環境污染、媒體曝光與監管探析

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[摘要]以2011-2020年間我國A股上市公司環境污染媒體曝光事件為樣本，探討了媒體曝光環境問題是否會對政府監管造成影響。研究結果表明，媒體報道總量越多，被政府環保監管次數明顯越多，后期媒體報道也會顯著提高政府監管情況。此外，研究還發現盈利能力越強的企業明顯被政府環保監管次數更多，資產負債率也隨著被政府環保監管次數的增加而提升。媒體作為發揮公眾監督職能的武器，應當及時、客觀的對公司環境問題進行報道，從而對公司進行有效震懾，而媒體進行后續跟蹤報道，不論媒體進行整改或是未整改報道都會顯著提高政府對該企業的關注度。

[關鍵詞]上市公司；環境污染；媒體曝光；政府監管

一、引言

企業作為我國經濟重要組成部分，對我國近年來的經濟發展做出了重要的貢獻，但同時也帶來了巨大的環境問題。上市公司作為我國企業中的佼佼者，在環境問題上同樣不容樂觀。近年來，多家國內外上市公司被曝出環境污染事件，涉及光伏、化工、醫藥、農業、石油、礦業等諸多行業，引發媒體與社會輿論的強烈關注。黨的報告中提出要著力解決當前所面臨的環境問題，在制度建設方面提高污染排放標準、強化排污企業責任。在全社會對環境問題高度重視的背景下，本文意在探討上市公司環境問題曝光是否會影響政府對其的監管情況以及媒體曝光對公司財務狀況的影響。由于企業在經營過程中存在環境信息的“溝通阻滯”，同時環境問題還有較強的公共性特點。因此當企業出現環境問題時除了面臨政府的行政監管，還存在著媒體作為第三方進行監督報道(李常青、熊艷，2012(2).)[1]。當企業面對出現的環境問題時，主要的改善動因是其凈收益為正。大量學者都關注到了成本效益等對企業出現環境問題時積極改進的影響(Pratima＆Roth2000；Khana，2001)。政府監管則是要求企業強制進行環境問題改善的主要動因(楊東寧、周長輝，2005(2).)[2]。同時媒體在報道企業環境問題，跟進后續整改方面也存在著顯著的作用。(Dyck.A.，2008)[3]本文以我國2011-2020年間42起上市公司出現的環境污染問題曝光事件為樣本，統計此后媒體跟蹤報道次數與上市公司被政府監管情況，研究發現媒體報道總量、后期媒體報道跟蹤整改次數、后期媒體報道跟蹤未整改次數與被政府環保監管次數的相關系數都是顯著為正的，說明被媒體連續曝光后公司更易受到政府的監管。此外，盈利能力在各模型的回歸系數均顯著為正，說明盈利能力越強的企業明顯被政府環保監管次數更多。資產負債率在各模型的回歸系數也顯著為正，說明被政府環保監管次數明顯隨著資產負債率的提升而增加。

二、理論分析與研究假設

我國行政執法的基本思路是以威懾理論為基礎的，威懾效果的好壞則取決于理性企業考慮到違法與守法成本、收益的衡量。其邏輯是，企業對違規行為可能的成本以及其帶來的收益進行預判，如果收益小于成本企業就會選擇守法，避免監管部門介入帶來的違規成本。近年來不少公司都存在著因違規行為而被監管部門介入，進行政府監管的情況。媒體是資本市場信息傳遞的載體，隨著證券市場的發展，媒體的監督功能越來越重要(馬壯等，2018)[4]。伴隨著手機與互聯網的高速發展，個人獲取新聞的便捷程度提高、成本下降，新聞媒體的影響力也同步提高，使之成為了傳統三權(立法權、司法權與行政權)之外的第四權。在這種情況下的新聞報道中出現有關上市公司的負面情況，勢必會引起政府、其他企業與個人對上市公司態度的轉變。在以往的研究中，國外學者Dyck等(2008)[5]研究發現：媒體報道可以減少信息不對稱的發生，降低公眾獲取企業信息的成本；Diamond(1989)、Gomes(2000)等研究表明：當企業擁有良好聲譽時，債權人與投資人會對其產生正面評價，進而促進企業融資；但是也有學者，例如Dyck等(2008)、Joe等(2009)因媒體公信力等原因認為媒體報道產生的影響存在較多不確定性。此外對比不同國家上市公司情況，發現在相關法律更加完善的國家，媒體的負面報道往往會更快引起政府監管的介入。與西方國家不同，我國企業在面對媒體曝光環境污染問題時，進行的責任承擔以及政府監管上具有較大差異(Dasguptaetal.2001)，因此研究環境污染問題曝光與政府監管具有較強的理論意義與學術價值。近年來我國學者也開始關注環境污染問題對公司的影響，例如，郭永濟和張誼浩(2016)[6]探討了空氣質量與股票市場之間的關系，聶建平(2017)[7]從政治成本視角研究了PM2.5上升，對重污染企業真實盈余管理的影響，唐松、施文等(2019)[8]研究了公司污染曝光對公司價值的影響。目前研究對媒體曝光上市公司環境污染問題對政府監管的影響有所涉及，然而在研究媒體后續報道對政府監管是否存在影響，媒體后續報道企業整改與否是否會對政府造成影響缺乏研究，因此，本文基于上市公司環境污染曝光事件，研究媒體報道對政府監管產生的影響，以及媒體連續追蹤報道是否會對之后的政府監管次數產生作用。因此，基于上述分析提出本文假設H1。H1媒體報道上市公司環境問題的總量與政府監管成顯著正相關，即媒體對上市公司的報道會引發政府加強對上市公司的監管。H2在上市公司污染問題曝光后，媒體跟蹤報道公司整改情況與政府監管成正相關，即媒體后續對上市公司環境問題的跟蹤報道會導致政府持續加強對相關公司的監管。H2a后期媒體跟蹤報道整改次數與政府監管成正相關H2b后期媒體跟蹤報道未整改次數與政府監管成正相關

