公司治理結(jié)構(gòu)與社會責(zé)任信息披露關(guān)系研究

王朝霞，孫付華，施文君

(河海大學(xué) 商學(xué)院，江蘇 南京 211100)

近年來食品安全事件、生產(chǎn)安全事故頻發(fā)，引發(fā)了人們對企業(yè)社會責(zé)任的關(guān)注，企業(yè)作為社會財(cái)富的創(chuàng)造者，在自身發(fā)展的同時(shí)，也要承擔(dān)起在社會、環(huán)境方面的責(zé)任，為我國可持續(xù)發(fā)展之路、生態(tài)文明建設(shè)的戰(zhàn)略目標(biāo)奠定夯實(shí)的基礎(chǔ)。企業(yè)社會責(zé)任信息披露是了解企業(yè)社會責(zé)任履行情況的主要途徑，在國家相關(guān)政策的強(qiáng)制要求下，在客戶、職工、社會等利益相關(guān)者的壓力下，部分企業(yè)被動(dòng)或者自愿披露社會責(zé)任履行情況，但企業(yè)間的披露內(nèi)容與披露水平存在較大差距，披露質(zhì)量有待改進(jìn)。因此，研究公司治理結(jié)構(gòu)具體指標(biāo)如何影響社會責(zé)任信息披露具有重要的現(xiàn)實(shí)意義。

1　文獻(xiàn)綜述

目前國內(nèi)外學(xué)者在研究公司社會責(zé)任信息披露質(zhì)量與治理結(jié)構(gòu)關(guān)系時(shí)，一般選取股權(quán)結(jié)構(gòu)、監(jiān)事會特征、董事會特征、管理層、委員會等作為治理結(jié)構(gòu)的替代變量，得出了一些重要結(jié)論。如CONSOLANDIA等[1]發(fā)現(xiàn)，股權(quán)集中度與社會責(zé)任披露水平負(fù)相關(guān)。陳智等[2-3]研究發(fā)現(xiàn)公司社會責(zé)任信息披露質(zhì)量與CEO兩職合一并無顯著關(guān)系，但與董事會獨(dú)立性顯著正相關(guān)，但兩篇文獻(xiàn)對管理層激勵(lì)與披露水平關(guān)系存在相反意見。張正勇等[4]指出公司治理結(jié)構(gòu)整體水平與社會責(zé)任信息披露質(zhì)量顯著正相關(guān)，但主要受管理層治理機(jī)制與股權(quán)結(jié)構(gòu)治理機(jī)制影響，委員會治理機(jī)制、董事會治理機(jī)制并未發(fā)揮顯著作用。劉婉立等[5]發(fā)現(xiàn)董事會規(guī)模、獨(dú)立性與社會責(zé)任披露水平正相關(guān)，而董事長、總經(jīng)理兩職合一、監(jiān)事會規(guī)模與披露質(zhì)量負(fù)相關(guān)。楊樹旺等[6]認(rèn)為地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平通過治理結(jié)構(gòu)的中介作用，能夠促進(jìn)企業(yè)提高社會責(zé)任信息披露水平。

但上述研究結(jié)論的差異主要?dú)w于以下幾方面原因：①樣本量小，部分學(xué)者僅選擇某一行業(yè)或者研究年份較少，導(dǎo)致樣本量不足，使得結(jié)論難以推廣，并保持一貫性；②社會責(zé)任信息披露度量的準(zhǔn)確性備受質(zhì)疑，以往社會責(zé)任披露數(shù)據(jù)主要來源于公司年報(bào)或者社會責(zé)任報(bào)告，年報(bào)中披露信息有限、不規(guī)范，多為定性內(nèi)容，而對社會責(zé)任報(bào)告設(shè)定指標(biāo)打分，又受學(xué)者專業(yè)和經(jīng)驗(yàn)影響，難以保證客觀全面。

