引言

党的十九大报告指出，要着力解决当前突出的环境问题，必须从提高污染排放标准、强化排污者责任、健全信息强制性披露和环保信用评价等方面加强制度建设。企业作为经济社会的重要组成部分，一方面促进了我国经济的快速增长，另一方面也付出了巨大的环境代价。紫金矿业溃坝和山西苯胺泄漏等环境污染事件频频曝光，反映出企业对经济利益的片面追求。整治环境要求企业必须承担起环境保护的社会责任，而企业对环境信息的充分披露，是企业承担环境保护这一社会责任的重要前提。

2008年5月1日，原国家环保总局颁布的《环境信息公开办法（试行）》正式实施，由此，企业不再完全按自愿公开原则进行环境信息披露，而是应当按照自愿公开与强制公开相结合的原则，及时、准确地公开企业环境信息。经过十多年的实践，当前我国上市公司的环境信息披露仍处于初级阶段，企业缺乏自愿性披露意识^[1]。企业社会责任报告中，环境信息披露的内容多为“软信息”，环境绩效指标类的“硬信息”极少^[2]。这一现象在澳大利亚、英国、芬兰等诸多环境信息自愿披露国家也普遍存在^[3-5]。

哪些因素影响企业环境信息披露质量？相关研究主要从企业内部特征和外部压力两个方面展开。目前，企业内部因素对环境信息披露的影响研究已日趋成熟，主要包括公司所属行业类型、公司规模、公司治理、财务状况等。大量研究表明，企业所属行业类型与公司规模是影响企业环境信息披露的重要因素^{[6, 7]}；公司所有权性质、董事会特征、监事会特征、高管特征对企业环境信息披露均有重要影响^[8-10]；公司绩效、财务杠杆、再融资需求等财务状况对环境信息披露的影响研究结论不太一致^[11-14]。国外研究认为，企业环境信息披露的外部动因主要来自于合法性压力，主要包括环境监管规定的颁布、环境事故的发生与媒体报道^[15]。近些年，国内学者也逐步尝试从外部压力角度进行解释。一些研究发现，环境信息披露制度的完善能够促进企业环境信息披露水平的提高^{[8, 16]}；重大环境事件的发生，将显著改善同类企业环境信息自愿性披露质量^[17]；舆论监督与地方政府对企业环境信息公开的监管力度的加大能够提高企业环境信息披露水平^[18]。有学者提出，由于信息不对称，企业环境信息公开与政府监管存在一定的博弈，既可能使具有良好环境行为的企业愿意公开真实的环境信息，也可能使不具有良好环境行为的企业有动机公开虚假的环境信息，基于此，构建企业是否真实公开环境信息与政府监管行为交互的演化模型，采用数值实验研究发现，通过政策手段进行调控可以引导系统向良好模式演化，使企业公开真实的环境信息^[19]。虽上述文献已从外部压力展开了开创性研究，但随着我国经济和媒体环境巨大变革，该领域理论研究面临一些新的问题。

一方面，随着生态文明体制改革不断深入，我国政府环境规制不断健全。2013年8月，原环保部发布《国家重点监控企业自行监测及信息公开办法（试行）》和《国家重点监控企业污染源监督性监测及信息公开办法（试行）》。2014年4月24日，全国人大通过了修订后的《中华人民共和国环境保护法》（以下简称新环保法），新环保法配套规章明确要求地级市公开“重点排污单位名录”；原环保部为贯彻执行新环保法，于同年12月发布《企业事业单位环境信息公开办法》。由此，企业和政府环境信息公开得到进一步规范。与此同时，关注环境问题的民间非营利组织的蓬勃发展，推动了政府加强企业环境信息的监管和评价。公众环境研究中心（IPE）与自然资源保护协会（NDRC）自2008年起，与其他民间非营利组织联合发布城市污染源监管信息公开指数（PITI）。随着法律法规的完善与多项办法的出台，该机构于2014年对其评价标准进行了重新调整。

