外部环保监督对企业环境信息披露的“区间效应”——基于企业定期报告中水信息文本的分析

陈 璇，陶峥嵘

（上海海洋大学经济管理学院，上海 201306）

政府通过颁布和实施各项环境保护相关法律法规给企业带来合法性压力，影响企业环境信息披露行为。除政府监管外，环境信息披露还受到公众、媒体等非正式制度因素的影响，尤其是媒体具备传播速度快、影响范围广等特点，增加了企业信息披露的违规成本，有效弥补了司法保护及其他环境规制的不足［1］。因此，政府监管和媒体报道成为企业环境信息披露的重要外部驱动因素。虽然自2008年起，政府相继出台了《环境信息公开办法（试行）（2008）》《企业事业单位环境信息公开办法（2015）》《企业环境信息依法披露管理办法（2021）》等一系列法律法规，规范企业环境信息披露的范围、内容和形式等，但是由于企业披露的环境信息中包含大量文字类信息，鉴于语言文字本身的修辞与情感表达方式等，使得法律法规难以在信息表达形式等方面作出明确规定。因此，在现阶段甚至未来一段时间内企业操控文本量、文本语调等进行选择性披露的行为仍会存在。比如六国化工（600470.SH）、泸州老窖（000568.SZ）等因污水处置不当问题被生态环境部通报和处罚，但该类信息却未披露在相应年度的企业定期报告中。又如宝钢股份（600019.SH）在信息披露过程中选择性地使用积极的词汇“粉饰”履责信息。此外，公众环境研究中心和自然资源保护协会发布的《2018—2019年度120城市污染源监管信息公开指数（PITI）报告》中指出，在日益趋严的外部环保监督压力下，山东、浙江、北京等地区近三年的环境信息披露水平较前几年有显著提升，但湖北、湖南、四川、贵州等地区环境数据公开却出现倒退现象。可见，随着外部环保监督压力增加，企业环境信息披露行为具有不确定性。

世界气象组织（WMO）《2021年气候服务状况：水》报告指出，预计到2050年，超过50亿人每年至少有一个月用水量不足。据“A股绿色周报”显示，晨鸣纸业（000048.SZ）、国中水务（600187.SH）等企业近年来都屡屡发生违规排放行为，企业生产废水排放进入河道导致水体出现富营养化、重金属超标等情况，使得生产与生活用水被污染，出现用水量不足等问题，产生水危机。全球环境信息研究中心（CDP）发布的《Water reporting guidance 2015》指出，如果企业无法在用水问题上进行科学的管理，水供应危机将成为地球面临的最大威胁之一。面对水危机，外界更多的目光投向了造成水污染、水短缺问题的排污耗水企业，公众与政府都迫切需要了解企业水资源管理情况，从而更好地监督企业排污行为。客观存在的水危机，给企业带来了合法性压力，甚至诱发其经营风险，而水信息披露不仅有助于降低信息不对称问题，缓解企业面临的合法性压力，而且也可以帮助企业了解自身的水风险和相关成本、收益等信息，为企业实施有效的水资源管理提供信息基础。此外，企业的水资源信息披露也是绿色金融市场中水交易活动信息资讯的形成基础，有助于提高水权交易市场的信息透明度，优化水资源配置。可见，水信息披露是提高企业用水效率、推动企业认真履行用水责任的基础，揭示水信息披露决定机制对缓解目前水危机具有重要现实意义。前期不断完善的法律法规尽管已增加了对碳排放信息披露的要求，但对企业水信息披露的要求仍相对滞后，为企业选择性水信息披露行为提供了较大的可操纵空间。

政府监管、媒体报道作为驱动企业进行环境信息披露的两种主要力量，如何影响企业选择性水信息披露行为是个值得深入探讨的问题。鉴于此，文章以沪、深2015—2019年水敏感行业的A股上市企业为样本，从水信息披露视角，结合中文语言特点使用文本分析技术，利用Python构建企业水信息披露行为指标，研究政府监管、媒体报道对企业水信息披露行为的影响。

