市场关注度、治理有效性与社会责任信息披露市场反应

齐 岳 廖科智 王治皓

(1.南开大学中国公司治理研究院；2.南开大学商学院；3.浙江工业大学管理学院)

1 研究背景

随着全球性社会责任意识的觉醒和信息披露制度的演进，中国上市公司发布独立社会责任报告的数量逐渐增多。据第三方社会责任评级机构润灵环球统计，2018年共有851家上市公司发布独立社会责任报告，相较于2010年时的471家同比增加了80.67%。本质上来看，社会责任报告承载了公司财务报告以外的治理信息，理论上可以作为上市公司对外传递信号的重要手段[1]，能够有效地降低上市公司内部管理人与外部利益相关者之间的信息不对称[2]，改善资本市场对公司价值的评估[3]。

但现实中，中国上市公司的社会责任报告信息披露质量较差，在报告中较多地采用模糊且难以考据的语言描述，报告中的信息含量十分有限，难以为投资者决策提供充分依据[4]。此外，紫金矿业有毒污水泄漏，康美药业“白马股”财务暴雷，以及獐子岛多轮“扇贝游走”等社会责任事故频发，引发了投资者对上市公司社会责任质量的关注。值得指出的是，部分公司在事故发生前，均通过慈善捐款和基金会设立等方式树立了良好的社会责任形象。在此背景下，以社会责任信息披露为代表的社会责任行为动机难以确定，社会责任的相关信息无法直接地传导到资本市场的定价过程当中。

信号搜索理论指出，在制度环境无法提供高质量的决策信息时，利益相关者必须搜索其他相关的信息来为价值决策提供依据。在此设定下，反映社会责任信息披露动机的内外部治理因素，是否会影响资本市场对上市公司社会责任信号的价值评估，而作为信号强度所依赖的市场关注强度在其中又如何发挥作用，成为社会责任信息披露领域需要解答的重要问题。

近期与本研究主题最相关的文献是郭晔等[4]和张璇等[5]的研究，两篇文献主要验证了社会责任信息披露信号效应的存在性，但对信号在企业微观层面的异质性和影响因素的讨论存在不足。对此，本研究以2010～2017年发布社会责任报告的上市公司为研究对象，拟从信号搜索和信号强度的角度，构建社会责任信息披露市场反应的理论分析框架，系统地将社会责任信息披露看作是一个价值信号进行实证分析。

2 理论回顾与研究假设

在信息不对称的市场环境下，为了缓解逆向选择所引致的价值低估，上市公司有动机通过一定的行为向外界传递信号，提升公司股价，进而降低融资成本[6]。作为上市公司非财务信息的重要组成部分，社会责任信息披露成为信号传递的重要渠道，FOMBRUN等[7]提出，公司可以通过慈善捐款和成立基金会等方式向外界展示公司良好的社会责任形象。

由于社会责任信息披露所带来的声誉效应，以及非物质利益被上市公司和管理层共同享有，但社会责任活动的成本则由股东承担，社会责任活动在一定程度上被视为公司的代理成本。此外，公司的社会责任质量关乎其与利益相关者之间的关系，在制度合法性假说下，公司从事社会责任活动被看作是一种长期的无形资产投资[1]。在此背景下，社会责任信息披露可以被视作是公司对外传递的价值信号[8]，社会责任信息披露有利于企业建立良好的外部声誉[9]，获得融资便利[10]，降低资本成本[11]。

从信号的作用机制来看，上市公司进行社会责任信息披露所反映的价值动机，在一定程度上取决于信号自身的模仿成本。由于中国上市公司所发布的社会责任报告，在一定程度上存在信息披露质量低、信息含量不足和内容相似等问题，发布社会责任报告本身不具备较高的模仿成本。但信号传递所处的内外部治理监督机制在短期内无法简单复制，同时，公司长期取得的市场关注也难以在瞬间形成。

2.1 内部控制与社会责任信息披露市场反应

完善的内部控制系统是保证公司内部治理有效性的重要方式，以财政部和证监会为代表的政府机构，一直致力于推进中国内部控制体系的发展完善。已有研究表明，可靠的内部控制系统能够有效地降低企业的非效率投资[12]，抑制上市公司的盈余管理行为[13]，从治理角度推动企业创新绩效的提升[14]。既有研究表明，中国上市公司的内部控制体系，能够有效地降低上市公司的代理成本，缓解公司内外部的信息不对称问题，成为内部治理的有效机制。