另一方面，网络社交媒体的快速发展，使得网络舆情成为企业面临的又一外部压力。作为自媒体的典型代表，新浪微博拥有广泛的用户数量，对环保的传播具有重要作用^[20]。2010年底，微博推出上市一年后，注册用户仅为5000万人。而根据2017年微博财报，截至2017年12月31日，微博活跃用户规模已连续11个季度保持30%以上的增长，月活跃用户数已达3.92亿。国内媒体舆论环境的巨大变革，对企业经营带来了一系列的重大影响。研究表明，目前我国上市公司通过微博披露的信息内容非常广泛，其中，披露比例最高的为公司经营类信息，未经公司正式公告披露的信息约占微博信息披露总量的84%。上市公司的治理水平与其开通微博的意愿以及发布信息的数量显著相关，公司治理水平越高，越倾向于开设微博且发布越多的与公司密切相关的信息，尤其是未经公司正式公告披露的信息以及经营活动策略类信息^[21]。由于微博披露能够有效降低投资者的搜寻成本，开通微博的公司股价同步性更低^[22]，微博信息中经营活动及策略类信息占比越高的公司股价同步性越低，由于日常经营管理类信息属于定性的“非财务信息”，普通投资者往往不能准确分析和判断这些信息，因此，分析师的跟踪可以增强微博信息内容降低股价同步性的作用^[23]。如果公司通过年报、报刊媒体等方式披露信息的同时还通过twitter发布相关信息，可以显著降低股票的买卖价差，提高股票流动性^[24]，twitter的情感色彩对琼斯工业平均指数走势具有显著影响^[25]。同时，微博披露会显著增加当日公司股票的超额回报和超额交易量，且受到当天披露次数、披露关键词数量的影响，当微博对已公告信息进行传播时，相对于没有微博传播的公告会有更强的市场反应^[26]。将微博披露聚焦于业绩信息，通过公司官方微博发布业绩信息的公司，其未来股票表现与财务业绩表现均优于未发布业绩信息的公司^[27]。此外，传统媒体与新媒体对股价崩盘风险均有显著的抑制作用，相较于传统媒体，新媒体更具有传播广泛性、快捷性等优势，活跃的社交媒体和上市公司微博开通降低上市公司股价崩盘风险的作用更加明显^[28]。作为资本市场中的独立第三方，网络社交媒体的出现对审计师的决策行为也具有显著影响。审计师既关注微博发布的原创信息，也关注转载的已有信息，公司负面报道越多，审计师越有可能对其年报出具非标准审计意见^[29]，同时，公司负担的审计费用也越高^[30]。上述学者均以微博为研究对象，也有学者以微信为代表媒体进行研究发现，公司使用微信披露已公告信息可以提升换手率、股票的成交量和波动率^[31]。石善冲等从股市类微信公众号的推送文章中挖掘投资者情绪，通过消极情绪比例能够稳定预测上证指数收盘价，而积极情绪和中性情绪倾向比例的增减变动对于滞后1天的上证指数成交量具有显著影响^[32]。微信媒体也具有公司治理作用，可以显著降低公司的第一类和第二类代理成本，且相较于报纸媒体，微信对两类代理成本的降低作用更为显著^[33]。

由此，本文拟借鉴沈洪涛等^[18]的研究思路，以2016年沪深两市重污染行业上市公司为研究对象，跟踪研究新背景下媒体报道和政府监管对企业环境信息披露质量的影响。政府监管方面采用调整后的PITI指数对监管力度进行评价，媒体报道方面引入新浪微博报道，考虑传统纸媒与网络社交媒体的综合作用，以此为社会舆情对企业环境信息披露的影响提供新的视角和证据。

1 理论分析与研究假设

经济学理论一般认为社会或个人的行动均由利益最大化驱动，即强调效益机制。但是环境信息披露的水平不单单受经济因素的影响。高管的教育背景、企业新闻以及社会公众给予企业的监管压力同样会对企业披露环境信息的动力产生影响^{[8, 17, 18, 34]}。因此，研究企业的环境信息披露动机不能单纯地从经济因素的角度进行考虑。为了解决这一矛盾，麦克斯·韦伯政治学中的合法性理论逐步被研究者运用到营利组织的社会性披露的研究中^[35]。一个企业的行为是否符合社会的合法性标准，意味着这个企业的行为是否是被公众所接受的。企业存在于社会中，它们依存于社会各个职能部门进行发展。能否得到社会的认可，意味着它们能否获得投资、招到人才，甚至是否具有合法地位。在这种情况下，披露环境信息是企业获得社会认可的重要途径^[36]。

