媒体关注与财务杠杆对企业社会责任报告印象管理的影响

张德容，屈明阳

（湖南工业大学 经济与贸易学院，湖南 株洲 412007）

近年来，我国经济由高速发展转为高质量发展，企业作为推动社会经济发展的主体力量，应积极承担其社会责任，实现可持续高质量发展。越来越多的企业通过披露企业社会责任报告来树立企业正面形象。《2021 年A 股上市公司企业社会责任报告研究》指出，2019 年A 股上市公司共发布992 份企业社会责任报告，较2006 年即企业社会责任报告披露元年（19 份）增长约51 倍。虽然企业社会责任报告披露数量逐年上升，但由于没有统一的披露标准以及缺乏第三方监管等，导致企业存在社会责任报告印象管理倾向，即企业从自身利益出发，通过优化文字报告的表达方式以及操纵可读性等方式粉饰社会责任报告，从而损害了报告的信息价值，误导了社会责任报告外部使用者，这与社会责任报告降低信息不对称的目标相违背。

目前，我国学者针对企业社会责任报告印象管理现象进行了一系列研究。如吉利等人[1]研究认为，当公司经营状况不佳时，公司会尽可能弱化这种不良影响的信息传递，通过增加信息的理解难度、操纵信息的可读性、强调或夸大外在环境的变化等方式，对社会责任报告进行印象管理。张正勇等人[2]研究了高管减持对企业社会责任印象管理的影响，认为在高管减持公司，其社会责任报告印象管理程度显著高于高管未减持公司。张佳佳[3]认为，企业国际绩效与社会责任报告印象管理呈倒U型关系。总的看来，我国学界对企业社会责任印象管理研究大多停留在公司内部层面，对于公司外部媒体监督层面的研究较少。

作为一种重要的法律制度替代机制，媒体监督在公司治理中发挥着重要作用[4]。媒体有两大职能：一是信息传递职能。媒体将采访调查收集获得的信息进行加工处理后传递给社会大众，降低市场中信息的不对称，使利益相关者能更清楚了解公司的经营情况，保护利益相关者的利益[5]。二是监督职能。报纸、网络媒体等通过报道引起公众的舆论关注，通过媒体“放大镜”的功能对公司的正常经营进行外部监督，以有效预防公司财务舞弊，规范其管理行为，促使其合法经营[6]。基于此，本文以心理学中印象管理理论为基础，探讨媒体关注对企业社会责任报告印象管理的影响，以及两者之间的关系是否会受到企业杠杆率的影响，以期为提高企业社会责任报告披露质量提供理论参考。

一、理论分析与假设

（一）媒体关注与企业社会责任报告印象管理

印象管理理论是心理学中的概念，是指通过一系列的行动试图改变或者控制人们的想法[7]。关于企业社会责任印象管理的研究，我国学者孙蔓莉[8]在21 世纪初将这一概念引入社会责任报告研究中，随之大量学者对社会责任印象管理的动因进行了深入研究，他们发现，公司履行社会责任有利于其争夺稀缺资源、提高公司绩效、抑制公司商誉估值泡沫、降低权益资本成本[9-13]。对于企业社会责任印象管理构建方式，学者们研究发现，上市公司常以自利性归因、选择性披露报告内容、优化文字报告表达方式以及操纵可读性等方式，对发布的社会责任报告进行印象管理[14-17]。

压力理论认为，企业进行社会责任信息披露是受到外部利益相关者的压力而产生的行为[4]。一般来说，公司外部压力的来源有大众媒体的报告和法律法规的监督。由于我国现阶段对社会责任披露的方式、形式和内容没有作出明确规定，因此，大众媒体带来的舆论压力便成为影响公司社会责任报告披露质量的重要影响因素之一。当企业受到的媒体关注度越高时，其受到的公众舆论压力就会越大。特别是在互联网飞速发展的今天，各利益相关者往往会通过上网浏览、观看新闻报告等方式了解公司发展状况。当网络上公司的负面信息过多时，各利益相关者往往会形成公司形象较差的刻板印象，这将不利于公司开展销售、投融资等活动。同时，公司为了实现自身利益最大化，往往会通过媒体信息扩大效应，向外界传递一种积极信号来树立公司正面形象，因此，当消费者和投资者出于某种情怀或认为公司未来会良性发展时，就会作出投资或购买该公司产品的决定。

