張多蕾　胡公瑾

內(nèi)容提要：本文以我國滬深兩市2009-2016年A股上市公司為研究樣本，實(shí)證檢驗(yàn)企業(yè)社會責(zé)任與融資約束以及投資者異質(zhì)信念之間的關(guān)系。研究發(fā)現(xiàn)：企業(yè)社會責(zé)任可以負(fù)向作用于投資者異質(zhì)信念，企業(yè)積極承擔(dān)社會責(zé)任，將促進(jìn)企業(yè)降低投資者異質(zhì)信念程度;投資者異質(zhì)信念正向作用于融資約束，企業(yè)面臨的投資者異質(zhì)信念程度越高，由此帶來的融資約束越嚴(yán)重;企業(yè)社會責(zé)任可以負(fù)向作用于融資約束，企業(yè)承擔(dān)社會責(zé)任有利于緩解企業(yè)面臨的融資約束困境;投資者異質(zhì)信念是企業(yè)社會責(zé)任作用于融資約束的中介變量。研究結(jié)論表明，應(yīng)當(dāng)加快完善相應(yīng)的法律制度，提升企業(yè)的社會責(zé)任意識，加強(qiáng)投資者信息識別能力。

關(guān)鍵詞：企業(yè)社會責(zé)任;投資者異質(zhì)信念;融資約束;中介效應(yīng)

中圖分類號： F832? 文獻(xiàn)標(biāo)識碼：A? 文章編號：1001-148X（2020）09-0132-10

新常態(tài)下，我國企業(yè)增強(qiáng)外源融資能力，進(jìn)一步緩解企業(yè)的融資約束，對企業(yè)實(shí)施供給側(cè)改革無疑是一個(gè)重大支持[1]。企業(yè)積極承擔(dān)社會責(zé)任，在一定程度上有利于企業(yè)財(cái)務(wù)、聲譽(yù)等信息的傳遞，以便能夠被資本市場識別，進(jìn)一步優(yōu)化企業(yè)的信息環(huán)境，提升企業(yè)整體的融資能力[2]。但投資者并非均具備“同質(zhì)”的“理性”特質(zhì)，他們往往對同一信息有不同的理解和解釋，對目標(biāo)企業(yè)會形成非一致預(yù)期，由此產(chǎn)生異質(zhì)信念問題[3]，加劇了信息的不對稱，增加市場的不確定性，降低投資者的投資熱情，從而增加企業(yè)融資約束程度。而企業(yè)通過積極承擔(dān)社會責(zé)任，并且及時(shí)披露相關(guān)信息，可以在一定程度上緩解信息的不對稱，促進(jìn)投資者從“異質(zhì)信念”向“同質(zhì)信念”轉(zhuǎn)化，進(jìn)而降低市場的不確定性，增強(qiáng)投資者的投資自信，從而緩解企業(yè)融資約束問題。

以上分析表明，企業(yè)履行社會責(zé)任可以影響企業(yè)融資能力。而且，企業(yè)通過積極履行社會責(zé)任進(jìn)而降低投資者的異質(zhì)信念，可以緩解企業(yè)的融資約束問題。然而，目前的研究文獻(xiàn)主要集中于企業(yè)承擔(dān)社會責(zé)任對融資約束的影響，忽視了市場中投資者異質(zhì)信念的潛在作用。對我國上市公司而言，資本市場信息不對稱會導(dǎo)致不同程度投資者異質(zhì)信念，必將對企業(yè)重大融資活動(dòng)產(chǎn)生影響。因此，進(jìn)一步厘清企業(yè)社會責(zé)任、投資者異質(zhì)信念以及融資約束三者之間的關(guān)系，對于通過實(shí)施有效的微觀政策緩解融資約束，進(jìn)而實(shí)現(xiàn)企業(yè)轉(zhuǎn)型升級具有重要意義。

一、理論分析與假設(shè)提出

（一）企業(yè)社會責(zé)任與投資者異質(zhì)信念

企業(yè)社會責(zé)任信息報(bào)告能夠傳遞企業(yè)社會責(zé)任的表現(xiàn)信息，能夠在一定程度上彌補(bǔ)單純的財(cái)務(wù)信息無法充分反映企業(yè)發(fā)展價(jià)值的不足，便于投資者將企業(yè)的傳統(tǒng)財(cái)務(wù)信息與外部市場績效、企業(yè)環(huán)境以及社會價(jià)值等非財(cái)務(wù)信息結(jié)合起來[4]，降低信息不對稱因素的影響，使得投資者能夠全面對企業(yè)進(jìn)行評估。企業(yè)通過提高準(zhǔn)則執(zhí)行力承擔(dān)社會責(zé)任，可以有效規(guī)范企業(yè)內(nèi)部發(fā)展過程，提高會計(jì)信息質(zhì)量，提高信息透明度，抑制可能由企業(yè)社會責(zé)任導(dǎo)致的信貸資金錯(cuò)配現(xiàn)象，向投資者傳遞企業(yè)良好運(yùn)作的信息，從而使投資者獲得綜合評價(jià)企業(yè)的依據(jù)，減少由于相關(guān)信息的缺失造成不同投資者之間的意見分歧，降低外部投資者對企業(yè)股票未來預(yù)期的異質(zhì)信念。此外，基于企業(yè)社會責(zé)任信息披露視角研究股票價(jià)格波動(dòng)，發(fā)現(xiàn)企業(yè)社會責(zé)任信息的披露程度會顯著負(fù)向作用于股價(jià)波動(dòng)率幅度，投資者依據(jù)充分的財(cái)務(wù)信息以及上市企業(yè)披露的社會責(zé)任非財(cái)務(wù)信息，可以明顯降低其與企業(yè)內(nèi)部人的信息不對稱造成的不利影響[5]，從而使投資者能夠在理性分析的基礎(chǔ)上形成較為統(tǒng)一的判斷，投資者之間的信念差異化得到減小?；诖?，本文提出以下假設(shè)：