1 文献综述

环境污染问题成为制约经济持续增长的关键因素之一，环境信息披露作为外部利益相关者了解企业环境履责情况的重要渠道，受到学术界的广泛关注。无论是为树立良好的环保形象，还是在环境事件发生时将其作为一种公关手段以缓解外部压力，环境信息披露对于企业获取社会声誉与合法性均发挥着重要作用［2-4］。大量研究表明企业环境信息披露受到外部环保监督的影响，主要存在三种观点：①外部环保监督促进企业环境信息披露。如陈璇等［5］认为政府通过颁布约束性或惩罚性的法律法规促使企业提高环境信息披露水平以满足合法性要求，Miller等［6］认为媒体监督可以减少企业披露环境信息时的人为操纵，促进披露更多环境信息。②外部环保监督抑制企业环境信息披露。如Burritt等［7］发现媒体大量曝光造成信息冗余使企业无法判断媒体态度可能降低企业水信息披露量。③外部环保监督对企业环境信息披露的影响存在差异。有研究发现地方政府会出于保护当地经济增长而放松环境管制，并对政治关联企业给以环境“软约束”，导致环境违法成本过低，造成环境信息披露政策失效［8］；也有研究发现环境规制对企业的环境信息披露影响因企业性质存在显著差异，如李强等［9］发现执法力度对国有企业、民营企业环境信息披露质量分别呈“U”型和倒“U”型关系。

以往研究并未得出一致的结论，且前期研究企业环境信息披露主要采用内容分析法，关注披露内容的充分性问题。如为了研究水信息披露，Burritt等［7］基于Morikawa的24项披露测度指标，增加“水数据第三方审计”指标，构建“企业水信息披露指数”指标体系，用来评价日本企业水信息披露质量；曾辉祥等［10］基于Burritt等［7］的研究从定性和定量指标两个维度构建了一套结合中国实际情况更加细化的量表。近年来，依托于计算机的文本分析技术快速发展，学者们开始关注文本信息的披露方式。相比于财务数字信息，文本信息具有更大的操控空间，公司管理者会利用文字本身具备的修辞与情感表达方式等，操纵信息披露的内容、文本语调等方式［11］，试图控制信息受众者对企业的印象，引导利益相关者对于企业现状的判断［12］，从而影响其与企业相关的决策行为。如赵敏［13］发现企业在信息披露过程中会使用强调或夸大的词汇修饰美化企业形象。

通过梳理以往文献，文章发现已有文献可能存在以下两点不足：①当前的研究更关注企业操纵文本内容和语调的目的及其经济后果，缺少对此类操纵行为影响机制的研究；②以往研究未从信息表达方式角度对企业的水信息披露行为进行分析，对水文本信息中客观存在的自由裁量空间和选择性披露行为也鲜有涉及。鉴于此，结合文本分析技术，文章研究政府监管、媒体报道对企业水信息文本量和文本语调会产生什么影响。

2 理论分析

2.1 政府监管强度与企业水信息文本量

近年来，中国政府陆续出台多部法律法规引导企业环境信息披露，比如原环境保护部2008年颁布了《环境信息公开办法（试行）》、2015年颁布了《中华人民共和国环境保护法》，生态环境部2021年印发了《企业环境信息披露管理办法》（以下简称“新版《办法》”）。由此可见，企业在进行环境信息披露时面临的环境规制越来越严格，外部环保监督压力不断增强。

合法性理论指出，企业会因不满足合法性要求而导致经营受限，而公开环境管理信息是证明其合法性的有效手段，同时能给企业带来竞争优势［2］。政府监管给企业带来合法性压力，不满足环保要求被检查出存在环境问题的企业需要付出一定的违规成本，而环境信息披露无须改变企业的经营模式，就能促进企业发展、降低市场风险，达到维持合法性的目的［3］；并且企业通过大量披露环境管理信息，向利益相关者展现主动承担社会责任的形象，有助于获得投资者的持续支持。因此，基于合法性理论，政府监管可以有效促进企业增加环境信息披露。

成本竞争优势理论认为，企业在追求利润最大化的过程中存在两个不可忽略的问题，即信息披露成本和信息泄露风险［14］，前者是指信息收集、整理、审计以及发布成本，后者是指专有信息泄露导致竞争对手做出负面回应的风险。在外部环保监督压力下，企业为提高环境治理水平，需开支额外的资金用于购买环保设施和研发环保技术，不仅会增加企业生产成本还会提高企业未来投资的风险［15］。如果环境信息披露不能直接带来经济效益，反而还需要为其支付额外的环保成本，企业主动披露环境信息的意愿将会下降［9］。而存在的风险也会对企业的资源配置合理性提出更高的要求，企业在资源受到约束的情况下很难增加环境信息披露［16］。

水敏感企业在逐渐严格的政府监管下，企业不遵守合法性要求所支付的违规成本不断增加，若违规成本小于企业信息披露成本，且存在专有信息泄露的风险，企业为了追求利润最大化更倾向于付出一定的违规成本而选择减少水信息的披露；只有政府监管强度达到特定值时，违规成本大于信息披露成本，且满足合法性要求使企业获得资源的能力越强，在市场上的竞争优势越大［14］，此时企业更愿意增加水信息披露量。基于此，提出假设1。

