企业社会责任与盈余持续性——基于财务绩效的中介效应

袁仁淼 冼迪曦

（广州大学财务处广东广州510006）

一、问题提出

我国上市企业的社会责任一直是学术界与实务界共同关注的焦点问题。随着我国法律法规与经济体制的不断完善，企业履行社会责任的意识不断发生转变，主动发布社会责任报告的企业数量呈逐年增加态势，我国企业主动发布的社会责任报告由2009年的600多份增加到2019年的2 135份，并且更多企业为了维持与利益相关者之间的和谐关系，长期坚持履行社会责任。根据委托代理理论，信息不对称性是委托代理关系存在的前提，企业社会责任信息披露成为了管理者与经营者信息沟通的桥梁。Verrecchia（2001）基于信息经济学理论，认为企业发布社会责任报告有助于降低市场与企业的信息不对称程度，从而降低企业资本成本，为企业带来更好的经济利益。

财务绩效是企业在一定期间内盈利能力、资产质量、债务风险和经营增长四个方面的反映。根据利益相关者理论，有学者通过研究认为企业履行社会责任将会影响利益相关者的利益，利益相关者同时也会影响企业的财务业绩。因此，企业社会责任与财务绩效存在不可分割的关系。企业积极承担社会责任，建立起良好的社会形象，有利于获取更多的资源，如客户的购买资源、投资者的投资资源等，从而提高企业的财务绩效。

同时，高质量的盈余信息能够为管理者提供更准确的决策分析依据，作为市场上重要的微观经济体的企业，投资者与债权人对盈余质量的高品质要求成为其在经营过程中的关注点。早在20世纪末，O.Glove提出盈余持续性是盈余质量的一个主要特征，盈余持续性是指企业当前的盈余在未来能够维持的可能性。Richardson（2003）认为盈余持续性越好，盈余质量越高。Sloan（1996）发现经营活动现金流量的持续性比经营性应计项目的持续性更强。钟向东、樊行健（2011）通过研究发现，在考虑企业社会责任与财务业绩的关系时，应当涉及盈余管理。

从已有文献来看，主要是围绕企业社会责任、财务绩效与盈余管理的关系进行研究，相关结论并不统一，而且较少涉及到社会责任、财务绩效与盈余可持续性的相关研究。基于此，本文以广东省制造业上市公司的平衡面板数据作为样本，研究企业社会责任与盈余可持续性的关系，并引入财务绩效作为中介变量，实证分析了企业社会责任对盈余持续性的影响路径，通过逐步检验的方法对财务绩效的中介效应进行检验，一方面丰富了现有企业社会责任与盈余持续性领域的成果，另一方面对企业可持续发展相关影响机制的研究具有参考价值。

二、理论分析与研究假设

（一）企业社会责任与盈余持续性的关系

企业积极履行社会责任，对社会责任信息进行披露，有助于提高企业的知名度及竞争力，增强企业的盈利能力。有学者研究了企业信息披露对盈余持续性的市场反应的影响，Beaver and McNichols通过研究发现，投资者借助项目信息披露估计盈余的持续性及股价，且当投资者获得更多的披露信息时，可以减少应计异象的发生。Francis et al.发现，若企业的盈余持续性较高，则信息不对称程度较低，对应的系统性风险较低，权益资本成本也较低。