有限关注理论认为，投资者的时间与精力总是有限的，但市场信息数量大且变化快，导致其获取信息的及时性和充分性不足，因此，个体只会对吸引其关注的信息加以分析和判断。而大众传媒会影响公众思想的构建、改变公众的认知。按照传播学的议程设置（Agenda-Setting）理论，大众传播可以通过新闻报道与信息传播的密集程度或显著程度来凸显、隐藏各种“议题”的显著性或重要性，能够设置社会公众关注或谈论的社会议题，从认知层面影响公众对现实世界中事件的重要性进行判断^[37]。也就是说，公众对某一事件的看法虽然不能由媒体报道直接决定，但公众的关注点却受媒体报道的直接影响，由此，人们的观点和决策也会相应受到影响。

议程机制的理论核心在于“媒体偏向报道的重要新闻，在社会公众的潜在意识中一样是重要新闻；媒体对某一社会议题施加的关注越多，那么这个议题也会以同样的关注度存在于公众意识中”。已有研究发现，公众关注的事件与媒体报道较多的事件的重合度较高，媒体报道的强调程度与公众的关注程度之间存在显著正相关关系^[38]。甚至部分学者直接以“媒体视野决定公众视野，媒体观点决定大众判断”这样的语句来评价议程机制。

由此，媒体可以采用议程设置功能，吸引公众关注被报道的企业。同时，正面的媒体报道会对企业产生积极影响，帮助企业树立良好的形象，而负面的媒体报道将会使企业声誉受损，面临合法性危机，从而迫使企业基于社会舆论与合法性要求披露相关环境信息，这符合现有研究总结的企业在危机事件发生后进行合法性管理一般会采取的方式^[18]。同时，相关研究表明，企业在面临媒体曝光、环境污染与法律诉讼时，倾向于披露更多的社会责任信息^[39]。由此提出如下假设：

假设1a：媒体对企业环境表现报道数量的增加，能提高企业环境信息披露数量，改善企业环境信息披露质量。

假设1b：媒体对企业环境表现负面报道的倾向性，能提高企业环境信息披露数量，改善企业环境信息披露质量。

外部公共压力是迫使企业进行环境信息披露的直接因素，其基本目的是保持合法性^[17]。相较于媒体报道对企业环境信息披露的间接作用，政府监管则显得更为直接，也具有更强的合法性要求。企业追求自身利益最大化，在缺乏政府监管的情况下，会过度开发利用环境而造成市场失灵。企业进行环境管理最原始的动因来源于政府监管^[40]。研究发现，《环境信息公开办法》颁布实施后，企业更愿意增加环境信息的披露^[16]；随着地方政府对企业环境信息公开监管力度的加大，企业环境信息披露质量显著改善^{[18, 34]}。可以看到，政府在促进企业进行环境信息披露中所扮演的角色是积极且重要的。

近十年来，环境信息披露的相关法律法规相继出台。由2007年的《环境信息公开办法（试行）》到2010年的《上市公司环境信息披露指引》、2013年的《国家重点监控企业自行监测及信息公开办法（试行）》，再到2015年的《企业事业单位环境信息公开办法》，可以看到，我国对环境信息披露问题的重视与实施力度逐步增加。与此同时，企业所面临的政策压力也随之增加。但是，国务院、生态环境部等国家机构发布的相关环境信息披露管理文件将很大程度的管理权下放给了地方政府，在这种情况下，由于各地的经济发展水平、支柱性产业、公众环保意识等存在差别，各地方政府的监管力度往往有所差异，从而影响辖区内企业环境信息披露的意愿。由此提出如下假设：

假设2：地方政府对企业环境信息披露监管力度的加大，能提高企业环境信息披露数量，改善企业环境信息披露质量。

媒体作为一种社会公众力量的代表，具有舆论引导作用，将对企业造成声誉压力，同时，根据信号传递理论，媒体信息的传播将有效缓解资本市场上投资者与融资方的信息不对称问题，因此，媒体对企业的环境报道将会影响其资本市场的表现，促进企业改进相关环境管理行为，抑制企业环境违规问题，提高环境信息披露水平。有关研究表明，当政府监管力度低或者法律制度不健全时，媒体对企业的关注能有效保护企业的利益相关者^[41]，此时，媒体关注在一定程度上能够发挥与政府监管相似的公司治理作用^[42]。因此，我们认为当政府监管不断加强时，媒体对企业的关注会随之下降，导致媒体报道对企业环境信息披露的影响被削弱。因此，政府监管对于媒体报道可能具有交互效应，提出如下假设：

