副食品加工業(yè)、食品制造業(yè)、酒、飲料和精制茶制造業(yè)、煙草制造業(yè)以及餐飲業(yè)。根據(jù)上述標(biāo)準(zhǔn)共選擇食品類公司86家，橫跨11個(gè)年份，共得到觀察樣本946個(gè)，形成一組平衡面板數(shù)據(jù)。這些公司分布于全國中部、東部、西部的各個(gè)省市自治區(qū)，具有較高的樣本代表性。本文的數(shù)據(jù)均來自于國泰君安數(shù)據(jù)庫（CSMAR）和巨潮資訊網(wǎng)披露的各企業(yè)年度報(bào)告。

（二）變量設(shè)計(jì)

1. 因變量設(shè)計(jì)。社會(huì)責(zé)任信息披露水平的衡量方法主要有4種：基于年報(bào)內(nèi)容分析的衡量、基于專業(yè)機(jī)構(gòu)數(shù)據(jù)庫的衡量、基于聲譽(yù)指標(biāo)的衡量、基于問卷調(diào)查的衡量[36]。本文借鑒社會(huì)責(zé)任信息披露水平的衡量方法，采用內(nèi)容分析法衡量食品安全信息披露水平，內(nèi)容分析法是一種將將非定量的文字轉(zhuǎn)化為定量數(shù)據(jù)的方法。本文選取產(chǎn)品質(zhì)量標(biāo)準(zhǔn)、第三方檢測、企業(yè)內(nèi)部監(jiān)督檢查、風(fēng)險(xiǎn)預(yù)警和風(fēng)險(xiǎn)防范5項(xiàng)作為食品安全信息披露水平的衡量指標(biāo)，這些指標(biāo)從企業(yè)內(nèi)部和外部2個(gè)角度，呈現(xiàn)食品生產(chǎn)事前、事中和事后整個(gè)過程的食品安全信息披露情況，相對于前人研究來說，選取指標(biāo)更簡潔，概括的方面也更加完善。5個(gè)指標(biāo)均來源于觀察樣本年報(bào)和社會(huì)責(zé)任報(bào)告，量化方法為：若觀測指標(biāo)在年報(bào)或社會(huì)責(zé)任報(bào)告中披露則賦值為1，否則賦值為0。

為了保證因變量設(shè)計(jì)的規(guī)范性和合理性，本文采用因子分析法構(gòu)建食品安全信息披露指數(shù)（FSDI）。首先進(jìn)行巴特利特球度檢驗(yàn)和KMO檢驗(yàn)，根據(jù)檢驗(yàn)結(jié)果，巴特利特檢驗(yàn)結(jié)果在1%的水平上顯著，拒絕原假設(shè)，認(rèn)為相關(guān)系數(shù)矩陣與單位矩陣有顯著差異；KMO的值為0.618，說明原變量適合做因子分析。其次，采用主成分分析法確定因子變量，最終提取出2個(gè)因子，其中第一個(gè)因子的方差貢獻(xiàn)率為43.12%，第二個(gè)因子的方差貢獻(xiàn)率為27.24%，累積方差貢獻(xiàn)率為70.36%，能比較好地反映原披露指標(biāo)的大部分信息。再次，按照最大方差法對因子載荷矩陣進(jìn)行旋轉(zhuǎn)，結(jié)果表明產(chǎn)品質(zhì)量標(biāo)準(zhǔn)、第三方檢驗(yàn)、企業(yè)內(nèi)部監(jiān)督檢查在因子一上有較高載荷，可將因子一命名為監(jiān)督因子；風(fēng)險(xiǎn)預(yù)警、風(fēng)險(xiǎn)防范在因子二上具有較高載荷，可將因子二命名為風(fēng)險(xiǎn)因子。最后，根據(jù)因子得分系數(shù)矩陣得到因子得分，再以各因子方差貢獻(xiàn)率作為權(quán)重，可得到食品安全信息披露指數(shù)（FSDI）：

FSDI=（0.4312F1+0.2724F2）×100

該指數(shù)反映了各企業(yè)的食品安全信息披露水平，F(xiàn)SDI得分越高，說明企業(yè)對食品安全信息的披露內(nèi)容越充分，披露水平越高。

