环境信息披露与高耗能行业的绿色创新——基于媒体关注的调节作用

南京信息工程大学管理工程学院 张慧明 李丽蓉 曹紫荆

一、引言

环境问题成为备受关注的公共议题。“十四五”规划提出，要持续改善环境质量，健全现代环境治理体系，加大环保信息公开力度，加强企业环境治理责任制度建设，加快发展方式绿色转型。企业作为污染排放的主要责任者，成为环境保护与治理的关键环节。近年来高耗能行业爆发的一系列环境违法行为，如沙钢集团固废污染、罗平锌电重金属污染等事件，加剧了高耗能行业环境信息披露的压力。而绿色创新被普遍认为是高耗能行业节约资源、减轻污染的重要工具，可以帮助企业实现经济效益和环境效益的双赢。因此，高耗能企业的环境信息披露和绿色创新成为影响其生存发展的重要决策。

在信息时代，媒体成为公司治理的一股重要力量，其信息传递及舆论引导功能不断强化。2010年紫金矿业污染事件发生后，多方媒体迅速跟进展开调查。迫于巨大舆论压力，紫金矿业向外界公布其污染情况并积极配合相关整改工作，且在事发至今每年都在财务报表中对环境相关信息予以披露。由此可见，媒体报道显著影响了企业环境信息披露，并且对环境违法行为起到舆论监督作用。

基于这一现实背景，本文以我国高耗能行业上市公司为样本，探究了环境信息披露对于企业绿色创新的影响以及作用机制，并且进一步检验了媒体关注在其中所发挥的调节作用，以期为高耗能行业环境信息披露与绿色创新的协同发展提供政策建议。

本文可能的创新点在于：（1）区别于以往有关环境信息披露的研究侧重于重污染行业，本文将研究视角聚焦于高耗能行业。不同于传统的环境信息披露经济后果的研究，本文直接探究了高耗能行业的环境信息披露与企业绿色创新的关系，对于高耗能行业实现经济效益和环境效益共赢具有现实意义。（2）基于有效监督理论，引入媒体关注变量进行环境信息披露、绿色创新以及媒体关注三者间的研究，验证了媒体关注是否以及如何调节环境信息披露对企业绿色创新的影响，并且在传统的媒体报道数量基础上，进一步考虑媒体语调的影响，丰富了媒体治理理论。（3）本文探讨了财政补贴以及市场化水平对环境信息披露与绿色创新之间关系的影响，以期为发挥环境信息披露对绿色创新的激励作用提供针对性建议。

二、文献综述

现阶段与本研究相关的文献聚焦于：环境信息披露与绿色创新间的关系以及媒体关注的治理作用。

（一）环境信息披露与绿色创新研究

近年来，随着外部环境压力的加大和全社会环保意识的增强，绿色创新的概念应运而生。与传统创新相比，绿色创新兼具社会责任角度的“绿色”和经济发展角度的“创新”。目前，企业履行社会责任已成为社会各界的共识，而企业创新作为提高竞争力的关键因素，在世界范围内，不论是欧美发达国家还是新兴经济体内，企业社会责任能够促进企业创新这一观点均得到了证实。环境信息披露作为企业履行社会责任的一个重要途径，能够弱化信息不对称，保障公众知情权和监督权，因此学者逐渐关注环境信息披露对于技术创新的作用。在宏观层面，陈浩等利用地级市面板数据研究发现污染源监管信息公开指数的施行显著促进了城市技术创新。在微观层面，企业进行环境信息披露，降低了信息不对称程度以及投资风险，并且环境信息披露作为企业履行社会责任的表现，直接提升了内部员工的认同感与安全感，在内外两途径的共同作用下，提升了企业的创新水平。这一观点得到学者以重污染行业为实例的论证支持。对于重污染企业而言，环境信息披露可以被视为自愿性的环境规制。从短期来看，企业披露环境信息会挤占创新活动的资源，从而抑制企业的绿色创新，但是从长期来看，企业会选择自主遵守监管规则，自觉披露环境信息，并通过绿色创新以实现高效生产并在未来市场竞争中获取先发优势。

