論社會責任承擔、環境信息質量與企業價值

郭靜怡 謝瑞峰

摘 要：本文利用滬深 A 股41家環境敏感型上市公司2014-2019年數據，構建有調節的中介變量方程組，研究了環境信息質量對社會責任承擔與企業質量關系的影響。實證結果表明，加入環境信息質量后，社會責任承擔對上市企業價值正向作用明顯增強，說明環境信息質量在企業社會責任承擔影響公司價值中發揮了有促進調節作用的中介效應。本文結論證實了“五位一體”總體布局的正確性，為促進高質量經濟發展下優化資源配置提供啟示。

關鍵詞：環境信息質量;社會責任承擔;中介作用;調節作用

中圖分類號：F2 文獻標識碼：Adoi：10.19311/j.cnki.16723198.2021.06.001

0 引言

早在2011年，國務院就提出中央企業要積極參與社會公益活動，社會責任履行對中央企業績效正向引導明顯，2013年后關于社會責任管理的規范工作更加受到政府與社會的關注。而環境質量是企業是否積極履行社會責任的重要體現。黨的十九大報告發布以來，如何實現生態文明建設與經濟同發展成為政府、社會、個人都關心的問題，對企業價值的衡量會越來越全面。綜上所述，有必要引用黨的十九大報告中“強化社會責任意識、規則意識、奉獻意識”檢驗是否積極承擔社會責任有益于企業價值的提升，并探索環境治理在社會責任作用于企業價值時所起的作用。

1 文獻綜述與研究假設

1.1 文獻綜述

根據Howard R·Bowen在1953年的《商人社會責任》提出的企業社會責任概念，企業社會責任是指公司管理者在進行決策時，必須考慮社會后果。結合約瑟夫·W·韋斯（2005）對利益相關者定義，可以將企業社會責任定義為企業除了要對股東負責，對利益相關者以及生態環境都要負責的行為。而這種行為反過來會影響企業價值。

1.2 研究假設

1.2.1 社會責任承擔與企業價值關系

2011年起，隨著我國對企業社會責任管理情況的重視，社會各界投資者目光逐漸從僅關注財務報表和審計報告過渡到連同關注一年內該公司的社會責任履行情況，他們認為：通過優秀的社會責任績效，企業可以展現一年內實際盈利能力水平，因為只有持續經營能力強的企業才有更多的經濟動機和經濟實力去自愿披露公司財務信息以及與企業發展前景相關的其他非財務信息。據此本文提出假設1：

H1：在控制相關變量后，企業越主動履行社會責任，企業價值越高。

1.2.2 環境信息質量與社會責任承擔-企業價值關系

企業將社會責任與環境信息質量的過程有助于分析企業社會責任履行的途徑和意義，研究不同環境信息質量的上市公司以及這些上市公司履行社會責任后對企業價值的影響，有利于具體政策的制定，優化資源配置效率，基于此文提出研究假設2。

H2： 在其他條件不變的情況下，環境信息質量在社會責任披露影響企業價值中發揮了有中介的調節作用。

2 理論分析與研究假設

2.1 樣本選擇

本文研究以41家中國企業300強中環境敏感型企業2014-2019年作為樣本，為了確保論證結果的可靠性，結合國家政策和企業發布企業社會報告自覺性考慮。本文樣本是41家環境敏感型中國企業300強企業，選擇原因如下：首先，中國企業300強代表性強，對他們的研究可以探索出更正確的中國特色經驗道路;其次，當今社會責任報告尚處于強制性披露和自愿披露并存的階段，由中國社會科學院牽頭研究的《中國企業發展報告》（2009-2019）社會責任發展指數（CSR）比較權威，在研究社會責任方面具有科學、系統、全面的特點。

本文需要執行下列篩選程序，首先，由于金融行業權益資本成本與普通上市公司有差別，本文不考慮金融類企業;其次，需要剔除風險不確定的ST、PT、*ST 和 SST 上市公司;同時，文章剔除權益資本成本異常的上市公司;最后，需要剔除調節作用下回歸模型所需數據缺失的樣本公司，最終選取在1%和99%水平上進行了 Winsorize處理篩選后的244個非平衡面板觀察數據。本文數據來源于國泰安數據庫 CSMAR和RESSET數據庫，數據主要采用SPSS分析軟件來開展分析。

2.2 變量定義

自變量本文借鑒中國社會科學院“企業社會責任藍皮書”里社會責任發展指數（CSR）2014-2019年的數據。因變量根據萬妍紓本文（2014）決定使用賬面價值比（B/M）衡量企業價值，賬面市值比越大說明企業價值越小。中介變量和調節變量本文借鑒張兆俠（2018）本文設計了環境會計信息質量評分表，所得分數加和即環境信息質量（EADI）。需要說明的是，根據企業披露的環境信息與上述每一條指標進行對應分析，未涉及該項指標得0分;涉及但只進行定性描述得1分;涉及并進行定量詳細描述得 2分;總分為0-40分，如表1所示。本文控制變量選擇企業性質（NATURE）、企業盈利能力用資產收益率表示、償債能力用流動比率表示、發展能力用收入增長率表示。其中企業性質中若為國有企業為1，不是為0。流動比率=流動資產/流動負債，資產收益率=稅后凈利潤/總資產，收入增長率為企業本年營業收入增加額對上年營業收入總額的比率。

