【作　　者】
张晓盈1（教授），杨 榛1， 钟锦文2（教授）

【作者单位】
1.江西师范大学财政金融学院，南昌330022；2.江西师范大学商学院，南昌330022

【摘　　要】

     【摘要】以2009 ~ 2014年我国重污染行业上市企业为样本，检验了媒体监督对企业社会责任信息披露的影响及作用机制，并探究了媒体监督效果的异质性。结果表明：我国重污染行业上市企业社会责任信息披露的差异较大，整体水平偏低；媒体监督能显著提高企业社会责任信息披露水平；媒体监督对企业社会责任信息披露的影响具有异质性，即对于规模越大、社会责任信息披露水平越高的企业，媒体监督的影响效果越显著；媒体监督对企业社会责任信息披露的影响，目前主要是通过政府介入来发挥效果。
【关键词】媒体监督；社会责任；信息披露；公司治理；分位数回归
【中图分类号】F275.5      【文献标识码】A      【文章编号】1004-0994（2017）27-0009-6一、引言
社会是企业存在和发展的基础。当前，民众期待碧水蓝天，期待食品安全，期待经济的可持续发展，所以企业的使命不仅仅在于追求经济利益最大化，还在于履行好社会责任。当企业的经营具有负外部性时，其行为就会影响到诸多利益相关者。尤其对于重污染企业，其污染物排放的行为会影响到员工、所在社区乃至上下游客户的利益，能否履行好自身的社会责任意义重大。披露社会责任信息，不仅有利于外部利益相关者监督企业的经营，减少企业负外部性行为的影响，而且有利于企业塑造品牌形象。
我国监管部门已经颁布了一系列政策法规，以促进企业履行社会责任。上交所于2008年颁布了社会责任信息披露的相关规定，并于2009年发布了上证社会责任指数。但对于像我国这样的转型经济国家，仅仅通过政府与法律途径来促进企业履行社会责任的效果并不理想（Dyck和Zingales，2004）。周开国等（2016）、Dyck等（2008）认为媒体作为专业的信息搜集、处理、传播方，扮演着弥补法律制度不足的重要角色。现有文献仅仅考虑媒体监督对企业社会责任影响的有效性，而未研究媒体监督效果是否具有异质性，即媒体监督是否只对“明星企业”产生影响。
基于此，本文首先以2009 ~ 2014年我国A股上市的重污染行业企业为样本，分析媒体监督对其社会责任信息披露的影响；然后利用分位数回归来检验媒体监督对企业社会责任信息披露的影响效果是否具有异质性；最后分析媒体监督的影响机制，并提出相关建议。
二、理论依据及研究假设
Verrecchia（2001）将企业的信息披露分为联系基础披露、效率基础披露和斟酌性披露。其中，斟酌性披露的研究假设公司管理者知道公司的内部信息，着重分析在什么情形下管理者会披露内部信息以及信息披露的质量。一方面，我国没有明确披露社会责任信息的法定义务，大多企业仅自愿地进行披露（Ronald和Dye，2001）；另一方面，企业履行社会责任的行为具有外部性，社会责任信息披露并非完全与经济性动机相关，还可能与声誉等非经济动机相关。所以，我国大多企业社会责任信息披露的行为属于斟酌性披露（沈洪涛和冯杰，2012）。合法性理论可以解释企业的斟酌性信息披露行为。该理论认为，企业是处于社会网络中的经济组织，会受到社会中价值观、规范的影响，因此其行为是正当的、合适的与令人满意的。Patten和Dennis（2002）发现企业的社会责任信息披露既可以塑造企业形象，也可以通过证明企业的合法性来减少社会的“过度关注”，降低企业的“曝光成本”。媒体关于重污染企业社会责任信息披露的报道，可以减少公众有关企业安全生产、员工利益保护、环境影响等社会责任方面的信息不对称（倪恒旺等， 2015），甚至影响社会的关注点与公众情绪，在外界形成对企业合法性评价的过程中发挥显著的作用。因此，本文提出：
假设1：媒体关注度越高，企业社会责任信息披露水平越高。
田高亮（2016）、吴德军（2016）认为，近年来我国媒体在促进食品安全、消费者与员工权益保护、环境保护等方面发挥了重要的作用，是一种重要的社会监督力量。一方面，媒体的报道是为了获得社会声誉甚至是商业利益。李培功等（2013）研究发现，媒体对企业社会责任方面的报道是为了形成热点新闻。企业社会责任的报道可以迎合公众的好奇心，媒体倾向于报道那些有新闻价值、社会关注度高的企业。另一方面，媒体往往追求“轰动效应”，所以对那些存在潜在违法违规风险的问题企业较为关注（杨德明和赵璨，2012）。这些问题企业往往社会责任信息披露质量较差，存在污染环境、侵害员工与消费者利益的行为，易成为政府处罚的对象，所以媒体也逐渐成为一种事前监督力量。因此，本文提出：
