社會責任信息披露與融資約束*
——基于強制披露時代的證據(jù)

南京理工大學經(jīng)濟管理學院 徐光華 謝 琪 鐘 馬

社會責任信息披露與融資約束*
——基于強制披露時代的證據(jù)

南京理工大學經(jīng)濟管理學院 徐光華 謝 琪 鐘 馬

2009年中國證券市場進入公司社會責任信息的強制披露時代，已有文獻發(fā)現(xiàn)強制導向披露造成“雙刃劍”效應，一方面向市場提供非財務信息，有利于削弱信息不對稱，另一方面也給非股權利益相關者帶來了社會責任壓力，過度擠占公司資源。本文發(fā)現(xiàn)，在強制導向時代，中國社會責任信息披露無法削減融資約束；進一步研究發(fā)現(xiàn)，在投資不足和高融資約束情境下，社會責任信息披露仍無法有效削減融資約束，無法支持前人基于自愿披露時代發(fā)現(xiàn)的社會責任信息披露對融資約束的削弱現(xiàn)象。本研究對于加深中國強制導向社會責任信息披露制度的認識具有借鑒意義。

公司社會責任披露 強制導向 融資約束

一、引言

2008年底，滬深兩市開始強制要求特定板塊上市公司進行公司社會責任信息（CSR）披露，并鼓勵其他公司進行自愿性披露。相較于2006年原制度，該制度除了強制要求部分上市公司進行社會責任信息披露外，還對信息披露的具體形式提供了詳細的指引。

此政策的頒布，為學者研究社會責任制度變更提供了一次絕佳的自然實驗觀察的機會，Hung et al（.2013）、Hung &Wang（2014）、鐘馬&徐光華（2015）的研究發(fā)現(xiàn)，強制披露政策雖然可以削減公司面臨的信息不對稱水平（Hung et al.（2013））、顯著提升投資效率和緩解過度投資問題（鐘馬&徐光華（2015）），但同時也會造成企業(yè)價值、投資支出下降（Hung&Wang（2014）），投資不足問題也無法得到有效緩解（鐘馬&徐光華（2015））。

此外，已有中國CSR信息披露經(jīng)濟后果研究，大都局限在前強制披露時代（程新生et al（.2012）、李姝et al（.2013）、何賢杰et al（.2012）、沈洪濤et al.（2011）等）。中國社會責任信息披露在企業(yè)融資方面的經(jīng)濟后果研究目前僅見何賢杰et al（.2012），其研究證據(jù)發(fā)現(xiàn)，社會責任信息披露可以有效降低信息不對稱水平，緩解公司融資約束問題。但是，他們的研究存在以下問題：首先，樣本區(qū)間為2008至2009年，樣本時期較短，且取樣期間為自愿到強制導向的過渡時期，研究結論在強制披露時代的可推廣性存疑；第二，其研究設計僅使用Almeida et al.（2004）的現(xiàn)金-現(xiàn)金流敏感性模型觀察融資約束，結論的穩(wěn)健性仍值得商榷。