三、數據來源與研究設計

(一)數據來源

本文研究樣本來自滬、深所有A股上市公司，以國泰安數據庫(CSMAR)中“新聞數據庫”為基礎，以“污染”、“環境”為關鍵詞搜索出2011-2020年間出現的環境新聞。在此基礎上，一是通過人工篩選確認是否屬于上市公司新聞；二是排除無法確定具體上市公司的新聞，例如“交通運輸部、發展改革委、生態環境部、住房城鄉建設部關于印發長江經濟帶船舶和港口污染突出問題整治方案的通知”；三是有針對性的對確定上市公司相關環境問題新聞后續進行檢索，確定媒體跟蹤報道情況。

(二)變量定義

1.自變量。媒體報道作為可能影響政府監管的先決因素之一，本研究細化媒體報道上市公司環境問題情況，共分為媒體報道上市公司環境污染次數總量、后續媒體跟蹤報道上市公司整改情況次數與后續媒體跟蹤報道上市公司未整改情況次數。考慮到存在后續媒體報道為0這一情況，因此將媒體報道上市公司環境污染問題的總量加一的自然對數為定義為TM，將后期媒體報道跟蹤整改次數加一的自然對數定義為TR，將后期媒體報道跟蹤未整改次數加一的自然對數定義為NTR。2.因變量。參考唐松等(2019)的研究，將上市公司當年被各級政府環保部門監管次數設定為NR，該數據來源自公眾環境研究中心(InstituteofPublicandEnvi-ronmentalAffairs，IPE)。3.控制變量。參考謝志明等(2014)[9]、畢茜等(2012)，本文的控制變量主要涉及企業基本特征、公司治理和財務狀況。具體而言，包括公司規模(Size)、資產負債率(Lev)、盈利能力(ROA)、上市年限(Age)。

(三)模型設定

借鑒唐松等(2019)和謝志明(2014)的研究，構建以下模型來檢驗媒體報道，以及其后續跟蹤報道與政府對上市公司的監管之間的影響：NR=α+β1TM+β2Size+β3Lev+β4ROA+β5Age+εtNR=α+β1TR+β2Size+β3Lev+β4ROA+β5Age+εtNR=α+β1NTR+β2Size+β3Lev+β4ROA+β5Age+εt其中分別考量政府監管次數(NR)與媒體報道總量(TM)、后期媒體報道跟蹤整改次數(HE)和后期媒體報道跟蹤未整改次數(NTR)之間的相關關系。

四、實證檢驗與結果分析

(一)描述性統計分析

為了解各變量的大致分布，下面對各變量進行描述性統計分析。結果見表1，被政府環保監管次數(NR)的均值為1.010，最小值為0.693，最大值為1.946，說明被政府環保監管次數樣本數據存在一定的離散趨勢。媒體報道總量(TM)的均值為0.894，最小值為0.693，最大值為2.708，說明媒體報道總量樣本數據存在一定差異性。后期媒體報道跟蹤整改次數(TR)的均值為0.250，最小值為0.000，最大值為2.197，標準差為0.568，標準差是均值的2倍，說明后期媒體報道跟蹤整改次數差異性較大。后期媒體報道跟蹤未整改次數(NTR)的均值為0.125，最小值為0.000，最大值為1.792，標準差為0.348，說明后期媒體報道跟蹤未整改次數的樣本數據分布波動性較大。公司規模(Size)的均值為23.688，最小值為21.111，最大值為28.482，說明不同公司之間的規模存在一定差距。盈利能力(ROA)的均值為0.022，最小值為-0.360，最大值為0.216，說明樣本企業中部分企業盈利能力較差。資產負債率(Lev)的均值為0.502，說明平均資產負債率為50.2%。上市年限(Age)的均值為15.500，最小值為2，最大值為29，說明部分企業上市年限較長，是較為成熟的企業。