H1：政府监管与水信息文本量之间存在“区间效应”。

2.2 媒体报道力度与企业水信息文本量

信息爆炸时代，媒体快速传播能力可以通过大量报道引发公众关注，及时给企业带来压力，促使企业采取应对措施。例如长沙比亚迪（002594.SZ）工厂疑似污染事件经过中国新闻周刊、凤凰网财经等多家媒体多次转发报道后的首个交易日A股下跌3.86%，H股下跌5.95%，部分产线被迫进行停产整顿。媒体除了曝光企业环境违法现象，还能对环境治理的先进典型案例进行大力宣传推广，激励企业持续的绿色行为。如山西省组织专家媒体参观多家钢铁企业环保项目的活动经由人民网、新华网、《中国环境报》等多家主流新闻媒体转发报道后，使相关企业获得更多的关注与资金支持，有利于激励企业持续的环保行为。

利益相关者理论认为，企业成功与否取决于与利益相关者的关系，互相信任的关系有助于利益相关者作出促进企业发展的决策，使企业获得持续的竞争优势，提高企业绩效；反之利益相关者可能作出相反的决策，不利于企业的持续经营发展。而期望理论指出，个体的决策受到其对目标组织的期望和感知的共同影响［17］。因此，利益相关者的决策行为一方面取决于对企业的感知程度，另一方面取决于对企业的期望高低。而真实感知到的和期望的往往存在差别，只有感知高于期望，才可能促使利益相关者产生满意情绪，进而作出对企业有利的决策；当感知低于期望，则可能引发投资者不满情绪，作出不利的决策。

媒体作为信息传递的中介，是利益相关者了解企业的重要途径，会影响利益相关者对企业的期望高低。一般而言，媒体对企业环境管理相关的报道强度越大，外界对企业的环境资源管理情况的关注越多，企业面临的合法性压力越大，外界也越期望企业披露更多的环境管理信息来展现企业的环保履责情况。利益相关者的感知程度受到企业环境信息真实披露水平的影响。一般而言，披露的内容越多，传递的信息也越详细，越有助于增加利益相关者对企业真实环境管理的感知程度。

当企业试图以水信息披露影响利益相关者的决策时，起决定性作用的是利益相关者对企业水信息披露量的期望和感知之间的一致性关系［18］。随着媒体报道力度的增加，外界对企业水信息披露量的期望增高，但由于受到信息披露文本量的限制，对企业真实水信息披露的感知不会随着媒体报道数量增加而提高［19］。如果外界对水信息披露的感知大于期望，说明企业已披露了超出利益相关者预期的信息量，此时企业可能会为了节约信息披露成本降低信息泄露的风险而减少披露量；随着媒体报道力度不断增加，当报道强度高于一定水平后，外界对水信息披露的感知小于期望，企业就会考虑通过披露更多的水资源管理信息提高外界的感知，达到利益相关者的期望与感知的一致。基于此，提出假设2。

H2：媒体报道力度与水信息文本量之间存在“区间效应”。

2.3 媒体报道倾向与企业水信息文本语调

媒体报道数量客观地体现了媒体监管的力度，而报道倾向更能体现媒体的主观态度。媒体报道倾向主要通过声誉机制影响企业治理。社会声誉是企业重要的无形资产，尤其信息不对称的客观存在使媒体报道倾向具有明显的舆论引导作用，报道倾向不仅影响企业声誉［18］，也会对利益相关者产生影响，促使它们形成“声誉共同体”［20］。比如2021年上海石化（600688.SH）因超标排污，进入投资标的环境风险榜单，投资者出于风险考虑抛出手中个股，出现连续两日股票大跌，跌幅分别为3.25%和3.1%。负面报道导致“声誉共同体”声誉受损，企业在获得既定收益时需要付出额外代价，即声誉受损成本。声誉受损成本的大小决定了企业纠错的主动性：在声誉受损成本大于既定收益时，企业出于提高社会声誉和经济利益的考虑，披露环境信息时会通过使用较为乐观的词汇来表达不利的信息［21］，向市场传递企业良好的环境资源管理信号；并且“声誉共同体”中的其他成员因声誉受损向企业施压，使用积极的语调披露是最直接的方式挽回利益相关者和社会公众对企业的信心［22］，诸多研究也证实文本语调的确可以引导市场行为，并影响市场对企业的反应［11-12］。随着正面报道增加，声誉受损成本降低，同时媒体过度的赞誉之声使外界对企业的环境管理有更高的预期，进而给企业带来较大的市场压力，使企业行为更加谨慎和保守［23］。因此，在声誉受损成本小于既定收益时，企业不需要继续通过操纵文本语调“粉饰”信息，而持续增加的正面报道反而可能带有情感化的偏误，进而产生相反的作用，企业此时更可能使用保守的词汇披露信息以免引起更多关注。