自《企业内部控制基本规范》施行以来，内部控制的作用范畴就涵盖了企业的主要财务信息，以及包含社会责任在内的非财务信息。李志斌等[15]发现，内部控制质量的改善推动了社会责任信息披露行为的发生。常莹莹等[16]则发现，内部控制质量有利于提升环境信息可靠性。综合来看，目前国内关于内部控制与社会责任信息披露市场反应的研究尚处于起步阶段，已有研究主要检验了内部控制影响社会责任披露行为，以及披露质量的路径和机制，对内部控制影响社会责任信息披露市场反应的方向和程度关注不足。

由于中国上市公司社会责任披露质量信息含量较低，投资者需要搜集与社会责任动机相关的潜在信息作为投资决策的依据，而社会责任信息披露的行为动机则是一个重要的价值评估要素。鉴于内部控制质量对管理层的过度投资、盈余管理等反映代理成本的行为具有明显的抑制效应，内部治理的有效性能够推动公司决策的合理化和规范化。由此，在良好的公司内部控制机制下，企业社会责任信息披露的管理层自利动机降低。由此，提出如下假设：

假设1上市公司的内部控制有效性，对社会责任信息披露市场反应具有显著的正向影响。

2.2 机构投资者持股与社会责任信息披露市场反应

相对于个人投资者，机构投资者具有专业的分析团队和明显的信息优势，更能在其持股公司中发挥外部治理的作用。OH等[17]指出，作为企业的长期战略投资者，机构投资者更加关注企业的社会责任状况，在企业社会责任行为中起到积极作用。COX等[18]发现，机构投资者持股与公司的社会责任表现在实证上具有正向的相关关系。黎文靖等[19]通过实证数据发现，机构投资者持股正向影响企业社会责任承担。权小锋等[20]指出，机构投资者持股对管理层的监督作用不足。

由此可见，目前关于机构投资者持股与企业社会责任关系的研究，主要聚焦于机构投资者偏好是否会对企业从事社会责任的动机产生影响，而较少对机构投资者持股的信号作用进行分析。

值得关注的是，机构投资者持股除了对公司的经营管理决策产生影响外，其本身也是公司向外界传递的治理信号。已有研究表明，机构投资者持股作为公司治理的重要组成部分，有助于公司代理成本的降低，进而对公司的长期绩效产生正向影响[21]。

由于个人投资者难以承担主动治理的行动成本，并且其利益诉求难以统一，个人投资者更倾向于采取“搭便车”的策略，具体表现为根据机构投资者的行为对公司“用脚投票”。由此，在对社会责任信息披露的行为动机进行判断时，投资者会更加关注机构投资者的行为或潜在的主动治理能力。在高机构投资者持股的上市公司中，管理层的机会主义行为能够得到更大程度的制约，其社会责任信息披露的行为更有可能是源于对股东价值或利益相关者需求的考虑。由此，提出如下假设：

假设2上市公司的机构投资者持股水平，对社会责任信息披露市场反应具有显著的正向影响。

2.3 信号增强机制与社会责任信息披露市场反应

当社会责任报告无法为投资者提供充足的决策依据时，投资者需要对相关信息进行搜索和整合，对社会责任信息披露的动机进行判断。如前文所述，治理有效性是投资者区分管理层自利动机和利益相关者价值提升动机的重要依据。但需要指出的是，信号的有效性还与信号主体的特质有关[6]。

相对于民营企业，国有企业在经营管理决策过程中具有“经济人”和“政治人”的双重身份，企业从事社会责任和披露社会责任报告的动机也可能受到这一双重身份的影响。已有研究表明，部分国有企业可能承担了过度的社会责任，对企业的经营绩效带来了负向的影响，导致企业价值降低[3]。并且，由于高管的政治晋升与企业社会责任活动存在一定的关联性，管理层为寻求个人职业发展前景，而过度承担社会责任的行为在国有企业中也更加突出。

鉴于此，在国有企业样本组中，投资者更需要考虑其决策机制的规范性和外部监督的有效性，以此对社会责任信息披露的动机进行判断。由此，提出如下假设：

假设3.1相对于民营企业组，治理有效性与社会责任信息披露市场反应的正相关关系，在国有企业组中更加明显。

根据证监会和交易所的披露指引，以下企业需要强制披露社会责任报告：上证公司治理板块成分股、发行境外上市外资股公司、深圳100指数成分股及金融类上市公司。

相对于自愿披露社会责任公司，强制披露社会责任公司需要服从信息披露规则发布报告，其从事社会责任活动和发布社会责任报告的动机更加难以测度。已有研究关注到了强制社会责任披露的积极意义，指出社会责任信息的增加，有利于缓解资本市场的信息不对称程度，能够推动企业投资效率，降低资本成本。但同时，强制披露的制度要求可能会加剧管理层机会主义行为，从而导致企业的风险上升[11]。

