向璐陽，章穎薇

(集美大學 財經學院， 福建 廈門，361000)

我國企業(yè)社會責任事故時有發(fā)生，大眾對企業(yè)承擔的社會責任關注度逐漸提升。有助于提升社會福利的企業(yè)行為被歸類為企業(yè)社會責任。一般情況下，企業(yè)社會責任的履行情況在一定程度上能通過企業(yè)社會責任信息披露質量反映[1]。公司管理層作為企業(yè)內部各項活動的直接決定者，會對企業(yè)社會責任相關信息披露行為產生直接影響。企業(yè)社會責任的積極和消極信息也會影響各利益相關方的購買、就業(yè)和投資意圖[2]，企業(yè)管理層也認識到履行社會責任、提升相關信息披露質量的重要性。

企業(yè)的各項活動屬于外部性活動，會受到外部環(huán)境的影響。在某種程度上，公眾對企業(yè)社會責任關注度的提升是因為經濟水平的提升以及市場的進一步發(fā)展和完善。市場化程度作為一項重要的制度因素，會對微觀經濟實體的決策產生影響，進而影響企業(yè)社會責任的承擔及相關信息披露行為。我國疆域廣闊，東西向跨度較大，各地區(qū)的市場化程度存在不一致性，因此將市場化程度納入研究范圍并作為調節(jié)變量，通過分組回歸說明其對管理層持股比例與企業(yè)社會責任信息披露質量關系的調節(jié)作用。

一、文獻回顧與研究假設

(一)管理層持股與企業(yè)社會責任信息披露質量

我國大多數上市公司內部所有權與經營權分離，這種組織形式具有專業(yè)化的好處，但是在兩權分離的決策環(huán)境下，公司內部人會利用其控制權，操縱和扭曲信息披露[3]。管理層作為公司內部人，是企業(yè)經營決策的主體，對企業(yè)的日常經營活動起主導作用。管理層擁有的控制權與剩余索取權應當相對應，否則會產生尋租行為[4]。根據代理理論，委托人可以通過為代理人建立適當的激勵措施來限制與其利益的分歧[5]。在企業(yè)內部，能夠有效降低股東與管理層分歧度的方式為給予管理層股權激勵。管理層在持股條件下進行管理決策時會兼顧股東的利益，做出利于股東以及企業(yè)長遠發(fā)展的決策。根據利益趨同假說：在管理層持股的條件下，股東與管理層的利益在一定程度上趨于一致。為提升公司的價值、獲取利益，管理層會積極進行社會責任信息披露，提高企業(yè)社會責任信息披露質量。提出假設1：

H1：管理層持股比例越高，企業(yè)社會責任信息披露質量越高。

(二)市場化程度與企業(yè)社會責任信息披露質量

市場化程度是指市場在資源配置中發(fā)揮作用的程度，是衡量企業(yè)外部經營環(huán)境的一個指標。市場環(huán)境和相關制度會影響企業(yè)社會責任的承擔。我國地域面積廣大且各地區(qū)法律制度環(huán)境、相關的經濟政策存在差異，導致各地區(qū)市場化程度有所差別，對不同地區(qū)企業(yè)的經營運轉以及信息披露產生不同的影響。市場化程度越高的地區(qū)，經濟對外開放水平越高，經濟越發(fā)達，而且擁有更完備的法律法規(guī)和更高的執(zhí)法效率[6]，社會公眾也更加注重企業(yè)社會責任的承擔。高市場化程度的地區(qū)作為相對有效的市場，信息使用者能對企業(yè)披露的信息迅速作出反應，并及時識破企業(yè)的虛假披露行為[7]。企業(yè)處于特定的制度環(huán)境中，為獲得外界的認可，其做出的往往是有利可圖的行為選擇。合法性理論認為，隨著社會對企業(yè)社會責任關注的提升，企業(yè)需要也愿意采取措施確保其活動為社會所接受[8]?；谏鲜龇治?，企業(yè)所處地區(qū)市場化水平越高，企業(yè)為得到市場認可，使其經濟活動和績效被市場所接受，會披露更高質量的社會責任信息。提出假設2：

H2：市場化程度越高，企業(yè)社會責任信息披露質量越高。

(三)市場化程度的調節(jié)作用

市場化程度越高，企業(yè)之間、經理人之間的競爭越激烈。競爭作為一種紀律機制，在管理層持股條件下，在市場化程度越高的地區(qū)，其不僅會通過正常的企業(yè)日?；顒觼硖嵘髽I(yè)當期收入，還會通過其他方式來提高企業(yè)的競爭度，進而提升個人財富。根據印象管理理論，面對高市場化程度地區(qū)的激烈競爭，管理層會采取其他非財務手段來提升企業(yè)認可度，以凸顯其管理能力，提升個人知名度。面對當前的社會需求，企業(yè)進行同業(yè)競爭，提升企業(yè)形象，樹立企業(yè)聲譽，對企業(yè)社會責任進行承擔并進行相關信息披露，不失為一種好的方式。從人們的社會心理和從眾心理角度出發(fā)，社會責任履行較好的企業(yè)更值得信賴，信息披露質量較高的企業(yè)會更受到市場的肯定[9]。提出假設3：

