女性领导、外资股权与企业社会责任

(河海大学 商学院,江苏 南京 211100)

1 引言

1924年，Sheldon提出“企业社会责任”(Corporate Social Responsibility,CSR)这一全新治理概念,成为学术界研究的重点。随着全球经济化发展,企业为寻求可持续发展,面临着来自利益相关方和外部等多重压力。由于CSR的总体目标是鼓励企业的可持续发展[1],因此CSR成为上市公司应对这些压力的有效领域。

企业社会责任已成为我国企业尤其是国有企业和赞助企业的一项重要公共政策问题。事实上,企业社会责任可促进宏观经济层面的创新和竞争力[2]。Yu、Choi认为,企业应对利益相关者有压力时必须辅以国家干预和教育措施,强调企业社会责任的价值增强作用。我国逐渐走向混合经济体制,意味着上交所和深交所将逐渐容纳大量的私人控股企业。非国有企业上市比率的激增,引起了学术界对产权性质对企业社会责任影响的关注。鉴于非国有企业对女性领导者提供更大的支持和更多的晋升渠道[3],董事会的性别影响问题在此背景下出现。外资股权在我国上市企业中的比例一直在上升,大量上市公司拥有相当多的外资少数股权。因此,评估混合所有权是否能促进更有效的企业社会责任参与是有效的,性别与外资股权在评估中占据着主导位置。

大多数现有文献认为CSR是一个多方面的概念,其重点是环境保护、消费者权利和劳工福利、企业慈善事业等相关领域。然而,有证据表明企业强调履行社会责任是一种提高利润的竞争工具,而不是对抗社会和环境弊病[4]。尽管如此,在一个“道德败坏”可能损害公司信誉的环境中,企业社会责任在使公司合法化方面仍具有重要性[5]。我国企业社会责任迅速发展,但在发展本土化标准和推动实施有意义的CSR变革方面仍处于起步阶段。本文拟以披露了企业社会责任报告的我国上市公司为例,实证研究性别、外资股权、产权性质、高管持股比例对企业社会责任的影响。

本研究的贡献体现在:①现有文献关于女性领导、外资股权对企业社会责任的研究主要集中在发达国家,本文以我国制度和文化为背景,探讨女性领导、外资股权对企业社会责任的影响,可丰富企业社会责任领域的文献，拓展女性领导、外资股权的相关研究。②本文发现高管持股比例与企业社会责任评分之间的倒“U”型关系、国家所有权与企业社会责任评分之间的非线性关系,丰富和拓展了高管持股、国家所有权领域的研究。

2 理论分析与假设提出

2.1 女性领导、董事会性别平衡与企业社会责任

我国女性的社会地位在过去几十年里得到了明显提升。在我国古代,受传统文化的影响,女性一直处于弱势地位,一般扮演的是从属角色，在社会和家庭分工中,多倡导“男主外女主内”。随着时代的发展,我国女性的地位得到提高,主要体现在女性成为劳动力的重要组成部分。因此，在我国国情下研究女性领导对公司治理的影响具有深刻意义。

在基本层面上,性别有助于解释社会偏好、态度和心理现象的差异[6]。社会角色理论认为在传统社会中女性通常是抚养性和社会导向性的,这种角色定位使社会对女性的期望是善良和温柔的。因此,当女性参与到企业决策中时,女性的性别特质更加符合“民主参与型”领导风格的标准,会更多地关注员工的心理需求、消费者的满意度和对社会的贡献,从而更加关注企业社会责任的履行和披露。

在参与企业社会责任活动时,女性往往比男性更感性。女性CEO更容易接受社会和组织要求,不擅长在社会责任与公司整体利益相悖的情况下进行选择。发达市场的经验表明,女性董事的存在与慈善事业和社会表现之间有着密切的联系[7],女性领导的企业,其生存条件比男性领导的企业更好[8]。跨市场研究表明,性别是推动企业社会责任投资的关键因素[9]。基于上述分析,本文提出假设H1——女性领导与企业社会责任呈正相关,即女性领导会提高企业社会责任披露的质量。

