企業社會責任信息披露動機研究

杜劍++曹玲燕

【摘 要】 文章以中國社會科學院發布的2010—2012年的企業社會責任研究報告100強系列企業為研究樣本，尋求我國企業社會責任信息披露的動機。研究結果發現：企業對社會責任信息進行披露的動機之一是為了提高盈利能力；之二是為了滿足融資需求；之三是為了降低代理成本。企業股權集中度能正向影響企業的社會責任信息披露意愿，因為現代企業大股東具有明智的投資管理理念。

【關鍵詞】 企業社會責任； 信息披露； 動機

中圖分類號：F279.21 文獻標識碼：A 文章編號：1004-5937（2016）05-0087-06

引 言

2012年6月1日，審計署發布《審計結果公告》，公布了15家中央企業2010年度財務收支等審計結果。除了企業在財務、利潤等方面的違規外，引起人們關注更多的是這些中央企業，如寶鋼集團、中石化、中石油等在環境方面的違規情況。應率先承擔起社會責任的中央企業在這方面尚且做得不夠，則其他企業的情況也不容樂觀。

吸收多年的經驗教訓后，企業社會責任已成為西方企業不可缺少的議題。而我國的企業社會責任整體狀況不能令人滿意，在當今社會，承擔社會責任已成為企業增強自身競爭力與優勢的利器。實現經濟社會可持續發展的目標迫使我們對社會責任信息披露驅動機制進行研究。

本文在控制了可能影響企業社會責任披露的變量后，對企業社會責任信息披露的動機進行了研究，并借鑒了中國社會科學院發布的中國企業社會責任研究報告的相應成果，以此來研究以前年度哪些因素對企業社會責任報告披露產生了影響，希望借用交互性分析及多元線性回歸的方法，研究企業社會責任信息披露的動機是什么，哪些因素影響了企業社會責任報告的披露。

一、文獻綜述

（一）企業社會責任（CSR）

1924年，美國學者Oliver Sheldon最早提出了“公司社會責任”的概念。他認為公司社會責任應與公司經營者滿足產業內外各種人類需要的責任聯系起來，并第一次將道德因素加入到公司社會責任中。Howard R.Bowen（1953）、McGuire（1963）、Sethi（1975）認為企業社會責任不僅是遵循經濟和法律責任，并且有義務按照社會價值觀的要求進行決策。其后，學者們對企業社會責任的概念具體層次進行了劃分（美國經濟發展委員會，1971；Carroll，1979；Gallo，1980、2004；Isabelle & David，2002）。其中，Carroll的“金字塔”模型認為企業社會責任是指企業的經濟責任、法律責任、倫理責任和慈善責任，而現代學者們已默認“金字塔”模型為企業社會責任研究的主流模式。

我國關于企業社會責任的研究起步晚，內容不完善。學者（葛家澎和林志軍，2001；盧代富，2001；李淑英，2007；徐尚坤，2007、2010；龔天平，2008）對企業社會責任的概念范疇、內涵、特質等進行了界定。楊曉智（2006）從儒家理論出發，探討了企業社會責任與儒家理論的共同點。周紹朋（2007）認為構建和諧社會的基礎之一是要構建和諧企業，而構建和諧企業的本質在于實現企業的社會責任目標。

從以上可以看出，盡管側重點不同，但國內外學者對企業社會責任都有一個共同的認識，即是在追求企業自身利益的同時，遵循法律法規的要求，兼顧社會其他利益相關者的利益。根據威勒對企業社會責任的劃分，利益相關者包括主要的利益相關者（員工、股東、消費者、社區等）和主要的非利益相關者（自然環境等）。

（二）企業社會責任信息披露及其相關研究

根據商務部《WTO經濟導刊》的統計顯示，2011年全年，中國共發布了898份社會責任報告，比2010年增長了18.2%，逐步形成社會責任報告發布機制。2007—2011年五年中，中國企業社會責任實踐平均得分率從50.81%增長到了60.90%，表明我國企業的社會責任發展狀況處于穩步前進的態勢。

