媒體報(bào)道、內(nèi)部控制與企業(yè)社會(huì)責(zé)任信息披露
——基于醫(yī)藥制造業(yè)上市公司的經(jīng)驗(yàn)數(shù)據(jù)

席 磊，盧新國

1.安徽理工大學(xué)經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院，安徽淮南232001;2.鹽城工學(xué)院財(cái)務(wù)處，江蘇鹽城 224051

隨著我國經(jīng)濟(jì)增長方式的轉(zhuǎn)變，廣大民眾對(duì)食品安全、環(huán)境污染等社會(huì)責(zé)任事件關(guān)注度越來越高，長春生物“假疫苗”事件更是將企業(yè)發(fā)展與履行社會(huì)責(zé)任之間的關(guān)系變成了社會(huì)關(guān)注的焦點(diǎn)。社會(huì)環(huán)境是企業(yè)發(fā)展的重要保障，履行社會(huì)責(zé)任并進(jìn)行及時(shí)信息披露對(duì)企業(yè)發(fā)展意義重大。目前我國很大一部分企業(yè)都在致力于建立一個(gè)良好的社會(huì)責(zé)任履行者的形象[1]。但由于我國企業(yè)社會(huì)責(zé)任信息披露制度體系的系統(tǒng)性尚待加強(qiáng)，不同企業(yè)社會(huì)責(zé)任信息披露的水平差異較大，提升社會(huì)責(zé)任信息披露水平迫在眉睫。

現(xiàn)階段我國關(guān)于企業(yè)社會(huì)責(zé)任信息披露的相關(guān)研究成果不少，大多以現(xiàn)狀描述為主，研究主題日益廣泛，演變過程、現(xiàn)狀描述、動(dòng)機(jī)、影響因素等都有所涉及。研究方法也日益多樣化，其中主要以描述性統(tǒng)計(jì)與大樣本實(shí)證研究為主，但圍繞某一特定行業(yè)的研究成果不多。

醫(yī)藥行業(yè)關(guān)乎民生度高?；卺t(yī)藥制造業(yè)上市公司應(yīng)該更多地關(guān)注社會(huì)責(zé)任這一設(shè)想，本文選取2011—2017年我國醫(yī)藥制造業(yè)上市公司為研究樣本，從公司治理的角度來分析媒體報(bào)道對(duì)企業(yè)社會(huì)責(zé)任信息披露的影響，進(jìn)而對(duì)企業(yè)內(nèi)部控制質(zhì)量進(jìn)行分組來研究媒體報(bào)道在企業(yè)內(nèi)部控制質(zhì)量不同的情況下對(duì)企業(yè)社會(huì)責(zé)任信息披露的影響，最后提出相關(guān)建議。

一、理論分析與研究假設(shè)

1.媒體報(bào)道與企業(yè)社會(huì)責(zé)任信息披露

近年來，雖然我國政府部門對(duì)上市公司社會(huì)責(zé)任信息披露出臺(tái)了一系列政策性文件和規(guī)范，但我國企業(yè)社會(huì)責(zé)任信息披露現(xiàn)狀卻仍不盡如人意。媒體報(bào)道對(duì)企業(yè)行為的影響越來越大，特別是對(duì)公司治理的作用也得到了利益相關(guān)者的廣泛認(rèn)可。相關(guān)研究表明，媒體一直積極充當(dāng)著資本市場的監(jiān)督者[2]。Dyck等[3]研究認(rèn)為媒體報(bào)道會(huì)影響公司治理；高漢祥、鄭濟(jì)[4]指出公司治理與社會(huì)責(zé)任內(nèi)涵如出一轍，因此，媒體對(duì)社會(huì)責(zé)任的影響研究逐漸增多；田高亮[5]認(rèn)為媒體是重要的社會(huì)監(jiān)督力量，對(duì)促進(jìn)社會(huì)責(zé)任履行發(fā)揮著重要的作用，陶文杰等[6]、李百興等[7]同樣研究驗(yàn)證了這一觀點(diǎn)。