（二）媒体关注调节作用研究

当前媒体关注对于环境信息披露与绿色创新关系调节作用的针对性研究较为匮乏，此处重点介绍媒体关注对于企业环境信息披露以及企业绿色创新的作用。

当企业面临较高的市场关注时，更倾向于从事社会责任活动。环境信息披露作为企业社会责任的一部分，同样呈现出显著的“议程设置”特点。媒体报道水平的提高会促进环境信息披露水平的提高，学者通过仿真建模以及实证检验均证实了这一结论。随着研究深入，学者发现媒体报道内容的倾向性所体现的舆论监督会构成企业的合法性压力。为了进行合法性管理，企业会提高环境信息披露水平，以影响社会公众对企业环境表现的认知。然而，Cla rks on e t a l.对合法性理论在自愿环境披露领域的稳健性提出了质疑。当前，新媒体加快了社会事件舆论发酵和传播的速度，类似的，网络新媒体对于环境信息披露同样具有促进作用，但是对其信息披露质量的改善作用较小。

针对媒体关注与技术创新的关系，学界普遍存在“激励效应”与“抑制效应”两种不同观点，尚未形成统一结论。“市场压力假说”认为过多的媒体关注会给管理者带来短期业绩压力进而降低企业的创新投入水平。杨道广等延续这一逻辑，使用企业专利数据，从产出角度论证了媒体关注对于企业创新的负向效应。然而，这一观点主要基于法律体系健全、公司治理完善的成熟资本市场背景，针对我国资本市场现状而言，媒体仍旧发挥了“激浊扬清”的治理作用。李大元等依据议程设置理论和合法性理论，在划分媒体报道语调后构建了J-F指数来测度舆论压力，证实了舆论压力与企业绿色创新呈现显著正相关；并且这一结论得到学者以重污染行业上市企业为实例的论证支持。

（三）文献述评

梳理相关文献发现，首先，现有环境信息披露的研究多以重污染行业为样本，对于高耗能行业的针对性研究较为缺乏；其次，目前关于环境信息披露、企业绿色创新以及媒体关注的研究中，较多探讨了两者间的关系，对于三者间的耦合研究相对不足，这也是本研究的出发点与关注点之所在；最后，高耗能行业环境信息披露对于绿色创新的具体情境效应以及作用机制需要进一步厘清，以期为实现环境信息披露的创新激励效应提供针对性建议。

三、研究假设

（一）环境信息披露与企业绿色创新

根据信息不对称理论，企业内外部之间存在严重的信息不对称问题，投资者往往处于信息劣势地位，承担较高的风险。高耗能企业披露环境信息，投资者能够对企业的经营风险、现金流量、发展潜力做出更为准确的判断，从而降低环境风险顾虑，提升投资者的信心；同时，良好的环境表现会增强企业的声誉，提升对潜在投资者的吸引力，缓解企业的融资约束，为企业绿色创新提供稳定的资金来源，增强企业绿色创新能力。针对高耗能行业高能耗、高污染的特点，环境信息披露已成为金融机构信贷决策的重要衡量指标。高耗能企业进行环境信息披露有助于缓解企业与金融机构之间的信息不对称问题，提升金融机构对企业的信用评估水平，降低企业的信用风险，进而帮助企业获取更多银行贷款并降低债务融资成本。此外，消费者作为企业产品及服务的最终使用者，对企业的经营决策具有重要影响。严峻的环保局势使得消费者环保意识显著增强，对于所购买产品、服务的环保标准有所提高。高耗能企业披露环境信息，有助于在消费者群体中树立良好的企业形象，提升消费者忠诚度。对于环境表现良好的企业，消费者会身体力行地给予支持，企业得以实现良好经济效益，增强绿色创新能力，进而为消费者提供更多绿色环保的产品及服务。

综上，高耗能行业进行环境信息披露，企业得以借此向利益相关者宣传其经营理念和环境效益，进而增强关键利益相关者的理解、认可与支持。随着利益相关者认可与支持水平的提高，企业资源获取成本逐渐降低、企业短期风险抵御能力逐渐增强，进而为企业实施培育技术竞争优势的创新战略创造必要条件。基于上述讨论，提出假设1。

