高管股權激勵能推動企業承擔社會責任嗎?

張東旭,陳 昕

(安徽大學 商學院,安徽 合肥 230601)

一、 引言

2018年習近平總書記在全國網絡安全和信息化工作會議上指出,“企業發展要堅持經濟效益和社會效益相統一,更好承擔起社會責任和道德責任”。(1)資料來源:http://www.gov.cn/xinwen/2018-04/21/content_5284783.htm.企業作為重要的社會治理主體,其承擔社會責任不僅事關自身發展,更是時代的要求。因此,如何通過企業制度建設推動企業承擔社會責任成為企業家們面臨的現實管理難題。從國際經驗看,越來越多的歐美國家企業開始在股權激勵計劃中增加企業社會責任指標,以降低傳統財務業績考核對企業承擔社會責任的抑制作用[1]。那么,對于中國企業而言,企業的股權激勵計劃是否有利于其承擔社會責任呢?是否需要在股權激勵計劃的考核指標中加入企業社會責任指標呢?

從理論上看,股權激勵是否有利于企業承擔社會責任一直是學術研究中有爭議的熱點問題。部分研究認為,股權激勵通過股權分享機制可以有效緩解高管短視,有利于激勵高管主動承擔社會責任,因此股權激勵與企業社會責任呈正相關關系[2-4]。但同時,也有部分研究指出,企業承擔社會責任會造成巨大的成本支出,對企業業績產生負面影響,不利于高管完成業績考核任務,因此股權激勵與企業社會責任呈負相關關系[5]。造成上述研究結論沖突的重要原因是以上研究過于強調企業社會責任的某一個方面作用,忽視不同情境下企業社會責任效果的差異。而且在中國資本市場,環保責任等社會責任受政府監管的影響明顯,這進一步導致了股權激勵與企業社會責任間關系的復雜化[6]。因此,還需要利用中國上市公司數據對股權激勵與企業社會責任間的關系進行實證檢驗。

基于中國情境的企業社會責任影響因素分析表明,上市公司在履行社會責任時存在迎合政府監管的傾向,扭曲了社會責任行為[7-8]。一方面,企業可以通過迎合政府的社會責任監管,利用社會責任獲取更多的資源;另一方面,監管政策的變動或政府機構的變革,可能導致企業的社會責任迎合行為失效,加劇中國情境下企業社會責任的收益不確定性。在收益不確定性和代理問題的雙重壓力下,管理者的風險回避傾向加劇,從而導致社會責任的承擔不足,甚至是實質性違背。股權激勵通過緩和高管風險回避傾向以及緩解企業融資約束問題,為高管主動承擔具有收益不確定性特征的企業社會責任提供了金錢激勵和資源支持,從而提升了企業社會責任得分,并最終提升企業價值。

針對股權激勵與企業社會責任間的關系問題,本文從企業社會責任收益不確定性視角對兩者間的關系進行實證研究。本文的研究具有以下可能的創新:第一,根據中國情境下企業社會責任收益不確定性特征,探索股權激勵與企業社會責任間的關系。已有企業社會責任的研究或強調其長期價值,或強調其短期成本,而未充分考慮不同情境下企業社會責任效果的差異,從而導致研究結論間的沖突[6]。在中國情境下,由于政府對企業社會責任的影響較大,因此企業社會責任收益不確定性特征較為突出[7-8]。根據企業社會責任的收益不確定性特征,本文從股權激勵視角具體分析了其對企業社會責任的影響,豐富企業社會責任影響因素文獻。第二,本文進一步打開股權激勵“黑箱”,從企業承擔社會責任的動機和能力兩個方面檢驗股權激勵影響企業社會責任的作用機理。與戴永務和陳宇鈜基于社會責任聲譽機制的研究發現相比[4],本文通過聚焦企業社會責任收益不確定性特征,搭建股權激勵影響企業社會責任的分析框架,推演出兩者間關系的激勵機理和資源機理,并進行實證檢驗,對已有兩者間關系的理論形成補充。

