社會責任規制對企業社會責任行為的影響
——基于中國披露規制的經驗研究

關 旭，王軍法

(1.南京審計大學 會計學院，江蘇 南京 210000;2.南京審計大學 社會審計學院,江蘇 南京 210000)

一、引言

社會責任概念產生以來，已經得到了社會各界的廣泛接受。由于社會責任活動具有正外部性，成本往往大于收益，企業進行社會責任活動的意愿較低，在沒有政府規制的情況下，企業很難自愿回應社會訴求。因此，近年來對社會責任進行政府規制的呼聲日益高漲。理論方面，越來越多的學者開始從制度視角對企業社會責任展開研究；實踐方面，越來越多的國家開始實施社會責任規制。目前社會責任規制主要包括支出規制和披露規制兩種模式：支出規制是指對企業社會責任支出金額和方向進行明確規定，如印度立法規定企業社會責任支出不低于近三年平均凈利潤的百分之二，并明確指定社會責任支出范圍；披露規制是指僅對社會責任信息披露進行強制規定，對具體支出金額和方向不做要求，如歐盟和中國都僅要求企業披露社會責任報告。

我國社會責任發展帶有鮮明的政府推動色彩，2006年修訂生效的《中華人民共和國公司法》與同年10月黨的十六屆六中全會審議通過的《中共中央關于構建社會主義和諧社會若干重大問題的決定》中，均提及“社會責任”關鍵詞。2008年12月31日，深圳證券交易所和上海證券交易所同時發布文件，要求“深證100指數”“上證公司治理板塊”“上證發行境外上市外資股”“金融類上市公司”的成分股公司披露社會責任報告，這標志著我國開始對社會責任實施披露規制。

作為被規制的直接對象，企業社會責任行為的變化是衡量規制效果的關鍵。社會責任規制本質上是一種來自政府的規制壓力，從企業行為的角度來看，最符合政策預期的情況是企業遵守規定，積極承擔社會責任，按要求披露社會責任報告并全面提升社會責任表現。但實際上，組織在應對制度壓力時行為可能偏離規制目標，完全有可能使用自利的、象征性的方案，表現出“言行不一”“印象管理”“管理層機會主義行為”等自利或象征性的行為。因此，規制并不一定帶來企業社會責任行為的改善，其作用邏輯應該是規制壓力→戰略反應→社會責任行為→經濟后果。制度壓力下，企業可能做出差異化戰略反應，并轉化為不同的社會責任行為，進而產生差異化經濟后果。

2020年10月，黨的十九屆五中全會提出：“堅持和完善社會主義基本經濟制度，充分發揮市場在資源配置中的決定性作用，更好發揮政府作用，推動有效市場和有為政府更好結合”。當前我國社會責任實行規制與自愿并行的披露制度，因此對披露規制效果進行研究，探索如何在社會責任領域實現“有效市場和有為政府更好結合”，成了亟須解決的問題。目前已有研究多從緩解信息不對稱和提升資本市場效率的角度展開，鮮有文獻考察我國披露規制對企業社會責任行為的影響。實施披露規制，作為經濟主體力量的上市公司究竟是積極響應還是消極應對？能否以及如何改善其社會責任行為？這些都是值得關注的重要問題。鑒于此，本文以2006—2019年應規披露社會責任報告的A股上市公司為樣本，采用準自然實驗法考察我國披露規制對企業社會責任行為的影響。

本文的主要貢獻在于：第一，把政府規制與企業社會責任行為置于同一分析框架，深入分析政府規制在中國社會責任信息披露情景中的本土化特征以及對企業社會責任行為的影響，從而建立起宏觀政府規制與微觀企業行為之間的聯系，為推動政府規制理論在中國社會責任領域的應用提供理論支持和經驗證據。第二，拓展和豐富了企業社會責任行為影響因素及社會責任規制經濟后果的相關文獻；第三，基于合法性動機和戰略性動機分析了社會責任規制對企業社會責任行為的影響及內在機理，有利于深入理解企業社會責任行為的變化，為進一步探索“有效市場與有為政府更好結合”的社會責任規制政策提供參考。