假设2：媒体监督对企业社会责任信息披露的影响具有异质性。
陈冬华等（2008）将媒体监督的作用机制归纳为两种观点：一是媒体报道可以对企业及其管理者的声誉产生影响，二是媒体报道可以引发政府的介入。媒体对企业不履行社会责任、隐瞒相关信息的负面报道会影响企业和管理者的声誉，不仅损害企业的形象，使其市场份额与盈利水平降低，而且不利于公司管理者维持在日常社交生活中的形象，甚至使企业在声誉压力下作出解聘高管的行为。宝贡敏和徐碧祥（2007）、郑秀杰和杨淑娥（2009）将声誉机制能发挥作用的关键总结为声誉惩罚机制的作用。王珺（2001）、周开国等（2016）经过持续研究发现，我国上市公司的董事会、监事会、管理层相关的制约、独立聘任与解聘的机制尚未完全形成，经理人市场也不完善，尤其是国有企业的高级管理者具有行政级别，也缺少解聘压力，所以声誉机制的有效性尚待考证。同时，沈洪涛（2010）、孔东民等（2013）认为像我国这样的转型经济国家，法律制度尚不完善，政府介入可以成为一种治理方式。一旦媒体曝光诸如企业隐瞒污染环境、损害消费者利益、损害员工权益等行为并成为热点新闻，就会引发政府介入。因此，本文提出：
假设3：媒体监督对企业社会责任信息披露的影响，最终通过政府的介入产生效果。
三、研究设计
（一）研究样本
本文以2009 ~ 2014年沪深股市所有的重污染行业A股企业为研究样本。根据环保部2008年发布的《上市公司环保核查行业分类管理名录》，重污染行业包括采掘业、水电煤生产与供应业、纺织服装与皮毛制造业、金属与非金属制造业、石油化学与塑料塑胶业、食品饮料业、生物医药业、造纸印刷业。此外，剔除了处于亏损的被特殊处理的、数据不全的企业，并对变量的数据在1%以下及99%以上进行了Winsorize缩尾处理。最后，共得到1528个样本。本文的数据来源于两个方面：第一，企业社会责任的评分来自第三方评级机构润灵环球责任评级RKS的专业评测体系；第二，媒体报道数、财务数据、公司治理情况的数据从国泰安CSMAR数据库收集。
（二）研究变量
1. 被解释变量。本文衡量企业的社会责任水平时，采用润灵环球的社会责任评级RKS的专业评测体系发布的评分。该评分从企业的投资者责任、客户责任、员工与社区责任和环境责任等方面进行考量，并按照各行业的情况设立特殊指标。该评价体系的数据客观性强，为量化研究提供了依据。
2. 解释变量。对于媒体监督，采用媒体报道次数来衡量媒体关注度。数据来自国泰安CSMAR的市场资讯系列数据库，既包括权威性较高的报纸对上市企业的报道，也包括网络媒体的报道。
3. 控制变量。本文将财务指标公司规模、财务杠杆、盈利能力、成长能力，以及与公司治理有关的非财务指标独立董事比例、两权合一的情况、国有股比例、董事会规模、监事会规模、地区、年份等作为控制变量。本文在前期研究中发现样本中的公司总资产、员工规模与媒体报道次数强相关（相关系数超过0.50），即总资产、员工规模越大，越容易受到媒体关注。已有文献一般采用总资产、员工规模、营业收入代表公司规模，故用与媒体关注变量相关性较弱的公司营业收入的自然对数代表公司规模。研究变量定义如表1所示：

（三）模型的构建
为检验假设1，即媒体关注度与企业社会责任披露水平的关系，采用最小二乘法进行初步回归分析，设定了基本模型（1），如下所示：
CSR=α0+α1Media+α2Size+α3Lev+α4ROE+
α5Growth+α6State+α7Ind+α8Dual+α9Bsize+
α10Spvsize+α11Zone+∑Year+∑Industry+ε   （1）
为检验假设2，即媒体监督效果是否具有异质性，采用分位数回归，设定了模型（2）、（3），如下所示：
CSR=α0+α1Media+∑Year+∑Industry+ε （2）
CSR=α0+α1Media+α2Size+α3Lev+α4ROE+
α5Growth+α6State+α7Ind+α8Dual+α9Bsize+
α10Spvsize+α11Zone+∑Year+∑Industry+ε （3）
为检验假设3，采用分组回归进行媒体监督的影响机制分析，模型（4）以是否存在国有持股为分组依据，检验媒体监督对企业社会责任信息披露的影响是否通过政府介入产生效果。模型（5）以是否两权合一为分组依据，进一步检验媒体监督对企业社会责任信息披露的影响机制。如下所示：
