债权融资抑制企业社会责任了吗？

2021-03-25宋小保胡星星尹雅琴

上海立信会计金融学院学报 2021年5期

宋小保，郭春，胡星星，尹雅琴

（汕头大学商学院, 广东汕头 515063）

一、引言

企业社会责任从利益相关者角度可以定义为企业在创造利润时对股东、供应商、客户、消费者、员工、环境和社区等方面的责任(Clarkson, 1995; 贾兴平和刘益,2014)。学术界和实务界普遍认为承担社会责任可以提高企业的知名度和声誉，帮助企业树立良好形象，增强企业竞争优势，提升企业价值(Elliott等, 2014; Feng等, 2018)；反之，不积极承担社会责任会给企业带来不可磨灭的消极影响(贾兴平和刘益, 2014)。我国相关部门发布了一系列政策文件，积极引导企业承担社会责任，例如，2006年，深圳证券交易所发布《上市公司社会责任指引》；2015年，国家质检总局和国家标准委联合发布《社会责任指南》（GB/T36000-2015）、《社会责任报告编写指南》（GC/T36001-2015）和《社会责任绩效分类指引》（GB/T36002-2015）。但是，三鹿毒奶粉、双汇瘦肉精等食品安全事件，渤海湾漏油、广西龙江水污染等环境污染事件，康美药业、瑞幸咖啡等财务欺诈事件的发生，暴露了我国企业社会责任缺失的现实。

企业社会责任是一项长期投资回报行为(黄敏学等, 2008)，企业不仅需要短期增加资金支出，长期来看资金支出和成本压力也是增加的(Sprinkle和Maines, 2010; 李茜等, 2018) 。因此，探讨企业社会责任缺失的原因需要从企业资金的需求端和供应端两方面展开。从需求端来看，企业为了获得承担社会责任带来的良好声誉和形象等长期性回报需要消耗企业内部资金(卢正文, 2017)。但如果企业承担的社会责任未能达到社会预期，会招致公众不满、损坏企业声誉和形象。企业需持续投入资金资源以承担社会责任，这无疑增加了企业对资金的需求。因此，企业是否承担社会责任需要管理层进行长期规划。从供应端来看，债权融资是企业外部融资的重要组成部分，能为企业生产经营和投资活动提供资金支持(马如飞和何涌, 2015)，但其强制性到期偿本付息会增加还款压力，一旦企业经营和投资出现问题，不能到期偿本付息，会引发债务风险和财务危机，对企业经营绩效产生不良影响。因而，债权融资强制性还本付息和高风险会导致管理层为了短期业绩和自身声誉而出现“短期行为”(宋小保和郭春, 2021)，从而减少企业社会责任等长期性投资。

从企业资金的需求和供给角度来看，债权融资对企业社会责任具有显著影响，但债权融资是否因强制性还款压力和债务风险使得管理层出现“短期行为”，从而减少企业对社会责任的投资？银行债权和供应商债权对企业社会责任的影响是否存在显著差异？债权融资对企业社会责任各维度的影响是否存在显著差异？债权融资是否是通过降低企业经营绩效这一路径，使管理层为了短期业绩而减少企业社会责任这一长期性投入？本文将对这些问题进行探讨。

本文以我国2010—2018年沪深上市公司为样本，探究债权融资对企业社会责任的影响。本研究可能的贡献体现在三个方面：一是证实债权融资会导致管理层出现短期行为，相应减少企业社会责任行为，同时债权融资对不同社会责任子项的影响存在显著差异，这丰富了企业社会责任的相关研究；二是划分不同债权融资主体后，发现银行债权与供应商债权对企业社会责任的影响存在显著差异，为债权异质性假说提供了经验证据；三是揭示了债权融资对企业社会责任产生负向影响的内在机制和具体路径。

