企業(yè)特征與社會責任指數(shù)的相關性分析
——來自滬深兩市2011—2014年的經(jīng)驗數(shù)據(jù)

鄭 立，韓 進

(重慶文理學院，重慶 402160)

1 引 言

本文在前人研究的基礎上，通過選擇2011—2014年滬深兩市發(fā)布社會責任報告的公司為樣本，以潤靈公益事業(yè)咨詢發(fā)布的企業(yè)社會責任指數(shù)衡量企業(yè)年度社會責任報告所披露的信息質量，對企業(yè)特征與企業(yè)社會責任指數(shù)的關系進行實證檢驗，希望為相關領域的論證提供更多的經(jīng)驗證據(jù)，豐富社會責任指數(shù)領域的相關研究。

2 研究設計

2.1 研究假設

企業(yè)規(guī)模因素對社會責任指數(shù)的影響已經(jīng)被多位學者證實，企業(yè)規(guī)模越大，則公司可見度越高(Cowen et al.，1987)，意味著受到的輿論關注度越高，企業(yè)為了給投資者、消費者留下較好印象，一般都會較好地去承擔社會責任；同時，公司規(guī)模越大融資需求相對較大，通過發(fā)布高質量社會責任報告可以與投資者更好地進行信息溝通，這種類型企業(yè)社會責任指數(shù)一般較高。

因此，本文提出以下假設：

H1：一般情況下，企業(yè)規(guī)模與企業(yè)的社會責任指數(shù)顯著正相關，即企業(yè)規(guī)模越大，其他條件不變的情況下，企業(yè)的社會責任報告得分越高。

H2：一般情況下，企業(yè)盈利能力與企業(yè)的社會責任指數(shù)正相關，即盈利能力較好的企業(yè)在其他情況不變的條件下社會責任報告質量應較好。

H3：一般情況下，企業(yè)總資產(chǎn)中負債比重與企業(yè)社會責任指數(shù)得分呈正相關，即企業(yè)的資產(chǎn)負債率越高，社會責任報告質量相對越好。

H4：一般情況下，企業(yè)的成長能力與企業(yè)的社會責任報告質量呈正相關。

H5：一般情況下，股權集中度與企業(yè)的社會責任指數(shù)得分呈正相關。

H6：一般情況下，企業(yè)資產(chǎn)周轉速度與企業(yè)的社會責任指數(shù)得分呈負相關。

2.2 變量定義

2.2.1 因變量

社會責任指數(shù)：本文采用潤靈公益事業(yè)咨詢(RLCCW)發(fā)布的企業(yè)社會責任指數(shù)作為因變量值，不單獨構建指標體系來衡量企業(yè)社會責任報告信息質量。潤靈社會責任指數(shù)的得分越高則說明該企業(yè)的社會責任報告的質量越好。潤靈公益事業(yè)咨詢遵循了獨立性與非委托性原則，構建了零級、一級、二級指標體系對企業(yè)發(fā)布的年度社會責任報告做出評價，衡量其完整性、規(guī)范性。潤靈社會責任指數(shù)是具有合理性、規(guī)范性、可比性的一種評價體系。

2.2.2 自變量

(1)企業(yè)規(guī)模：本文同國內(nèi)外多數(shù)文獻一樣，采用公司期末總資產(chǎn)的自然對數(shù)作為公司規(guī)模的評價指標。

