企业社会责任信息披露动机研究

杜剑++曹玲燕

【摘 要】 文章以中国社会科学院发布的2010—2012年的企业社会责任研究报告100强系列企业为研究样本，寻求我国企业社会责任信息披露的动机。研究结果发现：企业对社会责任信息进行披露的动机之一是为了提高盈利能力；之二是为了满足融资需求；之三是为了降低代理成本。企业股权集中度能正向影响企业的社会责任信息披露意愿，因为现代企业大股东具有明智的投资管理理念。

【关键词】 企业社会责任； 信息披露； 动机

中图分类号：F279.21 文献标识码：A 文章编号：1004-5937（2016）05-0087-06

引 言

2012年6月1日，审计署发布《审计结果公告》，公布了15家中央企业2010年度财务收支等审计结果。除了企业在财务、利润等方面的违规外，引起人们关注更多的是这些中央企业，如宝钢集团、中石化、中石油等在环境方面的违规情况。应率先承担起社会责任的中央企业在这方面尚且做得不够，则其他企业的情况也不容乐观。

吸收多年的经验教训后，企业社会责任已成为西方企业不可缺少的议题。而我国的企业社会责任整体状况不能令人满意，在当今社会，承担社会责任已成为企业增强自身竞争力与优势的利器。实现经济社会可持续发展的目标迫使我们对社会责任信息披露驱动机制进行研究。

本文在控制了可能影响企业社会责任披露的变量后，对企业社会责任信息披露的动机进行了研究，并借鉴了中国社会科学院发布的中国企业社会责任研究报告的相应成果，以此来研究以前年度哪些因素对企业社会责任报告披露产生了影响，希望借用交互性分析及多元线性回归的方法，研究企业社会责任信息披露的动机是什么，哪些因素影响了企业社会责任报告的披露。

一、文献综述

（一）企业社会责任（CSR）

1924年，美国学者Oliver Sheldon最早提出了“公司社会责任”的概念。他认为公司社会责任应与公司经营者满足产业内外各种人类需要的责任联系起来，并第一次将道德因素加入到公司社会责任中。Howard R.Bowen（1953）、McGuire（1963）、Sethi（1975）认为企业社会责任不仅是遵循经济和法律责任，并且有义务按照社会价值观的要求进行决策。其后，学者们对企业社会责任的概念具体层次进行了划分（美国经济发展委员会，1971；Carroll，1979；Gallo，1980、2004；Isabelle & David，2002）。其中，Carroll的“金字塔”模型认为企业社会责任是指企业的经济责任、法律责任、伦理责任和慈善责任，而现代学者们已默认“金字塔”模型为企业社会责任研究的主流模式。

我国关于企业社会责任的研究起步晚，内容不完善。学者（葛家澎和林志军，2001；卢代富，2001；李淑英，2007；徐尚坤，2007、2010；龚天平，2008）对企业社会责任的概念范畴、内涵、特质等进行了界定。杨晓智（2006）从儒家理论出发，探讨了企业社会责任与儒家理论的共同点。周绍朋（2007）认为构建和谐社会的基础之一是要构建和谐企业，而构建和谐企业的本质在于实现企业的社会责任目标。

从以上可以看出，尽管侧重点不同，但国内外学者对企业社会责任都有一个共同的认识，即是在追求企业自身利益的同时，遵循法律法规的要求，兼顾社会其他利益相关者的利益。根据威勒对企业社会责任的划分，利益相关者包括主要的利益相关者（员工、股东、消费者、社区等）和主要的非利益相关者（自然环境等）。

（二）企业社会责任信息披露及其相关研究

根据商务部《WTO经济导刊》的统计显示，2011年全年，中国共发布了898份社会责任报告，比2010年增长了18.2%，逐步形成社会责任报告发布机制。2007—2011年五年中，中国企业社会责任实践平均得分率从50.81%增长到了60.90%，表明我国企业的社会责任发展状况处于稳步前进的态势。