為了檢驗本文提出的研究假設，分析企業社會責任管理、環境質量信息、企業質量的具體關系。其中，中介效應模型為（1）-（3），有環境信息質量為調節因子的回歸效應模型（2）-（4）;本文線性回歸模型同模型（3）。

模型（1）：

EDIi，t=a0+a1CONTROLi，t+a2CSRi，t+εi，t

模型（2）：

B/Mi，t=b0+b1CONTROLi，t+b2CSRi，t+εi，t

模型（3）：

B/Mi，t=c0+c1CONTROLi，t+c2CSRi，t+c3EDIi，t+εi，t

模型（4）：

B/Mi，t=d0+d1CSRi，t+d3EDIi，t+d3CSRi，t×EDIi，t+a4CONTROLi，t+εi，t

3 實證分析

3.1 描述性統計

從表 2 可以看出：企業社會責任發展指數的標準差為28.301，中位數為53，說明本文選擇自變量社會責任履行程度不同公司存在很大的差異。環境信息質量標準差6.985，中位數24，說明企業的環境保護力度差別還是明顯的。被解釋變量企業價值的均值0.837，標準差為0.219，中位數4.639，最大值和最小值相差不明顯，這也許跟所使用的樣本數據有關，中國企業300強本身企業素質就很高。控制變量方面，償債能力最大值最小值差別較大說明所選公司的償債能力存在很大差異。盈利能力凈資產收益率最大值和最小值也存在明顯差異。發展能力最大值為8.036，最小值為-0.875 ，說明所選樣本在發展方面有一定。

3.2 相關性分析

表4列示了企業社會責任與其他主要變量的皮爾遜相關性關系表。從表3可知，企業社會責任發展指數與環境信息質量和賬面價值比之間的相關關系系數值呈現出0.001水平的正向相關顯著性。其中，自變量與因變量相關關系與預期不符可能是因為沒有考慮其他因素作用，需要進一步進行回歸檢驗。其余控制變量與自變量、因變量、中介/調節變量均有不同程度的相關關系。主要變量間的相關系數通過了顯著性檢驗，不存在多重共線性。

3.3 回歸分析

從表4可知，所有自變量、因變量、中介/調節變量可以解釋賬面市值比的33.9%變化原因。對模型進行F檢驗時發現模型F檢驗滿足0.05水平下的顯著企業社會責任的回歸系數值為-0.002，在0，05水平下顯著，意味著企業社會責任對賬面市值比產生顯著的負向影響關系，企業履行社會責任能力越強企業價值越大，假設H1得證。

3.4 中介效應分析

表5所示為根據模型（1）-模型（3）得出的中介效應模型。

在使用模型檢驗前需要對數據統一標準化處理，然后使用Bootstrap抽樣檢驗法對數據進行5000次抽樣，結果發現：企業社會責任對賬面市值比有正向影響，而且環境信息質量的中介作用檢驗的95%區間并不包括數字0（95% CI：0.000～0.003），因而說明企業社會責任對于賬面市值比影響時環境信息質量具有中介作用，會促進企業價值的提升。

如表7所示，由于間接效應呈現0.05水平的顯著性，間接效應占比49.712%，說明環境信息質量對企業社會責任承擔-企業價值影響比較大。

3.5 調節效應分析

在使用調節效應檢驗時對解釋變量和調節變量統一中心化處理。

根據表8，根據模型（2），不考慮調節變量環境質量信息時，企業社會責任履行對賬面市值比并不會產生顯著影響關系。但是從上表格可知，企業社會責任與環境信息質量的交互項呈現出0.05水平的顯著性，說明企業社會責任對賬面市值比影響時，調節變量環境信息質量在不同水平時，影響幅度具有顯著性差異。而且由模型（3）和模型（4）對比可知，環境信息質量促進了企業社會責任對企業價值的增加。綜上，假設H2成立。

4 結論與建議

本文結論顯示企業單純使用承擔社會責任的方式并不足以提升企業價值，除了對企業進行常規的財務能力控制，很重要的一方面就是企業的環境保護執行程度。本研究成果為企業積極承擔社會責任的邊際效益提供了新的視角，有利于政策制定者和投資者制定精細化政策。本研究的局限性在于經第三方審計后披露的社會責任報告企業不多，所以研究結論可能會隨著社會責任相關制度的不斷細化、上市企業董事會專門委員會的改善以及上市公司主動性提高而有所改變。另外，本研究在公司治理方面只考察了環境信息質量的中介調節作用，沒有討論公司治理結構、不同成長期等內部結構對企業價值的影響，因此結論可能存在不足。

參考文獻

[1]約瑟夫·w·韋斯.商業倫理一利益相關者分析與問題管理方法[M].北京：中國人民大學出版社，2005.

[2]萬妍紓.食品企業的社會責任和企業價值研究[D].重慶：西南大學，2014.

[3]張兆俠.政治關聯、環境會計信息披露質量與企業價值[J].財會通訊，2018，（36）.