H1：企業(yè)社會責(zé)任與投資者異質(zhì)信念負(fù)相關(guān)，企業(yè)承擔(dān)社會責(zé)任越多，投資者異質(zhì)信念程度越低。

（二）投資者異質(zhì)信念與融資約束

通過媒體關(guān)注度研究社會責(zé)任信息披露意愿及披露水平，表明媒體關(guān)注能夠顯著提高企業(yè)自愿性披露社會責(zé)任信息的意愿水平，從而使投資者能夠及時(shí)獲得進(jìn)行未來投資決策的參考依據(jù)，減少個(gè)人投資者的盲目投資和機(jī)構(gòu)投資者的從眾投資行為。在現(xiàn)階段主要股票市場上，投資者異質(zhì)信念依然普遍存在，嚴(yán)重的異質(zhì)信念問題不利于穩(wěn)定市場收益，可能招致更大的投資風(fēng)險(xiǎn)[6]，因而出于謹(jǐn)慎性的考慮，投資者往往會減少對企業(yè)的投資，那么企業(yè)尋求發(fā)展資金將面臨更大的融資難度。并且，李維安等（2012）[7]也通過分析公司治理、投資者異質(zhì)信念與股票特質(zhì)風(fēng)險(xiǎn)的關(guān)系得到了投資者異質(zhì)信念程度的降低有利于減小股票投資風(fēng)險(xiǎn)的結(jié)論，增強(qiáng)了投資者投資自信。由于無論是在理性還是非理性的條件下，信息獲得難易度和個(gè)體的理解特質(zhì)都使得投資者異質(zhì)信念廣泛存在[8-9]，企業(yè)的外部投資者與內(nèi)部投資者所獲得的價(jià)值信息差別更大的時(shí)候，形成的異質(zhì)信念程度也就越高，即使企業(yè)的發(fā)展前景很好，當(dāng)企業(yè)在向外部尋求融資的時(shí)候，外部投資者由于無法準(zhǔn)確做出投資判斷，其必將謹(jǐn)慎對待目標(biāo)企業(yè)的各項(xiàng)投資?？绯鋈谫Y理論的同質(zhì)信念假設(shè)，以異質(zhì)信念影響分析融資決策同諸多投資者與管理者信念的關(guān)系，發(fā)現(xiàn)投資者異質(zhì)信念程度會隨著投資者對于管理者的信念離差的增加而提高，企業(yè)也更傾向于選擇股權(quán)融資方式獲得資金，而且投資者異質(zhì)信念越大，選擇股權(quán)融資方式籌資的企業(yè)也更容易產(chǎn)生過度投資行為[10]，從而影響企業(yè)的資金運(yùn)作結(jié)構(gòu)。此外，由于異質(zhì)信念會對股票的價(jià)格行為產(chǎn)生影響，但技術(shù)分析在這個(gè)過程中的影響更強(qiáng)，股票價(jià)格在異質(zhì)信念的影響下會加大與內(nèi)在價(jià)值的偏離程度，無論偏離方向以及偏離程度如何都無法準(zhǔn)確客觀反映股票內(nèi)在真實(shí)價(jià)值，從可持續(xù)發(fā)展的長遠(yuǎn)目光來看，投資者無法統(tǒng)一準(zhǔn)確評判企業(yè)發(fā)展的具體狀況，將會產(chǎn)生異質(zhì)信念，不利于企業(yè)從投資者一方獲得再融資?；诖?，本文提出以下假設(shè)：

H2：投資者異質(zhì)信念與融資約束正相關(guān)，投資者異質(zhì)信念程度越高，融資約束程度越高。

（三）企業(yè)社會責(zé)任與融資約束

企業(yè)社會責(zé)任伴隨著經(jīng)濟(jì)和社會的持續(xù)發(fā)展，不斷得到認(rèn)可和推廣，全球企業(yè)也逐漸意識到社會責(zé)任的重要性并將其納入企業(yè)日常經(jīng)營管理和組織戰(zhàn)略中[11]。企業(yè)在發(fā)展過程中遇到融資壓力較大的時(shí)候，為了取得投資者的信任以便及時(shí)獲得資金進(jìn)行投資，往往會更傾向于披露完整的社會責(zé)任信息報(bào)告[12]。如果企業(yè)堅(jiān)持履行社會責(zé)任在一定程度上也會不斷促進(jìn)利益相關(guān)者的利益增長[13]，而且在這個(gè)過程中，出于長期發(fā)展戰(zhàn)略的思考，具有延續(xù)性的企業(yè)社會責(zé)任能夠讓利益相關(guān)者相信企業(yè)良好的發(fā)展規(guī)劃和發(fā)展前景，面臨的融資約束也將更低;相比較而言，當(dāng)企業(yè)社會責(zé)任具有延續(xù)性以及與非政府組織關(guān)聯(lián)更緊密的企業(yè)，融資約束緩解效應(yīng)的持久性會更好，且無論是在股權(quán)融資渠道還是債務(wù)融資渠道中產(chǎn)生的效果都比較顯著[14]。另外，企業(yè)以慈善捐贈(zèng)等方式履行社會責(zé)任，也會為企業(yè)獲得進(jìn)行長期信貸融資的機(jī)會，相比而言，融資約束程度越高的企業(yè)，這種方式所產(chǎn)生的融資約束緩解作用越突出，能夠促進(jìn)企業(yè)經(jīng)營業(yè)績的優(yōu)化發(fā)展[2，15]。從產(chǎn)權(quán)異質(zhì)性角度考慮企業(yè)社會責(zé)任與融資約束的關(guān)系，可以發(fā)現(xiàn)企業(yè)社會責(zé)任信息的披露能夠緩解企業(yè)的融資約束，而且這種影響在民營企業(yè)中更加突出，在國有企業(yè)中并不十分明顯[16]。進(jìn)一步從民營企業(yè)社會責(zé)任視角展開的研究表明，企業(yè)社會責(zé)任的履行能力越高，民營企業(yè)獲得貸款會更容易，而且良好的社會責(zé)任表現(xiàn)有利于企業(yè)建立有效的政治關(guān)聯(lián)，從而給企業(yè)帶來長期貸款的融資便利[17]。通過采用隨機(jī)前沿分析方法研究企業(yè)社會責(zé)任與非投資效率的關(guān)系，也可以發(fā)現(xiàn)企業(yè)社會責(zé)任表現(xiàn)越好，外資的融資缺口就越小[18]，從而更有利于企業(yè)獲得外部融資。由此，本文提出以下假設(shè)：

