企業(yè)社會責(zé)任信息披露對未來企業(yè)價值的相關(guān)性分析

李慧

摘要：企業(yè)社會責(zé)任信息披露作為現(xiàn)代經(jīng)濟(jì)衍生出現(xiàn)的新課題，以往的研究主要致力于當(dāng)年企業(yè)社會責(zé)任信息披露指數(shù)對當(dāng)年企業(yè)價值的影響，忽略了信息的滯后性影響。本文通過研究企業(yè)社會責(zé)任信息披露對未來企業(yè)價值影響力，建立了二階回歸模型，對假設(shè)進(jìn)行實證檢驗，證實了企業(yè)社會責(zé)任信息披露指數(shù)與未來三年企業(yè)價值之間正相關(guān)。

關(guān)鍵詞：企業(yè)社會責(zé)任 未來企業(yè)價值 信息披露 資本市場

中圖分類號：F271 文獻(xiàn)標(biāo)識碼：A 文章編號：1002-5812（2016）07-0046-03

一、引言

隨著近代經(jīng)濟(jì)所帶來的精神、物質(zhì)生活的極大發(fā)展，企業(yè)在新時代想要謀求長久的可持續(xù)發(fā)展，不能單單以逐利為目標(biāo)，而要尋求企業(yè)發(fā)展與社會和諧一種共贏的存在模式。目前在我國，政府部門為了倡導(dǎo)企業(yè)主動承擔(dān)社會責(zé)任陸陸續(xù)續(xù)出臺了許多相關(guān)政策，這也使企業(yè)社會責(zé)任信息披露在實務(wù)界得到了更為廣泛的認(rèn)可和推行，但由于短期內(nèi)看不到企業(yè)履行社會責(zé)任所能為企業(yè)價值帶來的經(jīng)濟(jì)效應(yīng)，使得企業(yè)對外發(fā)布的社會責(zé)任報告更多的是采取敷衍的態(tài)度。本文通過企業(yè)社會責(zé)任信息披露對未來企業(yè)價值的關(guān)聯(lián)性研究，將企業(yè)履行社會責(zé)任從而為企業(yè)帶來隱形收入進(jìn)行理論上的佐證，旨在為企業(yè)積極披露社會責(zé)任信息提供內(nèi)在動力，為我國大力推行和發(fā)展企業(yè)社會責(zé)任做出貢獻(xiàn)。

二、研究意義

在關(guān)于企業(yè)社會責(zé)任信息披露方面，以往的研究目光主要集中在它所帶來的效應(yīng)方面，通過大量的實證檢驗得出多種多樣的結(jié)論，其中包括企業(yè)社會責(zé)任信息披露對企業(yè)價值的正效應(yīng)和反效應(yīng)以及U型相關(guān)效應(yīng)，這些研究在數(shù)據(jù)分析方面也集中在當(dāng)年的企業(yè)社會責(zé)任信息指數(shù)評級對企業(yè)價值所造成的影響。事實上，一家企業(yè)承擔(dān)過多的社會責(zé)任在當(dāng)年也許非但不會造成企業(yè)價值的增加，甚至還會因為承擔(dān)更多的責(zé)任成本而導(dǎo)致企業(yè)價值的降低，而從長遠(yuǎn)來看，企業(yè)承擔(dān)較多的社會責(zé)任，國家會給予相應(yīng)的政策性鼓勵，公眾也更為青睞于本企業(yè)，這潛在的收益需要在較長的一個時間段中逐漸通過市場調(diào)節(jié)反映出來，所以對于兩者之間的研究如果僅僅局限在當(dāng)年，得出的結(jié)論不但不利于企業(yè)社會責(zé)任信息披露的推行，反而成為阻礙其發(fā)展的絆腳石。所以，筆者認(rèn)為，企業(yè)當(dāng)年履行社會責(zé)任得到有關(guān)機(jī)構(gòu)的評級對企業(yè)當(dāng)年價值的影響可能并不樂觀，而對第二年、第三年帶來一定程度的沖擊和影響更傾向于積極的效應(yīng)。所以本文著重于研究企業(yè)社會責(zé)任信息披露所帶來影響的延后性，以此來明確其實現(xiàn)的全部過程，證實企業(yè)推行社會責(zé)任的積極作用。

三、研究方法

本文采用實證研究的方法，以上市公司年報中的相關(guān)數(shù)據(jù)建立模型，對企業(yè)社會責(zé)任信息披露和企業(yè)未來價值之間的關(guān)系進(jìn)行實證檢驗。從已有CSR數(shù)據(jù)上來看，指標(biāo)分布符合正態(tài)分布（見圖1），適用于構(gòu)建一元線性回歸模型，在實證最后部分通過穩(wěn)定性檢驗可對模型建立的正確性再次驗證。