由此，在强制披露组中，投资者缺乏反映企业社会责任信息披露主观动机的必要因素，需要更多的佐证信息作为决策依据。由此，提出如下假设：

假设3.2相对于自愿披露组，治理有效性与社会责任信息披露市场反应的正相关关系，在强制披露组中更加明显。

CONNELLY等[1]指出，信号的一致性可以增强信号的有效性，即若多个来源提供了指向一致的信号可以提高信号的可信性。ZERBINI[8]则指出，社会责任的信号作用受到制度环境、伦理观念和利益相关者偏好等因素的影响。

在之前的分析中，本研究论述了治理有效性对社会责任信息披露市场反应的作用过程。但在现实中，对公司治理的有效测度是一个更加复杂动态的信息整合过程。在投资者无法全面有效地解读公司治理全貌时，其对公司治理的认知过程则会受到部分重要的治理特征的影响，其中一类重要的因素就是企业的代理冲突状况[20]。

就信号的一致性而言，治理有效性和低代理成本同时指向了规范合理的公司决策机制。在此环境下，公司进行社会责任信息披露的动机，更有可能是出于利益相关者价值的考虑。由此，提出如下假设：

假设3.3相对于高代理成本组，治理有效性与社会责任信息披露市场反应的正相关关系，在低代理成本组中更加明显。

2.4 市场关注度与社会责任信息披露市场反应

行为金融学中，有限关注的分析框架为股票收益异象的解释提供了重要的理论视角。KAHNEMAN[22]将投资者关注视作一种稀缺资源，提出了“关注”理论视角下的市场均衡分析框架。HIRSHLEIFER等[23]则将心理学中关于认知科学和注意力的相关研究成果引入到资产定价过程当中，为资产价格对信息的滞后反应提供了理论解释。

针对市场关注度与企业社会责任之间的关系，孔东民等[24]指出，媒体关注度高的公司在履行社会责任方面优于其对照样本。贾兴平等[25]则将媒体关注视为一种利益相关者的外部压力，实证分析发现，媒体关注对社会责任履行起到促进作用。陶文杰等[26]得出了市场关注度与企业社会责任正相关的结论。

从目前的研究进展可知，市场关注度对企业社会责任行为具有正向的推动作用，企业在高市场关注的情况下，更倾向于从事社会责任活动，但媒体关注度与社会责任信息披露市场反应的关系尚待进一步研究。

在投资者无法有效地从社会责任报告中获取有效信息时，社会责任信息披露被视作为一种关于企业价值的模糊信号，可能会受到投资者有效关注的影响。同时，由于市场关注度对企业社会责任活动产生正向影响，获得高市场关注的企业进行社会责任披露时，其真实性更有可能得到资本市场的认可，进而能够更加有效地向外界传递企业社会责任的价值信号，改善资本市场对社会责任信息披露的价值评估。

为了更清晰地表明市场关注度对社会责任信息披露市场反应的影响机制，本研究将市场关注度划分为信号强度和媒体关注度，并用是否首次披露衡量信号强度，在此基础上，提出市场关注度与社会责任信息披露市场反应的两个假设：

假设4上市公司的媒体关注度，对社会责任信息披露市场反应具有显著的正向影响。

假设5首次披露的状态，对社会责任信息披露市场反应具有显著的正向影响。

采用首次披露作为信号强度的原因在于，中国资本市场的社会责任披露尚处于早期阶段，超过半数的上市公司从未发布过社会责任报告。首次披露提供了上市公司较多的非财务信息，因此更容易得到市场的关注。已有研究发现，社会责任信息披露的“首次”效应，广泛存在于其对融资约束和资本成本的影响过程中。

综上所述，本研究将社会责任信号效应的理论分析框架总结如下(见图1)。

图1 社会责任信息披露市场反应分析框架

3 研究设计

3.1 研究样本与数据来源

本研究选取2010～2017年独立发布社会责任报告的A股上市公司作为研究对象，并对研究数据进行以下的预处理：①删除ST类上市公司，删除金融业上市公司样本，删除关键数据缺失的样本企业；②由于部分企业在非交易日发布社会责任报告，将该类企业的社会责任报告发生日期调整为公告后第一个交易日，同时删除在社会责任报告发布前后3天内停牌的样本；③为控制极端异常值的影响，剔除关键变量存在极端异常值的样本，最后得到3 517组有效的观测值。需要指出的是，社会责任报告衡量的是上市公司上一年度的社会责任水平，即2009～2016年的社会责任质量，因此，本研究以上一年度的财务和治理指标进行数据匹配。样本所在时间周期的选取，则主要基于对数据可得性和完整性的考虑。