二、 理論分析與研究假設

在發展中國家,由于正式制度建設不完備,政府在經濟活動中作用較強,因此企業履行社會責任的動機會較多地受到政府的影響[9]。在中國情境下,由于社會發展的需要,政府對上市公司的企業社會責任要求逐漸趨嚴,從而導致企業的社會責任迎合行為[7]。企業的社會責任迎合行為忽略了企業利益相關者的實際需求,扭曲了社會責任創造企業價值的機制,進而導致了企業社會責任收益不確定性問題。另外,企業社會責任規范正處于逐步完善過程中,利益相關者對企業該承擔什么樣的社會責任也一直存在分歧[8],這也會導致企業社會責任無法及時轉換為確定性的企業收益,從而加劇企業社會責任收益不確定性特征。企業社會責任收益不確定性越高,企業回避承擔社會責任的傾向就越強烈。由實物期權模型可知,不確定性會增加企業投資的選擇期權價值,從而抑制短期內的企業投資[10]。An等基于中國277名政府官員更替數據的實證研究發現,政治不確定性的增加顯著抑制了企業的投資,增加了企業投資的波動性[11]。因此,企業面臨的社會責任收益不確定性越高時,企業從承擔社會責任中所獲得收益就越低,從而導致企業的社會責任承擔下降。

同時,高管與股東間的代理沖突會進一步抑制企業主動承擔社會責任。由委托代理理論可知,高管很難通過多元化的投資分散人力資本投資風險,因此會通過降低風險承擔的方式以最大化個人效用水平,具體表現為削減具有收益不確定性特征的企業社會責任投資[12]。同時,高管與股東之間的信息不對稱還會導致高管利用自有現金流構建商業帝國,增加企業債務違約風險,形成融資約束,從而導致企業沒有資源用于社會責任投資,進而抑制企業承擔具有收益不確定性特征的社會責任。但是,企業也可能通過承擔社會責任獲取更多的資源,從而有利于管理者完成業績考核目標。企業承擔社會責任的收益將直接體現為政府補助增加、信貸資源傾斜甚至是稅收減免。戴亦一等發現,在地方政府換屆時,企業更可能增加慈善捐贈以建立新的政企關系來降低這種政治不確定性的影響[13]。唐躍軍等則發現,制度環境市場化改革所帶來的政治不確定性下降可以顯著降低企業的慈善捐贈金額[14]。考慮到中國企業的股權激勵是業績型股權激勵,其對管理者的業績考核要求較為嚴格[15]。因此,接受股權激勵的管理者將更可能為了獲取社會責任收益而承擔更多的社會責任。

股權激勵將從激勵動機和資源支持兩方面影響企業承擔社會責任。一方面,股權激勵通過將高管財富水平與股價波動相關聯,可以激勵高管主動承擔具有收益不確定性特征的投資,進而推動高管主動承擔具有收益不確定性特征的企業社會責任。根據Black和Scholes提出的股票期權定價公式,股價波動性與股票期權價值正相關[16]。在實施激勵計劃后,股價波動越大,相關股票期權價值越高,高管的財富增值也將越大,因此高管越可能承擔風險以增加股價波動性從而最大化個人收益[17]。由于中國情境下的企業社會責任收益有很強的不確定性,因此企業社會責任投資具有很明顯的風險投資特征,這會加劇股價波動性。企業的股價波動性越大,高管的股權激勵收益也越高。因此,股權激勵有利于激勵高管主動承擔具有收益不確定特征的企業社會責任。另一方面,股權激勵還將通過緩解企業融資約束,進而為企業承擔社會責任提供資源支持。在中國情景下,政府部門對上市公司承擔社會責任有強制規定,這會部分擠占經營活動資源,從而降低企業業績[18]。特別是,環境保護方面的社會責任投資需要耗費大量的企業資源。因此在企業面臨融資約束的情況下,企業只愿意迎合環境保護方面的社會責任要求,而非實質履行環境保護社會責任或是承擔更多員工保護等維度的社會責任[18]。股權激勵可以緩解自由現金流導致的代理問題[19],這有利于提升企業業績,降低企業債務違約風險,從而緩解企業融資約束問題[20],進而為企業承擔社會責任提供資源支持。因此,股權激勵還將通過影響融資約束進而影響企業社會責任。

基于以上分析,本文提出如下研究假設:

