社會責任表現對企業價值的影響機制研究——基于會計穩健性的中介作用

(河北工業大學 經濟管理學院，天津 300400)

1 引言

近年來，在中國經濟高速發展的背后，卻隱藏著一系列的、不可忽視的社會和環境問題。環境污染、能源消耗過大、食品安全等問題成為利益相關者關注的焦點和政府、市場監管的難點。為了平衡經濟發展帶來的經濟收益和維護企業的可持續發展所耗費的成本，社會各界開始關注企業社會責任與企業價值之間的關系。

國內外學者對社會責任和企業價值之間的關系進行了探索性研究，但尚未形成一致性結論。早期學者認為企業社會責任與企業價值之間沒有顯著的相關性[1,2]；后來有學者發現，企業良好的社會責任表現反而會使得企業發生貶值[3,4]；近期的研究表明，企業良好的社會責任表現有助于提升企業價值[5,6]；關鍵變量的遺漏可能是導致研究結論出現矛盾的重要原因，因此近年來學者們開始探索企業社會責任表現與公司價值之間的作用路徑，如劉建秋和宋獻中[7]探究了信譽資本在社會責任和企業價值創造中的中介作用，魏如清和唐方成[8]研究了社會責任表現對社會資本和企業價值的影響，這種探索對于揭開社會責任表現影響企業價值的作用機制具有里程碑式的意義。

通過文獻梳理可以發現，以往的研究在理論和模型設定上存在諸多缺陷，如現有的研究模式過于關注企業社會責任與企業價值的直接關系，卻忽略了其他可能對企業價值有影響的因素, 如企業聲譽[7]和社會網絡[8]，或者忽視了企業內部財務特征如會計穩健性對企業價值的影響，中間變量的存在可能會使得相關研究得出截然相反的結論。同時學者指出對于收益與損失非對稱確認的財務報告能影響公司的市場價值[9]，而會計穩健性恰恰就反映了這種處理特性。然而國內外文獻大多局限在收益框架內直接探討社會責任表現對企業價值[10]或會計穩健性對企業價值[11]的影響，缺乏探究“社會責任表現——會計穩健性——企業價值”三者之間作用機理的系統研究。

鑒于此，本文利用利益相關者理論和契約效率假說，從會計穩健性中介作用角度出發，理論分析并實證檢驗了企業社會責任表現對企業價值的作用機理。本文的研究成果拓展了會計穩健性影響因素的分析框架，一方面有助于深化企業對社會責任表現、會計穩健性和企業價值之間的相互關系的理解，同時能夠為全面認識并積極地主動承擔社會責任提供理論支撐，為政府職能部門制定相關政策提供決策依據。

2 理論基礎與研究假設

2.1 社會責任表現與企業價值

雖然社會責任表現與企業價值之間相關關系的研究已經取得了豐富的研究成果，但結論卻存在很大分歧。Margolis和Walsh[12]運用元分析方法系統梳理了109篇以社會責任表現為自變量、企業價值為因變量的相關實證研究文獻，其中有49.54%的論文認為社會責任表現正向影響企業價值，6.42%的論文認為社會責任表現負向影響企業價值，25.69%的論文認為兩者之間并不存在相關關系，18.35%的論文認為兩者之間存在一個非線性關系。本研究基于資源基礎觀和利益相關者理論，認為企業社會責任表現對企業價值具有正向的促進作用，原因如下：

首先，根據資源基礎觀，較好的社會責任表現可以使企業獲得寶貴的、稀缺的有形或無形資源。社會責任表現好的企業大都具有較高的社會聲譽，有助于其獲得各利益相關者賦予的道德資本；較高的社會聲譽和道德資本有助于企業吸引高質量的雇員，以較低成本獲得銀行貸款，降低運營成本并迅速實現產品推廣，增強企業在同行業中的競爭能力，從而促進企業價值的提升。

