社会责任规制对企业社会责任行为的影响——基于中国披露规制的经验研究

关 旭，王军法

(1.南京审计大学 会计学院，江苏 南京 210000;2.南京审计大学 社会审计学院,江苏 南京 210000)

一、引言

社会责任概念产生以来，已经得到了社会各界的广泛接受。由于社会责任活动具有正外部性，成本往往大于收益，企业进行社会责任活动的意愿较低，在没有政府规制的情况下，企业很难自愿回应社会诉求。因此，近年来对社会责任进行政府规制的呼声日益高涨。理论方面，越来越多的学者开始从制度视角对企业社会责任展开研究；实践方面，越来越多的国家开始实施社会责任规制。目前社会责任规制主要包括支出规制和披露规制两种模式：支出规制是指对企业社会责任支出金额和方向进行明确规定，如印度立法规定企业社会责任支出不低于近三年平均净利润的百分之二，并明确指定社会责任支出范围；披露规制是指仅对社会责任信息披露进行强制规定，对具体支出金额和方向不做要求，如欧盟和中国都仅要求企业披露社会责任报告。

我国社会责任发展带有鲜明的政府推动色彩，2006年修订生效的《中华人民共和国公司法》与同年10月党的十六届六中全会审议通过的《中共中央关于构建社会主义和谐社会若干重大问题的决定》中，均提及“社会责任”关键词。2008年12月31日，深圳证券交易所和上海证券交易所同时发布文件，要求“深证100指数”“上证公司治理板块”“上证发行境外上市外资股”“金融类上市公司”的成分股公司披露社会责任报告，这标志着我国开始对社会责任实施披露规制。

作为被规制的直接对象，企业社会责任行为的变化是衡量规制效果的关键。社会责任规制本质上是一种来自政府的规制压力，从企业行为的角度来看，最符合政策预期的情况是企业遵守规定，积极承担社会责任，按要求披露社会责任报告并全面提升社会责任表现。但实际上，组织在应对制度压力时行为可能偏离规制目标，完全有可能使用自利的、象征性的方案，表现出“言行不一”“印象管理”“管理层机会主义行为”等自利或象征性的行为。因此，规制并不一定带来企业社会责任行为的改善，其作用逻辑应该是规制压力→战略反应→社会责任行为→经济后果。制度压力下，企业可能做出差异化战略反应，并转化为不同的社会责任行为，进而产生差异化经济后果。

2020年10月，党的十九届五中全会提出：“坚持和完善社会主义基本经济制度，充分发挥市场在资源配置中的决定性作用，更好发挥政府作用，推动有效市场和有为政府更好结合”。当前我国社会责任实行规制与自愿并行的披露制度，因此对披露规制效果进行研究，探索如何在社会责任领域实现“有效市场和有为政府更好结合”，成了亟须解决的问题。目前已有研究多从缓解信息不对称和提升资本市场效率的角度展开，鲜有文献考察我国披露规制对企业社会责任行为的影响。实施披露规制，作为经济主体力量的上市公司究竟是积极响应还是消极应对？能否以及如何改善其社会责任行为？这些都是值得关注的重要问题。鉴于此，本文以2006—2019年应规披露社会责任报告的A股上市公司为样本，采用准自然实验法考察我国披露规制对企业社会责任行为的影响。

本文的主要贡献在于：第一，把政府规制与企业社会责任行为置于同一分析框架，深入分析政府规制在中国社会责任信息披露情景中的本土化特征以及对企业社会责任行为的影响，从而建立起宏观政府规制与微观企业行为之间的联系，为推动政府规制理论在中国社会责任领域的应用提供理论支持和经验证据。第二，拓展和丰富了企业社会责任行为影响因素及社会责任规制经济后果的相关文献；第三，基于合法性动机和战略性动机分析了社会责任规制对企业社会责任行为的影响及内在机理，有利于深入理解企业社会责任行为的变化，为进一步探索“有效市场与有为政府更好结合”的社会责任规制政策提供参考。