二、理论分析和研究假设

（一）债权融资与企业社会责任

委托代理理论认为现代股份制公司存在股东和管理者的冲突，其产生的代理成本影响企业经营和投资决策。社会责任作为一项长期投资回报行为，是企业持续发展的长期战略(刘红霞, 2008)，其带给企业的良好形象和声誉等符合股东价值追求的回报是长期性的，短期内难以为企业带来可观的现实收益(卢正文, 2017)。然而承担社会责任需要企业付出内部资源和资金成本(李茜等, 2018)。短期来看，承担社会责任会增加企业现金支出、减少现金流入和增加机会成本(Sprinkle 和 Maines, 2010)；长期来看，企业为了获得社会责任长期性回报，需要持续投入资金和资源维持社会责任行为，这会增加企业长期性的支出。短期债权融资凭借预算软约束等优势在我国上市公司的债权融资结构中占据绝对地位(刘星等, 2004)，若管理层将债权融资获得的短期债务资金投入到符合股东价值追求的社会责任中，企业不仅难以在短期内获得债务资金带来的现实收益，还会影响其他活动资源的分配，从而对企业当期经营产生不良影响，这将使管理层因企业承担社会责任会耗费资金资源、恶化符合管理层利益的当期业绩等短期效应，而忽视符合股东利益追求的长期效益(权小锋等, 2015)。

企业承担社会责任并非一定带来正向回报，这源于社会对企业社会责任有一定的预期，只有超过外界预期，企业承担社会责任才能对企业产生正面影响(Creyer 和Ross,1997)。若企业承担的社会责任达不到社会预期，会引起外界不满，给企业声誉和形象造成损害，对企业产生更为持久的消极作用(Price和Sun, 2017)。债权融资在提供资金资源支持的同时，也形成了强制性到期偿本付息的债务压力，这会定期减少现金流量并增加还款压力(王鲁平和毛伟平, 2010; 马如飞和何涌, 2015)。我国上市公司大多处于成长期，资金短缺现象比较严重，无法提供稳定的现金流偿还债务融资所要求的定期支付债务本息(刘星等, 2004)。如果企业为了承担社会责任而过度进行债权融资，一旦出现经营问题和投资失误，将难以按时偿本付息，容易陷入“资不抵债”的窘境，诱发债务危机和财务风险(宋小保和郭春, 2021)。因此，管理层出于短期业绩和自身声誉的考虑，可能会出现违背股东价值追求的“短视行为”(曹国华等, 2017)，减少企业社会责任这类回报周期长且风险高的投资。基于上述分析，本文提出假说1。

H1: 债权融资对企业社会责任具有负向影响。

（二）银行债权、供应商债权与企业社会责任

银行信贷与商业信用是我国企业债权融资的两个重要形式，不同形式的债权融资形成了不同的债务合约，对企业行为决策的影响也存在显著差异(马如飞和何涌, 2015;宋小保和郭春, 2021)。银行向企业提供贷款是为了能在规定的时间内足额收回本金并实现利息收入最大化。依据银行信贷一般原则，为了避免不良贷款带来的损失，银行会对企业贷款的期限和数额进行严格规定，且一旦贷款到期，银行会通过再次信贷来保证贷款协议的执行(马如飞和何涌, 2015)；银行若发现企业难以到期足额偿本付息，会选择强制执行贷款协议，这将大大增加企业的债务风险和财务风险。供应商债权产生于供应商与企业原材料销购等日常交易中，不同于银企之间单纯的借贷关系，企业与供应商之间存在长期的业务合作关系(陆正飞和杨德明, 2011)。供应商和企业为了保持业务合作关系，会投入大量专用资产，且随着投入资产资金专用性的增强，资产资金的套牢风险也会随之增大(Banerjee等, 2008)。一旦长期稳定的供应链关系出现破裂，专用性资产会因套牢而出现损失，最终还会危及经营业绩、现金流和偿债能力(Hertzel等,2008; Dhaliwal等, 2016)。考虑到较高的转换成本和套牢风险，供应商一般不会选择强制执行债务合约以免影响长期合作关系，这大大缓解了企业的还款压力，也减轻了债务对企业绩效的不良影响。