根据委托代理理论，由于股东与管理者之间存在信息不对称，管理者有可能利用信息的不对称性来谋取自身的个人利益。Friedman（1962）认为管理者不可能主动履行企业社会责任，存在企业社会责任缺失问题。企业社会责任缺失是一种违反道德及法律的负外部行为，利益相关者会对社会责任缺失的企业产生质疑和抵制，消费者一旦对其产品产生抵制，会导致产品销量的下降，最终导致盈利水平下降，因此，社会责任缺失的企业，其盈余持续性相对较低。万寿义（2015）以上市公司为研究对象，对企业社会责任缺失的动因进行了分析，发现我国上市公司缺失社会责任会降低盈余质量和财务绩效。根据利益相关者理论，企业社会责任的缺失有可能影响到投资者、消费者和政府等利益相关者，对企业产生负面评价，导致企业的产品销售量降低，政府支持力度减少，企业的经营风险和财务风险增加，严重影响了企业的可持续发展。目前，相当一部分学者认为企业社会责任对盈余具有积极作用。韩鑫（2015）从股东、供应商、消费者、债权人、政府等8个方面描述了企业履行社会责任的情况，通过实证分析证实企业履行社会责任对盈余持续性产生了积极作用。因此，企业社会责任的履行能够促进盈余持续性。由此提出第一个假设：

假设1：企业履行社会责任能够提升企业的盈余持续性。

（二）企业财务绩效与盈余持续性的关系

企业大多以盈利为目的，追求利润最大化是企业发展的第一目标。而财务绩效是企业盈利水平的最直接反映，是对企业在一段时间内经营状况的总结，反映了经营水平的高低。衡量企业财务绩效的指标一般分为两大类，即会计指标和市场收益指标，会计指标主要包括总资产报酬率（ROA）、净资产报酬率（ROE）等，而市场收益指标主要反映资本市场的投资者对企业的评价水平，包括个股回报率和托宾Q等。

企业财务绩效的提升主要是从经营效率的提高、控制费用成本、降低融资成本、增加销售收入等方面进行的。田宇、宋亚军（2019）认为高质量的盈余管理有助于提升企业财务绩效。盈余持续性是高质量盈余管理的主要特征。诚然，财务绩效也有反作用于盈余持续性的效应，当企业拥有良好的财务绩效时，企业的经营状况和发展模式与其投资决策和经营模式较为契合，市场占有率较高，企业会计信息披露的真实性较高，可以使管理者更好地了解企业真实的经营状态及财务情况，有助于提高盈余持续性。Demerjian et al.（2012）发现，管理能力较强的管理者会选择更好的项目，对风险有更好的理解，可以更加高效地管理公司业务，管理者能力较强的公司盈余持续性更高。此外，能力较强的管理者对应计项目持续性产生的影响要高于对现金流量持续性的影响，这是因为管理者对应计项目的估计更加准确，导致应计项目的持续性增加。由此提出第二个假设：

假设2：企业财务绩效可以提升企业盈余持续性的稳定性。

（三）企业社会责任、盈余持续性与财务绩效

企业社会责任对财务绩效的作用机理一般可以归纳为三个类别，包括：正相关、负相关、不相关。Freeman（1994）在研究利益相关者理论时，尝试探索企业社会责任与财务绩效的关系，认为利益相关者作为连接企业社会责任与财务绩效之间的桥梁，愿意承担社会责任的企业拥有更好的财务绩效。张兆国等（2013）选取沪市A股非金融上市公司为研究样本，利用内容分析法对内容进行细分评价企业社会责任水平，运用JONES模型测算企业财务绩效，结果显示滞后一期的企业社会责任正向影响当期财务绩效。有学者认为企业社会责任与财务绩效之间为负相关关系，这是因为企业履行社会责任会导致经营成本增加，从而降低财务绩效。如王怀明和宋涛（2007）以上市公司为研究样本，并采用混合截面回归分析方法证明员工的社会责任与企业绩效负相关。李正（2006）研究证明企业CSR信息披露与净资产收益率负相关。也有学者认为两者之间不存在相关性，如Mcwilliams和Siegel（2000）以企业财务指标数据的年平均值作为财务绩效的反映，通过统计和回归分析检验证明企业社会责任与财务绩效不存在显著的相关性。