二、文献回顾、理论分析与研究假设

(一)文献回顾

1.社会责任规制与信息透明度

信息披露规制的支持者们一直以效率与公平作为评价其合理性的基础[1]。在关于社会责任规制的经验研究中，大部分证据支持其能够缓解信息不对称，提升资本市场的运作效率。Kühn等对法国的研究发现，披露规制能够有效提升社会责任信息透明度，尤其是对环境维度改善作用更加明显[2]。Gulenko通过一项综述研究指出，德国的披露规制增加了企业社会责任报告的篇幅和项目，但相关性和可靠性并没有明显改善[3]。Hung等以我国2006—2010年A股上市公司为样本，发现披露规制能够显著缓解信息不对称，在政治和社会风险较大、信息环境较差和报告质量较差的企业中缓解作用更为明显[4]。在具体表现方面，通过改善信息不对称，披露规制能够进一步降低企业的盈余管理水平[5-7]、抑制股价同步性[8]、改善投资效率以及缓解资产误定价程度[9-11]，提升资本市场的运行效率。但也有部分证据表明，由于“掩饰效应”和“管理层机会主义”等行为，披露规制加剧了上市公司股价崩盘的风险[12-13]。

2.社会责任规制与企业绩效

目前关于社会责任规制对企业自身利益影响的研究未能达成一致结论，可以归纳为“减值观”和“增值观”两种对立的观点。“减值观”认为：首先，社会责任规制加大了企业社会责任支出，导致企业盈利能力下降和股东价值减损[14-16]；其次，社会责任规制可能导致管理层机会主义[17]，加剧企业经营风险和信息风险[18]，导致企业价值下降。“增值观”认为：合理的社会责任规制能够改善企业与利益相关者关系并获得好的声誉[19]，可以促进企业技术进步并提升创新绩效[20]，从而发挥信号传递作用，对企业财务绩效产生正向影响[21-22]。

3.社会责任规制与企业社会责任行为

已有文献主要针对印度的支出规制政策，研究显示，支出规制对不同规模企业的社会责任行为影响效果不同。总体来看，除小型企业拒绝执行政策外，其他规模企业的社会责任支出水平都有所提高[15]，但并未达到政府预期效果，甚至有部分企业(主要为小规模企业和此前自愿披露社会责任信息的企业)与原来相比减少了社会责任支出[23]。

综合上述文献回顾可以看出，社会责任规制相关领域是近十年来关于企业社会责任研究的一个明显新趋势，对社会责任规制经济后果的研究基本认可其能够缓解信息不对称、提高资本市场效率并降低环境污染水平，但现有研究较少关注宏观规制政策对微观企业社会责任行为及动机的影响。在对我国上市公司的研究中，多关注重污染行业中环境规制对企业环境治理的影响[24-25]，目前尚未有文献关注我国社会责任披露规制对上市公司社会责任行为的影响。

(二)理论分析与研究假设

新制度主义理论认为，制度环境要求组织服从“合法性”，即采用在制度环境中“广为接受”的组织形式和做法。组织虽然会受到制度环境的影响，但并非总是简单地遵守制度要求，完全有可能使用自利、策略性的行为应对制度压力[26]。因此，本文首先分析社会责任规制对企业社会责任行为的影响机制，其次引入企业面对制度压力时的合法性动机与战略性动机，进一步分析我国披露规制对企业社会责任行为的影响效果。具体分析如下：

1.社会责任规制对企业社会责任行为的影响机制

根据信息不对称理论，外部信息使用者很难直接观察到企业真实的社会责任行为，如果没有政策干涉，企业对其社会责任行为和信息披露水平都有较大的自由裁量空间。如图1所示，不考虑规制因素的情况下，通过二维象限图可以将社会责任行为和信息披露水平划分为四个区域。A区域为高社会责任表现、高信息透明度，符合企业自愿的逻辑，即通常所说的“做得好、说得好”。C区域为低社会责任表现、低信息透明度，企业社会责任水平较低，更倾向于隐藏社会责任信息，即通常所说的“不做也不说”。D区域为高社会责任表现、低信息透明度，企业社会责任表现较好，但并不注重信息披露，是一种“只做不说”的利他主义行为。B区域为低社会责任表现、高信息透明度，该区域的情况比较特殊，虽然企业实际社会责任表现较差，却有较高的信息透明度，通常有两种情况会导致企业进入B区域：一种情况是企业出于某种印象管理或危机公关等目的“说得比做得好”，故意“言过其实”地夸大社会责任表现，即所谓的“漂绿”或“绿领巾”行为[27]。另一种情况是政策变动或媒体意外曝光也可能使企业被动地进入该区域。B区域的高信息透明使得企业社会责任缺失的情况更容易暴露，进而可能遭受品牌和声誉损失，甚至导致股价崩盘[12]。因此在实际经济环境中，无论是主动还是被动进入，企业都很难长时间停留在B区域，需要提高社会责任表现向A区域移动，或者降低信息透明度重新回到C区域。