综上所述，在媒体关注度较高时，由于媒体的传播范围广、影响力大，企业会对展现企业形象的信息更加审慎对待。企业财务报表具有严格的法律和第三方审计监管，可操作性不强；而企业社会责任报告没有统一的法律政策要求，可操作性较强，从而导致企业对社会责任报告披露进行印象管理的动机更高。鉴于此，本文提出假设H1。

H1：媒体关注与企业社会责任报告印象管理程度呈正相关。

（二）财务杠杆与企业社会责任印象管理

当前，大多数学者认为财务杠杆是影响企业社会责任报告披露水平的重要因素之一[17]。相关学者从政治环境和市场环境等角度对财务杠杆进行研究，但鲜有文献将财务杠杆与企业社会责任印象管理置于同一框架下进行研究。本文认为，媒体关注对社会责任报告印象管理的影响在具有不同财务杠杆率的企业中存在一定差异。

从企业融资角度而言，一方面，企业财务杠杆会影响其从外部获取资金的难度[18]，财务杠杆率高的企业需定期支付利息，这势必会影响企业现金流以及经营稳定性，企业受到巨额利息偿还的压力，没有多余资金进行无法带来经济利益流入的社会责任履行[19]；另一方面，企业由于生产经营需要，内部资源无法满足需要，必将从外部获取资金支持。各利益相关者往往会从公司披露的信息中了解公司的经营状况，公司迫于资金需要，很可能会美化披露的信息。企业财务报表具有严格的法律法规披露要求，可操作性不强；而企业社会责任报告尚无统一的法律政策要求，具有较大的操作灵活性，公司对社会责任报告披露进行印象管理的可操作性和可能性较高。

从委托代理理论角度而言，现代公司所有权与经营权相分离，股东与管理层利益目标不一致，这将会加大代理成本。在理性人的角度下，股东作为企业的所有方，追求企业的长远高质量发展，会积极履行企业社会责任；而管理层作为企业的经营者，秉持“在其位谋其政”，追求在职期间利润和效益的最大化，特别是在企业面临高财务杠杆的情形下，公司面临到期还本付息的压力，为了节约成本，其往往会减少社会责任这种不能带来实际资金流入的工作。因此，管理层在向股东报告企业社会责任履行时，往往会加大印象管理的程度。鉴于此，本文提出假设H2。

H2：财务杠杆与企业社会责任报告印象管理程度呈正相关。

（三）媒体关注、财务杠杆与企业社会责任印象管理

过高的财务杠杆会加重企业财务风险，企业到期不能还本付息或运营亏损的可能性也会增大，债权人或股东为了保障自身利益，往往会加大投资回报率，这进一步加大了企业资金成本。媒体关注具有向外界传递信息以及扩大信息效应的功能[20]，因此成为企业缓解资金获取及成本激增困境、向外界展示自身形象传递积极信号的重要方式。企业往往利用媒体这一优势，通过加大信息的理解难度、操纵信息的可读性、强调或夸大外在环境的变化等方式，对社会责任报告进行印象管理，突显企业经营良好的形象。当企业财务杠杆上升时，企业为了从利益相关者方面获取资金支持，缓解公司困境，也会利用媒体功能，放大媒体关注对企业社会责任印象管理的作用。鉴于此，本文提出假设H3。

H3：财务杠杆在媒体关注与企业社会责任报告印象管理的关系中起正向调节作用。

二、研究假设

（一）样本选取和数据来源

本文以沪深A 股2015—2019 年发布社会责任报告的上市公司为研究样本，剔除ST 及PT 类公司样本、样本数据大量缺失的公司样本以及金融类与保险类公司样本，共得到3 259 家上市公司的16 295 个样本数据。同时，本文借鉴张正勇等人[2]的样本处理方式，通过构建模型（1）获得残差值，作为衡量印象管理程度的指标。其中，正残差值代表上市公司进行社会责任报告正向印象管理，而负残差值代表上市公司进行负向印象管理，由于这一部分代表的是公司过分谨慎、负向的社会责任印象管理，不符合本文所定义的社会责任印象管理，因此，本文进一步剔除模型（1）计算得到的残差值为负的样本观测值，最终保留残差值为正的样本观测值共7 190 个。社会责任报告评分来自和讯网评级数据库，财务指标以及公司治理指标均来自国泰安CSMAR 数据库。另外，为了消除极端值对模型回归的影响，本研究将所有连续变量在上下1%和99%水平上做Winsorize缩尾处理。本文使用Excel 软件对数据进行整理，相关模型回归使用Stata16.0 统计与检验软件进行处理。