银行和企业之间存在的信息不对称性，一方面使银行难以了解企业信贷需求动机和评估企业信贷资金偿还的可靠性，另一方面也给企业履行债务契约提供了逆向选择与道德风险机会(陈汉文和周中胜, 2014)。而银行为了降低信贷错配风险，会凭借在金融市场的掌控地位，减少贷款数额或与企业签订一系列限制性条款，以确保在规定的时间内足额收回本金和实现利息最大化。通常，企业在与银行的借贷关系中处于弱势地位，为了获得银行贷款不得不付出更高的债务融资成本(Brandt 和 Li, 2007)。供应商商业信用是一种实物融资而非现金融资(Burkart 和Ellingsen, 2004)，相对于银行现金融资，供应商可以通过存货或固定资产等更加清晰地了解企业实际情况，从而获得信息优势，因而供应商倾向于同意企业推迟偿还债务(陆正飞和杨德明, 2011)。此外，商业信用的提供者在提供商业信用时往往处于相对弱势的地位(马如飞和何涌, 2015)，为了更快地销售产品和提供服务，供应商也倾向于向企业提供商业信用，因而企业能以更低的成本获得商业信用(Fabbri 和 Menichini, 2010)。因此，相较于供应商债权，银行债权到期偿本付息的压力、债务风险和财务风险更大，这加剧了股东与管理层之间的委托代理冲突，导致管理层为了短期业绩而出现“短视行为”，继而减少对社会责任的资金投入。基于上述分析，本文提出假说2。

H2: 相比供应商债权，银行债权对企业社会责任的负向影响更为显著。

三、研究设计

（一）样本选取

本文企业社会责任数据来自和讯网和润玲环球数据库，企业内部控制数据来自迪博数据库，其余财务数据均来自Wind金融数据库。鉴于2010年之前和讯网社会责任评分数据存在严重缺失，本文选取2010—2018年我国沪深两市上市公司为研究样本。为了确保研究结论的可靠性，按以下原则对样本公司进行筛选：一是剔除ST和*ST公司；二是剔除金融行业公司；三是剔除被解释变量、解释变量和控制变量数据不完整的公司；四是剔除被解释变量和解释变量数据存在异常值的公司。为了进一步排除异常值对研究结论的影响，本文对所有连续变量进行了1%和99%的缩尾处理。

（二）变量选取

1.被解释变量

本文以和讯网上市公司社会责任评级得分衡量企业社会责任csr1。和讯网基于上市公司社会责任报告中对股东责任、员工责任、供应商责任、客户及消费者权益责任、环境责任和社会责任各方面指标的描述，对其相应指标进行打分，得分越高说明企业履行社会责任的表现越好，这一指标在学术研究中应用广泛。为了使研究结论更加可靠，本文选择润玲环球上市公司社会责任报告评价指数作为企业社会责任稳健性检验的替换指标csr2。润玲环球通过MTCI评级体系对企业社会责任进行量化评分，企业得分越高意味着其社会责任表现越好，这一指标在学术界应用较广泛(权小锋等, 2015; 钱明等, 2016)。

2.解释变量

本文选取能够综合反映公司债权融资总体水平的资产负债率lev衡量企业总债权。现有研究通常用短期借款与长期借款之和衡量银行债权，考虑到1年内到期的非流动负债大部分属于金融性负债(李心合等, 2014)，且需要支付利息，同样符合银行借款的特点，故本文以短期借款、长期借款和1年内到期的非流动负债之和，以及经资产标准化处理后的bank1衡量银行债权；将短期借款和长期借款之和以及经资产标准化处理后的bank2作为稳健性检验的替换指标。

现有研究普遍以应付账款(Yang, 2011; Lin 和 Chou, 2015)或者应付账款与应付票据之和(Giannetti等, 2011; 王彦超, 2014)来衡量供应商债权。考虑到预付账款是企业在市场交易中预先以货币资金或货币等价物支付给供应商的款项，既可以单独设置“预付账款”科目，也可在预付账款不多的情况下记入“应付账款”账户的借方，本研究为了增强不同企业之间应付账款的可比性，统一将应付账款扣除预付账款来调整应付账款。因此，本文将应付账款与应付票据之和减去预付账款后，用总资产标准化的tc1来衡量供应商债权。为了增强研究结论的可靠性，本文将应收账款与应收票据之和以及经资产调整后的tc2作为稳健性检验的替换指标。