其次，利益相關者理論和社會影響假說認為，較好的社會責任表現會改善并增強企業與社會公眾之間的相互關系，塑造良好的企業形象。無論是提高產品質量、致力于環境保護、還是積極投身于慈善性捐助，都有利于增進企業與消費者、供應商、股東、債權人等之間的信任[2]；社會信任的增強，有助于企業降低隱性成本(例如環境成本、訴訟成本)和顯性成本(如采購成本、產品質量成本等)，簽訂條約更加寬松的合同，獲得更加便利的融資渠道，降低企業自身的非系統風險和交易成本，促進企業價值的提高。因此，提出如下假設：

H1社會責任表現與企業價值正相關。

2.2 社會責任表現與會計穩健性

生存、發展和獲利是現代企業經營的基本目標，企業為實現這一目標首先就需要重視并充分保護各利益相關者的合法訴求與權益，而穩健的會計政策代表了大部分利益相關者的要求。本文認為企業社會責任表現對企業自身的會計穩健性水平具有正向的促進作用，原因如下：

首先，積極履行社會責任的企業會充分重視并響應利益相關者的信息訴求，提供對決策有用的會計信息，降低外部投資者由于信息不對稱所導致的資源配置低效，提高企業的會計穩健性。

其次，企業積極履行社會責任為形成具有社會責任感的企業文化提供了良好的環境氛圍[13]。由于會計行為是在利益驅動與倫理約束的共同作用下發生的[14]，這種具有社會責任感的組織文化可以滲透到組織的亞文化系統中(如會計信息系統)[15]，進而影響會計文化價值觀，提高會計政策穩健性。

最后，企業積極履行社會責任的行為為提升管理者的道德水平奠定了環境基調。會計穩健性在一定程度上是管理者道德水平的外在表現[16]，根據契約效率假說，會計穩健性通過限制經理的機會主義報告行為使各利益相關者受益。因此，良好的社會責任表現會限制管理者的機會主義行為，會計政策也越穩健。因此，提出如下假設：

H2良好的社會責任表現有助于提高企業的會計穩健性水平。

2.3 會計穩健性對社會責任表現與企業價值關系的中介作用

管理控制假說認為會計穩健性均衡地反映了企業的相關信息，而該均衡反映是指會計穩健性通過減少內外部投資者信息不對稱從而增加企業價值。中間變量的存在對于正確理解社會責任表現對企業價值的影響機理具有重要的作用，企業價值的變化會受到來自于社會責任表現直接或間接的影響，并使得企業從該項活動中受益[17]。作為公司治理機制的重要組成部分，會計穩健性能夠減少信息不對稱、降低非效率投資進而提升企業價值。

具體而言，企業與各個利益相關者之間的關系會因為企業良好的社會責任表現而得到改善，為提高并維護公司形象，企業禁止管理者從事與社會期望相悖的活動，傾向于提供高質量的會計信息[18,19]；會計穩健性作為一項重要的財務報告特征，從某種意義上來說，財務報告質量越高其會計政策越穩健[20,21]，會計穩健性原則要求對于損失要及時地進行確認，禁止提前確認收益或進行有管理層偏見的會計處理。會計穩健性是減少內外部投資者之間的信息不對稱的一項重要機制，降低了企業的非系統、經營和投資風險，通過提高企業聲譽幫助企業獲得有價值的、稀缺的資源，企業獲得競爭優勢因此企業價值獲得提升。因此，提出如下假設：

H3會計穩健性在社會責任表現與企業價值關系之間發揮中介作用。

3 研究設計

3.1 樣本選擇與數據來源

本文以2011～2016年A股上市公司為研究樣本，探究“社會責任表現——會計穩健性——企業價值”之間的關系。為了保證研究的信度和效度，處理如下：(1)剔除金融保險業上市公司；(2)剔除經營存在異常波動的ST和*ST公司；(3)剔除2011～2016年間相關數據缺失的公司；(4)為了消除極端值影響，對所有的連續變量按上下1%水平進行Winsorize縮尾處理。

本研究企業社會責任表現的數據來源于和訊網，企業價值、會計穩健性和其他的控制變量數據均來源于國泰安數據庫。

3.2 變量定義和測量

(1)被解釋變量：企業價值

關于企業價值的衡量，托賓Q是被國內外學者廣泛認可的指標。借鑒已有文獻，本文采用托賓Q作為企業價值的替代變量。考慮到內生性的問題，本文以滯后1期的TobinQ作為企業價值代理變量。TobinQ值的具體計算如(1)式

