企业社会责任透明度、法律环境与企业价值——来自中国上市公司的经验证据

王 群，黄慧媛，庄 倩，2，褚淑贞

（1.中国药科大学，南京 211198；2.东南大学 经济管理学院，南京 211189）

近10 年来，越来越多的中国企业开始发布社会责任报告。根据中国企业社会责任第三方评级机构——润灵环球责任评级机构（RKS）的数据，2009—2016 年间，A 股上市公司发布社会责任报告的数量从519 份增长至795 份，增长率达到53.2%。在发布企业社会责任报告成为大势所趋的背景下，“企业发布社会责任报告能否获得价值提升”的问题成为学术界讨论的焦点。

为解释这一问题，学者们对此类现象的价值机制提供了各种经济解释。学者们认为，披露企业社会责任报告通过为企业获得合法性地位［1］、树立良好形象、增加无形资产［2］、降低企业资本成本［3］的方式促进公司价值增长。但是，在对披露企业社会责任报告经济后果的实证研究中，学者们得出了正相关［13］、不相关［4］和非简单线性相关关系［5］等相互矛盾的结论。这些研究结论分歧的原因可能在于：以往研究从“信息披露”视角［57］考察发布社会责任报告的经济后果，但是信息披露是强调报告质量的静态概念［8］，忽视了外部信息使用者对报告所披露信息的接受、理解、反馈的过程，以致于对企业社会责任报告披露的价值机制分析不全面。而近年来，在财务报告研究中逐渐兴起的透明度是能将报告质量和信息使用者理解信息的程度相结合的动态概念［810］，是研究企业发布报告经济后果更为全面的研究视角［11］，但是在社会责任报告研究中却鲜有涉及。为此，本文将“透明度”概念引入到企业社会责任报告的研究中，从透明度视角出发，研究披露企业社会责任报告的经济后果。此外，制度环境是影响披露企业社会责任报告经济后果的重要因素［1213］。制度包括非正式制度（如宗教和习俗等）和正式制度（如法律和规章等）。已有研究考察了媒体关注［5］、宗教［14］、社会信任［15］等非正式制度对披露社会责任报告经济后果的影响。例如，陶文杰和金占明［5］认为媒体关注在社会责任信息披露和企业价值的关系中存在中介效应。而作为推动中国企业披露社会责任报告的最直接最重要的因素——法律环境①2008 年12 月，深交所、上交所相继发布规定，强制要求深市100 指数板块、沪市公司治理板块、海外交叉上市和金融行业板块的上市公司于次年发布社会责任报告，同时鼓励其他类型上市公司进行自愿性披露。根据沈洪涛等在《审计研究》发表的《社会责任报告及鉴证能否传递有效信号》一文中，2008—2010 年，披露社会责任报告的企业数量分别为144 家、465 家和494 家，2009 年出现激增（因润灵环球责任评级机构的数据未统计2009 年以前的社会责任报告披露数量，为统一口径，采用此文统计数据进行说明）。由此可见，上述政策规定推动了企业披露社会责任报告。但是由于中国地区间政治经济发展不均衡，统一的政策规定在不同地区的执行力存在差异（即体现为法律环境差异），因此，法律环境通过影响上述规定执行效果，成为了影响企业发布社会责任报告的最直接最重要因素。，却鲜有研究关注。已有关于财务报告透明度的研究指出，法律环境会影响透明度与企业价值间的关系。例如，马宁和孟卫东［16］认为，随着法律环境的提高，信息透明度对企业价值的影响会由负变为正。基于同样的逻辑，本文推测法律环境对企业社会责任透明度与企业价值关系会产生影响。因此，本文引入法律环境作为调节变量，探究其如何影响企业社会责任透明度对企业价值的影响机制。

综上所述，本文从透明度视角，以2012—2016 年的我国A 股上市公司为研究对象，通过Heckman 样本选择模型修正样本的选择性偏误②本文采用第三方机构的评级数据衡量企业社会责任透明度。但由于第三方机构评级数据只针对已披露社会责任报告的企业，使用此类数据，存在样本的选择性偏误问题，其原因在于：披露企业社会责任报告存在直接与间接成本，经营绩效更好的公司，才更有能力与意愿披露社会责任报告。因此，平均而言，相对于未披露企业社会责任报告的企业，披露企业的企业价值更大。，实证检验企业社会责任透明度、法律环境对企业价值的影响机制以及法律环境在企业社会责任透明度与企业价值的调节机制。同时，为了将外部因素（法律环境）和内部因素同时纳入研究框架中，本文从外资股东、企业规模和融资约束3 个角度进一步考察企业异质性（内部因素）对企业社会责任透明度价值机制的影响。