H1：企业环境信息披露能够促进企业绿色创新。

（二）媒体关注的调节作用

公司经营活动中信息不对称的现象为高管的机会主义行为创造了空间，而创新活动投入资金多、回报周期长、不确定风险高的特点更凸显这一现象。公司管理层可能会为了自身利益背离公司长远发展的目标，消极对待企业创新，从长远来看损害了公司利益。基于有效监督理论，在媒体关注的作用下，管理层的环境决策被宣传放大，会面临来自投资者和社会公众更为广泛的监督。此时，管理层出于维护自身声誉的需要会自觉避免机会主义行为，从而增加了企业绿色创新的动力；同时，企业披露的环境信息在媒体宣传下可以产生广泛的声誉效果，提升企业信息的透明度，进而缓解企业与利益相关者之间的信息不对称问题，有助于企业获得稳定的资金来源，增强了企业进行绿色创新的能力。进一步探究媒体报道内容发现，与正面媒体报道相比，公众出于“猎奇心理”会对负面消息进行更为积极的关注与回应。当媒体对企业环境行为进行了负面报道后，企业的不当行为会被投资者以及社会公众迅速获知，形成强大的舆论压力甚至会引发投资者撤资、消费者抵制等一系列连锁反应，迫使企业采取相应的技术改进措施以消除负面影响。基于以上讨论，提出假设2、假设3。

H2：媒体报道数量越多，环境信息披露与绿色创新之间的正向关系越强。

H3：负面媒体报道数量越多，环境信息披露与绿色创新之间的正向关系越强。

四、研究设计

（一）样本选择与数据来源

国家统计局在《2010年国民经济和社会发展统计报告》中指出，六大高耗能行业分别是化学原料及化学制品制造业、非金属矿物制品业、黑色金属冶炼及压延加工业、有色金属冶炼及压延加工业、石油加工炼焦及核燃料加工业、电力热力的生产和供应业。基于此，参照证监会2012版行业分类，将研究样本确定为这六大行业的上市公司，选取其2010—2019年间的数据作为研究对象，并且进行以下筛选：剔除ST和*ST企业；剔除环境信息披露不全的企业；剔除创新数据不全的企业。经过上述处理，本文共计得到1 957个样本。其中，企业环境信息披露数据、财务数据均来自国泰安数据库（CSMAR），企业绿色专利数据、媒体关注数据来自中国研究数据服务平台（CNRDS）。为了避免受到异常值数据的干扰，对主要的连续型变量进行了1%水平的缩尾处理。实证研究通过Stata 15.0实现。

（二）变量定义与模型设定

1.变量定义

（1）企业环境信息披露变量

企业环境信息披露行为（ISEID）：设置虚拟变量，如果该年度企业进行了环境信息披露，赋值为1，否则赋值为0。

企业环境信息披露程度（EID）：采用国泰安数据库中环境信息数据，运用内容分析法，将各个二级指标得分进行加总。为了便于样本企业的横向比较，本文将环境信息披露程度（EID）定义为企业环境信息披露的实际得分除以最高可能得分后的分值。

（2）企业绿色创新变量

在衡量企业技术创新的指标中，专利数据较为直接地反映了企业的创新产出与资源整合情况，并且受个人主观因素影响较小，因此更为客观合理。由于专利授权具有明显的时滞性，所以企业当年的专利申请量更能体现该企业当年的创新水平。我国《专利法》将专利分为发明专利、实用新型专利、外观设计专利三类，这三种类型的专利在创新程度和价值上出现递减趋势。综合上述原因，本文对企业当年的绿色发明专利申请数加1取自然对数来测度企业的绿色创新能力。

（3）媒体关注变量

运用CNRDS平台披露的媒体报道数据，并且将媒体报道按照报道语调划分为负面报道与非负面报道。构建以下指标来测度媒体关注：Ln media即企业报道总数加1取自然对数；Ln negmedia即企业负面报道数目加1取自然对数；Ln nonegmedia即企业非负面报道数目加1取自然对数。

