企业社会责任信息披露对未来企业价值的相关性分析

　　摘要：企业社会责任信息披露作为现代经济衍生出现的新课题，以往的研究主要致力于当年企业社会责任信息披露指数对当年企业价值的影响，忽略了信息的滞后性影响。本文通过研究企业社会责任信息披露对未来企业价值影响力，建立了二阶回归模型，对假设进行实证检验，证实了企业社会责任信息披露指数与未来三年企业价值之间正相关。
　　关键词：企业社会责任未来企业价值信息披露资本市场
　　中图分类号：F271文献标识码：A文章编号：10025812（2016）07004603
　　一、引言
　　随着近代经济所带来的精神、物质生活的极大发展，企业在新时代想要谋求长久的可持续发展，不能单单以逐利为目标，而要寻求企业发展与社会和谐一种共赢的存在模式。目前在我国，政府部门为了倡导企业主动承担社会责任陆陆续续出台了许多相关政策，这也使企业社会责任信息披露在实务界得到了更为广泛的认可和推行，但由于短期内看不到企业履行社会责任所能为企业价值带来的经济效应，使得企业对外发布的社会责任报告更多的是采取敷衍的态度。本文通过企业社会责任信息披露对未来企业价值的关联性研究，将企业履行社会责任从而为企业带来隐形收入进行理论上的佐证，旨在为企业积极披露社会责任信息提供内在动力，为我国大力推行和发展企业社会责任做出贡献。
　　二、研究意义
　　在关于企业社会责任信息披露方面，以往的研究目光主要集中在它所带来的效应方面，通过大量的实证检验得出多种多样的结论，其中包括企业社会责任信息披露对企业价值的正效应和反效应以及U型相关效应，这些研究在数据分析方面也集中在当年的企业社会责任信息指数评级对企业价值所造成的影响。事实上，一家企业承担过多的社会责任在当年也许非但不会造成企业价值的增加，甚至还会因为承担更多的责任成本而导致企业价值的降低，而从长远来看，企业承担较多的社会责任，国家会给予相应的政策性鼓励，公众也更为青睐于本企业，这潜在的收益需要在较长的一个时间段中逐渐通过市场调节反映出来，所以对于两者之间的研究如果仅仅局限在当年，得出的结论不但不利于企业社会责任信息披露的推行，反而成为阻碍其发展的绊脚石。所以，笔者认为，企业当年履行社会责任得到有关机构的评级对企业当年价值的影响可能并不乐观，而对第二年、第三年带来一定程度的冲击和影响更倾向于积极的效应。所以本文着重于研究企业社会责任信息披露所带来影响的延后性，以此来明确其实现的全部过程，证实企业推行社会责任的积极作用。
　　三、研究方法
　　本文采用实证研究的方法，以上市公司年报中的相关数据建立模型，对企业社会责任信息披露和企业未来价值之间的关系进行实证检验。从已有CSR数据上来看，指标分布符合正态分布（见图1），适用于构建一元线性回归模型，在实证最后部分通过稳定性检验可对模型建立的正确性再次验证。
　　四、研究设计
　　（一）研究假设
　　本文在2010对企业社会责任信息披露和企业价值之间的相关性研究中，排除了变量内生性问题后，证明了两者之间的负相关关系。笔者对出现这种结果的原因归结于：中国社会和个人整体都没意识到社会责任的重要性，都只是在遭受外部压力后被动回应，缺乏行动中的主动性导致企业履行社会责任流于形式，造成社会责任只花费成本，不带来效益的假象，进而企业履行越多的社会责任，资本市场的投资者认为企业负担的额外成本越多。市场上大多数的投资者仍然以利益作为投资目标，当企业因为过多的社会责任而承担过多的成本，导致企业当年利润水平的降低。因此，这类企业不被市场投资者所看好，进而直接导致这类企业在资本市场的冷遇，企业当年的市场价值降低。
　　而此次研究正是建立在对上次模型和结果的修正之上，企业本年度履行更多的社会责任必然导致资金从企业流出，年末利润表的失利，进而使得当年资本市场通过年度报表快速调整对企业的价值评估。而企业社会责任评价指数CSR是在企业出具年度报表之后，在次年对企业上一个年度做出的社会责任的综合评价，也正因此一个积极履行社会责任的企业在获得较高的CSR评价之后，这种企业良好的外部形象往往也是在来年获得社会公众的认可，提高市场投资者对企业价值的重新认识，这种良性的作用甚至可以为企业未来若干年的价值评估都带来正向作用。基于此，笔者修正以往研究，提出假设1：
