社會責任履行水平與盈余持續(xù)性：得不償失抑或錦上添花

霍遠 王維

【摘要】以2011 ～ 2018年我國滬深A股上市公司為樣本， 采用線性一階自回歸模型度量盈余持續(xù)性， 研究企業(yè)社會責任履行水平對盈余持續(xù)性的影響及其內在作用機制。 研究發(fā)現：社會責任履行水平與盈余持續(xù)性顯著正相關， 說明企業(yè)積極履行社會責任有助于增強其盈余持續(xù)性。 進一步研究發(fā)現：融資約束和代理成本發(fā)揮了顯著的中介作用; 社會責任履行水平對現金流盈余持續(xù)性的影響顯著大于對應計盈余持續(xù)性的影響; 上述關系在小規(guī)模和成長性較差的企業(yè)中更加顯著。 研究不僅豐富了社會責任履行水平和盈余持續(xù)性的相關文獻， 而且對于企業(yè)對社會責任履行水平的選擇有著重要的啟示和借鑒作用。

【關鍵詞】社會責任履行水平;盈余持續(xù)性;融資約束;代理成本

【中圖分類號】F275? ? ? 【文獻標識碼】A? ? ? 【文章編號】1004-0994（2021）02-0072-10

一、引言

自2008年的三鹿毒奶粉事件到2018年的長生假疫苗事件可知， 企業(yè)在為經濟發(fā)展貢獻力量的同時也帶來了許多因逃避社會責任而造成嚴重不良社會影響的問題， 企業(yè)社會責任問題逐漸成為社會大眾關注的熱點。 伴隨著2008年和2009年上交所和深交所強制披露社會責任報告名單的先后發(fā)布， 越來越多的上市公司開始依規(guī)或者自愿披露社會責任履行情況， 企業(yè)社會責任履行的重要性日益凸顯。 但是， 社會責任的履行究竟會對企業(yè)預期經濟效果產生什么樣的影響？是否會對盈余持續(xù)性產生影響， 從而促進實體經濟和資本市場的健康發(fā)展？ 另外， 如果企業(yè)的社會責任履行水平影響盈余持續(xù)性， 那么影響路徑是什么？ 這些問題需要經驗證據加以驗證。 反映會計盈余預測能力的盈余持續(xù)性是盈余質量的重要指標特征， 直接關系到投資者價值決策、企業(yè)價值估計以及資本市場資源配置效率等， 因而盈余持續(xù)性也是一直深受學術界關注的熱點話題。 已有研究文獻分別從企業(yè)內外部治理[1，2] 、企業(yè)戰(zhàn)略[3] 等方面探討了其對盈余持續(xù)性的影響， 因此， 補充檢驗社會責任履行水平對盈余持續(xù)性的經濟后果有益于在實踐中引導企業(yè)積極履行社會責任， 有助于投資者等利益相關者運用企業(yè)對外披露的社會責任非財務信息做出理性的投資決策， 有利于分析師根據企業(yè)的社會責任履行水平等信息提高盈余預測的準確度。

本研究選取2011 ～ 2018年我國滬深A股上市公司為研究對象， 檢驗企業(yè)社會責任履行水平與盈余持續(xù)性之間的關系， 基于理論分析構造中介效應模型檢驗了融資約束和代理成本的中介作用， 并進一步分析了社會責任對不同盈余組成部分的影響， 以及對樣本按照規(guī)模和成長性進行了分類探討。 本文可能的理論貢獻在于從融資約束和代理成本兩個角度深入分析社會責任履行水平對盈余持續(xù)性的影響及內在作用機制， 發(fā)現了積極履行社會責任對盈余持續(xù)性及其組成部分的促進效應， 進一步證明了履行社會責任的積極作用， 拓展了盈余持續(xù)性的影響因素研究。 在實踐中， 對引導企業(yè)積極履行社會責任、幫助投資者等利益相關者進行投資決策具有較大的啟示作用和借鑒意義。

二、文獻綜述

國內外學者主要從以下兩個角度對于社會責任對會計盈余的影響展開研究：一個角度是企業(yè)社會責任對會計盈余數量的影響， 另一個角度是企業(yè)社會責任對會計盈余質量的影響。

現有文獻大多認為企業(yè)積極承擔社會責任有益于企業(yè)績效的增長。 企業(yè)積極履行社會責任不僅滿足了利益相關者的信息需求， 也向外部傳遞了良好的信號， 有利于提高企業(yè)聲譽[4] 和吸引各利益相關者的資本投入， 從而提高企業(yè)長期競爭力， 使企業(yè)獲得良好的財務績效表現。 部分文獻顯示， 當期社會責任正向影響當期財務績效[5] 。 另外， 我國社會責任支出的費用化處理以及社會責任信息披露的滯后， 也可能在一定程度上導致了企業(yè)社會責任行為財務效應的延緩。 同時有研究發(fā)現， 企業(yè)社會責任的履行對長期財務績效起促進作用， 對短期財務績效無顯著影響[6] 。 也有研究進一步發(fā)現， 社會責任的履行對企業(yè)的短期績效和長期績效均產生積極的促進作用[7] 。

