劉惠好， 馮永佳

(中南財經(jīng)政法大學(xué) 金融學(xué)院， 湖北 武漢 430073)

一、問題的提出

長期以來，企業(yè)的發(fā)展模式都是以盈利為主導(dǎo)、利潤最大化為原則，盈利能力成為評判企業(yè)“好壞”的唯一標(biāo)準(zhǔn)。鮮有企業(yè)出于社會責(zé)任意識履行社會責(zé)任，就像米爾頓·弗里德曼指出的那樣，企業(yè)唯一的社會責(zé)任就是在法律法規(guī)允許的范圍內(nèi)，利用企業(yè)資源從事增加企業(yè)利潤的活動。然而，隨著經(jīng)濟(jì)的高速增長，環(huán)境污染、食品和藥品安全等問題層出不窮，如2005年松花江水污染事件、2008年三鹿奶粉事件、2012年膠囊事件、2018年長生生物疫苗案件。在一系列負(fù)面事件頻發(fā)的情況下，企業(yè)的價值導(dǎo)向逐漸發(fā)生改變。黨的十八大部署了全面推進(jìn)經(jīng)濟(jì)建設(shè)、政治建設(shè)、文化建設(shè)、社會建設(shè)和生態(tài)文明建設(shè)“五位一體”總體布局的戰(zhàn)略目標(biāo)，推動經(jīng)濟(jì)實(shí)現(xiàn)高質(zhì)量發(fā)展。黨的十八屆三中全會發(fā)布的《中共中央關(guān)于全面深化改革若干重大問題的決定》中也明確將承擔(dān)社會責(zé)任作為深化國有企業(yè)改革的六大重點(diǎn)方向之一①。這些意味著企業(yè)“唯利潤論英雄”的時代已經(jīng)過去，追尋可持續(xù)發(fā)展的經(jīng)濟(jì)目標(biāo)才是企業(yè)立足于未來的長久之計。

社會責(zé)任報告是傳遞企業(yè)履行社會責(zé)任情況的重要載體，是企業(yè)發(fā)布的重大公開非財務(wù)信息。然而，在2006年之前，鮮少有企業(yè)主動發(fā)布獨(dú)立的社會責(zé)任報告，相關(guān)信息的披露狀況一直不容樂觀。為了改善這一情況，深圳證券交易所(簡稱“深交所”)于2006年發(fā)布《深圳證券交易所上市公司社會責(zé)任指引》，引導(dǎo)上市公司自愿披露社會責(zé)任報告；隨后又于2008年發(fā)布《深圳證券交易所關(guān)于做好上市公司2008年年度報告工作的通知》，強(qiáng)制要求深證100指數(shù)成分股披露社會責(zé)任報告。2008年，上海證券交易所(簡稱“上交所”)也發(fā)布《上海證券交易所關(guān)于做好上市公司2008年年度報告工作的通知》，強(qiáng)制要求上證公司治理板塊、金融板塊、海外板塊披露社會責(zé)任信息。在政府和滬深兩所的大力推動下，盡管企業(yè)發(fā)布社會責(zé)任報告的數(shù)量和質(zhì)量都在逐年增加，但是根據(jù)《企業(yè)社會責(zé)任藍(lán)皮書：中國企業(yè)社會責(zé)任研究報告(2019)》，截至2019年，企業(yè)社會責(zé)任管理整體仍然處于較低水平。