基于此，筆者嘗試?yán)蒙鐣?zé)任信息披露專業(yè)評級機(jī)構(gòu)公布的數(shù)據(jù)，構(gòu)建多元線性回歸模型來探究公司治理結(jié)構(gòu)與社會責(zé)任信息披露之間的關(guān)系，在此基礎(chǔ)上就企業(yè)如何改善治理結(jié)構(gòu)、完善社會責(zé)任信息披露機(jī)制提出建議。

2　研究假設(shè)

公司治理結(jié)構(gòu)是由股東、董事會、管理層等共同構(gòu)成的組織體系，是企業(yè)的核心與靈魂，治理結(jié)構(gòu)設(shè)置的差異，會對社會責(zé)任信息披露產(chǎn)生不同的影響。筆者依據(jù)委托代理理論、利益相關(guān)者理論，分析股權(quán)集中度、董事會規(guī)模、董事會獨(dú)立性、管理層薪酬激勵(lì)、董事長與總經(jīng)理兼任具體治理結(jié)構(gòu)指標(biāo)對社會責(zé)任信息披露的影響，并提出相關(guān)假設(shè)。

2.1　股權(quán)集中度與社會責(zé)任信息披露

股權(quán)集中度是衡量公司治理結(jié)構(gòu)的一個(gè)重要指標(biāo)，目前學(xué)術(shù)界對社會責(zé)任信息披露與股權(quán)集中度的關(guān)系尚未達(dá)成一致結(jié)論。梁牧[7]隨機(jī)抽取100家上市公司作為樣本，發(fā)現(xiàn)股權(quán)集中不利于社會責(zé)任信息披露。蔣堯明等[8]將社會責(zé)任信息披露排名前三分之一與排名后三分之二的上市公司治理特征進(jìn)行對比，發(fā)現(xiàn)社會責(zé)任信息披露程度高的公司股權(quán)更集中。從代理理論來說，股權(quán)越是分散則越容易出現(xiàn)股東相互推脫不作為，以致難以對管理層行為進(jìn)行有效的監(jiān)督，管理層披露社會責(zé)任信息的動(dòng)力下降?；诖?，筆者提出如下假設(shè)：

H1股權(quán)集中度與社會責(zé)任信息披露正相關(guān)。

2.2　董事會規(guī)模與社會責(zé)任信息披露

從可持續(xù)發(fā)展理論角度來看，一個(gè)企業(yè)要獲得可持續(xù)發(fā)展，就必須有一個(gè)強(qiáng)大的治理層來對企業(yè)的運(yùn)行進(jìn)行監(jiān)管和控制，使各項(xiàng)可持續(xù)發(fā)展政策得到落實(shí)。董事會是影響公司治理結(jié)構(gòu)的有效因素，其規(guī)模會對治理效率產(chǎn)生影響，隨著董事會規(guī)模的增加，其監(jiān)督能力、整體專業(yè)性水平都隨之提高，有助于提高信息披露質(zhì)量。HANIFFA等[9]以馬來西亞上市公司作為研究對象，亦證實(shí)董事會規(guī)模擴(kuò)大有利于社會責(zé)任信息披露。據(jù)此筆者提出如下假設(shè)：

H2董事會規(guī)模與社會責(zé)任信息披露正相關(guān)。

2.3　獨(dú)立董事比例與社會責(zé)任信息披露

獨(dú)立董事能有夠有效監(jiān)督管理層與股東行為，在考慮股東利益的同時(shí)，也關(guān)注消費(fèi)者、社區(qū)等公司相關(guān)者的利益，即所在公司社會責(zé)任履行情況，肖作平等[10-11]的研究證實(shí)了這一觀點(diǎn)。但文獻(xiàn)[4]研究顯示兩者并無顯著聯(lián)系，這可能與獨(dú)立董事機(jī)制在中國尚不完善有關(guān)，個(gè)別公司獨(dú)立董事形同虛設(shè)，或者受限于時(shí)間、精力，難以對公司社會責(zé)任履行情況起到監(jiān)督作用。據(jù)此筆者提出如下假設(shè)：