一方面，企业的社会责任履行情况会影响股东的认知；另一方面，股东从企业披露的社会责任信息去感知有用的信息（Dierkes & Antal，1985；Gray，Kouhy & Lavers， 1995）。Cowen（1987）通过对134家美国公司年度报告中所包含的社会责任信息的研究表明，公司规模、盈利能力、公司所在的行业、公司是否存在社会责任委员会与企业的社会责任披露正相关。Gelb & Strawser （2001）发现好的企业社会责任表现和好的披露情况是正相关的。Erica Yip

et al.（2011）发现在CSR报告和盈余管理之间存在显著的关系。Tiago Melo & Jose Ignacio Glan（2011）通过构建多阶段回归模型研究企业社会责任与品牌价值的关系，认为社会责任是企业强有力的无形竞争力。

公司规模、负债比率、盈利能力等会正向影响企业社会责任的信息披露情况（沈洪涛，2006、2007、2008；李正，2006）。田志龙等（2009）认为企业决策的经济动机、道德水平和采购商压力构成了社会责任的驱动因素。董海军和周强（2011）发现企业履行社会责任的情况与自身的变量属性存在不相关性。还有部分学者（黎友焕和魏升民，2011；章辉美和邓子纲，2011）通过构建政府、企业、社会三方的动态博弈模型对企业的社会责任进行了分析。

然而以上文献中，大多考察的是企业社会责任指数和企业披露形式，未有以企业社会责任报告披露与否为对象进行研究。本文尝试从这方面入手，并根据信号传递理论考虑了信息披露滞后性的影响，寻求更多关于企业社会责任信息披露的影响因素。

二、研究设计

（一）研究假设

Vaani Anand（2002）、Tiago Melo and Jose Ignacio Glan（2011）认为企业社会责任能够提升企业声誉。Schwaiger（2004）认为，声誉是企业的一种稀缺资源，且不具有模仿性，故而能形成企业强大的竞争力。根据Preston

and OpBannon（1997）的“资金提供假说”，由于受到资源的限制，并不是所有企业都能够承担社会责任，因为承担企业社会责任是要付出相应的成本的，只有实力足够强劲的公司才能够承担社会责任。信息不对称理论的存在，使企业除管理层以外的其他利益相关者只能掌握部分公司信息。因此，业绩表现好的企业会自愿披露更多信息（特别是社会责任信息），从而与其他业绩表现一般的企业区分开来，通过向外界展示自己是好的社会公民，提升企业形象，进而获得更多投资者的青睐，刺激公司股票价格上涨，归根结底，就是为了实现利润最大化，而在达到这个目标的过程中最重要的就是盈利能力的提升。因此，本文提出假设1。

假设1：企业披露社会责任信息的动机之一是为了提升公司盈利能力。

按照信号传递理论的内容，一个公司对外部披露的信息越多，公司及其投资者之间相互的信息不对称状况就会得到弱化，从而帮助投资者作出更为理性的决策。社会责任信息披露作为信息传导机制的一种，能及时向市场传递积极的信号，明智的投资者会综合考虑社会责任对企业长远发展的影响，重新衡量企业投资价值。根据Fama and Miller（1972）的研究，外部融资能够弥补企业盈利能力的现金流量不足的缺陷，进而实现价值最大化以及企业投资活动的需求。因此，企业会出于融资需求考虑自愿披露社会责任信息。国内学者对此也存在共识。

翟华云（2010）借鉴Demirgu-cKunt and Maksimovic的观点对融资需求进行定义，以制造业企业为研究对象，发现预算软约束环境下，披露社会责任信息的上市公司都具有相似的特征，即社会责任信息质量高、外部融资需求较高，因此他认为这些公司披露社会责任信息的动机是为了解决融资的问题。因此，本文提出假设2。

