企業社會責任、投資者異質信念與融資約束

張多蕾　胡公瑾

內容提要：本文以我國滬深兩市2009-2016年A股上市公司為研究樣本，實證檢驗企業社會責任與融資約束以及投資者異質信念之間的關系。研究發現：企業社會責任可以負向作用于投資者異質信念，企業積極承擔社會責任，將促進企業降低投資者異質信念程度;投資者異質信念正向作用于融資約束，企業面臨的投資者異質信念程度越高，由此帶來的融資約束越嚴重;企業社會責任可以負向作用于融資約束，企業承擔社會責任有利于緩解企業面臨的融資約束困境;投資者異質信念是企業社會責任作用于融資約束的中介變量。研究結論表明，應當加快完善相應的法律制度，提升企業的社會責任意識，加強投資者信息識別能力。

關鍵詞：企業社會責任;投資者異質信念;融資約束;中介效應

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

新常態下，我國企業增強外源融資能力，進一步緩解企業的融資約束，對企業實施供給側改革無疑是一個重大支持[1]。企業積極承擔社會責任，在一定程度上有利于企業財務、聲譽等信息的傳遞，以便能夠被資本市場識別，進一步優化企業的信息環境，提升企業整體的融資能力[2]。但投資者并非均具備“同質”的“理性”特質，他們往往對同一信息有不同的理解和解釋，對目標企業會形成非一致預期，由此產生異質信念問題[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，從而增加企業融資約束程度。而企業通過積極承擔社會責任，并且及時披露相關信息，可以在一定程度上緩解信息的不對稱，促進投資者從“異質信念”向“同質信念”轉化，進而降低市場的不確定性，增強投資者的投資自信，從而緩解企業融資約束問題。

以上分析表明，企業履行社會責任可以影響企業融資能力。而且，企業通過積極履行社會責任進而降低投資者的異質信念，可以緩解企業的融資約束問題。然而，目前的研究文獻主要集中于企業承擔社會責任對融資約束的影響，忽視了市場中投資者異質信念的潛在作用。對我國上市公司而言，資本市場信息不對稱會導致不同程度投資者異質信念，必將對企業重大融資活動產生影響。因此，進一步厘清企業社會責任、投資者異質信念以及融資約束三者之間的關系，對于通過實施有效的微觀政策緩解融資約束，進而實現企業轉型升級具有重要意義。

一、理論分析與假設提出

（一）企業社會責任與投資者異質信念

企業社會責任信息報告能夠傳遞企業社會責任的表現信息，能夠在一定程度上彌補單純的財務信息無法充分反映企業發展價值的不足，便于投資者將企業的傳統財務信息與外部市場績效、企業環境以及社會價值等非財務信息結合起來[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進行評估。企業通過提高準則執行力承擔社會責任，可以有效規范企業內部發展過程，提高會計信息質量，提高信息透明度，抑制可能由企業社會責任導致的信貸資金錯配現象，向投資者傳遞企業良好運作的信息，從而使投資者獲得綜合評價企業的依據，減少由于相關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股票未來預期的異質信念。此外，基于企業社會責任信息披露視角研究股票價格波動，發現企業社會責任信息的披露程度會顯著負向作用于股價波動率幅度，投資者依據充分的財務信息以及上市企業披露的社會責任非財務信息，可以明顯降低其與企業內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上形成較為統一的判斷，投資者之間的信念差異化得到減小。基于此，本文提出以下假設：