一、理论分析与研究假设

（一）企业社会责任透明度定义

“透明度（transparency）”最早由美国证券交易委员会主席Arthur Levitt 提出，在于强调会计信息质量。而后，巴塞尔银行监管委员会将透明度定义为及时披露可靠信息以帮助信息使用者掌握银行各种经营管理状况。因此，高透明度首先代表企业披露的信息真实完整，并且对外界了解企业经营状况有价值。綦好东和王金磊［11］认为，透明度代表披露信息对利益相关者知情权的满足程度。这一概念意味着企业在做信息披露决策时，需要考虑利益相关者的信息偏好。李进营和周晓苏［8］进一步指出，透明度是一个动态的概念，要将信息使用者对信息的理解感知度纳入分析框架中。社会责任报告是利益相关者获得企业社会责任信息的最重要渠道，其信息质量直接影响外部以投资者为代表的利益相关者了解企业社会责任行为、社会治理和风险等真实、完整情况的能力。因此，本文将企业社会责任透明度定义为外部信息使用者通过企业社会责任报告了解企业社会责任行为、社会治理和风险等真实、全面情况的程度，以满足其知情权的动态过程。

（二）企业社会责任透明度与企业价值

企业社会责任透明度使外部信息使用者了解企业的社会、环境、公司治理活动和风险管理等企业运营信息，满足信息使用者的知情权。在信息经济学中，设计最优激励制度降低管理者和投资者之间的信息不对称，是促进企业价值增长的核心方式。因此，企业社会责任透明度通过满足投资者等信息使用者的知情权，缓解管理者和投资者间关于企业运营的信息不对称，进而促进企业价值增长。具体而言，社会责任透明度促进企业价值增长的方式有两种：一是加强管理者监督的方式，企业社会责任透明度为投资者知悉管理者以社会责任投资决策为代表的企业运营信息提供信息环境，使投资者及时了解企业社会责任投资行为，降低投资者与管理者在企业社会责任投资行为间的信息不对称，进而使投资者对管理者的社会责任投资决策形成有效监督。当管理者出现收益低于成本的次优社会责任投资行为时，以董事为代表的投资者督促管理者停止或是改进该社会责任行为，从而使企业的社会责任投资得到优化，提高企业履行社会责任行为带来的收益，促进经营业绩增长。同时，管理者会因担心投资者发现其做出次优社会责任投资决策，进而对管理者的能力产生质疑，影响管理者个人的职业晋升。因此，管理者会自我激励，优化社会责任行为，进而促进企业价值增长；二是提升融资便利性的方式，企业社会责任透明度，有助于投资者更好理解企业社会责任行为，从而更有效地向市场传递积极信号，加速社会各方公众对企业社会责任的广泛认可，吸引有社会责任感的潜在投资者［6，1718］，提升潜在投资者对于企业的估值，提高其愿意为企业股票支付的最高价格［19］，从而促进企业股价的提升。同时，以股东为代表的现有投资者通过企业社会责任透明度获得一个“再保险”［20］，使他们得到可靠的信息去分析、预测和监管经营者决策，这种“再保险”满足投资者知情权，增强投资者对公司的信心。当企业有融资需求时，因投资者对公司充满信心，企业融资便利性提高，股权资本成本和企业再融资成本降低［3］，进而为企业经营业务发展提供稳定的资金供给［21］，从而促进企业价值增长。

此外，当企业缺乏社会责任透明度，投资者的知情权得不到满足，会对企业社会责任行为产生最坏的心理认定。投资者认为企业因社会责任表现差，才会降低企业社会责任透明度，以掩饰公司不理想的社会责任行为［22］，进而使投资者对企业失去信心，造成企业价值受损。例如，对于两家有同等碳排放的公司，相较于披露碳排放的公司，不披露碳排放的公司会受到市场价值损失［23］。因此，本文提出以下假设：