假设2：企业披露社会责任信息的动机是为了满足融资需求。

委托代理理论的观点是：委托人和代理人相互间的信息不对称导致代理成本的产生：代理人寻求的是自身利益最大化，委托人寻求的是企业利润最大化。高级管理层出于自利原则会谋取除应得报酬外的额外收益：将企业资金用于个人在职消费或者其他用途。Forker（1992）指出，董事长和总经理的职责集于一人时，对企业披露社会责任信息存在负向影响。董事长通常被认为是大股东的代言人，代表股东对公司的经营决策进行指导和监督，而总经理是公司日常经营活动的实际管理者，当董事长和总经理职责分离时，为了降低代理成本，总经理将自愿披露更多的社会责任信息。因此，本文提出假设3。

假设3：企业披露社会责任信息的动机是为了降低代理成本。

（二）样本选取和数据来源

本文在样本的选择上借鉴了中国社会科学院公告的中国企业社会责任研究报告，以披露的100强系列（国有企业100强、民营企业100强、外资企业100强）企业为研究对象，涉及的行业共14个，包括电力供应业、电力生产业、保险业、交通运输服务业、交通运输设备制造业、石油天然气开采与加工、一般采矿业等30多个行业小类。在考虑样本必要数据的可获得性后，本文剔除了没有上市的企业以及在香港和纽约上市的企业。在考虑样本数据的可比性后，剔除了未能连续三年上榜的企业，选取2011—2013年的数据，最终确定240个样本公司数据。

本文样本的数据来源主要有四个：一是查找企业社会责任中国网和和讯财经网，确定企业是否发布企业社会责任报告①；二是根据中国企业社会责任研究报告公布的“中国国有企业100强社会责任发展指数”“中国民营企业100强社会责任发展指数”“外资企业100强社会责任发展指数”确定企业的社会责任表现；三是从RESSET金融数据库获取样本企业的财务数据；四是从企业年度报告中获取有关公司治理的数据。

（三）研究变量

1.因变量

本文以企业是否发布社会责任报告为标准来判别企业的社会责任信息披露行为。考虑到信息传递的滞后性，如果T+1年企业发布了社会责任报告，则表示信息披露状况为1，否则为0。以此来判别哪些因素是企业社会责任信息传递的动机。

2.自变量

每股收益（EPS）直观反映了普通股股东的收益，便于投资者在不同规模的企业间进行比较，且本文所选研究样本均为上市公司，因此本文选定每股收益指标衡量企业的盈利能力。盈利能力强的公司为使企业通过披露社会责任信息进一步提升自己的盈利能力，会自愿披露更多的社会责任信息。

现金流量债务总额比（NOCFTL）将企业现金流量和债务总额相结合，能够反映企业的偿债能力，该比率越高，企业的偿债能力越强。换言之，当企业现金流不足以承担企业的债务负担时，就需要借助外部和内部融资维持企业的生产经营。因此，本文以现金流动债务总额比作为衡量企业融资需求的指标，该指标越小，表明企业融资需求越大。现金流量债务总额比低的企业融资需求高，会自愿披露社会责任信息。

从公司治理结构看，企业中存在三层代理关系：第一层代理关系存在于股东大会和董事会之间；第二层代理关系存在于董事会和高管之间；第三层代理关系存在于高管和各部门经理之间。本文研究的是代表大股东利益的董事长和代表高管的总经理之间的代理关系。当董事长和总经理两职合一时（UNIF），不存在代理成本；当董事长和总经理两职分离时，总经理为降低代理成本，实现自身利益最大化，会自愿披露社会责任信息。

3.控制变量

已有的研究基础表明，企业规模、行业性质、股权结构等因素会影响企业社会责任信息的披露，从而影响本文对披露动机的研究。因此，本文选取股权集中度、企业社会责任表现、企业规模、控股股东性质作为控制变量，研究企业社会责任信息披露动机。

表1是研究变量的说明。

需要说明的是，企业社会责任履行情况（CSRPERFt）取自社科院公布的“中国100强企业社会责任发展指数”。社会责任发展指数是以现有理论为基础，参照责任管理、经济责任、社会责任和环境责任四部分内容构造的，并参考了ISO26000等国际社会责任指数和社会责任报告，构造出分行业的评价指标体系，再通过社会责任报告、年度报告、企业官网搜集企业的社会责任信息，对这些内容进行详细分析得出企业的初始得分。最后通过对评价指标的正向奖励分、负向惩罚分、社会责任管理创新实践的特别加分三个项目的调整，得出最后社会责任发展指数。（参见图1）