H1：企業社會責任與投資者異質信念負相關，企業承擔社會責任越多，投資者異質信念程度越低。

（二）投資者異質信念與融資約束

通過媒體關注度研究社會責任信息披露意愿及披露水平，表明媒體關注能夠顯著提高企業自愿性披露社會責任信息的意愿水平，從而使投資者能夠及時獲得進行未來投資決策的參考依據，減少個人投資者的盲目投資和機構投資者的從眾投資行為。在現階段主要股票市場上，投資者異質信念依然普遍存在，嚴重的異質信念問題不利于穩定市場收益，可能招致更大的投資風險[6]，因而出于謹慎性的考慮，投資者往往會減少對企業的投資，那么企業尋求發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、投資者異質信念與股票特質風險的關系得到了投資者異質信念程度的降低有利于減小股票投資風險的結論，增強了投資者投資自信。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體的理解特質都使得投資者異質信念廣泛存在[8-9]，企業的外部投資者與內部投資者所獲得的價值信息差別更大的時候，形成的異質信念程度也就越高，即使企業的發展前景很好，當企業在向外部尋求融資的時候，外部投資者由于無法準確做出投資判斷，其必將謹慎對待目標企業的各項投資。跨出融資理論的同質信念假設，以異質信念影響分析融資決策同諸多投資者與管理者信念的關系，發現投資者異質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，企業也更傾向于選擇股權融資方式獲得資金，而且投資者異質信念越大，選擇股權融資方式籌資的企業也更容易產生過度投資行為[10]，從而影響企業的資金運作結構。此外，由于異質信念會對股票的價格行為產生影響，但技術分析在這個過程中的影響更強，股票價格在異質信念的影響下會加大與內在價值的偏離程度，無論偏離方向以及偏離程度如何都無法準確客觀反映股票內在真實價值，從可持續發展的長遠目光來看，投資者無法統一準確評判企業發展的具體狀況，將會產生異質信念，不利于企業從投資者一方獲得再融資。基于此，本文提出以下假設：

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

（三）企業社會責任與融資約束

企業社會責任伴隨著經濟和社會的持續發展，不斷得到認可和推廣，全球企業也逐漸意識到社會責任的重要性并將其納入企業日常經營管理和組織戰略中[11]。企業在發展過程中遇到融資壓力較大的時候，為了取得投資者的信任以便及時獲得資金進行投資，往往會更傾向于披露完整的社會責任信息報告[12]。如果企業堅持履行社會責任在一定程度上也會不斷促進利益相關者的利益增長[13]，而且在這個過程中，出于長期發展戰略的思考，具有延續性的企業社會責任能夠讓利益相關者相信企業良好的發展規劃和發展前景，面臨的融資約束也將更低;相比較而言，當企業社會責任具有延續性以及與非政府組織關聯更緊密的企業，融資約束緩解效應的持久性會更好，且無論是在股權融資渠道還是債務融資渠道中產生的效果都比較顯著[14]。另外，企業以慈善捐贈等方式履行社會責任，也會為企業獲得進行長期信貸融資的機會，相比而言，融資約束程度越高的企業，這種方式所產生的融資約束緩解作用越突出，能夠促進企業經營業績的優化發展[2，15]。從產權異質性角度考慮企業社會責任與融資約束的關系，可以發現企業社會責任信息的披露能夠緩解企業的融資約束，而且這種影響在民營企業中更加突出，在國有企業中并不十分明顯[16]。進一步從民營企業社會責任視角展開的研究表明，企業社會責任的履行能力越高，民營企業獲得貸款會更容易，而且良好的社會責任表現有利于企業建立有效的政治關聯，從而給企業帶來長期貸款的融資便利[17]。通過采用隨機前沿分析方法研究企業社會責任與非投資效率的關系，也可以發現企業社會責任表現越好，外資的融資缺口就越小[18]，從而更有利于企業獲得外部融資。由此，本文提出以下假設：

H3：企業社會責任與融資約束負相關，企業承擔社會責任越多，融資約束越小。

（四）中介因子—投資者異質信念

企業社會責任已成為影響投資者全面評價企業發展狀況、潛在收益和獲利水平的重要依據，對企業取得融資的影響越來越明顯。為更好揭示企業社會責任與融資約束二者之間的作用機理，需要探索可能與之相關的中介變量。由以上分析可以發現，企業通過承擔社會責任并披露相關責任信息，有利于減少投資者之間以及企業內外部之間的信息不對稱性，從而使投資者的信念趨于一致，有利于降低企業的融資約束。而且企業通過提高履行社會責任的水平能夠負向影響投資者異質信念，投資者異質信念的程度與企業融資約束的程度具有同向作用變化趨勢，在企業完善社會責任承擔機制的過程中降低投資者異質信念能夠緩解企業的融資約束。基于此，本文提出以下假設：

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

二、研究設計

（一）樣本選擇與數據來源

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

本文進行檢驗的數據主要來自于CSMAR數據庫及RESSET數據庫。其中，企業社會責任的度量指標來源于潤靈環球企業社會責任報告;公司研究系列中的個股交易數據、各分市場數據所需數據來源于銳思數據庫中的股票板塊;財務相關數據及其他控制變量均來自于國泰安數據庫。