（4）控制变量

本文选取了以下控制变量：用企业总资产的自然对数（Ln asset）来衡量企业规模；使用市值/资产（tobinq）作为企业成长性的代理指标；使用流动比率（liquidity）衡量企业的资金流动状况；使用企业的资产负债率（lev）来衡量企业的财务杠杆；在企业的不同发展阶段，其战略决策有所不同，对企业成立年限取自然对数（Ln age）；股权集中度的高低会影响企业的创新活动，使用第一大股东持股比例（top1）衡量股权结构；若董事长与总经理为同一人，能够促进企业的创新活动，据此设置了两职合一指标（dual）；审计师的职业经验越丰富，对企业创新的正向影响更显著，设置了审计师是否来自国际四大事务所指标（big4）。此外，企业的财政补贴（Ln sub）水平和企业所在地的市场化水平（Market）也会影响企业创新的效果，SA表示企业该年度的融资约束指数。另外本文设置了行业虚拟变量（industry）以控制行业的影响，年度虚拟变量（year）以控制年度的影响。

具体变量定义见表1。

表1 变量定义

2.模型设定

为了检验H1，设置本文基准模型：

为了检验H2、H3，设置调节效应模型：

鉴于企业绿色发明专利申请数为受限变量，故本文采用了xttobit模型。在模型1中，Ln green是被解释变量，用企业当年的绿色发明专利申请数加1取自然对数来表示企业的绿色创新能力。ISEID和EID是本文的主要解释变量，分别表示企业当年的环境信息披露行为以及环境信息披露程度。在模型2中，Lnmedia表示企业当年的媒体关注变量，ISEID（EID）×Ln media表示企业当年的环境信息披露行为和环境信息披露程度分别与媒体关注产生交互项。两式中的Controls包含上述提到的所有控制变量，industry为行业固定效应，year为时间固定效应，ε为随机扰动项。

五、实证分析

（一）描述性统计

表2列示了本文主要变量的描述性统计结果。企业环境信息披露行为（ISEID）的均值为0.832，说明样本企业中有83.2%的企业进行了环境信息披露。环境信息披露程度（EID）的均值为0.251，最小值、最大值分别为0和0.814，可见高耗能行业内部环境信息披露得分存在显著差异。企业绿色创新能力（Ln green）的均值为0.987，最小值和最大值分别为0和3.892，这表示不同高耗能企业间绿色创新能力差异较大。就其他变量而言，其分布均在合理范围内，在此不作赘述。

表2 描述性统计结果

（二）回归分析

1.基本回归

基本回归结果如表3所示。列（1）列示了环境信息披露行为（ISEID）对于绿色创新的影响，列（2）是添加控制变量后的回归结果，列（3）在列（2）的基础上进一步控制了时间效应和行业效应。结果显示企业环境信息披露行为至少在10%的显著性水平上对绿色创新具有正向作用，列（4）列示了环境信息披露程度（EID）对于绿色创新的影响，列（5）是添加控制变量后的回归结果，列（6）在列（5）的基础上进一步控制了时间效应和行业效应。结果显示不论是否控制时间和行业效应，企业环境信息披露程度均与企业绿色创新显著正相关，并且通过了1%水平的显著性检验。H1得到验证。

表3 基本回归结果

2.财政补贴分样本回归

作为政府扶持的一种方式，财政补贴对于企业创新行为具有显著影响。为了进一步探究财政补贴对于企业环境信息披露与绿色创新关系的影响，将样本根据企业所接受的财政补贴金额进行分组，低于中位数的样本划分为“财政补贴水平低”一组，高于中位数的划分为“财政补贴水平高”一组，两组分别进行回归（见表4）。在财政补贴较低的组中，环境信息披露与企业绿色创新的相关系数高达0.401，并且通过了5%水平的显著性检验；而在财政补贴较高的组中，环境信息披露与企业绿色创新仍然呈现正相关，但是并未通过显著性检验。进一步的，本文利用费舍尔组合检验来判断组间系数是否存在显著差异（见表4中列5），结果显示，核心解释变量EID的P值为0.012，表明两组中环境信息披露的系数存在显著差异。在财政补贴水平低的组别中，环境信息披露对于绿色创新的影响更为显著，可能原因在于当政府给予企业高额财政补贴时，意味着企业无需通过寻求节约生产成本和提高经营效率的途径就能获得超额利润，这或许会极大地弱化企业通过研发创新改善生产效率的方式来获取超额利润的动力，企业容易对财政补助形成依赖，导致创新意愿严重不足。另一方面，由于政府与企业间的信息不对称，政府给予企业的补贴不仅面临事后的道德风险，而且存在企业申请补贴时的事前逆向选择问题。企业可能借助虚假信息以骗取政府的财政补贴，这一行为无疑削弱了财政补贴的激励效应。