然而， 理論界關于社會責任與盈余質量的研究尚未達成一致結論。 首先從社會責任機會主義論來看， 部分學者的實證研究結果表明， 企業(yè)履行社會責任在一定程度上通過聲譽效應轉移了利益相關者的注意力， 成為管理層實現私利的工具[8] 以及提高了盈余管理程度[9] 。 然而另一部分學者通過實證研究發(fā)現， 企業(yè)履行社會責任有助于凸顯其道德品質、提高其聲譽[4] 和財務透明度， 強化利益相關者對管理層的監(jiān)督， 降低代理成本[10] ， 有效抑制盈余管理行為以及提高盈余質量[11，12] 。 還有學者研究發(fā)現， 社會責任在管理層持股對盈余持續(xù)性的正向影響中具有部分中介效應[13] 。

通過梳理相關文獻發(fā)現：①企業(yè)社會責任的履行對盈余的影響研究多分散在社會責任與盈余數量、盈余管理和盈余質量的關系方面， 鮮有研究直接系統(tǒng)地探討社會責任對盈余持續(xù)性及其主要組成部分的影響， 并且盈余持續(xù)性作為研究的一部分， 在利益相關者的決策以及企業(yè)的持續(xù)經營方面起著重要的作用， 有著很強的探討必要性。 ②已有研究關于社會責任的履行對盈余質量的影響尚未形成一致結論， 需要多方綜合考慮進行進一步研究， 從而增強結論的實踐指導性。 ③已有文獻研究只表明了社會責任對盈余持續(xù)性的部分中介作用， 尚未直接系統(tǒng)地探討社會責任對盈余持續(xù)性的影響及其作用機制。 為了盡可能地豐富研究， 本文以2011 ～ 2018年我國滬深A股上市公司為樣本， 分別從融資約束和代理成本兩個角度探析社會責任履行水平對盈余持續(xù)性的影響及其作用機制， 并進一步區(qū)分盈余項目、企業(yè)規(guī)模和成長性進行深度分析。

三、理論分析與假設提出

（一）社會責任與盈余持續(xù)性：得不償失效應

企業(yè)通過履行社會責任滿足利益相關者的利益和信息需求是需要付出相應成本的， 并且是否履行社會責任以及社會責任履行水平最終是由管理層做出決策， 當企業(yè)社會責任履行水平較高時， 不僅可能會給企業(yè)帶來一系列的融資困難問題， 而且較高的社會責任履行水平也有可能是企業(yè)委托代理問題加重的一個表現， 進而對企業(yè)盈余持續(xù)性產生一定的負面影響。

從融資約束視角看。 一方面， 基于傳統(tǒng)經濟學理論， 企業(yè)在承擔社會責任的同時需要付出相應的代價， 過度地承擔社會責任不僅會占用企業(yè)正常生產經營或規(guī)模擴張所需的資源， 增大企業(yè)的非生產成本， 而且承擔社會責任的企業(yè)與那些不承擔或較少承擔社會責任的企業(yè)相比， 產品成本相對較高， 企業(yè)市場競爭力降低， 從而對企業(yè)經濟效益產生負面影響。 另一方面， 基于三重底線理論， 企業(yè)要想做大做強和長盛不衰， 必須保持企業(yè)績效、社會責任和環(huán)境責任三個層次的統(tǒng)一。 企業(yè)在發(fā)展的同時需要根據自身情況確定合適的社會責任履行水平， 因為較低的社會責任履行水平無法滿足利益相關者的利益和信息需求， 企業(yè)難以輕易從利益相關者手中獲取支持企業(yè)發(fā)展和擴張的社會資源; 反之， 過度地履行環(huán)境責任和社會責任會耗費企業(yè)大量資源， 會限制企業(yè)發(fā)展， 降低企業(yè)經濟效益。 由此可見， 過度地履行社會責任不僅可能會增大企業(yè)成本控制壓力， 而且可能會增大企業(yè)從債權人和投資者手中獲取資源的難度， 從而減少企業(yè)現金流， 加劇融資約束， 阻礙企業(yè)的發(fā)展。

從代理成本視角看。 基于機會主義動機， 大多數管理層會為了提高其個人聲譽和社會地位而主動承擔社會責任[14] ， 也可能為了掩蓋道德風險行為而履行社會責任， 然而管理層的這種社會責任工具化做法實際上是對企業(yè)所有者利益甚至是對企業(yè)價值的侵蝕。 此外， 人們較少關注的另一個社會責任履行動機便是企業(yè)通過履行慈善捐贈等部分社會責任來轉移市場投資者對企業(yè)的不當行為或者其他社會責任缺失的注意力， 進而降低企業(yè)聲譽上的損失[15] 。 然而， 在當今這個格外注重企業(yè)社會責任表現的時代， 大眾消費者的關注點也在不斷從單純地關注產品質量轉向關注包括產品質量、環(huán)境保護和員工勞動保障等在內的各個方面， 因此， 企業(yè)試圖通過這種“拆東墻補西墻”的社會責任履行手段降低企業(yè)聲譽損失或轉移大眾關注的做法從長期來看是行不通的， 因為企業(yè)一旦被爆出違背社會責任的行為， 其社會影響是巨大的。 比如， 耐克、古馳等多個跨國品牌皆因先后卷入“血汗工廠”事件而遭到全球消費者的抵制和罷買， 企業(yè)品牌聲譽急速下降。 因此， 管理層社會責任工具化以及企業(yè)企圖通過履行部分社會責任而掩蓋其他社會責任缺失的手段都是在不斷加大企業(yè)與利益相關者之間的利益沖突， 在一定程度上會降低企業(yè)的盈余持續(xù)性， 阻礙企業(yè)長期健康發(fā)展。