二、理論分析與研究假設

已有的社會責任信息披露經(jīng)濟后果研究證據(jù)認為，披露導向（是否強制）會影響CSR披露的經(jīng)濟后果。首先，自愿導向經(jīng)濟后果研究文獻較為統(tǒng)一地支持了CSR披露的積極作用。例如在公司融資成本降低方面，Dhaliwal等、Plumlee等基于北美資本市場，Reverte等基于西班牙資本市場，李姝等基于中國2007至2010年（主要是前強制披露時代）資本市場，發(fā)現(xiàn)CSR披露會顯著降低企業(yè)股權融資成本。無形資產(chǎn)提升方面，Grougiou等對美國敏感行業(yè)上市公司的研究發(fā)現(xiàn)，CSR披露有利于敏感行業(yè)公司規(guī)避某些訴訟風險。沈 洪濤等基于中國前強制披露時代（08至09年）的研究支持CSR披露有利于公司建立更好的聲譽。在信息溝通效率提 升方面，Aerts等、Vanstraele等的研究證據(jù)支持自愿性CSR相 關披露有助于提升市場信息溝通效率。但是在基于強制導 向的市場研究中證據(jù)較為矛盾。Dhaliwal等基于多國資本市 場，同時包括強制和非強制導向的國家和地區(qū)的資本市 場，發(fā)現(xiàn)CSR披露會顯著降低企業(yè)股權融資成本，但是削減 效應的水平與區(qū)域股權保護法制化建設水平相關。Dong等 基于強制導向的荷蘭資本市場發(fā)現(xiàn)，高信息質量的公司社 會責任報告有助于提升分析師對公司的追蹤水平，降低公 司債務融資的展期風險。而Hung等針對中國CSR強制披露 政策的準實驗研究發(fā)現(xiàn)，公司在進行CSR披露后信息不對 稱水平顯著下降。但是，Hung等的進一步研究表明強制CSR披露存在顯著的負面效應，被強制披露CSR的公司市場價 值、財務績效、投資支出等在披露后發(fā)生顯著下降，他們認 為這與CSR披露導致企業(yè)面臨的CSR壓力增大，從而導致 資源被CSR活動擠占有關。鐘馬等針對投資效率進行的進 一步研究發(fā)現(xiàn)，強制CSR披露會顯著提升企業(yè)投資效率，但 是這一效應在投資不足情境下并不顯著。以上證據(jù)充分說 明強制導向CSR披露政策的兩面性，一方面提升市場內(nèi)部 信息溝通效率，完善和穩(wěn)定企業(yè)利益相關者之間的契約關 系，但同時改變原有利益相關者之間的話語權平衡，迫使 公司向CSR活動投入更多的資源。 回顧已有的中國CSR披露經(jīng)濟后果研究，目前主要研 究結論均是建立在前強制披露時代（2009年以前），例如程 新生等發(fā)現(xiàn)CSR信息披露對投資效率的提升現(xiàn)象，其樣本 時期為05至09年；陶文杰等發(fā)現(xiàn)高媒體關注度下的CSR信 息披露對財務績效存在提升效應，但是研究對象僅局限在2009年的上市公司CSR報告中，此時強制制度剛開始實施； 李姝等、何賢杰等、沈洪濤等的研究樣本區(qū)間同樣主要基 于2009年前的自愿披露時代。伴隨著2009年中國強制導向CSR披露制度的實施，以上研究結論的可推廣性存疑。 自愿導向與強制導向CSR信息披露的影響路徑存在異同。首先，基于信息不對稱理論，無論是自愿導向還是強制導向，CSR信息披露均可以直接向市場傳遞有價值的增量信息，這有利于降低信息不對稱程度，降低逆向選擇和道德風險帶來的問題。目前，對于強制時代中國CSR披露的信息有效性存在雙重證據(jù)，但整體更為支持其信息具有實質性作用。Kuo等使用內(nèi)容分析法對于2009年CSR報告披露信息進行分析，發(fā)現(xiàn)41%的樣本無法向外部利益相關者提供有效信息，僅有17%能夠提供具體的量化信息，但是內(nèi)容分析法的應用存在主觀性較高的問題；Hung等使用更嚴謹?shù)臏蕦嶒炑芯糠ǎl(fā)現(xiàn)被強制要求披露CSR信息的上市公司在披露后面臨的信息不對稱水平顯著下降；鐘馬等發(fā)現(xiàn)強制時代的CSR信息披露可以有效改善公司投資效率，尤其是對公司過度投資問題的緩解。因此，基于信息傳遞路徑，強制導向時代CSR披露可以提供有效的信息增量，削減公司信息不對稱水平，進而有助于緩解公司的融資約束問題。但是，基于利益相關者理論，自愿和強制導向的CSR披露存在較大差異。CSR信息披露雖然惠及民眾和政府等非股權利益相關者，但是主要成本是由股權利益相關者承擔，這種成本包括披露信息收集、報告鑒證等直接成本，也包含股權利益相關者與其他利益相關者的利益沖突造成的間接成本。在自愿導向下，股權利益相關者可以基于自身利益的角度根據(jù)披露的成本和收益決定是否要求公司對CSR進行披露。但是在強制導向下，即使披露成本大于收益，公司仍不得不披露，此時會損害公司股權利益相關者的利益，影響公司的市場價值。例如Hung等發(fā)現(xiàn)低消費者感知度、重污染行業(yè)的公司在強制披露政策實行后，企業(yè)價值和績效的損失水平更高。而在自愿披露導向下，此類公司可以選擇不進行披露，降低股東價值的損失。因此，在此傳導路徑下，強制CSR披露可能會加劇公司融資約束問題：強制導向CSR披露制度迫使公司將更多信息暴露給非股權利益相關者，這導致非股權利益相關者給公司來帶更高的CSR活動壓力，迫使公司將更多的資源分配給CSR活動，這種資源擠占將會抵消信息傳遞路徑下CSR信息披露對于融資約束的削減效應。因此，在強制導向時代CSR披露是否能有效降低公司面臨的融資約束問題，有待于進一步的檢驗。據(jù)此，本文提出假設1。