图1 社会责任规制对企业社会责任行为的影响分析图

考虑规制因素后，支出规制与披露规制对企业社会责任行为的影响机理不尽相同。支出规制是“在税收和自身意愿之外规定企业对于社会公共利益的强制支出水平”[28]，规制主体会明确规定支出金额或比例，直接影响规制对象的社会责任行为。出于合法性动机，企业通常会按照支出规制要求调整社会责任行为。与支出规制不同，披露规制不涉及社会责任支出金额和支出方向，仅要求企业对其所承担的社会责任提供各种财务和非财务形式的信息。因此，披露规制最直接的效果在于能够提升信息透明度，使利益相关者更容易了解企业社会责任行为，从而通过市场行为给承担社会责任的企业以经济回报，对不承担社会责任的企业以市场约束。换言之，披露规制是通过缓解信息不对称，间接地影响企业社会责任行为，在这一过程中，企业的行为动机发挥重要作用。因此，下文基于我国的披露规制政策从合法性动机和战略性动机两个方面展开分析。

2.基于合法性动机的分析

社会责任规制“减值观”认为，在很多情况下企业是为了生存和发展被迫从事社会责任行为，并且只愿意付出最低支出[4]，其社会责任行为被动、随意且不可持续，容易导致企业社会责任行为产生的收益难以弥补所消耗的成本，最终降低企业价值。同理，我国实施社会责任规制，旨在将企业对社会存在的负外部性内部化，可能加大企业社会责任支出并降低企业价值，尤其是当社会责任支出大于收益时，更难以提升企业从事社会责任活动的积极性。我国目前实施的披露规制，仅要求企业披露社会责任报告，并不要求披露具体支出金额，且不需要进行报告鉴证，出于成本最小化的考虑，企业可能仅出于合法性动机采取象征性披露行为，即“报告的呈现只是一种仪式化的虚饰和随大流的均平行为，并不一定与企业真实的社会责任活动产生关联”[29]。

从规制压力上看，披露规制实施后，企业被迫从图1的C区域进入B区域。虽然理论上会引导企业向A区域移动，即改善社会责任行为，但一方面由于合法性标准不明确且缺少鉴证机制，使得信息使用者难以识别社会责任报告与企业实质性社会责任行为之间的一致性；另一方面，我国目前的披露规制并未包含惩罚性内容，对违规企业没有采取罚款或监禁等严厉的惩罚措施，①由于违规成本较低，企业可能更倾向于通过象征性披露满足合法性目标从而降低被监管成本。

此外，根据委托代理理论，两权分离的情况下，管理层可能背离企业价值最大化目标。一方面，由于社会责任活动的资金投入周期长并且取得收益较慢，企业高管可能由于业绩压力或自利动机，通过象征性披露社会责任报告的方式消极应对披露规制政策；另一方面，管理层可能由于能力所限，无法制订适合企业自身发展的社会责任战略，迫于合法性采取短视的象征性披露。

3.基于战略性动机的分析

社会责任规制“增值观”认为，社会责任规制在增加企业合法性压力的同时，也为企业带来提高声誉、形成溢价的差异化产品、高素质劳动力增加以及取得政治资源等获取先行优势的契机，可以提高企业从事社会责任活动的积极性。

披露规制实施后，加强了政府对企业社会责任信息披露水平的监管，有利于提升信息透明度，改善与利益相关者关系。出于利润最大化的考虑，企业可能出于战略性动机，通过积极地应对社会责任规制，制定主动、独特、前瞻的战略性社会责任支出计划，即“通过有意识地投资于社会项目，以从中获取额外的收益，并使企业有更好的盈利性”来为企业获取先行优势[19，30]。可能的战略性支出计划既包括“消费者俘获”“政府俘获”“债权人俘获”等针对关键外部利益相关者的措施[31]，也包括提升员工绩效等针对内部利益相关者的措施[32]。

4.研究假设的提出

综合上述理论分析，社会责任规制发挥作用的逻辑应该是规制压力→应规动机→社会责任行为，即我国社会责任披露规制实施后，企业可能基于合法性动机，采取象征性披露的方式消极应对，也可能基于战略性动机，采取实质性社会责任支出的方式积极从事社会责任活动。因此，本文提出如下竞争性研究假设：

