企業(yè)社會責(zé)任與融資約束交互影響的實證研究

金樹穎,柳硯妮(沈陽航空航天大學(xué) 經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院，沈陽 110136)

企業(yè)社會責(zé)任作為一種自愿性行為，其履行情況不僅反映了企業(yè)對利益相關(guān)者責(zé)任的重視，更從某種程度體現(xiàn)了企業(yè)的整體實力及發(fā)展理念。在普遍面臨融資約束的情況下，企業(yè)通過承擔(dān)社會責(zé)任向投資者傳遞積極信號的行為對降低外部融資壓力尤為重要，同時，對利益相關(guān)者負(fù)責(zé)的企業(yè)預(yù)期給投資者帶來更加穩(wěn)定的收益，更容易獲得外部融資。目前，從社會責(zé)任的行為方面探討其與融資約束影響的文獻(xiàn)尚不多見?，F(xiàn)有研究多從企業(yè)社會責(zé)任與財務(wù)績效[1-3]、企業(yè)價值[4、5]、資本成本[6、7]等方面展開，少數(shù)融資約束方面的研究,多集中于企業(yè)社會責(zé)任信息披露與否及披露質(zhì)量對融資約束問題的影響[8-9]。

我們對于企業(yè)社會責(zé)任與融資約束影響的研究主要從以下幾個方面展開，其一，相較于報告的披露，本文更多關(guān)注社會責(zé)任行為對融資約束的影響，且現(xiàn)有研究中常直接采用報告總體質(zhì)量衡量社會責(zé)任，而社會責(zé)任的行為與其報告質(zhì)量通常是具有差異的；其二，本文認(rèn)為社會責(zé)任行為對于融資約束的影響具有滯后性，對此，我們特別研究了社會責(zé)任對其滯后一期融資約束的影響；其三，融資約束也可能反向作用于社會責(zé)任行為，我們研究當(dāng)企業(yè)面臨融資約束時，是否會第一時間降低社會責(zé)任方面的投入，由此使市場參與者通過企業(yè)對社會責(zé)任的承擔(dān)水平來判斷其是否面臨資金風(fēng)險。此外，我們還研究了在不同的股權(quán)性質(zhì)下，融資約束與企業(yè)社會責(zé)任績效的交互關(guān)系是否存在差異。

1 文獻(xiàn)綜述與研究假設(shè)

根據(jù)融資優(yōu)序理論[10]，資金的需求方通常比投資方擁有更多的信息，由于信息的不對稱性，使得企業(yè)外源融資成本大于內(nèi)源融資成本，從而使企業(yè)面臨不同程度的融資約束。

積極的社會責(zé)任行為不僅向利益相關(guān)者傳遞了積極的信號，提升企業(yè)的融資能力[11]，也會對其聲譽產(chǎn)生正向影響，從而提高長期業(yè)績和企業(yè)價值[12]。Garriga等[13]認(rèn)為，社會和環(huán)境問題可能對公司的財務(wù)業(yè)績構(gòu)成威脅，Dhaliwal[14-15]研究發(fā)現(xiàn)，降低資本成本是企業(yè)加大社會責(zé)任披露的主要動機(jī)之一，他還發(fā)現(xiàn)社會責(zé)任報告與股權(quán)投資成本之間存在負(fù)相關(guān)關(guān)系，這種關(guān)系在信息透明度較差的企業(yè)以及利益相關(guān)者意識較強(qiáng)的資本市場尤為明顯。Goss[16]研究發(fā)現(xiàn)，企業(yè)社會責(zé)任行為也會促進(jìn)其與銀行及監(jiān)管機(jī)構(gòu)的關(guān)系，從而緩解融資約束。相反，沈洪濤[17]以我國石化塑膠行業(yè)上市公司為樣本實證研究發(fā)現(xiàn)：公司的融資需求不會對企業(yè)的社會責(zé)任披露構(gòu)成影響。李維安[18]針對我國2007-2010年民營上市公司數(shù)據(jù)的研究發(fā)現(xiàn)，慈善捐贈會提升企業(yè)的債務(wù)融資能力。隨著法律水平、政府環(huán)境監(jiān)管以及市場的完善等外部治理水平的提高，環(huán)境信息的披露會顯著降低企業(yè)股權(quán)融資成本[19]。管亞梅[9]針對2010-2011年披露社會責(zé)任報告的上市公司進(jìn)行了實證檢驗，發(fā)現(xiàn)高質(zhì)量的企業(yè)社會責(zé)任信息披露會降低融資約束程度。