H3獨(dú)立董事比例與社會責(zé)任信息披露不相關(guān)。

2.4　管理層薪酬激勵(lì)與社會責(zé)任信息披露

根據(jù)代理理論，管理層與股東、政府等相關(guān)者的利益并非完全一致；而利益相關(guān)者理論認(rèn)為，提高管理層的薪酬待遇能夠在一定程度上減少管理者個(gè)人與公司整體利益的分歧，促使管理者從更長遠(yuǎn)的目光經(jīng)營管理企業(yè)，從而積極履行社會責(zé)任信息披露的職責(zé)。于曉謙等[12]以石化塑膠行業(yè)為例，也發(fā)現(xiàn)管理層薪酬激勵(lì)程度較高的公司社會責(zé)任信息披露機(jī)制也更為完善。基于此，筆者提出如下假設(shè)：

H4管理層薪酬激勵(lì)與社會責(zé)任信息披露正相關(guān)。

2.5　董事長、總經(jīng)理兼任與社會責(zé)任信息披露

董事會職責(zé)之一就是監(jiān)督、考評總經(jīng)理的工作，當(dāng)董事長與總經(jīng)理由一人擔(dān)任時(shí)，企業(yè)履行社會責(zé)任的情況及披露社會責(zé)任方面均會受到影響。文獻(xiàn)[10]研究發(fā)現(xiàn)兩職合一時(shí)，公司承擔(dān)的社會責(zé)任顯著減少。文獻(xiàn)[5]指出當(dāng)董事長兼任總經(jīng)理時(shí)，公司內(nèi)部牽制能力減弱，導(dǎo)致公司運(yùn)營透明度降低，并證實(shí)兩職合一與社會責(zé)任信息披露負(fù)相關(guān)。當(dāng)兩職合一時(shí)，董事會對總經(jīng)理的約束能力減弱，總經(jīng)理選擇性披露社會責(zé)任信息的權(quán)利與機(jī)會無疑會增加。據(jù)此筆者提出如下假設(shè)：

H5董事長、總經(jīng)理兩職兼任與社會責(zé)任信息披露負(fù)相關(guān)。

3　研究設(shè)計(jì)

3.1　數(shù)據(jù)來源及樣本選擇

筆者選取2012—2016年潤靈環(huán)球責(zé)任評級報(bào)告中的上市公司作為研究對象，剔除金融保險(xiǎn)業(yè)、ST、*ST等樣本后，最終篩選出3 098個(gè)樣本。除企業(yè)社會責(zé)任信息披露程度來源于2012—2016年潤靈環(huán)球社會責(zé)任評級機(jī)構(gòu)發(fā)布的評級報(bào)告外，其他變量均來源于CSMAR數(shù)據(jù)庫。

此外，筆者參照陳思琴[13]的研究經(jīng)驗(yàn)將樣本區(qū)分為社會責(zé)任信息披露敏感行業(yè)(簡稱敏感行業(yè))和社會責(zé)任信息披露不敏感行業(yè)(簡稱非敏感行業(yè))，其中敏感性行業(yè)主要包括釆掘業(yè)、電力煤氣業(yè)、食品飲料業(yè)、建筑業(yè)、生物制藥、造紙印刷、金屬、非金屬制造業(yè)、石油化學(xué)塑料制造業(yè)等。

3.2　變量設(shè)定

3.2.1被解釋變量

筆者采用潤靈環(huán)球MCT-I社會責(zé)任總評分衡量企業(yè)社會責(zé)任信息披露，該指標(biāo)從整體性、技術(shù)性、內(nèi)容性、行業(yè)性4個(gè)方面對企業(yè)社會責(zé)任信息披露狀況進(jìn)行評價(jià)，這些指標(biāo)客觀、權(quán)威，能夠克服以往研究的不足。