（二）研究模型与变量定义

1.被解释变量：社会责任报告印象管理（CSRIMP）

借鉴黄艺翔等人[21]的方法，运用Jones 盈余管理模型，将社会责任报告分为预期与未预期的社会责任披露水平，在控制公司特征、公司治理因素以及其他模型变量后，以通过回归模型（1）得到的正残差值来度量未预期的社会责任信息披露水平，将未预期的社会责任信息披露水平作为社会责任印象管理程度的代理变量。

模型（1）中，CSR为和讯网社会责任评级评分，借鉴吉利等人[1-2，21-22]的做法，将公司规模（Size）、机构投资者持股比例（Ih）、高管持股比例（Mhold）、资产负债率（Lev）、总资产净利率（ROA）、上市地点（List）、经济环境（Developed）、市账比（MB）、产权性质（SOE）、高管薪酬（Salary）等10 个变量作为模型的控制变量。

2.解释变量：媒体关注（Media）

媒体关注的度量主要有两种形式：其一是通过手工整理样本公司在几家具有代表性的报刊出现的次数用以衡量媒体关注度；其二是通过互联网新闻检索样本公司的关键词出现的次数用以衡量媒体关注度。第一种方式虽然选取的报刊具有一定的权威性，但是报刊覆盖面较窄，不能涵盖所有的媒体，而采取网络媒体检索这种方法得到的信息覆盖面较广，能更全面反映上市公司媒体关注的实际情况。因此，本文以中国上市公司财经新闻数据库（Chinese Research Data Services Platform，CNRDS）中网络新闻媒体关注量加1 取自然对数来衡量媒体关注。财经新闻数据库涵括了来自400 多家重要网络媒体的新闻报道数据，包括20 家主流网络财经媒体的新闻报道，如新浪财经、东方财富网、腾讯财经、网易财经等媒体。这20 家网络财经媒体在财经新闻报道数量和质量上均位列国内前列，也是投资者经常浏览和关注的财经网站，因此以其报道数量作为衡量企业媒体关注的指标具有一定的可靠性。

3.调节变量：财务杠杆（Lev）

财务杠杆是指企业获得大于债务利息支出的超额收益状况。学界主要采用资产负债率等财务指标来衡量杠杆率，因此，本文借鉴蒋灵多等人[23]的研究成果，将企业资产负债率作为财务杠杆的衡量指标。

4.控制变量

本文借鉴黄艺翔等人[21]的研究成果，对企业治理、外部环境、基本特征等因素进行控制，将公司规模（Size）、是否处于发达地区（Developed）、机构投资者持股比例（Ih）、高管持股比例（Mhold）、总资产净利率（ROA）、市账比（MB）、产权性质（SOE）、高管薪酬（Salary）作为控制变量；同时，为了消除行业和年份对模型回归带来的影响，本文将行业与年份作为虚拟变量加入模型。具体变量的定义及计算方法如表1 所示。

5.实证分析模型

为了检验媒体关注对社会责任报告印象管理的影响，本文构建了模型（2）。

表1 相关变量及定义

为了检验财务杠杆对社会责任报告印象管理的影响，本文构建了模型（3）。

为了检验财务杠杆对媒体关注与社会责任报告印象管理的影响，本文构建了模型（4）。

其中，CSRIMP为社会责任报告印象管理程度，是根据模型（1）回归得到的正残差值。根据已有文献研究，将公司规模（Size）、是否处于发达地区（Developed）、机构投资者持股比例（Ih）、高管持股比例（Mhold）、总资产净利率（ROA）、市账比（MB）、产权性质（SOE）、高管薪酬（Salary）作为模型的控制变量。