制造业企业属于资金密集型行业，在经营过程中需要大量的经营资金，资金提供者会密切关注企业财务绩效水平的高低、企业未来的发展趋势是否稳定、风险程度是否较高。管理层会将社会责任信息作为企业未来稳定发展的一种强烈信号，向投资者展现企业具备良好的发展实力及稳定的发展趋势，投资者将其视为一种利好，可以获得长期及丰厚的回报，因此有利于企业进行融资。企业除了面对投资者，还要面对消费者，消费者在选择购买产品时，更倾向于选择责任感强、透明度和可信度高的企业。由此，承担社会责任可以使企业在市场竞争中取得优势，提高市场占有率，从而提高企业财务绩效。

根据利益相关者理论，企业为了追求利益最大化，会尽可能地平衡各利益相关者的关系。企业通过积极履行社会责任，建立起良好的声誉与形象，增强竞争力，是其可持续发展的动力，有助于提升企业的盈余持续性。管理能力较强的管理者会选择更好的项目，更高效地管理企业的业务，企业盈余持续性较强。而财务绩效较好的企业，其管理者能力也比较强。因此，财务绩效的提高，会使企业的盈余持续性更加稳定。由此提出第三个假设：

假设3：企业履行社会责任能够有效提升企业财务绩效，而企业财务绩效能够对盈余持续性产生正向影响，但履行社会责任需要投入大量资金，会影响财务绩效和盈余持续性。即财务绩效在企业社会责任对盈余持续性的影响路径中发挥着中介效应作用。

三、研究设计

（一）样本选取与数据来源

本文选取2010—2019年广东省制造业上市公司为初始样本，运用筛选后的平衡面板数据进行实证分析，样本数据的筛选过程如下：（1）剔除ST、*ST或PT类上市公司；（2）剔除财务金融类上市公司；（3）剔除财务数据严重缺失和极度异常的上市公司；（4）对筛选后的数据进行缩尾处理。本文选取的企业社会责任评分来源于第三方评价机构和讯评分对上市公司社会责任信息披露的打分结果，上市公司财务数据来源于国泰安数据库，部分缺失值由相关上市公司财务报告手工整理补足；最终获得了1 120个公司2010—2019年的相关财务指标数据。

（二）变量定义

本文选取的被解释变量为盈余持续性，解释变量为企业社会责任，以ROA作为衡量企业财务绩效的中介代理变量；参考国内学者关于企业价值、社会责任的研究成果（周兵等，2016；李文昌等，2018），选取企业规模、资产负债率、综合杠杆、托宾Q值、大股东持股比例作为控制变量，具体变量说明见表1。

表1 变量定义说明

（三）模型设定说明

本文重点关注中介效应的检验，借助回归模型，对相关变量进行分析。企业履行社会责任，可以促进企业及时修正差异，减少信息不对称风险，进而在一定程度上提升企业价值，从而促进企业持续发展。但是，促进企业的可持续增长并不完全取决于社会责任的履行，还取决于企业绩效的变化，承担社会责任会影响企业财务绩效，进而影响其盈余管理持续性。企业绩效过小，企业自身的发展受到了限制，履行社会责任的能力大幅下降，反过来会影响企业的可持续发展。所以，企业绩效在社会责任与盈余持续性之间可能起到了部分中介作用。