那些未在強(qiáng)制披露要求之列的公司主動發(fā)布社會責(zé)任報告的動機(jī)何在？已經(jīng)發(fā)布社會責(zé)任報告公司的披露質(zhì)量因何改變？隨著近年來企業(yè)社會責(zé)任披露行為的變化，大量學(xué)者開始著手研究影響企業(yè)社會責(zé)任披露變化的驅(qū)動因素，比如從高管個人特征[1]、公司治理[2]等角度考察。然而，除了微觀因素的不同會對公司的社會責(zé)任披露決策造成影響外，宏觀環(huán)境的變化也可能導(dǎo)致公司相關(guān)行為發(fā)生改變。相對微觀因素，宏觀影響因素方面的文獻(xiàn)較之匱乏，僅有少數(shù)學(xué)者涉及，比如楊樹旺、孟楠[3]指出經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平促進(jìn)了企業(yè)社會責(zé)任信息披露。既然宏觀經(jīng)濟(jì)的變化能夠顯著影響企業(yè)的社會責(zé)任信息披露，那么，宏觀經(jīng)濟(jì)政策的不確定性是否也會對企業(yè)的社會責(zé)任信息披露產(chǎn)生一定的影響呢？

盡管經(jīng)濟(jì)政策不確定性上升時給部分公司帶來了發(fā)展機(jī)遇，但是普遍而言這種不確定性帶來的負(fù)面影響更多。包括負(fù)向沖擊總體需求導(dǎo)致經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出下降，經(jīng)濟(jì)衰退周期延長[4-5]，增加公司貸款資源獲取難度[6]，加劇各市場主體之間的信息不對稱程度[7]等。在一系列的不利影響下，公司主動發(fā)布社會責(zé)任報告的意愿是否會提高？披露的社會責(zé)任信息質(zhì)量又會發(fā)生怎樣的變化？本文基于此類問題展開探索，可能有以下邊際貢獻(xiàn)：第一，鮮有學(xué)者從宏觀環(huán)境變化的角度分析公司的社會責(zé)任信息披露決策，本文基于外生存在的經(jīng)濟(jì)政策不確定性視角進(jìn)行研究，不僅豐富了該類文獻(xiàn)，而且緩解了可能存在的內(nèi)生性問題；第二，本文通過中介效應(yīng)模型分析經(jīng)濟(jì)政策不確定性影響公司社會責(zé)任信息披露的內(nèi)在機(jī)制，進(jìn)一步探索了公司決策的內(nèi)在動機(jī)。

二、文獻(xiàn)回顧、理論分析與研究假設(shè)

(一)公司自愿發(fā)布社會責(zé)任報告的意愿

一般情況下，公司的經(jīng)營活動幾乎都由內(nèi)部管理層主持，絕大多數(shù)股東及其他外部利益相關(guān)者很少有機(jī)會直接參與其中。在這種隔閡下，信息便成了非常重要的承載工具，負(fù)責(zé)向外部傳遞公司的相關(guān)經(jīng)營狀況。因此，盡管公司履行社會責(zé)任與披露社會責(zé)任信息不是同一種行為，但是二者之間存在緊密的內(nèi)在關(guān)系。公司發(fā)布的社會責(zé)任信息是與外界溝通的重要渠道[8]，通過發(fā)布該信息向外部利益相關(guān)者傳遞社會責(zé)任行為以達(dá)到相應(yīng)目的。那么，當(dāng)經(jīng)濟(jì)政策不確定性逐漸上升，外部宏觀環(huán)境發(fā)生改變時，公司的社會責(zé)任信息披露決策會發(fā)生怎樣的變化呢？