（二）社會責任與盈余持續(xù)性：錦上添花效應

從長期來看， 社會責任履行是一項具有可持續(xù)發(fā)展意義的戰(zhàn)略， 主動承擔社會責任在很大程度上決定了企業(yè)未來盈余持續(xù)性的廣度和深度。 因為主動承擔社會責任不僅僅是對企業(yè)利益相關者（包括投資者、員工、政府以及周圍環(huán)境等）負責的體現， 更是企業(yè)實行差異化戰(zhàn)略和提高市場競爭力的手段之一。 關于社會責任對盈余持續(xù)性的錦上添花效應， 主要從以下兩個視角進行分析：

第一， 基于融資約束視角。 企業(yè)的持續(xù)經營離不開資金的支持， 企業(yè)的正常運營發(fā)展往往容易受到融資約束的制約。 一方面， 企業(yè)通過積極履行社會責任和對外披露社會責任信息， 可以向外部信息使用者傳遞積極信號， 降低企業(yè)與利益相關者之間的信息不對稱， 從而有利于投資者做出理性的投資決策。 與此同時， 企業(yè)積極履行社會責任不僅可以提高企業(yè)聲譽[4] 和投資效率[16] ， 而且有助于企業(yè)融資成本降低[17] 等一系列積極協(xié)同效應的產生。 履行社會責任產生的積極協(xié)同效應有助于企業(yè)提高績效， 緩解運營過程中的融資約束。 另一方面， 基于利益相關者理論與資源基礎論， 企業(yè)社會責任的積極履行在一定程度上降低了企業(yè)未來的隱性成本和現行融資成本等[18] ， 也促使企業(yè)聲譽、品牌和社會責任文化等可創(chuàng)造價值資源的形成[19] 。 因此， 企業(yè)積極履行社會責任可能會通過產生的積極協(xié)同效應和價值資源的形成， 緩解企業(yè)目前以及未來的融資約束， 有利于企業(yè)表現出更好的盈余持續(xù)性。

第二， 基于代理沖突視角。 代理沖突是影響企業(yè)經營者能否按照利益相關者財富最大化財務管理目標進行經營決策的重要因素。 企業(yè)履行社會責任可以通過以下幾個方面抑制代理沖突， 強化盈余持續(xù)性。 基于企業(yè)廣義治理理論：首先， 企業(yè)積極履行社會責任， 在追求利益最大化的同時也滿足了員工等利益相關者的利益需求， 有助于減少企業(yè)與內外部利益相關者之間的利益沖突。 再者， 企業(yè)積極履行社會責任時， 對外披露的社會責任非財務信息不僅降低了企業(yè)與信息使用者之間的信息不對稱， 而且有助于投資者做出理性的決策， 有利于利益相關者綜合運用企業(yè)對外報告的財務和非財務信息對企業(yè)管理層的經營決策進行監(jiān)督， 從而降低利益相關者對企業(yè)的監(jiān)督成本。 此外， 社會責任的履行提高了企業(yè)產品成本， 加大了管理層的經營壓力， 從而可以倒逼管理層出于職業(yè)聲譽保護的目的更加勤勉地工作， 努力加強企業(yè)運營成本控制， 提高項目投資效率。 由此可知， 社會責任履行可以減少利益相關者與企業(yè)之間的利益沖突、方便利益相關者更好地去行使對企業(yè)管理層投資決策的監(jiān)督和倒逼企業(yè)管理層更加勤勉地工作， 從而有助于解決企業(yè)委托代理問題， 同時也強化了社會責任的企業(yè)治理作用， 有助于企業(yè)盈余持續(xù)性的增強。

綜上所述， 企業(yè)社會責任履行水平對其盈余持續(xù)性的影響在理論上存在得不償失效應和錦上添花效應兩種可能。 因此， 本文提出以下競爭性假設：

Ha：社會責任履行水平越高， 企業(yè)盈余持續(xù)性越弱。

Hb：社會責任履行水平越高， 企業(yè)盈余持續(xù)性越強。

四、研究設計

（一）樣本選擇與數據來源

本文選取2011 ～ 2018年我國滬深A股上市公司為初始樣本， 由于變量涉及增長率和下一期會計盈余的計算， 因此部分數據來源于2010 ～ 2019年。 初始樣本按照以下標準進行篩選：①剔除金融保險類企業(yè); ②剔除ST以及PT企業(yè); ③剔除財務數據有所缺失的樣本; ④對合并后的主要變量進行1%和99%水平上的縮尾處理來消除異常值的影響。 本文共篩選出18591個樣本， 企業(yè)社會責任總得分的相關數據基于和訊網披露的社會責任評分整理而得， 盈余持續(xù)性以及其他財務數據均來自國泰安數據庫。 文章使用Stata 16.0進行實證分析。

