企业社会责任信息披露对财务绩效的影响

■ 马俊峰 毛美仪

（1.青海省农村信用社联合社 青海西宁 810001;2.蓝城控股有限公司 浙江杭州 311100）

引 言

企业履行社会责任的过程既为企业自身创造了价值，也为社会创造了价值。近年来，随着社会进步和经济高速发展，产品质量低劣、食品安全问题以及重大安全事故等社会事件频发，企业社会责任（下文简称“CRS”）缺失现象频发成为当今社会热门话题。在社会公众以及利益相关者关注下，披露CSR信息的企业呈现上升趋势，学术界和实务界也日益关注CSR披露的经济后果。企业履行社会责任兼顾股东和利益相关者的利益诉求，有利于企业正外部性形象塑造和财务绩效提升。部分学者认为企业承担社会责任必定增加内部资源消耗，损害股东利益，从而降低财务绩效。企业提高社会责任信息披露水平是否促进财务绩效提升，实现企业增值有待考量。鉴于此，本文旨在研究企业社会责任信息披露对财务绩效的影响，将媒体监督和制度环境等外部治理因素纳入其中，进一步探讨企业社会责任信息披露、外部治理因素和财务绩效三者之间的关系。

一、文献述评与研究假设

（一）文献述评

较多的研究者认为企业社会责任信息披露对财务绩效有正向促进作用，Van Beurden & Gossling（2008）对1990年之后发表的34项研究进行统计分析后发现，二者之间存在显著的正相关性，陶文杰（2013）和董淑兰（2018）基于不同研究视角得到了类似研究结果。于洪彦（2015）发现，虽然企业社会责任与绩效呈现正相关，但是不同企业之间的横向联系对二者关系起到倒U型的调节作用。也有研究表明两者之间不相关或者呈现负相关系，Griffm & Mahon(1997)对1972~1997年间发表的51篇论文进行统计发现，33篇的结论为正相关，19篇的结论为负相关以及9篇为无关。陈玉清（2005）认为企业社会责任信息披露与绩效的相关性不强；温素彬（2008）认为在短期内企业社会责任信息披露与绩效之间呈现负相关。由于不同企业披露的社会责任信息质量、形式以及内容的不同，现有研究结论并不一致，有必要进一步研究。

关于外部治理因素与企业社会责任关系的研究大多集中于两者之间的相关性。陈共荣（2013）、李百兴（2018）以及江珊珊（2019)研究发现，随着媒体关注度的提高，企业（污染型）社会责任履行情况越好；王霞（2013）研究表明，当企业面对政府或监管部门施压时，企业社会责任披露信息对绩效具有显著正向影响。上述研究忽视了外部治理因素对二者的调节作用，这为我们提供了一个新的研究点。

（二）研究假设

1.社会责任治理信息披露与财务绩效。利益相关者理论认为，企业需要对股东、债权人、客户及员工等诸多利益相关者的利益负责（张兆国，2009），企业披露社会责任信息行为表明该企业不仅愿意积极承担社会责任，而且是对诸多利益相关者信息需求的回应（Dhaliwal，2010）。一方面，企业管理层为了维护企业形象，降低与利益相关者的未来交易成本，往往会主动进行社会责任信息披露，表明其愿意积极承担社会责任。另一方面，利益相关者也会将这种企业视为值得信赖的商业伙伴，进而给予企业更多支持，从而有利于企业未来价值提升。基于此，本文提出如下假设：

假设1a：企业社会责任信息披露对财务绩效具有正向影响。

从成本收益理论角度来看，企业进行社会责任信息披露需要花费大量成本，而象征性披露可以节约成本，故企业管理层在权衡了成本和收益后，出于机会主义行为往往会倾向于象征性披露，同时利益相关者也担心管理层这种机会主义行为会损害自己的利益，因而并不愿意给予企业支持，从而不利于企业未来发展，使得财务绩效也相应降低。基于此，本文提出如下假设：

假设1b：企业社会责任信息披露对财务绩效具有负向影响。

2.制度环境的调节作用。任何企业从事经营活动都嵌入在一定的社会背景中，制度环境会对企业社会责任信息披露行为具有影响。当企业处于市场化程度较高的制度环境中时，完善的法律法规有利于抑制企业机会主义行为（Cahan et al.,2016），进而有助于提高披露信息的真实性和可靠性。而对外部利益相关者而言，减少获取真实信息的交易成本，更易于对企业进行融资支持，降低企业融资成本，提升财务绩效。据此，本文提出如下假设：