企业社会责任透明度与企业价值呈显著正相关关系（H1）。

（三）企业社会责任透明度、法律环境与企业价值

法律环境是对企业运营有重要影响的外部环境，是保护投资者利益的制度支持。良好的法律环境保障董事会、监事会、理事会的有效运行，保障多样化的企业信息披露渠道，提供有效的市场监督机制［12］，进而监督和激励管理者优化投资经营决策［24］，降低其以权谋私的违法行为，加强对投资者，尤其是中小投资者的保护［25］，降低企业的权益成本［26］，以提升企业价值［27］。因此，本文提出以下假设：

法律环境与公司价值呈显著正相关关系（H2）。

在制度经济学中，所有企业都嵌定在特定的制度环境中。制度环境是决定企业间相互关系的一系列准则。法律环境是制度环境中重要的正式制度，对企业主体行为有着重要的影响作用。已有大量研究证明，法律环境在很大程度上影响微观企业的经济行为，如资本结构、企业价值和透明度的影响［16］等。因此，本文推测，法律环境会影响社会责任透明度价值机制的发挥效果，进而对企业社会责任透明度与企业价值间关系发生调节作用。正如前文所述，企业社会责任透明度通过加强管理者监管和提升融资便利性的两种方式，提升企业价值；法律环境通过保障三会运行和丰富信息披露渠道，进而加强对管理者监督的方式促进企业价值增长。因此，本文认为，法律环境主要通过影响企业社会责任透明度对管理者监督的方式，调节社会责任透明度与企业价值间的关系。具体而言，法律环境和企业社会责任透明度在对管理者监督作用上存在相互代替机制。强法律环境下，三会的有效运行和丰富的信息披露渠道，一方面使得投资者对管理者形成有效监督，促使管理者优化社会责任投资决策，减少收益小于成本的合法社会责任投资；另一方面使得管理者违法成本增加，进而减少管理者通过社会责任投资进行的中饱私囊的违法行为。因此，强法律环境会代替、减弱企业社会责任透明度对管理者的监督作用，使得社会责任透明度对企业价值的影响减弱。相反地，弱法律环境下，法律对管理者的约束与监督措施（如三会运行）得不到有力的执行，信息披露渠道不能有效运作，造成有效监督的缺乏与信息的不对称，使得管理者有更多机会做损公肥私等违法行为，造成企业价值受到更大损失。因此，弱法律环境使得企业社会责任透明度更大程度地发挥对管理者的监督作用，从而提高企业社会责任透明度对企业价值的提升作用。因此，本文提出如下假设：

在强法律环境下，企业社会责任透明度对企业的价值提升会降低（H3）；

在弱法律环境下，企业社会责任透明度对企业的价值提升会增高（H4）。

二、样本与研究设计

（一）样本与数据

本文的研究对象为2012—2016 年的中国A 股上市公司，确定此时间范围有以下两点原因：第一，此期间内中国上市公司已广泛重视社会责任报告披露，且表现出常规化、密集化披露趋势；第二，第三方企业社会责任评价机构润灵环球在2011 年刚刚修改了评价体系，难免会因不熟悉新体系产生数据处理偏差，因此以2012 年为研究起始时间。

此外，借鉴已有研究的做法，本文剔除了以下公司：①ST 类公司，考虑到此类公司财务状况存在异常；②金融行业公司，考虑到此行业公司的现金资产管理与其他行业差异较大；③变量存在缺失的公司；④为消除极端值的影响，对所有连续型变量在1%和99%的水平上进行缩尾处理，由此得到9104 个样本，其中披露企业社会责任报告的样本有2031 个。

研究数据来源于锐思数据库、国泰安数据库、和讯网、润灵环球责任评级和王小鲁等［28］编制的《中国市场化指数》。

（二）研究设计

企业价值、企业社会责任透明度与企业披露企业社会责任报告三者是互为因果关系。高价值企业为维持合法地位，有强烈意愿披露企业社会责任报告，且更有意愿提高高质量的企业社会责任报告，以提高企业社会责任透明度。企业披露社会责任报告也会因获得“企业社会责任的低垂果实”提升企业价值［29］。此外，企业价值和企业社会责任透明度间的正向关系亦可能是由被忽略的相关变量驱动的。因此，采用OLS 回归方法会造成系数的有偏估计，且工具变量法难以处理企业价值、企业社会责任透明度与披露企业社会责任报告三者因互为因果关系产生的内生性问题。为此，本文借鉴Wooldridge［30］的做法，首先采用Heckman 样本选择模型计算逆米尔斯比率（inverse mills ratio，IMR），并使用Heckman 第二阶段模型［31］得到修正后的企业社会责任透明度，矫正披露样本的选择性偏误，以检验企业社会责任透明度对企业价值的影响。