H3：企業(yè)社會責(zé)任與融資約束負(fù)相關(guān)，企業(yè)承擔(dān)社會責(zé)任越多，融資約束越小。

（四）中介因子—投資者異質(zhì)信念

企業(yè)社會責(zé)任已成為影響投資者全面評價(jià)企業(yè)發(fā)展?fàn)顩r、潛在收益和獲利水平的重要依據(jù)，對企業(yè)取得融資的影響越來越明顯。為更好揭示企業(yè)社會責(zé)任與融資約束二者之間的作用機(jī)理，需要探索可能與之相關(guān)的中介變量。由以上分析可以發(fā)現(xiàn)，企業(yè)通過承擔(dān)社會責(zé)任并披露相關(guān)責(zé)任信息，有利于減少投資者之間以及企業(yè)內(nèi)外部之間的信息不對稱性，從而使投資者的信念趨于一致，有利于降低企業(yè)的融資約束。而且企業(yè)通過提高履行社會責(zé)任的水平能夠負(fù)向影響投資者異質(zhì)信念，投資者異質(zhì)信念的程度與企業(yè)融資約束的程度具有同向作用變化趨勢，在企業(yè)完善社會責(zé)任承擔(dān)機(jī)制的過程中降低投資者異質(zhì)信念能夠緩解企業(yè)的融資約束?；诖?，本文提出以下假設(shè)：

H4：投資者異質(zhì)信念是企業(yè)社會責(zé)任影響融資約束的中介因子，企業(yè)社會責(zé)任通過影響投資者異質(zhì)信念從而作用于融資約束。

二、研究設(shè)計(jì)

（一）樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

本文的樣本區(qū)間取自2009-2016年我國滬深A(yù)股上市公司。在初始研究樣本基礎(chǔ)上，本文按照如下原則進(jìn)行了相應(yīng)的數(shù)據(jù)處理：（1）將樣本中所處金融行業(yè)的樣本數(shù)據(jù)剔除;（2）將非正常經(jīng)營的ST、PT類樣本數(shù)據(jù)剔除;（3）將樣本回歸過程中數(shù)據(jù)缺失的樣本剔除;（4）為確保數(shù)據(jù)回歸的科學(xué)性和合理性，盡量降低極端值的影響，對所選樣本中所有連續(xù)變量進(jìn)行了1%水平的Winsorize處理。最終經(jīng)過以上步驟的數(shù)據(jù)處理，得到4310個(gè)有效觀察值。

本文進(jìn)行檢驗(yàn)的數(shù)據(jù)主要來自于CSMAR數(shù)據(jù)庫及RESSET數(shù)據(jù)庫。其中，企業(yè)社會責(zé)任的度量指標(biāo)來源于潤靈環(huán)球企業(yè)社會責(zé)任報(bào)告;公司研究系列中的個(gè)股交易數(shù)據(jù)、各分市場數(shù)據(jù)所需數(shù)據(jù)來源于銳思數(shù)據(jù)庫中的股票板塊;財(cái)務(wù)相關(guān)數(shù)據(jù)及其他控制變量均來自于國泰安數(shù)據(jù)庫。

（二）變量定義

1.企業(yè)社會責(zé)任（CSR）

對于該指標(biāo)的衡量，選擇潤靈環(huán)球社會責(zé)任報(bào)告綜合評估得分來衡量。潤靈環(huán)球作為第三方評級機(jī)構(gòu)，旨在為投資者、消費(fèi)者等各利益主體提供客觀科學(xué)的企業(yè)社會責(zé)任評級信息，其對于具體企業(yè)的社會責(zé)任考量一般更加公平、公正，具有較強(qiáng)的可信度。因此，選擇這一指標(biāo)進(jìn)行衡量比較具有可靠性和準(zhǔn)確性。后續(xù)將選擇潤靈環(huán)球社會責(zé)任報(bào)告頁數(shù)衡量企業(yè)社會責(zé)任進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。

2.投資者異質(zhì)信念（IHB）

目前關(guān)于異質(zhì)信念的研究中最大難點(diǎn)就是對異質(zhì)信念的衡量。根據(jù)目前學(xué)者的研究文獻(xiàn)來看，異質(zhì)信念的主要替代衡量變量有換手率[7]、分析師預(yù)測分歧[19]、收益波動(dòng)率[20]和買賣價(jià)差等?？紤]到相比于其他變量，換手率對于異質(zhì)信念的解釋力度相對較強(qiáng)且最為普遍使用，故本文擬使用換手率來對投資者異質(zhì)信念（IHB）進(jìn)行衡量，其計(jì)算公式為：