四、研究設(shè)計

（一）研究假設(shè)

本文在2010對企業(yè)社會責(zé)任信息披露和企業(yè)價值之間的相關(guān)性研究中，排除了變量內(nèi)生性問題后，證明了兩者之間的負(fù)相關(guān)關(guān)系。筆者對出現(xiàn)這種結(jié)果的原因歸結(jié)于：中國社會和個人整體都沒意識到社會責(zé)任的重要性，都只是在遭受外部壓力后“被動回應(yīng)”，缺乏行動中的主動性導(dǎo)致企業(yè)履行社會責(zé)任流于形式，造成社會責(zé)任只花費成本，不帶來效益的假象，進(jìn)而企業(yè)履行越多的社會責(zé)任，資本市場的投資者認(rèn)為企業(yè)負(fù)擔(dān)的額外成本越多。市場上大多數(shù)的投資者仍然以利益作為投資目標(biāo)，當(dāng)企業(yè)因為過多的社會責(zé)任而承擔(dān)過多的成本，導(dǎo)致企業(yè)當(dāng)年利潤水平的降低。因此，這類企業(yè)不被市場投資者所看好，進(jìn)而直接導(dǎo)致這類企業(yè)在資本市場的冷遇，企業(yè)當(dāng)年的市場價值降低。

而此次研究正是建立在對上次模型和結(jié)果的修正之上，企業(yè)本年度履行更多的社會責(zé)任必然導(dǎo)致資金從企業(yè)流出，年末利潤表的失利，進(jìn)而使得當(dāng)年資本市場通過年度報表快速調(diào)整對企業(yè)的價值評估。而企業(yè)社會責(zé)任評價指數(shù)CSR是在企業(yè)出具年度報表之后，在次年對企業(yè)上一個年度做出的社會責(zé)任的綜合評價，也正因此一個積極履行社會責(zé)任的企業(yè)在獲得較高的CSR評價之后，這種企業(yè)良好的外部形象往往也是在來年獲得社會公眾的認(rèn)可，提高市場投資者對企業(yè)價值的重新認(rèn)識，這種良性的作用甚至可以為企業(yè)未來若干年的價值評估都帶來正向作用?；诖?，筆者修正以往研究，提出假設(shè)1：

H1：企業(yè)社會責(zé)任信息披露指數(shù)與未來三年企業(yè)價值之間正相關(guān)。

（二）樣本選取與數(shù)據(jù)來源

在樣本選取方面，筆者主要檢索了滬深兩市證券交易所2012—2014非金融類上市公司的年報數(shù)據(jù)，同時，剔除了連續(xù)三年年報披露不全、數(shù)據(jù)缺失的公司。社會責(zé)任信息披露指數(shù)來自于潤靈環(huán)球企業(yè)社會責(zé)任信息披露評級RKS數(shù)據(jù)庫，相關(guān)公司治理和財務(wù)比率指標(biāo)來自iwind數(shù)據(jù)庫。數(shù)理分析方面，運用SPSS 20.0統(tǒng)計軟件，采用OLS回歸方法。

（三）構(gòu)建模型

根據(jù)以往文獻(xiàn)中所列示的企業(yè)價值的影響因素，經(jīng)常將行業(yè)因素、公司規(guī)模、資產(chǎn)結(jié)構(gòu)、盈利能力、股權(quán)結(jié)構(gòu)等作為控制變量，把企業(yè)社會責(zé)任指數(shù)作為測試變量，每股收益EPS作為因變量，據(jù)此可以構(gòu)建模型（1）。但是，企業(yè)社會責(zé)任信息披露指數(shù)不是外生變量，它也受到企業(yè)規(guī)模、資產(chǎn)結(jié)構(gòu)、盈利能力、股權(quán)結(jié)構(gòu)等多個因素的影響，如果直接把企業(yè)社會責(zé)任信息披露指數(shù)與因變量每股收益EPS進(jìn)行回歸，就會產(chǎn)生內(nèi)生變量的問題，所以，不能直接使用最小二乘法，而應(yīng)當(dāng)使用兩階段的最小二乘法，并據(jù)此構(gòu)建了模型（2）。

本文使用2012—2014年的數(shù)據(jù)，先對模型（2）進(jìn)行回歸，這樣就可以剝離企業(yè)規(guī)模、資產(chǎn)結(jié)構(gòu)、股權(quán)結(jié)構(gòu)對企業(yè)社會責(zé)任信息披露指數(shù)和企業(yè)價值的雙重影響，得出CSR的估計值CSR～，再帶入模型（1），在控制住其他可能對企業(yè)價值造成影響的因素之后，得出CSR～與EPS的關(guān)系，用來檢驗假說1。