一方面，企業的社會責任履行情況會影響股東的認知；另一方面，股東從企業披露的社會責任信息去感知有用的信息（Dierkes & Antal，1985；Gray，Kouhy & Lavers， 1995）。Cowen（1987）通過對134家美國公司年度報告中所包含的社會責任信息的研究表明，公司規模、盈利能力、公司所在的行業、公司是否存在社會責任委員會與企業的社會責任披露正相關。Gelb & Strawser （2001）發現好的企業社會責任表現和好的披露情況是正相關的。Erica Yip

et al.（2011）發現在CSR報告和盈余管理之間存在顯著的關系。Tiago Melo & Jose Ignacio Glan（2011）通過構建多階段回歸模型研究企業社會責任與品牌價值的關系，認為社會責任是企業強有力的無形競爭力。

公司規模、負債比率、盈利能力等會正向影響企業社會責任的信息披露情況（沈洪濤，2006、2007、2008；李正，2006）。田志龍等（2009）認為企業決策的經濟動機、道德水平和采購商壓力構成了社會責任的驅動因素。董海軍和周強（2011）發現企業履行社會責任的情況與自身的變量屬性存在不相關性。還有部分學者（黎友煥和魏升民，2011；章輝美和鄧子綱，2011）通過構建政府、企業、社會三方的動態博弈模型對企業的社會責任進行了分析。

然而以上文獻中，大多考察的是企業社會責任指數和企業披露形式，未有以企業社會責任報告披露與否為對象進行研究。本文嘗試從這方面入手，并根據信號傳遞理論考慮了信息披露滯后性的影響，尋求更多關于企業社會責任信息披露的影響因素。

二、研究設計

（一）研究假設

Vaani Anand（2002）、Tiago Melo and Jose Ignacio Glan（2011）認為企業社會責任能夠提升企業聲譽。Schwaiger（2004）認為，聲譽是企業的一種稀缺資源，且不具有模仿性，故而能形成企業強大的競爭力。根據Preston

and OpBannon（1997）的“資金提供假說”，由于受到資源的限制，并不是所有企業都能夠承擔社會責任，因為承擔企業社會責任是要付出相應的成本的，只有實力足夠強勁的公司才能夠承擔社會責任。信息不對稱理論的存在，使企業除管理層以外的其他利益相關者只能掌握部分公司信息。因此，業績表現好的企業會自愿披露更多信息（特別是社會責任信息），從而與其他業績表現一般的企業區分開來，通過向外界展示自己是好的社會公民，提升企業形象，進而獲得更多投資者的青睞，刺激公司股票價格上漲，歸根結底，就是為了實現利潤最大化，而在達到這個目標的過程中最重要的就是盈利能力的提升。因此，本文提出假設1。

假設1：企業披露社會責任信息的動機之一是為了提升公司盈利能力。

按照信號傳遞理論的內容，一個公司對外部披露的信息越多，公司及其投資者之間相互的信息不對稱狀況就會得到弱化，從而幫助投資者作出更為理性的決策。社會責任信息披露作為信息傳導機制的一種，能及時向市場傳遞積極的信號，明智的投資者會綜合考慮社會責任對企業長遠發展的影響，重新衡量企業投資價值。根據Fama and Miller（1972）的研究，外部融資能夠彌補企業盈利能力的現金流量不足的缺陷，進而實現價值最大化以及企業投資活動的需求。因此，企業會出于融資需求考慮自愿披露社會責任信息。國內學者對此也存在共識。

翟華云（2010）借鑒Demirgu-cKunt and Maksimovic的觀點對融資需求進行定義，以制造業企業為研究對象，發現預算軟約束環境下，披露社會責任信息的上市公司都具有相似的特征，即社會責任信息質量高、外部融資需求較高，因此他認為這些公司披露社會責任信息的動機是為了解決融資的問題。因此，本文提出假設2。