大多数关于女性和企业社会责任的研究会关注董事会性别平衡问题,而不是领导本身。女董事比例通常被用作衡量董事会性别平衡的指标[10]。Bear等研究表明,KLD-CSR评级与董事会女性成员数量之间存在强烈的正相关关系，女性董事在纠正或减轻企业“负面”活动的影响方面可能特别有效[11]。性别平衡能促进企业市场渠道发展[12],加强信息披露[13],支持公司层面的创新[14]，女性领导的增加可能成为性别平衡的催化剂[15]。因此,本文提出假设H2——女性董事比例与企业社会责任呈正相关,即董事会性别平衡会促进企业社会责任评级提高。

2.2 外资股权与企业社会责任

我国企业的国际化程度正在提高,企业混合所有制改革正在逐步进行,越来越多的外国投资者投资我国企业。研究发现,通过竞争效应和示范效应两种溢出渠道的外资企业可影响发展中国家的企业社会责任表现[16]。企业社会责任因外国投资者的参股而受到西方管理风格的影响,西方发达市场的企业对企业社会责任的研究已度过探索期,他们对这方面的要求更严格。在参与国际竞争时,外方要求我国企业必须遵守相应的企业社会责任准则,而外国投资者的这种高标准严要求在投资我国企业时会极大地促进企业社会责任的履行。跨国公司在对外投资过程中,会将本国先进的管理经验和社会责任理念引入到被投资国家,影响该国企业对社会责任的看法和表现[17]。全球经济化的冲击和影响迫使我国上市公司尽早适应国际对企业社会责任的要求,使企业社会责任的表现越来越得到重视。

相较于海外供应商,外国投资者为实现企业社会责任改革提供更直接和有效的渠道。如果投资比例和风险较高,外国投资者会对公司董事会结构和治理活动产生直接影响[18]。当国内上市公司寻求在海外交叉上市时,这种影响可能更敏感。外国投资者对公司特定信息的解释会增强发行机构的公司治理效应[19]。交叉上市为强化社会责任活动提供了渠道,海外上市会刺激企业自愿披露社会责任报告。来自海外监管机构和分析师的监测有助于提高企业社会责任报告披露的质量。综上,本文提出假设H3——外资股权与企业社会责任呈正相关。

本文根据企业是否有合格的境外机构投资者(QFII)和发行机构是否有海外交叉上市来衡量外资股权水平。当前，少数研究论述了QFII在我国企业治理和社会责任履行方面的作用。如Beatson发现,QFII对托宾Q和ROA水平产生积极影响;Huang、Zhu在我国股权分置改革背景下研究发现,QFII提高了部分股东的投资兴趣。在考虑QFII领域之外的国外投资时,Oh、Soliman等发现拥有更多外资机构持股的公司的企业社会责任评级更高;Dam、Scholtens对欧洲市场的分析发现,两者关联有限;Wang、Chen发现,我国上市公司在外资机构投资较多的情况下,企业社会责任披露质量有所提高。

2.3 产权性质与企业社会责任评分

国家通常被认为是企业社会责任的主要驱动力[20]。由于国有企业占用了大量公共资源,社会公众对国有企业的期望值往往较高,国有企业是否较好地承担了社会责任成为人们关注的焦点[21]。从企业社会责任报告披露来看,Guo等对我国非上市企业的考察表明,国有企业披露企业社会责任的可能性高于非国有企业[22]。在我国现行的制度环境下,承担企业社会责任与维护社会稳定、维持部分政府官员的职业晋升具有一致性,因此社会责任工作推动获得了较高的政治支持,一些地方政府积极出台与企业社会责任相关的政策,推进企业履行社会责任[23]。由于适用的政策不同,在做出社会责任决策时,非国有企业多关注收益成本。我国国有企业在社会责任方面应起到“先锋模范”作用,这是我国国有企业性质的重要体现。

