重污染企業環境信息披露、媒體關注與經濟績效關系研究

劉銀玲，高 陽

(1.榆林學院 管理學院；2.榆林職業技術學院 農學院，陜西 榆林 719000)

習近平總書記在我國生態環境文明城市建設部署中，曾多次指出“要正確處理經濟發展與生態環境保護的關系，更加自覺地推動綠色發展”。從企業社會責任的角度來講，就是要求企業能夠真實完整地披露其環境信息報告。如何達到經濟效益和環境保護的協同發展，實現“綠”“金”的雙贏，是眾多學者探討的熱點問題。

隨著大數據時代的到來，新聞媒體在社會發展中扮演者非常重要的角色。企業的各種正面、負面信息都會第一時間出現在媒體報道中。尤其是負面的媒體報道會給企業帶來不良的社會輿論。那么，當企業試圖利用華而不實的環境信息去“粉飾”自身的“窘境”時，媒體將會發揮怎樣的作用呢？

筆者帶著上述的問題，從企業經濟績效欠佳的角度去分析其環境信息披露的動機和傾向，并介入媒體關注的調節作用，以期為實現“綠金”雙贏的發展目標提供切實可行的建議。

1 研究設計

1.1 研究假設

企業在不斷向前發展的過程中往往需要高度的依賴外部資源，但是優勝劣汰往往作為一個企業利用外部資源的主要指導方向，會導致一些企業在內部經濟效益低下時無法得到更多外部的資源幫助。當企業日常經營績效不盡如人意時，企業往往可能會更加傾向于選擇走經營合法性強的路線。因此，提出假設，H1：企業經濟績效較差時會提升環境效益水平。

企業不愿披露相關環境災害信息的主要原因之一是為其糟糕的經營業績“披上綠色的外衣”，從而可以爭取更多的合法性收益。因此，能否把一個企業發展經營不善和一個企業切實嚴格履行社會環境保護責任直接掛鉤，是一個企業是否能夠得到外部環境投資者的青睞關鍵所在。因此，提出假設，H2：企業經濟績效較差時會提升非財務類環境信息披露水平，而不會提升財務類環境信息披露水平。

媒體的本質就是利用各種途徑與方法進行信息傳播。企業通過網絡媒體渠道發布自愿承擔環保法律責任的相關信息，既能有效滿足各企業利益相關者的環保信息共享需求，還能有效幫助環保企業更好地樹立品牌形象、獲取社會市場廣泛認可。媒體的高度關注同時會極大地放大該類企業的“經營業績不佳”和“合法性”兩種報道信號。因此，提出假設，H3：媒體關注對企業在經濟績效較差時提升環境效益水平起正向調節作用。

相關環保信息的披露主要是為了滿足風險投資者對企業承擔環保責任的基本要求，影響其長期投資決策，并消除管理不善可能帶來的其他負面影響。在社會媒體高度關注的積極作用下，企業將更加側重于及時披露財務年報類型的環境風險信息。因此，提出假設，H4：媒體關注對企業在經營較差時提升財務類環境效益水平正向調節作用。

1.2 樣本選擇及數據來源

重污染企業對資源的依賴度較高，其發展過程中會消耗大量的能源資源。在當前生態文明建設的大背景下，它們能否做到真實正確的環境信息披露對投資者決策意義十分的重大。筆者選取重污染企業當中的部分上市企業作為研究對象，以2016年—2020年作為樣本區間，除媒體關注指數和環境效益水平指數外，其他數據均通過CSMAR數據庫獲取。

1.3 變量指標的選取

1.3.1 被解釋變量。 將企業環境數據信息公開披露分為財務類型的環境信息和非財務類型的環境信息兩類，具體指標見表1、表2。若某一指標無定性描述為0分，有定性描述為1分，定量描述指標一般為2分；若企業僅發布當年的年報，得分為1；如果企業同時發布了以前的年度報告，則得分為2。為了保證質量檢驗體系結果的準確性，要求5名質量檢驗體系專家獨立負責對綜合檢驗體系進行嚴格打分，評分后的檢驗結果及其平均得分通過了肯德爾和諧產品質量檢驗系統各數值的綜合檢驗以及得分測定數。

表1 財務類環境信息披露得分指標體系

表2 非財務類環境信息披露得分指標體系

1.3.2 解釋變量。 經濟績效通常選取企業凈資產長期回報率，反映企業長期經營管理績效?？紤]到專業投資者在選擇投資特定類型企業時，如果該投資企業當年度的凈資產平均收益率低于其所在身處行業的平均水平，取值一般為1，反之則取值為0。