2. 自變量設(shè)計(jì)。本文將食品安全信息披露水平影響因素分為外部特征與內(nèi)部特征兩類，外部特征包括企業(yè)所在地經(jīng)濟(jì)水平、社會(huì)關(guān)注度、法律環(huán)境；內(nèi)部特征包括公司規(guī)模、高管薪酬、董事會(huì)規(guī)模、權(quán)力集中度。各個(gè)因素對應(yīng)的變量及其具體含義如表1所示。

3. 變量描述性統(tǒng)計(jì)。對食品安全信息披露情況和各影響因素進(jìn)行描述性統(tǒng)計(jì)分析，結(jié)果如表2所示。由表2可知，各食品安全信息披露指標(biāo)最小值為0，最大值為1，均值基本小于0.5，說明各企業(yè)對食品安全信息披露水平較差；解釋變量中，企業(yè)所在地經(jīng)濟(jì)水平最小值為4.94，最大值為11.28，說明樣本企業(yè)在全國不同地區(qū)分布比較均衡；廣告費(fèi)用兩級分化比較嚴(yán)重，說明不同企業(yè)對待社會(huì)關(guān)注度的態(tài)度不同；總資產(chǎn)、高管薪酬最小值、最大值相差不大，說明各企業(yè)規(guī)模接近，保證了不同企業(yè)的可比性；董事會(huì)規(guī)模均值9.3，說明大多數(shù)企業(yè)董事會(huì)規(guī)模適當(dāng)。

（三）模型構(gòu)建

1. 面板效應(yīng)模型。面板數(shù)據(jù)通常有3種選擇模型，即固定效應(yīng)模型、隨機(jī)效應(yīng)模型和混合效應(yīng)模型，從本文數(shù)據(jù)來看，不同的企業(yè)對應(yīng)的截距不同，適合選擇固定效應(yīng)模型。固定效應(yīng)模型又分為個(gè)體固定效應(yīng)模型、時(shí)刻固定效應(yīng)模型和雙向固定效應(yīng)模型，本文每個(gè)截面有86個(gè)企業(yè)，時(shí)間跨度為11年，截面數(shù)量遠(yuǎn)大于時(shí)間跨度，并且不同企業(yè)信息披露水平差異較大，因此選擇個(gè)體固定效應(yīng)模型，以上述各變量作為解釋變量構(gòu)建模型（1）。

2. 斷點(diǎn)回歸設(shè)計(jì)。在本文構(gòu)建的食品安全信息披露水平影響因素中，法律是最強(qiáng)制的手段。為了研究法律對企業(yè)披露食品安全信息的重要影響，本文就頒布《食品安全法》對食品安全信息披露的影響進(jìn)行斷點(diǎn)回歸。本文認(rèn)為，在2009年《食品安全法》未頒布之前，企業(yè)對食品安全信息披露水平的變化應(yīng)該是平滑的，《食品安全法》頒布之后，若企業(yè)食品安全信息披露水平存在顯著跳躍，就可以認(rèn)為這種變化是由法律的頒布引起的。

由于不同的企業(yè)上市日期不同，本文假設(shè)所有企業(yè)都是2006年上市，每個(gè)企業(yè)在每一年的上市年齡相同，因此將age設(shè)置為分組變量；lawi=（0，1）表示是否頒布《食品安全法》，當(dāng)age大于或等于斷點(diǎn)，law取1，否則取0。為研究頒布法律對食品安全信息披露水平的影響，令：

由于《食品安全法》的頒布是強(qiáng)制性地對所有食品生產(chǎn)企業(yè)起作用，因此本文應(yīng)該采用精確斷點(diǎn)回歸。模型構(gòu)建如下：

四、實(shí)證結(jié)果及分析

（一）平穩(wěn)性檢驗(yàn)