（四）模型设计

为了研究哪些因素影响了社会责任信息披露传递的动机，本文构建以下模型：

β5CSRPERFt+β6SIZEt+β7STATEt （1）

本文以企业是否披露社会责任报告研究其披露动机，基于所得变量披露社会责任报告（dist+1）为哑变量，故选择Logistic模型进行回归分析。利用Logistic模型得到的估计结果并不表示系数的大小，而是各个变量的真实作用，即相应的比值比（odd ratio）。以此来表示各变量对企业披露社会责任信息的作用大小，揭示披露动机。

三、研究结果

（一）描述性统计分析

根据社科院对社会责任发展类型的划分（见表2）和表3提供的描述性统计分析，可以看到研究样本的企业社会责任发展指数均值为35.63，说明整体处于企业社会责任起步者的阶段，社会责任管理工作已经开始，但尚未建立完善的社会责任管理体系，刚开始披露社会责任信息。鉴于研究样本为100强系列数据，可见我国在推动社会责任信息披露的道路上还有很长的路要走。

研究样本量总共为240，其中有效样本数为240。企业社会责任披露均值为0.75，表明研究样本中75%的企业都对企业社会责任报告进行了披露，说明我国100强系列的企业普遍具有发布社会责任报告的意识并采取相应的行动。

变量的描述性统计结果显示：研究样本每股收益的均值为0.64，高于上市公司的整体水平，这主要是由于所选样本均为我国各领域的100强企业，因此具有较高的盈利能力。现金债务总额比平均值为0.11，由于长期债务不须用短期现金流量偿还，总体来说维持该比值是合适的。董事长与总经理两职合一的发生率仅为0.15，说明样本企业在进行管理的时候注意进行分权。同时表明大部分研究样本存在代理成本的问题，本文以此为出发点研究降低代理成本动机是可行的。样本企业第一大股东持股比例均值为0.47，符合我国企业由大股东控制的特殊国情，也说明采用第一大股东持股比例代表企业的股权集中度是合理的。研究样本中，企业总资产的自然对数（规模）均值为25.08，且最小值为19.53，表明研究样本均为总资产上百亿元的企业，综合实力强。

（二）交互分析

根据企业社会责任发展类型对研究样本进行分类，发现卓越者数量最少，仅3家，占比1.25%；领先者共42家，占比18.75%；追赶者67家，起步者41家，旁观者数量最多，共87家，占比36.25%。可见我国企业社会责任履行情况并没有随着社会责任报告数量的大幅增长而提高。这也从另一个侧面说明，大多数企业可能只是顺应时代的需要发布了社会责任报告，而忽视对社会责任信息实质性内容的披露，更可能是企业没有重视对社会责任实践活动的践行。因此，我国企业社会责任建设的路还很长。为了进一步分析控股股东性质对企业社会责任信息披露动机的影响，检验该控制变量的选取是否合理，本文对控股股东性质、企业社会责任表现、企业社会责任信息披露情况进行交互性分析，结果如表4。

从表中可以看出，中央企业共102家，占比42.5%，与描述性统计结果一致。卓越者的3家企业全部属于中央企业；社会责任管理体系建立较为完善的领先者中，中央企业为30家，占比为71.43%，远多于非中央企业的12家；追赶者企业中，中央企业和非中央企业数量几乎各占一半，未显示有明显差异；而在起步者和旁观者类型中，两种类型的企业数量差距很大：特别是在旁观者中，中央企业仅有24家，占比27.6%，而非中央企业为63家，占比72.4%。通过上述分析可知，中央企业的社会责任发展指数要远高于非中央企业，说明在我国，中央企业积极响应了国资委的号召，承担了相应的企业社会责任，在一定程度上具有表率意义。