企業(yè)在社會責(zé)任方面的積極投入，可以從多個路徑降低企業(yè)融資約束。基于利益相關(guān)者理論，企業(yè)社會責(zé)任會改善企業(yè)其與股東、債權(quán)人、供應(yīng)商、職工、政府及社區(qū)的關(guān)系，使企業(yè)經(jīng)營環(huán)境更加穩(wěn)定，降低資金風(fēng)險并能提高企業(yè)聲譽，增強(qiáng)投資者信心?；谛盘杺鬟f理論，如果企業(yè)連自身生存都難以維繼，則很難顧及社會責(zé)任問題，所以企業(yè)社會責(zé)任給投資者傳遞的信號就是：一個運營良好的企業(yè)才會在社會責(zé)任方面有所投入，這樣的企業(yè)通常也具有更多的自由現(xiàn)金流。此外，企業(yè)社會責(zé)任績效與信息披露的研究具有差異性，為對比我們引入對企業(yè)社會責(zé)任信息披露的研究，后者的作用與其他非財務(wù)類信息披露相似，可以降低企業(yè)與投資者的信息不對稱性，從而降低融資約束程度，但這種影響不能立即體現(xiàn)在當(dāng)期，具有一定滯后性。由此我們提出：

假設(shè)1a：較高的社會責(zé)任績效將會降低其滯后一期的融資約束程度。

假設(shè)1b: 較高的企業(yè)社會責(zé)任信息質(zhì)量會降低其滯后一期的融資約束程度。

當(dāng)企業(yè)出現(xiàn)財務(wù)問題時，并不能立即反映在財務(wù)數(shù)據(jù)上，因為管理者更傾向于加速披露好消息而推遲甚至隱瞞壞消息的披露[20-21]。這種信息不對稱給投資者判別企業(yè)財務(wù)狀況增加了很大難度，而僅根據(jù)企業(yè)日常經(jīng)營方面的財務(wù)指標(biāo)進(jìn)行的財務(wù)風(fēng)險判斷往往不夠全面。大量研究表明，由于資本市場不完善和企業(yè)普遍存在盈余管理行為，致使股票價格和會計利潤都不能真實地反映企業(yè)的財務(wù)狀況及風(fēng)險[22]，近幾年出現(xiàn)財務(wù)危機(jī)甚至破產(chǎn)清算的一些企業(yè)，不僅是企業(yè)的經(jīng)營方面出現(xiàn)了問題，在員工福利、供應(yīng)鏈及債權(quán)債務(wù)關(guān)系等方面也存在較大問題。企業(yè)社會責(zé)任是一種戰(zhàn)略管理行為，用于處理企業(yè)自身與其他利益相關(guān)者之間的關(guān)系[23]。Campbell[24]提出企業(yè)希望在不同的組織層面表現(xiàn)出其社會責(zé)任，然而，財務(wù)狀況不佳和經(jīng)濟(jì)環(huán)境較差的企業(yè)很少甚至不會承擔(dān)任何企業(yè)社會責(zé)任。Chan[25]根據(jù)美國上市公司數(shù)據(jù)實證分析得出，當(dāng)企業(yè)面臨財務(wù)困境等流動性約束時，幾乎沒有任何社會責(zé)任方面的投入。