假设3：地方政府对环境信息披露监管力度的加大将削弱媒体报道对企业环境信息披露的促进作用。

2 研究设计 2.1 研究样本

本文的研究样本选自沪深股市重污染行业的A股企业。在对企业进行筛选的过程中，本文在证监会于2015年更新的《上市公司行业分类指引》的基础上，参考了原环保部于2008年公布的《上市公司环保核查行业分类管理名录》以及“证券之星”的标准行业检索。最终将重污染行业锁定为八类，即石化塑胶业、水电煤业、金属非金属业、采掘业、造纸印刷业、食品饮料业、纺织服装皮毛业、生物医药业。同时，因为主要研究变量为媒体报道与政府监管，本文对样本公司进行了第二次筛选。所选公司必须同时满足两个条件：一是公司所在地区政府必须有关于环境信息披露监管力度的数据；二是该公司必须在研究年份内有媒体关于其环境表现的报道。本文选取2016年作为媒体数据来源的样本年份，并最终锁定315家公司构成了本文的研究样本。

2.2 数据来源

本文数据自IPE数据库、微博、微舆情以及同花顺数据库采集。媒体报道的相关数据来自IPE数据库以及微博、微舆情。传统的媒体研究主要集中于报刊杂志，本文在此基础上增加了新媒体的比重。本文选取7家关注环境问题的主流微博（@IPE数据库，@南都周刊，@央视新闻，@人民日报，@新浪环保，@中国新闻网，@新浪新闻），并与从IPE绿色证券数据库中提取的报刊杂志信息共同构成了本文的研究对象。

IPE数据库作为本文重要的数据库，不仅提供了2016年有关上市公司的媒体报道信息，更是政府监管评分的主要评分来源。该数据库针对清洁生产审核信息公开、排污费公示、重点企业年度排放数据公开、环评信息等十个政府表现行为进行评分，并最终给出政府监管评分。

2.3 模型构建

本研究参考毕茜等^[8]、沈洪涛等^[18]的研究中使用的回归模型，构建如下基本分析模型：

(1)

为研究媒体报道对企业环境信息披露水平的影响，本研究在基本分析模型（1）的基础上加入媒体报道数量的变量，构建下列模型：

(2)

为研究媒体报道的倾向性对企业环境信息披露水平的影响，本研究在基本分析模型（1）的基础上加入媒体报道倾向性的变量，构建下列模型：

(3)

将媒体报道的数量与倾向性同时作为解释变量构成下列模型，研究在同时考虑媒体报道数量与内容的情况下，媒体报道对环境信息披露水平的影响：

(4)

为研究政府监管对企业环境信息披露水平的影响，本研究在基本分析模型（1）的基础上加入政府监管的变量，构建下列模型：

(5)

为对比分析媒体报道与政府监管对企业环境信息披露水平影响的差别，下列模型将媒体报道数量、媒体报道倾向性与政府监管均作为解释变量，研究在同时考虑媒体报道与政府监管的情况下，媒体报道与政府监管对环境信息披露水平的影响：

(6)

为研究媒体报道和政府监管在对企业环境信息披露水平影响过程中的交互效应，本研究在模型（6）的基础上，引入媒体报道和政府监管的交互项，构建下列模型：

(7)

2.4 变量定义 2.4.1 主要关注变量

（1）企业环境信息披露水平（EID），具体包括环境信息披露数量（EID_line）、环境信息披露显著性（EID_sig）、环境信息披露量化性（EID_amount）和环境信息披露时间性（EID_time）。已有的对企业环境信息披露研究所采用的内容分析法主要有两种分类：一种是Clarkson^[43]所开发的一个基于GRI的内容分析指数，来评估在环境社会责任报告或者企业网页上的环境信息披露程度。这个指数有六类指标，企业在信息披露中提到了一个就赋值一分。另一种同样是将环境信息分成六个方面，但是它们对披露程度进行了细分，类似一般性披露一分，专业性披露两分，定量性披露三分等。

本文参考了之前的研究成果，在对六个考量方面进行取舍的基础上，将披露数量也纳入考量范围。在披露质量的评分过程中，本文考虑了上市公司年报的披露特点以及《环境信息公开办法（试行）》的相关内容。以“国家鼓励企业自愿公开”内容为基础，将披露内容确定为表 1，每一项中的评分标准见表 2。