1.Heckman 样本选择模型

首先，本文构建社会责任报告披露的概率模型，用未披露社会责任报告和披露社会责任报告的混合样本对企业的“事前披露选择”进行Probit 回归，即方程（1）；并根据回归结果计算逆米尔斯比率（IMR）。其次，构建社会责任透明度的决定模型，并将IMR加入回归方程（2）中，以得到更为准确的估计。

其中：CSR_DISCi是企业披露社会责任报告的概率；Xi是影响企业披露社会责任报告的解释变量集；α是影响企业披露社会责任报告解释变量的系数集合；i代表第i个样本企业；νi是概率模型的误差项集合。

其中：CSRTi是企业社会责任透明度；是影响企业社会责任透明度的解释变量集；β是影响企业社会责任透明度解释变量的系数集合；IMRi是逆米尔斯比率的集合；η是逆米尔斯比率的系数集合；μi是误差项集合；i代表第i个样本企业。IMR由模型（1）的估计结果计算而得，计算公式如式（3）所示：

其中：φ（*）是服从标准正态分布的概率密度函数；α是模型（1）的解释变量集的估计系数；σ是误差项νi的标准差；Φ（*）是服从标准正态分布的概率分布函数。

为增加模型（1）、模型（2）间的区分度，模型（1）中的解释变量集Xi中应至少设置一个影响企业披露社会责任报告但不影响企业社会责任透明度的区分变量［31］。已有研究表明，行业关系网络影响个体行为，如同行业企业在环境信息披露、企业社会责任等同类型行为上表现出相似性与模仿性［3233］。基于同样的逻辑，个体企业因同行业企业披露社会责任报告，感受到披露压力，倾向于披露社会责任报告。同时，行业社会责任报告披露比例只影响个体企业的社会责任报告披露，不影响个体企业的社会责任信息披露质量。因此，本文选择同行业社会责任报告披露比例（IND_CSRD）作为区分变量。

2.H1 H4 的检验模型

考虑到研究数据为非平衡面板数据，本文采用混合最小二乘法进行模型估计。为检验前文假设，借鉴前人的做法［23，3436］，采用资产负债估值模型，使用模型（2）预测的企业社会责任透明度作为自变量［31］，并在模型中加入IMR，以得到更精准的估计，具体模型设计如式（4）所示：

其中：MKTi表示企业价值；CSRTWi表示经过模型（2）修正后的企业社会责任透明度；LEGAL是各地区的法律环境强度；IND_LEGALi表示每年各行业企业的平均法律环境强度；Controlsi表示控制变量，具体指行业与年度的虚拟变量；ASSETi表示企业资产；LIABi表示企业负债；εi表示随机干扰项。模型（4）中增加了交叉项CSRTWi×（LEGALi IND_LEGALi）（下文为简写为“CSTW×LEGAL”），用来检验法律环境对企业价值的调节机制。

3.变量定义

（1）企业社会责任透明度。目前，国内尚没有针对企业社会责任透明度评价的权威可靠数据，但企业社会责任透明度最主要来源于企业社会责任报告。因此，针对社会责任报告的评级数据可较好地代理企业的社会责任透明度。第三方机构RKS 参考了最新国际权威的社会责任标准ISO26000，并在此基础上考虑行业差异性，从整体性、内容性、技术性和行业性四个零级指标出发，分别设立了包含战略、利益相关方、劳工与人权、公平运营等15 个一级指标和63 个二级指标对社会责任报告进行全面评价。故而RKS 的社会责任报告评价结果的科学性和客观性较强，且已有诸多学者采用RKS 数据结果进行社会责任研究［521］。因此，本文选择第三方机构RKS 针对企业社会责任报告的专家阅读评级数据以代理企业社会责任透明度。同时，本文对RKS 数据进行了信度和效度分析，结果显示，Cronbach 系数（信度系数）为0.8254，Pearson 系数（效度系数）为0.8604，信度和效度系数均大于0.8，说明采用RKS 数据具有较高的信度与效度。