假设1a：企业出于合法性动机应对社会责任披露规制，表现为消极从事社会责任活动，象征性披露社会责任报告。

假设1b：企业出于战略性动机应对社会责任披露规制，表现为积极提升社会责任活动，实质性增加社会责任支出。

三、研究设计

(一)样本选择和数据来源

本文的初始样本包括2006—2019年沪深两市A股上市公司，剔除了同时在B股或H股交叉上市、ST标识、金融行业、当年上市或退市、数据缺失和自愿披露社会责任报告的上市公司，经过以上步骤预处理后，最终得到25498个公司/年度数据，其中处理组样本3499个，②对照组样本21999个。样本数据中，社会责任报告相关数据来源于润灵环球责任评级(RKS)数据库和CSMAR经济金融研究数据库。其他相关数据均来源于CSMAR经济金融研究数据库。为了避免异常值的影响，所有连续变量都在1%水平上进行了Winsorize处理。

(二)变量度量

1.被解释变量：企业社会责任行为

合理的社会责任规制可以促进企业制订战略性社会责任规划，积极从事社会责任活动，不恰当的规制也会导致企业象征性披露等消极行为。因此，本文将象征性披露与实质性支出作为企业社会责任行为的度量指标。(1)象征性披露SD。鉴于企业象征性披露难以直接衡量，本文根据企业象征性披露常见表现形式所带来的披露支出进行间接度量。根据已有研究，社会责任报告象征性披露的常见表现形式有两种：一是设置正式满足法律要求和社会压力的外在可视结构(如委员会、规程、官方组织岗位)[33]；二是披露报告“形式重于实质”、缺乏实质性信息[29]，甚至通过“报喜不报忧”“可读性操纵”“自利性归因”等手段进行社会责任报告印象管理[34]。目前，上市公司在财务报告中不直接列报社会责任报告的披露支出，但根据现行《企业会计准则》，以上表现形式所带来的支出均应作为管理费用列支，因此本文最终使用管理费用率作为象征性披露的代理变量，计算方法是当期管理费用比销售收入。(2)实质性支出CSR_EXP。企业为承担社会责任而发生的价值牺牲或付出的经济代价即为社会责任支出，其具体构成需要建立在社会责任活动的基础上[35]。参照《深交所社会责任报告披露指引(2008)》中对社会责任问题的认定，本文从消费者支出Customer、员工支出Staff和公共关系支出Donate三个方面对社会责任支出进行具体度量。③消费者支出Customer代表企业以消费者作为特定利益相关者而增加的社会责任成本(如加大差异化产品宣传力度、提高消费者权益保护等)，选取销售费用率进行度量，计算方法为当期销售费用比销售收入；员工支出Staff代表企业以职工作为特定利益相关者而增加的社会责任成本(如进行技术培训、提高员工福利等)，选取平均职工薪酬进行度量，计算方法为根据上市公司公开披露的财务报表附注中当期职工薪酬合计比员工总数并取对数处理；选取社会捐赠作为公共关系支出Donate代理变量，计算方法为根据上市公司公开披露的财务报表附注营业外支出项目中当期社会公益性捐赠占总资产的比重除以1000处理。

2.解释变量度量

首先，根据DID模型的需要，设置披露规制的政策虚拟变量Treat和时期虚拟变量Post。其中，Treat用来度量上市公司是否处于披露规制范围，即在2008年12月31日处于披露规制范围内的上市公司取值为1，否则为0；时期虚拟变量Post用来度量企业受到政策影响的前期和后期，由于政策实际产生影响的时间为2009年，因此将2009年及之后设置为政策后期，Post取值为1，否则为0。

3.控制变量度量

借鉴已有文献做法[14]，本文选取如下控制变量：企业规模Size，使用当期总资产自然对数进行度量；资产负债率Lev，使用当期负债总额比资产总额进行度量；企业成长性Growth，使用营业收入增长率进行度量；现金持有量Cash，使用当期现金及等价物总额比资产总额进行度量；股权集中度Top1，使用当期第一大股东持股比例进行度量；审计质量Big4，使用公司是否为国际“四大”会计师事务所审计度量；公司存续时间Age，使用公司成立年数取自然对数进行度量。

(三)模型构建

为检验披露规制对企业社会责任行为的影响，本文构建模型(1)和模型(2)：

CSR_EXPi,t=β0+β1Posti,t+β2Treati,t+β3Post×Treati,t+βiControlsi,t+εi,t

(1)