（二）變量定義

1.企業社會責任（CSR）

對于該指標的衡量，選擇潤靈環球社會責任報告綜合評估得分來衡量。潤靈環球作為第三方評級機構，旨在為投資者、消費者等各利益主體提供客觀科學的企業社會責任評級信息，其對于具體企業的社會責任考量一般更加公平、公正，具有較強的可信度。因此，選擇這一指標進行衡量比較具有可靠性和準確性。后續將選擇潤靈環球社會責任報告頁數衡量企業社會責任進行穩健性檢驗。

2.投資者異質信念（IHB）

目前關于異質信念的研究中最大難點就是對異質信念的衡量。根據目前學者的研究文獻來看，異質信念的主要替代衡量變量有換手率[7]、分析師預測分歧[19]、收益波動率[20]和買賣價差等。考慮到相比于其他變量，換手率對于異質信念的解釋力度相對較強且最為普遍使用，故本文擬使用換手率來對投資者異質信念（IHB）進行衡量，其計算公式為：

IHB=∑ni=1HANDtn（1）

HANDt=QtQft×100% （2）

其中，HANDt為股票的換手率，Qt代表第t個交易日股票的交易量，Qft表示股票的流通總股數，n表示在一年股票交易中實際發生的交易天數。另外，根據數據的可獲得性，后續選擇分析師預測作為替代衡量進行穩健性檢驗。

3.融資約束（FC）

對于融資約束的衡量，目前比較認可的指標有股利支付率、公司規模和股利支付水平等。鑒于我國目前的證券市場發展并非十分成熟，股利政策變化較快，上市公司的股利發放存在缺乏持續穩定性的問題，股利支付等指標可能無法準確體現上市公司的融資約束問題。而且，其他指標由于也是內生性的財務指標，并非與融資約束有直接的銜接。因此，為了使研究結論盡量減少偏差，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]構建的SA指數，利用重新設計的指標加以衡量，具體模型如下：

FC=-0.74×SIZE+0.04×SIZE2-0.04×AGE（3）

其中，SIZE代表公司規模，具體衡量方法為公司總資產的自然對數，AGE的衡量標準為企業成立時間的自然對數。該指標的數值越大，表明該企業融資困境較小，融資約束程度較低。

后續本文也按照盧太平和張東旭（2014）[21]的做法，選擇Kaplan和Zingales（1997）[23]構建的KZ指數重新度量企業融資約束，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）

該指標是用營業現金流量（CF/A）、股份支付率（DIV/A）、現金持有量（C/A）、資產負債率（LEV）和托賓Q（Q）進行次序邏輯分析回歸估計系數構造而成。該指標越大，則融資約束程度越嚴重。以此重新度量融資約束，進行后續的穩健性檢驗。

4.控制變量

參照過往已有研究，本文選取以下控制變量：企業自身的股利支付水平（DIVPS）;公司成長性（TOBINQ）;資產負債率（LEV）;公司規模（SIZE）;賬面市值比（BM）;資產收益率（ROA）;產權性質（SOE）以及股權集中度（CENT）。同時本文還將控制年度（YEAR）以及行業（IND）。具體變量定義可見表1。

（三）模型設計

在確定了各主要變量和控制變量后，為了驗證假設1企業社會責任（CSR）與投資者異質信念（IHB）之間的關系，本文構建如下模型：

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

為了驗證假設2中投資者異質信念（IHB）與融資約束（FC）的關系，構建的模型如下：

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

為了驗證假設3中企業社會責任（CSR）與融資約束（FC）的關系，本文構建模型如下：

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

為了更進一步驗證假設4，即投資者異質信念（IHB）在企業社會責任（CSR）對融資約束（FC）的負向影響中的中介效應，借鑒前人的方法，在模型（7）的基礎上構建如下模型：

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

根據中介效應原理，其模型的檢驗如下：

第一，如果模型（7）中企業社會責任（CSR）的系數不顯著，則停止中介效應的檢驗，即不存在發揮中介效應作用的基礎。

第二，如果模型（7）中企業社會責任（CSR）的系數顯著，則進一步檢驗，即如果模型（5）中的企業社會責任（CSR）系數顯著且模型（8）中投資者異質信念（IHB）與企業社會責任（CSR）系數均顯著，則投資者異質信念發揮了部分中介效應，假若模型（8）中投資者異質信念（IHB）系數顯著而企業社會責任（CSR）系數不顯著，則投資者異質信念（IHB）發揮了完全中介效應;如果模型（5）中的社會責任（CSR）系數與模型（8）中的投資者異質信念（IHB）系數至少有一個不顯著，則需要進一步做Sobel檢驗。