（2）媒体报道（Media），本文将其分为媒体报道数量（Media_amount）和媒体报道倾向性（Media_trend）。媒体报道数量以纸媒和微博搜索到的媒体报道的总篇数测度，同时，根据报道内容的性质，将其分为中性报道、负面报道和正面报道。赋值规则见表 3。

本文采用Janis-Fadner系数（J-F系数）对媒体报道倾向性进行测度。J-F系数位于-1.0到+1.0之间。正面报道越多，也就是正面报道比负面报道的比率更高时，其值越接近+1.0；负面报道越多，也就是负面报道比正面报道的比率更高时，其值越近-1.0。其计算公式如下：

其中，e代表正面报道的篇数；c代表负面报道的篇数；t为e与c之和。

如果公司的Janis-Fadner系数（J-F系数）为正，则认为企业处于积极的环境报道状况；反之，如果公司的JanisFadner系数（J-F系数）为负，则认为企业处于消极的环境报道状况；当公司的Janis-Fadner系数（J-F系数）为零时，则认为企业处于中立的环境报道状况。通过这个系数，本文将研究媒体报道的正负面性质对企业的环境信息披露的影响。

（3）政府监管（Gov），以“中国污染源监管信息公开指数”（PITI指数）对政府监管进行评估。PITI指数由公众环境研究中心（IPE）牵头，联合自然资源保护委员会（NRDC）共同开发。IPE是一家致力于环境信息公开的公益机构，涵盖338个地级市的环境数据。PITI指数的评估对象广泛分布于我国的东、中、西部地区。对纳入评估对象的每一个城市，从清洁生产审核信息公开、排污费公示、重点企业年度排放数据公开等10个小项进行评估。PITI指数的评价主要基于公示及时性、信息完整性、用户友好性和系统全面性。PITI指数是目前中国最为全面与客观的对地方政府环境信息公开相关法规执行情况的评价指标，能够体现地方政府对环境信息披露的监管力度。

2.4.2 控制变量

参考Clarkson等^[43]、毕茜等^[8]和沈洪涛等^[18]，本文的控制变量涉及企业基本特征、公司治理和财务状况。具体而言，包括公司规模（Size）、股权性质（State）、盈利能力（ROE）。

研究变量的定义如表 4所示。

3 实证结果与分析 3.1 描述性统计

经统计，本文研究对象2016年有关环境表现的报道共971篇。根据表 5，负面报道的数量在报道总数量中的比重超过50%。就平均值而言，负面报道的平均值最大，中性报道的平均值最小，由此，我们认为媒体对公司环境表现的报道更趋向于负面新闻，最不愿意报道中性新闻，从最高值上也验证了这一点。报道总数的标准差较大，说明样本公司环境报道数量存在较为显著的个体差异，其中，负面报道数量的标准差最大，说明样本公司负面环境报道数量的个体差异较正面报道与中性报道更大。

表 6为本文变量的描述性统计结果。环境信息披露水平（EID）的最大值为116、最小值为13。标准差为16.848，说明环境信息披露水平的个体差异较大。均值为47.241，中位数为46.000，说明超过一半企业未达到环境信息披露的平均水平。其中，环境信息披露数量（EID_line）的标准差明显大于环境信息披露质量（EID_quality）的标准差，说明样本公司环境信息披露数量的差异明显大于披露质量的差异，从侧面说明披露数量多并不一定意味着质量高。在环境信息披露质量的三个方面，标准差相差不大，环境信息披露质量量化性的标准差略大，说明样本公司在这三方面的差异较小；显著性与量化性的均值显著低于时间性，说明企业在环境信息披露的时间性方面相对做得较好。媒体报道倾向性的最小值为-1，最大值为1，在该情况下，标准差为0.631，显示了较大的个体差异，均值为-0.479，该值与1相比更接近-1，说明大部分企业受到的负面舆论压力较大。同时，媒体报道数量的标准差明显大于媒体报道倾向性，也印证了媒体更倾向于报道负面新闻的结论。政府监管的最小值为32.760、最大值为75.700，标准差较大，说明样本公司所在地分布较广，且地区之间的监管力度差异较大。此外，股权性质均值为0.502，表明国有企业在样本中占比接近1/2。