社會責(zé)任作為一項長期戰(zhàn)略，為企業(yè)帶來的是一種未來收益,回報周期較長且具有不確定性。履行社會責(zé)任行為需要投入資金，而這些資金也可以分配給其他項目，也就是說，公司履行社會責(zé)任的前提是滿足日常經(jīng)營需要的同時保證充足的現(xiàn)金流，外源資金是企業(yè)現(xiàn)金流的首要來源。因此，當(dāng)面臨外部融資問題甚至財務(wù)困境時，企業(yè)必然會第一時間削減對社會責(zé)任方面的投入，即融資約束問題會對當(dāng)期的企業(yè)社會責(zé)任產(chǎn)生影響。由此我們提出：

假設(shè)2：企業(yè)面臨融資約束程度越高當(dāng)期對社會責(zé)任的履行程度越低。

國有企業(yè)的經(jīng)營目標(biāo)更加多元化，面臨較強(qiáng)的政策約束，國有企業(yè)的社會責(zé)任更多表現(xiàn)為強(qiáng)制性、特定性的目標(biāo)和責(zé)任[26]。張川等[27]發(fā)現(xiàn)國有企業(yè)社會責(zé)任的承擔(dān)對其市場占有能力和財務(wù)績效都有顯著的促進(jìn)作用，國有企業(yè)的社會責(zé)任的承擔(dān)水平也普遍高于民營及外資企業(yè)。對于非國有企業(yè)來說，社會責(zé)任信息披露可能會降低信息不對稱，但對于過多的社會責(zé)任投入對于其經(jīng)濟(jì)后果的影響還不確定。李正[28]通過對2003年上交所521家上市公司研究發(fā)現(xiàn)企業(yè)社會責(zé)任承擔(dān)水平越高當(dāng)期的企業(yè)價值越低。胡建軍[29]通過實證研究發(fā)現(xiàn)，民營企業(yè)的社會責(zé)任信息的披露會降低其股價。

可以看出，承擔(dān)社會責(zé)任需要付出成本。一方面，在我國企業(yè)社會責(zé)任的認(rèn)知、履行以及法律規(guī)范還處于初級階段，雖然披露社會責(zé)任信息會降低企業(yè)信息不對稱程度，但非國有企業(yè)融資能力相對國有企業(yè)較低，對社會責(zé)任過多的投入會占用企業(yè)的流動資金，反而會降低投資者的投資意愿，即降低社會責(zé)任與融資約束的敏感性。相反，投資者及債權(quán)人更傾向于國有企業(yè)對社會責(zé)任會的承擔(dān)，這將使國有企業(yè)面臨更低的法律風(fēng)險及更高的社會聲譽，增強(qiáng)投資者信心，從而緩解其融資約束。另一方面，由于我國國有企業(yè)社會責(zé)任投入普遍高于非國有企業(yè)，面臨融資約束時，可能會大幅削減社會責(zé)任方面的投入，從而導(dǎo)致其融資約束與社會責(zé)任投入敏感性較強(qiáng)，而非國企本身社會責(zé)任履行程度普遍較低，變化幅度較小，可能導(dǎo)致其對于融資約束的影響不明顯。由此我們提出：假設(shè)3：企業(yè)社會責(zé)任的行為績效與融資約束的交互影響在國有企業(yè)中更顯著。

2 研究設(shè)計

2.1 樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

本文以2013-2016年披露社會責(zé)任報告并經(jīng)潤靈環(huán)球(RKS)進(jìn)行社會責(zé)任評級的A股上市公司為樣本，經(jīng)過初步分析對樣本做以下處理：(1)剔除屬于金融保險行業(yè)的公司。(2)剔除研究年限內(nèi)上市不滿一年的公司。(3)剔除財務(wù)數(shù)據(jù)缺失的公司，并分年度對所有連續(xù)變量在上下1%分位上進(jìn)行winsor縮尾處理，最終得到2 318個分析樣本。社會責(zé)任數(shù)據(jù)來自潤靈環(huán)球社會責(zé)任評級，財務(wù)及公司治理數(shù)據(jù)來自國泰安(CSMAR)數(shù)據(jù)庫，本文采用stata14.0進(jìn)行數(shù)據(jù)處理。

