社會責任信息披露與機構投資者決策相關性研究

王昌銳，鄒昕鈺

（1.中南財經政法大學會計學院，武漢430073；2.普華永道（中天）會計師事務所深圳分所，廣東 深圳 518000）

社會責任信息披露與機構投資者決策相關性研究

王昌銳1，鄒昕鈺2

（1.中南財經政法大學會計學院，武漢430073；2.普華永道（中天）會計師事務所深圳分所，廣東 深圳 518000）

文章以2008—2013年滬深A股上市公司為樣本，研究了企業社會責任信息披露對機構投資者決策的影響，結果發現：企業披露社會責任信息越積極，機構投資者的持股比例越高；企業社會責任信息披露質量越高，機構投資者的持股比例越高。進一步研究卻發現合格境外機構投資者的投資決策沒有受到企業社會責任信息披露的顯著影響。

企業社會責任；機構投資者；信息披露質量；投資決策

0　引言

隨著食品安全、環境污染等關系國計民生的問題在我國不斷出現，政府相關機構或部門相繼出臺了一系列法律法規和政策性文件指導企業履行社會責任并披露相關信息。在這一背景下，企業社會責任信息的供給和需求也呈現出迅速增長的趨勢，單獨披露社會責任報告的企業越來越多。鑒于機構投資者在資本市場中的主導地位和強大的專業分析能力，研究企業社會責任信息對機構投資者投資決策的影響，有助于準確把握我國當前企業社會責任信息披露的質量，為進一步提高我國企業社會責任信息披露質量提供對策。

1　研究假設

1.1企業社會責任信息披露行為和機構投資者的投資決策

企業履行社會責任是在傳統的股東利益最大化目標的基礎上強調對消費者、供應商、員工等其他利益相關者的義務。Schadewitz et al.（2012）[1]、朱乃平等（2014）[2]研究表明，企業社會責任的履行和信息披露降低了交易成本和風險、降低了資本成本、提高了企業聲譽、增加了企業投資價值。王霞等（2014）[3]研究發現，企業社會責任信息披露有助于甄別財務報告質量，可以減少投資者的信息甄別成本，有利于投資者做出投資決策。因此，本文提出假設：

H1a：相對于沒有披露企業社會責任信息的公司，披露了企業社會責任信息的公司得到機構投資者更高的持股比例。

H1b：企業社會責任信息披露行為越積極，機構投資者的持股比例越高。

1.2企業社會責任信息披露質量和機構投資者投資決策

雖然披露企業社會責任信息有助于向市場傳遞企業履行社會責任的積極信號，但如果信息披露質量不高，投資者就難以依賴此類信息調整投資決策。徐珊和黃健柏（2014）[4]的研究表明，機構投資者對信息透明度高的企業具有持股偏好。黃珺和朱攀（2015）[5]研究表明，較高的社會責任信息披露質量有助于投資者的長期投資行為。因此，本文提出假設：

H2：企業社會責任信息披露質量越高的公司，機構投資者持股比例越高。

1.3企業社會責任信息披露質量變化和機構投資者投資決策

當企業社會責任信息披露質量下降時，意味著企業在社會責任的履行或信息披露方面有所退步。此時，機構投資者會因此降低對該企業的積極評價，減少投資。Becchettia et al.（2012）[6]的研究表明，公司退出多米尼400社會指數會導致股票收益率出現顯著負的非正常回報。因此，本文提出假設：

H3a：當企業社會責任信息披露質量下降時，機構投資者的持股比例會下降。

H3b：當企業社會責任信息披露質量提升時，機構投資者的持股比例會上升。

1.4企業社會責任信息披露質量和QFII的投資決策

機構投資者整體而言具有投資謹慎性等特點，但不同類型的機構投資者之間仍然存在異質性。劉濤等（2013）[7]發現不同類型的機構投資者具有不同的擇股偏好；馮照楨和宋林（2013）[8]的研究表明，異質機構對企業社會責任信息披露質量與企業性質之間的關系有著明顯的調節效應[14]。合格境外機構投資者（簡稱QFII）對企業履行社會責任及其信息披露的反應最有可能與其他類型的機構投資者不同。因此，本文提出假設：