　　H1：企业社会责任信息披露指数与未来三年企业价值之间正相关。
　　（二）样本选取与数据来源
　　在样本选取方面，笔者主要检索了沪深两市证券交易所20122014非金融类上市公司的年报数据，同时，剔除了连续三年年报披露不全、数据缺失的公司。社会责任信息披露指数来自于润灵环球企业社会责任信息披露评级RKS数据库，相关公司治理和财务比率指标来自iwind数据库。数理分析方面，运用SPSS20。0统计软件，采用OLS回归方法。
　　（三）构建模型
　　根据以往文献中所列示的企业价值的影响因素，经常将行业因素、公司规模、资产结构、盈利能力、股权结构等作为控制变量，把企业社会责任指数作为测试变量，每股收益EPS作为因变量，据此可以构建模型（1）。但是，企业社会责任信息披露指数不是外生变量，它也受到企业规模、资产结构、盈利能力、股权结构等多个因素的影响，如果直接把企业社会责任信息披露指数与因变量每股收益EPS进行回归，就会产生内生变量的问题，所以，不能直接使用最小二乘法，而应当使用两阶段的最小二乘法，并据此构建了模型（2）。
　　本文使用20122014年的数据，先对模型（2）进行回归，这样就可以剥离企业规模、资产结构、股权结构对企业社会责任信息披露指数和企业价值的双重影响，得出CSR的估计值CSR～，再带入模型（1），在控制住其他可能对企业价值造成影响的因素之后，得出CSR～与EPS的关系，用来检验假说1。
　　（四）变量说明
　　EPS（每股收益）：被解释变量，衡量企业盈利能力和业绩水平的重要指标。Tobinq（托宾Q）：被解释变量，评价衡量企业所具备的投资价值，是投资者对于企业成长能力的市场评价。CSR（企业社会责任评价指数）：年度报告中，企业所披露的社会责任信息构建的指数评分。Size（总资产的自然对数）：解释变量，表示公司的规模对社会责任的影响。LEV（资产负债率）：解释变量，表明资本结构对企业社会责任的影响。Top10（股权集中度）：解释变量，表明股权结构对企业社会责任的影响。State（控制人性质）：虚拟控制变量，实际控制人为省部或者地市级国资委或者人民政府的为1，否则为0。SYS（披露制度）：虚拟控制变量，若企业为强制披露社会责任信息时，该样本为1，否则为0。NPS（销售净利率）：解释变量，表明企业的盈利能力对企业价值的影响。ROE（净资产收益率）：解释变量，表示企业的盈利能力和业绩水平对企业社会责任的影响。Indep（独立董事比例）：控制变量，代表了大股东和内部股东之外不同的利益团体。ECO（区域经济发展水平）：虚拟控制变量，当公司设立和主要运营地点在我国区域经济较为发达的地区为1，否则为0。Industry（行业属性）：虚拟控制变量，设置了17个行业类型，当样本属于重污染行业时，该样本为1，否则为0。
　　（五）实证结果与分析
　　1。变量的描述性统计。通过软件统计，沪深两市A股上市的287家上市公司，润灵给出的企业社会责任评价指数得分最高是601699（潞安环能），分数为80。29；得分最低的是600620（天宸股份），分数为16。12；CSR指数的平均得分为34。09，整体标准差为12。86。EPS最大值为000651（格力电器），达到了4。71；数值最低的是600644（ST乐电），为3。00；EPS的平均值为0。42，整体标准差为0。62。TobinQ最大值是000503（海虹控股），达到了19。59；数值最低的是000932（华菱钢铁），为0。16；TobinQ的平均值为1。56，整体标准差为1。29。
　　2。各变量之间的相关性检验（见表1）。