一方面，從利益相關(guān)者角度來看，經(jīng)濟(jì)政策不確定性促進(jìn)了公司主動披露社會責(zé)任信息的積極性。許志偉、王文甫[5]發(fā)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)政策不確定性上升給宏觀經(jīng)濟(jì)帶來了負(fù)向需求沖擊，國內(nèi)總產(chǎn)出下降；Bloom[4]也認(rèn)為較高的不確定性加劇了2008年金融危機(jī)期間經(jīng)濟(jì)的衰退。負(fù)向需求沖擊可能導(dǎo)致公司的銷售業(yè)績下滑，財務(wù)業(yè)績萎靡，經(jīng)營風(fēng)險和財務(wù)風(fēng)險大幅上升。為了擺脫這種困境，公司很可能采取履行社會責(zé)任的戰(zhàn)略并向外界傳遞相關(guān)信息。Lins et al.[9]以美國2008—2009年為樣本區(qū)間，研究指出社會責(zé)任績效高的公司與外部利益相關(guān)者建立的緊密關(guān)系在金融危機(jī)期間發(fā)揮了積極效應(yīng)，即那些履行更多社會責(zé)任的公司股票收益率更高、利潤率更好、銷售額更多。根據(jù)利益相關(guān)者理論，公司通過積極參與社會責(zé)任活動，披露社會責(zé)任信息，可以樹立良好的企業(yè)形象，提升及維護(hù)企業(yè)的聲譽(yù)[10]，形成相應(yīng)的無形資產(chǎn)，贏得利益相關(guān)者的認(rèn)可和青睞，促進(jìn)消費(fèi)者對產(chǎn)品的購買意愿[11-12]，由此拉動產(chǎn)品需求，加速公司業(yè)績好轉(zhuǎn)。袁海霞、田虹[13]也發(fā)現(xiàn)企業(yè)慈善捐贈行為積極影響了消費(fèi)者對公司品牌的態(tài)度，尤其是現(xiàn)金捐贈行為的影響更大。此外，廉春慧、王躍堂[14]指出，企業(yè)發(fā)布的社會責(zé)任信息不僅促進(jìn)了消費(fèi)者的購買意向，還對其他利益相關(guān)者產(chǎn)生正向影響，包括增加了求職者的求職意向和投資者的投資意向。因此，當(dāng)經(jīng)濟(jì)政策不確定性延長宏觀經(jīng)濟(jì)衰退周期[4]，降低產(chǎn)品需求時[5]，公司可能會傾向于提高主動發(fā)布社會責(zé)任報告的意愿，從而形成良好的聲譽(yù)，以快速走出經(jīng)濟(jì)困境。

另一方面，從外部分析師的監(jiān)督功能和信息傳遞功能來看，當(dāng)經(jīng)濟(jì)政策不確定性上升時，公司自愿發(fā)布社會責(zé)任報告的意愿可能會降低。若經(jīng)濟(jì)政策的不確定性程度處于較高水平，則市場參與者及信息中介機(jī)構(gòu)無法合理預(yù)期政府未來政策的方向，信息不確定性增加，導(dǎo)致各市場主體相關(guān)決策的可預(yù)見性減小。Amiram et al.[15]指出，此時分析師準(zhǔn)確預(yù)測的難度加大，從而分析師跟蹤人數(shù)可能變少。根據(jù)分析師存在的監(jiān)督效應(yīng)，外部分析師對公司具有監(jiān)督作用。比如，Yu[16]發(fā)現(xiàn)分析師通過發(fā)揮外部治理功能，提高了公司的財務(wù)信息質(zhì)量；李曉玲、任宇[17]認(rèn)為，分析師跟蹤與外部審計監(jiān)督存在替代關(guān)系。由此，分析師跟蹤人數(shù)減少導(dǎo)致公司的外部監(jiān)督減弱，公司自愿發(fā)布社會責(zé)任報告的積極性降低。根據(jù)分析師存在的信息傳遞效應(yīng)，陳露蘭、王昱升[18]指出分析師跟蹤有助于市場認(rèn)可公司披露的社會責(zé)任信息，而當(dāng)分析師關(guān)注減少時，公司發(fā)布的社會責(zé)任信息不能被充分、有效地傳遞，從而導(dǎo)致公司主動披露的動機(jī)減少?；谝陨戏治觯?dāng)經(jīng)濟(jì)政策不確定性上升時，若銷售路徑影響大于分析師路徑影響，則表現(xiàn)為更高的自愿披露社會責(zé)任信息的積極性，反之，則為更低的積極性。據(jù)此，提出如下對立假設(shè)。