(2)企業(yè)的盈利能力：本文采用凈資產(chǎn)收益率來衡量公司的盈利能力。

(3)企業(yè)的成長能力：本文采用總資產(chǎn)增長率來衡量企業(yè)的成長能力。

(4)企業(yè)的長期資本結構：本文采用企業(yè)資產(chǎn)負債率作為衡量資本結構指標。

(5)企業(yè)股權集中度：本文采用第一大股東持股比例來表示企業(yè)股權集中度。

(6)企業(yè)資產(chǎn)周轉速度：本文采用總資產(chǎn)周轉率來衡量企業(yè)的資產(chǎn)周轉速度。

2.3 模型設計

本文構建的模型一如下：

SDI=β0+β1SIZE+β2ROE+β3GROWTH+β4LEV+β5TOP1+β6TAR+ε模型一

其中，SDI表示潤靈公益事業(yè)咨詢所發(fā)布的社會責任指數(shù)，β0為常數(shù)項，ε為隨即項，其他變量如表1所示：

表1 相關變量定義

續(xù) 表

2.4 樣本選取與數(shù)據(jù)來源

本文選取2011—2014年所有發(fā)布社會責任報告的公司作為研究樣本，剔除異常值以及缺失值之后，最終的樣本數(shù)量為2388個。本文中樣本公司的社會責任報告均來自巨潮資訊網(wǎng)，相關財務指標數(shù)據(jù)均來自國泰安數(shù)據(jù)庫以及新浪財經(jīng)。本文采用的統(tǒng)計軟件為SPSS17.0。

3 實證檢驗

3.1 變量的描述性統(tǒng)計及T檢驗

表2 2011—2014年所有變量的描述性統(tǒng)計

從表2中可以看出社會責任指數(shù)的極大值為89，極小

值為13，說明不同公司的社會責任指數(shù)SDI存在很大的差距。SDI(社會責任指數(shù))均值為38.16，說明我國上市公司的年度社會責任報告的總體信息質量不高。LEV(資產(chǎn)負債率)的均值為0.52，說明我國上市公司的總資產(chǎn)中負債比重較大。ROE(凈資產(chǎn)收益率)指標的極大值與極小值分別為0.84、-7.21，說明我國企業(yè)的盈利能力差距甚大。公司規(guī)模指標的均值為23.2,說明我國上市公司規(guī)模偏大。其余各項指標不再詳述。

表3 2011—2014年SDI得分均值比較

從表3中可以看出，我國上市公司的SDI(社會責任指數(shù))得分情況，2011—2014年呈現(xiàn)出逐年遞增的趨勢，同時發(fā)布企業(yè)社會責任報告的公司數(shù)量也大幅提高。

表4 樣本公司上市地點情況統(tǒng)計

表5 滬深兩市SDI得分的兩獨立樣本T檢驗

從表4和表5能夠看出來，在全樣本中，在上海證券交易所和在深圳證券交易所上市的公司數(shù)量分別為1424個和964個。這兩種不同上市地點的上市公司潤靈社會責任指數(shù)得分SDI均值存在顯著差異，通過了T檢驗。上海證券交易所的上市公司SDI得分均值為38.88，高于深交所的上市公司SDI得分37.11，原因可能是上海證券交易所的公司規(guī)模都較大，上交所對上市公司的社會責任報告發(fā)布要求相對較高。

3.2 所有變量的相關分析

表6 所有變量的Pearson相關系數(shù)

續(xù) 表

注：**、*分別表示在 0.01 以及 0.05水平(雙側)上顯著相關。

表6為所有變量的Pearson相關系數(shù)表，變量的相關性檢驗說明SDI(社會責任指數(shù))與企業(yè)規(guī)模顯著正相關，這在一定程度上驗證了假設一，即規(guī)模較大的公司社會責任指數(shù)較高；SDI(社會責任指數(shù))與ROE(凈資產(chǎn)收益率)的相關系數(shù)呈顯著正相關，在一定程度上驗證了假設二，即社會責任指數(shù)得分較高的公司往往有較高的資產(chǎn)負債率；同時，SDI(社會責任指數(shù))與LEV(資產(chǎn)負債率)、GROWTH(總資產(chǎn)增長率)、TOP1(第一大股東持股比例)均為顯著正相關，這在一定程度上驗證了假設三、假設四、假設五，即企業(yè)社會責任指數(shù)得分與企業(yè)財務杠桿、企業(yè)成長能力、企業(yè)股權集中度的關系為正相關關系。從表中也能看出，SDI(社會責任指數(shù))與TAR(總資產(chǎn)周轉率)為顯著負相關關系，這與我們的假設預期是一致的，一定程度上驗證了假設六。同時，SIZE(企業(yè)規(guī)模)與LEV(財務杠桿)相關系數(shù)達到了0.612，超過了0.5，說明這二者之間的共線性問題較為嚴重，在模型一的回歸結果中回歸系數(shù)和相關系數(shù)可能會出現(xiàn)不一致的情況。