二、文獻回顧、理論分析與研究假設

(一)文獻回顧

1.社會責任規制與信息透明度

信息披露規制的支持者們一直以效率與公平作為評價其合理性的基礎[1]。在關于社會責任規制的經驗研究中，大部分證據支持其能夠緩解信息不對稱，提升資本市場的運作效率。Kühn等對法國的研究發現，披露規制能夠有效提升社會責任信息透明度，尤其是對環境維度改善作用更加明顯[2]。Gulenko通過一項綜述研究指出，德國的披露規制增加了企業社會責任報告的篇幅和項目，但相關性和可靠性并沒有明顯改善[3]。Hung等以我國2006—2010年A股上市公司為樣本，發現披露規制能夠顯著緩解信息不對稱，在政治和社會風險較大、信息環境較差和報告質量較差的企業中緩解作用更為明顯[4]。在具體表現方面，通過改善信息不對稱，披露規制能夠進一步降低企業的盈余管理水平[5-7]、抑制股價同步性[8]、改善投資效率以及緩解資產誤定價程度[9-11]，提升資本市場的運行效率。但也有部分證據表明，由于“掩飾效應”和“管理層機會主義”等行為，披露規制加劇了上市公司股價崩盤的風險[12-13]。

2.社會責任規制與企業績效

目前關于社會責任規制對企業自身利益影響的研究未能達成一致結論，可以歸納為“減值觀”和“增值觀”兩種對立的觀點。“減值觀”認為：首先，社會責任規制加大了企業社會責任支出，導致企業盈利能力下降和股東價值減損[14-16]；其次，社會責任規制可能導致管理層機會主義[17]，加劇企業經營風險和信息風險[18]，導致企業價值下降。“增值觀”認為：合理的社會責任規制能夠改善企業與利益相關者關系并獲得好的聲譽[19]，可以促進企業技術進步并提升創新績效[20]，從而發揮信號傳遞作用，對企業財務績效產生正向影響[21-22]。

3.社會責任規制與企業社會責任行為

已有文獻主要針對印度的支出規制政策，研究顯示，支出規制對不同規模企業的社會責任行為影響效果不同。總體來看，除小型企業拒絕執行政策外，其他規模企業的社會責任支出水平都有所提高[15]，但并未達到政府預期效果，甚至有部分企業(主要為小規模企業和此前自愿披露社會責任信息的企業)與原來相比減少了社會責任支出[23]。

綜合上述文獻回顧可以看出，社會責任規制相關領域是近十年來關于企業社會責任研究的一個明顯新趨勢，對社會責任規制經濟后果的研究基本認可其能夠緩解信息不對稱、提高資本市場效率并降低環境污染水平，但現有研究較少關注宏觀規制政策對微觀企業社會責任行為及動機的影響。在對我國上市公司的研究中，多關注重污染行業中環境規制對企業環境治理的影響[24-25]，目前尚未有文獻關注我國社會責任披露規制對上市公司社會責任行為的影響。

(二)理論分析與研究假設

新制度主義理論認為，制度環境要求組織服從“合法性”，即采用在制度環境中“廣為接受”的組織形式和做法。組織雖然會受到制度環境的影響，但并非總是簡單地遵守制度要求，完全有可能使用自利、策略性的行為應對制度壓力[26]。因此，本文首先分析社會責任規制對企業社會責任行為的影響機制，其次引入企業面對制度壓力時的合法性動機與戰略性動機，進一步分析我國披露規制對企業社會責任行為的影響效果。具體分析如下：

1.社會責任規制對企業社會責任行為的影響機制

根據信息不對稱理論，外部信息使用者很難直接觀察到企業真實的社會責任行為，如果沒有政策干涉，企業對其社會責任行為和信息披露水平都有較大的自由裁量空間。如圖1所示，不考慮規制因素的情況下，通過二維象限圖可以將社會責任行為和信息披露水平劃分為四個區域。A區域為高社會責任表現、高信息透明度，符合企業自愿的邏輯，即通常所說的“做得好、說得好”。C區域為低社會責任表現、低信息透明度，企業社會責任水平較低，更傾向于隱藏社會責任信息，即通常所說的“不做也不說”。D區域為高社會責任表現、低信息透明度，企業社會責任表現較好，但并不注重信息披露，是一種“只做不說”的利他主義行為。B區域為低社會責任表現、高信息透明度，該區域的情況比較特殊，雖然企業實際社會責任表現較差，卻有較高的信息透明度，通常有兩種情況會導致企業進入B區域：一種情況是企業出于某種印象管理或危機公關等目的“說得比做得好”，故意“言過其實”地夸大社會責任表現，即所謂的“漂綠”或“綠領巾”行為[27]。另一種情況是政策變動或媒體意外曝光也可能使企業被動地進入該區域。B區域的高信息透明使得企業社會責任缺失的情況更容易暴露，進而可能遭受品牌和聲譽損失，甚至導致股價崩盤[12]。因此在實際經濟環境中，無論是主動還是被動進入，企業都很難長時間停留在B區域，需要提高社會責任表現向A區域移動，或者降低信息透明度重新回到C區域。