國內(nèi)外關(guān)于研究媒體對(duì)社會(huì)責(zé)任信息披露的影響的文獻(xiàn)有很多。其中Patten[8]、Reverte[9]以及徐莉萍等[10]研究發(fā)現(xiàn)媒體關(guān)注對(duì)社會(huì)責(zé)任信息披露有著積極的影響作用。陶文杰等進(jìn)一步驗(yàn)證了媒體關(guān)注對(duì)企業(yè)社會(huì)責(zé)任信息披露存在正向作用。綜上，我們提出假設(shè)：

H1：媒體報(bào)道越多，企業(yè)社會(huì)責(zé)任信息披露水平越高

2.媒體報(bào)道、內(nèi)部控制與企業(yè)社會(huì)責(zé)任信息披露

企業(yè)履行社會(huì)責(zé)任和進(jìn)行信息披露需要依靠多方面制度共同作用。從公司治理的角度分析，可分為內(nèi)部和外部兩方面?，F(xiàn)有研究發(fā)現(xiàn)，內(nèi)部控制制度的完善有利于公司治理水平的提高[11]。而且內(nèi)部控制對(duì)企業(yè)社會(huì)責(zé)任信息披露也有著積極的影響作用，李志斌等[12]、湯曉建[13]進(jìn)一步驗(yàn)證了內(nèi)部控制對(duì)企業(yè)社會(huì)責(zé)任信息披露具有顯著的正向調(diào)節(jié)作用。鑒于媒體報(bào)道、內(nèi)部控制對(duì)企業(yè)社會(huì)責(zé)任信息披露都存在明顯的正向促進(jìn)作用，許丹[14]研究中提出外部制度環(huán)境與內(nèi)部控制環(huán)境之間存在密切配合的關(guān)系，并影響企業(yè)社會(huì)責(zé)任信息披露。由此,我們提出假設(shè)：

H2：媒體報(bào)道對(duì)企業(yè)社會(huì)責(zé)任信息披露的影響，在內(nèi)部控制質(zhì)量較低的企業(yè)中更為顯著。

二、研究設(shè)計(jì)

1.樣本選取與數(shù)據(jù)來源

本文選取2011—2017年我國醫(yī)藥制造業(yè)上市公司為研究樣本。所選上市公司數(shù)據(jù)符合以下條件：一是上市公司必須是醫(yī)藥制造業(yè)；二是剔除存在重大數(shù)據(jù)缺失的公司；三是剔除ST*、ST公司；四是上市公司內(nèi)部控制指數(shù)與媒體報(bào)道數(shù)據(jù)必須是連續(xù)變量。

企業(yè)社會(huì)責(zé)任信息披露的數(shù)據(jù)選取和訊網(wǎng)上市公司社會(huì)責(zé)任報(bào)告評(píng)級(jí)得分；媒體報(bào)道變量數(shù)據(jù)來源于中國知網(wǎng)“中國重要報(bào)紙全文數(shù)據(jù)庫”；內(nèi)部控制變量則是采用“迪博·中國上市公司內(nèi)部控制指數(shù)”中的“內(nèi)部控制指數(shù)”來替代；其他財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)來源于國泰安數(shù)據(jù)庫。

2.變量定義

(1)企業(yè)社會(huì)責(zé)任信息披露水平(CSRD)。國內(nèi)外對(duì)企業(yè)社會(huì)責(zé)任信息披露水平的衡量數(shù)據(jù)主要有KLD指數(shù)、中國社會(huì)科學(xué)院企業(yè)社會(huì)責(zé)任評(píng)價(jià)得分以及潤靈A股上市公司社會(huì)責(zé)任報(bào)告評(píng)級(jí)得分，由于本文以醫(yī)藥制造業(yè)上市公司為研究對(duì)象，在查找數(shù)據(jù)過程中，中科院企業(yè)社會(huì)責(zé)任評(píng)價(jià)得分和潤靈機(jī)構(gòu)評(píng)級(jí)得分中部分醫(yī)藥制造業(yè)上市公司數(shù)據(jù)缺失，故選擇和訊網(wǎng)上市公司社會(huì)責(zé)任報(bào)告評(píng)級(jí)得分?jǐn)?shù)據(jù)，并取其自然對(duì)數(shù)來衡量企業(yè)社會(huì)責(zé)任信息披露水平。