2.2 變量解釋及衡量

(1)企業(yè)社會責(zé)任

本文采用潤靈環(huán)球評級對企業(yè)披露的社會責(zé)任信息的評分衡量社會責(zé)任，具體采用內(nèi)容性評分衡量社會責(zé)任行為績效，總體性評分衡量社會責(zé)任報告質(zhì)量。潤靈環(huán)球機(jī)構(gòu)的評分根據(jù)企業(yè)披露的報告多方面綜合評價企業(yè)社會責(zé)任的表現(xiàn)，指標(biāo)體系通過整體性(30分)、內(nèi)容性(45分)、技術(shù)性(15分)及行業(yè)性(10分)四個層面下共15個一級指標(biāo)及63個二級指標(biāo)進(jìn)行結(jié)構(gòu)性打分，其內(nèi)容性評分通過對企業(yè)客觀履責(zé)程度包括責(zé)任戰(zhàn)略、責(zé)任管理、經(jīng)濟(jì)績效、環(huán)境責(zé)任績效、社會責(zé)任績效及績效質(zhì)量進(jìn)行綜合評價，我們采用內(nèi)容性評分部分來衡量企業(yè)社會責(zé)任行為。由于企業(yè)會盡可能多地披露其承擔(dān)的社會責(zé)任信息，故本文假定社會責(zé)任報告可以反映企業(yè)的全部的社會責(zé)任行為績效。

(2)融資約束

國內(nèi)外研究中對融資約束的衡量始終存在較大爭議，通過多個財務(wù)指標(biāo)構(gòu)建綜合指數(shù)的方法被認(rèn)為更具全面性，其中KZ指數(shù)更適用于交互影響研究，故本文使用重新構(gòu)建的KZ指數(shù)來衡量融資約束。

Kaplan等[30]總結(jié)了可能與融資約束緊密相關(guān)的財務(wù)指標(biāo)，包括現(xiàn)金持有、經(jīng)營性現(xiàn)金流、現(xiàn)金股利發(fā)放、負(fù)債情況以及投資機(jī)會，并通過對美國上市公司數(shù)據(jù)進(jìn)行邏輯回歸分析建立KZ指數(shù)，KZ指數(shù)越大企業(yè)面臨融資約束的可能性越高，反之則越低。鑒于國內(nèi)資本市場與美國資本市場的差異，本文按照Kaplan等構(gòu)建KZ指數(shù)的方法以國內(nèi)上市公司財務(wù)數(shù)據(jù)為樣本重新構(gòu)建KZ指數(shù)。采用2013-2016年所有滬深A(yù)股包含已披露及未披露社會責(zé)任報告的上市公司樣本，按照前文的樣本剔除方式得到9 815個樣本，并對這些樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行如下處理：首先，分別將樣本按現(xiàn)金持有量、經(jīng)營性現(xiàn)金流、資產(chǎn)負(fù)債率及TobinQ值進(jìn)行排序，若某樣本現(xiàn)金持有量低于中位數(shù)則kz1=1，否則為0；同理，若經(jīng)營性現(xiàn)金流低于中位數(shù)則kz2=1,否則為0；若公司當(dāng)年未分配現(xiàn)金股利則kz3=1，否則為0；若資產(chǎn)負(fù)債率高于中位數(shù)則kz4=1,否則為0；若托賓Q值高于中位數(shù)則kz5=1，否則為0。其次令KZ=kz1+kz2+kz3+kz4+kz5，并以KZ為因變量、現(xiàn)金持有/期初資產(chǎn)總額(C)、經(jīng)營性現(xiàn)金流/期初資產(chǎn)總額(CF)、現(xiàn)金股利/期初資產(chǎn)總額(DIV)、資產(chǎn)負(fù)債率(LEV)以及TobinQ作為自變量進(jìn)行有序邏輯回歸(Ordered logistic regression)?；貧w結(jié)果見表1所示。