圖1 社會責任規制對企業社會責任行為的影響分析圖

考慮規制因素后，支出規制與披露規制對企業社會責任行為的影響機理不盡相同。支出規制是“在稅收和自身意愿之外規定企業對于社會公共利益的強制支出水平”[28]，規制主體會明確規定支出金額或比例，直接影響規制對象的社會責任行為。出于合法性動機，企業通常會按照支出規制要求調整社會責任行為。與支出規制不同，披露規制不涉及社會責任支出金額和支出方向，僅要求企業對其所承擔的社會責任提供各種財務和非財務形式的信息。因此，披露規制最直接的效果在于能夠提升信息透明度，使利益相關者更容易了解企業社會責任行為，從而通過市場行為給承擔社會責任的企業以經濟回報，對不承擔社會責任的企業以市場約束。換言之，披露規制是通過緩解信息不對稱，間接地影響企業社會責任行為，在這一過程中，企業的行為動機發揮重要作用。因此，下文基于我國的披露規制政策從合法性動機和戰略性動機兩個方面展開分析。

2.基于合法性動機的分析

社會責任規制“減值觀”認為，在很多情況下企業是為了生存和發展被迫從事社會責任行為，并且只愿意付出最低支出[4]，其社會責任行為被動、隨意且不可持續，容易導致企業社會責任行為產生的收益難以彌補所消耗的成本，最終降低企業價值。同理，我國實施社會責任規制，旨在將企業對社會存在的負外部性內部化，可能加大企業社會責任支出并降低企業價值，尤其是當社會責任支出大于收益時，更難以提升企業從事社會責任活動的積極性。我國目前實施的披露規制，僅要求企業披露社會責任報告，并不要求披露具體支出金額，且不需要進行報告鑒證，出于成本最小化的考慮，企業可能僅出于合法性動機采取象征性披露行為，即“報告的呈現只是一種儀式化的虛飾和隨大流的均平行為，并不一定與企業真實的社會責任活動產生關聯”[29]。

從規制壓力上看，披露規制實施后，企業被迫從圖1的C區域進入B區域。雖然理論上會引導企業向A區域移動，即改善社會責任行為，但一方面由于合法性標準不明確且缺少鑒證機制，使得信息使用者難以識別社會責任報告與企業實質性社會責任行為之間的一致性；另一方面，我國目前的披露規制并未包含懲罰性內容，對違規企業沒有采取罰款或監禁等嚴厲的懲罰措施，①由于違規成本較低，企業可能更傾向于通過象征性披露滿足合法性目標從而降低被監管成本。

此外，根據委托代理理論，兩權分離的情況下，管理層可能背離企業價值最大化目標。一方面，由于社會責任活動的資金投入周期長并且取得收益較慢，企業高管可能由于業績壓力或自利動機，通過象征性披露社會責任報告的方式消極應對披露規制政策；另一方面，管理層可能由于能力所限，無法制訂適合企業自身發展的社會責任戰略，迫于合法性采取短視的象征性披露。

3.基于戰略性動機的分析

社會責任規制“增值觀”認為，社會責任規制在增加企業合法性壓力的同時，也為企業帶來提高聲譽、形成溢價的差異化產品、高素質勞動力增加以及取得政治資源等獲取先行優勢的契機，可以提高企業從事社會責任活動的積極性。

披露規制實施后，加強了政府對企業社會責任信息披露水平的監管，有利于提升信息透明度，改善與利益相關者關系。出于利潤最大化的考慮，企業可能出于戰略性動機，通過積極地應對社會責任規制，制定主動、獨特、前瞻的戰略性社會責任支出計劃，即“通過有意識地投資于社會項目，以從中獲取額外的收益，并使企業有更好的盈利性”來為企業獲取先行優勢[19，30]。可能的戰略性支出計劃既包括“消費者俘獲”“政府俘獲”“債權人俘獲”等針對關鍵外部利益相關者的措施[31]，也包括提升員工績效等針對內部利益相關者的措施[32]。

4.研究假設的提出

綜合上述理論分析，社會責任規制發揮作用的邏輯應該是規制壓力→應規動機→社會責任行為，即我國社會責任披露規制實施后，企業可能基于合法性動機，采取象征性披露的方式消極應對，也可能基于戰略性動機，采取實質性社會責任支出的方式積極從事社會責任活動。因此，本文提出如下競爭性研究假設：