H1a：在其他條件不變的情況下，經(jīng)濟(jì)政策不確定性越高，公司自愿發(fā)布社會責(zé)任報告的意愿越強(qiáng)。

H1b：在其他條件不變的情況下，經(jīng)濟(jì)政策不確定性越高，公司自愿發(fā)布社會責(zé)任報告的意愿越弱。

(二)公司社會責(zé)任信息披露的質(zhì)量

上述從兩個方面論述分析了經(jīng)濟(jì)政策不確定性對公司社會責(zé)任披露意愿的影響。無論從哪個方面來看，若經(jīng)濟(jì)政策不確定性會對公司披露社會責(zé)任信息的意愿產(chǎn)生影響，則公司披露的社會責(zé)任信息質(zhì)量也可能發(fā)生變化。從利益相關(guān)者方面分析，柳學(xué)信等[19]指出企業(yè)發(fā)布社會責(zé)任信息可以增加媒體關(guān)注度，且媒體關(guān)注產(chǎn)生的中介效應(yīng)提高了公司聲譽(yù)。公司通過樹立良好的形象，消費(fèi)者等利益相關(guān)者對公司產(chǎn)品品牌的好感度上升，進(jìn)而支持公司的銷售。Castaldo et al.[11]、鄧新明等[12]發(fā)現(xiàn)，企業(yè)履行社會責(zé)任會增加消費(fèi)者的購買意愿。如果公司為了滿足監(jiān)管機(jī)構(gòu)的要求而對發(fā)布的社會責(zé)任報告敷衍了事，或是出于其他目的發(fā)布低質(zhì)量的社會責(zé)任報告，甚至發(fā)布虛假的社會責(zé)任報告，那么一旦媒體將這些信號對外傳遞，則可能引起極大的負(fù)面影響。因此，在經(jīng)濟(jì)政策不確定性較高時，若公司期望通過履行社會責(zé)任，以及傳遞社會責(zé)任信息來減緩不確定性帶來的負(fù)向沖擊，就不太可能發(fā)布低質(zhì)量報告，造成適得其反的后果。

從分析師關(guān)注方面分析，經(jīng)濟(jì)政策不確定性引起分析師跟蹤人數(shù)減少，從而外部監(jiān)督效應(yīng)和信息傳遞效應(yīng)減弱，公司披露的社會責(zé)任信息質(zhì)量可能隨之降低。因?yàn)楣九渡鐣?zé)任信息存在一定的成本支出[20]，萬壽義、劉正陽[21]甚至發(fā)現(xiàn)部分社會責(zé)任成本與公司價值呈現(xiàn)負(fù)相關(guān)關(guān)系。如果公司期望提供高質(zhì)量的社會責(zé)任信息，則需要支出更多的成本。然而，在分析師的信息傳遞功能不能有效發(fā)揮的背景下，披露高質(zhì)量社會責(zé)任信息的成本不能獲得相應(yīng)的收益，加之外部分析師的監(jiān)督減弱，導(dǎo)致公司披露的社會責(zé)任信息質(zhì)量降低。

因此，在經(jīng)濟(jì)政策不確定性增加時，若銷售影響效應(yīng)大于分析師影響效應(yīng)，則社會責(zé)任信息質(zhì)量提高，反之則降低。據(jù)此，提出如下對立假設(shè)。