3.3 回歸分析

表7 模型一回歸結果

因變量SDI(社會責任指數(shù))與公司特征指標的回歸結果表明：

(1)SDI(社會責任指數(shù))與公司規(guī)模顯著正相關，這一結論與國內(nèi)外諸多研究結論一致，假設一通過檢驗。說明公司規(guī)模越大，受到的關注程度越大，公司越重視自己在社會責任信息方面的披露。公司通過披露社會責任信息在資本市場中可以節(jié)約交易成本、增加交易數(shù)量，提高交易價格，增加企業(yè)價值。值得注意的是，SDI(社會責任指數(shù))得分不能直接等同于這個公司履行社會責任的真實水平。

(2)SDI(社會責任指數(shù))與LEV(資產(chǎn)負債率)、ROE(凈資產(chǎn)收益率)、TOP1(第一大股東持股比例)呈負相關關系，與公司的TAR(總資產(chǎn)周轉率)指標呈正相關關系，這與我們的假設不一致，同時與Pearson相關系數(shù)的正負方向也不一致，出現(xiàn)這個問題可能是由于公司規(guī)模與資產(chǎn)負債率的共線性較為嚴重導致。

(3)SDI(社會責任指數(shù))與GROWTH(總資產(chǎn)增長率)指標呈正相關關系，符號與預期相符，但是在本文所構建的模型一中回歸系數(shù)沒有通過顯著性檢驗。

總體來說，該模型的擬合優(yōu)度較好，F(xiàn)值達到了203.927。同時，資產(chǎn)負債率與公司規(guī)模兩個變量的容差分別為0.578、0.554，VIF值為1.730、1.802，說明這兩個變量與其他變量的共線性問題較為嚴重，為了進一步找到企業(yè)社會責任指數(shù)與企業(yè)盈利能力、成長能力、股權集中度、資產(chǎn)周轉速度的關系本文進行了進一步檢驗。

4 進一步實證檢驗

表8中說明盈利能力、財務杠桿、第一大股東持股比例、資產(chǎn)周轉速度四個指標回歸系數(shù)與Pearson相關系數(shù)的符號出現(xiàn)了不一致的情況，其中：SDI(社會責任指數(shù))與ROE(凈資產(chǎn)收益率)在0.01的水平上顯著正相關，但是回歸系數(shù)為-1.871；SDI(社會責任指數(shù))與LEV(資產(chǎn)負債率)相關系數(shù)為0.250，而回歸系數(shù)為-10.268；SDI(社會責任指數(shù))與TOP1(第一大股東持股比例)相關系數(shù)為0.087，而回歸系數(shù)為-1.792；SDI(社會責任指數(shù))與TAR(資產(chǎn)周轉速度)相關系數(shù)為-0.043，而回歸系數(shù)為0.647。

表8 企業(yè)特征指標與SDI相關系數(shù)與回歸系數(shù)統(tǒng)計

注：*表示該指標與SDI的Pearson相關系數(shù)與模型回歸系數(shù)符號不一致。

為此，我們首先排除SIZE這一與其他指標共線性問題最為嚴重的指標，構建模型二：

Y=β0+β1ROE+β2GROWTH+β3TOP1+β4TAR+β5LEV+ε模型二

再排除資產(chǎn)負債率指標，構建模型三：

Y=β0+β1ROE+β2GROWTH+β3TOP1+β4TAR+ε模型三

在這兩個模型中，Y均表示社會責任指數(shù)SDI,ε為隨機項。

表9 模型二以及模型三回歸結果

從表9可以看出，在逐步排除變量之后，模型二以及模型三的回歸系數(shù)方向以及顯著性均是一致的，模型二較為穩(wěn)健，說明以下幾點。

(1)資產(chǎn)負債率指標在模型二中與社會責任指數(shù)正相關，這與我們的假設一致，假設三通過檢驗，即企業(yè)的資產(chǎn)負債率越高，企業(yè)的社會責任指數(shù)相對較高。

(2)凈資產(chǎn)收益率在模型二和模型三中均與社會責任指數(shù)正相關，且回歸系數(shù)在0.01的顯著性水平上通過了檢驗，說明假設二通過檢驗，即企業(yè)盈利能力越好，企業(yè)的社會責任指數(shù)得分相對較高。