假设2a：制度环境对企业社会责任信息披露与财务绩效之间的相关性发挥正向调节作用。

但是当市场化进程较高时，利益相关者往往拥有更广泛的渠道去获取对自己行为选择更有用的信息(Cambell,2007),致使企业披露社会责任信息对于利益相关者的使用价值减少，企业获得边际回报不断减少，不利于绩效的提升。另一方面，当法律法规等外部监管制度较为严格时，过多披露社会责任信息可能会致使企业代理成本增加，降低财务绩效水平。基于此，本文提出如下假设：

假设2b：制度环境对企业社会责任信息披露与财务绩效之间的相关性发挥负向调节作用。

3.媒体监督的调节作用。近些年媒体逐渐成为利益相关者了解企业以及获取信息的重要途径。已有研究表明，媒体监督对财务绩效有正向影响（李海彤，2017）。Dyck & Zingales（2008）基于媒体治理论认为，媒体作为企业与利益相关者之间信息交流平台，可有效缓解信息不对称。同时企业基于利益最大化思考，更愿意利用媒体平台披露正面社会责任信息，从而将自己和竞争对手进行区分，进而实现差异化竞争优势。因此，当媒体监督越高时，利益相关者对企业社会责任履行的认知也越高，从而有利于促进利益相关者对公司的进一步支持。基于此，本文提出如下假设：

假设3a：媒体监督对企业社会责任信息披露与财务绩效之间相关性发挥正向调节作用。

已有研究表明，媒体监督主要报道企业的负面信息，会使得财务绩效进一步降低（黄辉，2013），并且由于企业履行社会责任与财务绩效的关系存在不确定性，故媒体监督的调节作用也可能会出现负面影响。尤其是当媒体曝光企业的负面信息时，会使得企业迫于公众压力，不得不支出大量罚金或公关费用，进而减弱了企业社会责任信息披露对财务绩效的正向影响。基于此，本文提出如下假设：

假设3b：媒体监督对企业社会责任信息披露与财务绩效之间相关性发挥负向调节作用。

二、研究设计

（一）样本选择与数据来源

本文以2012~2018年披露社会责任信息的A股上市公司为研究样本，之所以选择该样本期间主要基于以下两点考虑：（1）2010年财政部等五部委联合发布《企业内部控制配套指引》，将建立社会责任报告制度作为履行社会责任的重要组成部分，并于2012年1月1日起在主板上市公司实施。（2）在这一时间段内企业社会责任报告的发布数量呈增长趋势，并开始受到广泛关注。

社会责任信息披露数据来源于润灵环球社会责任评级机构（RKS），财务绩效和企业基本情况的信息数据来源于国泰安数据库。本文对样本数据做了如下处理：（1）剔除变量值缺失的样本（包括“润灵环球”数据库中未披露企业社会责任评级指数的样本）。（2）剔除了ST公司以及金融类行业的上市公司，最终得到3124个有效数据作为研究样本。此外，为了消除异常值的影响，对所有的连续变量都进行了上下1%的缩尾处理。

（二）变量定义

1.因变量。对财务绩效的衡量通常会选取总资产收益率、投入资本回报率以及托宾Q值，本文借鉴于洪彦（2015）的做法，把总资产收益率（ROA）作为财务绩效衡量指标，即被解释变量。总资产收益率既包含了盈利性、生产效率等多种综合信息，还反映了企业单位资产利用率所带来的收益，在某种程度上可以体现企业竞争力以及发展前景。

2.自变量。润灵环球（RKS）从M(整体性)、C(内容性)、T(技术性)和I(行业性)四个方面，分别按照6∶9∶3∶2 的权重构建了企业社会责任评级指数，用于评价企业社会责任信息披露的质量，具有较强的代表性。本文参照陈承（2019）的研究，选取企业社会责任内容性维度的评价分数（CSR）作为社会责任信息披露的衡量指标。

3.调节变量。为探究制度环境和媒体监督在企业社会责任信息披露与财务绩效相关性之间的调节作用，参考周中胜（2012）的做法，采用王小鲁和樊纲（2011）等编制的《中国分省份市场化指数报告》中市场化指数作为制度环境的衡量指标。对于媒体监督衡量指标的选取，参考徐珊（2015）和翟胜宝（2015）的研究，相较于正面报道，负面报道对企业的监督作用会更为明显，因此本文以“媒体报道报刊年负面新闻数+1”的自然对数值来作为媒体监督的衡量指标。