IHB=∑ni=1HANDtn（1）

HANDt=QtQft×100% （2）

其中，HANDt為股票的換手率，Qt代表第t個(gè)交易日股票的交易量，Qft表示股票的流通總股數(shù)，n表示在一年股票交易中實(shí)際發(fā)生的交易天數(shù)。另外，根據(jù)數(shù)據(jù)的可獲得性，后續(xù)選擇分析師預(yù)測作為替代衡量進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。

3.融資約束（FC）

對于融資約束的衡量，目前比較認(rèn)可的指標(biāo)有股利支付率、公司規(guī)模和股利支付水平等。鑒于我國目前的證券市場發(fā)展并非十分成熟，股利政策變化較快，上市公司的股利發(fā)放存在缺乏持續(xù)穩(wěn)定性的問題，股利支付等指標(biāo)可能無法準(zhǔn)確體現(xiàn)上市公司的融資約束問題。而且，其他指標(biāo)由于也是內(nèi)生性的財(cái)務(wù)指標(biāo)，并非與融資約束有直接的銜接。因此，為了使研究結(jié)論盡量減少偏差，本文選擇借鑒盧太平和張東旭（2014）[21]的做法，采用Hadlock和Pierce（2010）[22]構(gòu)建的SA指數(shù)，利用重新設(shè)計(jì)的指標(biāo)加以衡量，具體模型如下：

FC=-0.74×SIZE+0.04×SIZE2-0.04×AGE（3）

其中，SIZE代表公司規(guī)模，具體衡量方法為公司總資產(chǎn)的自然對數(shù)，AGE的衡量標(biāo)準(zhǔn)為企業(yè)成立時(shí)間的自然對數(shù)。該指標(biāo)的數(shù)值越大，表明該企業(yè)融資困境較小，融資約束程度較低。

后續(xù)本文也按照盧太平和張東旭（2014）[21]的做法，選擇Kaplan和Zingales（1997）[23]構(gòu)建的KZ指數(shù)重新度量企業(yè)融資約束，具體公式為：

KZi，t=1.002CFi，t/Ai，t-1-39.368DIVi，t/Ai，t-1-1.315Ci，t/Ai，t-1+3.139LEVi，t+0.283Qi，t（4）

該指標(biāo)是用營業(yè)現(xiàn)金流量（CF/A）、股份支付率（DIV/A）、現(xiàn)金持有量（C/A）、資產(chǎn)負(fù)債率（LEV）和托賓Q（Q）進(jìn)行次序邏輯分析回歸估計(jì)系數(shù)構(gòu)造而成。該指標(biāo)越大，則融資約束程度越嚴(yán)重。以此重新度量融資約束，進(jìn)行后續(xù)的穩(wěn)健性檢驗(yàn)。

4.控制變量

參照過往已有研究，本文選取以下控制變量：企業(yè)自身的股利支付水平（DIVPS）;公司成長性（TOBINQ）;資產(chǎn)負(fù)債率（LEV）;公司規(guī)模（SIZE）;賬面市值比（BM）;資產(chǎn)收益率（ROA）;產(chǎn)權(quán)性質(zhì)（SOE）以及股權(quán)集中度（CENT）。同時(shí)本文還將控制年度（YEAR）以及行業(yè)（IND）。具體變量定義可見表1。

（三）模型設(shè)計(jì)

在確定了各主要變量和控制變量后，為了驗(yàn)證假設(shè)1企業(yè)社會責(zé)任（CSR）與投資者異質(zhì)信念（IHB）之間的關(guān)系，本文構(gòu)建如下模型：

IHB=α0+α1CSR+α2DIVPS+α3TOBINQ+α4LEV+α5SIZE+α6BM+α7ROA+α8SOE+α9CENT+∑YEAR+∑IND+ε（5）

為了驗(yàn)證假設(shè)2中投資者異質(zhì)信念（IHB）與融資約束（FC）的關(guān)系，構(gòu)建的模型如下：

FC=α0+α1IHB+α2DIVPS+α3TOBINQ+α4LEV+α5SIZE+α6BM+α7ROA+α8SOE+α9CENT+∑YEAR+∑IND+ε（6）

為了驗(yàn)證假設(shè)3中企業(yè)社會責(zé)任（CSR）與融資約束（FC）的關(guān)系，本文構(gòu)建模型如下：

FC=α0+α1CSR+α2DIVPS+α3TOBINQ+α4LEV+α5SIZE+α6BM+α7ROA+α8SOE+α9CENT+∑YEAR+∑IND+ε（7）

為了更進(jìn)一步驗(yàn)證假設(shè)4，即投資者異質(zhì)信念（IHB）在企業(yè)社會責(zé)任（CSR）對融資約束（FC）的負(fù)向影響中的中介效應(yīng)，借鑒前人的方法，在模型（7）的基礎(chǔ)上構(gòu)建如下模型：

FC=α0+α1IHB+α2CSR+α3DIVPS+α4TOBINQ+α5LEV+α6SIZE+α7BM+α8ROA+α9SOE+α10CENT+∑YEAR+∑IND+ε（8）

根據(jù)中介效應(yīng)原理，其模型的檢驗(yàn)如下：

第一，如果模型（7）中企業(yè)社會責(zé)任（CSR）的系數(shù)不顯著，則停止中介效應(yīng)的檢驗(yàn)，即不存在發(fā)揮中介效應(yīng)作用的基礎(chǔ)。

