食品安全信息披露影響因素分析

吳海霞，陳利斯

(陜西師范大學 國際商學院，西安 710119)

引 言

隨著經(jīng)濟的高速發(fā)展和物資的極大豐富，人們的消費水平和消費觀念也發(fā)生了巨大轉(zhuǎn)變,即對生活品質(zhì)的關(guān)注逐漸取代了對物質(zhì)數(shù)量的需求,其中,與人們身體健康息息相關(guān)的食品質(zhì)量安全更是成為消費者熱議的話題。食品質(zhì)量安全不僅關(guān)系到企業(yè)自身的發(fā)展,更關(guān)系到大眾健康、社會信任及國家穩(wěn)定。目前，在我國人民生活水平日益提高的同時,食品安全事故也頻繁爆出,如“毒奶粉”“地溝油”“瘦肉精”等事件,在危害公眾安全的同時也將食品生產(chǎn)企業(yè)推到了風口浪尖上。

隨著大眾安全意識的提高,企業(yè)已將信息披露作為樹立良好企業(yè)形象、建立良好公共關(guān)系的重要手段,這對企業(yè)和利益相關(guān)者來說都具有重要的現(xiàn)實意義。一方面,食品行業(yè)“檸檬問題”的出現(xiàn)損害了消費者的身體健康[1],信息披露能讓公眾了解食品生產(chǎn)各環(huán)節(jié)安全狀況,弱化信息不對稱問題,改善劣質(zhì)食品充斥市場的現(xiàn)狀;另一方面,食品安全信息披露水平具有信號作用,反映管理層對食品安全的信心[2],幫助企業(yè)獲得公眾好感,提高企業(yè)在公眾內(nèi)心的信任度[3]。若企業(yè)的食品安全信息披露水平達不到公眾的期望,可能引發(fā)公眾的不滿情緒[4],增加企業(yè)的違法成本[5],影響企業(yè)績效。因此,企業(yè)不但要加強安全生產(chǎn),更要積極披露食品安全信息。

本文將從外部和內(nèi)部兩個方面尋找食品安全信息披露的影響因素,并驗證法律政策對食品安全信息披露水平的斷點效應,為規(guī)范食品企業(yè)信息披露、維護公眾安全的決策制定提供可供參考的理論依據(jù)。

一、文獻綜述

(一)信息披露行為的外部影響

關(guān)于信息披露的外部影響,許多學者進行了探討,概括起來主要包括利益相關(guān)者、制度環(huán)境、媒體、經(jīng)濟發(fā)展水平等。Tilt、Fernandez-Feijoo認為利益相關(guān)者群體的壓力是影響企業(yè)信息披露的主要來源,有利于提高企業(yè)報告的透明度[6-7]。Gray等認為企業(yè)進行社會責任信息披露的主要原因之一在于遵守信息披露法律法規(guī)的需要[8]。陶瑩等將制度環(huán)境分為法律環(huán)境與法律外環(huán)境[9],其中法律外環(huán)境按Dyck等人的觀點包括市場競爭、媒體關(guān)注、道德規(guī)范約束、文化等,通過實證研究發(fā)現(xiàn)法律環(huán)境對信息披露有正向影響,法律外環(huán)境對信息披露有負向影響[10]。Piotroski、Muhammad、謝康等認為媒體可以對企業(yè)起到監(jiān)管作用,促使企業(yè)加強安全生產(chǎn),增強信息披露水平[11-13]。陳慧敏認為企業(yè)的信息披露水平受地區(qū)經(jīng)濟的制約,經(jīng)濟水平高的地區(qū)企業(yè)披露食品安全信息的意愿也相對較高[14]41。