H1:股權激勵與企業社會責任顯著正相關。

由上文分析可知,激勵對象的財富水平受股價波動影響明顯,股價波動又受到企業社會責任收益不確定性影響明顯。因此,本部分依次討論企業社會責任收益不確定程度以及該收益不確定程度影響股價的能力對股權激勵與企業社會責任間關系的影響。

企業社會責任收益不確定性越大,企業承擔社會責任所導致的股價波動也越大,高管的股權激勵收益也將越大,因此企業社會責任收益不確定性越高,激勵對象越可能增加具有收益不確定性的社會責任投資以最大化個人效用。由于中國企業社會責任受政策影響明顯,因此政策不確定性(年度差異)和市場化程度(地區差異)會直接影響企業社會責任收益不確定性。具體而言,政策不確定性越高,企業的社會責任迎合行為失敗的可能性越大,企業社會責任收益不確定性也就越高;市場化程度越高,政策對企業社會責任的影響也將越小,利益相關者對企業社會責任的認識越可能趨于一致,企業社會責任收益不確定性相對越小[21-22]。

根據以上分析,本文提出如下研究假設:

H2:政策不確定性越高,股權激勵與企業社會責任間正相關關系越強。

H3:市場化程度越高,股權激勵與企業社會責任間正相關關系越弱。

三、 研究設計

(一) 樣本選擇與數據來源

本文以2010—2020年所有A股上市公司為初始研究樣本。由于和訊網直到2010年才公布企業社會責任得分數據,因此本文以2010年作為研究的起始年度。在初始研究樣本的基礎上,本文按照以下標準對樣本進行篩選:(1)刪除金融類樣本;(2)刪除ST或*ST樣本;(3)刪除企業社會責任得分數據缺失樣本;(4)刪除相關變量數據缺失樣本。經過上述處理,本文共獲得28386個樣本,涉及3707家上市公司,其中,股權激勵樣本共5911個,涉及1612家上市公司。為了控制離群值對研究結論的影響,本文對所有連續變量在1%分位數和99%分位數上進行縮尾處理。

本文的企業社會責任得分數據來自和訊網,社會責任報告頁數數據來自中國研究數據服務平臺,年度政策不確定性數據來自Huang和Luk的研究[23],省份市場化指數來自《中國分省份市場化指數報告(2021)》,其余數據均來自國泰安數據庫。

(二) 模型設定與變量定義

本文參考Zhang等和王愛群等的研究設計[24-25],構建模型(1)檢驗假設H1。

(1)

其中,模型(1)中等號左側為企業社會責任變量CSR,以和訊網公布的上市公司社會責任得分衡量,模型(1)中等號右側的第一個變量為股權激勵變量INC,若企業當年有實施股權激勵計劃,則變量INC取值為1,否則取值為0。若變量INC的回歸系數β1顯著為正,則表明股權激勵對企業社會責任有顯著正向影響,支持了假設H1。模型(1)中的X為控制變量組,本文參考王愛群、劉耀娜的社會責任影響因素模型[25],主要控制以下變量:企業規模(SIZE)、資產負債率(LEV)、主營業務收入增長率(GROWTH)、凈資產收益率(ROE)、現金流水平(CFO)、企業上市時間(AGE)、第一大股東持股比例(TOP1)、產權性質(SOE)、高管薪酬(LNSALARY)、行業啞變量(INDUSTRY)和年度啞變量(YEAR)。具體變量定義見表1。

表1 變量定義

本文在模型(1)的基礎上分別添加調節變量EPU及EI,構造調節效應模型以檢驗假設H2和假設H3。若變量INC與變量EPU交乘項的回歸系數顯著為正,則表明政策不確定性對股權激勵與社會責任有正向調節作用,支持了假設H2。若變量INC與變量MI交乘項的回歸系數顯著為負,則表明市場化程度對股權激勵與社會責任有負向調節作用,支持了假設H3。