1.3.3 調節變量。 媒體關注是用網絡媒體與傳統紙質媒體對目標企業的報道數之和的對數加1來衡量的。筆者借鑒劉曉霞的方法，選取全國影響力最大的8家財經報紙作為報道來源，根據上市企業的縮寫或股票代碼，以“或”為邏輯關系詞，在中國重要報紙全文數據庫的搜索窗口中搜索“關鍵詞”“主題”和“標題”。

1.3.4 控制變量。 現有研究結果認為企業管理層股權激勵、資本特征、固定投資者個人持股和監事會持股規模等諸多因素可能會對企業經營環境效益及其行為模式產生一定量的影響。因此，筆者在7個模型中分別納入企業經營規模、資產負債率、股權集中化程度、監事會成員規模、管理層個人持股比例、審計審查意見和監管機構認定投資者個人持股比例7個控制變量。

1.4 模型構建

文章首先構建模型(1)對假設H1和假設H2進行檢驗。

ELD(ELDCF，ELDNCF)=α0+α1OP+α2X+ε

(1)

然后按照溫忠麟等的研究方向，在模型(1)的根本上按照順序加入了媒體關注度、經濟績效和媒體關注度的乘積項(OPMEDIA)，構建出模型(2)和模型(3)組成的調節效應模型，最后對假設的H3和假設的H4進行相關的驗證，據此探究媒體關注的治理效果。

ELD(ELDCF，ELDNCF)=α0+α1OP+α2MEDLA+α3X+ε

(2)

ELD(ELDCF，ELDNCF)=α0+α1OP+α2MEDLA+α3OP*MEDLA+α4X+ε

(3)

2 實證檢驗

2.1 描述性統計分析

樣本企業各變量均值的組間差異變化情況對比結果如表3所示。①數據通過了5%假設水平下的顯著性評估檢驗，初步印證了假設H1和假設H2。②不同經濟績效的企業在資產負債率、管理層實際持股比例、機構固定投資者實際持股比例等方面存在顯著差異。其他數值變量的平均值均在合理范圍內。

表3 描述性統計分析

2.2 相關系數檢驗

經營管理績效不同的審計組別中，樣本中各項數據符合一般審計常識。pearson相關系數中的矩陣公式表明了文章中的模型不可能存在多重共線性函數問題(如表4所示)。

表4 相關系數檢驗表

由表4可以看出變量之間的相關指數低于0.5，說明不存在多重共線性。因此，得出自變量之間的相關性對回歸結果影響不大的結論。

2.3 主模型回歸結果分析

2.3.1 經濟績效對環境信息披露的影響。 按照Hausman檢驗為結果，對整個模型進行了嚴格的回歸方向分析，把EID、EIDCF、EIDNCF作為解釋變量，由表5可知，(1)列OP的回歸系數在5%為正，說明H1成立。

2.3.2 媒體關注的調節作用。 對模型(2)模型(3)以EID為被解釋變量進行回歸分析，得到的結果如同表5中(1)列和(2)列所示。如果在只加入媒體關注度的情況下，(1)列的R2值為0.6056；加入乘積項OP*MEDIA后，(2)列的R2值為0.6090，較(1)列提高了0.0034，表明媒體關注起到了正向調節作用，即媒體關注能促進企業經濟績效不佳時披露環境信息的行為。驗證了文章假設H2。

表5 經濟績效對環境披露的影響

為了進一步探究媒體關注對不同企業環境信息披露的主動調節作用，筆者分別以模型EIDCF、EIDNCF作為被解釋變量對模型(2)和模型(3)進行回歸。以EIDCF作為被解釋變量時，表明媒體關注對企業經營不善時披露財務類環境信息的行為起到了正向調節作用。上述分析結果完全支持了假設中的H3。

3 研究結論

筆者選取了2016年—2020年符合入選標準的32家重污染企業作為研究對象，以社會責任理論和利益相關者理論、外部壓力理論、可持續發展理論和循環經濟理論作為研究的理論基礎，區分財務型和非財務型對環境信息進行綜合評價。這個過程不僅可以改善企業績效，而且可以幫助企業獲得良好的社會形象，獲得社會和大多數消費者的認可，并擴大市場參與度。

企業規模對重污染企業的環境信息披露與媒體效應之間的關系具有積極影響。如果企業規模較大，企業的生產經營活動和污染物排放將受到企業周圍居民和全國居民的監督。因此，規模大的企業必須注重環境污染帶來的負面后果，充分運用大規模優勢，提升環境信息披露水平。