（2）企业价值。企业价值的衡量指标分为会计指标与市场指标。相对于市场指标，会计指标更容易受到人为操作，造成指标不能真实反映企业信息。因此，本文采用上市公司年末总市值衡量企业价值。

（3）法律环境。采用王小鲁等［28］编制的《中国市场化指数》中的法律环境得分代理法律环境。由于该报告没有报告2015—2016 年法律环境得分，借鉴陈炜等［25］的做法，本文采用回归直线法预测2015—2016 年的法律环境得分。

（4）其他变量。参考已有研究［15］，在模型（1）中加入公司产权性质（SOE）、经营利润（ROA）、总经理与董事长二位合一（GM）、行业社会责任报告披露比例（IND_CSRD）、高管薪酬（MS）、高管持股（ME）和公司规模（SIZE）作为解释变量；在模型（2）中加入社会责任报告长度（CSRP）、外资股东（INTER）、企业社会责任（CSR）、行业社会责任透明度（IND_CSRT）、企业产权性质（SOE）、经营利润（ROA）、总经理与董事长二位合一（GM）、高管薪酬（MS）、高管持股（ME）作为解释变量。所有变量具体定义方法见表1。

表1 变量定义

三、实证检验结果与分析

（一）描述性统计

表2 的Panel A 列示了全样本的描述性结果，企业社会责任报告披露（CSR_DISC）的均值为0.223，说明有22.3%的企业披露社会责任报告，企业产权性质（SOE）的均值为0.347，说明样本中国有企业有高比例。Panel B 列示了未披露组与披露组的描述性统计结果。企业社会责任透明度（CSRT）的均值为39.405（满分100），说明中国企业社会责任透明度普遍较低。未披露组的企业社会责任（CSR）均值为19.786，披露组的CSR均值为47.602，均值差异T检验值为-86.993，在1%的水平上显著，说明选择披露社会责任报告的企业社会责任表现更优异。未披露组的企业产权性质均值0.283，披露组中的企业产权性质的均值为0.573，t为-24.980，在1%的水平上显著，说明国有企业更多地选择披露社会责任报告，这与刘柏和卢家锐的研究结论一致［33］。未披露组的外资股东均值为0.159，披露组的外资股东均值为0.188，t为-3.030，在1%的水平上显著，说明存在外资股东的企业更多地披露社会责任报告。

未披露组的公司价值（MKT）均值为22.398，披露组的MKT均值为22.964，均值差异T检验值为-29.217，在1%的水平上显著；未披露组的企业负债（LIAB）均值为20.621，披露组的LIAB均值为21.877，T检验值为-21.877，在1%的水平显著。这表明，平均而言，披露企业社会责任报告的企业价值更大，但负债也更高。此外，未披露组与披露组的绝大部分变量均值都存在显著性差异，这表明，披露组与未披露组样本存在显著差异，存在样本选择性问题。

表2 变量描述性统计

（二）实证检验结果

1.Heckman 样本选择模型

表3 列示了模型（1）、模型（2）的回归结果。模型（1）的回归结果表明，ROA与CSR_DISC呈正相关，这证实了经营绩效更好的企业更倾向于披露社会责任报告。SOE的回归系数在1%水平上显著为正，这表明国有企业更倾向于披露社会责任报告，这是因为国有企业的管理层有着政治任职，为了谋求政治利益，管理层有更强烈意愿披露社会责任报告，完善自身形象，以谋求政治晋升。IND_CSRD的回归系数在1%的水平上显著为正，这表明企业披露社会责任报告受同行业企业的正向影响，同行业企业披露社会责任报告的行为，使企业受到披露社会责任报告的压力，从而促使企业披露社会责任报告。

模型（2）的回归结果显示，CSRP、IND_CSRT与CSRT在1%的水平上显著正相关，表明企业社会责任报告长度越长，报告提供的信息越多，从而企业社会责任透明度越大；并且企业社会责任透明度显著受到同行业企业的正向影响，说明在企业的社会责任透明度方面存在行业间的模仿。GM与CSRT在1%的水平上显著负相关，这表明董事长和总经理二位合一时，董事长会降低企业社会责任透明度，降低外界对企业社会责任的了解，减少监督，为以权谋私创造机会。