三、实证结果分析

（一）描述性统计分析

描述性统计结果如表2 所示。样本中，国有上市公司占总样本的27.8%，重污染行业占总行业的60.1%。由表2 分析可知，社会责任报告印象管理程度最小值为0.069，最大值为42.910，标准差为9.754，表明上市公司发布的社会责任报告印象管理程度参差不齐，差异较大。媒体关注平均值和中位数分别为3.614 和4.078，标准差为1.912，表明各企业媒体关注度差别较大。企业资产负债率平均值为0.355，表明我国大多数企业资产负债率维持在正常水平。

（二）相关性分析

为了检验模型中变量选取的合理性，本文对模型中的变量进行相关性分析，结果如表3 所示。

由表3 分析可知：（1）被解释变量社会责任印象管理与解释变量媒体关注的相关系数为0.239，且两者在1%相关性水平上显著正相关，这说明媒体关注与社会责任印象管理呈正相关，初步证实了假设H1。（2）资产负债率与社会责任报告印象管理的相关性系数为0.150，且两者在1%水平上显著正相关，这表明财务杠杆与社会责任报告印象管理呈正相关，验证了假设H2。

（三）回归分析

1.媒体关注与企业社会责任报告印象管理

对假设H1 进行回归检验，结果如表4 所示。表4 第（1）列为媒体关注与社会责任报告印象管理关系的回归结果。媒体关注与社会责任报告印象管理的相关系数为0.700，且在1%水平上显著正相关，表明媒体关注与社会责任报告印象管理之间呈正相关关系，即媒体关注度越高，企业社会责任报告印象管理程度越高，回归结果验证了假设H1。究其原因，可能是上市公司受到媒体关注越多，公司为了维持在公众面前的良好形象和声誉，迫于媒体带来的舆论压力，会更倾向于对社会责任报告进行印象管理。

表2 描述性统计结果

表3 相关性分析结果

表4 媒体关注、财务杠杆与企业社会责任报告印象管理回归结果

2.财务杠杆与企业社会责任报告印象管理

表4第（2）列为财务杠杆与社会责任报告印象管理关系的回归结果。财务杠杆与社会责任报告印象管理的相关系数为5.693，且在1%水平上显著正相关，验证了假设H2。

3.媒体关注、财务杠杆与企业社会责任报告印象管理

表4第（3）列为财务杠杆对媒体关注与社会责任报告印象管理调节效应的回归结果。媒体关注和财务杠杆的交乘项与社会责任印象管理的相关系数为1.983，且在1%水平上显著正相关；同时，媒体关注与社会责任印象管理的相关系数为正，且在1%的水平下显著正相关。这表明行业特征在媒体关注与社会责任报告印象管理之间起正向调节作用，验证了假设H2。财务绩效在1%水平上显著，且系数均为负，表明公司的财务绩效与社会责任报告印象管理呈负相关关系。究其原因，可能是履行社会责任需要成本，当经营状况较差时，企业会通过自利性归因，将经营差的问题转移到过度履行社会责任上。

（四）稳健性检验

为保证实证结果的可靠性，本研究采用替代变量法及内生性检验来进行稳健性检验。

1.替代变量法检验

将中国上市公司财经新闻数据库（CNRDS）中报刊新闻量化数据加1 取自然对数（Media1）作为媒体关注的替代变量进行检验，回归结果如表5 所示。由表5 分析可知，自变量在1%水平上显著正相关，且交乘项在1%水平上显著正相关，与前文结果相符。

同时，本文还替换了财务杠杆的衡量指标，将资产负债率用流动负债与总资产的比值衡量的短期杠杆率（dlevel）和非流动负债与总资产比值衡量的长期杠杆率（clevel）作为财务杠杆的替代衡量指标，检验结果如表6 所示。由表6 分析可知，无论是短期杠杆率还是长期杠杆率都显著相关，与前文结果相符。