(3)第一大股東持股比例在模型二和模型三中均與社會責任指數(shù)正相關，且回歸系數(shù)在0.01的顯著性水平上通過了檢驗，說明假設五通過檢驗，即企業(yè)的股權集中度越高，企業(yè)的社會責任指數(shù)相對較高。

(4)企業(yè)的成長性指標GROWTH(總資產(chǎn)增長率)在模型二和模型三中均為正相關，但是沒有通過顯著性檢驗，這個結論和模型一的結論也是一致的，假設四沒有通過檢驗，即企業(yè)的成長能力與企業(yè)社會責任信息質量關系不大。

(5)企業(yè)資產(chǎn)周轉速度指標TAR(總資產(chǎn)周轉率)與企業(yè)社會責任指數(shù)在模型二、三中均為負相關，并且能夠在0.05的顯著性水平上通過檢驗，假設六通過檢驗，即企業(yè)的資產(chǎn)周轉速度越快，企業(yè)的社會責任指數(shù)得分相對較低。

5 結 論

本文通過選取2011—2014年2388個發(fā)布社會責任報告的公司為樣本，對企業(yè)特征與企業(yè)社會責任指數(shù)進行實證檢驗，企業(yè)特征指標包括企業(yè)規(guī)模、財務杠桿、企業(yè)盈利能力、企業(yè)發(fā)展能力、企業(yè)股權集中度、企業(yè)資產(chǎn)周轉率六個特征，發(fā)現(xiàn)：①規(guī)模較大的企業(yè)往往傾向于發(fā)布高質量的社會責任報告；②總資產(chǎn)中負債比重越高的企業(yè)，社會責任報告的信息質量往往較高；③盈利能力較好的公司社會責任信息質量較高；④股權集中度越高的企業(yè)社會責任信息質量越好；⑤資產(chǎn)周轉速度較快的企業(yè)在資本市場的融資需求相對較弱，不重視社會責任信息質量，往往企業(yè)社會責任指數(shù)得分較低；⑥企業(yè)成長能力與社會責任指數(shù)正相關，但是不具備顯著性。

本文的局限性：①對企業(yè)的某一種特征，僅僅選用一個指標來衡量企業(yè)的某一種特征，比如用凈資產(chǎn)收益率來代表企業(yè)的盈利能力，而企業(yè)盈利能力可以有多方面的體現(xiàn)；②企業(yè)特征遠遠不止本文所考慮的企業(yè)規(guī)模、財務杠桿、企業(yè)盈利能力、企業(yè)發(fā)展能力、企業(yè)股權集中度、企業(yè)資產(chǎn)周轉率等，還有獲現(xiàn)能力等特征。

[1] Abbott,W.F.,Monsen,R.J.. On the Measurement of Corporate Social Responsibility:Self-reported Disclosures as a Method of Measuring Corporate Social Involvement[J]. Academy of Management Journal,1979,22(3),501-515.

[2] Vemecchia,Robert E.,2001.Essays on Disclosure[J]. Journal of Accounting and Economics,2001(32):97-180.

[3] Brammer,S.,Pavelin,S.,2004. Voluntary social disclosures by large UK companies,Business Ethics:A European Review,13(2/3),86-99.

[4] Joyce van der Laan Smith.Ajay Adhikari and Rasoul H.Tondkar.，2005.Exploring differences in social disclosures internationally:A stakeholder perspective,Journal of Accounting and public policy,24(2),123-151.

[5] 李勤.社會責任會計信息披露質量影響因素的實證研究[J].財會通訊，2011(6)：59-62.

[6] 戴蓬軍，董淑蘭.上市公司社會責任會計信息披露影響因素研究[J].財會通訊，2010(12)：75-78.

[7] 李金，宋海風.企業(yè)社會責任報告質量影響因素研究[J].財會通訊，2014(3)：60-62.

[8] 李正，向銳.中國企業(yè)社會責任信息披露的內(nèi)容界定、計量方法和現(xiàn)狀研究[J].會計研究，2007(7)：3-11.

[9] 沈洪濤.公司特征與公司社會責任信息披露—來自我國上市公司的經(jīng)驗證據(jù)[J].會計研究，2007(3)：9-16.