(1)

(2)解釋變量：社會責任表現

參照已有研究[22]，以和訊網對上市公司社會責任的綜合評分衡量企業社會責任表現(Csr)。“和訊網”利用上市公司發布的社會責任報告和財務報告信息，其專業測評體系從股東責任、員工責任、供應商、客戶和消費者權益責任、環境責任和公共責任五項考察，各項分別設立二級、三級指標對社會責任進行全方位的評價，能夠較為全面和客觀地評價企業的社會責任表現。

(3)中介變量：會計穩健性

首先，在允許系數隨時間和個體變動的情況下，將Basu的反向回歸模型變為

EPSi,t/Pi,t-1=β0+β1RETi,t+β2DRi,t+

β3RETi,t×DRi,t+ui,t

(2)

其次，利用工具變量建立β1和β3的線性函數。

Khan和Watts[23]認為公司規模(SIZE)、賬面市值比(MB)和資產負債率(LEV)是影響會計穩健性的主要因素，因此利用這三個變量作為工具變量，得出以下兩個模型

Cscorei,t=β3=λ1+λ2SIZEi,t+λ3MBi,t+λ4LEVi,t

(3)

Gscorei,t=β1=u1+u2SIZEi,t+u3MBi,t+u4LEVi,t

(4)

將(3)和(4)式代入混合數據(2)式，就可以得到

EPSi,t/Pi,t-1=β0+(u1+u2SIZEi,t+u3MBi,t+u4LEVi,t)RETi,t+

β2DRi,t+(λ1+λ2SIZEi,t+λ3MBi,t+λ4LEVi,t)×

RETi,t×DRi,t+ui,t

(5)

對(5)式年度橫截面數據進行回歸，可估算出u1～u4、λ1～λ4等參數。然后將這些參數代入(3)和(4)式就可以計算出年度會計穩健性水平(Cscorei,t)和期末好消息的及時確認(Gscorei,t)。

上述模型中，SIZEi,t為公司i在第t期末的資產規模，MBi,t為公司i在第t期末股東權益的市值與賬面價值之比，LEVi,t為公司i在第t期末資產負債率。EPSi,t為公司i在第t期末的每股收益，Pi,t-1為公司i在第t-1期末每股股價，RETi,t為公司i在第t期末股票收益率，DRi,t為虛擬變量(當RETi,t<0時取1，其他取0)，Gscorei,t為公司i在第t期末好消息的及時性確認，Cscorei,t為公司i在第t期末會計穩健性指數。

(4)控制變量

借鑒以往文獻[3,10]，我們引入公司規模、財務風險、系統風險、公司上市時間以及總資產周轉率作為控制變量。此外，參考相關學者的研究，本文對年份和行業加以控制。

變量的具體定義如表1所示。

表1 變量定義和測量

3.3 模型構建

參考溫忠麟等[24]的檢驗方法，結合本文具體的研究問題，構建如下檢驗模型

TobinQi,t+1=α0+α1Csri,t+α2Sizei,t+

α3Levi,t+α4Betai,t+α5Agei,t+

α6Turnoveri,t+ΣYear+ΣInd+εi,t

(6)

Cscorei,t=β0+β1Csri,t+β2Sizei,t+

β3Levi,t+β4Betai,t+β5Agei,t+

β6Turnoveri,t+ΣYear+ΣInd+εi,t

(7)

TobinQi,t+1=γ0+γ1Csri,t+γ2Cscorei,t+γ3Sizei,t+

γ4Levi,t+γ5Betai,t+γ6Agei,t+

γ7Turnoveri,t+ΣYear+ΣInd+εi,t

(8)

其中模型(6)中α1反映企業社會責任對企業價值的主效應；模型(7)中β1反映企業社會責任對會計穩健性的影響；模型(8)中γ1反映企業社會責任對企業價值的直接效應，γ2反映會計穩健性對企業價值的影響。