3.2 相关性分析

表 7显示了模型中各个变量之间的相关性分析结果。从表 7可以看出，总体环境信息披露水平（EID）与媒体报道数量（Media_amount）、媒体报道倾向性（Media_trend）在0.01水平上显著相关，但与政府监管（Gov）没有显著的相关性。相似地，总体环境信息披露水平（EID）的两个细分项，即环境信息披露数量（EID_line）和环境信息披露质量（EID_quality），与媒体报道数量（Media_amount）、媒体报道倾向性（Media_trend）均呈现显著相关，但不同的是，环境信息披露质量（EID_quality）与媒体报道数量（Media_amount）之间呈现负相关。环境信息披露质量的三个细分变量，即显著性、量化性与时间性，均与媒体报道倾向性（Media_trend）在0.01水平上显著负相关，而与媒体报道数量（Media_amount）则不具有显著相关性，但均为负相关，同时，环境信息披露显著性（EID_sig）、环境信息披露时间性（EID_time）与政府监管（Gov）均在0.05水平上显著相关。根据相关系数，初步判断不存在严重的多重共线性，并采用Z-Score对数据进行标准化处理。

3.3 回归分析 3.3.1 媒体报道数量对企业环境信息披露的影响

利用模型（2），以媒体报道数量（Media_amount）为解释变量，以企业环境信息披露水平（EID）、环境信息披露数量（EID_line）、环境信息披露质量（EID_quality）及其三个细分指标，即环境信息披露显著性（EID_sig）、环境信息披露量化性（EID_amount）和环境信息披露时间性（EID_time）为因变量做回归分析，回归结果见表 8。

根据表 8可以看到，媒体报道数量与总体环境信息披露水平在1%水平上显著正相关，与环境信息披露数量之间亦如此。媒体报道数量与环境信息披露质量的OLS回归结果显示，两者呈现负相关但不显著。这说明媒体报道数量越大，公司环境信息披露的内容越多，质量却越差，但对质量的影响不显著。媒体报道数量对环境信息披露显著性、量化性、时间性的影响均未能通过t检验，说明无论从哪个方面来看，媒体报道数量对环境信息披露质量均无显著影响。由回归系数可知，随着媒体报道数量的增加，企业更愿意在年报的财务部分披露环境信息，但更不愿意披露数量化、货币化的信息与有关未来的信息，从而导致整体披露质量的下降。

3.3.2 媒体报道倾向性对企业环境信息披露的影响

利用模型（3），即将解释变量由媒体报道数量替换为媒体报道倾向性进行回归。从表 9中可以看到，媒体报道倾向性对所有环境信息披露指标都在1%水平上呈现显著负相关，说明媒体报道越负面，企业环境信息披露在数量与质量上都会得到改善，从而使得环境信息披露水平越高，这与沈洪涛^[18]的研究结果一致。从回归系数大小来看，媒体报道倾向性对环境信息披露质量的影响最大。

3.3.3 媒体报道数量与媒体报道倾向性的关系

利用模型（4），即将媒体报道数量与媒体报道倾向性均作为解释变量进行回归。根据表 10的回归结果，媒体报道数量与环境信息披露质量由模型（2）中的负相关转变为正相关，但仍不显著。媒体报道倾向性对环境信息披露所有指标仍然均呈现显著负相关。根据回归系数判断，环境信息披露数量受媒体报道数量影响更大，环境信息披露水平则受媒体报道倾向性影响更大。因此，媒体报道越多，企业环境信息披露数量越多；媒体报道越负面，企业环境信息披露质量越高。

3.3.4 政府监管对企业环境信息披露的影响

利用模型（5），以政府监管（Gov）为解释变量进行回归，回归结果见表 11。结果显示，无论在披露数量还是质量上，政府监管与企业环境信息披露均呈并不显著的正相关。对于环境信息披露质量的三个细分指标，环境信息披露显著性与时间性分别在5%水平上与政府监管分别呈现显著正相关、显著负相关。说明政府监管有利于企业在年报财务部分的环境信息披露，但会减少企业对未来相关环境信息的披露。