本研究所获取的社会责任信息披露报告发布时间、社会责任披露质量，以及社会责任披露意愿等数据，均来源于社会责任评级机构润灵环球的指数报告；内部控制指数来源于迪博(DIB)内部控制与风险管理数据库；机构投资者持股和产权性质数据来源于Wind数据库；其他财务指标及治理数据则来源于CSMAR数据库；媒体关注度来源于百度搜索。本研究所采用的实证分析软件为Stata 15，在计算社会责任信息披露市场反应时，使用Matlab进行编程。

3.1.1因变量:社会责任信息披露市场反应

借鉴WANG等[3]、郭晔等[4]和GODFREY等[9]的做法，本研究采用事件研究法测度社会责任信息披露市场反应，将社会责任信息披露作为一个价值信号，以披露所引起的累计异常收益率作为资本市场的价值评估结果。本研究将事件发生日确定为样本企业发布独立社会责任报告的日期，对于发布日是非交易日的情况，其事件发生日调整为报告发布日后第一个交易日。关于事件窗口期，本研究分别选定7日和15日作为事件窗口期，即分别衡量事件发生日前后3日和7日的累计异常收益率。关于事件估计期，本研究将自事件窗口第一天的前一个交易日起向前的120个交易日作为事件估计期，以此为基础估计事件窗口期的正常收益率。

本研究选取传统的市场模型对股票的正常收益率进行估计，模型如下：

Rit=α+βRmt+εit，

(1)

式中，Rit表示第i只股票第t天的实际日收益率；Rmt表示市场指数第t天的日收益率；α和β分别表示模型参数；ε表示误差项。

利用式(1)得出的模型参数，以及事件窗口期实际发生的市场指数日收益率，可以得到事件窗口期个股正常日收益率的估计值，进而可以计算出事件窗口内每天的异常收益率，最后计算累计异常收益率作为社会责任信息披露市场反应的衡量标准。计算公式如下：

(2)

3.1.2自变量

本研究的解释变量包括治理有效性和市场关注度两个维度。

(1)治理有效性选取内部控制有效性和机构投资者持股比例分别作为内外部治理的测度标准。选取机构投资者持股比例作为外部治理的原因在于，机构投资者能够在上市公司的重要管理决策中发挥主动治理的作用，对上市公司的行为进行监督管理，为个人投资者提供“用脚投票”的决策依据。尽管机构投资者持股不能代表外部治理的整体状况，但其与资本市场的价值评估具有密切的关联。此外，为了提升研究结果的稳健性，本研究在控制变量中加入了上市公司注册地的市场化指数，作为对公司外部经济治理环境的测度指标。

具体来说，本研究使用迪博(DIB)内部控制与风险管理数据库中的内部控制指数，以衡量上市公司内部控制有效性，其取值范围在0～1 000之间。为了更清晰地展示变量之间的相关关系，本研究对该指数进行取对数处理。另外，本研究选取Wind数据库中的机构投资者持股比例总和作为解释变量，主要的机构投资者类型包括共同基金、证券公司和社保基金等。

(2)市场关注度选取百度媒体关注指数和是否首次披露，分别作为媒体关注和信号强度的测度标准。具体而言，参考应千伟等[27]对媒体关注度的测度方法，选取百度新闻搜索平台作为信息来源，收集包含上市公司名称及简称的新闻报道总数，以测度市场对上市公司的媒体关注度，与上市公司相关的新闻数量越多，则媒体关注度越高。需要说明的是，由于部分上市公司存在更名的情况，本研究在检索前核对了上市公司的最新名称。为了更清晰地展示变量之间的相关关系，本研究对媒体报道总数进行了对数处理。另外，参考WANG等[3]的研究，本研究构建了是否首次披露的虚拟变量，以衡量社会责任报告的信号强度，若上市公司首次披露社会责任报告，则虚拟变量取值为1，否则为0。若上市公司首次披露社会责任报告，则其传递的信号强度越大，预期引起的股票价格变动越高。