基于以上分析，随着媒体报道逐渐转向正面，若企业因负面报道导致的声誉受损成本远大于既定收益，企业为维护声誉倾向于使用积极的词汇披露水信息使文本语调值升高；随着报道倾向不断增加至“拐点”，既定收益足以弥补声誉受损成本，企业声誉问题也得到了缓解，为了避免过度赞誉带来的市场压力，企业可能会采用更谨慎性的词汇披露水信息使文本语调值降低。基于此，提出假设3。

H3：媒体报道倾向与水信息文本语调之间存在“区间效应”。

上述研究假设的整体理论框架如图1所示。

图1 政府监管、媒体报道与企业水信息披露理论框架

3 研究设计

3.1 样本选择与数据来源

参考Zhou等［24］的做法，从农林牧副渔业（A01—A04）、采矿业（B07）、制造业（C13—C41）、电力、热力、燃气及水生产和供应业（D44—D46）以及水利、环境和公共设施管理业（N76—N78）五大水敏感行业中选取2015—2019年305家A股上市企业为研究样本，对样本做如下筛选：①剔除在2015—2019年间被*ST、ST的样本；②剔除财务数据缺失的样本；③剔除既没有披露《社会责任报告》也没有披露《环境报告》的样本。最终，得到1 525个有效观测值。

水信息披露数据来自选定上市企业2015—2019年发布的年度报告、社会责任报告和环境报告中，基于关键词匹配方法，使用Python提取水信息文本并计算水信息文本量，基于情感词典计算水信息文本语调；政府监管数据来自IPE数据库发布的城市污染源监管信息公开指数（PITI）；媒体报道数据来自国泰安数据（CSMAR）中的“上市公司新闻数据库”；其他数据来自CSMAR数据库和CNRDS数据库。

3.2 变量说明

3.2.1 被解释变量

被解释变量是水信息文本量和水信息文本语调。该研究中利用Python基于关键词匹配法获得水信息披露文本并计算文本量，再基于情感词典计算水信息文本语调。因此，需要确定水信息披露关键词集与情感词典：①水信息披露关键词集是通过整合Burritt等［7］和曾辉祥等［10］文献中“企业水信息披露指标”提供的关键词，如水资源管理、废水类型、需水量、水价等，结合原环境保护部发布的《水污染名称代码》中与水污染有关的关键词，如PH、化学需氧量、悬浮物等，再通过Wingo财经文本数据平台提供的相似词工具扩展初步得到原始词集602个；之后使用Python去重、删减，如“中水、中水回用、中水回用装置、回用中水”等一系列关键词，只保留“中水”，最终保留关键词449个。②情感词典的获取参考曾庆生等［11］的做法，对Loughran和McDonald（2011）词典（https：//sraf.nd.edu/data/）进行翻译保留；再融合国内常用词典，如清华大学李军中文情感词典、台湾大学情感词典、知网情感分析词典，利用Python融合后最终保留正面词10 982个，负面词16 739个。

水信息文本量（WT）：从数量角度衡量企业水信息披露行为，即披露字数占比。衡量方式：水信息披露总字数/文本总字数，WT越接近1，说明企业水信息披露的内容越详细。

水信息文本语调（Emotion）：从语义角度衡量企业水信息披露行为。使用jieba对水信息文本作分词处理，基于情感词典利用Python计算经过分词处理后的文本资料中积极词汇数和消极词汇数，再借鉴Bliss等［25］的衡量方式：（积极词汇数-消极词汇数）/（积极词汇数+消极词汇数），Emotion越大，说明企业在披露水信息时使用的词汇越积极。

3.2.2 解释变量

政府监管强度（Gov）：以公众环境研究中心（IPE）和自然资源保护协会（NRDC）共同发布的污染源监管信息公开指数（PITI）作为衡量政府监管强度的指标，PITI指数是通过对每座城市的污染源监管信息公开状况进行评价，给出得分和总体排名，客观地体现了当地政府对环境信息披露的监管力度。