假設2：企業披露社會責任信息的動機是為了滿足融資需求。

委托代理理論的觀點是：委托人和代理人相互間的信息不對稱導致代理成本的產生：代理人尋求的是自身利益最大化，委托人尋求的是企業利潤最大化。高級管理層出于自利原則會謀取除應得報酬外的額外收益：將企業資金用于個人在職消費或者其他用途。Forker（1992）指出，董事長和總經理的職責集于一人時，對企業披露社會責任信息存在負向影響。董事長通常被認為是大股東的代言人，代表股東對公司的經營決策進行指導和監督，而總經理是公司日常經營活動的實際管理者，當董事長和總經理職責分離時，為了降低代理成本，總經理將自愿披露更多的社會責任信息。因此，本文提出假設3。

假設3：企業披露社會責任信息的動機是為了降低代理成本。

（二）樣本選取和數據來源

本文在樣本的選擇上借鑒了中國社會科學院公告的中國企業社會責任研究報告，以披露的100強系列（國有企業100強、民營企業100強、外資企業100強）企業為研究對象，涉及的行業共14個，包括電力供應業、電力生產業、保險業、交通運輸服務業、交通運輸設備制造業、石油天然氣開采與加工、一般采礦業等30多個行業小類。在考慮樣本必要數據的可獲得性后，本文剔除了沒有上市的企業以及在香港和紐約上市的企業。在考慮樣本數據的可比性后，剔除了未能連續三年上榜的企業，選取2011—2013年的數據，最終確定240個樣本公司數據。

本文樣本的數據來源主要有四個：一是查找企業社會責任中國網和和訊財經網，確定企業是否發布企業社會責任報告①；二是根據中國企業社會責任研究報告公布的“中國國有企業100強社會責任發展指數”“中國民營企業100強社會責任發展指數”“外資企業100強社會責任發展指數”確定企業的社會責任表現；三是從RESSET金融數據庫獲取樣本企業的財務數據；四是從企業年度報告中獲取有關公司治理的數據。

（三）研究變量

1.因變量

本文以企業是否發布社會責任報告為標準來判別企業的社會責任信息披露行為。考慮到信息傳遞的滯后性，如果T+1年企業發布了社會責任報告，則表示信息披露狀況為1，否則為0。以此來判別哪些因素是企業社會責任信息傳遞的動機。

2.自變量

每股收益（EPS）直觀反映了普通股股東的收益，便于投資者在不同規模的企業間進行比較，且本文所選研究樣本均為上市公司，因此本文選定每股收益指標衡量企業的盈利能力。盈利能力強的公司為使企業通過披露社會責任信息進一步提升自己的盈利能力，會自愿披露更多的社會責任信息。

現金流量債務總額比（NOCFTL）將企業現金流量和債務總額相結合，能夠反映企業的償債能力，該比率越高，企業的償債能力越強。換言之，當企業現金流不足以承擔企業的債務負擔時，就需要借助外部和內部融資維持企業的生產經營。因此，本文以現金流動債務總額比作為衡量企業融資需求的指標，該指標越小，表明企業融資需求越大。現金流量債務總額比低的企業融資需求高，會自愿披露社會責任信息。

從公司治理結構看，企業中存在三層代理關系：第一層代理關系存在于股東大會和董事會之間；第二層代理關系存在于董事會和高管之間；第三層代理關系存在于高管和各部門經理之間。本文研究的是代表大股東利益的董事長和代表高管的總經理之間的代理關系。當董事長和總經理兩職合一時（UNIF），不存在代理成本；當董事長和總經理兩職分離時，總經理為降低代理成本，實現自身利益最大化，會自愿披露社會責任信息。

3.控制變量

已有的研究基礎表明，企業規模、行業性質、股權結構等因素會影響企業社會責任信息的披露，從而影響本文對披露動機的研究。因此，本文選取股權集中度、企業社會責任表現、企業規模、控股股東性質作為控制變量，研究企業社會責任信息披露動機。

表1是研究變量的說明。

需要說明的是，企業社會責任履行情況（CSRPERFt）取自社科院公布的“中國100強企業社會責任發展指數”。社會責任發展指數是以現有理論為基礎，參照責任管理、經濟責任、社會責任和環境責任四部分內容構造的，并參考了ISO26000等國際社會責任指數和社會責任報告，構造出分行業的評價指標體系，再通過社會責任報告、年度報告、企業官網搜集企業的社會責任信息，對這些內容進行詳細分析得出企業的初始得分。最后通過對評價指標的正向獎勵分、負向懲罰分、社會責任管理創新實踐的特別加分三個項目的調整，得出最后社會責任發展指數。（參見圖1）

