公司治理与社会责任信息披露关系的实证研究

姜　艳　黄翠芬

摘要：在自愿性信息披露的研究框架下，结合公司社会责任理论。对我国上市公司的公司治理与公司社会责任信息披露之间关系进行了实证分析。

关键词：自愿性信息披露；公司治理；公司社会责任

1研究假设

假设1：董事会规模与公司社会责任信息披露程度负相关

Jensen(1993)认为一个规模较小的董事会更容易发挥监控职能，而规模较大的董事会更容易被总经理所控制，考虑到我国上市公司较少设立职能委员会，且公司规模也较小，人数较少的董事会对总经理的监督更有效，

假设2：独立董事比例与社会责任信息披露程度正相关

董事会的一个重要职能就是它对管理层的监督职能，独立董事被认为是监督管理层行为的一个有效工具。Fa-ma和Jensen(1983)指出，独立董事比例越高，越能有效地监督管理层的机会主义行为，公司自愿披露的信息也越多，同理社会责任信息披露的程度也越高。

假设3：设立审计委员会的公司越有可能更大程度地进行社会责任信息披露

审计委员会起到确保财务会计质量和加强内部控制的作用，代理理论认为审计委员会的设立可以降低代理成本。Forker(1992)指出，审计委员会的设立能强化内部控制，且被认为是提高披露质量的有效监督工具。他发现英国公司审计委员会的建立与股票期权披露质量有弱的正相关关系。

假设4：前十大股东持股比例与社会责任信息披露程度负相关关系

Haskins(2000)的研究表明，自愿信息披露行为受股权集中度的影响，欧美公司股权分散，数量众多的股东对信息披露的要求很高，比较注重公司社会形象，公司社会责任披露的程度就高；而亚洲公司股权相对集中，股东不像西方股东那样对报表披露要求苛刻，自愿披露的程度就低，社会责任信息的披露也比较少。

2样本选取、数据资料收集整理与变量定义

2．1样本选取

所用样本来自上海证券交易所上市的公司。同时为了研究的需要，采用如下规则对样本进行筛选：(1)从截止2006年底上海证券交易所上市的841家上市公司中，剔除按照中国证监会于2001年4月4日公布的《上市公司行业分类指引》分类标准中的金融和保险类公司19家，因为金融和保险类上市公司业务和风险揭示具有特殊性，证监会对这类公司的信息披露有专门规定。(2)从剩下的12个行业的822家公司中进行抽样，抽样的比例约为15％，这样，本文共选取了120家上市公司作为研究样本，样本在各行业的分布如表1：

2．2数据的收集与整理

有关董事人数、独董人数与比例、审计委员会情况、前十大股东持股比例指标来源于CCER，每股收益来源于中国上司公司资讯网，研究分析及数据收集采用的是SPSS14.0统计软件和EXCEL2003。

2．3回归模型及变量定义

首先模型建立(多重线性回归模型)

SDI=β₀+β₁DSIZE+β₂ID+β₃AC+β₄H10+β₅PROFIT+ε

此模型中SDI为因变量，β₀为常数项，β₁，β₂，β₃，β₄，β₅为偏回归系数，ε为残差，它是应变量中不能用自变量解释的部分。

2．3．1SDI：企业社会责任信息披露指标

(1)环境保护；(2)人力资源方面的社会责任；(3)企业对社会福利事业的贡献和支持；(4)企业对其产品或服务所履行的社会责任。将样本公司年报中社会责任信息披露的方式分为“货币化信息”、“非货币化信息”以及“无信息”三种，给货币化信息赋值2，非货币化信息赋值1，无信息赋值0，五类信息的权重相同。由此得出公司社会责任信息披露指数，取值范围在0和10之间。表22006年度样本公司社会责任信息披露指数(SDI)的描

从以上表2可以看出总体来说，社会责任信息披露不是很令人满意，在0至10分取值范围之间最大值只有6分，并且均值仅为1.49，显然是比较低的，因为在公司自愿性信息披露程度不高的情况下，股东或专业投资者必然求助于其他途径获取社会责任信息。

2．3．2其他研究变量

本研究中董事会规模、独立董事比例、是否设立审计委员会、股权集中度作为公司社会责任信息披露的解释变量，以盈利能力作为控制变量。研究变量的定义见表3。

从表4可以看出，董事会规模(DSIZE)最大为17，最小为2，平均为10人，说明我国公司董事会的规模是比较大的，独立董事比例平均为0.319，表明大部分公司的独立董事比例已经达到1/3。说明独立董事的比例还是达到相关规定的，样本公司的前十大股东的持股比例的均值为64.9％，这个比例说明我国的股权集中度是相当高的。

表5列出了一个虚拟变量的描述性统计。虽然我国的相关法律并没有强制的要求，但样本公司中有78家已经建立了审计委员会。

3实证研究结果与分析

3．1相关性分析

3．1．1多重共线性的检验

同时我们分析了模型的相关系数，同样，一般来说，两个自变量的相关系数超过0.9对模型的影响将很大，将会出现共线性问题，从表中可以看出自变量之间最大的相关系数为0.625(前十大股东持股比例与每股收益之间)，但小于0.9，因此可以不必担心多重共线性的影响，通过对董事会规模、独董比例、审计委员会、前十大股东持股比例和每股收益进行回归，所产生的VIF均远远小于10。这些结果也表明了所构模型的自变量之间不存在显著的多重共线性。

3．1．2多元回归分析

运用SPSS14.0对模型进行了多元线性回归。所有自变量带人模型中进行计算得到的初始结果如表6所示。表中Beta代表了各个自变量的系数。从下表中可以看出VIF得值都小于10也证实了对于共线性的判断。从两个表中，我们可以看出，在10％的概率水平下，自变量董事会规模、是否设立审计委员会、前十大股东持股比例、每股收益通过了显著性检验，而独立董事比例没有通过检验。

4研究结果及启示

回归结果证实了假设1，即董事会规模与上市公司社会责任信息披露负相关。通过前面的描述性统计，我们也发现了我国上市公司的董事会规模是相对偏大，大规模的董事会不利于董事之间的协调和沟通，不能有效地发挥对经理的监督，导致信息披露程度也相应较低，相应的社会责任信息的披露也会较差。

假设2并没有通过检验，我认为这可能是由于独立董事只关注上市公司是否按照相关规定进行强制性信息披露，而没有积极要求公司自愿披露社会责任信息，同时，由于我国独立董事大多由董事长或CEO任命，其“独立性”可能难以得到保证。

假设3、4也得到了证实。此外，盈利能力好的上市公司会披露更多的公司社会责任信息，更有能力承担公司社会责任，同时也将自己履行社会责任的情况传递给相关利益者。

6研究意义

对于信息的提供者来说，盈利能力好的公司要尽可能地披露有关社会责任的信息，否则可能落在其同类公司或竞争对手之后，对其公司形象产生不利影响，对于信息的使用者来说，社会责任信息的获得不仅仅局限于会计年报，还应该关注有关公司披露的其他信息。对于监管者来说，建立健全相关的法律法规使审计委员会制度依法。建立与发展，充分发挥其作用，必须为其创造一个良好的法律法规环境强化审计委员会的作用。