(二)相關性檢驗

為了解兩兩變量之間的相關密切程度及方向，下面進行相關性分析，并通過解釋變量、控制變量兩兩之間的關系初步判斷模型是否存在嚴重多重共線性。若解釋變量、控制變量兩兩之間的相關系數絕對值大于0.8，初步判斷模型存在嚴重多重共線性；若小于0.8，初步判斷模型不存在嚴重多重共線性。上表顯示，媒體報道總量(TM)、后期媒體報道跟蹤整改次數(TR)、后期媒體報道跟蹤未整改次數(NTR)與被政府環保監管次數(NR)的相關系數都是顯著為正的，說明媒體報道總量、后期媒體報道跟蹤整改次數、后期媒體報道跟蹤未整改次數對被政府環保監管次數有較強的正向影響。公司規模(Size)、盈利能力(ROA)、資產負債率(Lev)、上市年限(Age)與被政府環保監管次數(NR)的相關系數都是不顯著為正的，說明公司規模、盈利能力、資產負債率、上市年限對被政府環保監管次數都有較弱的正向影響。此外，由于媒體報道總量(TM)與后期媒體報道跟蹤整改次數(TR)的相關系數絕對值高達0.945，但其他解釋變量、控制變量兩兩之間的相關系數絕對值較小，無法確定模型是否存在嚴重的多重共線性，需要進一步檢驗。之后，進行多重共線性檢驗，通過各變量VIF值可知不論模型(1)、模型(2)、模型(3)，各變量的VIF值均小于10，進一步確定模型都不存在嚴重多重共線性，說明所建立的模型都是可靠的。

(三)回歸結果分析

回歸結果見表3可以看出，各模型R方分別為0.426、0.406、0.149，說明各模型均存在一定的擬合優度，即各模型均具有一定的解釋力度。模型(1)顯示，媒體報道總量(TM)的回歸系數在1%的水平下顯著為正，說明媒體報道總量顯著促進被政府環保監管次數，即媒體報道總量越多，被政府環保監管次數明顯越多。模型(2)顯示，后期媒體報道跟蹤整改次數(TR)的回歸系數在1%的顯著性水平下為正，說明后期媒體報道跟蹤整改次數對被政府環保監管次數有明顯的正向影響，即被政府環保監管次數明顯隨著后期媒體報道跟蹤整改次數的上升而上升。模型(3)顯示，后期媒體報道跟蹤未整改次數(NTR)的回歸系數在1%的水平下顯著為正，說明后期媒體報道跟蹤未整改次數顯著提升被政府環保監管次數，即后期媒體報道跟蹤未整改次數越多，被政府環保監管次數明顯越多。控制變量中，公司規模(Size)在各模型的回歸系數均不顯著，說明公司規模不是影響被政府環保監管次數的主要因素。盈利能力(ROA)在各模型的回歸系數均顯著為正，說明盈利能力越強的企業明顯被政府環保監管次數更多。資產負債率(Lev)在各模型的回歸系數也顯著為正，說明被政府環保監管次數明顯隨著資產負債率的提升而增加。上市年限(Age)在各模型的回歸系數均不顯著為正，說明上市年限對被政府環保監管次數有一定的積極影響但并不顯著。

(四)穩健性檢驗分析

為了驗證本文研究結果是可信的，進行了如下穩健性檢驗：由于被解釋變量被政府環保監管次數只能取非負整數，屬于計數數據，被解釋變量為計數模型一般采用“泊松回歸”，因此被解釋變量不進行取自然對數處理，使用原始數據，采用泊松回歸，得到回歸結果如下表所示：可以看出，各模型PseudoR2分別為0.106、0.103、0.0398，說明各模型均具有一定的解釋力度。模型(1)顯示，媒體報道總量(TM)的回歸系數顯著為正，說明媒體報道總量越多，被政府環保監管次數明顯越多。模型(2)顯示，后期媒體報道跟蹤整改次數(TR)的回歸系數顯著為正，說明后期媒體報道跟蹤整改次數對被政府環保監管次數有明顯的正向影響。模型(3)顯示，后期媒體報道跟蹤未整改次數(NTR)的回歸系數顯著為正，說明后期媒體報道跟蹤未整改次數越多，被政府環保監管次數明顯越多。與回歸結果結論一致，說明回歸結果和模型均是穩健的。

五、結論與啟示

基于媒體治理理論，研究媒體報道對政府進行企業監管行為的影響，本文以2011-2020年間42起A股上市公司被媒體曝光的環境污染行為為樣本，探討了媒體曝光環境問題是否會對政府監管造成影響。研究結果表明媒體報道總量越多，被政府環保監管次數明顯越多，接著本文進一步考慮了媒體后續報道對政府監管的影響情況，研究發現后期媒體報道也會顯著提高政府監管情況。此外，研究還發現盈利能力越強的企業明顯被政府環保監管次數更多，資產負債率也隨著被政府環保監管次數的增加而提升。本文研究對于我國目前環境治理有以下意義：首先，媒體作為發揮公眾監督職能的武器，應當及時、客觀的對公司環境問題進行報道，從而對公司進行有效震懾；其次是媒體進行后續跟蹤報道，不論媒體進行整改或是未整改報道都會顯著提高政府對該企業的關注度；最后本文對于面對政府監管次數的上升，不同企業產生的影響是否會因行業不同而表現不同等方面的研究存在不足，希望后續研究可以據此進一步進行討論。

作者:張逸雪 曹志鵬 單位:陜西科技大學經濟與管理學院