（四）模型設計

為了研究哪些因素影響了社會責任信息披露傳遞的動機，本文構建以下模型：

β5CSRPERFt+β6SIZEt+β7STATEt （1）

本文以企業是否披露社會責任報告研究其披露動機，基于所得變量披露社會責任報告（dist+1）為啞變量，故選擇Logistic模型進行回歸分析。利用Logistic模型得到的估計結果并不表示系數的大小，而是各個變量的真實作用，即相應的比值比（odd ratio）。以此來表示各變量對企業披露社會責任信息的作用大小，揭示披露動機。

三、研究結果

（一）描述性統計分析

根據社科院對社會責任發展類型的劃分（見表2）和表3提供的描述性統計分析，可以看到研究樣本的企業社會責任發展指數均值為35.63，說明整體處于企業社會責任起步者的階段，社會責任管理工作已經開始，但尚未建立完善的社會責任管理體系，剛開始披露社會責任信息。鑒于研究樣本為100強系列數據，可見我國在推動社會責任信息披露的道路上還有很長的路要走。

研究樣本量總共為240，其中有效樣本數為240。企業社會責任披露均值為0.75，表明研究樣本中75%的企業都對企業社會責任報告進行了披露，說明我國100強系列的企業普遍具有發布社會責任報告的意識并采取相應的行動。

變量的描述性統計結果顯示：研究樣本每股收益的均值為0.64，高于上市公司的整體水平，這主要是由于所選樣本均為我國各領域的100強企業，因此具有較高的盈利能力。現金債務總額比平均值為0.11，由于長期債務不須用短期現金流量償還，總體來說維持該比值是合適的。董事長與總經理兩職合一的發生率僅為0.15，說明樣本企業在進行管理的時候注意進行分權。同時表明大部分研究樣本存在代理成本的問題，本文以此為出發點研究降低代理成本動機是可行的。樣本企業第一大股東持股比例均值為0.47，符合我國企業由大股東控制的特殊國情，也說明采用第一大股東持股比例代表企業的股權集中度是合理的。研究樣本中，企業總資產的自然對數（規模）均值為25.08，且最小值為19.53，表明研究樣本均為總資產上百億元的企業，綜合實力強。

（二）交互分析

根據企業社會責任發展類型對研究樣本進行分類，發現卓越者數量最少，僅3家，占比1.25%；領先者共42家，占比18.75%；追趕者67家，起步者41家，旁觀者數量最多，共87家，占比36.25%。可見我國企業社會責任履行情況并沒有隨著社會責任報告數量的大幅增長而提高。這也從另一個側面說明，大多數企業可能只是順應時代的需要發布了社會責任報告，而忽視對社會責任信息實質性內容的披露，更可能是企業沒有重視對社會責任實踐活動的踐行。因此，我國企業社會責任建設的路還很長。為了進一步分析控股股東性質對企業社會責任信息披露動機的影響，檢驗該控制變量的選取是否合理，本文對控股股東性質、企業社會責任表現、企業社會責任信息披露情況進行交互性分析，結果如表4。

從表中可以看出，中央企業共102家，占比42.5%，與描述性統計結果一致。卓越者的3家企業全部屬于中央企業；社會責任管理體系建立較為完善的領先者中，中央企業為30家，占比為71.43%，遠多于非中央企業的12家；追趕者企業中，中央企業和非中央企業數量幾乎各占一半，未顯示有明顯差異；而在起步者和旁觀者類型中，兩種類型的企業數量差距很大：特別是在旁觀者中，中央企業僅有24家，占比27.6%，而非中央企業為63家，占比72.4%。通過上述分析可知，中央企業的社會責任發展指數要遠高于非中央企業，說明在我國，中央企業積極響應了國資委的號召，承擔了相應的企業社會責任，在一定程度上具有表率意義。