為了防止模型出現(xiàn)“偽回歸”的問題，需要對數(shù)據(jù)進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)。面板數(shù)據(jù)的單位根檢驗(yàn)方法分為相同根情形下的單位根檢驗(yàn)和不同根情形下的單位根檢驗(yàn)。本文分別用LLC檢驗(yàn)和Fisher-ADF檢驗(yàn)代表兩類檢驗(yàn)方法來判斷變量序列是否存在單位根，檢驗(yàn)結(jié)果如表3所示。從表3可以看出，企業(yè)所在地經(jīng)濟(jì)水平在LLC檢驗(yàn)上存在一個(gè)單位根；食品安全信息披露水平、企業(yè)所在地經(jīng)濟(jì)狀況、社會(huì)關(guān)注度、法律環(huán)境在Fisher-ADF檢驗(yàn)上存在一個(gè)單位根。需要對變量進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)。

對原序列進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果如表4所示。由表4可知，面板數(shù)據(jù)Kao檢驗(yàn)結(jié)果顯示P值小于0.05，拒絕原假設(shè)，說明變量之間存在協(xié)整關(guān)系，不存在偽回歸問題，可以對面板數(shù)據(jù)建立回歸模型。

（二）假設(shè)檢驗(yàn)

本文采用hausman檢驗(yàn)方法，先假設(shè)原模型為隨機(jī)影響模型，即個(gè)體影響與解釋變量不相關(guān)，結(jié)果顯示P<0.01，拒絕原假設(shè)，認(rèn)為個(gè)體影響與解釋變量相關(guān)，原模型應(yīng)該采用固定效應(yīng)模型。本文分別采用個(gè)體固定效應(yīng)模型和時(shí)刻固定效應(yīng)模型對模型（1）進(jìn)行回歸，結(jié)果顯示個(gè)體固定效應(yīng)模型的擬合優(yōu)度為0.757，時(shí)刻固定效應(yīng)模型的擬合優(yōu)度為0.353，說明本文的模型適合采用個(gè)體固定效應(yīng)模型，滿足構(gòu)建模型時(shí)的假設(shè)。為了消除異方差對模型的影響，本文采用面板廣義最小二乘法進(jìn)行回歸分析，回歸結(jié)果如表5所示。由表5可知，模型（1）調(diào)整的R2為0.757。F值為33.034，P值為0，說明被解釋變量與解釋變量在整體上顯著。

根據(jù)模型（1）的回歸結(jié)果，企業(yè)所在地GDP的回歸系數(shù)為正（P<0.01），假設(shè)1成立，說明食品安全信息披露水平與企業(yè)所在地GDP正相關(guān)，經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平高的地區(qū)企業(yè)承擔(dān)社會(huì)責(zé)任的意識和能力更強(qiáng)，愿意披露更多食品安全信息。社會(huì)關(guān)注度回歸系數(shù)為正，但未通過顯著性檢驗(yàn)，假設(shè)2不成立，說明社會(huì)關(guān)注度對食品安全信息披露水平?jīng)]有顯著的影響作用。從理論上講社會(huì)關(guān)注度高的企業(yè)迫于外界壓力會(huì)披露更多的食品安全信息，但本文回歸結(jié)果顯示二者無顯著關(guān)系，原因可能與選取的指標(biāo)有關(guān)。本文選取的指標(biāo)為企業(yè)的廣告費(fèi)用，在廣告宣傳上投入過多的企業(yè)可能更關(guān)注企業(yè)的銷售業(yè)績、經(jīng)濟(jì)效益而忽視對食品安全信息的披露。法律環(huán)境回歸系數(shù)為正（P<0.01），假設(shè)3成立，說明食品安全信息披露水平與法律環(huán)境正相關(guān)。《食品安全法》的頒布無疑給企業(yè)和消費(fèi)者都敲響了警鐘，提醒企業(yè)加強(qiáng)食品安全生產(chǎn)，積極披露食品安全信息。 公司規(guī)模回歸系數(shù)為正（P<0.1），假設(shè)4成立，說明公司規(guī)模對食品安全信息披露水平有正向的影響，來自外部的壓力促使大公司積極披露食品安全信息，滿足公共的信息需求。高管薪酬的回歸系數(shù)為正（P<0.01），假設(shè)5成立，說明食品安全信息披露水平與高管薪酬正相關(guān)。給予高管更高的薪酬能弱化代理問題，增加高管對企業(yè)的歸屬感，使高管的生產(chǎn)經(jīng)營決策都以維護(hù)利益相關(guān)者權(quán)益為出發(fā)點(diǎn)，更好地履行社會(huì)責(zé)任，披露更多食品安全信息。董事會(huì)規(guī)模檢驗(yàn)結(jié)果不顯著，假設(shè)6不成立，說明董事會(huì)規(guī)模對食品安全信息披露水平?jīng)]有顯著影響。董事會(huì)的執(zhí)行效率不僅僅囿于董事會(huì)規(guī)模，更是取決于董事會(huì)成員的辦事能力，若董事會(huì)成員都能恪盡職守，無論董事會(huì)規(guī)模大小，均能幫助企業(yè)發(fā)展。權(quán)力集中度的回歸系數(shù)為負(fù)（P<0.01），假設(shè)7成立，說明董事長與總經(jīng)理若由一人兼任，對食品安全信息披露水平有負(fù)向作用。一人兼任董事長與總經(jīng)理會(huì)破壞職位的獨(dú)立性，董事長不再能監(jiān)督總經(jīng)理受托責(zé)任履行情況，影響董事會(huì)的監(jiān)管能力，不利于食品安全信息的披露。