根据上述论证和假设，本文通过构建平衡面板数据模型，检验中介效应的存在。

首先，对企业社会责任影响盈余持续性的具体路径进行分析，建立的模型如下：

本文预期αit＞0，即企业履行社会责任能够促进企业的可持续发展，进而提高盈余持续性。

其次，对企业社会责任影响企业财务绩效（中介变量）的中介作用进行揭示：

本文预期αit＞0，即企业履行社会责任能够提升企业财务绩效，有效提升企业价值。

最后，构建财务绩效对企业社会责任与盈余持续性的中介效应检验回归模型：

四、实证结果分析

（一）描述性统计

根据上述研究设计及构建的模型，本文对所有相关变量进行了描述性统计分析，具体结果见表2。可知，样本公司盈余持续性的均值为0.0603，标准差为0.2153，区间范围在［-1.4149，5.5186］，说明不同样本公司的可持续性发展差异性较小，在可持续性发展方面表现较好。样本公司社会责任信息披露评分的均值为4.0697，标准差为3.2334，说明广东省制造业上市公司履行社会责任的程度不高，最大值与最小值之间相差32，说明样本公司之间的个体履行情况差异较大。财务绩效的平均值为0.0572，标准差为0.3267，说明样本公司的财务绩效之间不存在较大差异。控制变量方面，大股东持股比例的平均值和标准差分别为31.6203和14.5758，均值水平接近相对控股比例，且最大值与最小值之间相差92，说明虽属同一行业，但样本公司个体之间的股权集中度差异十分显著。托宾Q值的平均值为2.8467，标准差为5.5223，极差为121.2982，总体而言，不同样本公司的发展水平存在差异且极度不平衡。企业规模的区间在［16.7267，25.9174］，均值为21.6014，同样说明样本公司企业规模的差异较大，且从数据统计中可以发现，广东省制造业上市公司的规模普遍较大。资产负债率的区间范围为［0.0011，0.9886］，平均值为0.3866，这说明在同一行业内，不同样本公司的资本结构存在很大差异，但总体来说分布相对平均。综合杠杆的平均值和标准差分别为1.6445和23.0116，说明样本公司的平均负债水平差异十分显著。

表2 主要变量描述性统计结果

（二）相关性分析

已有研究大多通过Person相关系数来证明变量之间的相关性。本文对主要研究变量进行了相关性分析，结果如表3所示。可知，企业社会责任与企业盈余持续性之间呈正相关关系，而企业社会责任正向影响企业财务绩效；因此，本文认为企业社会责任、盈余持续性与财务绩效之间存在相关关系。此外，主要变量之间的皮尔逊相关系数绝对值不超过0.3，有效控制了多重共线性的影响。

表3 皮尔逊相关系数分析结果

（三）回归结果分析

本文参考周兵等（2016）的研究设计方法，对中介效应进行检验，即依次对模型（1）、（2）、（3）进行回归分析。中介效应检验方法的主要思想在于依次进行，即先对模型（1）进行系数检验，若系数不显著，则不存在中介效应，应停止中介效应检验；若系数显著，则进行第二步，对模型（2）进行检验，如系数显著，则继续进行模型（3）的检验，否则停止中介效应检验；再检验模型（3），若系数显著，则说明存在部分中介效应，若系数不显著，则说明不存在中介效应。

本文按照上述步骤对企业社会责任、财务绩效与盈余持续性之间的相互关系和财务绩效是否发挥中介效应作用的过程进行实证分析，具体结果如表4所示。

表4 实证结果分析

表4的结果解释了模型（1）、（2）、（3）主要变量回归系数的变化，模型的F统计量结果表明建立平衡面板数据回归中的混合模型是不恰当的。因此，应当建立固定效应模型或随机效应模型，再对模型（1）、（2）、（3）进行Hausman检验，发现在5%的显著性水平上拒绝原假设，所以应建立固定效应模型。在进行固定效应模型检验前，对控制变量中的较大值进行对数化处理，能够有效减少回归中异方差的出现。

模型（1）对企业社会责任与盈余持续性的关系进行了检验。由表4可知，企业社会责任的回归系数为0.0258，且在10%的置信水平上显著。这说明企业社会责任与盈余持续性呈正相关关系，企业履行社会责任能够有效提高盈余持续性。验证了假设1，同时表明中介效应检验的第一步得到了验证。

模型（2）检验了企业社会责任对财务绩效的影响。由表4可知，企业社会责任的回归系数为0.0397，在5%的置信水平上显著。说明企业社会责任与财务绩效正相关，但这种相关关系只在5%的置信水平上显著。这表明企业履行社会责任能够在一定程度上提高企业的财务绩效，但这种提高作用并不十分明显，可能是因为企业需要耗费大量的资源、人力成本等来履行社会责任，资源的耗费会影响企业盈利等，进而影响企业财务绩效。