表1 融資約束KZ指數(shù)估計的回歸結(jié)果

注：***表示顯著性水平為1%。

(3)控制變量

據(jù)相關(guān)文獻(xiàn)的研究，本文采用了企業(yè)規(guī)模(Size)、資產(chǎn)收益率(ROA)、股權(quán)集中度(Shr)、托賓Q值(Q)以及經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平(GDP)等作為控制變量，變量解釋詳見表2。

表2 主要變量定義

2.3 模型構(gòu)建

為檢驗企業(yè)社會責(zé)任行為與融資約束之間的交互影響，我們構(gòu)建了如下四個回歸模型。

KZi,t=α0+α1*CSRCi,t-1+α2control variable+εi,t

(1)

KZi,t=β0+β1*CSRi,t-1+β2control variable+εi,t

(2)

CSRCi,t=α0+α1*KZi,t+α2control variable+εi,t

(3)

CSRRi,t=β0+β1*KZi,t+β2control variable+εi,t

(4)

模型中，KZ代表公司融資約束程度，CSRC代表企業(yè)社會責(zé)任績效，CSRR代表企業(yè)社會責(zé)任報告質(zhì)量，模型(1)用來檢驗假設(shè)1a，使用社會責(zé)任績效CSRCi,t-1對其滯后一期的融資約束KZi,t進(jìn)行回歸分析；模型(2)用來檢驗假設(shè)1b，同理，將社會責(zé)任報告質(zhì)量CSRRi,t-1對其滯后一期的融資約束KZi,t進(jìn)行回歸分析；模型(3)來檢驗假設(shè)2，將融資約束KZi,t與當(dāng)期的企業(yè)社會責(zé)任績效CSRCi,t-1進(jìn)行回歸分析。同時，為對比社會責(zé)任行為與報告質(zhì)量研究的差異性建立了模型(4)，檢驗融資約束是否會同樣影響當(dāng)期報告質(zhì)量。此外，將模型(1)、(2)、(3)、(4)分別在國有組與非國有組下進(jìn)行回歸，以檢驗不同股權(quán)性質(zhì)下兩者交互關(guān)系的敏感性。

3 實證分析

3.1 企業(yè)社會責(zé)任影響融資約束的回歸分析

按照企業(yè)社會責(zé)任績效(CSRC)及社會責(zé)任報告質(zhì)量(CSRR)分別對融資約束(KZ)進(jìn)行回歸，由表3可見，全樣本下社會責(zé)任績效及報告質(zhì)量的回歸系數(shù)分別為-0.0175、-0.0077，均在1%的水平上顯著為負(fù)，表明社會責(zé)任的績效及報告質(zhì)量均與融資約束存在負(fù)相關(guān)關(guān)系，由此假設(shè)1a和假設(shè)1b得到了驗證。在分組回歸部分，國有組企業(yè)的社會責(zé)任績效的回歸系數(shù)為-0.015且在1%水平上顯著，而非國有組回歸系數(shù)為-0.017且在5%水平上顯著，由此可見國有企業(yè)社會責(zé)任承擔(dān)水平對融資約束的影響更為顯著，假設(shè)3得到了驗證；對于社會責(zé)任報告質(zhì)量的分組回歸結(jié)果均在1%的水平上顯著為負(fù)，可見高質(zhì)量的社會責(zé)任報告對國有與非國有企業(yè)無明顯差異，都能顯著降低融資約束。