其中，CSR_EXP为实际性支出变量，具体包括消费者支出Customer、员工支出Staff和公共关系支出Donate； Post为时期虚拟变量，Treat为政策虚拟变量；Controls代表各项控制变量；ε为随机干扰项；下标i和t分别表示第i个公司和第t年。

SDi,t=β0+β1Posti,t+β2Treati,t+β3Post×Treati,t+βiControlsi,t+εi,t

(2)

其中，SD为象征性披露变量，其他变量均与模型(1)相同。

对模型(1)和(2)回归结果分析时，本文关注交乘项Post×Treat的系数。如果Post×Treat的系数在模型(1)不显著或显著为负，而在模型(2)中显著为正，表明社会责任披露规制未能有效改善企业社会责任行为，反而导致象征性披露行为，则假设1a得验证。如果Post×Treat的系数在模型(1)中显著为正，说明社会责任披露规制有助于提升企业履行社会责任的积极性，改善了企业社会责任行为，则假设1b得到验证。

四、实证结果分析

(一)描述性统计

表1为主要变量的描述性统计结果，SD的均值和中位数分别为0.104和0.077，最大值和最小值分别为0.904和0.008，说明SD的样本间差异较大。Donate和Customer均值分别为0.153和0.070，都分别高于中位数0.021和0.042，且最小值均为0，说明由于有部分“零值”企业的存在，造成均值和中位数差异较大，且具有较强的个体异质性。员工支出Staff的均值为11.429，中位数为11.425，整体分布合理。其余变量统计均在合理范围内，为节约篇幅不再赘述。

表1 主要变量描述性统计

(二)基于社会责任报告质量的初步分析

如图2所示，根据润灵环球RKS的MCTi评分体系，④2008年披露规制实施后，上市公司的社会责任报告质量有所提高。其中，社会责任报告评级平均总得分(百分制)由29.06分提高到42.28分，涨幅为45.49%；整体性得分M(满分为30分)由10.79分上升至15.21分，涨幅为40.96%；内容性得分C(满分为45分)由15.99分上升至18.88分，涨幅为18.07；技术性得分T(满分15分)由6.20分上升至8.30分，涨幅为33.87%。社会责任报告得分的全面提升说明披露规制确实发挥了作用，但仍有两点值得注意：一是总体得分仍然偏低，各项平均得分都没有达到60分的及格水平，特别是从2014年起，各项得分都开始停滞在了低分区域，甚至出现了不升反降的现象；二是评分体系下设的整体性M、内容性C和技术性T三个零级指标中，代表实质性社会责任行为的内容性C得分增长幅度最低，⑤并且中间出现了数次下降。这初步表明，企业更倾向于从难度较低的象征性披露行为入手(整体性和技术性)，而对于难度较大的实质性社会责任行为(内容性)提升幅度不大，初步分析结果支持假设1a的合法性动机。

图2 2008—2017年应规披露社会责任报告质量均分趋势图资料来源：数据来源于润灵环球(RKS)社会责任报告数据库，作者整理。

(三)多元回归结果分析

1.基本回归分析

表2第(1)—(4)列为全样本对模型(1)和模型(2)依次回归的结果，自变量Post×Treat在第(1)列对象征性披露SD的回归系数为0.019(t=4.61)，在1%水平上显著正相关；在第(2)列对消费者支出Customer的系数为0.004，无显著相关性；在第(3)列对公共关系支出Donate的系数为-0.040(t=-2.64)，在5%水平上显著负相关；在第(4)列对职工支出Staff的系数为-0.097(t=-2.61)，在5%水平上显著负相关。回归结果显示，我国社会责任披露规制导致企业象征性支出显著增加，同时企业的公共关系支出和员工支出显著降低，假设1a得到支持。表2的回归结果说明，由于社会责任活动难以在短期内取得净收益，出于利润最大化的考虑，上市公司从事社会责任活动的积极性较低。社会责任披露规制政策实施后，企业迫于合法性压力，可能为了降低成本选择消极的象征性披露行为，导致披露支出增加。实质性支出方面，公共关系支出下降可能是由于企业在社会责任支出方面的预算有限，披露规制实施后，由于披露支出的增加，企业将原本用于公共关系支出的预算转移到了披露支出，以保持社会责任支出总额不变。员工支出下降的回归结果不符合工资刚性的经济学理论，很可能是受到其他经济因素的影响(如2008年金融危机引发的大规模裁员)。