三、檢驗結果與分析

（一）描述性統計

根據表2，不同企業所面臨的融資約束（FC）、承擔的社會責任（CSR）及面臨的投者異質信念（IHB）存在較大差異。企業的融資約束（FC）的樣本標準差為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，這表明不同上市公司之間所面臨的融資約束有較大的區別。企業社會責任（CSR）的最大值為74.950，最小值為18.070，標準差為11.904，中位數為34.560，說明我國上市公司的企業社會責任履行程度參差不齊，平均值為37.168，說明我國企業的社會責任履行度依舊處于低水平，相對于發達國家的高水平責任履行水平，我國企業承擔社會責任的能力和水平有待進一步提高。投者異質信念（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，說明不同企業所面臨的投資者異質信念存在顯著差異，可能的原因在于不同企業對外公布信息的時效性和完整性不同，投資者對信息的預判不同引起異質信念程度不同。

（二）相關性檢驗

避免可能存在的多重共線性帶來預期結果偏差，本文對分析過程中采用的主要變量進行了相關系數分析，具體分析結果見表3。為了確保結果的穩健性，同時對相關變量進行了Spearman檢驗和Pearson檢驗，表中右上角為Spearman系數，左下角為Pearson系數。具體來看，融資約束（FC）與企業社會責任（CSR）的兩類相關系數分別為0.366和0.465，二者相關系數在1%水平上顯著，即表明企業通過積極承擔社會責任，有利于緩解其面臨的融資約束困境，與本文的理論預期一致，也符合現今大多數學者的研究結果，初步驗證了本文的H1。融資約束（FC）與投者異質信念（IHB）的兩類相關系數分別為-0.404和-0.357，且在1%的水平上顯著負相關，則表明企業面臨的投資者異質信念越嚴重，企業的融資約束也會加重，符合理論預期，初步驗證了本文的H2。投者異質信念（IHB）與企業社會責任（CSR）的兩類相關系數分別為-0.208和-0.211，二者在1%的水平上顯著負相關，表明企業承擔社會責任有利于降低企業的投資者異質信念程度，本文的H3初步得到支持。但在以上檢驗過程中未控制其他變量，而既有研究表明公司規模、償債能力、盈利能力等變量也會影響企業融資約束，因此為了進一步檢驗企業社會責任、投資者異質信念與融資約束的關系，同時也為了檢驗本文提出的H4，需要加入其他控制變量，通過多元線性回歸得出更加嚴謹的研究結論。此外，為驗證本文研究中各解釋變量之間是否存在嚴重的多重共線性問題，選擇計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重的多重共線性問題。

（三）回歸結果分析

表4第一列數據列示了模型（5）的OLS回歸結果，用以檢驗本文提出的H1，即企業社會責任（CSR）與投資者異質信念（IHB）之間的關系。通過表4模型（5）回歸結果可以看出，企業社會責任（CSR）與投資者異質信念（IHB）的回歸系數為-0.014，且在1% 的統計水平上顯著，說明企業社會責任與投資者異質信念存在顯著的負相關關系，企業提高社會責任（CSR）履行水平，可以使得投資者異質信念降低，本文提出的H1得以驗證。回歸F值為102.276，調整的R2為0.422，說明模型（5）總體通過了顯著性檢驗，在擬合優度該模型的解釋能力大約為42%，模型設定有效，具有較強的解釋力度。

表4第二列數據列示了模型（6）的OLS回歸結果，用以檢驗本文提出的H2，投資者異質信念（IHB）與融資約束（FC）之間的關系。通過表4模型（6）回歸結果可以看出，投資者異質信念與融資約束的回歸系數為-0.173，且在1% 的統計水平上顯著，說明投資者異質信念與融資約束存在顯著的正相關關系，投資者異質信念的提高將使得融資約束上升，本文提出的H2得以驗證。回歸的F值為257.002，調整的R2為0.648，說明模型（6）總體通過了顯著性檢驗，在擬合優度該模型的解釋能力大約為65%，模型設定有效，具有較強的解釋力度。

表4第三列數據列示了模型（7）的OLS回歸結果，用以檢驗本文提出的H3，即企業社會責任（CSR）與融資約束（FC）之間的關系。通過表4模型（7）回歸結果可以看出，企業社會責任與融資約束的回歸系數為0.037，且在1% 的統計水平上顯著，說明企業社會責任與融資約束存在顯著的負相關關系，企業承擔社會責任（CSR）可以緩解融資約束，本文提出的H3得以驗證。