(2)媒體報(bào)道(MEDIA)。本文參照陶文杰等、徐莉萍等的做法，使用媒體報(bào)道次數(shù)作為樣本數(shù)據(jù)，數(shù)據(jù)主要來源于中國知網(wǎng)“中國重要報(bào)紙全文數(shù)據(jù)庫”?？紤]到有的年份媒體報(bào)道次數(shù)為0的情況，本文使用“1+媒體報(bào)道”的自然對(duì)數(shù)衡量媒體報(bào)道。

(3)內(nèi)部控制(IC)。本文內(nèi)部控制變量主要是參照湯曉建的做法，選取“迪博·中國上市公司內(nèi)部控制指數(shù)”中的“內(nèi)部控制指數(shù)”作為內(nèi)部控制的替代變量，然后使用“內(nèi)部控制指數(shù)除以100”來衡量內(nèi)部控制。

(4)控制變量。參照許丹等以往相關(guān)研究文獻(xiàn)的做法，本文將公司規(guī)模(SIZE)、獨(dú)立董事比例(IND)、財(cái)務(wù)杠桿(LEV)、盈利能力(ROE)、企業(yè)內(nèi)在價(jià)值(PSN)以及年度(YEAR)作為控制變量。其中2017年市場化指數(shù)數(shù)據(jù)沒有公布，本文以2011-2016年的均值作為其研究數(shù)據(jù)。具體的變量內(nèi)涵及定義如表1所示。

表1變量定義表

變量性質(zhì)變量含義符號(hào)定義被解釋變量企業(yè)社會(huì)責(zé)任信息披露水平CSRD和訊網(wǎng)上市公司社會(huì)責(zé)任報(bào)告評(píng)分的自然對(duì)數(shù)解釋變量媒體報(bào)道MEDIA“1+媒體報(bào)道次數(shù)”的自然對(duì)數(shù)調(diào)節(jié)變量內(nèi)部控制IC內(nèi)部控制指數(shù)除以100控制變量公司規(guī)模獨(dú)立董事比例財(cái)務(wù)杠桿盈利能力內(nèi)在價(jià)值年度SIZEINDLEVROEPSNYEAR總資產(chǎn)的自然對(duì)數(shù)獨(dú)立董事人數(shù)/全體董事人數(shù)總負(fù)債/總資產(chǎn)凈利潤/平均總資產(chǎn)每股凈資產(chǎn)年度虛擬變量

3.研究模型

本文僅構(gòu)建一個(gè)實(shí)證檢驗(yàn)?zāi)Ｐ?，運(yùn)用多元回歸分析來檢驗(yàn)媒體報(bào)道與企業(yè)社會(huì)責(zé)任信息披露的關(guān)系，以及在內(nèi)部控制質(zhì)量不同的情況下媒體報(bào)道對(duì)企業(yè)社會(huì)責(zé)任信息披露的影響，運(yùn)用模型全樣本回歸分析檢驗(yàn)驗(yàn)證H1。在此模型基礎(chǔ)上，本文對(duì)內(nèi)部控制變量取中位數(shù)，然后對(duì)所有樣本上市公司進(jìn)行分組研究，大于內(nèi)部控制中位數(shù)的上市公司定義為0，表示企業(yè)內(nèi)部控制質(zhì)量高；反之定義為1，表示企業(yè)內(nèi)部控制質(zhì)量低。

CSRD=α0+α1MEDIA+α2Controls+ε

三、實(shí)證結(jié)果分析

1.描述性分析

從表2描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果可以看出，我國醫(yī)藥制造業(yè)上市公司的社會(huì)責(zé)任信息披露水平最小值為-2.5257，最大值為4.4803，均值為3.2817，說明我國醫(yī)藥制造業(yè)上市公司社會(huì)責(zé)任信息披露水平差異大；內(nèi)部控制指數(shù)最小值為0，最大值為9.2658，均值為6.5338，說明我國醫(yī)藥制造業(yè)上市公司總體內(nèi)部控制質(zhì)量高，但同樣存在不少內(nèi)部控制質(zhì)量低的上市公司。

表2全樣本描述性統(tǒng)計(jì)