模型（3）与模型（1）相比，将财务绩效作为中介变量加入分析，同时对企业社会责任、盈余持续性和财务绩效三者之间的关系进行了检验。表4的实证结果显示，财务绩效的回归系数为-0.0529，且在5%的置信水平上显著，说明财务绩效能够有效提升盈余持续性，假设2得证。同时，上述回归结果表明中介效应检验的第二步得到了验证。

模型（3）中，企业社会责任的回归系数为0.0241，在5%的置信水平上呈正相关关系，这说明企业履行社会责任能够提高企业盈余持续性水平，但这种作用机制并不明显。此外，模型（1）与模型（3）的拟合优度分别为0.3668和0.1621，且模型（1）的回归系数 0.3668大于模型（3）的0.1621。这表明两者虽具有较好的解释能力，都通过了中介效应的第三步检验，但是相比模型（1），模型（3）的回归结果并不十分明显。再者，通过模型（2）与模型（3）的回归结果对比，财务绩效对企业社会责任影响盈余持续性的中介效应值为-0.002258（-0.0569×0.0397），即中介效应制约了直接正效应作用的发挥。这说明企业履行社会责任虽然能够在一定程度上提升企业财务绩效，但财务绩效的提升削弱了企业盈余持续性的稳定性，即财务绩效在企业社会责任对盈余持续性的影响路径中发挥了部分负向中介效应作用，假设3得证。

（四）稳健性检验

通过参考Hull等（2008）、周兵等（2016）的研究成果，本文在分析其研究方法和研究设计的基础上，选取净资产收益率作为替代财务绩效的变量。净利润收益率能够综合反映企业的经营效率和盈利水平，在一定程度上比总资产收益率更能衡量企业未来的发展能力。回归结果显示，各变量之间的关系与上页表4的结果相差不大，均显著。而中介效应的检验结果仍然支持本文的研究结论，具体分析结果如表5所示。

表5 稳健性检验结果

五、结论与启示

本文运用2010—2019年广东省制造业上市公司的平衡面板数据，通过相关性分析与回归分析，并引入财务绩效的中介变量进行中介效应检验，对企业社会责任影响盈余持续性的具体路径进行了剖析，得到的主要结论如下：（1）采用平衡面板数据的固定效应模型对样本数据进行检验后发现，企业履行社会责任能够有效提升企业盈余持续性，这种趋势在企业规模越大、大股东持股比例下降时更为显著。企业履行社会责任能够有效正向影响企业盈余持续性，企业社会责任对财务绩效的正向影响并不十分明显，即企业可能因履行社会责任产生的资源耗费而导致成本上升等，削弱了正向关系的显著性。（2）参考已有的研究成果，通过逐步检验的方法对财务绩效的中介效应作用进行了检验。结果发现，财务绩效在企业社会责任对盈余持续性的影响中发挥了部分中介效应。

本文的研究启示在于：（1）本文通过实证检验的方法，证实了企业社会责任的履行对企业未来的可持续性发展具有重要意义，财务绩效在企业社会责任影响盈余持续性的因素中存在中介传导机制；该结论能够为我国制造业上市公司完善公司治理结构，推进企业又好又快发展提供借鉴。（2）企业履行社会责任是企业未来发展中不可回避的一部分，单纯依靠企业自身的社会责任意识是不够的，还需要政府、行业政策等的指导，如何有效安排相关制度，促使企业主动履行社会责任，在提升财务绩效的同时，实现企业的可持续发展，反过来带动企业履行社会责任，做到相互促进，共同进步，是当前“经济新常态”的具体体现。（3）实证结果表明，企业社会责任与可持续发展之间存在相互影响的机制，可以为企业未来制定发展规划时提供更多的思路和参考依据。