(二) 信息披露行為的內(nèi)部影響

信息披露行為不僅是外部壓力的結(jié)果,更受公司內(nèi)部特征的影響[15]。影響公司信息披露的內(nèi)部因素很多,概括起來主要包括公司規(guī)模、高管報酬、股權(quán)集中度、董事會特征、權(quán)力集中度等。劉想、宋林等發(fā)現(xiàn)公司規(guī)模與信息披露有正向關(guān)系,規(guī)模越大的公司信息披露的意愿越強[16-17]。陳素云認為高管報酬對食品安全信息披露水平有正向的影響[18]。Barnea 、陳素云等發(fā)現(xiàn)股權(quán)集中度越高,信息披露程度越高[18-19],而Chau等認為大股東持股比例高會侵占中小股東的利益,減小企業(yè)自愿性信息披露程度[20]。Haniffa等發(fā)現(xiàn)董事會特征可以影響信息披露水平[21]。Yermack認為董事會機構(gòu)越臃腫,運行效率越低[22]。刑雅林等發(fā)現(xiàn)過大的董事會規(guī)模會降低社會責任信息披露水平[23]119,而劉想等卻認為董事會規(guī)模對社會責任信息披露沒有顯著影響[16]。丁麗華發(fā)現(xiàn)獨立董事比例與社會責任信息披露水平負相關(guān)[24],而馬連福、王建玲發(fā)現(xiàn)獨立董事比例對信息披露質(zhì)量的影響不顯著[25-26]。Bialek提出監(jiān)事會成員、管理人員、政府機構(gòu)和投資者等形成的所有權(quán)結(jié)構(gòu)對公司的控制程度能影響信息披露水平[27]。

綜上,現(xiàn)有文獻對企業(yè)信息披露指數(shù)以及信息披露水平影響因素的構(gòu)建對本文起到了重要的啟示作用,但這些研究方法及研究結(jié)論仍有待進一步發(fā)展和深化。第一,企業(yè)信息披露水平的影響因素既來源于企業(yè)外部,又來源于企業(yè)內(nèi)部,現(xiàn)有文獻多以外部因素和內(nèi)部因素割裂研究為主,尤其對外部影響因素的實證研究不足,缺乏理論支撐。第二,本文在文獻梳理過程中發(fā)現(xiàn),由于所用數(shù)據(jù)來源、頻率及長度的差異,對于相同的影響因素,不同的學者對其影響機理得出了相反的結(jié)論。本文試圖克服上述不足之處,從企業(yè)的外部特征和內(nèi)部特征出發(fā),利用內(nèi)容分析法和因子分析法構(gòu)造食品安全信息披露指數(shù),并采用面板效應模型和RD斷點回歸模型研究企業(yè)食品安全信息披露行為的主要推動力量,為提高食品企業(yè)信息披露水平、制定信息披露政策提供理論依據(jù)。

二、研究假設

(一)外部特征與食品安全信息披露的關(guān)系

企業(yè)的發(fā)展在很大程度上受所在地經(jīng)濟狀況的制約,處于發(fā)達地區(qū)的企業(yè)面臨的發(fā)展機遇更多,發(fā)展前景更好。企業(yè)考慮到持續(xù)經(jīng)營的需要,會積極披露食品安全信息,滿足外部利益相關(guān)者的信息需求。陳慧敏認為經(jīng)濟發(fā)展水平高的地區(qū)承擔社會責任的意識更強[14]41。另外,經(jīng)濟發(fā)展水平高的地區(qū)人民生活水平高,公眾在維持基本生理需求的基礎上更注重食品品質(zhì),更關(guān)注食品質(zhì)量安全問題。Grunert提出發(fā)達地區(qū)消費者在食品選擇方面的要求越來越高,食品生產(chǎn)企業(yè)為了迎合消費者,需要從橫向和縱向兩個維度提升產(chǎn)品質(zhì)量以區(qū)分劣質(zhì)產(chǎn)品[28]。因此,本文提出假設:

假設1：食品安全信息披露水平與企業(yè)所在地經(jīng)濟狀況正相關(guān),企業(yè)所在地經(jīng)濟狀況越好,食品安全信息披露水平越高

企業(yè)作為社會組織,會時刻受到來自外界的關(guān)注。隨著食品安全社會共治模式的日漸興起,自下而上的社會監(jiān)管模式成了食品安全的重要監(jiān)督力量。企業(yè)受到的社會關(guān)注度越高,承擔的社會責任壓力越大。Fernandez-Feijoo、Prado-Lorenzo、Jessica等均認為外部利益相關(guān)者壓力會影響企業(yè)的信息披露行為[7，29-30]。在外部利益相關(guān)者壓力下,企業(yè)會積極主動披露食品安全信息,一方面配合社會監(jiān)管,滿足信息需求;另一方面贏得公眾口碑,為企業(yè)樹立正面形象。因此,本文提出假設:

假設2：食品安全信息披露水平與社會關(guān)注度正相關(guān),企業(yè)受到的社會關(guān)注度越高,食品安全信息披露水平越高

法律是一種行為規(guī)則,對個人、企業(yè)和整個社會都起到了強制性的約束作用。我國關(guān)于食品安全的法律法規(guī)起步較晚,2009年國家頒布了《中華人民共和國食品安全法》,以強制性的手段對食品行業(yè)產(chǎn)品質(zhì)量進行了規(guī)范,在一定程度上對企業(yè)披露食品安全信息起到督促作用。Gray 等認為遵守法律法規(guī)是企業(yè)披露社會責任信息的主要動因之一[8]。法律法規(guī)的頒布不但警告生產(chǎn)企業(yè)加強食品安全生產(chǎn),更是提醒消費者食品安全有法可依。法律對企業(yè)的約束作用不可小視,鑒于此,本文提出假設:

假設3：食品安全信息披露水平與法律環(huán)境正相關(guān),法律越完善,食品安全信息披露水平越高

(二)內(nèi)部特征與食品安全信息披露的關(guān)系

公司規(guī)模是影響公司信息披露水平很重要的因素。與中小公司相比,大公司的公眾可見度更高,可能會披露更多食品安全信息來提升企業(yè)的社會形象。盡管中小企業(yè)希望通過披露社會責任信息為其保持聲譽,但其會面臨時間、資源和信息披露成本的限制。Jenkins、Basu等均認為公司規(guī)模會影響其信息披露行為,公司規(guī)模越大,披露的與社會責任相關(guān)的信息越多[31-32]。此外,大公司會受到更多的社會關(guān)注,來自外部利益相關(guān)者的壓力促使大公司積極披露食品安全信息,滿足公共信息需求。因此,本文提出假設:

假設4：食品安全信息披露水平與公司規(guī)模正相關(guān),公司規(guī)模越大,食品安全信息披露水平越高

根據(jù)委托代理理論,代理人與委托人之間存在著信息不對稱,代理人為了個人利益可能會產(chǎn)生逆向選擇和道德風險問題,損害委托人的權(quán)益。為了解決這一問題,委托人可以給予代理人一定的薪酬激勵,將高管報酬與企業(yè)績效掛鉤。一旦代理人與股東的利益趨同,就會弱化委托代理問題,降低發(fā)生逆向選擇和道德風險的可能性。Kaplan、劉紹娓、Sigler等均認為高管薪酬與企業(yè)績效正相關(guān)[33-35]。因此,本文提出假設:

假設5：食品安全信息披露水平與高管薪酬正相關(guān),高管薪酬越高,食品安全信息披露水平越高

董事會規(guī)模在一定程度上會影響董事會的執(zhí)行能力和運行效率,進而影響企業(yè)的信息披露行為。董事會人數(shù)并非越多越好,董事會規(guī)模越大,人與人之間容易產(chǎn)生互相推諉責任、搭便車等現(xiàn)象,影響董事會的執(zhí)行力。Yermack、刑雅林等認為企業(yè)的董事會規(guī)模會影響董事會決策效率,董事會機構(gòu)越臃腫,決策效率越低[22-23]。因此,本文提出假設:

假設6：食品安全信息披露水平與董事會規(guī)模負相關(guān),董事會規(guī)模越大,食品安全信息披露水平越低

根據(jù)委托代理理論,董事長與總經(jīng)理由不同的人擔任能保證各自職責的獨立性,董事會能夠監(jiān)督總經(jīng)理的受托責任履行情況。不少企業(yè)為了降低代理成本,將董事長與總經(jīng)理二職合一,難以實現(xiàn)權(quán)力的制衡。若董事長與總經(jīng)理由一人兼任,企業(yè)信息透明度降低,總經(jīng)理可能出于個人利益隱瞞企業(yè)的不良信息,不利于企業(yè)食品安全信息的披露。因此,本文提出假設:

假設7：食品安全信息披露水平與權(quán)力集中度負相關(guān),董事長、總經(jīng)理由同一人兼任,食品安全信息披露水平低

三、數(shù)據(jù)選擇與模型構(gòu)建

(一)數(shù)據(jù)選擇

本文以2006-2016年滬深兩市A股食品類上市公司為研究對象,選擇依據(jù)如下:(1)為保證數(shù)據(jù)的齊整性,企業(yè)上市日期均在2006年以前;(2)按證監(jiān)會2012年行業(yè)分類,包括農(nóng)、林、牧、漁業(yè),制造業(yè)下的農(nóng)副食品加工業(yè)、食品制造業(yè)、酒、飲料和精制茶制造業(yè)、煙草制造業(yè)以及餐飲業(yè)。根據(jù)上述標準共選擇食品類公司86家,橫跨11個年份,共得到觀察樣本946個,形成一組平衡面板數(shù)據(jù)。這些公司分布于全國中部、東部、西部的各個省市自治區(qū),具有較高的樣本代表性。本文的數(shù)據(jù)均來自于國泰君安數(shù)據(jù)庫(CSMAR)和巨潮資訊網(wǎng)披露的各企業(yè)年度報告。

(二)變量設計

1. 因變量設計。社會責任信息披露水平的衡量方法主要有4種:基于年報內(nèi)容分析的衡量、基于專業(yè)機構(gòu)數(shù)據(jù)庫的衡量、基于聲譽指標的衡量、基于問卷調(diào)查的衡量[36]。本文借鑒社會責任信息披露水平的衡量方法,采用內(nèi)容分析法衡量食品安全信息披露水平,內(nèi)容分析法是一種將將非定量的文字轉(zhuǎn)化為定量數(shù)據(jù)的方法。本文選取產(chǎn)品質(zhì)量標準、第三方檢測、企業(yè)內(nèi)部監(jiān)督檢查、風險預警和風險防范5項作為食品安全信息披露水平的衡量指標,這些指標從企業(yè)內(nèi)部和外部2個角度,呈現(xiàn)食品生產(chǎn)事前、事中和事后整個過程的食品安全信息披露情況,相對于前人研究來說,選取指標更簡潔,概括的方面也更加完善。5個指標均來源于觀察樣本年報和社會責任報告,量化方法為:若觀測指標在年報或社會責任報告中披露則賦值為1,否則賦值為0。

為了保證因變量設計的規(guī)范性和合理性,本文采用因子分析法構(gòu)建食品安全信息披露指數(shù)(FSDI)。首先進行巴特利特球度檢驗和KMO檢驗,根據(jù)檢驗結(jié)果,巴特利特檢驗結(jié)果在1%的水平上顯著,拒絕原假設,認為相關(guān)系數(shù)矩陣與單位矩陣有顯著差異;KMO的值為0.618,說明原變量適合做因子分析。其次,采用主成分分析法確定因子變量,最終提取出2個因子,其中第一個因子的方差貢獻率為43.12%,第二個因子的方差貢獻率為27.24%,累積方差貢獻率為70.36%,能比較好地反映原披露指標的大部分信息。再次,按照最大方差法對因子載荷矩陣進行旋轉(zhuǎn),結(jié)果表明產(chǎn)品質(zhì)量標準、第三方檢驗、企業(yè)內(nèi)部監(jiān)督檢查在因子一上有較高載荷,可將因子一命名為監(jiān)督因子;風險預警、風險防范在因子二上具有較高載荷,可將因子二命名為風險因子。最后,根據(jù)因子得分系數(shù)矩陣得到因子得分,再以各因子方差貢獻率作為權(quán)重,可得到食品安全信息披露指數(shù)(FSDI):