4.控制变量。参考冯丽艳（2016）的做法，将企业规模、成长性、企业年限、股权制衡度、流动比率、股权集中度、独立董事会人数作为控制变量。此外，模型中还加入了控制行业和年度虚拟变量。各变量的详细定义见表1。

表1 变量及解释

（三）模型设计

为了研究企业社会责任信息披露对财务绩效的影响，本文构建了如下两个模型：

模型1为基础模型，用以检验企业社会责任信息披露与财务绩效之间的相关性，以总资产收益率ROA作为被解释变量，企业社会责任信息披露（CSR）为解释变量，以验证假设1a和假设1b。

在模型1的基础上构建模型2，通过加入调节变量即外部治理因素中的制度环境和媒体监督两个调节变量，分别检验企业所处制度环境和媒体监督对企业社会责任信息披露与财务绩效相关性的调节作用，用以验证假设2a/2b和假设3a/3b。

上述模型中，t表示年份，i表示公司，α0/β0表示截距项；α1/β1-β3表示解释变量和调节变量的回归系数，Modulate表示调节变量，Controls表示控制变量，ε表示残差项。

三、实证检验与结果分析

（一）描述性统计

本文使用stata14.0软件对样本数据进行统计分析，各变量的描述性统计结果详见表2（已删除缺失数据）。结果表明，被解释变量ROA的平均值和中位数接近，基本服从正态分布的对称性特点，解释变量CSR的标准差较大，数据离散性较强。MARK和MEDIA的平均值和中位数比较接近，也基本服从正态分布的对称性特点。

表2 描述性统计

续表 2 描述性统计

（二）相关性分析

对主要变量进行Pearson 相关性分析，结果见表3。企业社会责任信息披露水平与财务绩效显著正相关，初步验证了本研究的假设1a。另外，各变量之间的相关系数绝大多数都低于0.5，表明在回归分析基本不受多重共线性的影响。

表3 自变量相关系数矩阵

（三）单变量检验

根据解释变量CSR的平均值和中位数，分别按其平均值和中位数的高低分为两组，均值T检验和中位数检验分析结果见表4。由表4得知，在低CSR组和高CSR组中总资产收益率ROA的平均值分别为0.029和0.036，差异为-0.007，且均值T检验在1%的置信水平上显著。同时，在低CSR组和高CSR组中，总资产收益率ROA的中位数分别为0.027和0.031，差异为-0.004，且中位数Mann-Whitney 检验在1%的置信水平上显著。

表4 单变量检验

由此看来，无论是均值检验还是中位数检验，企业社会责任CSR越高，对应的总资产收益率ROA也越高，并且二者始终在1%的置信水平上显著，与研究假设1a保持一致。但上述检验仅包括了解释变量和被解释变量，要想得到更可靠的结论还需要增加调节变量以及控制变量，并进行全样本回归，才可以为本文的假设提供进一步支持。

（四）回归结果分析

选用多元回归分析的方法来验证本文提出的假设，模型回归结果如表5所示。所有变量的方差膨胀因子（VIF）均小于0.2，表明基本不存在多重共线性问题。模型1为检验企业社会责任信息披露与财务绩效的关系。回归结果表明，CSR在1%的置信水平上具有显著正向影响，表明我国企业社会责任信息披露可以显著地促进财务绩效提升，假设1a得到验证。可以看到，回归模型中的控制变量与财务绩效大多都具有显著相关性。

表5 基准回归结果

续表 5 基准回归结果

为了研究制度环境与媒体监督在企业社会责任信息披露与财务绩效相关性中的调节作用，即验证假设2a/2b和假设3a/3b，本文运用模型2进行检验。当外部治理因素为制度环境时，MARK对ROA的回归系数为0.274，并在1%的置信水平下显著正相关，表明当企业所处的市场化程度越高时，财务绩效也会得到相应的提升。但MARK与CSR交互项的回归系数为-0.407，且在1%的置信水平下显著负相关，说明MARK对CSR和ROA两者的正相关性具有负向调节作用。原因可能是，当市场化程度越高时，利益相关者拥有更广泛获取信息的渠道，使得企业社会责任信息披露从利益相关者获得的边际回报降低，进而减弱了CSR对ROA的正向促进作用，故假设2b得到支持。