表2 基本回归结果

续表2

2.基于倾向得分匹配样本的回归分析

为了避免“选择偏差”可能导致的内生性问题，本文采用倾向得分匹配法(PSM)对披露样本与非披露样本进行匹配。结合披露规制的政策标准并参照已有文献做法[13，14],设置市值MV、股票回报率Return、净资产收益率ROE、产权性质State、捐赠Donate、分析师关注度Analyst和高污染行业Polluting等7个指标作为匹配变量，使用1对2有放回的卡尺内最近邻匹配法，并将卡尺设为倾向得分的0.25倍标准误差进行匹配变量筛选，最后取得7296个样本值，其中处理组样本3497个，对照组样本3799个。表2的第(5)—(8)列依次报告了倾向得分匹配样本的回归结果，与第(1)—(4)列的结果基本一致，未发生实质性变化。

为了保证倾向得分匹配过程中特征变量选取的合理性，表3中报告了平衡性检验结果。匹配后处理组与对照组的特征变量均值差异均小于5，且不再具有统计显著性，P>Chi2由0.000变为0.145，平衡性检验结果表明倾向得分匹配程序减少了处理组与对照组的样本差异，匹配变量和匹配方法具有合理性。

表3 倾向匹配得分的平衡性检验

(四)稳健性检验

1.平行趋势假设检验

DID模型隐含的重要假设是，处理组与控制组的被解释变量在政策颁布前满足平行趋势假设。如图3所示，披露规制实施前，处理组和控制组的被解释变量大致保持相同的变动趋势，表明披露规制政策实施前，处理组和控制组的被解释变量不存在显著差异。因此，本文使用的DID模型中被解释变量符合平行趋势假设，适合进行后续检验。

2.替换模型检验

为了防止可能存在的遗漏变量，将模型(1)和模型(2)替换为包含个体效应和时间效应的面板固定效应模型进行回归。表4第(1)—(4)列报告了全样本回归结果，第(5)—(8)列报告了倾向得分匹配样本的回归结果。表4的回归结果未发生实质性变化，说明研究结论的稳健性。

图3 被解释变量平行趋势检验图

表4 替换模型检验的回归结果

3.安慰剂效应检验

安慰剂检验是利用反事实方法，通过设定一个伪政策执行期，对研究结论进行检验，如果系数不显著，则表明被解释变量的变化是由披露规制政策实施引起的，反之则认为回归结论不稳健。本文将样本期间调整为政策前期(2006—2008年)，假设2007年为政策执行期，如果存在安慰剂效应，那么交乘项Post×Treat的系数应当显著不为0，反之则证明此前的回归结果不存在安慰剂效应。表5第(1)—(3)列报告全样本回归结果，第(4)—(6)列报告了倾向得分匹配样本的回归结果，其中自变量Post×Treat对象征性披露和实质性支出的回归系数均不显著，安慰剂效应未得到验证。

表5 安慰剂效应回归结果

4.排除双向影响检验

在回归方程的设置中，为了防止被解释变量与控制变量之间可能存在的双向影响关系，将模型(1)和(2)的连续控制变量均做滞后一期处理。如表6所示，回归结果并未发生实质性变化，说明研究结论的稳健性。

表6 排除双向影响干扰的回归结果

续表6

5.行业均值调整检验

考虑到不同行业在制度环境和竞争程度等方面存在的差异，为了增加回归结果稳健性，对被解释变量进行年份/行业均值调整。具体做法为，计算出被解释变量的分年份和分行业均值，然后用原始值减去对应的分年份和分行业均值，得出经行业均值调整后的被解释变量，并重新对模型(1)和(2)进行回归。根据表7的回归结果，交乘项Post×Treat对被解释变量的回归结果没有实质性变化，说明经行业均值调整后回归结论仍然稳健。

表7 行业均值调整的回归结果

续表7

五、进一步分析与检验

(一)披露动机的进一步检验

前文的理论分析表明，社会责任披露规制一方面通过缓解信息不对称，使企业感受到来自政府、消费者以及媒体等利益相关者的压力，间接地影响企业社会责任行为；另一方面也为企业制订和实施战略性社会责任策略提供了契机，有助于企业改善与利益相关者的关系，获取竞争优势。前文的实证检验结果表明，披露规制并未提高企业从事社会责任活动的积极性，反而导致其象征性披露行为。针对这一结果，本文进一步从经济后果的角度对披露动机进行分析与检验。根据战略性社会责任理论，如果企业社会责任行为与其战略目标相符，并且是主动、独特、前瞻和有计划性的，那么就有可能为企业带来先行优势并获得额外收益[4]。因此，如果战略性动机的逻辑成立，企业可能从社会责任行为中获得收益，如提升企业声誉和增加盈利能力等。为了进一步验证我国披露规制实施后企业是否存在战略性动机以谋求先行优势，本文以企业声誉REPU和盈利能力ROA两种具有代表性的社会责任收益为例，具体构建回归模型(3)如下：