3.1.3检测变量

除了检验治理有效性和市场关注度对社会责任信息披露市场反应的作用方向和影响程度以外，本研究还进一步对效应在不同样本组之中的异质性进行分析，以此作为影响机制的补充证据。分组的检测变量主要分为产权性质、披露意愿和代理成本3类，其中产权性质由一个虚拟变量衡量，若为国企则取值为1，否则为0，数据来源于Wind数据库。披露意愿分为强制信息披露和自愿信息披露，若为自愿信息披露则取值为1，否则为0，数据来源于润灵环球的社会责任指数报告。

本研究所检测的代理成本环境分为两类：①第一类代理成本为股东与管理层之间的代理成本，参考ANG等[28]的做法，采用营业费用率测度；②第二类代理成本为中小股东与大股东之间的代理成本，参考罗进辉[29]的做法，采用大股东占款比例衡量。代理成本越高，则上市公司内部的公司治理问题越严重，上市公司的社会责任活动更有可能出于管理层自利的动机。

3.1.4控制变量

本研究控制了已有研究中，证实可能会影响社会责任信息披露行为及其经济后果的主要变量，包括社会责任信息披露质量、公司规模、公司盈利能力、账面市值比、公司总杠杆、公司年龄和公司注册地的市场化指数。由于控制了行业固定效应的影响，本研究没有将是否属于敏感性行业作为控制变量。此外，本研究还控制了年代固定效应。控制变量的选取主要参考了WANG等[3]、郭晔等[4]和权小锋等[20]的研究。

3.2 模型设定

本研究采用OLS模型对变量之间的关系进行实证检验

CAR=α+β1IC+β2IH+β3F+β4MD+

∑CT+∑ID+∑Y+ε，

(3)

式中，IC表示内部控制有效性；IH表示机构投资者持股；F表示是否首次披露；MD表示媒体关注度；CT表示一系列控制变量；ID表示行业固定效应；Y表示年度固定效应；α表示常数项。具体的变量定义和计算方法见表1。对于治理有效性，本研究主要关注β1和β2的系数值及其显著性水平，若β1显著大于0，则假设1成立，若β2显著大于0，则假设2成立。对于市场关注度，本研究主要关注β3和β4的系数值及其显著性水平，若β3显著大于0，则假设4成立，若β4显著大于0，则假设5成立。对于假设3.1～假设3.3，本研究在进一步的分组回归分析中进行检验。

表1 模型变量及其定义

4 实证结果分析与讨论

4.1 描述性统计结果和分组差异性检验

主要变量的描述性统计结果见表2。由表2可见，无论事件窗口是15日还是7日，社会责任信息披露市场反应的均值都趋近于0，但却有着较大的标准差，最大值和最小值的差距也十分明显，表明社会责任信息披露市场反应，在治理和市场关注度等截面异质性因素的影响下存在较大差距。社会责任信息披露质量的均值和中位数分别为39.234和36.565，验证了已有研究中关于上市公司社会责任信息披露质量较差的论断，社会责任报告的信息含量有限。

表2 描述性统计结果(N=3 517)

进一步，本研究对社会责任信息披露市场反应进行关键变量分组的差异性分析。为了保持组内股票数量的平衡性，避免少数股票对分组差异性的过度影响，本研究采用解释变量的中位数作为分组标准，差异性分析的结果见表3。由表3可知，高内部控制得分组与低内部控制得分组的社会责任信息披露市场反应存在显著差异，在7日和15日事件窗口CAR的度量下分别为0.309%和0.376%，而在机构持股比例分组中这种关系则不存在。同时，首次披露组和非首次披露组的社会责任信息披露市场反应在7日和15日事件窗口CAR的度量下分别为0.193%和1.335%，并且差异分别在10%和1%的显著性水平下大于0。高媒体关注组和低媒体关注组的社会责任信息披露市场反应在7日和15日事件窗口CAR的度量下分别为0.568%和0.518%，市场反应在媒体关注分组下的组间差异显著大于0。分组差异性检验的结果与理论预期基本一致。

表3 社会责任信息披露市场反应差异性分析(N=3 517)

最后，为了避免多重共线性问题对回归结果的影响，本研究计算了各解释变量和控制变量的方差膨胀因子(VIF)值，发现系数均小于5，表明变量之间不存在严重的多重共线性问题，通过OLS估计的回归估计结果是无偏的。此外，本研究分别基于Breusch-Pagan检验对变量的异方差问题进行诊断，发现变量存在异方差问题，故在进行回归分析时采用稳健标准误对变量的显著性水平进行计算。