媒体报道力度（Media_amount）：媒体数据来自CSMAR新闻数据库，筛选出其中有关环境方面的报道，使用Python搜索匹配报道中的企业名称及代码，计算与每家企业有关的媒体报道数量，将“媒体报道数量+1”取对数视为媒体报道力度的代理变量。

媒体报道倾向（Media_trend）：将筛选出的媒体报道分为中性报道、负面报道和正面报道，使用Janis-Fadner系数（J-F）计算媒体报道倾向［26］。

3.2.3 控制变量

参照相关研究的做法［7，10］，对企业规模（Size）、资产负债率（Lev）、盈利能力（ROA）、独董占比（In_director）、股权集中度（Top）、重污染企业（Pollution）、企业性质（State）、环境绩效（EP）进行控制。变量的具体定义见表1。

表1 变量定义

3.3 建立模型

对假设中可能存在的区间效应，利用散点图对政府监管、媒体报道与企业水信息披露数据进行拟合，图2显示无法排除政府监管、媒体报道与企业水信息披露行为之间存在非线性关系。

图2 散点图

因此，对假设H1的区间效应，构建模型（1）进行检验：

其中：WTit表示i企业t年度水信息披露文本量；lnGovit表示i企业t年度面临的政府监管强度；lnGovsq为lnGov的二次项。Controls表示控制变量，Companyi和Yeart分别固定企业和年份，εit表示随机扰动项。

对假设H2的区间效应，构建模型（2）进行检验：

其中：Media_amountit表示i企业t年度面临的政府媒体报道力度；Media_amountsq为Media_amount的二次项。其他变量定义同模型（1）。

对假设H3的区间效应，构建模型（3）进行检验：

其中：Emotionit表示i企业t年度水信息文本语调；Media_trendit表示i企业t年度面临的媒体报道倾向；Media_trendsq为Media_trend的二次项。其他变量定义同模型（1）、模型（2）。

4 实证结果与分析

4.1 描述性统计分析

表2报告了变量的描述性统计分析结果。其中，水信息文本量的均值为0.044，中位数为0.037，说明超过一半的企业未达到水信息披露平均水平，总体水信息披露量偏低；水信息文本语调的均值0.414，略小于中位数0.417，说明水信息文本语调分布集中；政府监管强度、媒体报道力度以及媒体报道倾向的标准差分别为0.237、1.047、0.445，表明政府和媒体对不同企业的监管存在较大差异。同时检测了变量间的Person相关系数，其中自变量与控制变量之间的相关系数均小于0.5，可以认为变量之间不存在严重的共线性问题。

表2 变量描述性统计

4.2 基准回归结果分析

考虑误差项可能存在截面相关、序列相关和异方差问题而导致F检验结果不可靠，因此，首先需要检验面板数据是否存在以上三个问题（表3）。结果显示，Frees检验的F值均大于10%水平上的临界值，无法排除存在截面相关问题；Wooldridge检验、Wald检验P值均在1%的水平上拒绝原假设，无法排除存在序列相关、异方差问题。

表3 模型检验及选择

考虑到样本数据存在以上三个问题，参考Hoechle［27］的做法检验是否存在个体效应，并构建辅助回归模型，对所有的解释变量做联合显著性检验，F检验结果均在1%的水平上拒绝原假设，说明存在个体效应，因此最终选用“panel-corrected标准误”固定效应模型进行实证分析，并对回归结果进行“U”型关系检验。回归及检验结果见表4。

表4的列（1）显示，政府监管强度二次项（lnGovsq）回归系数在5%水平上显著为正，一次项（lnGov）的回归系数在5%水平显著为负，且拐点为3.944，在lnGov的取值范围内（［2.960，4.412］），“U”型关系检验的P值0.013在5%的水平上拒绝“拐点不在数据范围内”的原假设，表明随着政府监管强度的增加，企业水信息文本量出现先降后升的正“U”型区间效应，假设1得到支持。在政府监管强度较弱时，企业水息披露成本大于不满足合法性要求付出的违规成本，企业会为了节约成本降低水信息披露量；当政府监管强度不断增强至“拐点”后，违规成本大于企业的披露成本，企业为达到利润最大化会选择增加水信息披露量。