變量樣本量均值標(biāo)準(zhǔn)差最小值最大值CSRD455 3.2817 0.5968-2.5257 4.4803MEDIA455 1.9579 1.1197 0.0000 4.6151 IC455 6.5338 1.2155 0.0000 9.2658 SIZE455 21.8373 1.0240 19.0778 24.9533 IND455 0.3675 0.0508 0.2500 0.6250 LEV455 0.3062 0.2039 0.00751.8061 ROE455 -0.0401 3.4044 -72.1459 6.9179 PSN455 4.8310 3.1923 -2.6916 21.1015

2.相關(guān)性分析

為了檢驗(yàn)媒體報(bào)道及各控制變量與社會(huì)責(zé)任信息披露之間的關(guān)系，對(duì)主要變量進(jìn)行Pearson相關(guān)性分析。表3是Pearson相關(guān)系數(shù)分析統(tǒng)計(jì)結(jié)果，假設(shè)H1初步得到驗(yàn)證。

3.回歸分析

驗(yàn)證H1回歸分析結(jié)果如表4所示。媒體報(bào)道回歸T值為3.14，系數(shù)在1%的水平上顯著正相關(guān)，說明媒體報(bào)道對(duì)企業(yè)社會(huì)責(zé)任信息披露有著顯著正向效應(yīng)，與H1預(yù)期一致。

表3變量的相關(guān)系數(shù)表

CSRDMRDIAICSIZEINDLEVROEPSNCSRD1.000MEDIA 0.221***1.000IC 0.270***0.137***1.000SIZE 0.209*** 0.311*** 0.220***1.000 IND0.002 0.115** -0.0580.0601.000LEV -0.280***-0.011 -0.327***0.002-0.0241.000ROE 0.464***0.081 0.257***0.0890.026 -0.148***1.000PSN 0.206***0.199***0.202** 0.493*** 0.153*** -0.261***0.0671.000

表4全樣本回歸分析結(jié)果

Coef.T值CONS 1.8398***2.74MEDIA 0.0727***3.14SIZE 0.0753**2.37IND -0.4331-0.92LEV -0.5974***-4.93ROE 0.0722*** 10.35PSN 0.00750.82YEAR 控制控制Obs455F值 18.38***R2(%)33.29Adj.R2(%)31.48

為了驗(yàn)證H2，在內(nèi)部控制質(zhì)量不同的情況下，媒體報(bào)道對(duì)企業(yè)社會(huì)責(zé)任信息披露的影響，回歸結(jié)果如表5所示。從表5可以看出，在上市公司內(nèi)部控制質(zhì)量高的情況下，媒體報(bào)道對(duì)企業(yè)社會(huì)責(zé)任信息披露影響小，這說明內(nèi)部控制質(zhì)量高會(huì)抑制媒體報(bào)道對(duì)企業(yè)社會(huì)責(zé)任信息披露的影響；而內(nèi)部控制質(zhì)量低時(shí)，媒體報(bào)道對(duì)企業(yè)社會(huì)責(zé)任信息披露影響明顯，說明內(nèi)部控制質(zhì)量低會(huì)促進(jìn)媒體報(bào)道對(duì)企業(yè)社會(huì)責(zé)任信息披露的正向效應(yīng)，與H2假設(shè)一致。

表5分組回歸結(jié)果

內(nèi)部控制質(zhì)量高Coef. T值內(nèi)部控制質(zhì)量低Coef. T值CONS-0.3014-0.33 3.4580***3.56MEDIA 0.03431.17 0.0867***2.45SIZE 0.1627***3.76 -0.0036-0.08IND 1.1722*1.78 -1.1986*-1.84LEV -0.8319***-4.75 -0.4873***-2.83ROE 0.2230***3.46 0.0695***8.92PSN -0.0053-0.490.00960.65YEAR控制控制控制控制Obs227228F值 6.25*** 12.20***R2(%)25.9440.51Adj.R2(%)21.7937.19

4.穩(wěn)健性檢驗(yàn)

由于有時(shí)數(shù)據(jù)高度相關(guān)造成結(jié)論的隨機(jī)性，本文在上述控制變量的基礎(chǔ)上，參考殷紅[15]、李百興等等以往研究文獻(xiàn)，再選取制度變量(市場化指數(shù))和成長能力指標(biāo)(營業(yè)收入增長率)作為控制變量來研究分析，回歸結(jié)果如表6、7所示。