（二）變量定義

1. 被解釋變量：盈余持續(xù)性。 當前， 關于盈余持續(xù)性的計量方法主要有時間序列模型、運用財務報表數據進行推斷、Ohlson模型以及線性一階自回歸模型等。 盈余持續(xù)性的不同計量方法有著各自的優(yōu)缺點， 本文借鑒由Sloan[20] 等推動的線性一階自回歸模型來估計盈余持續(xù)性， 并且該方法已成為當前測量盈余持續(xù)性的國際主流方法。 線性一階自回歸模型是通過回歸當期盈余對下期盈余的預測能力系數作為盈余持續(xù)性的測量指標。

2. 解釋變量：社會責任履行水平。 考慮到潤靈環(huán)球所公布的社會責任樣本有限， 本文選擇和訊網所公布的社會責任相關數據進行研究， 因為較大的樣本量可以提高回歸結果的可靠性。 本文使用和訊網發(fā)布的企業(yè)社會責任評級總得分與100的比值來衡量社會責任履行水平。 同時參考王松鶴等[21] 的研究方法， 在穩(wěn)健性檢驗中將是否披露社會責任報告（CSR）作為企業(yè)社會責任履行水平（CSR_q）的替代變量。

3. 控制變量。 借鑒竇歡、陸正飛[1] 以及周兵、黃芳和任政亮[3] 的研究， 本文選取以下可能影響盈余持續(xù)性的控制變量：資產規(guī)模、資產負債率、成長性、總資產周轉率、第一大股東持股比例、審計質量和管理層持股， 另外控制年度虛擬變量， 同時也控制個體效應。 本文涉及的變量及其定義、計算方法等如表1所示。

（三）模型設定

為了檢驗企業(yè)社會責任履行水平對其盈余持續(xù)性產生的是得不償失效應還是錦上添花效應， 本文參考Sloan[20] 、周兵等[3] 的相關研究， 構建以下計量模型：

ROAi，t+1=α0+α1ROAi，t+α2CSR_qi，t×

ROAi，t+α3CSR_qi，t+ConVar+Yeart+μi+εi，t （1）

模型中， 如果社會責任履行水平（CSR_qi，t）與盈余持續(xù)性（ROAi，t）交乘項的回歸系數α2顯著大于0， 則說明社會責任履行水平提高時， 企業(yè)的盈余持續(xù)性得到了增強。

五、實證結果與分析

（一）描述性統(tǒng)計

表2報告了主要變量的描述性統(tǒng)計結果。 由表2可知， 第t+1年盈余持續(xù)性（ROAi，t+1 ）的平均值和標準差分別為0.039和0.061， 從均值來看， 所選擇的樣本企業(yè)偏向于盈利， 且從標準差來看， 表明樣本企業(yè)的盈利能力存在一定的差異性; 企業(yè)社會責任履行水平（CSR_qi，t）的均值和標準差分別為0.254和0.166， 表明樣本企業(yè)總體社會責任履行水平較低， 并且不同企業(yè)在社會責任履行水平上差別較大， 進一步凸顯了本文研究的必要性。

（二）基本回歸分析

本文將2011 ～ 2018年的非平衡面板數據分別采用混合回歸模型、固定效應模型和隨機效應模型進行檢驗， 同時使用以企業(yè)為聚類變量的聚類穩(wěn)健標準誤控制異方差， 并對交乘項數據進行中心化處理， 依次使用F檢驗、LM檢驗和豪斯曼檢驗， 根據檢驗結果最后選擇采用雙向固定效應模型的回歸結果進行實證分析。 表3中第（1）列和第（2）列以和訊網報告的社會責任總評分CSR_q為解釋變量來衡量企業(yè)的社會責任履行水平。 第（1）列顯示， 解釋變量社會責任履行水平CSR_q與t期盈余持續(xù)性（ROA）交乘項CSR_q×ROA的系數為0.141， 顯著性水平達1%。 在加入控制變量后， 表3中第（2）列顯示解釋變量社會責任履行水平CSR_q與t期盈余持續(xù)性（ROA）交乘項CSR_q×ROA的系數為0.147， 顯著性水平依舊達到1%。 以上回歸分析結果表明， 社會責任履行水平的提高有利于企業(yè)自身盈余持續(xù)性的增強。 實證結果支持了Hb。

（三）穩(wěn)健性檢驗

1. 替換解釋變量社會責任履行水平的衡量方式。 借鑒王松鶴等[21] 的做法， 將企業(yè)是否披露社會責任報告（CSR）作為企業(yè)社會責任履行水平（CSR_q）的替代變量， 重新對模型（1）進行回歸， 以提高實證結論的穩(wěn)健性。 回歸結果如表3第（3）列和第（4）列所示。 第（3）列顯示， 解釋變量CSR與t期盈余持續(xù)性交乘項CSR×ROA的系數為0.921， 且顯著性水平達1%。 在加入控制變量后， 表3中第（4）列顯示， 解釋變量CSR與t期盈余持續(xù)性ROA交乘項CSR×ROA的系數為0.852， 顯著性水平仍達到1%。 研究結論與上文一致， 即社會責任履行水平越高， 企業(yè)盈余持續(xù)性越強。