FSDI=(0.4312F1+0.2724F2)×100

該指數(shù)反映了各企業(yè)的食品安全信息披露水平,FSDI得分越高,說明企業(yè)對食品安全信息的披露內(nèi)容越充分,披露水平越高。

2. 自變量設計。本文將食品安全信息披露水平影響因素分為外部特征與內(nèi)部特征兩類,外部特征包括企業(yè)所在地經(jīng)濟水平、社會關(guān)注度、法律環(huán)境;內(nèi)部特征包括公司規(guī)模、高管薪酬、董事會規(guī)模、權(quán)力集中度。各個因素對應的變量及其具體含義如表1所示。

表1 解釋變量說明

3. 變量描述性統(tǒng)計。對食品安全信息披露情況和各影響因素進行描述性統(tǒng)計分析,結(jié)果如表2所示。由表2可知,各食品安全信息披露指標最小值為0,最大值為1,均值基本小于0.5,說明各企業(yè)對食品安全信息披露水平較差；解釋變量中,企業(yè)所在地經(jīng)濟水平最小值為4.94,最大值為11.28,說明樣本企業(yè)在全國不同地區(qū)分布比較均衡；廣告費用兩級分化比較嚴重,說明不同企業(yè)對待社會關(guān)注度的態(tài)度不同；總資產(chǎn)、高管薪酬最小值、最大值相差不大,說明各企業(yè)規(guī)模接近,保證了不同企業(yè)的可比性；董事會規(guī)模均值9.3,說明大多數(shù)企業(yè)董事會規(guī)模適當。

(三)模型構(gòu)建

1. 面板效應模型。面板數(shù)據(jù)通常有3種選擇模型,即固定效應模型、隨機效應模型和混合效應模型,從本文數(shù)據(jù)來看,不同的企業(yè)對應的截距不同,適合選擇固定效應模型。固定效應模型又分為個體固定效應模型、時刻固定效應模型和雙向固定效應模型,本文每個截面有86個企業(yè),時間跨度為11年,截面數(shù)量遠大于時間跨度,并且不同企業(yè)信息披露水平差異較大,因此選擇個體固定效應模型,以上述各變量作為解釋變量構(gòu)建模型(1)。

表2 描述性統(tǒng)計分析表

fsdiit=αi+β1gdpit+β2adveit+β3lawit+β4scalit+β5compit+β6boarit+β7poweit+εit

(1)

其中,αi為非觀測效應,即不隨時間變化而變化的個體影響;β為待估參數(shù);ε為誤差項;i=1,2,3…86;t=1,2,3，…，11。

2. 斷點回歸設計。在本文構(gòu)建的食品安全信息披露水平影響因素中,法律是最強制的手段。為了研究法律對企業(yè)披露食品安全信息的重要影響,本文就頒布《食品安全法》對食品安全信息披露的影響進行斷點回歸。本文認為,在2009年《食品安全法》未頒布之前,企業(yè)對食品安全信息披露水平的變化應該是平滑的,《食品安全法》頒布之后,若企業(yè)食品安全信息披露水平存在顯著跳躍,就可以認為這種變化是由法律的頒布引起的。

由于不同的企業(yè)上市日期不同,本文假設所有企業(yè)都是2006年上市,每個企業(yè)在每一年的上市年齡相同,因此將age設置為分組變量;lawi=(0,1)表示是否頒布《食品安全法》,當age大于或等于斷點,law取1,否則取0。為研究頒布法律對食品安全信息披露水平的影響,令：