參考溫忠麟等[24]檢驗方法，在α1顯著的情況下，若系數β1、γ1、γ2均顯著，并且|α1|>|γ1|，那么會計穩健性發揮部分中介作用；若系數β1、γ2都顯著，但系數γ1不顯著，則會計穩健性發揮完全中介作用；若系數β1或γ2不顯著，就通過Sobel檢驗來判別是否存在中介作用。

4 實證結果與分析

4.1 描述性統計與相關性分析

采用STATA對各變量進行描述性統計分析，結果顯示，企業價值(TobinQ)的平均值是2.51，標準差為1.98，說明樣本公司在企業價值方面存在較大差異，表明我國企業整體發展水平不均衡。社會責任表現(Csr)的平均值為0.32，與和訊網披露的該項指標的及格線0.6相比，大部分都在及格線以下，說明目前我國上市公司積極履行社會責任的意識還處在較低的水平；社會責任表現(Csr)極大值是0.91，而極小值卻為-0.17，全距高達1.08，表明我國企業在社會責任這方面存在很大差異。會計穩健性(Cscore)平均值為-0.01，標準差為0.14，相對于國外公司穩健性水平[23]，我國的會計穩健性水平還有待提高；會計穩健性的最大值為6.81，最小值僅為-0.9，說明會計穩健性水平在我國上市公司中分布不均衡。

在采用STATA進行模型檢驗前，對各變量進行相關性分析，結果顯示企業社會責任表現與企業價值顯著正相關，初步支持了本文的假設，即社會責任表現越好的公司其企業價值越高。另外，除了公司規模和資產負債率的相關系數為0.561外，各個變量之間的相關系數的絕對值不超過0.5，表明文中所涉及的變量之間不存在嚴重的多重共線性。

4.2 回歸分析

(1)社會責任表現與企業價值的主效應

在進行回歸分析之前分別采用F檢驗、BP檢驗和Hausman檢驗來確定合適的估計方法，結果顯示，模型(6)、(7)、(8)在進行面板回歸分析時都應該采用固定效應。進行非平衡面板數據回歸時，并且對全部回歸系數標準誤在公司層面上進行了Cluster處理。

表2中模型1報告了全樣本固定效應的回歸結果。從模型1可以看出，解釋變量Csr的回歸系數為0.637，p<0.01。表明企業社會責任表現(Csr)與企業價值(TobinQ)呈現顯著的正相關關系，即良好的社會責任表現有助于促進企業價值的提升，假設1得到樣本數據的支持。

雖然我們已基于滯后1期的社會責任表現檢驗了其對企業價值的影響，但考慮到當企業價值較高時，該企業可能會進行更多的社會責任活動[25]，即企業社會責任表現和企業價值之間可能會存在反向因果關系和內生性。為了解決此類問題，借鑒已有研究[26]，我們以行業-年度平均社會責任表現作為工具變量，采用2SLS對社會責任表現與企業價值之間的關系進行進一步驗證，結果見表2中模型2所示。模型2的2SLS回歸結果表明，自變量社會責任表現(Csr)與因變量企業價值(TobinQ)之間呈現出顯著的正相關關系(β=0.158,p<0.01)), 進一步驗證了假設1。

此外，考慮到如果存在異方差，GMM估計優于2SLS，因此我們還對企業社會責任表現與企業價值之間的關系進行了兩步最優GMM估計(如表2 模型3所示)，系數估計值與2SLS基本一致，證明本文的研究結果非常穩健。

表2 社會責任表現與企業價值的主效應回歸結果

注：***、**、*分別表示在1%、5%、10%的水平上顯著，括號內為t值。下同。

(2)會計穩健性的中介效應

參考溫忠麟等[24]的驗證中介效應的方法，檢驗會計穩健性的中介作用，結果如表3所示。表3中模型1回歸結果表明，社會責任表現正向且顯著地影響企業價值，通過了中介效應檢驗的第一步。表3中模型4檢驗了企業社會責任對會計穩健性的影響。企業社會責任的回歸系數在10%的置信水平上(β1=0.024，p<0.1)顯著正相關，說明企業的社會責任表現會促進企業的會計穩健性水平的提高，這與Cheng和Kung[27]的觀點一致，假設2得到驗證，同時中介效應檢驗的第二步通過。