（三）政策效應(yīng)斷點(diǎn)回歸檢驗(yàn)

根據(jù)模型（1）回歸結(jié)果，法律環(huán)境在所有的變量中回歸系數(shù)最高，說明政策效應(yīng)對食品安全信息披露水平有重要影響。《食品安全法》于2009年6月1日起正式實(shí)施，理論上應(yīng)將斷點(diǎn)設(shè)置為2009年，但考慮到法律從頒布到被公眾接受需要一定的過渡期，本文將斷點(diǎn)設(shè)置在2009年和2010年，比較兩個(gè)斷點(diǎn)的回歸結(jié)果以說明法律對食品安全信息披露水平的影響作用。本文通過最小化均方誤差選擇最優(yōu)帶寬h，根據(jù)最優(yōu)帶寬以及兩倍的最優(yōu)帶寬，選擇三角核函數(shù)對模型（2）進(jìn)行斷點(diǎn)回歸分析，回歸結(jié)果如表6所示。

由斷點(diǎn)回歸結(jié)果可知，當(dāng)斷點(diǎn)取2009年時(shí)，無論是1倍帶寬還是2倍帶寬，回歸結(jié)果均不顯著，當(dāng)斷點(diǎn)取在2010年時(shí)，1倍帶寬和2倍帶寬均在1%的水平上顯著，說明法律的頒布對信息披露確實(shí)有促進(jìn)作用，但從法律頒布到發(fā)揮作用有一定的過渡期。隨著《食品安全法》的出臺，企業(yè)應(yīng)該加強(qiáng)對食品生產(chǎn)經(jīng)營過程的管理，一旦食品質(zhì)量安全得到有效控制，企業(yè)將更愿意披露食品安全信息以釋放利好信號。但回歸結(jié)果顯示，在《食品安全法》頒布的短期內(nèi)，企業(yè)的信息披露水平并沒有明顯變化，反而在食品安全法頒布的一年后有顯著提高。這是因?yàn)槠髽I(yè)出于生產(chǎn)經(jīng)營習(xí)慣或僥幸心理，可能會(huì)忽視法律的約束作用，隨著時(shí)間的推移，一些企業(yè)因?yàn)檫`反法律受到懲戒對其他企業(yè)起到警示作用，迫使企業(yè)開始重視法律的作用，依法生產(chǎn)經(jīng)營，并主動(dòng)披露食品安全信息，因此跳躍點(diǎn)在法律頒布后的一年內(nèi)是合理的。

模型中加入?yún)f(xié)變量可以減少擾動(dòng)項(xiàng)方差，斷點(diǎn)回歸的隱含假設(shè)是協(xié)變量的條件密度在斷點(diǎn)處連續(xù)，以證明食品安全信息披露水平在斷點(diǎn)處的變化是由處理變量引起的。為驗(yàn)證此假設(shè)，需要檢驗(yàn)協(xié)變量的條件密度是否在斷點(diǎn)處連續(xù)，檢驗(yàn)結(jié)果如表7所示。由表7可知，所有協(xié)變量均在斷點(diǎn)處連續(xù)，說明各協(xié)變量在斷點(diǎn)處無顯著跳躍，食品安全信息披露指數(shù)在斷點(diǎn)處的變化是由頒布法律造成的，驗(yàn)證了《食品安全法》與食品安全信息披露的因果效應(yīng)。