假設1a：企業出于合法性動機應對社會責任披露規制，表現為消極從事社會責任活動，象征性披露社會責任報告。

假設1b：企業出于戰略性動機應對社會責任披露規制，表現為積極提升社會責任活動，實質性增加社會責任支出。

三、研究設計

(一)樣本選擇和數據來源

本文的初始樣本包括2006—2019年滬深兩市A股上市公司，剔除了同時在B股或H股交叉上市、ST標識、金融行業、當年上市或退市、數據缺失和自愿披露社會責任報告的上市公司，經過以上步驟預處理后，最終得到25498個公司/年度數據，其中處理組樣本3499個，②對照組樣本21999個。樣本數據中，社會責任報告相關數據來源于潤靈環球責任評級(RKS)數據庫和CSMAR經濟金融研究數據庫。其他相關數據均來源于CSMAR經濟金融研究數據庫。為了避免異常值的影響，所有連續變量都在1%水平上進行了Winsorize處理。

(二)變量度量

1.被解釋變量：企業社會責任行為

合理的社會責任規制可以促進企業制訂戰略性社會責任規劃，積極從事社會責任活動，不恰當的規制也會導致企業象征性披露等消極行為。因此，本文將象征性披露與實質性支出作為企業社會責任行為的度量指標。(1)象征性披露SD。鑒于企業象征性披露難以直接衡量，本文根據企業象征性披露常見表現形式所帶來的披露支出進行間接度量。根據已有研究，社會責任報告象征性披露的常見表現形式有兩種：一是設置正式滿足法律要求和社會壓力的外在可視結構(如委員會、規程、官方組織崗位)[33]；二是披露報告“形式重于實質”、缺乏實質性信息[29]，甚至通過“報喜不報憂”“可讀性操縱”“自利性歸因”等手段進行社會責任報告印象管理[34]。目前，上市公司在財務報告中不直接列報社會責任報告的披露支出，但根據現行《企業會計準則》，以上表現形式所帶來的支出均應作為管理費用列支，因此本文最終使用管理費用率作為象征性披露的代理變量，計算方法是當期管理費用比銷售收入。(2)實質性支出CSR_EXP。企業為承擔社會責任而發生的價值犧牲或付出的經濟代價即為社會責任支出，其具體構成需要建立在社會責任活動的基礎上[35]。參照《深交所社會責任報告披露指引(2008)》中對社會責任問題的認定，本文從消費者支出Customer、員工支出Staff和公共關系支出Donate三個方面對社會責任支出進行具體度量。③消費者支出Customer代表企業以消費者作為特定利益相關者而增加的社會責任成本(如加大差異化產品宣傳力度、提高消費者權益保護等)，選取銷售費用率進行度量，計算方法為當期銷售費用比銷售收入；員工支出Staff代表企業以職工作為特定利益相關者而增加的社會責任成本(如進行技術培訓、提高員工福利等)，選取平均職工薪酬進行度量，計算方法為根據上市公司公開披露的財務報表附注中當期職工薪酬合計比員工總數并取對數處理；選取社會捐贈作為公共關系支出Donate代理變量，計算方法為根據上市公司公開披露的財務報表附注營業外支出項目中當期社會公益性捐贈占總資產的比重除以1000處理。

2.解釋變量度量

首先，根據DID模型的需要，設置披露規制的政策虛擬變量Treat和時期虛擬變量Post。其中，Treat用來度量上市公司是否處于披露規制范圍，即在2008年12月31日處于披露規制范圍內的上市公司取值為1，否則為0；時期虛擬變量Post用來度量企業受到政策影響的前期和后期，由于政策實際產生影響的時間為2009年，因此將2009年及之后設置為政策后期，Post取值為1，否則為0。

3.控制變量度量

借鑒已有文獻做法[14]，本文選取如下控制變量：企業規模Size，使用當期總資產自然對數進行度量；資產負債率Lev，使用當期負債總額比資產總額進行度量；企業成長性Growth，使用營業收入增長率進行度量；現金持有量Cash，使用當期現金及等價物總額比資產總額進行度量；股權集中度Top1，使用當期第一大股東持股比例進行度量；審計質量Big4，使用公司是否為國際“四大”會計師事務所審計度量；公司存續時間Age，使用公司成立年數取自然對數進行度量。

(三)模型構建

為檢驗披露規制對企業社會責任行為的影響，本文構建模型(1)和模型(2)：

CSR_EXPi,t=β0+β1Posti,t+β2Treati,t+β3Post×Treati,t+βiControlsi,t+εi,t

(1)