由于《食品安全法》的頒布是強制性地對所有食品生產(chǎn)企業(yè)起作用,因此本文應該采用精確斷點回歸。模型構(gòu)建如下:

fsdiit=αi+β1(agei-c)+δlawi+γ1(agei-c)lawi+β2(agei-c)2+γ2(agei-c)2lawi+φxi+εi

(2)

其中,c-h

四、實證結(jié)果及分析

(一)平穩(wěn)性檢驗

為了防止模型出現(xiàn)“偽回歸”的問題,需要對數(shù)據(jù)進行平穩(wěn)性檢驗。面板數(shù)據(jù)的單位根檢驗方法分為相同根情形下的單位根檢驗和不同根情形下的單位根檢驗。本文分別用LLC檢驗和Fisher-ADF檢驗代表兩類檢驗方法來判斷變量序列是否存在單位根，檢驗結(jié)果如表3所示。從表3可以看出,企業(yè)所在地經(jīng)濟水平在LLC檢驗上存在一個單位根;食品安全信息披露水平、企業(yè)所在地經(jīng)濟狀況、社會關(guān)注度、法律環(huán)境在Fisher-ADF檢驗上存在一個單位根。需要對變量進行協(xié)整檢驗。

對原序列進行協(xié)整檢驗,檢驗結(jié)果如表4所示。由表4可知,面板數(shù)據(jù)Kao檢驗結(jié)果顯示P值小于0.05,拒絕原假設,說明變量之間存在協(xié)整關(guān)系,不存在偽回歸問題,可以對面板數(shù)據(jù)建立回歸模型。

表3 單位根檢驗

注:*,**，***分別代表p<0.1,p<0.05,p<0.01,下同

表4 Kao檢驗

(二)假設檢驗

本文采用hausman檢驗方法,先假設原模型為隨機影響模型,即個體影響與解釋變量不相關(guān),結(jié)果顯示P<0.01,拒絕原假設,認為個體影響與解釋變量相關(guān),原模型應該采用固定效應模型。本文分別采用個體固定效應模型和時刻固定效應模型對模型(1)進行回歸,結(jié)果顯示個體固定效應模型的擬合優(yōu)度為0.757,時刻固定效應模型的擬合優(yōu)度為0.353,說明本文的模型適合采用個體固定效應模型,滿足構(gòu)建模型時的假設。為了消除異方差對模型的影響,本文采用面板廣義最小二乘法進行回歸分析,回歸結(jié)果如表5所示。由表5可知，模型(1)調(diào)整的R2為0.757。F值為33.034,P值為0,說明被解釋變量與解釋變量在整體上顯著。