表3 企業(yè)社會責(zé)任績效及報告質(zhì)量對融資約束的影響

注:*、**、***分別表示顯著性水平為10%、5%、1%。

3.2 融資約束影響企業(yè)社會責(zé)任的回歸分析

由于上市公司披露社會責(zé)任報告經(jīng)潤靈環(huán)球評分的數(shù)據(jù)時間相對滯后，同時基于數(shù)據(jù)取得及KZ指數(shù)評價基礎(chǔ)的限制，我們僅采用2013-2015年的社會責(zé)任數(shù)據(jù)(報告時間為2014-2016年)及KZ指數(shù)，總樣本為3年期共計1615個樣本數(shù)據(jù)，對模型(3)進(jìn)行回歸，由表4可見，融資約束(KZ)回歸系數(shù)為-1.047，在1%的水平上顯著，由此支持了假設(shè)2，企業(yè)規(guī)模(Size)、托賓Q值(Q)在1%的水平上顯著，資產(chǎn)收益率(ROA)、股權(quán)集中度(Shr)在10%的水平上顯著，這也與以往的研究相符；股權(quán)性質(zhì)方面，分組回歸后，國有組融資約束的回歸結(jié)果仍在1%的水平上負(fù)相關(guān)，而非國有組雖然回歸系數(shù)為負(fù)，但不顯著，這與假設(shè)3的預(yù)期基本相符。社會責(zé)任報告質(zhì)量方面，融資約束對于企業(yè)的社會披露質(zhì)量在全樣本、國有組及非國有組下都沒有顯著影響，也就是企業(yè)的財務(wù)狀況并不會顯著影響其報告的質(zhì)量，與事實相符合，這也從某種程度印證了社會責(zé)任行為研究與社會報告質(zhì)量研究的差異。

表4 企業(yè)融資約束對社會責(zé)任行為及報告質(zhì)量的影響

注:*、**、***分別表示顯著性水平為10%、5%、1%。

4 結(jié)論

本文以2013-2016年滬深兩市A股上市公司數(shù)據(jù)為樣本構(gòu)建了KZ指數(shù)來度量融資約束，并與樣本內(nèi)披露社會責(zé)任報告的企業(yè)社會責(zé)任評級進(jìn)行交互影響研究。通過描述性統(tǒng)計及回歸分析，我們得出以下結(jié)論。

企業(yè)社會責(zé)任績效及信息披露水平與融資約束程度有顯著的負(fù)向關(guān)系，說明企業(yè)通過承擔(dān)社會責(zé)任及披露社會責(zé)任報告可以降低其面臨的融資約束。股權(quán)性質(zhì)方面，非國有企業(yè)的社會責(zé)任投入對于經(jīng)濟(jì)后果的影響不顯著，可能的原因有法律的不健全以及社會責(zé)任的普遍認(rèn)知程度較低等，導(dǎo)致投資者對非國有企業(yè)履行社會責(zé)任的疑慮，即非國企承擔(dān)社會責(zé)任會增加該企業(yè)的資金負(fù)擔(dān)，由此抵消企業(yè)社會責(zé)任對融資約束的負(fù)向影響，所以應(yīng)進(jìn)一步加深對我國非國有企業(yè)尤其是民營企業(yè)的社會責(zé)任研究。

融資約束的程度與社會責(zé)任承擔(dān)水平有顯著的負(fù)向關(guān)系，說明面臨融資約束的企業(yè)當(dāng)期較少參與社會責(zé)任，也就是說企業(yè)面臨外部籌資壓力時，不太可能將資金投入到社會責(zé)任行為方面，所以當(dāng)企業(yè)社會責(zé)任方面的投入降低時，很可能是企業(yè)面臨外部資金短缺，由此可以從企業(yè)的社會責(zé)任行為表現(xiàn)來判斷其面臨的財務(wù)狀況。值得強(qiáng)調(diào)的是，雖然企業(yè)社會責(zé)任績效與報告質(zhì)量有一定相關(guān)關(guān)系，但從融資約束對兩者的回歸結(jié)果來看，融資約束并不會對當(dāng)期報告質(zhì)量產(chǎn)生顯著影響。股權(quán)性質(zhì)方面，國有企業(yè)社會責(zé)任方面投入普遍較高，所以面臨融資約束時，其對社會責(zé)任投入的削減幅度也更大。

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