3.3.5 媒体报道与政府监管的关系

在模型（4）的基础上，将政府监管（Gov）同时作为解释变量纳入模型中，利用模型（6），得到表 12所示的回归结果。从中可以看到，媒体报道数量对环境信息披露水平与环境信息披露数量在1%水平上显著正相关，媒体报道倾向性对所有环境信息披露指标均呈现1%水平上显著负相关，政府监管对环境信息披露显著性与时间性分别呈现5%水平上显著正相关、负相关，说明在媒体报道方面，负面报道对环境信息披露各个方面均有促进作用，而报道数量虽然对环境信息披露总体水平产生积极影响，但仅影响披露数量而不影响披露质量，加强政府监管对环境信息披露水平的提高无显著促进作用，包括披露数量与质量的提高。

3.3.6 媒体报道与政府监管的交互作用

为进一步发现媒体报道与政府监管的更深层次的关系，根据模型（7），除了将媒体报道数量（Media_amount）、媒体报道倾向性（Media_trend）与政府监管（Gov）同时作为解释变量外，本次回归还引入媒体报道数量与政府监管的交互项（Media_amount*Gov）、媒体报道倾向性与政府监管的交互项（Media_trend*Gov），回归结果如表 13所示。从中可以看到，媒体报道数量与政府监管的交互项和环境信息披露水平、环境信息披露数量在5%水平上显著，回归系数为负，而媒体报道倾向性与政府监管的交互项和环境信息披露相关变量均不显著。这说明政府监管弱化了媒体报道数量对企业环境信息披露水平与披露数量的促进作用。

在生态文明建设进程中，政府对环境问题愈发重视。近年来，我国逐步出台了与环境信息披露相关的法律法规，自2007年的《环境信息公开办法（试行）》至2015年的《企业事业单位环境信息公开办法》，可以看到政府对企业环境信息披露的切实推动。与此同时，关注环境问题的民间非营利组织的蓬勃发展与社会大众对环境问题的高度关注，推动了政府加强企业环境信息的监管和评价。在政府对环境信息公开监管力度不断加强的背景下，一方面，部分企业会为避免受到违规处罚而改善其环境行为，媒体获得能够赢取高度社会关注的报道机会减少，预计付出的成本增加，从而降低对企业的关注；另一方面，部分企业为使自身利益最大化愿意承担环境违规风险，媒体为追寻自身利益，可能利用新闻报道权产生寻租行为，从而与企业合谋导致关注度下降。由此，政府监管使得媒体报道对企业环境信息披露的影响被削弱。

4 结论与启示

本文基于政治学的合法性理论与传播学的议程设置理论，结合关注理论与信号传递理论，选取沪深证券市场八大重污染行业的A股企业为研究对象，通过改进的内容分析法对315家上市公司2016年年报中环境信息披露状况、媒体的环境相关报道以及各地政府对当地企业的环境信息的监管之间的关系进行实证分析。本文的创新点在于，相对于现有的研究，本文在传统纸媒的基础上引入了新媒体。研究结论如下：

第一，随着新媒体的加入，媒体对于环境信息的披露量得到了显著提升。在沈洪涛和冯杰^[18]对2008—2009年媒体报道的研究报告中，媒体报道以正面报道为主，鲜少有上市企业的负面新闻。而到了2016年，正面报道的数量远不及负面报道。这意味着中国的媒体与公众更加愿意正视环境问题，更加愿意参与公众实务，也更加在乎自己的公民性。

第二，媒体报道能够显著促进企业总体环境信息披露水平的提高，媒体报道数量越多，企业环境信息披露的内容越多，但并不能提高披露的质量；媒体报道的倾向性能够显著影响环境信息披露质量，媒体的负面报道会在更大程度上提高企业的环境信息披露水平。

第三，地方政府对环境信息公开的监管力度对企业总体环境信息披露水平的影响并不显著。加强政府监管，能够促使企业加强企业环境信息披露的显著性，但也会削弱企业环境信息披露的时间性。

第四，随着地方政府对企业环境信息公开监管力度的加大，媒体对于企业的关注度随之下降，从而导致媒体报道数量对企业总体环境信息披露水平与环境信息披露数量的促进作用被削弱。这可能是随着近年来生态环境保护法制化进程的大力推进，环境制度约束相对舆论监督，在企业信息披露过程中发挥越来越重要的作用。

本研究中未涉及传统纸媒和网络新媒体对企业环境信息披露的独立影响情况、网络媒体对其的影响路径、影响方式以及信息披露对网络媒体报道的信息反馈等，这一系列问题将是未来该领域的重要研究方向。