　　通过表1可以看到各个单变量之间peason相关关系，企业社会责任信息披露指数（CSR）和企业价值（EPS）之间显著正相关，支持假设。与此同时，可以看到公司规模、资产负债率、披露制度、前十大股东的股权集中度同时对企业社会责任信息披露指数和企业价值造成显著影响，如果我们将这些变量和企业社会责任信息披露指数放在一起同时对企业价值进行回归，将大大降低企业社会责任信息披露指数和企业价值之间的显著水平，最终影响假设结论，所以将这些变量连同单独对企业社会责任信息披露指数造成影响的变量放在模型（2），对企业社会责任信息披露指数进行回归，运用模型（2）回归出的估计值对企业价值进行回归，将只对企业价值造成显著影响的变量作为模型（1）的控制变量，在排除内生性变量和其他影响因素的情况下，检验企业社会责任信息披露指数和企业价值之间的关系。
　　3。多元回归结果与说明（见表2、表3）。
　　由统计结果可以看出，模型（1）中的企业社会责任信息披露指数估计值对企业价值模型的线性回归的调整R方达到了57。6，方程的总体拟合度较好。而方差分析中，回归对应的概率是0，显著性水平0。05，所以回归方程解释性很好。在二阶回归中，解释变量的方差膨胀因子（VIF）最大值为1。424，小于2，这就说明解释变量之间不存在多重共线性问题。其中，控制变量净资产收益率、独董比率的概率值均小于显著性水平0。05，都是有意义的。最终，解释变量CSR～与被解释变量EPS呈现出显著正相关关系，表明企业披露社会责任信息越多，其未来的企业价值越高。
　　企业当年履行较多的社会责任于当年而言，确实是负担了更为高额的成本，却收效甚微。而在第二年当企业发布公告并且相关机构对企业发布的公告中履行社会责任进行评级之后，会给出企业相应的评价指数，履行越多的企业得分也就越高，公众通过评价得分树立了对该类企业的正面形象，进而在资本市场上受到欢迎，提高了市场价值。这种多履行社会责任的行为所导致的高评价可以为企业价值带来未来一到三年的积极作用，这正是笔者建立的模型所说明的问题。
　　从一阶回归可以得出，模型（2）中的自变量对企业承担社会责任信息披露指数影响的总体拟合度达到了25。8，模型的F值在0。05的程度上显著，解释变量的方差膨胀因子（VIF）最大值为1。765，说明解释变量之间不存在多重共线性问题。其中，公司规模、资产负债率、前十大股东股权集中度的回归结果均很显著，显著性水平达到了1，则由该三个解释变量作为企业社会责任信息披露指数估计值的主要回归指标，得出CSR～带入到模型（1）。
　　4。稳健性检验。本文选取TobinQ作为企业价值的替代变量对模型的稳定性进行检验。由TobinQ作为企业价值的估计值，回归模型（1）的调整R方达到了37。6，方程的总体拟合度较好。而方差分析中，回归对应的概率依然是0，显著性水平为0。05，所以回归方程解释性很好。在回归模型（2）中，解释变VIF最大值为1。424，不存在多重共线性问题。其中，控制变量的概率值均小于显著性水平0。05，都是有意义的。最终，解释变量CSR～与被解释变量TobinQ呈现出显著正相关关系，替代检验得出的结论与之前结果基本一致，假设1仍然得到了很好的支持，验证方程的稳定性。
　　五、实证研究结论
　　从对模型的二阶回归结果来看，企业披露社会责任信息受到公司规模、资产负债率和股权集中度的显著影响。其中，规模越大的公司越注重企业的品牌外在形象，它所承担的企业社会责任活动越高。资产负债率越高的企业，由于过多的负债使得企业的经营压力增大，导致无法将更多的资源投放到社会责任中，更多注重于利益的追逐。股权越集中的企业社会责任履行的越多，这可能是由于股权的集中可以使企业社会责任的决策和推行更为顺利。
　　从对模型的一阶回归结果来看，在排除了企业社会责任信息披露的变量内生性问题后，证明了企业的社会责任信息披露和企业未来三年价值之间的正相关关系。这说明企业的信息作为信号传递给市场上的投资者，披露更多的社会责任信息帮助企业树立更好的外部形象，为企业未来发展带来相应的正向回报，但是这种积极的影响却具有一定时间上的滞后性。所以虽然从当年来看，过多的承担社会责任造成企业成本费用的增加，而没有带来价值的提升，但从未来长远角度来看，多履行社会责任的企业还是会受到社会公众的理解和支持。
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