CSR=α0+α1Media+α2Size+α3Lev+α4ROE+
α5Growth+α6Ind+α7Dual+α8Bsize+α9Spvsize+
α10Zone+∑Year+∑Industry+ε  （4）
CSR=α0+α1Media+α2Size+α3Lev+α4ROE+
α5Growth+α6State+α7Ind+α8Bsize+α9Spvsize+
α10Zone+∑Year+∑Industry+ε            （5）
四、实证结果
（一）描述性统计与相关性分析
表2为变量的描述性统计情况。本文所选取的上市企业的社会责任信息披露指数（CSR）的平均数为38.4795，中位数为35.4828，说明重污染行业上市企业的社会责任信息披露总体水平较低。而最大值为87.9478，最小为13.33，表明重污染行业上市企业的社会责任信息披露的差异较大。

媒体关注（Media）的平均数为91.3881，中位数为77，最小值为7，最大值为683，说明媒体对重污染行业企业的关注度是不同的，媒体可能过度关注明星企业而忽视一些中小型企业。控制变量地区（Zone）的中位数为1，表明东部地区绝大多数的重污染企业披露了相关社会责任信息。
表3为变量相关性分析。如表3所示，被解释变量社会责任信息披露水平与解释变量媒体关注度在0.01的水平上显著相关，并且高于各控制变量与被解释变量的相关性。其他控制变量与解释变量的相关性不高，不存在严重的共线性。
（二）回归结果分析
1. 媒体监督的影响分析。本文首先考虑媒体监督能否影响重污染行业上市企业的社会责任信息披露。如表4所示，模型（Ⅰ）只包含解释变量媒体关注度（Media）和年份控制变量（Year），发现媒体关注度与企业的社会责任披露水平显著正相关，说明媒体型（Ⅲ）分别加入了财务指标和公司治理相关的控制变量，模型（Ⅳ）包含所有控制变量，发现媒体关注度与企业的社会责任披露水平同样显著正相关，并且媒体关注度变量的系数和显著性差异较小。但是本部分研究是从全部样本企业角度研究的，媒体监督影响效果是否具有异质性，还需要进一步研究。
2. 媒体监督效果的异质性检验。为了考察媒体监督对企业社会责任信息披露的影响效果是否具有异质性，即考察媒体监督对社会责任信息披露水平不同的公司的影响是否类似，本部分采用分位数回归的方法。分位数回归往往存在两端的估计误差，这部分的分析结果缺乏可靠性。从表5的结果看，0.20 ~ 0.80分位数点间，媒体监督对企业社会责任信息披露的影响是不同的，并且媒体关注度（Media）的回归系数存在单调递增的情况。未加入控制变量时，媒体关注度（Media）的回归系数在0.10 ~ 0.90的分位数点间单调递增，t值在0.10 ~ 0.80分位数点间单调递增。加入控制变量后，媒体关注度（Media）的系数在0.10 ~ 0.70的分位数点间单调递增，其t值同样单调递增。这一结果验证了本文的假设2，即媒体监督对企业社会责任信息披露的影响具有异质性。
3. 媒体监督的影响机制分析。为了研究媒体监督对企业社会责任信息披露的影响是否最终通过政府的介入来发挥效果，本文从两个角度考虑：第一，公司是否存在国有参股的情况；第二，公司是否两权合一。本文将采用分组回归的方法来研究媒体监督的影响机制。
一方面，与没有国有股的民营企业相比，国有持股企业与政府的关系更加紧密，甚至存在一定的政治关联，往往会得到政府的支持或者庇护（王倩倩， 2013）。这类企业相对于无国有股的民营企业，面对媒体的曝光，受行政处罚的可能性更小；即使因为媒体曝光而受到行政处罚，其不利影响相对民营企业更小。所以，如果媒体监督对企业社会责任信息披露的影响主要是通过政府的介入来发挥效果，无国有股的企业中，媒体监督的影响会更明显。
另一方面，当企业董事长与总经理为同一人担任时，其被解聘的可能性更小（王成方等，2013）。尤其是在存在国有股的企业中，两权合一的管理者拥有一定行政权力，行政介入的影响效果更低。但是，非两权合一的企业的管理者，如果媒体对其曝光后引发的行政介入可能损害企业长期利益，那么股东由于担心公司的前景受损，会产生更多的信息披露需求，对总经理等高级管理者施加更大的压力。所以，如果媒体监督对企业社会责任信息披露的影响主要是通过政府介入来发挥效果，那么在非两权合一的企业中，媒体监督的影响会更明显。