3.控制变量

借鉴贾兴平和刘益(2014), 靳小翠(2017)关于企业社会责任的研究，本文选择企业规模(size)、经营绩效(roa)、企业成长性(growth)、企业年龄(age)、股权集中度(top10)、高管变动(turnover)和机构投资者持股比例(inst)作为控制变量。同时,本文还控制了行业(ind)和年份(year)固定效应。具体变量的定义如表1所示。

表1 变量定义

（三）模型设定

为了探讨债权融资对企业社会责任的影响，本文建立如下线性回归模型：

为了进一步对比分析银行债权与供应商债权对企业社会责任影响的差异，本文借鉴Johnston(2012)建立回归模型的方法，将银行债权变量和供应商债权变量一起纳入模型，设计线性回归模型如下：

为了进一步验证债权融资通过降低经营绩效这一途径实现对企业社会责任的负向影响，本文借鉴(Baron 和 Kenny, 1986; 温忠麟等, 2004)提出的逐步回归法，检验经营绩效在负债融资与企业社会责任的中介效应，建立模型如下：

其中，cons为截距项，csrit表示企业社会责任，levit表示总债权融资，tcit表示供应商债权，bankit表示银行债权，controlit代表各个控制变量，εit为误差项。变量下角标i和t分别表示第i家公司和第t期。

四、实证结果

（一）描述性统计分析

表2列示了主要变量的描述性统计结果。和讯网社会责任评分的均值为26.022，润玲环球社会责任评分的均值为39.556，说明我国企业的社会责任意识还比较淡薄；和讯网社会责任评分的标准差为16.679，润玲环球社会责任评分的标准差为12.018，说明我国企业社会责任整体差异较大(贾兴平和刘益, 2014; 于连超等, 2019)；债权融资的平均值为47.257%，说明债权融资是我国上市公司融资的重要手段；供应商债权(tc1)的均值为10.269%，供应商债权(tc2)的均值为12.953%，两者较为相近；我国上市公司银行债权(bank1)均值19.280%，银行债权(bank2)的均值为34.790%，两者差异较大，原因在于是否包括1年内到期的非流动负债，但两者都处于正常范围。我国上市公司供应商债权的均值小于银行债权，说明银行债权在我国上市公司的债权融资结构中占有更大比重。

表2 变量描述性统计分析

企业规模的均值为22.306，与中值22.125接近，说明我国企业规模整体差异不大；企业资产报酬率的均值为5.975%，且标准差为5.030，说明我国企业经营绩效相对较低且存在较大差异；企业成长性的均值为18.430%，标准差为34.504，这意味着我国上市企业成长性不高且企业间存在显著差异；企业年龄均值为22.016，中值为21.000，说明我国上市企业上市时间普遍较久；股权集中度的均值为57.179%，标准差为15.226，这说明我国上市企业股权比较集中，但差异较大；高管人员变动的均值为0.254，说明我国企业高管人员较少出现变动；机构投资者持股比例的均值高达40.353%，并与41.354%的均值相接近，说明机构投资者持有较多的企业股权，但22.496的标准差意味着企业间机构投资者持股比例存在显著差异。

（二）相关性分析

表3列示了各变量间的相关系数，可以看出，我国上市公司社会责任与总债权融资、银行债权和供应商债权都存在显著的负相关关系，表明我国上市公司债权融资水平越高，企业社会责任评分越低，即我国上市企业债权融资抑制了其社会责任的履行，该结果与假设预期关系相一致，假说1得到验证。此外，表3中各解释变量与控制变量间的相关系数都比较低，且后续回归的VIF检验值均小于5，因此本研究的模型不存在多重共线性问题。