关于中央企业社会责任报告披露情况显示：102家中央企业中，披露了社会责任报告和未披露社会责任报告的数量比为78，而在非中央企业样本中，这一数量比为103，未见显著差异。可以认为，控股股东性质对企业披露社会责任信息的意愿不具有显著影响，因此，本文将控股股东性质和企业社会责任表现从控制变量中剔除，得到模型（2）：

（三）多重共线性检验

从表5可以看出，各变量的VIF（方差膨胀因子）均大于1，但是最大的VIF值也没有大于10，且1/VIF值均较大，说明模型并不存在多重共线性的问题。对变量特别是解释变量的选取是合理的。

（四）Logistic回归分析

本文选择企业是否发布社会责任报告作为因变量，如果在T+1年企业发布了社会责任报告，则为1，否则为0。因此，采用Logistic二值响应模型进行回归分析。所得结果如表6。

从表6中可以看出，LR chi2（5）=16.61>11.07，且P值=0.0053<0.05，拒绝原假设，因此可以认为假设模型成立，模型解释变量和控制变量对被解释变量具有很强的解释力。

Pseudo R2值为0.062，远小于1，但这与线性回归中的R2值存在很大不同：在Logistic回归模型中，Pseudo R2只能从一定程度上解释模型的正确性。这可以用典型的贷款投资理论来解释：在典型的贷款资产组合中，违约风险在0.05%到5%之间，即使能够准确估计每项投资的违约风险，最终也会存在许多因素使观测值与预期的结果不一致，因此，也不能奢望Pseudo R2会趋近于1。只有当借款人存在两种情况：一类借款人的违约风险很低（0.1%或者更低），另一类借款人的违约风险很高（99.9%或者更高），Pseudo R2值才有可能接近于1。而这对典型的信贷组合来说是不可能的。因此，尽管Pseudo R2值仅为0.062，但从统计学上考虑是不会对模型造成不利影响的。

从结果中可以看出，解释变量（EPS）的OR值exp（EPS）=2.0383，Z值为2.11>0，表明二者是正相关关系。表示企业的EPS（盈利能力）每增加一个单位，企业披露社会责任报告发生比（企业披露社会责任报告/企业不披露社会责任报告的比率，下同）相应增加2.0383倍。事实证明，企业的盈利能力会显著正向影响企业披露社会责任信息的意愿，进而证明本文的假设1：企业披露社会责任的动机是为了提高企业的盈利能力。

结论1：企业披露社会责任信息的动机是为了提升公司的盈利能力。

解释变量NOCFTL的OR值为0.0730<1，Z值为-2.27<0，表明二者是负相关关系。企业的现金负债总额比每增加一个单位，企业披露社会责任报告发生比相应降低0.0725倍，即企业的融资需求减少，企业自愿披露社会责任信息的意愿降低，从反面证明了本文假设2：企业披露社会责任的动机是为了获得融资需求。

结论2：企业披露社会责任信息的动机是为了获得融资需求。

解释变量（UNIF）的OR值为0.4026<1，Z值为-2.25<0，表明二者是负相关关系。结果显示企业在董事长和总经理职责分离的情况下，总经理为了降低代理成本，减少相互间的信息不对称程度，倾向于披露社会责任信息。委托代理理论决定了代理成本的存在，企业管理者为了追求自身利益最大化，会为了股东的期许（本文认为企业股东愿意进行社会责任的信息披露，因为这样做能够获得潜在的好处，本文假设1也对此进行了验证），降低代理成本的动机主动披露社会责任信息。

结论3：企业披露社会责任信息的动机是为了降低代理成本。

解释变量（TOP1）的OR值为5.6905，Z值为2.06>1，表明二者是正相关关系，且P值为0.04，表示在5%的水平上显著。说明企业的第一大股东持股比例每增加一个单位，企业披露社会责任报告发生比相应增加5.6905倍。即企业的第一大股东持股比例越高，企业披露社会责任信息的意愿越强。研究结论支持了前文的假设。