当外部治理因素为媒体监督时，根据模型3回归结果表明，MEDIA对ROA的回归系数为0.317，且在1%的置信水平上显著为正，这意味着媒体监督可以相应地促进财务绩效提升。但MEDIA与CSR交互项的系数为-0.216，并在1%的置信水平上显著为负，说明MEDIA对CSR和ROA两者的正相关有负向调节作用。原因可能是，当媒体曝光企业负面信息时，企业履行CSR处于更加被动的状态，需要消耗更多资金化解舆情风险，因此加重了企业成本负担，进而减弱社会责任信息披露对财务绩效的正向影响，故假设3b得到支持。

（五）进一步研究

因产权性质、披露意愿及行业特征不同，可能会导致外部治理因素减弱社会责任信息披露对财务绩效正向影响存在的差异。为进一步研究差异性，本文将样本分为自愿披露和强制披露①参照润灵环球（RKS）责任评级机构的分类，将披露社会责任信息的企业分为自愿披露和强制披露。、国有企业和非国有企业以及环境敏感性行业②环境敏感性行业即重污染行业，根据环保部《上市公司环境信息披露指南》的认定，火电、钢铁、水泥、电解铝、煤炭、冶金、化工、石化、建材、造纸、酿造、制药、发酵、纺织、制革和采矿业等16类行业为重污染行业。和非环境敏感性行业三组，分组回归结果见表6和表7。

表6 调节变量为制度环境分组回归结果

表7 调节变量为媒体监督分组回归结果

首先，当外部治理因素为制度环境时，比较强制披露组和自愿披露组的回归结果可以发现，在强制披露组中，CSR和MRAK的回归系数均在1%的置信水平上对ROA具有显著正向影响，交互项MARK*CSR的系数为-0.477，在1%置信水平下具有显著影响。但在自愿披露组中，CSR、MRAK以及MARK*CSR的回归结果均不显著。两者产生差异的原因可能是强制性披露企业更可能为了满足政策制度的规定，倾向于象征性的披露社会责任信息，但在市场化程度较高的制度环境中，大多数利益相关者都能够从市场中获取足够多且真实的信息来对企业披露的社会责任信息进行甄别。若企业为象征性披露，利益相关者可能不给予企业更多支持，进而减弱了CRS对ROA的正向影响。

其次，比较国有企业和非国有企业的回归结果发现，本文提出的假设在这两组中得到验证。值得注意的是，非国有企业组中MARK与CSR交互项系数（β=-0.722）绝对值大于国有企业组中交互项系数（β=-0.399）的绝对值。这可能意味着市场化程度较高情况下，利益相关者从非国有企业获得有效信息较国有企业更容易，非国有企业CRS对ROA正向影响受到的减弱程度更强，非国有企业从披露社会责任信息中获得的边际回报更低。

最后，比较环境敏感性行业以及非环境敏感性行业的回归结果发现，MARK与CSR交互项系数分别在10%和1%的置信水平上显著为负，非环境敏感性企业较环境敏感性企业可能从披露社会责任信息中获得的边际回报更低。

当外部治理因素为媒体监督时，首先，通过比较表7中自愿披露组和强制披露组的回归结果可以发现，本文假设在这两组中都得到验证。进一步还可以看到，自愿披露组中MEDIA与CSR的交互项系数（β=-0.336）的绝对值大于强制组中交互项系数（β=-0.151）的绝对值。表明在媒体监督的调节作用下，自愿型企业为了更多地减少负面信息报道，通常可能会进一步主动披露社会责任信息，从而增加企业资金的消耗，使得企业披露社会责任信息对绩效的正向影响被减弱。

其次，表7中国有企业组和非国有企业组回归结果表明，本文研究假设在这两组样本中也同样得到验证。值得注意的是，国有企业组中CSR与MEDIA的交互项系数（β=-0.239）绝对值小于非国有企业组中的交互项系数（β=-0.405）的绝对值。这可能意味着相对于非国有企业，国有企业本身监管就较为严格，故产生的负面信息也相对较少，所以媒体更愿意报道相对来说更容易获取的非国有企业负面信息，从而导致非国有企业的负面信息被利益相关者过多关注，因此非国有企业需要耗费更多的资金来应对这些负面信息，进而导致其财务绩效降低。