2. 替代被解釋變量盈余持續(xù)性的衡量方式。 營業(yè)利潤率（MROA）的衡量方式是營業(yè)利潤/平均總資產， 也是企業(yè)會計盈余的衡量指標之一。 為了保證實證結果更加穩(wěn)健， 本文選擇營業(yè)利潤率（MROA）替代總資產收益率（ROA）， 重新對模型進行回歸以進一步提高實證結果的穩(wěn)健性。 回歸分析結果見表4， 觀察表4中第（1）列和第（2）列可知， 研究結果與前文一致。

3. 對企業(yè)社會責任子項目的回歸檢驗。 本文企業(yè)社會責任總評分的子項目包括股東責任（ShR）， 員工責任（EmR）， 供應商、客戶和消費者責任（SCCR）， 環(huán)境責任（EnR）及社會公眾責任（SpR）， 以此為基礎， 參考前文構建的主回歸模型， 分別考察各子項評分對盈余持續(xù)性的影響。 實證結果如表5所示， ShR、EmR、SCCR、EnR和SpR五個社會責任子項目與t期盈余持續(xù)性交乘項的系數分別為2.417、1.315、1.856、1.700和3.228， 且均在1%的水平上顯著， 這一實證結論與預期相符， 即企業(yè)社會責任履行水平的提高有助于增強盈余持續(xù)性。

4. 基于Heckman模型的內生性檢驗。 本文借鑒由Heckman[22] 提出的Heckman兩階段模型進行內生性檢驗， 以糾正樣本自選擇所產生的偏誤問題。 借鑒王松鶴等[21] 的研究模型思路， 第一階段為企業(yè)是否選擇披露社會責任報告（CSR）的Probit模型， 用來估計企業(yè)選擇披露社會責任報告的逆米爾斯比值（IMR）。 設定模型如下：

Probit（CSR）=β0+β1Sizei，t+β2Levi，t+β3Roai，t+β4Growthi，t+β5Top1i，t+β6Boardi，t+εi，t （2）

第二階段將由模型（2）得出的逆米爾斯比率作為控制變量代入模型（1）， 從而控制影響企業(yè)選擇是否披露社會責任報告的不可觀測影響因素對企業(yè)社會責任履行水平與盈余持續(xù)性關系的擾動。 回歸結果見表6。 表6中第（2）列和第（3）列表明， 解釋變量無論是使用是否披露社會責任報告（CSR）還是社會責任履行水平（CSR_q）來衡量， IMR系數總是在1%的統(tǒng)計水平上顯著， 說明該模型存在一定的樣本自選擇偏誤問題。 在模型中加入IMR作為控制變量， 在一定程度上控制內生性問題后， 社會責任履行水平CSR_q與t期盈余持續(xù)性交乘項CSR_q×ROA的系數仍在1%的水平上顯著為正， 這一實證結果與前文結論保持一致。

5. 反向因果問題。 考慮到或許會存在盈余持續(xù)性越強的企業(yè)會越多地履行社會責任這一現象， 從而帶來潛在的反向因果問題， 本文引入滯后一期的企業(yè)社會責任履行水平CSR_qt-1作為解釋變量進行回歸， 結果如表4中第（3）列所示。 解釋變量社會責任履行水平CSR_qt-1與t期盈余持續(xù)性ROAt交乘項CSR_qt-1×ROAt的系數為0.692， 且顯著性水平依然達到1%。 與前文研究結論一致， 說明研究結果穩(wěn)健。

六、拓展性研究

（一）機制檢驗分析

前文的實證回歸結果支持了Hb， 即企業(yè)社會責任的積極履行會對盈余持續(xù)性產生一定的錦上添花效應， 那么企業(yè)積極履行社會責任又是通過什么機制來發(fā)揮對盈余持續(xù)性的促進作用呢？ 根據前文的理論推導， 下面將逐步從融資約束和代理成本兩個角度探討企業(yè)的社會責任履行水平對盈余持續(xù)性的作用機制。 本文預計當企業(yè)提高社會責任履行水平時， 不僅會帶來低融資成本等一系列協(xié)同效應， 而且有助于企業(yè)未來價值資源的形成， 從而緩解融資約束， 為企業(yè)盈余持續(xù)性的表現帶來一定的錦上添花效應。 同時， 企業(yè)提高社會責任履行水平減少了企業(yè)與利益相關者之間的利益沖突， 甚至可以倒逼企業(yè)管理層更加勤勉地工作， 降低代理成本， 也為企業(yè)盈余持續(xù)性的表現帶來一定的錦上添花效應。

本文借鑒魏志華等[23] 的做法， 當KZ指數越大時， 企業(yè)面臨的融資約束程度越高。 借鑒葉康濤、劉行[24] 的做法， 以管理費用和營業(yè)收入的比值來衡量代理成本（AC）。 借鑒溫忠麟等[25] 的中介效應檢驗方法， 構建如下模型來檢驗融資約束（KZ）和代理成本（AC）的中介效應。