表6穩(wěn)健性檢驗(yàn)：全樣本回歸分析結(jié)果

Coef.T值CONS 1.7983***2.67MEDIA 0.0691***2.96Wiki 0.00060.06Growth-0.0474-1.59SIZE 0.0779**2.43IND-0.4422-0.91LEV -0.5886***-4.83ROE 0.0727***10.42PSN0.00760.83YEAR 控制控制Obs 455F值 15.95***R2(%)33.67Adj.R2(%)31.56

從表6可以看出，加入市場化指數(shù)與成長能力變量后，媒體報(bào)道與企業(yè)社會(huì)責(zé)任信息披露水平的回歸結(jié)果顯著正相關(guān)，與前面的結(jié)論一致。再看表7，加入變量后，分組回歸結(jié)果也與前文結(jié)論一致。綜上說明本文的研究結(jié)論具有較好的穩(wěn)健性，分析結(jié)果較為可靠。

表7穩(wěn)健性檢驗(yàn)：分組回歸分析結(jié)果

內(nèi)部控制質(zhì)量高Coef. T值內(nèi)部控制質(zhì)量低 Coef. T值CONS -0.3296-0.363.283***3.34MEDIA 0.03541.200.0789***2.21Wiki-0.0149-1.00 0.01370.82Growth0.06060.57 -0.0484-1.43SIZE 0.1701***3.86-0.0014-0.03IND1.04051.54-1.0578-1.55LEV -0.8435***-4.80 -0.4576***-2.64ROE 0.2164***3.33 0.0701***8.99PSN-0.0050-0.450.01050.70YEAR控制控制 控制控制Obs 227228F值 5.43*** 10.68***R2(%) 40.3241.25Adj.R2(%) 35.2137.39

四、結(jié)論與建議

本文得到的研究結(jié)論：(1)媒體報(bào)道越多，企業(yè)社會(huì)責(zé)任信息披露水平越高。(2)不同的內(nèi)部控制質(zhì)量下，媒體報(bào)道對(duì)企業(yè)社會(huì)責(zé)任信息披露的影響不同，具體表現(xiàn)為：相較于內(nèi)部控制質(zhì)量高的樣本企業(yè)，媒體報(bào)道對(duì)社會(huì)責(zé)任信息披露的影響在內(nèi)部控制質(zhì)量較低的樣本企業(yè)中更為顯著。本文的研究一方面從外部制度環(huán)境角度分析驗(yàn)證了媒體報(bào)道對(duì)企業(yè)社會(huì)責(zé)任信息披露水平具有顯著正向效應(yīng)，豐富了社會(huì)責(zé)任信息披露的影響因素研究；另一方面從內(nèi)部治理環(huán)境研究內(nèi)部控制質(zhì)量對(duì)媒體報(bào)道與企業(yè)社會(huì)責(zé)任信息披露之間關(guān)系的影響。本文研究不僅有助于加深對(duì)媒體報(bào)道作為企業(yè)社會(huì)責(zé)任信息披露水平調(diào)節(jié)器的理解，而且指出企業(yè)可以從公司內(nèi)部治理的角度來提升企業(yè)社會(huì)責(zé)任信息披露水平。

針對(duì)上述研究結(jié)論，本文提出以下幾點(diǎn)建議：(1)正確認(rèn)識(shí)媒體對(duì)企業(yè)治理、社會(huì)責(zé)任信息披露的積極作用，通過健全相關(guān)法律法規(guī)等方式，建立企業(yè)社會(huì)責(zé)任信息披露的剛性機(jī)制。(2)企業(yè)應(yīng)加強(qiáng)內(nèi)部治理，制定科學(xué)合理的內(nèi)部控制制度，自覺地履行社會(huì)責(zé)任及信息的披露，致力于樹立一個(gè)良好的社會(huì)責(zé)任履行者的形象，提升企業(yè)社會(huì)形象。(3)加大宣傳引導(dǎo)力度，營造“民眾積極參與監(jiān)督、企業(yè)自愿履行社會(huì)責(zé)任”的氛圍，形成良好的企業(yè)社會(huì)責(zé)任信息披露環(huán)境和監(jiān)督環(huán)境。