从披露的企业社会责任报告质量看,国有企业虽然会披露企业社会责任报告,但多为强制性的,是为满足监管层的需要,非国有企业大多自愿披露企业社会责任报告。非国有企业通过承担社会责任,响应政府号召,与政府建立良好的合作关系。为了保护企业产权,促进企业经济长足发展,提升竞争优势,对在政治和制度上处于弱势的非国有企业必须采取一定的策略来加强和维护与政府间的良好关系。对非国有企业来说,履行社会责任不是目标,而是在政治经济体制不完善的转型经济体中为了生存和发展采用的策略性行为。通过满足政府对社会责任的要求,非国有企业建立、维护和加强与政府之间的联系,以获得政府支持。基于上述分析,本文提出假设H4——相比国有企业,非国有企业披露的社会责任报告质量更优。

2.4 高管持股比例与企业社会责任评分

对美国、韩国和埃及的样本研究表明,高管持股比例与企业社会责任评分之间呈显著的负相关关系[24-26]。高管持股比例较低时,管理者可相对自由地将企业社会责任活动和利润结合起来。但随着高管持股比例的提高,“印象管理”对内部管理者的成本较高,管理人员从这种权衡中获得的边际收益为负,从而会削减与企业社会责任活动相关的支出[27]。如果企业社会责任支出有助于获得国家投资和市场准入,边际收益为负的情况可能只会在高管持股比例较高时出现。

Barnea、Rubin认为,管理者在企业社会责任方面会过度投入,以提高其社会地位和知名度。较高的企业社会责任评分可为内部人员提供个人利益。然而,由于企业社会责任支出提高相应会增加高管持有股票价值的风险,因此产生了一种折衷。根据这一前提,本文认为持股水平较低的管理人员从参与企业社会责任活动中获益。随着持股水平的提高,他们从参与企业社会责任活动中获取的收益趋低,相应地会减少企业在社会责任活动方面的支出,社会责任报告评分也随之降低。基于上述分析,本文提出假设H5——高管持股比例与企业社会责任报告评分之间存在倒“U”型关系。

3 研究设计

3.1 样本选择和数据来源

本文选取2013—2017年沪深两市A股上市公司数据,按照以下标准进行筛选:①剔除ST、*ST和PT公司;②剔除在2012—2017年范围内上市和已暂停上市或终止上市的公司;③剔除金融类公司;④剔除数据异常和缺失的公司。经过筛选,最终得到9640个观测值。为排除异常值的干扰,对主要变量在上下1%处进行Winsorize处理。社会责任报告评分来自润玲环球(RKS)社会责任报告评级系统对上市公司社会责任报告的评分。其他数据均来自CSMAR数据库,使用Stata14.0软件进行回归分析。

3.2 变量说明

主要是:①被解释变量。本文以企业社会责任报告评分衡量企业社会责任报告的质量,评分高则质量优。为了更好地展现我国企业社会责任报告的披露情况,另设企业社会责任虚拟变量衡量一个企业是否披露了社会责任报告。②解释变量。根据假设H1—H5,将女性CEO/副CEO虚拟变量(FCEO)、女性董事比例(FD)、合格境外机构投资者虚拟变量(Qfiid)、H股交叉码虚拟变量(Overseas)、管理层持股比例(Managerial Ownership)作为模型的解释变量。在进行稳健性检验时,把副CEO从FCEO变量的定义中去除,得到FCEO1,用来衡量女性领导状况。③控制变量。为了控制其他因素带来的偏差,参考其他相关文献,本文控制了董事会中独立董事的比例(ID)、董事长和CEO是否两职兼任(Duality)、管理层和公司规模(SIZE)、公司所有权集中度(H10)、企业上市年限(AGE)、资产负债率(LEV)、净资产收益率(ROE)、上市交易所的虚拟变量(SHSE)、行业(Industry)、年份(Year)。

相关变量的详细定义见表1。

表1 主要变量定义

3.3 模型设计

为了检验假设H1-4,本文建立了以下模型:

CSRi,t=α0+α1FCEOi,t+α2FDi,t+α3(FCEOi,t×FDi,t)+α4Qfiidi,t+α5Overseasi,t+α6SOEi,t+α7ManagerialOwnershipi,t+ΣαkControlk+εi,t

(1)

为了检验假设H5,本文建立了以下模型:

(2)

4 实证研究结果及分析

4.1 变量的描述性统计

本文对模型中的主要变量进行描述性统计,见表2的Panel A。衡量企业社会责任报告质量的变量CSR平均值为38.98,说明披露CSR的上市公司的报告披露质量较低。衡量上市公司是否披露CSR虚拟变量CSRD的平均值为0.23,说明CSR的披露率约为23%,披露CSR的上市公司较少。衡量女性领导的虚拟变量FCEO的均值为0.24,说明我国上市公司CEO或副CEO为女性的公司为24%。衡量董事会性别平衡变量FD的平均值为13.86,说明女性董事的比例约为13.86%,董事会性别平衡度不高。合格境外机构投资者虚拟变量Qfiid的均值为0.13,说明我国上市公司中有合格境外机构投资者的比率为13%。海外上市虚拟变量Overseas均值为0.06,说明我国上市公司在海外上市的公司比率为6%。管理层持股比例变量的均值为0.069,说明我国上市公司管理层的持股比例为6.9%。

表2 描述性统计与相关性分析结果

注:表中*、**、***分别表示在0.05、0.01、0.001水平上显著，表3、4、5同。

从表2可见,Panel B中的描述性统计数据显示了披露CSR的公司(CSRD=1)与没有披露CSR的公司(CSRD=0)之间的主要差异。在5年期间,CSR的披露率仅为23%,其中超过50%的企业是国有性质。衡量女性领导的变量FCEO在两个子组的平均值分别为0.25和0.22,说明披露CSR的我国上市公司CEO或副CEO为女性的公司比率为25%,未披露CSR的公司为22%。女性董事比例变量FD在两个子组的平均值分别为14.49和11.72,说明披露CSR的上市公司女性董事的比例为14.49%,而未披露CSR的公司为11.72%。CSRD=1的公司规模通常比CSRD=0的公司规模大,也比CSRD=0的公司更成熟(AGE)、负债率更高(LEV)。此外,QFII在披露CSR的企业中存在感更强。

4.2 相关性分析

本文对各变量之间的相关性进行了Pearson检验。从变量相关系数矩阵来看,绝大部分变量两两间的相关系数显著。女性领导衡量变量FCEO与企业社会责任报告得分的CSR呈显著正相关,初步验证了假设H1。各主要变量的相关系数均小于0.5,说明回归模型各变量之间不存在严重的多重共线性问题。受篇幅所限,本文没有列出Pearson相关系数矩阵。

4.3 回归结果分析

本文采用OLS回归进行实证分析,女性领导对企业社会责任评分的影响见表3。女性领导的衡量变量是FCEO,与企业社会责任评分显著正相关,假设H1得到支持。更为重要的是,在对董事会性别平衡(FD)进行单独控制后,重要的女性领导效应仍有效。在表3列(1)中,董事会性别平衡的衡量指标FD与企业社会责任评分之间正相关,已为假设H2提供了部分支持；表3列(3)在剔除了衡量女性领导的变量FCEO后,进一步表明女性董事的比例对企业社会责任的积极影响。表3列(1)—列(3)结果显示了女性领导和董事会性别平衡在企业社会责任报告评级中的重要性。对假设H3,外资股权的衡量变量为Qfiid和Overseas,见表3列(1)—列(3),Qfiid、Overseas的系数均显著大于0,说明外资股权对企业社会责任有显著的积极影响,假设H3得到支持。表3列(5)—列(6)对样本进行了分组回归,发现女性领导FCEO、女性董事比例FD与外资股权(Qfiid,Overseas)对企业社会责任的影响在国有企业和非国有企业之间没有明显区别。可能的解释是,随着我国经济体制改革,混合经济体制逐渐成为主流,国有企业与非国有企业之间除了控股股东的不同外,国有企业与非国有企业之间的关系越来越紧密,股权结构趋于统一。对假设H4,表3列(1)、列(2)、列(4)强调了产权性质SOE与企业社会责任之间的负相关关系。在前面的描述性统计中发现,披露企业社会责任的公司中国有企业的比例更高,但多数是为了满足监管层的要求,对披露质量没有保证。相比之下,非国有企业为建立与政府之间的联系,获得政府支持,愿意主动披露企业社会责任报告且披露质量更优,假设H4得到支持。对假设H5,表3列(4)报告了管理层持股比例与企业社会责任之间的关系，变量Managerial Ownership的系数在10%的水平上显著为正(0.142,t=2.29),且Managerial Ownership2的系数在10%的水平上显著为负(-0.0027,t=-2.51),结果说明管理层持股比例与企业社会责任之间存在倒“U”型关系,支持了本文的假设H5。