假設1：社會責任信息披露與公司融資約束負相關

三、研究設計

（一）樣本選取與數(shù)據(jù)來源 本文研究樣本區(qū)間為2010年至2013年，分析使用的樣本數(shù)據(jù)除產(chǎn)權屬性來源于Wind金融分析數(shù)據(jù)庫，市場化指數(shù)及其子指數(shù)來源于樊綱外，其余的所有數(shù)據(jù)均來自國泰安公司的中國資本市場研究數(shù)據(jù)庫（CSMAR）。本文對原始數(shù)據(jù)進行以下預處理：第一，由于金融行業(yè)與其他行業(yè)的經(jīng)營業(yè)務、財務報表披露等存在重大差異，故剔除所有金融行業(yè)的樣本觀測值；第二，剔除存在數(shù)據(jù)值缺失的樣本觀測值；第三，被ST標識的上市公司，往往其財務狀況存在重大異常，故此類樣本公司的觀測值也被剔除；第四，為了控制極端變異值的對估計結果的干擾，本文同樣對處于0%至1%之間以及99%至100%之間的樣本觀測值進行縮尾處理。最后，本文所得到的樣本觀測值總數(shù)為7869個。根據(jù)Chen et al.（2011）模型區(qū)分出的投資不足樣本為5101個。

（二）變量定義 在不同的融資情境中，公司融資約束的狀況改善存在較大差異Xu et al.（2013）。處在高融資約束情境下的公司對于CSR披露更為敏感。參考Xu et al.（2013）的做法，本文使用四種融資約束衡量指標，按照中位數(shù)水平將樣本區(qū)分為高融資約束組和低融資約束組。融資約束衡量的定義分別為：（1）融資約束指標FC1，使用上市時間代理，上市時間更長的企業(yè)面臨更低的融資約束Baker et al.（2003）；（2）融資約束指標FC2，使用企業(yè)資產(chǎn)規(guī)模代理，資產(chǎn)規(guī)模更大的企業(yè)面臨更低的融資約束Almeida &Campello（2007）；（3）融資約束指標FC3，使用企業(yè)現(xiàn)金持有量代理，現(xiàn)金及等價物持有量更高的企業(yè)面臨更低的融資約束王彥超（2009）；（4）融資約束指標FC4，使用資產(chǎn)有形性代理，資產(chǎn)有形性更高的企業(yè)面臨更低的融資約束Almeida&Campello（2007）。