表5 媒体关注替换变量的稳健性检验结果

表6 财务杠杆替换变量的稳健性检验结果

2.内生性检验

现实中，自变量和因变量可能相互影响，针对二者相互影响所产生的内生性，本文借鉴万寿义等人[24]的研究成果，运用自变量的滞后1 期（iv）作为工具变量进行回归分析，回归结果如表7所示。滞后1 期的自变量与当期自变量相关，但不会受到当期因变量的影响。在考虑媒体关注与社会责任报告印象管理之间可能存在的内生性问题后，媒体关注系数依然为正，表明媒体关注与企业社会责任报告印象管理呈正相关，这与前文结果完全一致。

表7 内生性检验结果

四、不同行业结果分析

媒体关注对企业社会责任报告印象管理的影响可能会受到行业特征的影响。高污染行业企业具有高污染、高能耗的特征，媒体关注对其社会责任报告印象管理的影响更大。高污染行业企业在面临公众关注和媒体报告压力的情况下，为了降低行业因素所带来的法律诉讼风险并提高企业竞争力及企业声誉，往往会选择通过印象管理的形式对社会责任报告进行美化，相比低污染行业企业，其社会责任印象管理的经济动机会更强。基于以上分析，根据2010 年环保部公布的《上市公司环境信息披露指南》（征求意见稿），将样本公司分为重污染行业和非重污染行业，将火电、造纸、水泥、发酵、采矿、冶金、石化、钢铁、建材、化工、酿造、制药、电解铝、纺织、制革和煤炭等16 类行业归为重污染行业，其他行业归为低污染行业。将行业特征设为虚拟变量，若样本公司属于重污染行业则取值为1，属于其他行业则取值为0，回归结果如表8 所示。由表8 分析可知，低污染组企业媒体关注系数不显著，而高污染组企业媒体关注系数为0.780，且在1%的水平上显著正相关。由此可知，相较于低污染行业企业，高污染行业企业具有较强的负外部性，受到的媒体关注更多，其进行社会责任报告印象管理的动机也会更强。

表8 不同行业特征媒体关注与财务杠杆对企业社会责任报告印象管理的影响回归结果

五、研究结论与启示

本文以2015—2019 年我国发布社会责任报告的沪深A 股上市公司为样本，实证检验了媒体关注对企业社会责任报告印象管理的影响。研究发现，媒体关注会促进上市公司社会责任报告印象管理，即媒体关注度越高，企业社会责任报告印象管理程度就会越大；财务杠杆与企业社会责任报告印象管理呈正相关关系；在媒体关注与财务杠杆的交互作用下，企业社会责任报告印象管理程度会更高。进一步研究发现，与非环境敏感性行业相比，重污染行业企业受到的媒体关注度越高，其社会责任报告印象管理程度就会越高，在环境敏感型行业中媒体关注对企业社会责任报告印象管理程度的正向影响更显著。

基于以上结论，相关方应注意如下几点：第一，企业应正确面对媒体关注的压力，提高自控和诚信力，避免为了一时之利而进行社会责任印象管理；同时注重社会责任信息披露的质量，积极与各利益相关者进行沟通说明，降低信息不对称程度。第二，企业应积极发展股权融资，降低企业对债务的依赖，在去杠杆的同时优化资本结构。第三，社会应加强对媒体行业的监管，保证媒体报道新闻内容的真实性、及时性和有效性，充分发挥媒体的监督作用。第四，政府需完善上市公司的非财务信息披露制度，约束企业社会责任报告印象管理行为，保证信息披露的真实性，提高社会责任信息披露质量，减少市场中的信息不对称现象，保护相关者的利益。第五，高污染行业企业社会责任印象管理倾向更明显，监管部门应重点对该类企业进行监管和审查。

本研究虽涵盖了A 股非金融行业上市公司，具有一定的代表性，但仍存在以下局限性：（1）由于在衡量企业社会责任报告印象管理中仅取正残差值，会造成部分数据缺失，且在样本中剔除了较多数据缺失的企业，在数据选取上具有一定的局限性；（2）企业社会责任报告印象管理程度的度量是通过回归模型得到的正残差值间接得到的，虽然已被广泛采用且具有一定的有效度，但未来研究可寻找更有效的直接变量进行衡量。（3）本文仅选取了2015—2019 年的样本，在未来研究中可适当扩大样本以及时间段，得到更科学、准确的研究结论。