KZi，t=β0+β1CSR_qi，t+ConVari，t+Yeart+μi+εi，t （3a）

ROAi，t+1=γ0+γ1KZi，t+γ2KZi，t×ROAi，t+

γ3ROAi，t+γ4CSR_qi，t+γ5CSR_qi，t×ROAi，t+

ConVar+Yeart+μi+εi，t? （3b）

ACi，t=?0+?1CSR_qi，t+ConVari，t+Yeart+μi+εi，t? ?（4a）

ROAi，t+1=σ0+σ1ACi，t+σ2ACi，t×ROAi，t+

σ3ROAi，t+σ4CSR_qi，t+σ5CSR_qi，t×ROAi，t+

ConVar+Yeart+μi+εi，t? ?（4b）

以融資約束中介效應模型組為例， 本文的中介效應檢驗原理和過程如下：①檢驗模型（1）中的社會責任履行水平與t期盈余持續(xù)性交乘項CSR_qt×ROAt的回歸系數α2， 以α2的系數顯著為前提來進一步檢驗中介效應。 ②估計模型（3a）和（3b）， 如果β1和γ2的回歸系數皆顯著為負， 則說明存在一定的中介效應， 即社會責任履行水平緩解了企業(yè)的融資約束， 促使企業(yè)表現出更好的盈余持續(xù)性。 在此基礎上， 若回歸系數γ5顯著（不顯著）， 表明融資約束（KZ）發(fā)揮了部分（完全）中介作用; 若β1和γ2至少有一個不顯著， 則通過Sobel檢驗判斷中介效應β1×γ2的顯著性。

表7報告了企業(yè)社會責任履行水平促進盈余持續(xù)性的機制分析結果。 表7中第（1）、（2）列報告了回歸模型（3a）及（3b）關于融資約束中介效應的檢驗結果。 可以看到，CSR_q對KZ的回歸系數β1及融資約束和盈余持續(xù)性交互項KZ×ROA的回歸系數γ2均顯著為負; 且在控制中介變量KZ后， 社會責任履行水平和盈余持續(xù)性交互項CSR_q×ROA的回歸系數γ5仍然顯著為正。 根據溫忠麟等[25] 提出的中介效應檢驗程序， 這一結果表明緩解融資約束是企業(yè)社會責任履行水平與盈余持續(xù)性的部分中介因子。 同理， 表7中第（3）、（4）列報告了回歸模型（4a）及（4b）關于代理成本中介效應的檢驗結果。 可以看到， CSR_q對AC的回歸系數?1及代理成本和盈余持續(xù)性交互項AC×ROA的回歸系數σ2均顯著為負; 且在控制中介變量AC后， 社會責任履行水平和盈余持續(xù)性交互項CSR_q×ROA的回歸系數σ5仍然顯著為正。 根據溫忠麟等[25] 提出的中介效應檢驗程序， 這一結果表明降低代理成本是企業(yè)社會責任履行水平與盈余持續(xù)性的部分中介因子。

（二）社會責任履行水平與盈余組成部分

為了深層次地揭示企業(yè)社會責任履行水平對盈余持續(xù)性的影響， 本文將盈余持續(xù)性進行分解， 進一步探析企業(yè)的社會責任履行水平對現金流盈余持續(xù)性和應計項目盈余持續(xù)性的影響， 并構建模型（5）進行檢驗。 本文以上市公司經營現金流凈額與平均總資產的比值來衡量現金流項目（CFO）， 以（凈利潤-經營現金流凈額）/平均總資產來衡量應計項目（ACC）， 控制變量與前文一致。

ROAi，t+1=χ0+χ1ACCi，t+χ2CFOi，t+

χ3CSR_qi，t×ACCi，t+χ4CSR_qi，t×CFOi，t+

χ5CSR_qi，t+ConVar+Yeart+μi+εi，t （5）

表8報告的是企業(yè)社會責任履行水平與盈余組成部分的回歸結果。 由表8可知， 不管是否考慮控制變量， CSR_q×ACC和CSR_q×CFO的系數皆至少在5%的水平上顯著為正， 驗證了前文得出的企業(yè)社會責任履行水平增強盈余持續(xù)性這一結論。 表8中第（2）列顯示， CSR_q×ACC和CSR_q×CFO的系數分別為0.160和0.255， 系數差異是顯著的[F（1，3189）=3.91，Prob>F=0.0481]， 進一步說明社會責任履行水平對現金流盈余持續(xù)性的正向影響顯著大于對應計項目盈余持續(xù)性的正向影響。 這可能是因為企業(yè)履行社會責任減少了企業(yè)與利益相關者之間的信息不對稱和利益沖突問題， 有利于增強對企業(yè)管理層的監(jiān)督， 降低了企業(yè)管理層運用應計盈余管理牟取個人利益的可能性， 從而增強了企業(yè)應計項目盈余持續(xù)性。 另外， 企業(yè)社會責任的履行有助于緩解企業(yè)融資約束， 從而有利于企業(yè)經營活動的正常運行以及穩(wěn)健發(fā)展。 同時， 社會責任的履行降低了企業(yè)的代理成本， 有助于企業(yè)管理層更加努力地工作， 開展更多高投資效率項目， 從而可以為企業(yè)的未來發(fā)展帶來更多的現金流。 因此， 企業(yè)社會責任的履行對現金流盈余持續(xù)性的影響更大。