表1 變量定義

（三）模型構建 首先，對于融資約束的衡量，參考Fazzari et al.（1988）和Almeida et al.（2004）的研究，分別使用投資-現(xiàn)金流敏感性模型和現(xiàn)金-現(xiàn)金流敏感性模型來進行衡量，原因如下：第一，何賢杰et al.（2012）基于前強制時代樣本檢驗亦使用現(xiàn)金-現(xiàn)金流敏感性模型，本文使用類似的方法，可以與其研究結論進行更好的對比；第二，國際上雖然使用KZ指數(shù)Kaplan&Zingales（1997）、WW指數(shù)Whited&Wu（2006）等，此類指標通過使用財務指標的線性組合來衡量企業(yè)融資約束的程度，但是此類指數(shù)的本土適用性問題仍然值得懷疑喻坤et al.（2014）。參考Fazzari et al.（1988）的研究，本文將投資-現(xiàn)金流敏感性模型設定為以下形式：

其中，被解釋變量為第t期期初總資產(chǎn)加權的固定資產(chǎn)、無形資產(chǎn)和其他長期資產(chǎn)的凈變動額；CFO為期初總資產(chǎn)加權的息稅前利潤總額與折舊、攤銷之和；CSRreporting為標示是否進行社會責任披露的虛擬變量，披露時取值為1，否則為0；Qvalue為企業(yè)托賓q值，用來代表發(fā)展機會。以上變量是Fazzari投資-現(xiàn)金流模型的基本要素。其他控制變量包括Size為企業(yè)當期總資產(chǎn)的自然對數(shù)；Age為上市時間的自然對數(shù)；Lev為企業(yè)財務杠桿，使用資產(chǎn)負債率代替。另外，控制公司的個體效應和年度效應。如果社會責任信息披露可以顯著削弱企業(yè)投資面臨的融資約束，那么CSRreporting與CFO的交互項系數(shù)β3應該顯著為負，即降低投資-現(xiàn)金流敏感性。

參考何賢杰et al.（2012）和Almeida et al.（2004）的研究，我們將現(xiàn)金-現(xiàn)金流敏感性模型設定為以下形式：

其中，為第t期現(xiàn)金持有量變動額，等于總資產(chǎn)加權的公司現(xiàn)金及現(xiàn)金等價物價值；CFO為企業(yè)總資產(chǎn)加權的經(jīng)營凈現(xiàn)金流，CSRreporting為標示是否進行社會責任披露的虛擬變量，披露時取值為1，否則為0；Qvalue為企業(yè)托賓q值，用來表示發(fā)展機會。其他控制變量與何賢杰等保持一致，Size為企業(yè)當期總資產(chǎn)的自然對數(shù)；△STD為短期流動負債變動，等于總資產(chǎn)加權的當期流動資產(chǎn)變動；△NWC為營運資本變動，等于總資產(chǎn)加權的營運資本變動額。

鐘馬&徐光華（2015）發(fā)現(xiàn)強制披露CSR對于投資不足的改善并不顯著，他們認為這是由于強制導向的CSR披露的雙面性所造成的。為了對他們的推測進行佐證，本文對投資不足情境下融資約束的變化進行分析。如果他們的推論正確，在投資不足的公司中，CSR信息披露不會帶來融資約束的顯著改善。本文使用Chen et al.（2011）在Biddle模型Biddle et al.（2009）基礎上改進的模型來區(qū)分投資情境，模型的設定如下：

回歸殘差ε為正的觀測值樣本屬于過度投資情境，殘差為負的屬于投資不足情境。

參考Hung et al.（2013）、Hung&Wang（2014）、鐘馬&徐光華（2015）的做法，我們使用準實驗自然研究法，利用一個雙重差分（DID）設計來觀察融資約束變化。與前人研究設計保持一致，我們使用2006至2008年為前政策觀察時期，2009至2011年為后政策觀察時期。模型設定為如下形式：

對于因變量融資約束，我們使用喻坤et al.（2014）借鑒Rajan&Zingales（1998）所構建的外部融資依賴度（External Finance Dependence，EFD）來代理企業(yè)面臨的融資約束。其中，外部融資依賴度的構建如下：