3.2.2解釋變量

筆者以股權(quán)集中度、董事會規(guī)模、獨(dú)立董事比例、管理層激勵(lì)、董事長與總經(jīng)理兩職兼任這些具體指標(biāo)作為解釋變量。其中，股權(quán)集中度以前三名股東持股比例之和衡量；董事會規(guī)模則以董事會人數(shù)表示；獨(dú)立董事比例以獨(dú)立董事人數(shù)占董事會總?cè)藬?shù)的比例作為替代變量；管理層激勵(lì)方面選用高管前三名薪酬之和的對數(shù)來進(jìn)行衡量；董事長與總經(jīng)理兩職兼任情況采用0，1變量來定義，兩職兼任取1，否則為0。

3.2.3控制變量

筆者采用企業(yè)規(guī)模、財(cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)、經(jīng)營效益作為控制變量。其中，企業(yè)規(guī)模以企業(yè)資產(chǎn)總額的自然對數(shù)衡量；財(cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)以資產(chǎn)負(fù)債率衡量；經(jīng)營效益用凈資產(chǎn)報(bào)酬率衡量。此外，眾多文獻(xiàn)研究揭示社會責(zé)任信息披露與公司的行業(yè)屬性有關(guān)，所以筆者引進(jìn)了行業(yè)啞變量，敏感行業(yè)取1，非敏感行業(yè)取0。被解釋變量、解釋變量及控制變量定義如表1所示。

表1　變量定義說明

3.3　模型構(gòu)建

為了驗(yàn)證上述假設(shè)，筆者建立以下多元線性回歸模型：

CSRD=C+β1×OC+β2×BS+β3×IDP+

β4×MC+β5×TJP+β6×AL+

β7×ALR+β8×ROE+β9×IS+ε

式中：C為常數(shù)項(xiàng)；ε為誤差項(xiàng)。

4　實(shí)證檢驗(yàn)及分析

4.1　描述性統(tǒng)計(jì)

筆者對主要變量進(jìn)行描述性統(tǒng)計(jì)，包括最小值、最大值、標(biāo)準(zhǔn)差、均值及樣本量5個(gè)指標(biāo)，具體結(jié)果如表2所示。由表2可以看出樣本企業(yè)社會責(zé)任信息披露得分的均值僅為39.42分，可見企業(yè)社會責(zé)任信息整體披露狀況并不樂觀，其中最高分為87.95分，最低分低至15.12分，表明不同企業(yè)間披露水平差距較大，參差不齊；股權(quán)集中度的均值為51.96%，可見樣本公司股權(quán)集中的平均水平較高，但最低值為8.43%，所以也存在股權(quán)特別分散的情況；董事會規(guī)模平均水平不足10人，規(guī)模最大的有18人，基本符合《經(jīng)濟(jì)法》相關(guān)規(guī)定；獨(dú)立董事比例的平均值為0.38，能夠滿足證監(jiān)會的要求，但最小值僅有0.18，反映出少數(shù)企業(yè)尚沒有滿足相關(guān)法律獨(dú)立董事至少占董事會成員三分之一的比例要求，獨(dú)立董事制度設(shè)置存在缺陷；管理層激勵(lì)這一變量在12.21至17.35區(qū)間變動(dòng)，說明樣本企業(yè)的管理層薪酬存在一定差距。

表2　變量的描述性統(tǒng)計(jì)

2012—2016年社會責(zé)任信息披露情況如表3所示，可見披露社會責(zé)任履行情況的企業(yè)在逐年增加，表明越來越多的企業(yè)開始重視社會責(zé)任的履行情況；此外，敏感性行業(yè)、非敏感性行業(yè)及上市公司整體的CSRD平均值呈緩慢上升趨勢，說明樣本企業(yè)社會責(zé)任信息披露水平有了一定程度的提高，且由于敏感性行業(yè)更易引發(fā)公眾及政府關(guān)注，其社會責(zé)任信息披露狀況優(yōu)于非敏感性行業(yè)。