（四）變量說明

EPS（每股收益）：被解釋變量，衡量企業(yè)盈利能力和業(yè)績水平的重要指標(biāo)。Tobinq（托賓Q）：被解釋變量，評價衡量企業(yè)所具備的投資價值，是投資者對于企業(yè)成長能力的市場評價。CSR（企業(yè)社會責(zé)任評價指數(shù)）：年度報告中，企業(yè)所披露的社會責(zé)任信息構(gòu)建的指數(shù)評分。Size（總資產(chǎn)的自然對數(shù)）：解釋變量，表示公司的規(guī)模對社會責(zé)任的影響。LEV（資產(chǎn)負(fù)債率）：解釋變量，表明資本結(jié)構(gòu)對企業(yè)社會責(zé)任的影響。Top10（股權(quán)集中度）：解釋變量，表明股權(quán)結(jié)構(gòu)對企業(yè)社會責(zé)任的影響。State（控制人性質(zhì)）：虛擬控制變量，實際控制人為省部或者地市級國資委或者人民政府的為1，否則為0。SYS（披露制度）：虛擬控制變量，若企業(yè)為強(qiáng)制披露社會責(zé)任信息時，該樣本為1，否則為0。NPS（銷售凈利率）：解釋變量，表明企業(yè)的盈利能力對企業(yè)價值的影響。ROE（凈資產(chǎn)收益率）：解釋變量，表示企業(yè)的盈利能力和業(yè)績水平對企業(yè)社會責(zé)任的影響。Indep（獨立董事比例）：控制變量，代表了大股東和內(nèi)部股東之外不同的利益團(tuán)體。ECO（區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平）：虛擬控制變量，當(dāng)公司設(shè)立和主要運營地點在我國區(qū)域經(jīng)濟(jì)較為發(fā)達(dá)的地區(qū)為1，否則為0。Industry（行業(yè)屬性）：虛擬控制變量，設(shè)置了17個行業(yè)類型，當(dāng)樣本屬于重污染行業(yè)時，該樣本為 1，否則為 0。

（五）實證結(jié)果與分析

1.變量的描述性統(tǒng)計。通過軟件統(tǒng)計，滬深兩市A股上市的287家上市公司，潤靈給出的企業(yè)社會責(zé)任評價指數(shù)得分最高是601699（潞安環(huán)能），分?jǐn)?shù)為80.29；得分最低的是600620（天宸股份），分?jǐn)?shù)為16.12；CSR指數(shù)的平均得分為34.09，整體標(biāo)準(zhǔn)差為12.86。EPS最大值為000651（格力電器），達(dá)到了4.71；數(shù)值最低的是600644（ST樂電），為-3.00；EPS的平均值為0.42，整體標(biāo)準(zhǔn)差為0.62。TobinQ最大值是000503（海虹控股），達(dá)到了19.59；數(shù)值最低的是000932（華菱鋼鐵），為0.16；TobinQ的平均值為1.56，整體標(biāo)準(zhǔn)差為1.29。

2.各變量之間的相關(guān)性檢驗（見表1）。

通過表1可以看到各個單變量之間peason相關(guān)關(guān)系，企業(yè)社會責(zé)任信息披露指數(shù)（CSR）和企業(yè)價值（EPS）之間顯著正相關(guān)，支持假設(shè)。與此同時，可以看到公司規(guī)模、資產(chǎn)負(fù)債率、披露制度、前十大股東的股權(quán)集中度同時對企業(yè)社會責(zé)任信息披露指數(shù)和企業(yè)價值造成顯著影響，如果我們將這些變量和企業(yè)社會責(zé)任信息披露指數(shù)放在一起同時對企業(yè)價值進(jìn)行回歸，將大大降低企業(yè)社會責(zé)任信息披露指數(shù)和企業(yè)價值之間的顯著水平，最終影響假設(shè)結(jié)論，所以將這些變量連同單獨對企業(yè)社會責(zé)任信息披露指數(shù)造成影響的變量放在模型（2），對企業(yè)社會責(zé)任信息披露指數(shù)進(jìn)行回歸，運用模型（2）回歸出的估計值對企業(yè)價值進(jìn)行回歸，將只對企業(yè)價值造成顯著影響的變量作為模型（1）的控制變量，在排除內(nèi)生性變量和其他影響因素的情況下，檢驗企業(yè)社會責(zé)任信息披露指數(shù)和企業(yè)價值之間的關(guān)系。