表3 各变量Pearson相关性分析

（三）实证模型分析

表4列示了企业当期社会责任的回归结果。控制相关变量影响的情况下，列(1)～列(3)结果显示，总债权融资、供应商债权和银行债权均与企业社会责任显著负相关，即债权融资越多，企业的社会责任表现越差。列(4)结果显示银行债权和供应商债权都与企业社会责任显著负相关，但银行债权的回归系数绝对值大于供应商债权，且两者的回归系数具有显著差异，这说明银行债权对企业社会责任的负向作用比供应商债权更为显著。为了增强实证结果的可靠性和减少因果倒置对研究结论的影响，本文使用滞后一期的企业社会责任再次进行回归，结果与当期企业社会责任相一致，这说明债权融资抑制了企业社会责任，且相比于供应商债权，银行债权对企业社会责任的抑制作用更为显著。

表4 债权融资与企业社会责任回归分析

究其缘由，债权融资在我国债权软约束的商业实践中发挥“风险”效应，而非“治理”效应(宋小保和郭春, 2021)。企业社会责任作为长期性投资活动，具有回报周期长、风险高的特点。债权融资加剧了委托代理问题和管理层的短视行为，而管理层为了追求短期业绩倾向于避免企业承担社会责任，从而表现为债权融资抑制了我国企业社会责任行为。此外，不同形式的债权融资形成了不同的债务合约，从而对企业行为决策的影响也存在显著差异(马如飞和何涌, 2015)。因银行借款强制性的到期偿本付息压力，银行债权更具“风险”效应，表现为更高的债务压力和财务风险。因而，相比于供应商债权，银行债权进一步加剧了委托代理问题和管理层的短期行为，使银行债权对企业社会责任的抑制作用比供应商债权更为显著。

（四）稳健性分析

1.更换解释变量

为了检验研究结论的可靠性，本文使用供应商债权(tc2)和银行债权(bank2)作为解释变量进行回归分析，结果如表5所示。由表5第(1)和第(2)列可知，供应商债权和银行债权均与企业社会责任显著负相关；由表5第(3)列可以看出，银行债权的回归系数的绝对值显著大于供应商债权且两者回归系数具有显著差异，这说明银行债权对企业社会责任的负向影响比供应商债权更为显著，本文研究结论稳健。

表5 债权融资与企业社会责任稳健性分析 (1)

2.更换被解释变量

本文使用润玲环球社会责任评分(csr2)作为被解释变量进行稳健性分析，结果如表6所示。表6中，第(1)～第(3)列显示总债权融资、供应商债权和银行债权均与企业社会责任负相关，第(4)列显示银行债权回归系数的绝对值显著大于供应商债权，说明债权融资对企业社会责任具有负向影响且银行债权对企业社会责任的影响比供应商债权更为显著，假设2得到验证。

表6 债权融资与企业社会责任的稳健性分析 (2)

（五）内生性分析

1.因果倒置内生性

由于企业管理层会根据企业社会责任的好坏决定是否进行债权融资并设定债权融资结构，债权人依据企业社会责任履行情况决定是否向企业提供债权融资的可能性，本研究可能存在因果倒置的内生性问题。借鉴Dhaliwal等(2016)使用t−2和t−3期自变量的行业均值作为工具变量的做法，本文使用t−1和t−2期企业债权融资与所处行业债权融资均值的差值作为工具变量。这两个工具变量均通过了过度识别检验和弱工具变量检验。工具变量法的2SLS估计模型的回归结果如表7第(2)列所示，可以看出，在考虑到因果倒置的内生性问题后，债权融资仍与企业社会责任显著负相关。

为了规避银行债权、供应商债权与企业社会责任的因果倒置问题，本文使用t−1和t−2期供应商债权与银行债权与企业所处行业供应商债权和银行债权均值的差值作为工具变量。此外，这四个工具变量均通过了过度识别检验和弱工具变量检验。工具变量法2SLS估计模型的回归结果如表7第(4)列所示，可以看出，供应商债权和银行债权均与企业社会责任显著负相关，且银行债权对企业社会责任的负向影响比供应商债权更为显著。因此，研究结论考虑了因果倒置的内生性问题后仍然稳健。