表5 模型回歸系數(shù)表

根據(jù)模型(1)的回歸結(jié)果,企業(yè)所在地GDP的回歸系數(shù)為正(P<0.01),假設1成立,說明食品安全信息披露水平與企業(yè)所在地GDP正相關(guān),經(jīng)濟發(fā)展水平高的地區(qū)企業(yè)承擔社會責任的意識和能力更強,愿意披露更多食品安全信息。社會關(guān)注度回歸系數(shù)為正,但未通過顯著性檢驗,假設2不成立,說明社會關(guān)注度對食品安全信息披露水平?jīng)]有顯著的影響作用。從理論上講社會關(guān)注度高的企業(yè)迫于外界壓力會披露更多的食品安全信息,但本文回歸結(jié)果顯示二者無顯著關(guān)系,原因可能與選取的指標有關(guān)。本文選取的指標為企業(yè)的廣告費用,在廣告宣傳上投入過多的企業(yè)可能更關(guān)注企業(yè)的銷售業(yè)績、經(jīng)濟效益而忽視對食品安全信息的披露。法律環(huán)境回歸系數(shù)為正(P<0.01),假設3成立,說明食品安全信息披露水平與法律環(huán)境正相關(guān)?！妒称钒踩ā返念C布無疑給企業(yè)和消費者都敲響了警鐘,提醒企業(yè)加強食品安全生產(chǎn),積極披露食品安全信息。 公司規(guī)模回歸系數(shù)為正(P<0.1),假設4成立,說明公司規(guī)模對食品安全信息披露水平有正向的影響,來自外部的壓力促使大公司積極披露食品安全信息,滿足公共的信息需求。高管薪酬的回歸系數(shù)為正(P<0.01),假設5成立,說明食品安全信息披露水平與高管薪酬正相關(guān)。給予高管更高的薪酬能弱化代理問題,增加高管對企業(yè)的歸屬感,使高管的生產(chǎn)經(jīng)營決策都以維護利益相關(guān)者權(quán)益為出發(fā)點,更好地履行社會責任,披露更多食品安全信息。董事會規(guī)模檢驗結(jié)果不顯著,假設6不成立,說明董事會規(guī)模對食品安全信息披露水平?jīng)]有顯著影響。董事會的執(zhí)行效率不僅僅囿于董事會規(guī)模,更是取決于董事會成員的辦事能力,若董事會成員都能恪盡職守,無論董事會規(guī)模大小,均能幫助企業(yè)發(fā)展。權(quán)力集中度的回歸系數(shù)為負(P<0.01),假設7成立,說明董事長與總經(jīng)理若由一人兼任,對食品安全信息披露水平有負向作用。一人兼任董事長與總經(jīng)理會破壞職位的獨立性,董事長不再能監(jiān)督總經(jīng)理受托責任履行情況,影響董事會的監(jiān)管能力,不利于食品安全信息的披露。

(三)政策效應斷點回歸檢驗

根據(jù)模型(1)回歸結(jié)果,法律環(huán)境在所有的變量中回歸系數(shù)最高,說明政策效應對食品安全信息披露水平有重要影響?！妒称钒踩ā酚?009年6月1日起正式實施,理論上應將斷點設置為2009年,但考慮到法律從頒布到被公眾接受需要一定的過渡期,本文將斷點設置在2009年和2010年,比較兩個斷點的回歸結(jié)果以說明法律對食品安全信息披露水平的影響作用。本文通過最小化均方誤差選擇最優(yōu)帶寬h,根據(jù)最優(yōu)帶寬以及兩倍的最優(yōu)帶寬,選擇三角核函數(shù)對模型(2)進行斷點回歸分析,回歸結(jié)果如表6所示。

表6 斷點回歸結(jié)果

由斷點回歸結(jié)果可知,當斷點取2009年時,無論是1倍帶寬還是2倍帶寬,回歸結(jié)果均不顯著,當斷點取在2010年時,1倍帶寬和2倍帶寬均在1%的水平上顯著,說明法律的頒布對信息披露確實有促進作用,但從法律頒布到發(fā)揮作用有一定的過渡期。隨著《食品安全法》的出臺,企業(yè)應該加強對食品生產(chǎn)經(jīng)營過程的管理,一旦食品質(zhì)量安全得到有效控制,企業(yè)將更愿意披露食品安全信息以釋放利好信號。但回歸結(jié)果顯示,在《食品安全法》頒布的短期內(nèi),企業(yè)的信息披露水平并沒有明顯變化,反而在食品安全法頒布的一年后有顯著提高。這是因為企業(yè)出于生產(chǎn)經(jīng)營習慣或僥幸心理,可能會忽視法律的約束作用,隨著時間的推移,一些企業(yè)因為違反法律受到懲戒對其他企業(yè)起到警示作用,迫使企業(yè)開始重視法律的作用,依法生產(chǎn)經(jīng)營,并主動披露食品安全信息,因此跳躍點在法律頒布后的一年內(nèi)是合理的。