3.多元回歸結(jié)果與說明（見表2、表3）。

由統(tǒng)計結(jié)果可以看出，模型（1）中的企業(yè)社會責(zé)任信息披露指數(shù)估計值對企業(yè)價值模型的線性回歸的調(diào)整R方達(dá)到了57.6%，方程的總體擬合度較好。而“方差”分析中，“回歸”對應(yīng)的概率是0，顯著性水平0.05，所以回歸方程解釋性很好。在二階回歸中，解釋變量的方差膨脹因子（VIF）最大值為1.424，小于2，這就說明解釋變量之間不存在多重共線性問題。其中，控制變量凈資產(chǎn)收益率、獨董比率的概率值均小于顯著性水平0.05，都是有意義的。最終，解釋變量CSR～與被解釋變量EPS呈現(xiàn)出顯著正相關(guān)關(guān)系，表明企業(yè)披露社會責(zé)任信息越多，其未來的企業(yè)價值越高。

企業(yè)當(dāng)年履行較多的社會責(zé)任于當(dāng)年而言，確實是負(fù)擔(dān)了更為高額的成本，卻收效甚微。而在第二年當(dāng)企業(yè)發(fā)布公告并且相關(guān)機(jī)構(gòu)對企業(yè)發(fā)布的公告中履行社會責(zé)任進(jìn)行評級之后，會給出企業(yè)相應(yīng)的評價指數(shù)，履行越多的企業(yè)得分也就越高，公眾通過評價得分樹立了對該類企業(yè)的正面形象，進(jìn)而在資本市場上受到歡迎，提高了市場價值。這種多履行社會責(zé)任的行為所導(dǎo)致的高評價可以為企業(yè)價值帶來未來一到三年的積極作用，這正是筆者建立的模型所說明的問題。

從一階回歸可以得出，模型（2）中的自變量對企業(yè)承擔(dān)社會責(zé)任信息披露指數(shù)影響的總體擬合度達(dá)到了25.8%，模型的F值在0.05的程度上顯著，解釋變量的方差膨脹因子（VIF）最大值為1.765，說明解釋變量之間不存在多重共線性問題。其中，公司規(guī)模、資產(chǎn)負(fù)債率、前十大股東股權(quán)集中度的回歸結(jié)果均很顯著，顯著性水平達(dá)到了1%，則由該三個解釋變量作為企業(yè)社會責(zé)任信息披露指數(shù)估計值的主要回歸指標(biāo)，得出CSR～帶入到模型（1）。

4.穩(wěn)健性檢驗。本文選取TobinQ作為企業(yè)價值的替代變量對模型的穩(wěn)定性進(jìn)行檢驗。由TobinQ作為企業(yè)價值的估計值，回歸模型（1）的調(diào)整R方達(dá)到了37.6%，方程的總體擬合度較好。而方差分析中，回歸對應(yīng)的概率依然是0，顯著性水平為0.05，所以回歸方程解釋性很好。在回歸模型（2）中，解釋變VIF最大值為1.424，不存在多重共線性問題。其中，控制變量的概率值均小于顯著性水平0.05，都是有意義的。最終，解釋變量CSR～與被解釋變量TobinQ呈現(xiàn)出顯著正相關(guān)關(guān)系，替代檢驗得出的結(jié)論與之前結(jié)果基本一致，假設(shè)1仍然得到了很好的支持，驗證方程的穩(wěn)定性。

五、實證研究結(jié)論

從對模型的二階回歸結(jié)果來看，企業(yè)披露社會責(zé)任信息受到公司規(guī)模、資產(chǎn)負(fù)債率和股權(quán)集中度的顯著影響。其中，規(guī)模越大的公司越注重企業(yè)的品牌外在形象，它所承擔(dān)的企業(yè)社會責(zé)任活動越高。資產(chǎn)負(fù)債率越高的企業(yè)，由于過多的負(fù)債使得企業(yè)的經(jīng)營壓力增大，導(dǎo)致無法將更多的資源投放到社會責(zé)任中，更多注重于利益的追逐。股權(quán)越集中的企業(yè)社會責(zé)任履行的越多，這可能是由于股權(quán)的集中可以使企業(yè)社會責(zé)任的決策和推行更為順利。

從對模型的一階回歸結(jié)果來看，在排除了企業(yè)社會責(zé)任信息披露的變量內(nèi)生性問題后，證明了企業(yè)的社會責(zé)任信息披露和企業(yè)未來三年價值之間的正相關(guān)關(guān)系。這說明企業(yè)的信息作為信號傳遞給市場上的投資者，披露更多的社會責(zé)任信息幫助企業(yè)樹立更好的外部形象，為企業(yè)未來發(fā)展帶來相應(yīng)的正向回報，但是這種積極的影響卻具有一定時間上的滯后性。所以雖然從當(dāng)年來看，過多的承擔(dān)社會責(zé)任造成企業(yè)成本費用的增加，而沒有帶來價值的提升，但從未來長遠(yuǎn)角度來看，多履行社會責(zé)任的企業(yè)還是會受到社會公眾的理解和支持。

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