表7 债权融资与企业社会责任的因果倒置内生性分析

2.样本选择偏误

债权人可能会根据企业社会责任的好坏决定债权融资供给数额，而本文所取样本仅包括进行了债权融资的企业，因此可能存在样本选择性偏误的内生性问题。本文选取企业社会责任与同行业均值的差值来衡量企业社会责任的好坏(csrdiff)，以债权融资是否超过同行业均值定义债权融资分组变量(debtttreat)，运用二阶Heckman检验样本选择性偏误，结果如表8所示。

表8 债权融资与企业社会责任的样本选择偏误内生性分析

表8第(1)列Heckman第二阶段显示，债权融资与企业社会责任显著负相关，这说明在考虑样本选择偏误的情况下，债权融资仍然抑制了企业社会责任。由表8第(2)和第(3)列的第二阶段可以看出，供应商债权对企业社会责任无显著负向影响，但银行债权与社会责任显著负相关，这说明考虑样本选择偏误后，银行债权对企业社会责任的负向影响比供应商债权更为显著。因此，研究结论考虑了样本选择性偏误的内生性问题后仍然是稳健的。

五、进一步分析

（一）机制检验

依据上文理论分析，债权融资会加剧企业定期还款压力和财务风险，降低企业经营绩效，使管理层为了短期绩效而出现短期行为，减少企业社会责任的投入，从而使企业社会责任表现较差。借鉴李科和徐龙炳（2011），唐松和孙铮（2014）的方法，本文用资产报酬率(roa) 衡量企业经营绩效。中介效应检验结果如表9所示。

表9第(1)列显示，债权融资显著降低了经营绩效，在控制债权融资后，企业社会责任与经营绩效显著正相关，说明企业经营绩效在债权融资影响企业社会责任的过程中具有中介效应，即债权融资是通过恶化企业经营绩效这一路径实现抑制企业社会责任的。

表9第(2)列显示，供应商债权、银行债权显著降低了企业经营绩效，控制供应商债权和银行债权后，企业社会责任与经营绩效仍然呈现显著相关，再次说明负债融资是通过经营绩效这一路径来影响企业承担社会责任的。为了增加经营绩效中介效应检验的可靠性，本文使用息税折旧摊销前利润(ebita)来衡量企业经营绩效，结果仍与上文相一致。这验证了负债融资会因强制性的还款压力和高风险，对企业经营绩效产生不良影响，从而导致管理层为了短期业绩出现“短期行为”，减少社会责任等长期性投资。

表9 债权融资、经营绩效与企业社会责任

（二）债权融资与异质社会责任

Clarkson (1995)从利益相关者角度将企业社会责任定义为企业在创造利润时对股东、供应商、客户、消费者、员工、环境和社区等方面的责任。债权融资负向影响企业社会责任源于信息不对称背景下，债权融资强制到期还本付息导致管理层为了短期业绩和自身声誉而出现“短期行为”(宋小保和郭春, 2021)。股东、供应商、客户、消费者、员工和社会公众是企业的利益相关者，他们在信息获取和监督管理层方面存在显著差异。因此，债权融资对社会责任评分中各个子项的影响存在显著差异吗? 表10列示了债权融资与企业社会责任分项的回归结果，可以看出，债权融资与股东，供应商、客户和消费者，员工，环境等社会责任分项均显著负相关；债权融资与社区责任无显著关系，表明债权融资对社会责任评分各个子项的影响存在差异。这可能是委托代理制下，管理者为了自身利益会做出不符合股东价值追求的投资选择。债权融资定期还款压力，企业因承担社会责任导致资金资源紧张和债务风险增加等短期效应，会影响管理层业绩和声誉，因而，管理层出于自身利益考虑，会忽视对股东的责任。员工作为企业的底层人员，供应商、客户和消费者作为企业外部利益相关者，难以对企业高层管理人员进行有效制约和监督，且由于信息不对称性，管理层在与员工、供应商、客户和消费者的关系中处于信息优势地位。因而，当负债融资增加还款压力和债务风险时，管理层倾向于减少对企业社会责任的资金资源投入。