表3　2012—2016年社會責(zé)任信息披露情況

4.2　相關(guān)性分析

各變量之間的Pearson相關(guān)系數(shù)如表4所示。其中，董事長與總經(jīng)理兼任同社會責(zé)任信息披露顯著負(fù)相關(guān)，而股權(quán)集中度、董事會規(guī)模、管理層薪酬激勵(lì)與社會責(zé)任信息披露顯著正相關(guān)，這一結(jié)果與之前的假設(shè)基本一致。且變量間的Pearson系數(shù)最大為0.538，小于0.600，變量間不存在多重共線性問題，不會對回歸分析產(chǎn)生影響。

表4　各變量間的Pearson相關(guān)系數(shù)表

注：***、**、*分別代表在1%、5%、10%水平(雙側(cè))下顯著

4.3　回歸分析

公司治理結(jié)構(gòu)中各變量與社會責(zé)任信息披露關(guān)系的實(shí)證檢驗(yàn)結(jié)果如表5所示。通過表5可知，整個(gè)模型的F值為107.679，在1%的水平下通過顯著性檢驗(yàn)，表明模型整體有效；調(diào)整的R2為0.237，說明具有一定的解釋度；而VIF值均小于10，D-W值接近于2，因此不存在共線性和異方差問題。

表5　各變量回歸系數(shù)表

注：***代表1%的顯著性水平

由表5還可以發(fā)現(xiàn)，股權(quán)集中度、董事會規(guī)模及高管薪酬激勵(lì)均在1%的水平上顯著，說明這3個(gè)因素與社會責(zé)任信息披露顯著正相關(guān)，假設(shè)H1、假設(shè)H2、假設(shè)H4通過檢驗(yàn)。而獨(dú)立董事比例在模型中的系數(shù)為正且并不顯著，表明獨(dú)立董事比例對于提高社會責(zé)任信息披露沒有顯著效果，假設(shè)H3通過檢驗(yàn)。此外，董事長與總經(jīng)理兩職兼任情況的系數(shù)為負(fù)，在10%的水平下通過了顯著性檢驗(yàn)，表明董事長和總經(jīng)理兼任不利于提高披露水平，與假設(shè)H5的預(yù)期一致。

5　結(jié)論與建議

(1)筆者以潤靈環(huán)球責(zé)任評級范圍內(nèi)的上市公司作為研究對象，通過構(gòu)建多元線性回歸模型探討公司治理結(jié)構(gòu)與企業(yè)社會責(zé)任信息披露的關(guān)系。通過分析得出如下結(jié)論：①盡管發(fā)布社會責(zé)任報(bào)告的公司呈現(xiàn)出連年遞增的趨勢，且披露質(zhì)量也有了小幅提高，但我國企業(yè)的社會責(zé)任信息披露參差不齊，整體水平不高，不具有規(guī)范性；②股權(quán)集中度、董事會規(guī)模及管理層激勵(lì)與社會責(zé)任信息披露水平存在較強(qiáng)的正相關(guān)性，而兩職兼任情況與之負(fù)相關(guān)；③獨(dú)立董事比例對于提高社會責(zé)任信息披露質(zhì)量具有一定的影響，但效果并不顯著，這可能與獨(dú)立董事的時(shí)間、精力、專業(yè)能力等有關(guān)；④整體而言，公司治理機(jī)制對于提高企業(yè)社會責(zé)任具有顯著影響，主要受股權(quán)結(jié)構(gòu)、董事會規(guī)模、管理層治理機(jī)制影響，但有待進(jìn)一步改善，尤其是獨(dú)立董事方面。