表4的列（2）显示，媒体报道力度二次项（Media_amountsq）的回归系数在1%水平上显著为正，一次项（Media_amount）的回归系数在1%水平显著为负，且拐点为1.343，在Media_amount的取值范围内（［0，6.358］），“U”型关系检验的P值0.002在5%的水平上拒绝原假设，表明随着媒体报道力度的增加，企业水信息文本量出现先降后升的正“U”型区间效应，假设2得到支持。在媒体报道力度较低时，外界对企业水信息披露质量的期望低于对企业水信息披露的感知，企业会为了节约信息披露成本而减少披露；随着媒体报道力度增加至一定水平后，出现期望大于感知的情况，此时企业可能会通过披露更多的水资源管理信息提高外界对水信息披露的感知［28］。

表4的列（3）显示，媒体报道倾向二次项（Media_trendsq）的回归系数在5%的水平上显著为负，一次项（Me-dia_trend）的回归系数在10%的水平上显著为正，且拐点为0.497，在Media_trend的取值范围内（［-0.125， 1］），“U”型关系检验的P值0.043在5%的水平上拒绝原假设，随正面报道增加，企业水信息文本语调出现先升后降的倒“U”型区间效应，假设3得到支持。当负面报道较多时，企业声誉受损成本大于既定收益，企业为维护声誉可能会倾向于使用积极的语调披露水信息，使得文本语调值升高；随着正面报道不断增加，企业声誉问题得到了缓解，过度赞誉反而会给企业带来更大的市场压力，此时企业则会采用更谨慎性的词汇披露水信息，导致文本语调值降低。

对于控制变量的检验结果，环境绩效（EP）以及是否重污染（Pollution）皆在模型（1）与模型（2）中在1%的水平上显著为正，这是因为环境绩效好的企业一般环保政策落实较好，注重外界的环境履责表现，会更多披露履责信息，加快形象的建立与提升，增强社会公众和投资者对企业的信心，提升企业市场竞争力；重污染企业往往受到更大的合法性压力，增加信息披露量是获得经营合法性常用的手段。其他大部分控制变量的符号与已有研究一致。

4.3 稳健性检验与内生性问题

（1）替换变量。使用水信息文本总字数（Twords）来代替水信息文本量（WT）；借鉴Davis等［12］的做法计算水信息文本语调（Emotion_2），即（积极词汇数-消极词汇数）/总词汇数，用来代替Emotion。回归结果见表5的列（1）—列（3），与表4研究结论一致。

（2）替换模型。为了克服面板数据存在的截面相关、异方差和序列相关问题，使用Hoechle［27］提出的“Driscoll-Kraay标准误”固定效应模型回归方法。回归结果见表5的列（4）—列（6），与表4研究结论一致。

（3）内生性问题。相关研究表明，环境信息披露与盈利能力、环境绩效存在反向因果关系。无论是具有较高盈利能力的公司为了避免信息不对称［29］，还是环境表现较好的企业为了向公众传递良好的企业形象［30］，都会更多披露环境信息。同时，环境信息披露体现了企业良好的环境管理行为，有助于提高社会声誉和市场竞争力。考虑到动态系统GMM模型可以用来解决因反向因果关系导致的内生性问题以及异方差和序列相关问题，故使用系统GMM模型解决信息披露与盈利能力、环境绩效之间的内生性问题，检验结果见表5的列（7）—列（9），与表4研究结论一致。并且，AR（2）的P值均在10%的显著水平上接受了“模型不存在序列相关”的原假设，Sargan值显示模型均在10%的显著水平上接受了“所有工具变量有效”的原假设。

表4 政府监管、媒体报道对水信息披露的影响回归结果

表5 稳健性检验与内生性问题

5 进一步分析：共同作用检验

前期研究表明，第三方监管可以提升政府对企业污染排放的监管效率［31］。事实证明，政府监管受制于企业数量多、监管部门人力不足等因素影响，往往不能及时有效地监管企业的环境信息披露行为。而媒体传播速度快、影响范围广和更新及时的特点，可以满足外界对信息的需求，缓解了信息不对称压力，政府颁布的法律法规或对企业的环境处罚等都会通过媒体快速传递给大众，媒体会放大政府监管给企业带来的“合法性”信号［17］。因此，媒体作为重要的第三方监督渠道，与政府相关部门形成良好配合，可以缓解政府部门的监管压力。基于此，文章根据媒体报道力度的中位数将数据分为低强度报道和高强度报道两组，分别探讨不同报道压力下政府监管对企业水信息披露的影响。