五、結(jié)論與政策建議

本文以2006-2016年滬深兩市86家食品類上市公司為研究對象，從企業(yè)外部特征和內(nèi)部特征兩方面出發(fā)，基于面板效應(yīng)模型和斷點(diǎn)回歸模型，就食品企業(yè)食品安全信息披露水平的影響因素進(jìn)行了實(shí)證分析，得出如下結(jié)論：第一，基于外部特征角度，企業(yè)注冊地經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平和法律環(huán)境對企業(yè)食品安全信息披露水平有顯著正向影響，社會(huì)關(guān)注度對食品安全信息披露水平無顯著影響。第二，基于內(nèi)部特征角度，公司規(guī)模、高管薪酬對食品安全信息披露水平有顯著正向影響，權(quán)力集中度對食品安全信息披露水平有顯著負(fù)向影響，董事會(huì)規(guī)模對食品安全信息披露水平無顯著影響。第三，斷點(diǎn)回歸結(jié)果表明在控制了其他變量后，法律政策對企業(yè)信息披露水平有顯著的促進(jìn)作用，但這種作用存在一年的滯后效應(yīng)。

基于上述結(jié)論，本文提出如下政策性的建議：第一，外部環(huán)境對企業(yè)食品安全信息披露具有重要影響，尤其是法律對信息披露的強(qiáng)制性作用不容小視。隨著《食品安全法》的頒布，企業(yè)對食品安全信息的披露水平有明顯的提高，但食品類企業(yè)對食品安全信息披露水平仍然參差不齊，也沒有明確的披露規(guī)范。因此，政府有必要擬定頒布相關(guān)的政策法規(guī)，規(guī)范企業(yè)在年報(bào)、社會(huì)責(zé)任報(bào)告或者內(nèi)部控制報(bào)告中的披露標(biāo)準(zhǔn)。第二，根據(jù)研究結(jié)果，高管薪酬對食品安全信息披露水平有正向影響，增加高管薪酬可以提高高管對工作的滿意度，弱化委托代理問題。因此，企業(yè)應(yīng)該在合理范圍內(nèi)增加對高管的報(bào)酬，提高高管的企業(yè)歸屬感；第三，董事長與總經(jīng)理二職合一會(huì)降低信息透明度，削弱董事會(huì)對總經(jīng)理受托責(zé)任的監(jiān)督，不利于企業(yè)的長遠(yuǎn)發(fā)展。因此，企業(yè)應(yīng)盡量避免總經(jīng)理與董事長由一人兼任，提高董事會(huì)對經(jīng)理層的監(jiān)管效力。

盡管本文在現(xiàn)有水平及能力下取得了一些研究成果，但受條件限制，仍存在不足及需深化之處。首先，受數(shù)據(jù)尋找難度的限制，本文選取的解釋變量有限，尤其是外部環(huán)境的角度，由于諸多外部因素難以量化，導(dǎo)致本文在外部環(huán)境的因素選擇時(shí)，舍棄較大，這是本文的一大遺憾。其次，本文構(gòu)造了一組平衡面板數(shù)據(jù)，跨期11年，選取了11年中均有上市交易和信息披露的企業(yè)，一些企業(yè)在某些年份存在被ST的情況，為保證數(shù)據(jù)的平衡性本文并沒有剔除這些企業(yè)，但被ST的企業(yè)在一定程度上對食品安全信息的披露有一定影響，而本文并未將這一因素納入考慮。最后，本文采用內(nèi)容分析法構(gòu)造食品安全信息披露指數(shù)作為被解釋變量，由于統(tǒng)計(jì)食品安全信息披露內(nèi)容的過程帶有較強(qiáng)的主觀性，稍有不慎便會(huì)漏掉企業(yè)披露的內(nèi)容，這在一定程度上對所構(gòu)建的食品安全信息披露指數(shù)的準(zhǔn)確性產(chǎn)生影響。

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