關于中央企業社會責任報告披露情況顯示：102家中央企業中，披露了社會責任報告和未披露社會責任報告的數量比為78，而在非中央企業樣本中，這一數量比為103，未見顯著差異。可以認為，控股股東性質對企業披露社會責任信息的意愿不具有顯著影響，因此，本文將控股股東性質和企業社會責任表現從控制變量中剔除，得到模型（2）：

（三）多重共線性檢驗

從表5可以看出，各變量的VIF（方差膨脹因子）均大于1，但是最大的VIF值也沒有大于10，且1/VIF值均較大，說明模型并不存在多重共線性的問題。對變量特別是解釋變量的選取是合理的。

（四）Logistic回歸分析

本文選擇企業是否發布社會責任報告作為因變量，如果在T+1年企業發布了社會責任報告，則為1，否則為0。因此，采用Logistic二值響應模型進行回歸分析。所得結果如表6。

從表6中可以看出，LR chi2（5）=16.61>11.07，且P值=0.0053<0.05，拒絕原假設，因此可以認為假設模型成立，模型解釋變量和控制變量對被解釋變量具有很強的解釋力。

Pseudo R2值為0.062，遠小于1，但這與線性回歸中的R2值存在很大不同：在Logistic回歸模型中，Pseudo R2只能從一定程度上解釋模型的正確性。這可以用典型的貸款投資理論來解釋：在典型的貸款資產組合中，違約風險在0.05%到5%之間，即使能夠準確估計每項投資的違約風險，最終也會存在許多因素使觀測值與預期的結果不一致，因此，也不能奢望Pseudo R2會趨近于1。只有當借款人存在兩種情況：一類借款人的違約風險很低（0.1%或者更低），另一類借款人的違約風險很高（99.9%或者更高），Pseudo R2值才有可能接近于1。而這對典型的信貸組合來說是不可能的。因此，盡管Pseudo R2值僅為0.062，但從統計學上考慮是不會對模型造成不利影響的。

從結果中可以看出，解釋變量（EPS）的OR值exp（EPS）=2.0383，Z值為2.11>0，表明二者是正相關關系。表示企業的EPS（盈利能力）每增加一個單位，企業披露社會責任報告發生比（企業披露社會責任報告/企業不披露社會責任報告的比率，下同）相應增加2.0383倍。事實證明，企業的盈利能力會顯著正向影響企業披露社會責任信息的意愿，進而證明本文的假設1：企業披露社會責任的動機是為了提高企業的盈利能力。

結論1：企業披露社會責任信息的動機是為了提升公司的盈利能力。

解釋變量NOCFTL的OR值為0.0730<1，Z值為-2.27<0，表明二者是負相關關系。企業的現金負債總額比每增加一個單位，企業披露社會責任報告發生比相應降低0.0725倍，即企業的融資需求減少，企業自愿披露社會責任信息的意愿降低，從反面證明了本文假設2：企業披露社會責任的動機是為了獲得融資需求。

結論2：企業披露社會責任信息的動機是為了獲得融資需求。

解釋變量（UNIF）的OR值為0.4026<1，Z值為-2.25<0，表明二者是負相關關系。結果顯示企業在董事長和總經理職責分離的情況下，總經理為了降低代理成本，減少相互間的信息不對稱程度，傾向于披露社會責任信息。委托代理理論決定了代理成本的存在，企業管理者為了追求自身利益最大化，會為了股東的期許（本文認為企業股東愿意進行社會責任的信息披露，因為這樣做能夠獲得潛在的好處，本文假設1也對此進行了驗證），降低代理成本的動機主動披露社會責任信息。

結論3：企業披露社會責任信息的動機是為了降低代理成本。

解釋變量（TOP1）的OR值為5.6905，Z值為2.06>1，表明二者是正相關關系，且P值為0.04，表示在5%的水平上顯著。說明企業的第一大股東持股比例每增加一個單位，企業披露社會責任報告發生比相應增加5.6905倍。即企業的第一大股東持股比例越高，企業披露社會責任信息的意愿越強。研究結論支持了前文的假設。