结论4：股权集中度越高，企业越倾向于披露社会责任报告。

控制变量（SIZE）的OR值为1.0393，但P值为0.621，说明结果并不显著，无法验证规模与企业社会责任报告的相关性。而基于对已有研究结论的了解，企业规模会影响企业披露社会责任信息（正向或负向）。这可能是所选样本造成的特殊性，本文选取了不同领域的100强企业，企业整体规模较大（企业平均总资产上百亿元），企业规模差异较小，样本的描述性统计表（表3）也证实了这一特征。因此，研究关系的结果并不显著。

结论5：不能验证企业规模对企业社会责任信息披露的影响。

四、研究结论及不足

（一）本文研究结论

企业披露社会责任报告的动机之一是为了提升公司的盈利能力。本文通过模型（1）证实盈利能力好的企业具有更大的意愿披露企业社会责任信息，这有力证明了“资金提供假说”。信息不对称促使企业披露社会责任信息，从而通过信号传递提高企业的盈利能力，模型（3）证实了这一观点。

企业存在的根本目的是为了追求利润最大化，而趋利性决定了企业作出的任何决策都是有目的性的。企业的盈利能力越强，为了解决信息不对称的问题，会自愿披露社会责任信息，从而向利益相关者传递积极的信号（企业是具有良好的社会责任感的），建立起企业良好的形象。企业形象得到提高，能够吸引更多的投资者进行投资、消费者持续购买、供应商稳定合作……这一系列共同作用的结果最终是提高企业的盈利能力。

企业披露社会责任报告的动机之二是为了融资。企业在扩大生产经营规模、进行项目投资时会由于现金流量的不足而进行融资。从融资对象上看，包括内部融资和外部融资；从融资性质上看，包括债务融资和权益融资。企业社会责任信息披露的内容涵盖了对内部和外部利益相关者（以股东和债权人为例）的部分，当企业内部和外部投资者通过披露的信息了解到企业对股东：能够提供满意的投资回报率、有良好的企业信誉、向股东真实全面披露企业信息、具有长期稳定的发展战略……对债权人：能够及时归还足额欠款、按照合同约定使用借款、让债权人有机会参与企业的管理工作……就能吸引更多的资金流入，达到融资目的。

企业披露社会责任报告的动机之三是为了降低代理成本。社会生产力的发展导致委托代理理论的产生，企业的所有者将经营权委托给代理人，代理人寻求自己的薪酬、工作时间及舒适度的最大化，而委托人寻求企业价值的最大化，二者利益的冲突导致企业所有者采取措施对管理者实施有效的监督，弱化信息不对称程度，从而导致代理成本的产生。当董事长和总经理职责分离时，总经理（代理人）为降低代理成本，会主动披露社会责任信息，谋求自己的利润最大化。

企业股权集中度会影响企业的社会责任信息披露行为，因为笔者认为所有的股东都是专业、明智的：股东愿意和那些具有社会责任的企业进行交易，而披露社会责任信息能向外界传递企业的社会责任形象。控股股东性质、企业社会责任表现、企业规模对企业社会责任的信息披露行为不具有显著影响。

（二）本文的不足及进一步的研究方向

本文存在的不足之处在于：首先，以企业在T+1年是否公告企业社会责任报告作为衡量披露社会责任信息的标准，如果企业在T+1年发布了社会责任报告，则为1，否则为0。因此，采用Logistic模型对样本进行回归分析，由于研究样本的限制，最终仅确定240家企业变量。样本量的不足可能导致Logistic二值响应模型结果具有一定的不确定性。在进行下一步研究时应考虑扩大样本量。其次，基于信息不对称理论、信号传递理论和委托代理理论，研究的仅是企业出于自愿披露社会责任信息的动机。企业也有可能基于政府或行业的强制性要求披露社会责任信息，这些都是没有考虑到的因素，在下一步研究时可以考虑加入不同行业、不同性质的企业作为研究对象。最后，仅以企业是否单独发布企业社会责任报告作为衡量标准，而没有考虑其他的披露方式，如企业单独在自己的网站或通过其他途径公布社会责任报告（信息），在进行下一步研究时，可以考虑从这方面入手进行更精准的分析。

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