第三步在控制了會計穩健性的影響后，進一步檢驗社會責任表現與企業價值的相關關系。表3中模型5的回歸結果表明，Cscore的回歸系數γ2=2.409,p<0.01，即兩者在1%的置信水平上顯著正相關，說明穩健的會計政策有助于促進企業價值的提升。這與Watts[16]的觀點一致，會計穩健性具有治理功能，對債權人和股東均有利，因此可以提升企業的價值。此外，模型5中Csr的回歸系數γ1=0.579，小于模型1中對應的回歸系數0.637。模型1與模型5的擬合優度分別為0.251和0.287，說明模型5的解釋力較模型1有所提高，中介效應檢驗的第三步通過。

此外，會計穩健性中介效應的值為0.0578 (0.024×2.409)，總效應值為0.637，中介效應比例為9.07%。說明企業履行社會責任能夠較大地促進會計穩健性水平的提高，進而企業價值得以提升，即會計穩健性在企業社會責任對企業價值的影響機制中發揮部分中介效應。因此，假設H3得到驗證。

從控制變量回歸結果來看，公司規模、企業上市時間、系統性風險以及總資產周轉率的回歸結果均顯著，這與Luo和Du[28]的觀點基本一致，說明本文所選的控制變量比較有效。

表3 會計穩健性中介效應回歸結果

5 穩健性檢驗

為了證明本文結論的穩健性，本文從兩個方面進行了穩健性檢驗。

第一，變更指標測度方法。本文選擇賬面市值比作為會計穩健性的替代變量進行穩健性檢驗得到的結果與前文報告的結果保持一致，表明本文結論總體穩健。

第二，變更中介效應檢驗方法。本文進一步運用Freedman差異公式對會計穩健性的中介效應進行檢驗。通過計算得到T統計量的取值為9.18，查閱t分布統計表發現t檢驗值顯著，得到會計穩健性在社會責任與企業價值之間發揮中介作用的結論。

6 研究結論與啟示

本研究以滬深兩市A股上市公司為樣本，引入會計穩健性這一中介變量，探討了社會責任表現影響企業價值的黑箱機制。得出以下結論：

(1)具有社會責任意識并積極投身于實踐的企業，對于利益相關者的信息以及利益需求具有較強的敏感性，并能充分重視并響應其各項信息需求，提供決策有用的會計信息，減少由于信息不對稱所導致的資源配置低效等問題，提高了企業會計政策的穩健性。

(2)會計穩健性原則要求對于費用、成本等要及時地進行確認，禁止提前確認收益或進行有管理層偏見的會計處理，因此會計穩健性是減少內外部投資者之間的信息不對稱的一項重要機制，降低了企業的非系統、經營和投資風險，不確定性減少，降低企業的資本和代理成本，促進了企業價值的提升。

(3)會計穩健性在社會責任表現對企業價值影響機制中發揮了部分中介作用。利益相關者認為企業高質量的信息披露行為本身就是一種積極履行社會責任的行為，而會計穩健性作為高質量的會計信息特征進而使得企業具有良好的企業形象，從而在潛在的投資者和利益相關者中贏得了良好的口碑，為公司將來在投融資方面提供了便利，最終提升企業價值。

本研究的啟示在于:(1)社會責任表現有利于增強企業會計穩健性，進而促進企業價值的提高，三者之間的邏輯關系可以為企業管理者進行企業社會責任實踐提供全面、深刻的理解，從而有助于企業積極主動地將履行社會責任納入到其企業文化中，為企業乃至社會營造良好的經濟氛圍。(2)本文的研究發現同時也為政府和相關監管部門提供了借鑒意義。相對于非財務信息而言，現有的管理監督體系更加重視對財務信息的監管，本文的研究表明，企業的非財務行為會對企業的會計行為產生影響，所以加強監管非財務信息和財務信息的組合匹配披露將更加有助于相關各方全面、深入地了解企業的整體狀況，從而做出正確的投資決策。