表6的列（1）、列（2）显示，无论媒体报道力度的高低，政府监管与企业水信息文本量之间均存在显著的正“U”型区间效应，Chow检验结果显示两组的系数存在显著差异。再根据表6的列（1）、列（2）绘制图3（a），显示高强度的媒体报道加强了正“U”型关系。基于前文的分析，环境违规成本小于信息披露成本时，政府监管强度与企业水信息文本量之间存在负相关关系，此时大量媒体报道有助于降低企业与政府之间的信息不对称，缓解了企业面临的合法性压力，企业无须更多披露水信息，甚至可能为了节约信息披露成本继续降低披露量，加强了上述负相关关系；随着政府监管强度增强至“拐点”后，违规成本大于信息披露成本，企业会通过增加水信息披露缓解合法性压力，这时政府监管强度与企业水信息文本量之间存在正相关关系，此时大量媒体报道会引起政府等利益相关者的广泛关注，进一步增加企业的合法性压力，促使企业更加注重水信息披露，强化了上述正相关关系。图3（a）还显示出高强度媒体报道下正“U”型曲线拐点滞后到来。这是因为水信息披露过程中需要支付信息披露成本，大量媒体报道增加了企业信息泄露的风险，进而增加了企业应对风险的成本，导致拐点滞后出现。

表6的列（3）、列（4）显示，无论媒体报道力度的高低，媒体报道倾向与企业水信息披露语调之间均存在显著的倒“U”型关系，Chow检验结果显示两组的系数存在显著差异。再根据表6的列（3）、列（4）绘制图3（b），显示高强度的媒体报道削弱了两者之间的倒“U”型关系。认知心理学认为行为主体对外界事物的反应过程起始于对事物的关注，然后才会对所关注的事物进行编码和判断、转换和推理，进而做出反应［18］。因此，在高强度报道的环境中，无论是外界还是企业对更多的媒体报道做出反应，都需要更长的时间接收、转换并理解，所以媒体报道倾向对企业水信息文本语调的边际影响有趋缓倾向，表现在图形中曲线斜率绝对值变小。图3（b）还显示高强度媒体报道下倒“U”型曲线拐点滞后到来，根据期望理论，被媒体大量报道的企业往往面临更高的期望，对压力与赞誉都有更强的承受能力，因此，大量媒体报道下，企业对正面报道带来的高预期市场压力存在延迟反应，导致拐点滞后出现。

图3 媒体报道力度的差异

表6 媒体报道力度的差异分析回归结果

6 异质性分析

环境信息披露体现了企业污染治理的能力，是企业管理的重要组成部分。有研究表明，良好的内部环境管理有助于促进企业环境信息披露水平的提高［32］。除了外部环保监督和内部环境治理因素，企业环境信息披露还可能受到地区差异影响。一般而言，水质相对较差地区往往面临更大的水危机，这就可能导致不同地区企业披露环境信息积极性的差异。因此，文章分别考虑企业内部环境管理质量差异与区域水资源质量异质性条件下，外部环保监督对企业水信息披露的影响有何区别。

6.1 企业内部环境管理质量的影响

企业在外部环保监督压力下披露环境信息往往被认为是一种被动的“防御型披露”，此外，企业还可能存在“进取型披露”，即企业自愿接受环境规制［33］，如ISO 14001标准认证，并主动向外界披露环保信息。一般而言，通过ISO 14001环境管理体系认证后可证明该组织具备较高的环境管理水平，能够确保企业生产活动中的各类污染物排放达到相应标准。因此，政府对于通过认证的企业可能会降低监管强度，同时，相比于获得ISO 14001认证的企业，未认证的企业可能对政府的监管更敏感［34］。表7的列（1）、列（2）根据企业是否通过ISO 14001标准认证进行了分组检验。结果表明，政府监管对未经过ISO 14001标准认证企业的环境信息披露的影响更明显。

表7的列（3）、列（4）表明，无论企业是否通过ISO认证，媒体报道力度与企业水信息文本量之间均存在显著的正“U”型区间效应。再根据表7的列（3）、（4）（虽然表7的列（4）Media_amount的一次项系数-0.008未通过10%的显著性水平，但对应的P值为0.126，已经接近于10%的显著性水平）绘制图4（a）显示，“ISO未认证”组的拐点提前出现。这是因为与政府监管、ISO 14001认证这一类政策型监督不同的是，媒体监管是独立于政策型监管的第三方监管渠道，一般而言，企业通过ISO 14001认证已经建立了内部环境管理系统，可以达到环境监督的监管要求［35］，未认证的企业更可能存在环境违规的风险，对媒体报道更加敏感，随着媒体报道力度的增强可能率先进入信息披露上行区间。