第二，如果模型（7）中企業(yè)社會責(zé)任（CSR）的系數(shù)顯著，則進(jìn)一步檢驗(yàn)，即如果模型（5）中的企業(yè)社會責(zé)任（CSR）系數(shù)顯著且模型（8）中投資者異質(zhì)信念（IHB）與企業(yè)社會責(zé)任（CSR）系數(shù)均顯著，則投資者異質(zhì)信念發(fā)揮了部分中介效應(yīng)，假若模型（8）中投資者異質(zhì)信念（IHB）系數(shù)顯著而企業(yè)社會責(zé)任（CSR）系數(shù)不顯著，則投資者異質(zhì)信念（IHB）發(fā)揮了完全中介效應(yīng);如果模型（5）中的社會責(zé)任（CSR）系數(shù)與模型（8）中的投資者異質(zhì)信念（IHB）系數(shù)至少有一個(gè)不顯著，則需要進(jìn)一步做Sobel檢驗(yàn)。

三、檢驗(yàn)結(jié)果與分析

（一）描述性統(tǒng)計(jì)

根據(jù)表2，不同企業(yè)所面臨的融資約束（FC）、承擔(dān)的社會責(zé)任（CSR）及面臨的投者異質(zhì)信念（IHB）存在較大差異。企業(yè)的融資約束（FC）的樣本標(biāo)準(zhǔn)差為1.619，最大值為9.064，最小值為1.337，差異較大，平均值高于中位數(shù)，這表明不同上市公司之間所面臨的融資約束有較大的區(qū)別。企業(yè)社會責(zé)任（CSR）的最大值為74.950，最小值為18.070，標(biāo)準(zhǔn)差為11.904，中位數(shù)為34.560，說明我國上市公司的企業(yè)社會責(zé)任履行程度參差不齊，平均值為37.168，說明我國企業(yè)的社會責(zé)任履行度依舊處于低水平，相對于發(fā)達(dá)國家的高水平責(zé)任履行水平，我國企業(yè)承擔(dān)社會責(zé)任的能力和水平有待進(jìn)一步提高。投者異質(zhì)信念（IHB）的平均值為2.103，最大值為8.242，最小值為0.156，最值之間的差異較大，說明不同企業(yè)所面臨的投資者異質(zhì)信念存在顯著差異，可能的原因在于不同企業(yè)對外公布信息的時(shí)效性和完整性不同，投資者對信息的預(yù)判不同引起異質(zhì)信念程度不同。

（二）相關(guān)性檢驗(yàn)

避免可能存在的多重共線性帶來預(yù)期結(jié)果偏差，本文對分析過程中采用的主要變量進(jìn)行了相關(guān)系數(shù)分析，具體分析結(jié)果見表3。為了確保結(jié)果的穩(wěn)健性，同時(shí)對相關(guān)變量進(jìn)行了Spearman檢驗(yàn)和Pearson檢驗(yàn)，表中右上角為Spearman系數(shù)，左下角為Pearson系數(shù)。具體來看，融資約束（FC）與企業(yè)社會責(zé)任（CSR）的兩類相關(guān)系數(shù)分別為0.366和0.465，二者相關(guān)系數(shù)在1%水平上顯著，即表明企業(yè)通過積極承擔(dān)社會責(zé)任，有利于緩解其面臨的融資約束困境，與本文的理論預(yù)期一致，也符合現(xiàn)今大多數(shù)學(xué)者的研究結(jié)果，初步驗(yàn)證了本文的H1。融資約束（FC）與投者異質(zhì)信念（IHB）的兩類相關(guān)系數(shù)分別為-0.404和-0.357，且在1%的水平上顯著負(fù)相關(guān)，則表明企業(yè)面臨的投資者異質(zhì)信念越嚴(yán)重，企業(yè)的融資約束也會加重，符合理論預(yù)期，初步驗(yàn)證了本文的H2。投者異質(zhì)信念（IHB）與企業(yè)社會責(zé)任（CSR）的兩類相關(guān)系數(shù)分別為-0.208和-0.211，二者在1%的水平上顯著負(fù)相關(guān)，表明企業(yè)承擔(dān)社會責(zé)任有利于降低企業(yè)的投資者異質(zhì)信念程度，本文的H3初步得到支持。但在以上檢驗(yàn)過程中未控制其他變量，而既有研究表明公司規(guī)模、償債能力、盈利能力等變量也會影響企業(yè)融資約束，因此為了進(jìn)一步檢驗(yàn)企業(yè)社會責(zé)任、投資者異質(zhì)信念與融資約束的關(guān)系，同時(shí)也為了檢驗(yàn)本文提出的H4，需要加入其他控制變量，通過多元線性回歸得出更加嚴(yán)謹(jǐn)?shù)难芯拷Y(jié)論。此外，為驗(yàn)證本文研究中各解釋變量之間是否存在嚴(yán)重的多重共線性問題，選擇計(jì)算了各變量的方差膨脹因子（VIF值），最終表明，各變量的VIF值均低于10，由此表明本文解釋變量之間不存在嚴(yán)重的多重共線性問題。

（三）回歸結(jié)果分析

表4第一列數(shù)據(jù)列示了模型（5）的OLS回歸結(jié)果，用以檢驗(yàn)本文提出的H1，即企業(yè)社會責(zé)任（CSR）與投資者異質(zhì)信念（IHB）之間的關(guān)系。通過表4模型（5）回歸結(jié)果可以看出，企業(yè)社會責(zé)任（CSR）與投資者異質(zhì)信念（IHB）的回歸系數(shù)為-0.014，且在1% 的統(tǒng)計(jì)水平上顯著，說明企業(yè)社會責(zé)任與投資者異質(zhì)信念存在顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系，企業(yè)提高社會責(zé)任（CSR）履行水平，可以使得投資者異質(zhì)信念降低，本文提出的H1得以驗(yàn)證?；貧wF值為102.276，調(diào)整的R2為0.422，說明模型（5）總體通過了顯著性檢驗(yàn)，在擬合優(yōu)度該模型的解釋能力大約為42%，模型設(shè)定有效，具有較強(qiáng)的解釋力度。