（三）基于企業(yè)規(guī)模異質性的分析

前文的機制檢驗分析表明， 當企業(yè)社會責任履行水平提高時， 企業(yè)的融資約束會得到緩解， 進而增強企業(yè)盈余持續(xù)性。 不同規(guī)模的企業(yè)面臨著不同的融資約束， 其社會責任的履行也將對盈余持續(xù)性產生不同的影響。 通過將樣本按照企業(yè)規(guī)模中位數分為大規(guī)模企業(yè)和小規(guī)模企業(yè)兩個樣本組重新進行檢驗， 表9中列（1）和列（2）顯示， 解釋變量社會責任履行水平CSR_q與t期盈余持續(xù)性（ROA）交乘項CSR_q×ROA在不同規(guī)模樣本企業(yè)中的系數分別為0.102和0.214， 不僅均在1%的水平上顯著， 還在5%的水平上通過了系數差異檢驗， 說明企業(yè)社會責任履行水平的提高對于盈余持續(xù)性的增強作用在小規(guī)模企業(yè)中更為顯著。 這可能是因為大規(guī)模企業(yè)憑借自身的規(guī)模優(yōu)勢， 較易受到銀行和資本市場投資者的青睞， 并且大規(guī)模企業(yè)還可以從內部資本市場獲取低成本的資本配置， 因此大規(guī)模企業(yè)開展內外部融資相對便利， 面臨的融資約束較小。 但對于小規(guī)模企業(yè)來說， 其本身處于融資難、生存壓力大的市場環(huán)境中， 所以會更有動力積極履行社會責任， 努力降低自身與銀行、投資者等利益相關者之間的信息不對稱， 以方便其從信貸市場和資本市場獲得較低資本成本的資金， 緩解融資約束， 增強其盈余持續(xù)性。 因此， 企業(yè)社會責任履行水平對盈余持續(xù)性的增強作用在小規(guī)模企業(yè)中更加顯著。

（四）基于企業(yè)成長性異質性的分析

成長性不同的企業(yè)因為面臨著不同的融資約束和投資機會， 故履行社會責任的積極性也會有所不同， 從而社會責任的履行對其盈余持續(xù)性的增強作用在成長性不同的企業(yè)中也有所區(qū)別。 本文將樣本按照企業(yè)成長性行業(yè)/年度中位數分為高成長性企業(yè)和低成長性企業(yè)兩個樣本組重新進行檢驗， 表9中列（3）和列（4）顯示， 解釋變量社會責任履行水平CSR_q與t期盈余持續(xù)性ROA交乘項CSR_q×

ROA在高低成長性樣本企業(yè)中的系數分別為0.121和0.241， 不僅均在1%的水平上顯著， 還在1%的水平上通過了系數差異檢驗， 說明企業(yè)社會責任履行水平的提高對于盈余持續(xù)性的增強作用在低成長性企業(yè)中更為顯著。 這可能是因為高成長性企業(yè)本身就面臨著眾多投資機會， 其更加專注于加大研發(fā)力度和提高市場競爭力等生產經營活動， 對于開展社會責任這種非生產經營活動的投入力度可能會較小。 然而， 低成長性企業(yè)因本身不容易被潛在債權人和投資者等利益相關者看好， 獲得低成本資本的難度較大， 并且面臨的投資機會較少， 故努力抓住履行社會責任這一項目投資不僅可以向外界釋放企業(yè)有著較大投資空間的積極信號， 還可以降低企業(yè)與信息使用者之間的信息不對稱， 從而較易獲得利益相關者的認同以緩解融資約束， 方便企業(yè)開展更多凈現值為正的投資活動， 增強其盈余持續(xù)性。

七、結論與啟示

本文以我國滬深A股上市公司2011 ～ 2018年的面板數據為樣本， 分析企業(yè)社會責任履行水平對盈余持續(xù)性的影響及其作用機理， 并拓展分析了社會責任對不同盈余組成部分的影響， 以及對樣本按照規(guī)模和成長性進行了分類探討。 研究發(fā)現：①企業(yè)社會責任履行水平對盈余持續(xù)性產生的是錦上添花效應， 即企業(yè)社會責任履行水平越高， 企業(yè)的盈余持續(xù)性越強。 ②融資約束和代理成本在社會責任履行水平與盈余持續(xù)性之間發(fā)揮了部分中介效應。 ③區(qū)分盈余組成部分發(fā)現， 社會責任履行水平對現金流盈余持續(xù)性的影響顯著大于對應計項目盈余持續(xù)性的影響。 ④基于企業(yè)規(guī)模和成長性的異質性分析發(fā)現， 企業(yè)社會責任履行水平對盈余持續(xù)性的促進作用在小規(guī)模和低成長性企業(yè)中更加顯著。

本文研究具有一定的啟示意義：第一， 各級政府應加大對企業(yè)履行社會責任和披露社會責任信息的引導， 特別是推進企業(yè)社會責任細分項目（如環(huán)境責任等）信息的披露， 降低資本市場與實體經濟間的信息不對稱， 從而提高股票流動性和利益相關者的監(jiān)督便利性， 降低企業(yè)的融資和代理成本， 增強企業(yè)盈余持續(xù)性。 第二， 從企業(yè)的經營管理決策角度來看， 企業(yè)管理層應正確對待履行社會責任這一發(fā)展戰(zhàn)略， 積極履行社會責任對企業(yè)的可持續(xù)發(fā)展、核心競爭力的形成， 甚至是企業(yè)文化質量的提升起著越來越重要的作用。 第三， 企業(yè)積極履行社會責任有助于增強企業(yè)的盈余持續(xù)性。 因此， 投資者和分析師等利益相關者在進行盈余預測的過程中可加入對社會責任履行水平這一因素的考量， 以提高盈余預測準確度。

【 主 要 參 考 文 獻 】

[1] 竇歡，陸正飛.大股東代理問題與上市公司的盈余持續(xù)性[ J].會計研究，2017（5）：34 ～ 41.