關于中介效應假設（H4）的檢驗分析結果列示于表5。根據前文分析，中介效應的檢驗先判斷模型（7）中企業社會責任（CSR）的系數是否顯著，不顯著則停止中介效應的檢驗，即相關關系不存在發揮中介效應作用的基礎。而模型（7）中企業社會責任（CSR）的回歸系數為0.037，且在1%水平上顯著，則可以進一步檢驗，即如果模型（5）中的企業社會責任（CSR）系數顯著且模型（8）中投資者異質信念（IHB）與企業社會責任（CSR）系數均顯著，則投資者異質信念發揮了部分中介效應，假若模型（8）中投資者異質信念（IHB）系數顯著而企業社會責任（CSR）系數不顯著，則投資者異質信念（IHB）發揮了完全中介效應。從結果來看，模型（5）中的企業社會責任（CSR）系數為-0.014在1%水平上顯著，且模型（8）中投資者異質信念（IHB）與企業社會責任（CSR）系數分別為-0.137和0.035，均在1%水平上顯著，由此表明本文投資者異質信念（IHB）發揮了部分中介效用，證實了本文的H4，企業社會責任在一定程度上的確是通過作用于投資者異質信念來影響融資約束的。

四、穩健性檢驗

為確保研究結論的可靠性，本文進一步進行了如下的穩健性檢驗：

（一）改變企業社會責任度量方法

按照倪恒旺等（2015）提出的觀點，選擇潤靈環球責任評級公司的評級報告頁數作為衡量企業社會責任的代理變量。一般而言，企業社會責任報告的頁數越多，表示相關責任信息披露程度越詳細越完善，表明企業承擔的社會責任水平也越高。在替換變量后重新對本文的假設予以檢驗，依次回歸模型（5）和模型（7）用以檢驗本文提出的H1和H3，OLS回歸結果列示于表6。通過表6可以發現，模型（5）中企業社會責任（CSR）與投資者異質信念（IHB）的回歸系數為-0.007，且在1%的統計水平上顯著，表明企業社會責任與投資者異質信念顯著負相關，本文提出H1得到進一步驗證。同時，模型（7）中企業社會責任（CSR）與融資約束（FC）的回歸系數為0.021，且在1%的統計水平上顯著，表明企業社會責任與融資約束存在顯著的負相關關系，企業社會責任的提高將一定程度上緩解企業面臨的融資約束，本文提出的H3得以進一步驗證。

針對本文的中介效應檢驗，即投資者異質信念是企業社會責任緩解融資約束的部分中介因子，本文選擇潤靈環球責任評級公司的評級報告頁數作為衡量企業和社會責任的代理變量，依次回歸模型（7）、模型（5）和模型（8），回歸結果列示于表6。通過表6可以發現模型（7）中企業社會責任的回歸系數顯著，說明可以進行中介效應分析，同時模型（5）中企業社會責任的回歸系數、模型（8）中企業社會責任與投資者異質信念的回歸系數均顯著，說明存在部分中介效應，即投資者異質信念是企業社會責任緩解融資約束的部分中介因子，企業社會責任通過雙重路徑影響融資約束，進一步驗證了本文的H4。

（二）改變投資者異質信念度量方法

按照Dittmar等（2007）[24]提出的觀點，分析師預測在一定程度上也反映了企業的投資者異質信念程度，借鑒馬健等（2013）[10]的做法，選擇分析師預測盈利差度量投資者異質信念，具體衡量指標是以分析師預測盈利與上市公司公告盈利指標的差值衡量投資者異質信念。在重新計算投資者異質信念（IHB）后依次回歸模型（5）和模型（6）用以檢驗本文提出的H1和H2，OLS回歸結果列示于表7。通過表7可以發現，模型（5）中企業社會責任（CSR）與投資者異質信念（IHB）的回歸系數為-0.001，且在5%的統計水平上顯著，表明企業社會責任與投資者異質信念顯著負相關，本文提出的H1得到進一步驗證。同時，模型（6）中投資者異質信念（IHB）與融資約束（FC）的回歸系數為-0.347，且在1%的統計水平上顯著，表明投資者異質信念與融資約束存在顯著的正相關關系，企業投資者異質信念程度越高，企業面臨的融資約束越嚴重，本文提出的H2得以進一步驗證。