如表6所示，当企业无国有股和非两权合一时，媒体监督对其社会责任信息披露的影响更为显著。按照是否国有持股来分组，无国有股下的媒体关注度（Media）的回归系数和t值更大，说明媒体监督对政治关联较低的民营企业影响更大。同样，按照是否两权合一来分组，非两权合一下的媒体关注度（Media）的回归系数也更大。这说明对于那些政治关联较低的民营企业，尤其是非两权合一的企业，其管理者为了减少行政处罚的影响，甚至损害企业与政府的关系，需要考虑媒体监督的影响，从而披露社会责任信息。因此，我国媒体监督对企业社会责任信（三）稳健性检验
为了验证本文结论的可靠性，本文对研究样本在95%水平以上和5%水平以下使用Winsorize缩尾处理方法剔除极端值，并采用加权最小二乘法（WLS）来进一步检验和修正面板数据中可能存在的异方差性和非正态分布。表7报告了媒体监督对企业社会责任信息披露的影响效果的稳健性检验。与表4的回归结果进行对比可以发现，除了模型（Ⅷ）中与被解释变量关系不显著的控制变量Dual的系数有变化，其他解释变量与控制变量的系数与显著性都与之前相同，并且被解释变量Media的回归系数显著为正，与假设1相符。
对于媒体监督作用机制的稳健性检验，被解释变量Media的显著性不变。无国有持股分组中，媒体关注度（Media）的回归系数都在1%的水平上显著为正；在非两权合一的分组中，媒体关注度（Media）的回归系数都在1%的水平上显著为正（限于篇幅，检验结果在此不再列示），这支持了假设3。这说明本文构建的模型较稳定，实证分析的结果较为可靠。
五、结论与建议
（一）研究结论
本文研究了媒体监督对重污染行业的企业社会责任信息披露的影响，并检验了媒体监督效果的异质性，主要结论如下：①我国重污染行业上市企业社会责任信息披露的差异较大，整体水平偏低。②媒体关注度越高，重污染行业上市企业的社会责任信息披露水平越高。这表明通过加强媒体监督，可以提高重污染行业相关企业的社会责任信息披露水平。③媒体的监督效果具有异质性。由于新闻报道往往追求轰动效果，迎合大众喜好，即对于规模较大、社会责任信息披露水平较高的企业，媒体监督的效果较为显著；但是对于中小规模、社会责任信息披露水平处于中低水平的企业，媒体监督效果较低。④媒体监督对企业社会责任信息披露的影响最终通过政府的介入来发挥作用。这表明当前我国媒体无法直接通过其监督对企业社会责任信息披露产生影响，而需要政府的行政干预来最终产生影响。
（二）政策建议
为了改善媒体监督对企业社会责任信息披露水平的外部治理效果，本文从两个角度提出建议。
第一，媒体监督应具有全面性。从媒体角度看，其市场化程度高，自发地传播企业的信息，是一种低成本的监督方式。但是，由于媒体报道往往追求“轰动效应”，所以媒体的外部治理效果仅仅是“锦上添花”而非“雪中送炭”。当前我国环境污染问题虽然已经引起了社会关注，但是公众关注的大多是大型企业，因此当前媒体对大型企业的监督效果更为明显。中小企业的负外部性问题的成因，可能与媒体监督功能的缺失有关。在诸多类型媒体中，官方媒体相对于其他大众媒体，承担着更大的舆论引导和新闻宣传的责任，除了需要追求“轰动效应”而报道关注度较高的企业，也需要关注那些中低关注度尤其是社会责任信息披露不力的企业，从而逐渐成为一种事前监督机制。只有这样，在官方媒体的示范作用下，其他大众媒体进一步发挥监督作用，才能营造良好的媒体监督环境。
第二，企业需要加强公司治理，提高媒体对社会责任信息披露的外部监督的有效性。媒体监督、政府监管的外部治理与企业的内部治理是紧密相关的。尤其是对于国有企业，其对经济社会的影响较大，需要承担更多社会责任。在当前国企改革的大背景下，部分企业的高管聘用过程仍然趋于行政化，尚未形成竞争性的经理人上岗机制，监事会的作用也具有一定局限性，所以高管的声誉惩罚压力十分有限。媒体监督的外部治理作用需要与完善的公司内部治理，尤其是竞争性的上岗机制和经理人市场相结合，这样媒体监督才能在政府介入机制和声誉机制的共同作用下，提升企业社会责任信息披露水平，促进企业履行好社会责任。
 
主要参考文献：
周开国，应千伟，钟畅．媒体监督能够起到外部治理作用吗［J］．金融研究，2016（6）．
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李培功，沈艺峰．经理薪酬、轰动报道与媒体的公司治理［J］．管理科学学报，2013（10）．
周开国，杨海生，伍颖华．食品安全监督机制研究——媒体、资本市场与政府协同治理［J］．经济研究，2016（9）．