[2] 宋建波，高升好，關馨姣.機構投資者持股能提高上市公司盈余持續(xù)性嗎？——基于中國A股上市公司的經驗證據[ J].中國軟科學，2012（2）：128 ～ 138.

[3] 周兵，黃芳，任政亮.企業(yè)競爭戰(zhàn)略與盈余持續(xù)性[ J].中國軟科學，2018（3）：141 ～ 152.

[4] 李新娥，彭華崗.企業(yè)社會責任信息披露與企業(yè)聲譽關系的實證研究[ J].經濟體制改革，2010（3）：74 ～ 76.

[5] 尹開國，劉小芹，陳華東.基于內生性的企業(yè)社會責任與財務績效關系研究——來自中國上市公司的經驗證據[ J].中國軟科學，2014（6）：98 ～ 108.

[6] 朱乃平，朱麗，孔玉生等.技術創(chuàng)新投入、社會責任承擔對財務績效的協(xié)同影響研究[ J].會計研究，2014（2）：57 ～ 63.

[7] 朱慧明，王向愛，賈相華.社會責任和研發(fā)投入對企業(yè)績效影響的分位關系研究[ J].湖南大學學報（社會科學版），2019（5）：47 ～ 55.

[8] 朱敏，施先旺，郭艷婷.企業(yè)社會責任動機：于公還是于私——基于中國上市公司盈余質量的經驗證據[ J].山西財經大學學報，2014（11）：87 ～ 99.

[9] Salewski M.， Zulch H.. The Association Between Corporate Social Responsibility （CSR）and Earnings Quality Evidence from European Blue Chips[ J].Journal of Accounting and Auditing，2013（3）：55 ～ 96.

[10] 楊柏，林川.企業(yè)社會責任與研發(fā)投入——代理成本緩解還是財務壓力？[ J].云南財經大學學報，2016（4）：124 ～ 131.

[11] Kim Y.， Park M. S.， Wier B.， et al.. Is Earnings Quality Associated with Corporate Social Responsibility[ J].The Accounting Review，2012（3）：761 ～ 796.

[12] 劉華，魏娟，巫麗蘭.企業(yè)社會責任能抑制盈余管理嗎？——基于強制披露企業(yè)社會責任報告準實驗[ J].中國軟科學，2016（4）：95 ～ 107.

[13] 秦瑞.管理層持股與企業(yè)盈余持續(xù)性的實證研究——基于企業(yè)社會責任的中介效應檢驗[ J].宿州學院學報，2019（11）：37 ～ 43.

[14] Galaskiewicz J.. An Urban Grants Economy Revisited： Corporate Charitable Contributions in the Twin Cities， 1979～1981， 1987～1989[ J].Administrative Science Quarterly，1997（3）：445 ～ 471.

[15] 高勇強，陳亞靜，張云均.“紅領巾”還是“綠領巾”：民營企業(yè)慈善捐贈動機研究[ J].管理世界，2012（8）：106 ～ 114.

[16] 謝赤，楊茂勇.企業(yè)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.

[17] 趙良玉，阮心怡，劉芬芬.社會責任信息披露對企業(yè)融資成本的影響——基于我國上市公司的經驗證據[ J].貴州財經大學學報，2017（6）：40 ～ 52.

[18] 李正.企業(yè)社會責任與企業(yè)價值的相關性研究——來自滬市上市公司的經驗證據[ J].中國工業(yè)經濟，2006（2）：77 ～ 83.

[19] 邵興東，孟憲忠.戰(zhàn)略性社會責任行為與企業(yè)持續(xù)競爭優(yōu)勢來源的關系——企業(yè)資源基礎論視角下的研究[ J].經濟管理，2015（6）：56 ～ 65.

[20] Sloan R. G.. Do Stock Prices Fully Reflect Information in Accruals and Cash Flows About Future Earnings[ J].The Accounting Review，1998（3）：289 ～ 315.

[21] 王松鶴，閆現偉，鄭潘婷.社會責任信息披露與資產誤定價：基于分析師盈余預測的中介效應[ J].金融發(fā)展研究，2018（11）：69 ～ 76.

[22] Heckman J. J.. Sample Selection Bias as a Specification Error[ J].Econometrica，1979（1）：153 ～ 161.

[23] 魏志華，曾愛民，李博.金融生態(tài)環(huán)境與企業(yè)融資約束——基于中國上市公司的實證研究[ J].會計研究，2014（5）：73 ～ 80.

[24] 葉康濤，劉行.公司避稅活動與內部代理成本[ J].金融研究，2014（9）：158 ～ 176.

[25] 溫忠麟，張雷，侯杰泰等.中介效應檢驗程序及其應用[ J].心理學報，2004（5）：614 ～ 620.