其中，CSR_EXP為實際性支出變量，具體包括消費者支出Customer、員工支出Staff和公共關系支出Donate； Post為時期虛擬變量，Treat為政策虛擬變量；Controls代表各項控制變量；ε為隨機干擾項；下標i和t分別表示第i個公司和第t年。

SDi,t=β0+β1Posti,t+β2Treati,t+β3Post×Treati,t+βiControlsi,t+εi,t

(2)

其中，SD為象征性披露變量，其他變量均與模型(1)相同。

對模型(1)和(2)回歸結果分析時，本文關注交乘項Post×Treat的系數。如果Post×Treat的系數在模型(1)不顯著或顯著為負，而在模型(2)中顯著為正，表明社會責任披露規制未能有效改善企業社會責任行為，反而導致象征性披露行為，則假設1a得驗證。如果Post×Treat的系數在模型(1)中顯著為正，說明社會責任披露規制有助于提升企業履行社會責任的積極性，改善了企業社會責任行為，則假設1b得到驗證。

四、實證結果分析

(一)描述性統計

表1為主要變量的描述性統計結果，SD的均值和中位數分別為0.104和0.077，最大值和最小值分別為0.904和0.008，說明SD的樣本間差異較大。Donate和Customer均值分別為0.153和0.070，都分別高于中位數0.021和0.042，且最小值均為0，說明由于有部分“零值”企業的存在，造成均值和中位數差異較大，且具有較強的個體異質性。員工支出Staff的均值為11.429，中位數為11.425，整體分布合理。其余變量統計均在合理范圍內，為節約篇幅不再贅述。

表1 主要變量描述性統計

(二)基于社會責任報告質量的初步分析

如圖2所示，根據潤靈環球RKS的MCTi評分體系，④2008年披露規制實施后，上市公司的社會責任報告質量有所提高。其中，社會責任報告評級平均總得分(百分制)由29.06分提高到42.28分，漲幅為45.49%；整體性得分M(滿分為30分)由10.79分上升至15.21分，漲幅為40.96%；內容性得分C(滿分為45分)由15.99分上升至18.88分，漲幅為18.07；技術性得分T(滿分15分)由6.20分上升至8.30分，漲幅為33.87%。社會責任報告得分的全面提升說明披露規制確實發揮了作用，但仍有兩點值得注意：一是總體得分仍然偏低，各項平均得分都沒有達到60分的及格水平，特別是從2014年起，各項得分都開始停滯在了低分區域，甚至出現了不升反降的現象；二是評分體系下設的整體性M、內容性C和技術性T三個零級指標中，代表實質性社會責任行為的內容性C得分增長幅度最低，⑤并且中間出現了數次下降。這初步表明，企業更傾向于從難度較低的象征性披露行為入手(整體性和技術性)，而對于難度較大的實質性社會責任行為(內容性)提升幅度不大，初步分析結果支持假設1a的合法性動機。

圖2 2008—2017年應規披露社會責任報告質量均分趨勢圖資料來源：數據來源于潤靈環球(RKS)社會責任報告數據庫，作者整理。

(三)多元回歸結果分析

1.基本回歸分析

表2第(1)—(4)列為全樣本對模型(1)和模型(2)依次回歸的結果，自變量Post×Treat在第(1)列對象征性披露SD的回歸系數為0.019(t=4.61)，在1%水平上顯著正相關；在第(2)列對消費者支出Customer的系數為0.004，無顯著相關性；在第(3)列對公共關系支出Donate的系數為-0.040(t=-2.64)，在5%水平上顯著負相關；在第(4)列對職工支出Staff的系數為-0.097(t=-2.61)，在5%水平上顯著負相關。回歸結果顯示，我國社會責任披露規制導致企業象征性支出顯著增加，同時企業的公共關系支出和員工支出顯著降低，假設1a得到支持。表2的回歸結果說明，由于社會責任活動難以在短期內取得凈收益，出于利潤最大化的考慮，上市公司從事社會責任活動的積極性較低。社會責任披露規制政策實施后，企業迫于合法性壓力，可能為了降低成本選擇消極的象征性披露行為，導致披露支出增加。實質性支出方面，公共關系支出下降可能是由于企業在社會責任支出方面的預算有限，披露規制實施后，由于披露支出的增加，企業將原本用于公共關系支出的預算轉移到了披露支出，以保持社會責任支出總額不變。員工支出下降的回歸結果不符合工資剛性的經濟學理論，很可能是受到其他經濟因素的影響(如2008年金融危機引發的大規模裁員)。