結論4：股權集中度越高，企業越傾向于披露社會責任報告。

控制變量（SIZE）的OR值為1.0393，但P值為0.621，說明結果并不顯著，無法驗證規模與企業社會責任報告的相關性。而基于對已有研究結論的了解，企業規模會影響企業披露社會責任信息（正向或負向）。這可能是所選樣本造成的特殊性，本文選取了不同領域的100強企業，企業整體規模較大（企業平均總資產上百億元），企業規模差異較小，樣本的描述性統計表（表3）也證實了這一特征。因此，研究關系的結果并不顯著。

結論5：不能驗證企業規模對企業社會責任信息披露的影響。

四、研究結論及不足

（一）本文研究結論

企業披露社會責任報告的動機之一是為了提升公司的盈利能力。本文通過模型（1）證實盈利能力好的企業具有更大的意愿披露企業社會責任信息，這有力證明了“資金提供假說”。信息不對稱促使企業披露社會責任信息，從而通過信號傳遞提高企業的盈利能力，模型（3）證實了這一觀點。

企業存在的根本目的是為了追求利潤最大化，而趨利性決定了企業作出的任何決策都是有目的性的。企業的盈利能力越強，為了解決信息不對稱的問題，會自愿披露社會責任信息，從而向利益相關者傳遞積極的信號（企業是具有良好的社會責任感的），建立起企業良好的形象。企業形象得到提高，能夠吸引更多的投資者進行投資、消費者持續購買、供應商穩定合作……這一系列共同作用的結果最終是提高企業的盈利能力。

企業披露社會責任報告的動機之二是為了融資。企業在擴大生產經營規模、進行項目投資時會由于現金流量的不足而進行融資。從融資對象上看，包括內部融資和外部融資；從融資性質上看，包括債務融資和權益融資。企業社會責任信息披露的內容涵蓋了對內部和外部利益相關者（以股東和債權人為例）的部分，當企業內部和外部投資者通過披露的信息了解到企業對股東：能夠提供滿意的投資回報率、有良好的企業信譽、向股東真實全面披露企業信息、具有長期穩定的發展戰略……對債權人：能夠及時歸還足額欠款、按照合同約定使用借款、讓債權人有機會參與企業的管理工作……就能吸引更多的資金流入，達到融資目的。

企業披露社會責任報告的動機之三是為了降低代理成本。社會生產力的發展導致委托代理理論的產生，企業的所有者將經營權委托給代理人，代理人尋求自己的薪酬、工作時間及舒適度的最大化，而委托人尋求企業價值的最大化，二者利益的沖突導致企業所有者采取措施對管理者實施有效的監督，弱化信息不對稱程度，從而導致代理成本的產生。當董事長和總經理職責分離時，總經理（代理人）為降低代理成本，會主動披露社會責任信息，謀求自己的利潤最大化。

企業股權集中度會影響企業的社會責任信息披露行為，因為筆者認為所有的股東都是專業、明智的：股東愿意和那些具有社會責任的企業進行交易，而披露社會責任信息能向外界傳遞企業的社會責任形象。控股股東性質、企業社會責任表現、企業規模對企業社會責任的信息披露行為不具有顯著影響。

（二）本文的不足及進一步的研究方向

本文存在的不足之處在于：首先，以企業在T+1年是否公告企業社會責任報告作為衡量披露社會責任信息的標準，如果企業在T+1年發布了社會責任報告，則為1，否則為0。因此，采用Logistic模型對樣本進行回歸分析，由于研究樣本的限制，最終僅確定240家企業變量。樣本量的不足可能導致Logistic二值響應模型結果具有一定的不確定性。在進行下一步研究時應考慮擴大樣本量。其次，基于信息不對稱理論、信號傳遞理論和委托代理理論，研究的僅是企業出于自愿披露社會責任信息的動機。企業也有可能基于政府或行業的強制性要求披露社會責任信息，這些都是沒有考慮到的因素，在下一步研究時可以考慮加入不同行業、不同性質的企業作為研究對象。最后，僅以企業是否單獨發布企業社會責任報告作為衡量標準，而沒有考慮其他的披露方式，如企業單獨在自己的網站或通過其他途徑公布社會責任報告（信息），在進行下一步研究時，可以考慮從這方面入手進行更精準的分析。

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