4.2 实证研究结果

4.2.1基础回归结果

社会责任信息披露市场反应及其影响因素的回归结果见表4。在表4的列(1)和列(4)中，分别以CAR(-3,3)、CAR(-7,7)为因变量，对假设1和假设2进行了检验。可以看出，内部控制有效性IC的系数均为0.005，但分别在1%和5%的显著性水平下大于0，表明内部控制有效性正向影响了社会责任信息披露的市场反应，假设1成立。而机构投资者持股比例IH的系数分别为0.007和-0.015，对应的t值分别为0.34和-0.45，假设2无法得到支持。由此可见，在治理有效性维度，内部控制有效性成为影响投资者评估社会责任信息披露这一价值信号的重要因素，在控制其他变量的情况下，内部控制指数越高，则社会责任信息披露的市场反应越积极，但这一正向关系在机构投资者持股比例上却不成立。结合描述性统计中得到的结果，本研究认为，机构投资者持股比例过少成为解释这一现象的重要原因。换言之，由于机构投资者持股比例过低，投资者对机构投资者影响上市公司行为的意愿和能力存在质疑，故不将其作为反映上市公司治理水平的核心信息。

表4列(2)和列(5)展示了市场关注度对社会责任信息披露市场反应的作用方向和影响程度，对假设4和假设5进行了检验。可以看出，首次披露F的系数分别为0.005和0.015，分别在10%和1%的显著性水平下大于0，表明信号自身强度对社会责任信息披露市场反应形成正向影响，假设5成立。同时，媒体关注度MD的系数均为0.002，且在5%的显著性水平下大于0，表明媒体关注度对社会责任信息披露市场反应具有正向的影响，假设4成立。数据分析的结果表明，市场关注度是影响社会责任信息披露市场反应的重要因素，市场关注度越高，上市公司在披露社会责任报告时所得到的市场估值调整程度越高。

表4 社会责任信息披露市场反应及其影响因素回归结果(N=3 517)

表4列(3)和列(6)分别以CAR(-3,3)、CAR(-7,7)为因变量，同时考虑治理有效性和市场关注度的影响。由列(3)可知，在控制其他变量的情况下，内部控制有效性IC、媒体关注度MD的系数均在1%的显著性水平下大于0，首次披露F的系数在10%的显著性水平下大于0，但机构投资者持股比例的系数仍不显著。研究结果表明，投资者对社会责任报告发布的市场反应并不统一，内部治理有效性和市场关注度成为影响投资者信号价值评估的重要因素，具有较好的内部控制有效性和较高市场关注度的上市公司，在使用社会责任报告这一资本市场信号工具时，更容易得到市场的支持和认可。需要说明的是，在表4的各列中，CSR的系数均不显著，说明披露质量对投资者信号评估的影响有限。

表5 产权性质分组下的社会责任信息披露市场反应回归结果

4.2.2进一步分析：产权性质分组

本研究进一步对产权性质进行分组回归，实证分析结果见表5。由表5可知，内部控制有效性IC的回归系数在国有企业组中分别为0.006和0.008，分别在1%和5%的显著性水平下大于0。相对而言，内部控制有效性IC的回归系数在民营企业组中分别为0.001和-0.005，其对应的t值为0.31和-0.87，无法拒绝原假设。由此，内部控制有效性对社会责任信息披露市场反应的影响，只在国有企业组中显著大于0，表明内部控制有效性成为投资者判断国有企业社会责任动机的重要因素，良好的内部控制体系有助于改善投资者对国有企业社会责任信息披露的价值评估。SUEST检验结果表明，以CAR(-3,3)、CAR(-7,7)为因变量，IC的组间系数差异显著性水平分别在10%和5%的显著性水平下拒绝了原假设，表明IC系数在不同产权性质分组中存在显著差异，数据结果部分支持了假设3.1。

然而，在机构投资者持股方面，SUEST检验结果则不能拒绝原假设。同时，在市场关注度方面，国有企业首次披露所引起的社会责任市场反应更加积极，媒体关注度上没有显著差异。

4.2.3进一步分析：披露意愿分组

为了进一步探究社会责任信息披露市场反应中的信号搜索机制，本研究按照披露意愿、产权性质和代理成本进行分组回归分析，并利用SUEST对组间系数差异进行检验。

披露意愿分组下的社会责任信息披露市场反应回归结果见表6。由表6可知，强制披露组中，以CAR(-3,3)、CAR(-7,7)为因变量，内部控制有效性IC的回归系数分别为0.005和0.006，在5%的显著性水平下大于0。而在自愿披露组中，内部控制有效性IC的系数均为0.005，其对应的t值分别为1.45和0.78，不能拒绝等于0的原假设。相对而言，自愿披露组的市场反应主要受到行业固定效应和年代固定效应的影响。内部控制有效性对市场反应的影响在强制披露组中更加明显，强制披露组企业的内部控制水平对社会责任信息披露市场反应呈现正相关的关系。