四、 實證結果分析與討論

(一) 描述性統計結果

表2為變量的描述性統計結果。由表2可知,變量CSR的均值為23.7686,最小值為-3.87,最大值為74.16,表明企業間的社會責任得分差異較大,較多企業的社會責任得分還較低。變量INC的均值為0.2082,表明總樣本中約有20.82%的樣本實施了股權激勵計劃。變量TOP1的均值為0.344,表明大股東平均持股占比約為34.4%。變量SOE的均值為0.3698,表明總樣本中約有36.98%的樣本為國有企業樣本。其他變量的描述性統計結果與已有文獻結果基本一致,不再贅述。

表2 變量的描述性統計結果

(二) 主效應的檢驗

表3為模型(1)的回歸結果。由表3可知,無論是回歸(1)或回歸(2),變量INC的回歸系數均顯著為正,且在1%的水平上顯著,表明股權激勵對企業社會責任有顯著的正向影響,支持了研究假設H1。以回歸(2)為例,在保持其他條件不變的情況下,與非股權激勵樣本相比,股權激勵樣本的企業社會責任得分平均高出1.12分。控制變量的回歸系數均與預期一致,不再贅述。

(三) 調節效應的檢驗

表4為企業社會責任收益不確定性影響效應的結果。由表4可知,回歸(1)中交乘項系數顯著為正,回歸(2)中交乘項系數顯著為負,且均至少在10%水平上顯著,分別支持了研究假設H2和研究假設H3。由于變量EPU為年度層面變量,因此回歸(1)中未控制年度固定效應,但控制了個體固定效應。由于市場化指數的樣本期間為2010—2019年,所以回歸(2)中的樣本總量略少于總樣本量。

表4 收益不確定性、股權激勵與企業社會責任

(四) 穩健性檢驗

1. 內生性檢驗

第一,傾向得分匹配法(PSM法)。由于股權激勵樣本與非股權激勵樣本在資產規模、資產負債率以及薪酬結構等方面可能存在系統性的差異,因此,這些可觀測變量間的差異也可能導致企業社會責任間的差異。本文采用PSM法對上述內生性問題進行控制。為提高匹配的可靠性,本文剔除了ST或*ST樣本、金融企業樣本以及非2010—2020年樣本。首先,本文采用Probit回歸估計每個樣本的傾向得分,該回歸結果見表5回歸(1)(2)本文參考Fang等的股權激勵模型[26],對以下變量進行了控制:資產總額(SIZE)、固定資產占比(TANG)、負債權益比(DE)、市賬比(MB)、凈資產收益率(ROE)、管理者貨幣薪酬(PAY)、管理層持股比例(MSH)、第一大股東持股比例(TOP1)、股權制衡度(SHRZ)、董事會規模(BOARDSIZE)、兩職合一(DUALITY)、產權性質(SOE)、高科技企業(TECH)以及行業變量(INDUSTRY)和年度變量(YEAR)。;其次,本文采用無放回匹配的方法為每一個股權激勵樣本匹配到傾向得分最接近的控制組樣本,并生成新的反映樣本分組的變量INC_NEW;最后,本文利用PSM法獲取的樣本進行回歸分析,該回歸結果見表5回歸(2)。由表5的回歸(2)可知,變量INC_NEW的回歸系數顯著為正,再次支持了假設H1。該結果表明,在控制了可觀測變量間差異對回歸結果的影響后,本文的研究結論并未發生改變。

表5 PSM過程及配對樣本的回歸結果

第二,處理效應模型。除可觀測變量外,不可觀測變量也可能會同時影響到股權激勵的實施以及企業社會責任的得分,且由于解釋變量為虛擬變量,所以本文采用處理效應模型對該內生性問題進行控制。處理效應模型可以分為兩階段。第一階段利用外生性工具變量對變量INC進行Probit回歸,獲取變量INC的擬合值。第二階段用該擬合值對變量CSR進行回歸(3)此處的控制變量與上文PSM方法中的控制變量一致,均參考了Fang等的股權激勵模型[26]。。為提高估計的效率,本文采用最大似然估計法進行第二階段的回歸。參考Chang等的研究設計[27],本文選擇本企業所在省份的股權激勵覆蓋率作為工具變量。由于同一地區其他企業的股權激勵可能會影響本企業的股權激勵決策[28],但是同一地區其他企業的股權激勵并不會對本企業的社會責任得分產生影響,因此本企業所在省份的股權激勵覆蓋率滿足工具變量外生性的要求。本企業所在省份的股權激勵覆蓋率等于本企業所在省份實施股權激勵企業的總數除以本企業所在省份的企業總數。處理效應模型的回歸結果見表6。由表6的回歸(2)可知,變量INC的回歸系數依然顯著為正,且在1%水平上顯著,與假設H1的預期一致。該結果表明,在控制了不可觀測變量對研究結論的影響后,研究結論并未發生變化。表6回歸(1)中變量AVE_INC_PROV的回歸系數也顯著為正,表明其確實會對股權激勵產生影響,滿足工具變量的相關性要求。由于第一階段的部分控制變量的取值存在缺失,所以表6中的樣本總量略少于總樣本量。