H3：市場化程度越高，管理層持股對企業(yè)社會責任信息披露質量的影響越顯著。

二、研究設計

(一)樣本選取

我國要求自2008年開始披露社會責任信息報告，其質量評級也是從2008年開始，潤靈環(huán)球責任評級數據截止到2018年(實際對2017年進行評級)。但是市場化指數僅截止到2016年，因此本文以2008年至2016年發(fā)布企業(yè)社會責任報告并有報告評級的全部A股上市公司為研究對象，剔除了金融保險業(yè)上市公司、ST和*ST上市公司、數據缺失的上市公司，共得到4 467個樣本數據。為降低異常值的影響，對微觀變量數據在 1% 和 99%的分位數水平上進行了 winsorize 縮尾處理。

(2)變量定義與數據來源

1.被解釋變量。社會責任信息披露質量(CSR)采用潤靈環(huán)球責任評級對企業(yè)社會責任報告的評分來衡量，該評級體系對企業(yè)社會責任報告從四個角度進行分析評級，具有科學性和認可度。企業(yè)社會責任信息得分越高，說明該企業(yè)對社會責任的承擔表現更佳。

2.解釋變量。管理層持股用管理層持股比例(MH)數據進行表示。管理層包括董、監(jiān)和高，其中高級管理層包括總經理、總裁等年報上公布的其他管理人員，不重復計算兼任情況下的持股數。用市場化程度指數(MI)表示市場化程度的高低，依據上市公司注冊地所在省份與王小魯等[10]的《中國分省份市場化指數報告》(2018)中的每個省份的市場化指數進行匹配，構建出市場化指數。該指數越高代表該地區(qū)市場化水平越高。

3.控制變量。為提高回歸結果的準確性，將對企業(yè)社會責任信息披露影響較大的因素作為控制變量，根據前人的研究，將股權制衡度(SHB)、獨董比例(PID)、公司規(guī)模(SIZE)、財務杠桿(LEV)、企業(yè)成長性(ADOL)、盈利能力(ROA)以及樣本年度(YEAR)作為控制變量。表1列出了主要變量。管理層持股比例數據、控制變量數據均來源于CSMAR數據庫，數據處理采用Excel2016和Stata15。

為驗證假設1和假設2，構建如下兩個模型：

CSR=α0+α1MH+α2SHB+α3PID+α4SIZE+α5LEV+α6ADOL+α7ROA+∑YEAR+ε

(1)

CSR=β0+β1MH+β2SHB+β3PID+β4SIZE+β5LEV+β6ADOL+β7ROA+∑YEAR+ε

(2)

為驗證市場化程度對管理層持股與企業(yè)社會責任信息披露質量關系的影響(假設3)，依據模型(1)分市場化程度高、低組進行檢驗。

圖1 變量定義表

三、實證分析

根據表2中的描述性統計結果，我國企業(yè)CSR的平均得分僅為38.10分，上市公司社會責任披露質量整體水平較低，在一定程度上缺乏社會責任意識。管理層持股比例(MH)數據較小，為便于分析描述，將管理層持股比例的描述性統計用百分比形式進行表示。雖然管理層持股比例最大值較大，但是中位數僅為0.01%，說明大多數企業(yè)存在管理層不持股的現象。市場化指數(MI)最大值、最小值相差較大，凸顯出我國各地區(qū)市場化改革以及經濟發(fā)展水平存在差異。上市公司股權制衡度(SHB)較低，平均值僅為0.75，這可能會對公司重大事項的決策產生影響。獨董比例較低，這可能和我國規(guī)定的上市公司最少獨董人數以及獨董制度發(fā)展不完善有關。

表2 描述性統計

表3左下方和右上方分別為Pearson相關系數和Spearman相關系數。在Spearman相關系數矩陣中，變量之間的相關性關系與Pearson相關系數矩陣中體現的結果具有一致性。除了獨董比例(PID)、盈利能力(ROA)與企業(yè)社會責任信息披露質量(CSR)的相關性較弱，其他變量與被解釋變量的相關性大多都在5%及以上的水平上顯著相關；特別是解釋變量管理層持股比例(MH)、市場化指數(MI)，二者均與企業(yè)社會責任信息披露質量(CSR)具有較高的相關性且系數為正。相關系數結果基本符合假設預想。