表7的列（5）、列（6）表明，无论企业是否通过ISO认证，媒体报道倾向与企业水信息文本语调之间均存在显著的倒“U”型区间效应。再根据表7的列（5）、列（6）结果绘制图4（b），结果表明“ISO认证”组的拐点提前出现，即通过ISO14001标准认证的企业对媒体舆论倾向更加敏感。这可能存在两种原因：一是被认证的企业在之后的管理中真实地披露了环境信息，媒体的正面报道虽然帮助企业获得良好的声誉，但同时加剧了企业面临的市场压力，为了转移媒体视线并达到缓解市场压力的目的，披露过程中可能会操纵文本语调更早进入下行区间；二是被认证的企业中存在部分企业通过认证后并没有采取环境管理行动，媒体评价会提高企业虚假行为被曝光的风险，企业会因担心外界的反应而采用保守的语调披露信息，同样更早进入下行区间。

图4 企业内部环境管理质量的影响

表7 企业内部环境管理质量的影响回归结果

6.2 地区水资源质量的影响

水资源质量较好说明当地更注重环境保护，外界对企业环境信息披露往往存在更高的要求，企业更可能受到外部环保监督的影响；反之，水资源质量较差的地区，由于信息披露成本以及信息泄露风险的客观存在，企业没有较大动力去披露环境信息［36］。因此，考虑到地区水资源质量差异，文章根据IPE数据库发布的水信息公开指数（WQTI），将样本分为低水质地区样本和高水质地区样本，分组检验在不同地区外部环保监督对企业水信息披露行为的影响。

表8的列（1）、列（3）、列（5）是处于低水质地区下政府监管、媒体报道与企业水信息披露无显著关系，列（2）、列（4）、列（6）是处于高水质地区下存在显著的区间效应。对此，文章认为水资源质量较高的地区监管往往更加严格，公众具有较强的环保意识，外部环保监督会影响企业水信息披露的行为选择；而低水质地区的企业面对不高的违规成本和较大的环保投入，外部环保监管可能对其失效［4］。

表8 地区水资源质量的影响回归结果

7 研究结论与启示

企业环境信息披露存在选择性披露现象，了解外部环保监督对环境信息披露的影响，有助于更好促进企业环境管理行为。文章以水信息披露为研究视角，考察外部环保监督对企业环境信息披露的“区间效应”影响，主要结论如下。

（1）企业水信息披露存在选择性行为，政府监管、媒体报道对企业水信息披露的影响存在“区间效应”：随着政府监管强度、媒体报道力度的增加，企业水信息文本量均出现先降后升的正“U”型区间效应；随着媒体正面报道的增加，企业水信息文本语调出现先升后降的倒“U”型区间效应。

（2）高强度媒体报道会加强政府监管与企业水信息文本量之间的正“U”型关系，削弱媒体报道倾向与企业水信息文本语调之间的倒“U”型关系。此外，由于大量媒体报道缓解了企业面临的合法性压力，增加了企业信息泄露的风险，因此，高强度媒体报道下，上述两种“U”型曲线拐点滞后出现。

（3）通过对比发现，较之于未通过ISO 14001认证的企业，在通过认证的企业中，政府监管对企业水信息文本量的“区间效应”不再显著，媒体报道力度对水信息文本量的正“U”型“区间效应”拐点滞后出现，媒体报道倾向对水信息文本语调的倒“U”型“区间效应”拐点提前出现。与水资源质量较好地区不同，在水资源质量较差地区，企业缺乏水信息披露的积极性而使政府监管、媒体报道对企业水信息披露的影响并未表现出显著“区间效应”。

上述研究结果对市场各参与方具有重要启示：①“区间效应”的存在提示政府和媒体不能“一刀切”地盲目加大监管强度，而应结合企业内部环境管理水平施加不同的监管力度。在上升阶段，政府和媒体通过加强监管切实发挥对企业水信息披露的推动作用；在下降阶段，政府和媒体可以较多借助环境补助、舆论激励等手段，激发企业自身的环境信息披露积极性。②政府应加快完善水信息披露体系的构建。新版《办法》已将“碳排放”纳入披露内容，下一步可以在充分考虑中国实际发展情况和企业差异化的基础上，融合国际上领先的披露框架，制定公开可行的企业水信息披露标准。③发挥媒体对政府监管的补充作用。由于政府监管存在信息不对称问题，仅少数环境违法行为能被发现，尤其对于突发环境事件，媒体可以充分发挥及时快速报道的能力，通过舆论引导企业采取行动；媒体也可以通过大量报道使环境事件成为社会热点问题，引发政府关注，促进企业提升环境信息透明度。