最后，从表7中环境敏感性行业组和非环境敏感性行业组的回归结果发现，本研究假设在这两组样本中也得到验证。环境敏感性行业组中CSR与MEDIA的交互项系数（β=-0.361）绝对值大于非环境敏感性行业组的交互项系数（β=-0.198）的绝对值。相较于非环境敏感性行业，环境敏感性行业被媒体负面报道的次数往往比较多，并且这些企业本身履行社会责任就比较差，再加之负面报道的增加，企业很可能会耗费更多的成本来应对负面消息以及CSR的履行，从而为环境敏感性行业带来更大的经营风险，进一步导致财务绩效的降低。

四、稳健性检验

（一）度量指标更换

本文采用投入资本回报率（ROIC）代替总资产收益率（ROA）作为财务绩效的替代变量，投入资本回报率指的是税后营业净利润与总资产余额的比例；采用RKS对企业社会责任信息整体维度评价总得分（CSR_S）作为解释变量。通过更换指标后的解释变量对被解释变量进行稳健性检验回归分析可得（表8），回归结果中主要解释变量和交互项的系数符号、显著性均与表5回归结果相一致。

表8 多元回归结果分析

续表 8 多元回归结果分析

（二）在度量指标更换的基础上，观察制度环境、媒体监督的调节效应

在使用更换度量指标的基础上，继续按照披露的自愿性、企业所有权性质以及行业特点，对制度环境和媒体监督对社会责任信息披露与财务绩效相关性发挥调节作用的结论进行稳健性检验。表9和表10的结果表明，主要变量的系数符号、显著性与表6和表7中的回归结果相一致。表明本文的结果依然成立。

表9 调节变量为制度环境分组回归结果

表10 调节变量为媒体监督分组回归结果

（三）内生性检验

为了考察内生性问题对研究结果的影响，本文采用滞后一期的自变量、调节变量以及控制变量对被解释变量ROA进行回归。由表11可知，主要解释变量的系数符号、显著性与表5回归结果相一致。表明本文内生性问题不严重，研究结果基本可靠。

表11 滞后一期多元回归分析

五、研究结论和建议

（一）研究结论

研究发现：一是企业社会责任信息披露对财务绩效有正向促进作用，即当企业社会责任履行得越好，越有利于财务绩效的提高。原因是当企业披露社会责任信息时，通过信息传递可以使利益相关者更好地了解企业，从而在一定程度上促进了财务绩效的提高；二是制度环境对企业社会责任信息披露和财务绩效之间的正相关性发挥负向调节作用。当市场化程度较高时，利益相关者可能拥有更广泛的获取信息渠道，使得企业披露社会责任信息对利益相关者的价值变低，进而降低了企业绩效；三是媒体监督对企业社会责任信息披露和财务绩效之间的正相关性发挥负向调节作用，表明当媒体监督报道的负面信息越多时，大多数企业都会消耗更多资金化解舆情风险，从而消耗企业更多的资源，进而减弱了企业社会责任披露对财务绩效带来的正向影响。

（二）启示与建议

上述结论的启示在于：企业社会责任信息披露对财务绩效有正向促进作用，那么企业管理层应该在进行生产经营决策时，重视企业社会责任的履行，通过披露社会责任信息，维护利益相关者的利益，从而实现财务绩效的提升。此外，研究发现制度环境与媒体监督均对社会责任信息披露和财务绩效之间的正相关性发挥负向调节作用，因此企业应该衡量披露社会责任信息所耗费的成本与获得的边际回报之间的关系，通过适当地披露社会责任信息从而获得较高的边际回报。同时，在互联网信息时代企业可以通过媒体主动披露履行社会责任的信息，树立良好的企业公民形象，从而获得利益相关者的进一步支持，以此弥补可能出现的负面信息报道为企业带来的财务绩效的降低。

同时，政府应该出台相关政策鼓励企业主动披露社会责任信息，通过提高自愿披露的激励强度，比如提供税收优惠等措施，引导企业尤其是上市公司主动披露社会责任信息，进而降低与利益相关者之间的信息不对称问题。因此，法律部门及相关监管机构应该建立和完善社会责任信息披露体系和监管机制，一方面有利于规范企业披露社会责任报告的形式和内容，另一方面也有利于相关监管机构对企业社会责任的履行情况进行监督和评价。