表3 相關系數矩陣

表4列示了OLS回歸分析結果。在Spearman和Pearson相關系數矩陣中，變量之間相關系數不存在大于0.5的現象，進一步利用方差膨脹因子檢驗變量之間是否存在多重共線性，檢驗結果如表4所示。變量間方差膨脹因子VIF遠小于10，說明控制變量與解釋變量之間不存在嚴重的多重共線性。根據回歸結果，管理層持股比例(MH)與企業(yè)社會責任信息披露質量(CSR)在1%的水平上顯著相關且系數為正，說明管理層持股比例越高，對企業(yè)社會責任信息披露質量的影響越大，驗證了假設1。市場化指數(MI)與企業(yè)社會責任信息披露質量(CSR)在5%的水平上顯著相關且系數為正，基于合法性理論，說明市場化程度越高，企業(yè)社會責任信息披露質量越高，驗證了假設2。

表4 回歸分析結果

在模型(1)和模型(2)中，除了企業(yè)成長性(ADOL)僅在模型(1)中與企業(yè)社會責任信息披露質量(CSR)在5%的水平上有相關關系，原因可能是在引入市場化程度變量后，企業(yè)成長性的影響力被削弱。其他控制變量與被解釋變量之間的相關關系在兩個模型中具有一致性。股權制衡度(SHB)、

企業(yè)規(guī)模(SIZE)與企業(yè)社會責任信息披露質量(CSR)具有正相關關系。在有股權制衡的情況下，企業(yè)內部管理決策更為有效，有助于提升企業(yè)社會責任信息披露質量。企業(yè)規(guī)模越大，擁有更多社會責任信息披露的條件，披露質量可能越高。獨董比例(PID)、財務杠桿(LEV)與企業(yè)社會責任信息披露質量(CSR)呈負相關關系。獨立董事屬于企業(yè)的外部董事，在我國獨立董事的作用發(fā)揮并不明顯，有的時候甚至是形同虛設。企業(yè)的財務杠桿高，說明企業(yè)的資金主要來源于外部借款，其用于社會責任信息披露的資源也會受到限制。盈利能力(ROA)與企業(yè)社會責任信息披露質量(CSR)的相關性不大。

我國東部、中部、東北和西部四個地區(qū)的市場化程度具有差異性[10]。東部地區(qū)市場化程度最高，其次是中部和東北，西部市場化程度最低。為驗證市場化程度對管理層持股比例(MH)與企業(yè)社會責任信息披露質量(CSR)關系的影響，同時保持分組樣本數據量的一致性，以中位數為劃分依據。若市場化指數小于等于中位數，則劃分為低市場化程度組(LOW)；如果大于中位數，則劃分為高市場化程度組(HIGH)。再分別進行高、低組回歸檢驗，回歸結果如表5所示?？梢钥闯觯呤袌龌瘶颖窘M(HIGH)中，管理層持股比例(MH)與企業(yè)社會責任信息披露質量(CSR)顯著相關，相關性水平達到1%，且系數變大；與之相反，在低市場化樣本組(LOW)中，二者的相關關系并不顯著，且系數變小。這說明市場化程度對管理層持股比例與企業(yè)社會責任信息披露質量之間的關系具有調節(jié)作用，市場化程度越高，管理層持股比例對企業(yè)社會責任信息披露質量的影響越顯著，驗證了假設3。

表5 分組回歸結果

為避免內生性問題對回歸結果的影響，采用將社會責任信息披露質量(CSR)數據前置一期的方法控制內生性問題，再進行回歸分析(見表6)。根據回歸結果(僅列示主要解釋變量與系數)，管理層持股比例(MH)與市場化程度(MI)與被解釋變量(CSR)仍然在較高的顯著性水平上相關且系數為正，與原有回歸結果具有一致性，說明研究結論具有穩(wěn)健性。

表6 內生性檢驗回歸結果

四、結論與啟示

本文實證發(fā)現：企業(yè)社會責任信息披露質量與管理層持股比例、市場化程度具有正相關關系；市場化程度越高，管理層持股對企業(yè)社會責任信息披露質量的正向作用越強。管理層是公司治理的主體，要注重管理層的利益，給予適當的激勵，例如企業(yè)的剩余索取權，這樣有助于改善企業(yè)內部治理。市場化程度作為重要的一項制度因素，會對微觀經濟實體的決策等產生重要影響。市場化水平高的地區(qū)法律制度更完備，企業(yè)的各項活動更為有序。政府部門應適當采取相應措施以促進我國各地區(qū)市場化程度的發(fā)展。企業(yè)對于社會責任還存在“重報告、輕履行”的情況，政府以及相關部門應當積極采取措施對企業(yè)社會責任的實際履行進行監(jiān)督。