針對中介效應的穩健性檢驗，即投資者異質信念是企業社會責任緩解融資約束的部分中介因子，選擇分析師預測盈利差度量投資者異質信念，依次回歸模型（7）、模型（5）和模型（8），回歸結果列示于表7。通過表7可以發現模型（7）中企業社會責任的回歸系數顯著，說明可以進行中介效應分析，同時模型（5）中企業社會責任的回歸系數、模型（8）中企業社會責任與投資者異質信念的回歸系數均顯著，說明存在部分中介效應，即投資者異質信念是企業社會責任緩解融資約束的部分中介因子，企業社會責任通過雙重路徑影響融資約束，進一步驗證了本文的H4。

（三）改變融資約束度量方法

本文的穩健性檢驗，除了改變自變量的度量指標以外，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]構建的KZ指數重新度量企業融資約束，計算方法如前文公式（4）所示。重新度量融資約束后，將對本文提出的H2、H3和H4做進一步分析論證，H2和H3的穩健性檢驗結果列示于表8。通過表8可以看出，投資者異質信念與融資約束的多元回歸系數為0.234，且在10%的水平上顯著，說明投資者異質信念與融資約束顯著正相關，本文H2的穩健性得以進一步驗證。同時，企業社會責任與融資約束的多元線性回歸系數為-0.028，且在5%的水平上顯著相關，表明兩者存在顯著的負相關關系，本文提出的H3的穩健性得以驗證。

在對本文提出的H2和H3進行穩健性檢驗的基礎上，本文在重新度量融資約束的基礎上，對H4也做了進一步分析論證，依次回歸模型（7）、模型（5）和模型（8）。同樣地，進行中介因子檢驗時，首先對變量進行中心化處理，回歸結果列示于表8。通過表8可以發現，模型（7）中企業社會責任的回歸系數顯著，說明可以進行中介效應分析，同時模型（5）中企業社會責任的回歸系數、模型（8）中企業社會責任與投資者異質信念的回歸系數均顯著，說明存在部分中介效應，即投資者異質信念是企業社會責任緩解融資約束的部分中介因子，企業社會責任通過雙重路徑影響融資約束，進一步驗證了本文的H4。

綜合以上穩健性檢驗結果，本文依次改變企業社會責任、投資者異質信念與融資約束的度量方法對前文模型依次進行多元線性回歸。多元線性回歸結果顯示各變量間的相關系數均顯著且相關關系符合本文提出的所有假設，表明本文的各項研究結論均是穩健的。

五、結論與啟示

以往文獻對企業社會責任的研究大多只聚焦于企業社會責任同融資約束之間的關系，且集中關注企業社會責任對融資約束的影響后果，而非針對企業社會責任的具體作用路徑和影響過程。隨著社會發展的不斷進步，無論從資源環境發展的可持續性，還是社會品德和責任擔當的視角來看，企業承擔社會責任，在一定程度上是在獲取未來發展的機遇和保障。因此，在企業社會責任的后果研究比較成熟的基礎上，更應當將研究重點轉向企業社會責任如何影響融資約束的過程。本文在研究企業社會責任作用于融資約束的過程中加入投資者異質信念，探討投資者異質信念在企業社會責任影響融資約束過程中發揮的中介作用。結果發現：企業社會責任能夠負向作用于投資者異質信念，企業積極承擔社會責任，將促進企業降低投資者異質信念程度;投資者異質信念可以正向作用于融資約束，企業面臨的投資者異質信念程度越高，由此造成的融資約束更嚴重;企業社會責任能夠負向作用于融資約束，企業承擔社會責任有利于緩解企業面臨的融資約束困境;投資者異質信念是企業社會責任作用于融資約束的中介變量。

本文研究結論的啟示在于：企業社會責任通過雙重路徑影響融資約束。一方面企業通過承擔社會責任樹立良好的企業形象，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信念中介效應的存在，企業社會責任能夠通過影響投資者異質信念間接緩解融資約束。因此，為了緩解企業融資約束，應當加快完善相應的法律制度以及加強政策執行力度和違規行為懲罰力度;企業必須貫徹政府相關政策要求，提升企業的社會責任意識;投資者需加強自身信息識別能力，業務部門要提升業務處理能力并接受監管部門監督。

參考文獻：

[1] 李明賢，劉程滔.當前我國農戶融資需求的特點及其面臨的融資約束分析[J].理論導刊，2015（9）：68-72.