模型中加入?yún)f(xié)變量可以減少擾動項方差,斷點回歸的隱含假設是協(xié)變量的條件密度在斷點處連續(xù),以證明食品安全信息披露水平在斷點處的變化是由處理變量引起的。為驗證此假設,需要檢驗協(xié)變量的條件密度是否在斷點處連續(xù),檢驗結(jié)果如表7所示。由表7可知,所有協(xié)變量均在斷點處連續(xù),說明各協(xié)變量在斷點處無顯著跳躍,食品安全信息披露指數(shù)在斷點處的變化是由頒布法律造成的,驗證了《食品安全法》與食品安全信息披露的因果效應。

表7 協(xié)變量斷點處連續(xù)性檢驗

五、結(jié)論與政策建議

本文以2006-2016年滬深兩市86家食品類上市公司為研究對象,從企業(yè)外部特征和內(nèi)部特征兩方面出發(fā),基于面板效應模型和斷點回歸模型,就食品企業(yè)食品安全信息披露水平的影響因素進行了實證分析,得出如下結(jié)論:第一,基于外部特征角度,企業(yè)注冊地經(jīng)濟發(fā)展水平和法律環(huán)境對企業(yè)食品安全信息披露水平有顯著正向影響,社會關(guān)注度對食品安全信息披露水平無顯著影響。第二,基于內(nèi)部特征角度,公司規(guī)模、高管薪酬對食品安全信息披露水平有顯著正向影響,權(quán)力集中度對食品安全信息披露水平有顯著負向影響,董事會規(guī)模對食品安全信息披露水平無顯著影響。第三,斷點回歸結(jié)果表明在控制了其他變量后，法律政策對企業(yè)信息披露水平有顯著的促進作用,但這種作用存在一年的滯后效應。

基于上述結(jié)論,本文提出如下政策性的建議:第一,外部環(huán)境對企業(yè)食品安全信息披露具有重要影響,尤其是法律對信息披露的強制性作用不容小視。隨著《食品安全法》的頒布,企業(yè)對食品安全信息的披露水平有明顯的提高,但食品類企業(yè)對食品安全信息披露水平仍然參差不齊,也沒有明確的披露規(guī)范。因此,政府有必要擬定頒布相關(guān)的政策法規(guī),規(guī)范企業(yè)在年報、社會責任報告或者內(nèi)部控制報告中的披露標準。第二,根據(jù)研究結(jié)果,高管薪酬對食品安全信息披露水平有正向影響,增加高管薪酬可以提高高管對工作的滿意度,弱化委托代理問題。因此,企業(yè)應該在合理范圍內(nèi)增加對高管的報酬,提高高管的企業(yè)歸屬感;第三,董事長與總經(jīng)理二職合一會降低信息透明度,削弱董事會對總經(jīng)理受托責任的監(jiān)督,不利于企業(yè)的長遠發(fā)展。因此,企業(yè)應盡量避免總經(jīng)理與董事長由一人兼任,提高董事會對經(jīng)理層的監(jiān)管效力。

盡管本文在現(xiàn)有水平及能力下取得了一些研究成果,但受條件限制,仍存在不足及需深化之處。首先,受數(shù)據(jù)尋找難度的限制,本文選取的解釋變量有限,尤其是外部環(huán)境的角度,由于諸多外部因素難以量化,導致本文在外部環(huán)境的因素選擇時,舍棄較大,這是本文的一大遺憾。其次,本文構(gòu)造了一組平衡面板數(shù)據(jù),跨期11年,選取了11年中均有上市交易和信息披露的企業(yè),一些企業(yè)在某些年份存在被ST的情況,為保證數(shù)據(jù)的平衡性本文并沒有剔除這些企業(yè),但被ST的企業(yè)在一定程度上對食品安全信息的披露有一定影響,而本文并未將這一因素納入考慮。最后,本文采用內(nèi)容分析法構(gòu)造食品安全信息披露指數(shù)作為被解釋變量,由于統(tǒng)計食品安全信息披露內(nèi)容的過程帶有較強的主觀性,稍有不慎便會漏掉企業(yè)披露的內(nèi)容,這在一定程度上對所構(gòu)建的食品安全信息披露指數(shù)的準確性產(chǎn)生影響。

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