H4：企業社會責任信息披露質量越高的公司，QFII持股比例越高。

2　模型構建與樣本選擇

2.1模型構建

為了驗證本文的假設，構建以下五個模型進行OLS回歸檢驗。

為了驗證H1，以機構投資者持股比例為被解釋變量，分別以企業是否披露社會責任信息和企業披露社會責任信息的積極性為解釋變量，構建模型（1）和模型（2）：

為了驗證H2，以機構投資者持股比例為被解釋變量，企業社會責任信息披露質量評分為解釋變量，構建模型（3）：

為了驗證H3，以各要素當期的變化量作為被解釋變量、解釋變量和控制變量，并參照多米尼400指數構建我國企業社會責任光榮榜，以企業在社會責任光榮榜中的位置變化為解釋變量，構建模型（4）：

為了驗證H4，以QFII的持股比例為被解釋變量，單獨檢驗QFII的投資決策是否受到企業社會責任信息披露的影響，構建模型（5）:

上述五個模型涉及變量的定義如表1所示。

2.2樣本選擇

本文以2008—2013年我國滬深A股上市公司為研究樣本，剔除金融行業和數據不完整的公司，并將所有連續變量的上下1%分位數剔除以降低異常值的影響。經過篩選，最后得到10028個觀察值。

3　實證檢驗

3.1描述性統計結果

樣本的描述性統計結果如表2所示。

表1　變量定義

表2　描述性統計結果

從表2可以看出，企業社會責任信息披露積極性評分的均值為1.569，中位數是0，表明大部分企業的社會責任信息披露情況并不全面。企業社會責任信息披露質量評分最高為81.88分，但由于披露單獨的社會責任報告的企業還是占少數，所以中位數為0。

Pearson和Spearman的相關系數結果顯示，解釋變量和被解釋變量之間存在顯著的相關關系；除資產負債率和機構投資者持股比例相關性不顯著外，其他控制變量和被解釋變量之間顯著相關。初步支持了企業披露社會責任信息越積極、披露質量越高，機構投資者的持股比例越高。篇幅所限，結果沒有報告。

3.2回歸結果分析

模型（1）至模型（5）的回歸結果如表3所示。

表3　企業社會責任信息披露與機構投資者持股比例回歸結果

從模型（1）的回歸結果可以看出，CSRdis的回歸系數在1%的水平上顯著為正，表明相對于沒有披露企業社會責任信息的公司，披露了企業社會責任信息的公司得到機構投資者更高的持股比例，H1a得到證明。從控制變量來看，資產報酬率Roa的回歸系數也顯著為正，表明資產報酬率對機構投資者的投資決策也產生了顯著影響，且Roa越高，機構投資者持股比例越高。Lev的回歸系數不顯著，可能是因為機構投資者為了分散風險，往往進行組合投資，需要不同資產負債率水平的被投資對象，因此機構投資者對資產負債率高低沒有明顯的偏好。公司規模Size的回歸系數顯著為正，表明機構投資者更喜歡持有大公司的股票。在股票市場指標方面，市盈率PE的回歸系數為負，托賓Q值的系數為正，且都在1%的水平上顯著，表明機構投資者傾向于投資那些市場價值高但沒有被過高估計的企業。企業實際控制人的性質Nature的回歸系數系數顯著為正，表明機構投資者傾向于投資國有控股企業，這和我國當前國有控股企業仍具有不可替代的資源優勢有一定的關系。