表2 基本回歸結果

續表2

2.基于傾向得分匹配樣本的回歸分析

為了避免“選擇偏差”可能導致的內生性問題，本文采用傾向得分匹配法(PSM)對披露樣本與非披露樣本進行匹配。結合披露規制的政策標準并參照已有文獻做法[13，14],設置市值MV、股票回報率Return、凈資產收益率ROE、產權性質State、捐贈Donate、分析師關注度Analyst和高污染行業Polluting等7個指標作為匹配變量，使用1對2有放回的卡尺內最近鄰匹配法，并將卡尺設為傾向得分的0.25倍標準誤差進行匹配變量篩選，最后取得7296個樣本值，其中處理組樣本3497個，對照組樣本3799個。表2的第(5)—(8)列依次報告了傾向得分匹配樣本的回歸結果，與第(1)—(4)列的結果基本一致，未發生實質性變化。

為了保證傾向得分匹配過程中特征變量選取的合理性，表3中報告了平衡性檢驗結果。匹配后處理組與對照組的特征變量均值差異均小于5，且不再具有統計顯著性，P>Chi2由0.000變為0.145，平衡性檢驗結果表明傾向得分匹配程序減少了處理組與對照組的樣本差異，匹配變量和匹配方法具有合理性。

表3 傾向匹配得分的平衡性檢驗

(四)穩健性檢驗

1.平行趨勢假設檢驗

DID模型隱含的重要假設是，處理組與控制組的被解釋變量在政策頒布前滿足平行趨勢假設。如圖3所示，披露規制實施前，處理組和控制組的被解釋變量大致保持相同的變動趨勢，表明披露規制政策實施前，處理組和控制組的被解釋變量不存在顯著差異。因此，本文使用的DID模型中被解釋變量符合平行趨勢假設，適合進行后續檢驗。

2.替換模型檢驗

為了防止可能存在的遺漏變量，將模型(1)和模型(2)替換為包含個體效應和時間效應的面板固定效應模型進行回歸。表4第(1)—(4)列報告了全樣本回歸結果，第(5)—(8)列報告了傾向得分匹配樣本的回歸結果。表4的回歸結果未發生實質性變化，說明研究結論的穩健性。

圖3 被解釋變量平行趨勢檢驗圖

表4 替換模型檢驗的回歸結果

3.安慰劑效應檢驗

安慰劑檢驗是利用反事實方法，通過設定一個偽政策執行期，對研究結論進行檢驗，如果系數不顯著，則表明被解釋變量的變化是由披露規制政策實施引起的，反之則認為回歸結論不穩健。本文將樣本期間調整為政策前期(2006—2008年)，假設2007年為政策執行期，如果存在安慰劑效應，那么交乘項Post×Treat的系數應當顯著不為0，反之則證明此前的回歸結果不存在安慰劑效應。表5第(1)—(3)列報告全樣本回歸結果，第(4)—(6)列報告了傾向得分匹配樣本的回歸結果，其中自變量Post×Treat對象征性披露和實質性支出的回歸系數均不顯著，安慰劑效應未得到驗證。

表5 安慰劑效應回歸結果

4.排除雙向影響檢驗

在回歸方程的設置中，為了防止被解釋變量與控制變量之間可能存在的雙向影響關系，將模型(1)和(2)的連續控制變量均做滯后一期處理。如表6所示，回歸結果并未發生實質性變化，說明研究結論的穩健性。

表6 排除雙向影響干擾的回歸結果

續表6

5.行業均值調整檢驗

考慮到不同行業在制度環境和競爭程度等方面存在的差異，為了增加回歸結果穩健性，對被解釋變量進行年份/行業均值調整。具體做法為，計算出被解釋變量的分年份和分行業均值，然后用原始值減去對應的分年份和分行業均值，得出經行業均值調整后的被解釋變量，并重新對模型(1)和(2)進行回歸。根據表7的回歸結果，交乘項Post×Treat對被解釋變量的回歸結果沒有實質性變化，說明經行業均值調整后回歸結論仍然穩健。

表7 行業均值調整的回歸結果

續表7

五、進一步分析與檢驗

(一)披露動機的進一步檢驗

前文的理論分析表明，社會責任披露規制一方面通過緩解信息不對稱，使企業感受到來自政府、消費者以及媒體等利益相關者的壓力，間接地影響企業社會責任行為；另一方面也為企業制訂和實施戰略性社會責任策略提供了契機，有助于企業改善與利益相關者的關系，獲取競爭優勢。前文的實證檢驗結果表明，披露規制并未提高企業從事社會責任活動的積極性，反而導致其象征性披露行為。針對這一結果，本文進一步從經濟后果的角度對披露動機進行分析與檢驗。根據戰略性社會責任理論，如果企業社會責任行為與其戰略目標相符，并且是主動、獨特、前瞻和有計劃性的，那么就有可能為企業帶來先行優勢并獲得額外收益[4]。因此，如果戰略性動機的邏輯成立，企業可能從社會責任行為中獲得收益，如提升企業聲譽和增加盈利能力等。為了進一步驗證我國披露規制實施后企業是否存在戰略性動機以謀求先行優勢，本文以企業聲譽REPU和盈利能力ROA兩種具有代表性的社會責任收益為例，具體構建回歸模型(3)如下：