表6 披露意愿分组下的社会责任信息披露市场反应回归结果

然而，SUEST检验的结果并不能拒绝原假设，表明在统计上不能推断自愿披露和强制披露的组间系数存在差异，数据结果不能支持假设3.2。

从市场关注度来看，强制披露组中首次披露F的系数分别为0.017和0.021，分别在5%和1%的显著性水平下大于0，而对应系数在自愿披露组中则不显著。同时，强制披露组中媒体关注度MD的系数分别为0.002和0.003，在5%的显著性水平下为正，而对应系数在自愿披露组中也不显著。由此可知，市场关注度对市场反应的影响在强制披露组中更加明显，强制披露组公司的市场关注度对社会责任信息披露市场反应产生正向影响。

4.2.4进一步分析：代理成本分组

为了更清晰地呈现代理冲突环境对社会责任信号传递动态的影响，本研究按照第一类代理成本和第二类代理成本的中位数将样本空间进行进一步划分，在此基础上进行实证检验，比较组间差异。

实证研究的结果分别见表7和表8。其中，表7和表8分别是按照第一类代理成本和第二类代理成本进行分组的研究结果。

表7 治理环境分组下的社会责任信息披露市场反应回归结果(第一类代理成本)

由表7可知，内部控制有效性IC的回归系数在低代理成本组中分别为0.008和0.009，在1%的显著性水平下为正。相对而言，内部控制有效性IC的回归系数在高代理成本组中均为0.003，其对应的t值分别为1.19和0.82，无法拒绝原假设。由此，内部控制有效性对社会责任信息披露市场反应的影响只在低代理成本组中显著大于0。

表8 治理环境分组下的社会责任信息披露市场反应回归结果(第二类代理成本)

SUEST检验结果表明，以CAR(-3,3)、CAR(-7,7)为因变量，IC的组间系数差异显著性水平分别在5%和10%的显著性水平下拒绝了原假设，表明IC系数在不同代理成本分组中存在显著差异，数据结果部分支持了假设3.3。然而，在机构投资者持股方面，SUEST检验结果则不能拒绝原假设。

由表8则可以得出相似的研究结果，内部控制有效性IC的回归系数在低代理成本组中分别为0.006和0.005，在5%的显著性水平下为正。相对而言，内部控制有效性IC的回归系数在高代理成本组中均为0.004，其对应的t值分别为1.39和1.58，无法拒绝原假设。由此，内部控制有效性对社会责任信息披露市场反应的影响只在低代理成本组中显著大于0。

然而，SUEST检验的结果并不能拒绝原假设，表明在统计上不能推断组间系数存在差异，数据结果不能支持假设3.3。

结合表7和表8的数据结果可以看出，内部控制有效性与社会责任信息披露的关系受到第一类代理成本的影响。在管理层和投资者存在低冲突的治理环境中，内部控制有效性的提升，有助于改善资本市场对社会责任信息披露的价值评估，而这种关系在大小股东代理冲突程度分组中则并不显著。

结合前文的分析结果，本研究认为，投资者在评估社会责任信号价值时，会考虑企业的公司治理状况，但公司治理状况并非是直接可观测的信息，投资者主要依靠内部控制有效性、机构投资者持股和代理冲突程度等要素对公司治理状况进行判断。前景理论指出，投资者对损失及其相关的信息更加敏感。由此，在代理冲突程度和公司内部控制有效性反映出不一致的公司治理质量时，投资者对治理指标的可靠性产生质疑，内部控制有效性对市场反应的影响被削弱。

5 稳健性检验结果

为了增强研究结论的可靠性，本研究进行了一系列的稳健性检验。

首先，由于本研究的因变量是用事件研究法测度的社会责任信息披露市场反应，故内生性问题的主要来源是样本选择问题和变量遗漏问题。针对可能存在的样本选择问题，本研究采用HECKMAN[30]提出的两阶段检验方法进行检验。对于内部控制有效性，本研究则采用其他公司财务的控制变量作为内部控制有效性在Heckman第一阶段的自变量，在表4第(3)列和第(6)列中对样本选择问题进行检验，计算的逆米尔斯比率分别为-0.068和-0.173，对应的显著性水平分别为0.801和0.271，缓解了内部控制有效性方面的样本选择偏差。而对于市场关注度，本研究则以分析师跟踪的数量作为媒体关注度的工具变量，对市场关注度方面可能存在的样本选择问题进行检验，在表4第(3)列和第(6)列中利用两阶段模型计算所得的逆米尔斯比率分别为0.569和0.002，对应的显著性水平分别为0.167和0.991，缓解了媒体关注度方面的样本选择偏差。