表6 處理效應模型的回歸結果

2. 敏感性檢驗

本文同時采用如下敏感性檢驗,以驗證模型結果的穩健性。第一,替換因變量。本文分別將因變量替換為企業社會責任報告頁數變量PAGE、潤靈環球企業社會責任得分變量RLI,該結果如表7中回歸(1)和回歸(2)所示。第二,調整樣本構成。由于同時在B股或H股上市的企業可能面臨更為嚴格的企業社會責任要求,因此本文剔除同時發行B股或H股的樣本,該結果見表7的回歸(3)。本文同時參考戴亦一等的研究[13],刪除2010年(汶川地震)、2013年(雅安地震)以及2020年(新冠感染)樣本,結果見表7的回歸(4)。由表7可知,在回歸(1)至回歸(4)中,變量INC的回歸系數均顯著為正,且至少在5%水平上顯著,與假設H1的預期一致,表明本文的研究結論在控制因變量測量誤差和不同樣本構成差異后依然成立。

表7 敏感性檢驗的回歸結果

五、 進一步研究

(一) 股權激勵影響企業社會責任的作用機理

由上文分析可知,企業承擔社會責任既受動機也受能力的影響。股權激勵通過股權分享機制,一方面,緩和因委托代理所導致的高管風險回避問題,進而為企業承擔社會責任提供激勵,另一方面,緩解委托代理所導致的融資約束問題,進而為企業承擔社會責任提供資源支持。

除高管的人力資本無法進行分散投資外,在信息不對稱情況下,企業的內外部壓力是導致高管風險回避的重要原因[29]。從企業內部壓力視角看,短期財務業績壓力會誘發高管的短視行為,導致企業的風險承擔不足。從企業外部壓力視角看,機構投資者對短期財務業績的關注會形成外部壓力,增加高管的風險回避傾向,從而導致企業的風險承擔不足。股權激勵通過將高管的財富和效用水平與股價相關聯,可以有效激勵高管的風險承擔,從而增加企業承擔具有收益不確定性的社會責任。因此,本文預期,短期財務業績壓力以及機構投資者持股對股權激勵與企業社會責任有正向的調節作用。回歸結果如表8所示。由表8可知,回歸(1)和回歸(2)中交乘項系數均顯著為正,且至少在10%水平上顯著,驗證了上文有關代理問題的推斷。表8中短期財務業績壓力變量LOSS以該企業當年所在行業中所有企業業績ROA的中位數減去該企業業績進行衡量。該變量取值越大,表明該企業業績背離行業業績越大,業績壓力越大。表8中機構投資者持股變量INS以該企業是否有機構投資者持股衡量,有則取值為1,否則取值為0。

表8 股權激勵、風險承擔與企業社會責任

股權激勵不僅在緩和高管風險回避問題方面發揮作用,而且在解決傳統道德風險問題方面也可以發揮作用。具體而言,股權激勵通過抑制自由現金流代理問題,有助于提升企業業績,從而降低企業債務違約風險,緩解企業融資約束[30]。股權激勵通過緩和企業融資約束問題,可以為企業承擔具有收益不確定性特征的社會責任提供資源支持。因此,本文預期,融資約束對股權激勵與企業社會責任有正向的調節作用。該結果如表9所示。