表4第二列數(shù)據(jù)列示了模型（6）的OLS回歸結(jié)果，用以檢驗(yàn)本文提出的H2，投資者異質(zhì)信念（IHB）與融資約束（FC）之間的關(guān)系。通過表4模型（6）回歸結(jié)果可以看出，投資者異質(zhì)信念與融資約束的回歸系數(shù)為-0.173，且在1% 的統(tǒng)計(jì)水平上顯著，說明投資者異質(zhì)信念與融資約束存在顯著的正相關(guān)關(guān)系，投資者異質(zhì)信念的提高將使得融資約束上升，本文提出的H2得以驗(yàn)證?；貧w的F值為257.002，調(diào)整的R2為0.648，說明模型（6）總體通過了顯著性檢驗(yàn)，在擬合優(yōu)度該模型的解釋能力大約為65%，模型設(shè)定有效，具有較強(qiáng)的解釋力度。

表4第三列數(shù)據(jù)列示了模型（7）的OLS回歸結(jié)果，用以檢驗(yàn)本文提出的H3，即企業(yè)社會責(zé)任（CSR）與融資約束（FC）之間的關(guān)系。通過表4模型（7）回歸結(jié)果可以看出，企業(yè)社會責(zé)任與融資約束的回歸系數(shù)為0.037，且在1% 的統(tǒng)計(jì)水平上顯著，說明企業(yè)社會責(zé)任與融資約束存在顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系，企業(yè)承擔(dān)社會責(zé)任（CSR）可以緩解融資約束，本文提出的H3得以驗(yàn)證。

關(guān)于中介效應(yīng)假設(shè)（H4）的檢驗(yàn)分析結(jié)果列示于表5。根據(jù)前文分析，中介效應(yīng)的檢驗(yàn)先判斷模型（7）中企業(yè)社會責(zé)任（CSR）的系數(shù)是否顯著，不顯著則停止中介效應(yīng)的檢驗(yàn)，即相關(guān)關(guān)系不存在發(fā)揮中介效應(yīng)作用的基礎(chǔ)。而模型（7）中企業(yè)社會責(zé)任（CSR）的回歸系數(shù)為0.037，且在1%水平上顯著，則可以進(jìn)一步檢驗(yàn)，即如果模型（5）中的企業(yè)社會責(zé)任（CSR）系數(shù)顯著且模型（8）中投資者異質(zhì)信念（IHB）與企業(yè)社會責(zé)任（CSR）系數(shù)均顯著，則投資者異質(zhì)信念發(fā)揮了部分中介效應(yīng)，假若模型（8）中投資者異質(zhì)信念（IHB）系數(shù)顯著而企業(yè)社會責(zé)任（CSR）系數(shù)不顯著，則投資者異質(zhì)信念（IHB）發(fā)揮了完全中介效應(yīng)。從結(jié)果來看，模型（5）中的企業(yè)社會責(zé)任（CSR）系數(shù)為-0.014在1%水平上顯著，且模型（8）中投資者異質(zhì)信念（IHB）與企業(yè)社會責(zé)任（CSR）系數(shù)分別為-0.137和0.035，均在1%水平上顯著，由此表明本文投資者異質(zhì)信念（IHB）發(fā)揮了部分中介效用，證實(shí)了本文的H4，企業(yè)社會責(zé)任在一定程度上的確是通過作用于投資者異質(zhì)信念來影響融資約束的。

四、穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為確保研究結(jié)論的可靠性，本文進(jìn)一步進(jìn)行了如下的穩(wěn)健性檢驗(yàn)：

（一）改變企業(yè)社會責(zé)任度量方法

按照倪恒旺等（2015）提出的觀點(diǎn)，選擇潤靈環(huán)球責(zé)任評級公司的評級報(bào)告頁數(shù)作為衡量企業(yè)社會責(zé)任的代理變量。一般而言，企業(yè)社會責(zé)任報(bào)告的頁數(shù)越多，表示相關(guān)責(zé)任信息披露程度越詳細(xì)越完善，表明企業(yè)承擔(dān)的社會責(zé)任水平也越高。在替換變量后重新對本文的假設(shè)予以檢驗(yàn)，依次回歸模型（5）和模型（7）用以檢驗(yàn)本文提出的H1和H3，OLS回歸結(jié)果列示于表6。通過表6可以發(fā)現(xiàn)，模型（5）中企業(yè)社會責(zé)任（CSR）與投資者異質(zhì)信念（IHB）的回歸系數(shù)為-0.007，且在1%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著，表明企業(yè)社會責(zé)任與投資者異質(zhì)信念顯著負(fù)相關(guān)，本文提出H1得到進(jìn)一步驗(yàn)證。同時(shí)，模型（7）中企業(yè)社會責(zé)任（CSR）與融資約束（FC）的回歸系數(shù)為0.021，且在1%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著，表明企業(yè)社會責(zé)任與融資約束存在顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系，企業(yè)社會責(zé)任的提高將一定程度上緩解企業(yè)面臨的融資約束，本文提出的H3得以進(jìn)一步驗(yàn)證。