其中，調整后現(xiàn)金流等于經(jīng)營性現(xiàn)金流加上企業(yè)存貨減少額、應收賬款減少額、應付賬款增加額；資本支出為當期固定資產(chǎn)、無形資產(chǎn)等長期資產(chǎn)支出額。虛擬變量Mandatory用來標識是否披露公司社會責任，披露時取值為1，否則為0；虛擬變量Post用來標識時期，在2009至2011年取值為1，否則為0；因此，交互項Mandatory*Post的系數(shù)即是公司社會責任披露對于融資約束影響效果估計。

同時，我們?nèi)允褂肂iddle模型來區(qū)分投資情境，投資不足情境下的回歸結果報告于下表列（2）。對于高融資約束的定義與主分析一致，分別使用上市時間、企業(yè)資產(chǎn)規(guī)模、現(xiàn)金持有量、資產(chǎn)有形性的年度行業(yè)中位數(shù)水平來區(qū)分是否存在高融資約束。

四、實證分析

（一）描述性統(tǒng)計 表3為預處理后本文所使用的連續(xù)性變量的描述性統(tǒng)計。從中可以看出，因變量Invest的均值水平為6.324，意味著在樣本期間，全體樣本公司平均每年的投資水平占公司總資產(chǎn)水平的6.324%。因變量△Cash的均值為-0.012，說明當期的現(xiàn)金持有量變動額下降占總資產(chǎn)的1.2%。凈經(jīng)營現(xiàn)金流CFO的均值等于0.055，說明全體樣本公司平均每年的凈經(jīng)營現(xiàn)金流約為企業(yè)總資產(chǎn)的5.5%。虛擬變量CSRreporting的均值為0.26，說明大約26%的樣本公司對社會責任信息進行披露。Qvalue的均值為1.903，意味著全體樣本公司平均每年的總市值約為賬面價值的1.903倍。財務杠桿Lev的均值為0.591，意味著樣本公司年均資產(chǎn)負債率為0.591。而公司資產(chǎn)規(guī)模Size和上市時間Age均為對數(shù)后的變量，均值和中位數(shù)不存在顯著差異。△STD的均值為0.02，意味著公司當期流動資產(chǎn)增加額占總資產(chǎn)的2%?！鱊WC的均值為0.025，意味著公司當期營運資本的增加占總資產(chǎn)的2.5%。此外，所有變量的均值與中位數(shù)差異均不是很大，說明本文使用的變量不存在嚴重的分布偏倚問題。

（二）回歸分析 （1）基于全樣本情境的分析。表4為基于全樣本的回歸結果，如果強制社會責任信息披露可以有效削弱企業(yè)面臨的融資約束，那么交互項CSRreporting*CFO的系數(shù)應顯著為負。列（1）和（2）為投資-現(xiàn)金流敏感性模型的回歸結果，因變量為投資總量Invest。其中列（1）為僅包含基本控制變量的投資-現(xiàn)金流敏感性的回歸結果，交互項CSRreporting*CFO的系數(shù)為-2.003，但是并不顯著（t=-1. 03）；列（2）為控制全部變量后的投資-現(xiàn)金流敏感性的回歸結果，交互項CSRreporting*CFO的系數(shù)為-2.118，同樣不顯著（t=-1.10）。以上分析表明，社會責任信息披露無法有效削弱投資現(xiàn)金敏感性。列（3）和（4）為現(xiàn)金-現(xiàn)金流敏感性模型的回歸結果，因變量為現(xiàn)金變化額△Cash。列（3）為基本控制變量下的回歸結果，交互項CSRreporting*CFO的系數(shù)為-0.103，但是并不顯著（t=-1.37）；列（4）為控制全部變量后的現(xiàn)金-現(xiàn)金流敏感性的回歸結果，交互項CSRreporting*CFO的系數(shù)上升為-0.060，同樣不顯著（t=-0. 94）。社會責任信息披露無法有效削弱現(xiàn)金-現(xiàn)金敏感性。綜上所述，在強制披露時代，社會責任信息披露對公司投資面臨的融資約束問題并沒有顯著影響。