從模型（2）的回歸結果可以看出，代表企業社會責任信息披露行為積極性的解釋變量CSRact的回歸系數為0.0914，且在1%的水平上顯著，證明了H1b。

從模型（3）的回歸結果來看，代表企業社會責任信息披露質量的解釋變量CSRqlt的回歸系數為0.0358，且在1%的水平上顯著，證明了H2。

從模型（4）的回歸結果發現，解釋變量企業進入/退出社會責任光榮榜Inout的回歸系數為3.076，且在5%的水平上顯著，這表明當企業進入光榮榜時，機構投資者的持股比例顯著上升；當企業退出光榮榜時，機構投資者的持股比例顯著下降。但鑒于本文的樣本中只存在企業退出光榮榜即Inout等于-1的情形，沒有企業進入光榮榜即Inout等于1的數據存在，因此，H3a得到證實，而H3b無法進行實證檢驗。

從模型（5）的回歸結果來看，將QFII的持股比例作為被解釋變量，潤靈數據庫中企業社會責任信息披露質量得分作為解釋變量，回歸結果并不顯著，無法證明H4，這可能是由于合格境外投資者在離開投資者所在國家后，對企業社會責任的敏感度也隨環境發生改變，在我國資本市場上并沒有十分關注投資對象的社會責任信息披露情況；也可能是由于來自西方發達市場經濟國家的專業投資機構，他們在本國投資時企業的整體社會責任水平較高，進入我國資本市場時，相比之下判定我國企業社會責任的履行及其信息披露均不夠理想，故對我國企業社會責任信息披露沒有給予關注和重視。

3.3穩健性檢驗

有學者認為，企業社會責任信息披露對企業利益相關者的影響存在滯后效應。因此，本文將企業社會責任信息披露的三個替代變量都滯后一期進行了穩健性檢驗。從穩健性檢驗的結果來看，滯后一期解釋變量的回歸系數符號與預期相一致，穩健性檢驗結果支持了前文的結論。

4　結論

本文從資本市場重要參與者——機構投資者——投資決策的視角探討了我國企業社會責任信息披露的經濟后果。研究發現：企業社會責任信息披露對機構投資者產生了積極影響，具體表現為企業披露社會責任信息越積極，機構投資者的持股比例越高，且社會責任信息披露的質量越高，機構投資者的持股比例越高。進一步研究發現合格境外機構投資者沒有受到企業社會責任信息披露的影響，這可能是因為我國現階段的企業社會責任信息披露質量不高，沒有得到他們的重視與認可。

[1]Schadewitz H,Niskala M.Communication via Responsibility Report?ing and Its Effect on Firm Value in Finland[J].Corporate Social Re?sponsibility and Environmental Management,2012,17(2).

[2]朱乃平，朱麗，孔玉生.技術創新投入、社會責任承擔對財務績效的協調影響研究[J].會計研究，2014，（2）．

[3]王霞，徐怡，陳露.企業社會責任信息披露有助于甄別財務報告質量嗎？[J].財經研究，2014，（5）．

[4]徐珊，黃健柏.社會責任信息披露的市場有效性——基于發布社會責任報告的事件分析[J].財經論叢，2014，（5）．

[5]黃珺，朱攀.社會責任信息披露、管理層信任度與投資者決策[J].軟科學，2015，（5）．

[6]Becchetti L,Ciciretti R,Hasan I,et al.Corporate Social Responsibility and Shareholder’s Value[J].Journal of Business Research,2012,65(11).

[7]劉濤，毛道維，王海英.股權集中度、制衡度與機構投資者的擇股偏好[J].山西財經大學學報，2013，（5）．

[8]馮照楨，宋林.異質機構、企業性質與企業社會責任信息披露[J].山西財經大學學報，2013，（12）．

（責任編輯/劉柳青）

F224.9

A

1002-6487（2016）22-0148-03

國家自然科學基金面上項目（70872110）

王昌銳（1974—），男，湖北荊門人，博士，副教授，研究方向：企業社會責任信息披露。

鄒昕鈺（1992—），女，江西鷹潭人，碩士，注冊會計師，研究方向：企業社會責任信息披露。