針對本文的中介效應(yīng)檢驗(yàn)，即投資者異質(zhì)信念是企業(yè)社會責(zé)任緩解融資約束的部分中介因子，本文選擇潤靈環(huán)球責(zé)任評級公司的評級報(bào)告頁數(shù)作為衡量企業(yè)和社會責(zé)任的代理變量，依次回歸模型（7）、模型（5）和模型（8），回歸結(jié)果列示于表6。通過表6可以發(fā)現(xiàn)模型（7）中企業(yè)社會責(zé)任的回歸系數(shù)顯著，說明可以進(jìn)行中介效應(yīng)分析，同時(shí)模型（5）中企業(yè)社會責(zé)任的回歸系數(shù)、模型（8）中企業(yè)社會責(zé)任與投資者異質(zhì)信念的回歸系數(shù)均顯著，說明存在部分中介效應(yīng)，即投資者異質(zhì)信念是企業(yè)社會責(zé)任緩解融資約束的部分中介因子，企業(yè)社會責(zé)任通過雙重路徑影響融資約束，進(jìn)一步驗(yàn)證了本文的H4。

（二）改變投資者異質(zhì)信念度量方法

按照Dittmar等（2007）[24]提出的觀點(diǎn)，分析師預(yù)測在一定程度上也反映了企業(yè)的投資者異質(zhì)信念程度，借鑒馬健等（2013）[10]的做法，選擇分析師預(yù)測盈利差度量投資者異質(zhì)信念，具體衡量指標(biāo)是以分析師預(yù)測盈利與上市公司公告盈利指標(biāo)的差值衡量投資者異質(zhì)信念。在重新計(jì)算投資者異質(zhì)信念（IHB）后依次回歸模型（5）和模型（6）用以檢驗(yàn)本文提出的H1和H2，OLS回歸結(jié)果列示于表7。通過表7可以發(fā)現(xiàn)，模型（5）中企業(yè)社會責(zé)任（CSR）與投資者異質(zhì)信念（IHB）的回歸系數(shù)為-0.001，且在5%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著，表明企業(yè)社會責(zé)任與投資者異質(zhì)信念顯著負(fù)相關(guān)，本文提出的H1得到進(jìn)一步驗(yàn)證。同時(shí)，模型（6）中投資者異質(zhì)信念（IHB）與融資約束（FC）的回歸系數(shù)為-0.347，且在1%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著，表明投資者異質(zhì)信念與融資約束存在顯著的正相關(guān)關(guān)系，企業(yè)投資者異質(zhì)信念程度越高，企業(yè)面臨的融資約束越嚴(yán)重，本文提出的H2得以進(jìn)一步驗(yàn)證。

針對中介效應(yīng)的穩(wěn)健性檢驗(yàn)，即投資者異質(zhì)信念是企業(yè)社會責(zé)任緩解融資約束的部分中介因子，選擇分析師預(yù)測盈利差度量投資者異質(zhì)信念，依次回歸模型（7）、模型（5）和模型（8），回歸結(jié)果列示于表7。通過表7可以發(fā)現(xiàn)模型（7）中企業(yè)社會責(zé)任的回歸系數(shù)顯著，說明可以進(jìn)行中介效應(yīng)分析，同時(shí)模型（5）中企業(yè)社會責(zé)任的回歸系數(shù)、模型（8）中企業(yè)社會責(zé)任與投資者異質(zhì)信念的回歸系數(shù)均顯著，說明存在部分中介效應(yīng)，即投資者異質(zhì)信念是企業(yè)社會責(zé)任緩解融資約束的部分中介因子，企業(yè)社會責(zé)任通過雙重路徑影響融資約束，進(jìn)一步驗(yàn)證了本文的H4。

（三）改變?nèi)谫Y約束度量方法

本文的穩(wěn)健性檢驗(yàn)，除了改變自變量的度量指標(biāo)以外，還對本文的因變量融資約束（FC）改變度量手段，本文按照盧太平和張東旭（2014）[21]的做法，選擇Kaplan和Zingales（1997）[23]構(gòu)建的KZ指數(shù)重新度量企業(yè)融資約束，計(jì)算方法如前文公式（4）所示。重新度量融資約束后，將對本文提出的H2、H3和H4做進(jìn)一步分析論證，H2和H3的穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果列示于表8。通過表8可以看出，投資者異質(zhì)信念與融資約束的多元回歸系數(shù)為0.234，且在10%的水平上顯著，說明投資者異質(zhì)信念與融資約束顯著正相關(guān)，本文H2的穩(wěn)健性得以進(jìn)一步驗(yàn)證。同時(shí)，企業(yè)社會責(zé)任與融資約束的多元線性回歸系數(shù)為-0.028，且在5%的水平上顯著相關(guān)，表明兩者存在顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系，本文提出的H3的穩(wěn)健性得以驗(yàn)證。

在對本文提出的H2和H3進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)的基礎(chǔ)上，本文在重新度量融資約束的基礎(chǔ)上，對H4也做了進(jìn)一步分析論證，依次回歸模型（7）、模型（5）和模型（8）。同樣地，進(jìn)行中介因子檢驗(yàn)時(shí)，首先對變量進(jìn)行中心化處理，回歸結(jié)果列示于表8。通過表8可以發(fā)現(xiàn)，模型（7）中企業(yè)社會責(zé)任的回歸系數(shù)顯著，說明可以進(jìn)行中介效應(yīng)分析，同時(shí)模型（5）中企業(yè)社會責(zé)任的回歸系數(shù)、模型（8）中企業(yè)社會責(zé)任與投資者異質(zhì)信念的回歸系數(shù)均顯著，說明存在部分中介效應(yīng)，即投資者異質(zhì)信念是企業(yè)社會責(zé)任緩解融資約束的部分中介因子，企業(yè)社會責(zé)任通過雙重路徑影響融資約束，進(jìn)一步驗(yàn)證了本文的H4。

綜合以上穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果，本文依次改變企業(yè)社會責(zé)任、投資者異質(zhì)信念與融資約束的度量方法對前文模型依次進(jìn)行多元線性回歸。多元線性回歸結(jié)果顯示各變量間的相關(guān)系數(shù)均顯著且相關(guān)關(guān)系符合本文提出的所有假設(shè)，表明本文的各項(xiàng)研究結(jié)論均是穩(wěn)健的。