3.市场化水平分样本回归

由于企业处于特定的制度环境下，其创新行为同样受到外部制度环境的影响。为了进一步探究制度环境对于企业环境信息披露与绿色创新关系的影响，将样本根据企业所在地的市场化水平进行分组，低于中位数的样本划分为“市场化水平低”一组，高于中位数的划分为“市场化水平高”一组，两组分别进行回归（见表4）。在市场化水平较低的组中，环境信息披露与企业绿色创新的相关系数高达0.539，并且通过了1%水平的显著性检验；而在财政补贴较高的组中，环境信息披露与企业绿色创新仍然呈现正相关，但是并未通过显著性检验。类似的，本文利用费舍尔组合检验来判断组间系数是否存在显著差异（见表4中列6）。结果显示，核心解释变量EID的P值为0.003，表明两组中环境信息披露的系数存在显著差异。市场化水平负向影响环境信息披露与绿色创新的关系，这一结论与王丽萍等结论一致，可能原因在于市场化程度高的地区，企业行为的同质化现象比较严重，即大多数企业有着相同或相似的环境表现，环境信息披露质量普遍较高，但是对于企业绿色创新的作用并不显著。而在市场化程度低的地区，企业良好的环境表现会使其在环境信息披露质量较低的众多企业中脱颖而出，更容易塑造良好的企业形象，发挥信号传递作用，进而增强关键利益相关者的理解、认可与支持，为企业实施绿色创新创造必要条件，即环境信息披露这一行为在一定程度上弥补了外部制度环境的不足。

表4 分样本回归

4.媒体关注的调节作用

本文对媒体关注设置了企业媒体报道总数（Ln media）、企业非负面报道数（Ln nonegmedia）、企业负面报道数（Ln negmedia）三个衡量指标，分别与环境信息披露行为（ISEID）和环境信息披露程度（EID）产生交互项（interact），并带入模型2中进行回归。回归结果如表5所示。列（1）—列（3）分别展示了ISEID与媒体报道总数、非负面报道数以及负面报道数的交互效应，列（4）—列（6）分别展示了EID与媒体报道总数、非负面报道数以及负面报道数的交互效应。ISEID与媒体报道总数的交互项为0.098，在10%的水平上显著；EID与媒体报道总数的交互项为0.145，并未通过显著性检验。部分说明媒体报道总数越多的企业，环境信息披露对于绿色创新的影响越大，即媒体关注加强了环境信息披露对企业绿色创新的促进效应。H2部分得到验证。进一步的，就媒体报道内容而言，ISEID和EID与负面媒体报道数的交互项分别为0.223、0.192，并且均通过了5%水平上的显著性检验。说明与正面报道相比，负面报道较为显著地增强了环境信息披露与企业绿色创新的正相关关系。H3得到支持。

表5 媒体关注的调节作用

（三）稳健性检验

1.替换变量法。替换企业绿色创新的衡量指标，采用企业发明专利申请总量来衡量企业绿色创新能力，重新检验前文主假设。回归结果如表6列（1）所示。

2.滞后关键自变量。为了避免可能存在的内生性问题，在对关键解释变量环境信息披露（EID）进行滞后一期处理后，对企业绿色专利申请量进行回归，回归结果如表6列（2）所示。

3.更换回归模型。企业绿色专利申请的原始数据，具有计数变量的特点，可以建立泊松模型或者负二项模型进行回归，但是鉴于数据的方差显著大于均值，存在“过度分散”的特点，所以此处使用负二项模型重新检验主假设。回归结果如表6列（3）所示。

表6 稳健性检验

检验结果显示，企业环境信息披露（EID）与企业绿色创新的回归系数至少在10%的水平上显著为正，这与前文主回归结果保持一致。以上三种稳健性检验结果均证实了主回归结果中环境信息披露与企业绿色创新显著正相关这一结论的稳健性。