表9 股權激勵、融資約束與企業社會責任

由表9可知,回歸(1)和回歸(2)中交乘項系數均顯著為正,且至少在5%水平上顯著,驗證了上文有關代理問題的推斷。表9中融資約束變量FC為虛擬變量,若是該企業融資約束值(4)KZ=-1.002×(經營活動現金流/資產總額)+0.283×托賓Q值+3.139×資產負債率-39.368×(現金股利/資產總額)-1.315×(貨幣資金/資產總額)大于當年行業內中所有企業融資約束值中位數,則該值取值為1,否則取值為0。

(二) 股權激勵影響社會責任的經濟后果

由上文分析可知,股權激勵通過激勵企業承擔更多社會責任,有利于企業獲取更多經濟資源,從而實現企業價值最大化。因此,本文預期,與非股權激勵企業相比,股權激勵企業承擔社會責任越多,企業業績越好。本文將企業業績區分為財務業績與市場業績,分別以扣除非經常性損益的加權平均凈資產收益率(CROE)和托賓Q值(TQ)衡量。以企業業績為因變量的回歸結果見表10。由表10中的回歸(1)和回歸(2)可知,交乘項的回歸系數均至少在1%水平上顯著為正,驗證了上文股權激勵影響社會責任的經濟后果假設。由于托賓Q值存在部分缺失,所以表10中的樣本總量略少于總樣本量。

表10 股權激勵、企業社會責任與企業價值

六、 結論性評述

針對股權激勵與企業社會責任間的關系問題,本文從企業社會責任收益不確定視角對兩者間的關系進行實證研究。研究發現,高管股權激勵通過激勵風險承擔和緩解融資約束,進而提升企業社會責任得分。在年度政策不確定性程度更高的樣本中,高管股權激勵對企業社會責任有更明顯的推動作用,在地區市場化程度更高的樣本中,高管股權激勵對企業社會責任有更明顯的抑制作用。更進一步,實施股權激勵企業的社會責任得分越高,企業的財務業績和市場業績也越好。以上發現也表明,在股權激勵契約中包含企業社會責任指標可能并不適用于中國企業的薪酬管理實踐。

本文基于中國情境企業社會責任收益不確定性特征,重新解釋了為何股權激勵有利于企業主動承擔社會責任,豐富了該領域的研究文獻。但是,本文僅從企業社會責任收益不確定性視角推演出股權激勵與企業社會責任間的關系,而對企業高管的企業社會責任承擔決策仍然缺乏足夠的了解。針對該不足,后續研究可以通過案例研究等方法細致剖析企業社會責任承擔決策的內在機理,從而豐富該方面的研究成果。此外,隨著ESG理念的發展,企業社會責任也發生了一些變化,但本文并未能夠將該變化從研究設計中完全分離出來,因此本文的研究仍然較為基礎。針對該不足,后續研究還可以基于中國情境下ESG發展的新特征進一步探索股權激勵與社會責任之間的復雜關系。

即便如此,本文的研究對于中國政府部門以及企業股東完善股權激勵政策和企業社會責任政策仍具有一定的政策啟示意義。第一,企業需要進行股權激勵相關制度優化,從而提升股權激勵企業承擔社會責任的效果。雖然股權激勵有利于改善企業的社會責任表現,但這種企業社會責任承擔的收益具有一定的風險性,需要企業重視其中的潛在風險并提前通過制度建設加以防范。第二,政府需要進一步完善資本市場相關政策和制度,形成高效外部治理機制,與股權激勵制度共同推動企業主動承擔社會責任。企業社會責任承擔不僅受到股權激勵等內部公司治理制度的影響,也受到外部公司治理制度的影響,且內外部公司治理制度之間還會互相影響,因此外部公司治理制度也需要同步優化以更好地推動企業主動承擔社會責任。第三,相關利益主體應該轉變企業社會責任理念,通過制度建設形成企業承擔社會責任的內在動力。隨著政府放管服改革的推行,市場在資源配置中的基礎性作用必將充分發揮,企業在社會責任方面迎合政府監管的動機也將極大地降低,因此股權激勵對企業社會責任的激勵作用也將日趨變弱。只有通過相關制度建設形成企業承擔社會責任的內在動力,才能從根本上改善企業承擔社會責任動力不足的局面。