表3 企业社会责任报告质量的影响因素回归结果

表3显示了企业社会责任与董事会独立董事比例之间的正相关关系,但这种积极影响均不显著。这一发现与国际证据形成对比,可能反映了我国与西方发达市场之间重要的制度差异。从表3的实证结果发现,在非国有企业中独立董事所占比例增加会提高企业社会责任履行水平,而这一关系在国有企业中不存在，这一回归结果与李文勤等的研究结果相同。就其他控制效应而言,企业社会责任与企业规模、企业的管理层规模之间呈显著正相关关系,这种关系在产权性质上没有区别。企业社会责任与上市年限和董事会规模之间也是正相关关系,但这种关系并不显著。不同的是,在非国有企业中,董事会规模的扩大能提高企业社会责任的履行水平,这一关系在国有企业中不存在。相反,企业社会责任评分与企业杠杆率(LEV)、财务业绩(ROE)之间显示出负相关关系。值得一提的是,在控制了企业规模和国家所有权之后,企业上市交易所(SHSE)对企业社会责任评分有显著的消极影响。即相较于深交所,在上交所交易企业的社会责任评级更低,表明地域对企业社会责任的影响。

4.4 稳健性检验与内生性检验

为了检验上述回归结果的稳健性,本文考虑女性领导的狭义概念,将副CEO从FCEO的定义中删除,由此虚拟变量FCEO1的平均值为0.06。

表4 稳健性检验

表5 内生性问题检验——Heckman的两步法

(续表5)

Heckman two-stage OLSCSRCoef.t值H10-0.0663-0.42ROE 0.408∗ 2.08AGE-0.0229∗∗∗-6.22LEV-0.865∗∗∗-8.20SIZE 0.473∗∗∗ 22.99SHSE 0.399∗∗∗ 10.15IndustryYesYearYesObservations8159Adj.R-squared0.223F test90.99∗∗∗

从表4可见,回归结果与上述所言基本一致。在更进一步的内生性检验阶段,本文采用Heckman的两步过程来控制可能的自我选择偏差(表5)。通过利用一个额外的独立变量——IMR(逆米尔斯比率),回归调整了与女性领导相关的内生性。同样,女性领导(FCEO)和董事会性别平衡(FD)对企业社会责任评分仍存在显著的积极影响。表4、5中的结果为本文的假设提供了进一步的支持。女性领导对我国上市公司企业社会责任的影响见表3。

5 结论与政策建议

本文采用2013—2017年在我国沪深两地的上市的企业为样本,以企业社会责任报告评分为研究变量,实证研究女性领导、外资股权、产权性质、管理层持股比例与企业社会责任之间的关系,得到以下结论:①在性别方面,女性领导、女性董事比例、外资股权对企业社会责任有显著的积极影响,在国有和非国有企业中没有本质区别。②产权性质与企业社会责任有一定的关系,国有企业披露企业社会责任报告的比例更高,但非国有企业的企业社会责任报告披露质量更优。③高管持股比例与企业社会责任之间存在倒“U”型关系。

基于上述研究所得,提出以下政策建议:①就我国目前的情况,上市公司社会责任信息披露总体水平不高、披露质量较低，因此在社会责任信息披露方面,政府可采取措施,引导上市公司承担社会责任,加强对社会责任信息披露质量的监管。②在外资股权和领导性别平衡方面,立法部门和监管部门应积极运用行政、法律等手段加强对外资股权行为的引导,促进公司内部有关性别平衡条款的建立与实施。