其次，针对可能存在的重要变量遗漏和缺失问题，本研究在表4第(3)列和第(6)列的回归模型中进一步加入了是否鉴证、是否处于敏感性行业、润灵社会责任评分的子模块结果(内容性、完整性和技术性)，以及公司Tobin Q值等控制变量，稳健性检验的回归结果与基本模型的结果差异较小，表明本研究的实证分析结果是稳健的。

最后，本研究对因变量的测度标准进行了一定程度的调整，将时间窗口调整为11日，在此基础上重新进行实证分析。此外，本研究还将事件估计窗口的长度调整至60日和180日，在此基础上计算累计异常收益率，重新进行实证分析。核心指标测度参数调整后，经过稳健性分析所得的数据结果与本研究实证分析部分的结果基本一致，表明本研究的结论基本稳健。限于篇幅，本研究在此不再对稳健性检验的结果进行逐一汇报，留存备索。

6 研究结论与启示

本研究从信号理论出发，从治理有效性和市场关注度两个维度实证检验了社会责任信息披露市场反应的形成机制。研究发现：①以内部控制有效性衡量的内部治理水平对社会责任信息披露市场反应产生了正向影响，高内部治理有效性的上市公司发布社会责任报告更容易得到市场的认可；②市场关注度与社会责任信息披露市场反应之间存在正向的相关关系，受媒体关注的企业，在利用社会责任向外界传递信号时更能够得到资本市场的认可，且首次披露的社会责任报告更能够获得资本市场的积极态度；③社会责任信息披露市场反应的治理效应，在低代理成本组和国有产权组中更加明显。

综合来看，本研究的边际贡献主要体现在以下3个方面：①拓展了社会责任信息披露市场反应的解读框架，将社会责任信息披露的行为而非内容看作是上市公司对外传递信号的机制。已有文献主要强调社会责任信息披露质量对市场反应的影响，而本研究则对市场反应的异质性提供了治理维度和市场关注方面的解释。②推动了公司治理与社会责任信息披露市场反应的关系研究，探讨了内部控制有效性和机构投资者持股两大作用路径对资本市场价值评估的影响。已有文献主要关注公司治理作用于社会责任信息披露质量的路径和程度，而本研究弥补了公司治理对社会责任信息披露市场反应影响路径的研究空缺。③为市场关注度影响资本市场的价值评估过程提供了有益的文献补充，投资者对于模糊信息的有限关注，不可避免地存在于其信息认知和价值调整的过程中，本研究通过检验市场关注度与社会责任信息披露市场反应的相关性，揭示了市场关注度对信号作用的影响过程。

本研究具有以下3个启示：①投资者在信号识别的过程中，存在信号搜索和信息整合的行为。上市公司应该构建良好的内部控制体系，推动管理决策过程的规范化和科学化，以此缓解投资者对社会责任行为的“后顾之忧”，降低企业与资本市场的信息不对称程度，改善资本市场对企业社会责任行为的价值评估。②投资者的“注意力”是一种稀缺资源，对价值评估的过程产生重要影响。企业应保持在媒体和公众中的良好形象，在履行社会责任时应适当地与媒体联系，为投资者提供了解企业社会责任履行状况的媒介。同时，企业应重视信息披露的“首次”效应，慎重对待首次对外发布的报告，注重内容的客观性和可靠性，避免给投资者留下不佳的第一印象。③在整体披露环境较差的情境下，投资者并不关注社会责任信息披露的内容和质量。对此，相关部门应及时出台具有更佳规范性的社会责任信息披露指引，完善信息披露的量化指标体系，利用人工智能和文本分析等前沿技术，以提升社会责任评级技术的有效性，保障优质企业向外界传递社会责任信息的渠道通畅。

尽管本研究尽可能地进行了一系列的稳健性检验，以保障基本研究结论的可靠性，但研究过程仍存在一定的不足，如对社会责任报告以外的社会责任信息考虑不足、对公司治理整体状况的评估存在改进空间等。从股权结构、激励机制等公司治理维度对社会责任信号理论进行解读和拓展，将成为后续研究的重要方向。