表3 模型（1）和模型（2）的回归结果

2.H1 H4 检验模型

表4 列示了模型（4）的回归结果。在表4 的第（1）列，只加入CSRTW和LEAGL作为解释变量，CSRTW和LEGAL的回归系数，均在1%水平上显著为正，这说明企业社会责任透明度与企业价值显著正相关，法律环境与企业价值显著正相关，证实了H1 和H2。在表4 的第（2）列，加入了CSRTW×LEGAL的交互项，其回归系数，在5%水平上显著为负，同时CSRTW的系数在1%的水平上显著为正，这表明，当企业所处法律环境在平均水平之上（强法律环境）时，企业社会责任透明度对企业价值的促进作用降低了，证实了H3；当企业所处法律环境在平均水平之下（弱法律环境）时，企业社会责任透明度对企业价值的促进作用增强了，证实了H4。

表4 模型（4）回归结果

3.企业异质性

现有实证结果验证了法律环境（外部因素）会调节企业社会责任透明度对企业价值的影响。因此，为了更深刻地理解企业社会责任透明度的价值机制，本文进一步构建内外部因素相结合的研究框架，将企业异质性（内部因素）纳入到本文中。具体而言，本文从外资股东、企业规模和融资约束3 个角度考察企业异质性对企业社会责任透明度价值机制的影响。

（1）外资股东。已有研究表明，在跨国公司对外投资中，会将本国先进的经营管理方法与理念引入被投资国家［37］，因此外资股东的引入，在丰富产权主体的同时，可以为中国企业带来更有效的治理机制。一方面，更有效的治理机制，使得社会责任透明度的监督机制能更有效发挥作用，加强对管理者的监督；另一方面，由于发达国家的投资者更热衷于企业社会责任，外资股东会成为企业社会责任行为的有效监督者，促使管理者优化社会责任投资，进而增加企业价值。因此本文预测，外资股东会增强企业社会责任透明度对公司价值的正向影响。在表4 的第（3）列中，加入了CSRTW×INTER的交互项，回归系数在1%的水平上显著为正，这证实了本文的预测，说明外资股东正向调节了企业社会责任透明度对公司价值的影响。

（2）企业规模。企业社会责任透明度监督价值机制的有效运作，依赖于企业建立完善的公司治理机制，以“法治”代替“人治”。一般而言，大规模企业（本文选择员工人数作为衡量规模的变量），员工数多，为提高企业管理效率，大规模公司的治理机制建设更完善。因此，法律对投资者的保护措施才可更有效落实到企业中，投资者通过社会责任报告发现不合理社会责任投资行为时，借助公司完善的治理体系，才能敦促管理者优化企业社会责任投资，减少不合理投资行为，以促进企业价值增长。因此，企业社会责任透明度在大规模企业中更能有效发挥作用，故本文预测，企业社会责任透明度对企业价值的影响机制以及法律环境、外资股东的调节机制在大规模企业中更显著。表5 的结果表明，CSTW、CSRTW×LEGAL、CSRTW×INTER的系数均仅在大规模组显著，这证实了本文的预测，说明企业社会责任透明度对企业价值的促进作用，以及法律环境、外资股东的调节作用，主要存在于大规模企业中。

表5 企业规模与融资约束的影响

（3）融资约束。已有研究表明，相比发达国家，发展中国家的企业更易面临融资约束［38］。作为最大的发展中国家，因法制环境不完善［39］、信贷资源错配［40］，进一步加剧了中国企业的融资约束。因此，在以中国企业为研究样本时，考虑融资约束的影响具有重要意义。已有研究表明［41］，高负债的企业，其面临的融资约束的可能性更大。因此，本文将从企业负债的角度衡量融资约束可能性，考察融资约束对企业社会责任透明度与企业价值间关系的影响。

企业社会责任透明度通过降低企业融资约束的方式，促进企业价值增长。面临融资约束可能性更大的企业，才能更明显享受企业社会责任透明度带来的企业价值提升。因此，企业社会责任透明度在面临融资约束可能性更高的企业中更能有效发挥作用，故本文预测，企业社会责任透明度对企业价值的影响机制以及法律环境、外资股东的调节机制在面临融资约束可能性更大的企业中更显著。表5 的结果显示，CSTW、CSRTW×LEGAL、CSRTW×INTER的系数均仅在融资约束可能性高组显著，这证实了本文的预测，说明企业社会责任透明度对企业价值的促进作用，以及法律环境、外资股东的调节作用，主要存在于面临融资约束可能性更高的企业中。