[2] 彭鎮，戴亦一.企業慈善捐贈與融資約束[J].當代財經，2015（4）：76-84.

[3] Hong H，Stein J C. Disagreement and the stock market[J].Journal of Economic Perspectives，2007，21（2）：109-128.

[4] 張正勇，戴澤偉.財務透明度、市場化進程與企業社會責任報告鑒證效應[J].管理科學， 2017，30（2）：132-147.

[5] 孫偉，周瑤.企業社會責任信息披露與資本市場信息不對稱關系的實證研究[J].中國管理科學，2012，20（S2）：889-893.

[6] 尹慧，趙國慶.異質信念與投資風險[J].金融經濟學研究，2013，18（1）：46-58.

[7] 李維安，張立黨，張蘇.公司治理、投資者異質信念與股票投資風險——基于中國上市公司的實證研究[J].南開管理評論，2012，15（6）：135-146.

[8] Banerjee S. Learning From Price and the Dispersion in Beliefs [J]. Review of Financial Studies，2011（24）：3025-3068.

[9] Bhamra H， Uppal R. Asset Price with Heterogeneity in Preference and Beliefs [J]. Review of Financial Studies，2014（27）：519-580.

[10]馬健，劉志新，張力健.異質信念、融資決策與投資收益[J].管理科學學報，2013，16（1）： 59-73.

[11]唐艷.利益相關者導向下企業承擔社會責任經濟動因分析的實證研究綜述[J].管理世界，2011（8）：184-185.

[12]王華，代飛. IPO資金超募、財務績效與企業社會責任[J].統計與信息論壇，2019（10）：P115-121.

[13]Gabriel J， Biehal D A S. The Influence of Corporate Messages on the Product Portfolio [J]. Journal of Marketing，2007，71（2）：12-25.

[14]冉戎，王丁，謝懿.非政府組織關聯、責任戰略延續性與融資約束[J].南開管理評論，2016，19（3）：178-192.

[15]陳勝藍，呂丹，劉瑋娜.激烈競爭下的公司捐贈：“慈善行為”抑或“戰略行為”——來自公司社會責任報告的經驗證據[J].證券市場導報，2014（5）：34-39.

[16]錢明，徐光華，沈弋.社會責任信息披露、會計穩健性與融資約束——基于產權異質性的視角[J].會計研究，2016（5）：9-17.

[17]李姝，謝曉嫣.民營企業的社會責任、政治關聯與債務融資——來自中國資本市場的經驗證據[J].南開管理評論，2014，17（6）：30-40.

[18]謝赤，楊茂勇.企業社會責任對非效率投資的影響——基于隨機前沿分析方法[J].經濟與管理研究，2013（5）：92-98.

[19]Garfinkel J A， Sokobin J S. Volume， Opinion Divergence and Returns： A Study of Post-earnings Announcement Drift [J]. Journal of Accounting Research，2006，44（1）：85-112.

[20]Gao Y， Mao C， Zhong R. Divergence of Opinion and Long-term Performance of Initial Public Offering [J]. The Journal of Financial Research， 2006，29（1）： 113-129.

[21]盧太平，張東旭.融資需求、融資約束與盈余管理[J].會計研究，2014（1）：35-41.

[22]Hadlock， C. J.， Pierce， J.R. New Evidence on Measuring Financial Constraints： Moving Beyond the KZ Index [J]. Review of Financial Studies，2010，23（5）：1909- 1940.

[23]Kaplan， S.N.， L.Zingale. Do Investment-Cash Flow Sensitivities Provide Useful Measures of Financing Constraints [J]. The Quarterly Journal of Economics，1997，112（1）：169-215.

[24]Dittmar A K， Thakor A V. Why do Firms issue Equity [J].Journal of Finance，2007，62（1）：1-54.

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，安徽財經大學會計學院副教授，會計學博士，中國人民大學商學院博士后，研究方向：資本市場財務與會計;胡公瑾（1993-），男，安徽黃山人，中南財經政法大學會計學院博士研究生，研究方向：資本市場財務與會計。

基金項目：國家社會科學基金一般項目，項目編號：18BGL085，16BJY020;安徽省高校人文社會科學研究重點項目，項目編號：SK2020A0009，SK2019A0490，SK2020A0050;安徽省自然科學基金青年項目，項目編號：2008085QG348;安徽財經大學學科特區項目，項目編號：ACXKTQ2019B05。