(2)根據(jù)上述結(jié)論，筆者就如何通過改善公司治理結(jié)構(gòu)來提升企業(yè)社會責(zé)任信息披露提出以下建議：①實(shí)施適當(dāng)?shù)墓蓹?quán)集中。股權(quán)分散可能帶來小股東搭便車、不作為的后果，進(jìn)而導(dǎo)致監(jiān)督管理層行為的能力弱化；②擴(kuò)大董事會規(guī)模，積極引導(dǎo)獨(dú)立董事積極參與公司事務(wù)。董事會對公司具有重要意義，如將消費(fèi)者董事、環(huán)保董事等外部利益相關(guān)者引入董事會機(jī)構(gòu)，對于完善董事會治理機(jī)制、強(qiáng)化公司社會責(zé)任十分必要，同時(shí)積極發(fā)揮獨(dú)立董事監(jiān)督作用，強(qiáng)化獨(dú)立董事的社會責(zé)任意識。③實(shí)施管理層薪酬激勵(lì)措施，減少兩職兼任現(xiàn)象。將總經(jīng)理與董事長兩職分離，并實(shí)施管理層薪酬激勵(lì)措施，有利于加強(qiáng)董事會監(jiān)督職能，減少管理層的自利行為；④相關(guān)部門應(yīng)當(dāng)建立健全社會責(zé)任信息披露的機(jī)制，推動(dòng)媒體輿論監(jiān)督力量，促使企業(yè)改善社會責(zé)任信息披露現(xiàn)狀。

參考文獻(xiàn)：

[1]CONSOLANDIA C, NASCENZI P, JAISWAL-DALE A.Ownership concentration and corporate social performance: an empirical evidence for European firms[R]. [S.l.]:CRRC, 2008.

[2]陳智,徐廣成.中國企業(yè)社會責(zé)任影響因素研究：公司治理視角的實(shí)證分析[J].軟科學(xué),2011(4):106-116.

[3]KHAN A, MUTTAKIN M B,SIDDIQUI J. Corporate governance and corporate social responsibility disclosures: evidence from an emerging economy[J]. Journal of Business Ethics, 2013,114(2):207-223.

[4]張正勇,吉利，毛洪濤.公司治理影響社會責(zé)任信息披露嗎:來自中國上市公司社會責(zé)任報(bào)告的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)[J].經(jīng)濟(jì)經(jīng)緯,2012(6):107-111.

[5]劉婉立,朱紅.基于公司治理視角的企業(yè)社會責(zé)任信息披露質(zhì)量研究[J].北京工商大學(xué)學(xué)報(bào)(社會科學(xué)版),2013,28(6):74-80.

[6]楊樹旺,孟楠.經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、公司治理與企業(yè)社會責(zé)任信息披露:來自中國上市公司的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)[J].湖北社會科學(xué),2016(1):80-84.

[7]梁牧.我國上市公司社會責(zé)任信息披露程度實(shí)證研究[D].青島:中國海洋大學(xué),2009.

[8]蔣堯明,鄭瑩.企業(yè)社會責(zé)任信息披露高水平上市治理特征研究:基于2012年滬市A股上市公司的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)[J].中央財(cái)經(jīng)大學(xué)學(xué)報(bào),2014(11):52-59.

[9]HANIFFA R M, COOKE T E.The impact of culture and governance on corporate social reporting[J]. Journal of Accounting & Public Policy, 2005,24(5):391-430.

[10]肖作平,楊嬌.公司治理對公司社會責(zé)任的影響分析:來自中國上市公司的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)[J].證券市場導(dǎo)報(bào),2011(6):34-40.

[11]ZHANG J Q, ZHU H, DING H B. Board composition and corporate social responsibility:an empirical investigation in the post Sarbanes-Oxley era[J].Journal of Business Ethics,2013,114(3)：381-392.

[12]于曉謙,程浩.公司治理對公司社會責(zé)任信息披露的影響:基于中國石化塑料行業(yè)的實(shí)證研究[J].會計(jì)之友,2010(2):85-89.

[13]陳思琴.公司治理與社會責(zé)任信息披露關(guān)系研究[D].武漢:武漢理工大學(xué),2013.