ROAi,t/REPUi,t=β0+β1Posti,t+β2Treati,t+β3Post×Treati,t+βiControlsi,t+εi,t

(3)

其中，ROA表示企业盈利能力，计算方法是t年净利润除以当年平均总资产；REPU表示企业声誉，使用Datago金融资讯服务平台的“报刊新闻量化舆情(CNAD)数据库”中的上市公司“新闻整体情感倾向性汇总得分”指标进行具体度量，汇总得分越高代表企业声誉越高，反之企业声誉水平越低；其他变量设置与模型(1)相同。表8报告了分组回归结果，结果显示，无论是以企业声誉REPU还是以企业盈利能力ROA作为被解释变量，自变量Post×Treat的系数均显著为负，进一步验证了披露规制实施后企业未做出战略性反应，并且其所采取的象征性披露行为产生了负面影响，造成企业声誉和经营绩效下降。

续表8

(二)外部环境异质性检验

根据前文的研究结论，企业出于合法性动机采取了象征性披露行为。基于合法性机制，组织是在不同环境条件的多重制度压力下活动的，这些压力可能组合发挥作用[36]，根据Scott对制度环境和制度压力的划分，行业竞争程度和区域发展水平都是企业制度环境和制度压力的重要来源[37]。因此，本文从行业竞争程度和区域发展水平两个方面进行异质性检验。

1.行业竞争程度异质性

根据前文的理论分析，披露规制最直接的效果在于提升信息透明度，使利益相关者更容易了解企业社会责任行为，从而通过市场行为给承担社会责任的企业以经济回报，对不承担社会责任的企业以市场约束。当企业处于高竞争产品市场时，激烈的行业竞争会使企业对披露规制带来的合法性压力和成本压力更敏感，从而倾向于选择象征性披露以满足合法性要求并实现成本最小化；企业处于低竞争产品市场时，由于行业垄断程度较高，受到的市场约束较少，因此对于披露规制的政策反应可能较弱。

为了验证上述分析，本文使用赫芬达尔指数HHI作为行业竞争程度的代理变量，指数越小代表行业竞争程度越高，反之代表行业垄断性越高，进一步按照分年份的中位数标准，将赫芬达尔指数HHI低于中位数的行业定义为高竞争行业组，高于中位数的行业定义为低竞争行业组，按照分组对模型(1)和(2)重新进行回归。表9的第(3)(4)(7)(8)列分别报告了分组回归结果，结果显示：以象征性披露SD为被解释变量时，Post×Treat的系数在高竞争行业组显著为正，在低竞争行业组不显著；以实质性支出Donate为被解释变量时，Post×Treat的系数在高竞争行业组显著为负，在低竞争行业组不显著。上述结果表明，面对披露规制政策带来的压力时，处于高竞争行业组的企业倾向于采取象征性披露行为，并削减了实质性社会责任支出，处于低竞争行业组企业的政策反应不显著。

2.区域异质性

由于我国地域辽阔，各省、市和自治区之间的经济发展水平、社会责任意识、媒体监督水平和政策执法力度等方面都存在差异。区域发展水平高的地区，通常具有更强的社会责任意识，媒体监督力度较大，声誉和法律惩罚机制更有可能发挥作用，企业的违法或不道德行为更容易受到调查和揭露，造成的后果和损失更加严重，因此这些地区企业面临的合法性压力更大，对规制压力也更加敏感。

为了验证上述分析，本文按企业注册地所属区域，将样本企业分为东部地区和中西部地区，按照区域发展水平分组后对模型(1)和(2)重新进行回归。表9的第(1)(2)(5)(6)列分别报告了分组回归结果，结果显示：以象征性披露SD为被解释变量时，Post×Treat的系数在东部地区组显著为正，在中西部地区组不显著；以实质性支出Donate为被解释变量时，Post×Treat的系数在东部地区组显著为负，在中西部地区组不显著。上述结果表明，面对披露规制政策，合法性压力较大的东部地区企业倾向于采取象征性披露行为，并削减了实质性支出，处于中西部地区组的企业政策不显著。