综上所述，企业异质性影响企业社会责任透明度对企业价值的影响，表现为外资股东增强企业社会责任透明度对企业价值的影响，并且此影响、企业社会责任透明度的价值机制以及法律环境在企业社会责任透明度与企业价值间的调节机制，主要发生在大规模企业和面临融资约束可能性更高的企业中。

四、稳健性检验

为检验研究结果的可靠性，参考Liu 和Zhang［7］的做法，本文随机删除了20%的样本重新做了实证检验。表6 的结果表明，主要研究变量和交互项的回归系数、显著性与之前研究结果保持一致。本文使用模型（2）预测的企业社会责任透明度（CSRTW）代替原始企业社会责任透明度（CSRT），以处理潜在的内生性问题。因此，为考察内生性问题对研究结论的影响，使用原始企业社会责任透明度数据带入模型（4），使用CSRT×LEGAL与CSRT×INTER的交互项。表7 的结果表明，主要变量和交互项的回归系数、显著性基本与之前研究结果保持一致。综上所述，本文的研究结论具有较强的稳健性。

表6 稳健性检验：随机删减样本

表7 稳健性检验：更换变量

五、研究结论与展望

本文依据信息经济学，以2012—2016 年的A 股上市公司为研究对象，采用Heckman 选择模型修正企业社会责任报告披露的样本选择性偏误，实证检验了企业社会责任透明度、法律环境对公司价值的影响机制，以及法律环境在企业社会责任透明度与企业价值间的调节机制，并从外资股东、企业规模和融资约束3 个角度考察企业异质性对企业社会责任透明度价值机制的影响。主要得出以下结论：第一，企业社会责任透明度对企业价值有显著正向影响。第二，法律环境对公司价值有显著正向影响，法律环境在企业社会责任透明度与企业价值间存在调节机制，弱法律环境正向调节企业社会责任透明度对企业价值的影响，强法律环境负向调节企业社会责任透明度对企业价值的影响。第三，企业异质性影响企业社会责任透明度对企业价值的影响，表现为外资股东增强企业社会责任透明度对企业价值的影响，并且此影响、企业社会责任透明度的价值机制以及法律环境在企业社会责任透明度与企业价值间的调节作用，主要发生在大规模企业和面临融资约束可能性更高的企业中。

本文的创新点在于：将在企业社会责任报告披露经济后果的研究中，常用的“企业社会责任信息披露”概念拓展到“企业社会责任透明度”上，为未来研究企业社会责任报告相关领域提供了一个新方向。本文具有重要的理论贡献：依据信息经济学，探究了企业社会责任透明度影响公司价值的融资机制与监督机制以及法律环境的调节机制，并进一步验证了企业异质性对企业社会责任透明度与企业价值间的影响，丰富了披露企业社会责任报告经济后果的理论研究。同时，本文的结论具有很强的实践指导意义：研究结论有助于实务界与政策界更好地理解企业社会责任报告披露的经济后果，为政府制定加强企业社会责任报告披露的政策提供理论依据；此外，对于法律环境薄弱地区，政府通过提高企业社会责任透明度的方式，完善企业监管、实现企业监管主体多样化，进而促进企业价值增长与地区经济发展。

本文存在以下局限性：第一，本文使用非平衡面板数据，虽控制了企业层面变量的影响，但是某些不可观测的变量仍然可能影响企业社会责任透明度与公司价值间的关系，从而产生一些不可避免的内生性问题。第二，企业社会责任报告的外部信息使用者包括投资者、政府、消费者等。本文主要从投资者角度研究企业社会责任透明度的价值机制。由此，未来研究可以从政府、消费者等不同角度考察企业社会责任透明度对企业价值的影响机制。第三，有限的样本量可能影响研究结论的普遍性，也限制了实证方法的选择。因此，未来研究可收集非上市公司数据以扩充样本量，使用其他实证方法，如倾向得分匹配法，以提高研究的普适性和可靠性。