ROAi,t/REPUi,t=β0+β1Posti,t+β2Treati,t+β3Post×Treati,t+βiControlsi,t+εi,t

(3)

其中，ROA表示企業盈利能力，計算方法是t年凈利潤除以當年平均總資產；REPU表示企業聲譽，使用Datago金融資訊服務平臺的“報刊新聞量化輿情(CNAD)數據庫”中的上市公司“新聞整體情感傾向性匯總得分”指標進行具體度量，匯總得分越高代表企業聲譽越高，反之企業聲譽水平越低；其他變量設置與模型(1)相同。表8報告了分組回歸結果，結果顯示，無論是以企業聲譽REPU還是以企業盈利能力ROA作為被解釋變量，自變量Post×Treat的系數均顯著為負，進一步驗證了披露規制實施后企業未做出戰略性反應，并且其所采取的象征性披露行為產生了負面影響，造成企業聲譽和經營績效下降。

續表8

(二)外部環境異質性檢驗

根據前文的研究結論，企業出于合法性動機采取了象征性披露行為。基于合法性機制，組織是在不同環境條件的多重制度壓力下活動的，這些壓力可能組合發揮作用[36]，根據Scott對制度環境和制度壓力的劃分，行業競爭程度和區域發展水平都是企業制度環境和制度壓力的重要來源[37]。因此，本文從行業競爭程度和區域發展水平兩個方面進行異質性檢驗。

1.行業競爭程度異質性

根據前文的理論分析，披露規制最直接的效果在于提升信息透明度，使利益相關者更容易了解企業社會責任行為，從而通過市場行為給承擔社會責任的企業以經濟回報，對不承擔社會責任的企業以市場約束。當企業處于高競爭產品市場時，激烈的行業競爭會使企業對披露規制帶來的合法性壓力和成本壓力更敏感，從而傾向于選擇象征性披露以滿足合法性要求并實現成本最小化；企業處于低競爭產品市場時，由于行業壟斷程度較高，受到的市場約束較少，因此對于披露規制的政策反應可能較弱。

為了驗證上述分析，本文使用赫芬達爾指數HHI作為行業競爭程度的代理變量，指數越小代表行業競爭程度越高，反之代表行業壟斷性越高，進一步按照分年份的中位數標準，將赫芬達爾指數HHI低于中位數的行業定義為高競爭行業組，高于中位數的行業定義為低競爭行業組，按照分組對模型(1)和(2)重新進行回歸。表9的第(3)(4)(7)(8)列分別報告了分組回歸結果，結果顯示：以象征性披露SD為被解釋變量時，Post×Treat的系數在高競爭行業組顯著為正，在低競爭行業組不顯著；以實質性支出Donate為被解釋變量時，Post×Treat的系數在高競爭行業組顯著為負，在低競爭行業組不顯著。上述結果表明，面對披露規制政策帶來的壓力時，處于高競爭行業組的企業傾向于采取象征性披露行為，并削減了實質性社會責任支出，處于低競爭行業組企業的政策反應不顯著。

2.區域異質性

由于我國地域遼闊，各省、市和自治區之間的經濟發展水平、社會責任意識、媒體監督水平和政策執法力度等方面都存在差異。區域發展水平高的地區，通常具有更強的社會責任意識，媒體監督力度較大，聲譽和法律懲罰機制更有可能發揮作用，企業的違法或不道德行為更容易受到調查和揭露，造成的后果和損失更加嚴重，因此這些地區企業面臨的合法性壓力更大，對規制壓力也更加敏感。

為了驗證上述分析，本文按企業注冊地所屬區域，將樣本企業分為東部地區和中西部地區，按照區域發展水平分組后對模型(1)和(2)重新進行回歸。表9的第(1)(2)(5)(6)列分別報告了分組回歸結果，結果顯示：以象征性披露SD為被解釋變量時，Post×Treat的系數在東部地區組顯著為正，在中西部地區組不顯著；以實質性支出Donate為被解釋變量時，Post×Treat的系數在東部地區組顯著為負，在中西部地區組不顯著。上述結果表明，面對披露規制政策，合法性壓力較大的東部地區企業傾向于采取象征性披露行為，并削減了實質性支出，處于中西部地區組的企業政策不顯著。