表4 全樣本下CSR披露對融資約束的影響

（2）基于投資不足情境的分析。表5為投資不足情景下的回歸結果，如果社會責任信息披露可以有效減弱企業(yè)面臨的融資約束，那么交互項CSRreporting*CFO的系數(shù)應顯著為負。列（1）和（2）為投資-現(xiàn)金流敏感性模型的回歸結果，因變量為投資總量Invest。其中，列（1）為僅包含基本控制變量的投資-現(xiàn)金流敏感性的回歸結果，交互項CSRreporting*CFO的系數(shù)為0.318，但是并不顯著（t=0.47）；列（2）為控制全部變量后的投資-現(xiàn)金流敏感性的回歸結果，交互項CSRreporting*CFO的系數(shù)為0.405，同樣不顯著（t=0.60）。以上分析表明，在投資不足情景下，社會責任信息披露無法有效削弱投資現(xiàn)金的敏感性。列（3）和（4）為現(xiàn)金-現(xiàn)金流敏感性模型的回歸結果，因變量為現(xiàn)金變化額△Cash。列（3）為基本控制變量下的回歸結果，交互項CSRreporting*CFO的系數(shù)為-0.033，但是并不顯著（t=-0. 32）；列（4）為控制全部變量后的現(xiàn)金-現(xiàn)金流敏感性的回歸結果，CSRreporting*CFO的系數(shù)為-0.027，同樣不顯著（t=-0.37），社會責任信息披露無法有限削弱現(xiàn)金-現(xiàn)金流敏感性。綜上所述，在投資不足的情景下，社會責任信息披露對公司投資面臨的融資約束問題沒有顯著影響。

表5 投資不足情境下CSR披露對融資約束的影響

（3）基于高融資樣本的分析。為了進一步分析社會責任信息披露在高融資約束公司中是否能發(fā)揮作用，我們使用4種融資約束指標進行分組檢驗，相關結果報告于表6中，其中列（1）、（3）、（5）、（7）為投資-現(xiàn)金流敏感模型的回歸結果，其余各列為現(xiàn)金-現(xiàn)金流敏感模型的回歸結果。首先，列（1）和列（2）為使用公司上市時間衡量融資約束的分組結果，上市時間越短的公司面臨的融資約束越大，在投資-現(xiàn)金流敏感模型下為-2.904（t=-1.12），現(xiàn)金-現(xiàn)金流敏感性模型下系數(shù)為-0.122（t=-1.45），均不顯著。列（3）和列（4）為使用公司資產(chǎn)規(guī)模衡量融資約束的分組結果，資產(chǎn)規(guī)模越小的公司面臨的融資約束越大，在投資-現(xiàn)金流敏感性模型下為-4.575（t=-1.63），現(xiàn)金-現(xiàn)金流模型下系數(shù)為0.124（t=0. 85），均不顯著。列（5）和（6）為使用現(xiàn)金持有量衡量融資約束的分組結果，公司的現(xiàn)金持有量越低，面臨的融資約束越大，在投資-現(xiàn)金流敏感性模型下為-2.924（t=-0.89），現(xiàn)金-現(xiàn)金流模型下系數(shù)為0.051（t=1.02），均不顯著。列（7）和（8）為使用公司資產(chǎn)有形性衡量融資約束的分組結果，公司資產(chǎn)有形性越低，面臨的融資約束越高，在投資-現(xiàn)金流敏感性模型下為-3.312（t=-1.07），現(xiàn)金-現(xiàn)金流模型下系數(shù)為0.051（t=0.50），均不顯著。以上證據(jù)表明，社會責任信息披露無法在高融資約束公司中發(fā)揮作顯著用。