表9 外部环境异质性检验

六、研究结论与对策建议

(一)研究结论

披露规制的实施，是我国在社会责任领域对“有效政府和有为市场更好结合”的有益探索，对推动经济社会高质量可持续发展、实现美丽中国具有重要意义。本文基于中国2008年实施的社会责任披露规制政策，选取2006—2019年A股上市公司为样本，使用双重差分模型实证检验了披露规制对企业社会责任行为的影响。研究发现，披露规制诱发了上市公司的合法性动机，具体表现为象征性披露行为和缩减社会责任活动开支，没有证据显示上市公司出于战略性动机积极从事社会责任活动；对披露动机的进一步检验显示，象征性披露还导致了上市公司声誉和盈利能力显著下降；进行截面异质性分析发现，披露规制仅对合法性压力较敏感的东部地区和高竞争行业的上市公司发挥作用，中西部地区和低竞争行业对披露规制政策反应不显著。

(二)对策建议

第一，上市公司应该全面认识披露规制的经济后果。上市公司基于合法性动机，采取象征性披露和缩减社会责任支出的行为满足规制压力，不仅造成企业披露成本的增加，还导致声誉受损和盈利能力下降，对自身利益造成了损害。因此，上市公司应当制定更加积极的战略性社会责任规划，结合整体发展战略和行业特点，通过有目标、有意识、有重点的战略性社会责任支出以及高质量的社会责任报告，促进经济与社会和谐发展的同时，实现社会责任活动与股东权益最大化的双赢局面。

第二，政策监管部门应进一步规范并细化社会责任指引，关注不同制度环境下，企业社会责任活动和信息透明度方面的差异，实行差异化的披露制度。我国目前由监管部分发布的社会责任报告披露指引，主要为深圳证券交易所2006年发布的《上市公司社会责任指引》和2008年发布的《深圳证券交易所关于做好上市公司2008年年度报告工作的通知》中的“公司社会责任披露要求”，这两份文件均缺少细节方面的具体指引。在报告质量方面，既缺乏必要的鉴证制度，又没有权威的质量评价体系，造成了社会责任报告相关性、可靠性与可比性较差，信息的真实性和有用性都大打折扣。政策监管部门应该创造良好的制度环境，引导和培养企业树立积极的社会责任意识，进一步规范并细化社会责任指引和社会责任质量评价标准，从而打造“有效市场与有为政府更好结合”的社会责任规制体系。

[注 释]

① 目前印度和欧盟实施的社会责任规制中，对不满足规制要求的企业均包含罚款和监禁等较为严厉的惩罚措施，但我国目前并无实质性惩罚措施，违规成本较低。

② 为确保处理组公司具有相同的强制披露后期限，本文将处理组公司限定为2008年应规披露企业社会责任报告的上市公司。

③ 深交所在2008年发布的《深圳证券交易所关于做好上市公司2008年年度报告工作的通知》附件3中，对公司社会责任问题进行了说明，具体包括股东和债权人权益保护、职工权益保护、供应商、客户和消费者权益保护、环境保护与可持续发展、公共关系和社会公益事业等方面情况进行具体说明。考虑到“股东和债权人权益保护”一直是公司治理的重点问题，“环境保护与可持续发展”受到其他政策影响较大(如2008年“上海证券交易所上市公司环境信息披露指引”、2013年《大气污染防治行动计划》、2014年《水污染防治计划》、2015年《中华人民共和国环境保护法》等)，并且不同行业间环保支出差异较大，因此本文未涉及“股东和债权人权益保护支出”与“环境保护与可持续发展支出”。

④ 该评分体系参考国际权威社会责任标准ISO26000，基于上市公司公开披露的社会责任报告，从2010年起报告设置整体性、内容性、技术性和行业特点四个方面设置零级指标，零级指标再下设15个一级指标和63个二级指标。整体性评价M权重为30%、内容性评价C权重为45%、技术性评价T权重为15%、行业性评价i权重为10%，总分共计为100分，得分越高代表社会责任报告质量越好。

⑤ 内容性C的指标主题包括经济绩效、劳工与人权、环境、公平运营与消费者和社区参与及发展六个方面的一级指标和具体30个二级指标，是评分体系中直接反映企业实质性社会责任活动的零级指标。