表9 外部環境異質性檢驗

六、研究結論與對策建議

(一)研究結論

披露規制的實施，是我國在社會責任領域對“有效政府和有為市場更好結合”的有益探索，對推動經濟社會高質量可持續發展、實現美麗中國具有重要意義。本文基于中國2008年實施的社會責任披露規制政策，選取2006—2019年A股上市公司為樣本，使用雙重差分模型實證檢驗了披露規制對企業社會責任行為的影響。研究發現，披露規制誘發了上市公司的合法性動機，具體表現為象征性披露行為和縮減社會責任活動開支，沒有證據顯示上市公司出于戰略性動機積極從事社會責任活動；對披露動機的進一步檢驗顯示，象征性披露還導致了上市公司聲譽和盈利能力顯著下降；進行截面異質性分析發現，披露規制僅對合法性壓力較敏感的東部地區和高競爭行業的上市公司發揮作用，中西部地區和低競爭行業對披露規制政策反應不顯著。

(二)對策建議

第一，上市公司應該全面認識披露規制的經濟后果。上市公司基于合法性動機，采取象征性披露和縮減社會責任支出的行為滿足規制壓力，不僅造成企業披露成本的增加，還導致聲譽受損和盈利能力下降，對自身利益造成了損害。因此，上市公司應當制定更加積極的戰略性社會責任規劃，結合整體發展戰略和行業特點，通過有目標、有意識、有重點的戰略性社會責任支出以及高質量的社會責任報告，促進經濟與社會和諧發展的同時，實現社會責任活動與股東權益最大化的雙贏局面。

第二，政策監管部門應進一步規范并細化社會責任指引，關注不同制度環境下，企業社會責任活動和信息透明度方面的差異，實行差異化的披露制度。我國目前由監管部分發布的社會責任報告披露指引，主要為深圳證券交易所2006年發布的《上市公司社會責任指引》和2008年發布的《深圳證券交易所關于做好上市公司2008年年度報告工作的通知》中的“公司社會責任披露要求”，這兩份文件均缺少細節方面的具體指引。在報告質量方面，既缺乏必要的鑒證制度，又沒有權威的質量評價體系，造成了社會責任報告相關性、可靠性與可比性較差，信息的真實性和有用性都大打折扣。政策監管部門應該創造良好的制度環境，引導和培養企業樹立積極的社會責任意識，進一步規范并細化社會責任指引和社會責任質量評價標準，從而打造“有效市場與有為政府更好結合”的社會責任規制體系。

[注 釋]

① 目前印度和歐盟實施的社會責任規制中，對不滿足規制要求的企業均包含罰款和監禁等較為嚴厲的懲罰措施，但我國目前并無實質性懲罰措施，違規成本較低。

② 為確保處理組公司具有相同的強制披露后期限，本文將處理組公司限定為2008年應規披露企業社會責任報告的上市公司。

③ 深交所在2008年發布的《深圳證券交易所關于做好上市公司2008年年度報告工作的通知》附件3中，對公司社會責任問題進行了說明，具體包括股東和債權人權益保護、職工權益保護、供應商、客戶和消費者權益保護、環境保護與可持續發展、公共關系和社會公益事業等方面情況進行具體說明。考慮到“股東和債權人權益保護”一直是公司治理的重點問題，“環境保護與可持續發展”受到其他政策影響較大(如2008年“上海證券交易所上市公司環境信息披露指引”、2013年《大氣污染防治行動計劃》、2014年《水污染防治計劃》、2015年《中華人民共和國環境保護法》等)，并且不同行業間環保支出差異較大，因此本文未涉及“股東和債權人權益保護支出”與“環境保護與可持續發展支出”。

④ 該評分體系參考國際權威社會責任標準ISO26000，基于上市公司公開披露的社會責任報告，從2010年起報告設置整體性、內容性、技術性和行業特點四個方面設置零級指標，零級指標再下設15個一級指標和63個二級指標。整體性評價M權重為30%、內容性評價C權重為45%、技術性評價T權重為15%、行業性評價i權重為10%，總分共計為100分，得分越高代表社會責任報告質量越好。

⑤ 內容性C的指標主題包括經濟績效、勞工與人權、環境、公平運營與消費者和社區參與及發展六個方面的一級指標和具體30個二級指標，是評分體系中直接反映企業實質性社會責任活動的零級指標。