五、結(jié)論與啟示

以往文獻(xiàn)對企業(yè)社會責(zé)任的研究大多只聚焦于企業(yè)社會責(zé)任同融資約束之間的關(guān)系，且集中關(guān)注企業(yè)社會責(zé)任對融資約束的影響后果，而非針對企業(yè)社會責(zé)任的具體作用路徑和影響過程。隨著社會發(fā)展的不斷進(jìn)步，無論從資源環(huán)境發(fā)展的可持續(xù)性，還是社會品德和責(zé)任擔(dān)當(dāng)?shù)囊暯莵砜?，企業(yè)承擔(dān)社會責(zé)任，在一定程度上是在獲取未來發(fā)展的機(jī)遇和保障。因此，在企業(yè)社會責(zé)任的后果研究比較成熟的基礎(chǔ)上，更應(yīng)當(dāng)將研究重點(diǎn)轉(zhuǎn)向企業(yè)社會責(zé)任如何影響融資約束的過程。本文在研究企業(yè)社會責(zé)任作用于融資約束的過程中加入投資者異質(zhì)信念，探討投資者異質(zhì)信念在企業(yè)社會責(zé)任影響融資約束過程中發(fā)揮的中介作用。結(jié)果發(fā)現(xiàn)：企業(yè)社會責(zé)任能夠負(fù)向作用于投資者異質(zhì)信念，企業(yè)積極承擔(dān)社會責(zé)任，將促進(jìn)企業(yè)降低投資者異質(zhì)信念程度;投資者異質(zhì)信念可以正向作用于融資約束，企業(yè)面臨的投資者異質(zhì)信念程度越高，由此造成的融資約束更嚴(yán)重;企業(yè)社會責(zé)任能夠負(fù)向作用于融資約束，企業(yè)承擔(dān)社會責(zé)任有利于緩解企業(yè)面臨的融資約束困境;投資者異質(zhì)信念是企業(yè)社會責(zé)任作用于融資約束的中介變量。

本文研究結(jié)論的啟示在于：企業(yè)社會責(zé)任通過雙重路徑影響融資約束。一方面企業(yè)通過承擔(dān)社會責(zé)任樹立良好的企業(yè)形象，以便獲取外部融資直接降低融資約束，另一方面由于投資者異質(zhì)信念中介效應(yīng)的存在，企業(yè)社會責(zé)任能夠通過影響投資者異質(zhì)信念間接緩解融資約束。因此，為了緩解企業(yè)融資約束，應(yīng)當(dāng)加快完善相應(yīng)的法律制度以及加強(qiáng)政策執(zhí)行力度和違規(guī)行為懲罰力度;企業(yè)必須貫徹政府相關(guān)政策要求，提升企業(yè)的社會責(zé)任意識;投資者需加強(qiáng)自身信息識別能力，業(yè)務(wù)部門要提升業(yè)務(wù)處理能力并接受監(jiān)管部門監(jiān)督。

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Corporate Social Responsibility，Investors′ Heterogeneous Beliefs and Financing

Constraints

ZHANG Duo-lei1，2，HU Gong-jin3

（1.School of Accounting， Anhui University of Finance and Economics，Bengbu 233030，China;

2.School of Business， Renmin University of China， Beijing 100872，China; 3.School of Accounting，

Zhongnan University of Economics and Law，Wuhan 430073，China）

Abstract：Based on the sample selection of A-share listed companies in Shanghai and Shenzhen in 2009-2016， this paper empirically tests the relationship among corporate social responsibility， financing constraints and investors′ heterogeneous beliefs. Research found that： corporate social responsibility can indeed negatively affect investors′ heterogeneous beliefs： that enterprises actively assume their social responsibilities will promote enterprises to reduce the degree of investors′ heterogeneous beliefs; investors′ heterogeneous beliefs will positively act on financing constraints：the higher the investors′ heterogeneous beliefs faced by the company， the more serious the financial constraints are; corporate social responsibility can negatively affect the financing constraints：corporate social responsibility is conducive to alleviating the financing constraints faced by enterprises; investors′ heterogeneous beliefs is the intermediary variable of corporate social responsibility in financing constraints.The conclusion shows that we should speed up the improvement of the corresponding legal system， enhance the corporate social responsibility awareness， and strengthen? investors′ ability to identify information.

Key words：corporate social responsibility; investors′ heterogeneous beliefs; financing constraints; mediation effect

（責(zé)任編輯：周正）

收稿日期：2020-06-16

作者簡介：張多蕾（1982-），男，安徽壽縣人，安徽財(cái)經(jīng)大學(xué)會計(jì)學(xué)院副教授，會計(jì)學(xué)博士，中國人民大學(xué)商學(xué)院博士后，研究方向：資本市場財(cái)務(wù)與會計(jì);胡公瑾（1993-），男，安徽黃山人，中南財(cái)經(jīng)政法大學(xué)會計(jì)學(xué)院博士研究生，研究方向：資本市場財(cái)務(wù)與會計(jì)。

基金項(xiàng)目：國家社會科學(xué)基金一般項(xiàng)目，項(xiàng)目編號：18BGL085，16BJY020;安徽省高校人文社會科學(xué)研究重點(diǎn)項(xiàng)目，項(xiàng)目編號：SK2020A0009，SK2019A0490，SK2020A0050;安徽省自然科學(xué)基金青年項(xiàng)目，項(xiàng)目編號：2008085QG348;安徽財(cái)經(jīng)大學(xué)學(xué)科特區(qū)項(xiàng)目，項(xiàng)目編號：ACXKTQ2019B05。