表6 高融資約束情境下CSR披露對融資約束的影響

（三）穩(wěn)健性檢驗 （1）替換性研究。在表7中的列（1）為使用全樣本回歸的結果，交互項CSRreporting*Post的系數(shù)雖然為負值（-2.022），但是t值僅為-1.18，無法通過顯著性檢驗。列（2）的投資不足情境的回歸結果顯示，交互項CSRreporting*Post的系數(shù)也同樣為負值（-2.928），無法通過顯著性檢驗（-0.92）。以上證據(jù)說明，無論是全樣本還是投資不足樣本，社會責任信息披露均無法顯著降低融資約束。列（3）為使用上市時間為依據(jù)的融資約束分組，時間越短的公司面臨越高的融資約束，交互項CSRreporting*Post的系數(shù)為1.471，但不顯著。列（4）為依據(jù)公司規(guī)模進行的融資約束分組，規(guī)模較小的公司面臨更高的融資約束，系數(shù)為正（0.346），但同樣不顯著。在列（5）和列（6）為分別使用公司現(xiàn)金持有量和資產(chǎn)有形性水平進行的融資約束分組，現(xiàn)金持有量水平較高、有形資產(chǎn)比例較高的公司面臨更低的融資約束，交互項CSRreporting*Post的系數(shù)雖然為負，分別為-1.471和-0.712，但t值僅為-0.49和-0.29。以上證據(jù)表明，即使在高融資約束組中，社會責任信息披露仍無法顯著降低公司融資約束水平。此輪穩(wěn)健性檢驗結果表明，即使使用替換性研究設計，社會責任信息披露仍無法顯著降低公司融資約束水平，與先前的主分析結果基本保持一致。（2）關鍵變量的替換性計算。首先，對于企業(yè)投資支出進行替換性計算，參考Richardson（2006）的方法計算“新增投資額”來衡量企業(yè)總投資，然后計算非效率投資額。“新增投資”的定義為：現(xiàn)金流量表中“購建固定資產(chǎn)、無形資產(chǎn)和其它長期資產(chǎn)所支付的現(xiàn)金”減去“處置固定資產(chǎn)、無形資產(chǎn)和其它資產(chǎn)所收到的現(xiàn)金凈額”再減去折舊與攤銷，最后除以期初總資產(chǎn)，穩(wěn)健性檢驗結果與主分析結果基本一致，社會責任信息披露無法有效降低企業(yè)融資約束。第二，對企業(yè)增長機會進行替換性計算，參考喻坤et al.（2014）的研究，本文使用行業(yè)托賓Q來衡量企業(yè)投資機會，其中行業(yè)托賓Q值由行業(yè)內(nèi)企業(yè)資產(chǎn)規(guī)模加權的Tobin Q值計算得出，穩(wěn)健性檢驗結果與主分析結果基本一致，社會責任信息披露無法有效減低企業(yè)融資約束。第三，對于企業(yè)現(xiàn)金流進行替換性計算，參照Xu et al.（2013）的研究，使用企業(yè)總資產(chǎn)加權的凈利潤來代理現(xiàn)金流，穩(wěn)健性檢驗結果與主分析結果基本一致，社會責任信息披露無法有效減低企業(yè)融資約束。第四，使用外部融資依賴度（External Finance Dependence，EFD）來對企業(yè)面臨的融資約束進行分組，高融資約束組下CSR披露仍然無法有效緩解融資約束。

表7 替換性研究設計DID模型回歸結果

五、結論

研究發(fā)現(xiàn)，在強制導向時代，社會責任信息披露無法顯著削減融資約束。進一步的研究發(fā)現(xiàn)，在投資不足情境和高融資約束情境下，社會責任信息披露仍無法顯著削減融資約束，無法支持前人基于自愿披露時代發(fā)現(xiàn)的社會責任信息披露對融資約束的削弱現(xiàn)象。本文的局限性主要在于：受限于客觀條件，我國仍缺乏公認性較強的社會責任信息質量評級數(shù)據(jù)庫，同時基于內(nèi)容分析法的社會責任信息質量的定義過分依賴主觀經(jīng)驗性，本文無法基于不同社會責任信息質量而展開進一步的分析。

*本文系國家自然科學基金項目（項目編號：71172104、71472088、71572075）；南京理工大學自主科研項目（項目編號：30920140132040）；江蘇省研究生創(chuàng)新工程項目（項目編號：CXZZ13_0227）

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（編輯 文 博）