六、作用机制检验

企业与外部投资者之间存在信息不对称问题，创新的高风险、高投入的特点加剧了投资者对信息不对称的敏感程度，使得企业创新受困于融资约束。高耗能企业披露绿色工艺、生产技术、环保投资信息，可以直观地反映其核心竞争力和发展潜力，提升投资者对企业的信心；外部投资者能够借此对企业经营状况和未来现金流分布做出更准确的判断，降低了投资者的环境风险顾虑。因此，环境信息披露能够缓解企业的融资约束，进而提升企业绿色创新水平。

为了验证融资约束的中介效应，本文借鉴Hadlock et al.的方法，选取由企业规模和企业年龄两个随时间变化不大且具有很强外生性的变量构成的SA指数来衡量企业面临的融资约束。参考鞠晓生等的指标设置，本文将企业总资产的对数值赋值为企业规模，将样本观测年度与企业注册年度的差值赋值为企业年龄。SA指数的测算方式如下，其数值越大，说明企业的融资约束越严重。

首先，本文在重新检验模型1的基础上构建下述模型使用逐步检验回归系数法（三步法）检验融资约束的中介效应。

以中介变量SA作为被解释变量，将解释变量EID引入到模型3中对SA作回归。然后，将解释变量EID和中介变量SA均纳入到模型4中。如果α不显著或者γ不显著，则表示中介变量无显著中介效应；如果在α显著的同时，系数γ和γ均显著，则表明中介变量具有部分中介效应；如果α显著，γ也显著，但γ不显著，则意味着中介变量具有完全中介效应。回归结果如表7列（1）—列（3）所示。列（2）显示EID与SA的相关系数为-0.031，并且通过了1%水平的显著性检验，说明环境信息披露能够显著缓解企业的融资约束。列（3）中EID的系数为0.244，在10%的水平上显著；SA的系数为-1.680，在5%的水平上显著。这表明融资约束在环境信息披露对绿色创新的影响中起到部分中介作用。

表7 作用机制检验

此外，表7列（4）列示了中介效应的Sobel法检验结果。Sobel的Z值在10%水平上显著，中介效应占比为0.035。结果表明，企业环境信息披露能够缓解其融资约束进而促进绿色创新。

七、研究结论与政策建议

（一）研究结论

在当前资源、环境约束日益趋紧的背景下，本文以我国高耗能行业上市公司为样本，探究了环境信息披露对企业绿色创新的影响以及作用机制，并且进一步检验了媒体作为外部治理力量在其中所发挥的调节作用。结果表明：高耗能行业的环境信息披露能够显著促进企业绿色创新，并且该作用通过缓解企业融资约束得以实现；分样本检验发现，环境信息披露对于财政补贴水平低、所在地市场化程度低的企业的绿色创新激励效应显著高于财政补贴水平高、所在地市场化程度高的企业；媒体报道特别是负面媒体报道在环境信息披露与绿色创新之间发挥了正向调节作用。研究对于持续发挥媒体的治理功能提供了有益启示，对于实现高耗能行业环境信息披露与绿色创新的协调发展，进而统筹经济效益和环境效益具有重要意义。

（二）政策建议

1.加强环境信息定量披露，制定差异化披露指标

在新时代生态文明建设的背景下，高耗能企业应严格落实环境信息披露要求，自觉为企业利益相关者提供高质量的环境信息，减少与利益相关者之间的信息不对称问题，缓解企业的融资约束困境，增强企业的绿色创新能力，实现经济效益和环境效益的统一。进一步完善生态环境法律制度，明确环境信息公开的途径、方式、频次、内容等具体要求，制定体现高耗能行业特色的环境信息披露指标，切实增强不同企业间环境信息的透明度和可比性，引领企业走上以绿色创新促进转型升级之路。

2.强化媒体监督功能，进行公正负面报道

媒体作为公司治理的重要力量，要加强其对企业环境信息披露的报道。一方面，正面的媒体报道有利于企业树立良好企业形象，激发企业以更大的热情投入环境保护和绿色创新，形成良性循环。对于部分高耗能企业的环境违法行为，相关媒体需要坚持职业操守和底线，发挥监督纠正功能，对负面环境事件进行持续跟踪报道，保障社会公众的知情权。另外，媒体可以对性质恶劣的负面环境事件进行不定期总结回顾，对企业形成有效震慑，借助舆论压力迫使企业强化环保意识，改进其环境行为，推动绿色创新。●