H2a：在其他條件不變的情況下，經(jīng)濟(jì)政策不確定性越高，公司披露的社會責(zé)任信息質(zhì)量越好。

H2b：在其他條件不變的情況下，經(jīng)濟(jì)政策不確定性越高，公司披露的社會責(zé)任信息質(zhì)量越差。

三、研究設(shè)計

(一)樣本選取與數(shù)據(jù)來源

我國上交所和深交所于2008年開始強(qiáng)制要求部分上市公司披露單獨(dú)的社會責(zé)任報告，自此，上市公司的社會責(zé)任報告樣本才開始逐漸擴(kuò)大。本文中，公司社會責(zé)任信息披露質(zhì)量數(shù)據(jù)來源于潤靈環(huán)球責(zé)任評級(Rankins CSR Ratings，RKS)。潤靈環(huán)球是我國公司社會責(zé)任信息評級的第三方權(quán)威機(jī)構(gòu)。該機(jī)構(gòu)創(chuàng)始人張浩而指出，評價并不是針對企業(yè)履行社會責(zé)任的績效做出，而是專注于考察上市公司的社會責(zé)任信息披露質(zhì)量和透明度②。RKS采取MCTI的評價體系，從整體性、內(nèi)容性、技術(shù)性、行業(yè)性四個維度對公司披露的社會責(zé)任報告進(jìn)行打分，按照一定的權(quán)重加權(quán)后得到社會責(zé)任信息披露質(zhì)量的總分。這種評價體系相比個人打分更全面也更客觀，適用于本文中關(guān)鍵變量公司社會責(zé)任信息披露質(zhì)量的衡量，國內(nèi)大量學(xué)者也采用該指標(biāo)進(jìn)行公司社會責(zé)任信息的相關(guān)研究。該機(jī)構(gòu)每年對公司上一年度披露的社會責(zé)任報告作出評級，而公司當(dāng)年披露的社會責(zé)任報告實(shí)際又是對上一年的社會責(zé)任履行情況作出披露。比如，潤靈環(huán)球2019年對上市公司2018年披露的社會責(zé)任報告質(zhì)量進(jìn)行評級，而公司2018年發(fā)布的社會責(zé)任報告實(shí)際上是對2017年履行社會責(zé)任的情況進(jìn)行披露，其間存在兩年的時滯。因此本文選取實(shí)際區(qū)間2008—2017年的數(shù)據(jù)為研究樣本，并在此基礎(chǔ)上進(jìn)一步剔除：(1)金融類行業(yè)公司；(2)被標(biāo)記為ST、*ST的年度樣本量；(3)主要變量數(shù)據(jù)存在缺失的年度樣本量。為了防止異常值對研究結(jié)果的干擾，所有連續(xù)變量進(jìn)行雙邊1%的Winsorize處理。經(jīng)濟(jì)政策不確定性數(shù)據(jù)來自Baker等編制的經(jīng)濟(jì)政策不確定性指數(shù)，其他數(shù)據(jù)則來自國泰安(CSMAR)數(shù)據(jù)庫。

(二)變量定義

1.被解釋變量

包括公司自愿披露社會責(zé)任信息意愿(VolunCsr)和社會責(zé)任信息披露質(zhì)量(ScoreCsr)。

2.解釋變量

解釋變量為經(jīng)濟(jì)政策不確定性指數(shù)(Epu)，該指數(shù)由Baker等編制，斯坦福大學(xué)和芝加哥大學(xué)聯(lián)合發(fā)布，逐月更新，近年來被廣泛應(yīng)用于經(jīng)濟(jì)金融領(lǐng)域研究。具體而言，Baker等基于《南華早報》搜索“中國”“不確定性”“經(jīng)濟(jì)政策”這幾個關(guān)鍵詞，以其相關(guān)報道數(shù)量與當(dāng)月報道總數(shù)量的比值衡量。該指數(shù)為月度數(shù)據(jù)，本文將其除以100后再用算術(shù)平均法換算為年度經(jīng)濟(jì)政策不確定性指數(shù)。為了保證Epu的穩(wěn)健性，本文還采用Davis等基于《人民日報》和《光明日報》搜索編制的中國經(jīng)濟(jì)政策不確定性指數(shù)進(jìn)行檢驗(yàn)。

3.控制變量

參考李志斌和章鐵生[22]、錢明等[23]等相關(guān)文獻(xiàn)，設(shè)定如下控制變量：公司規(guī)模(Size)。錢明等[23]指出員工數(shù)量較多的企業(yè)在政府的壓力下更傾向披露社會責(zé)任信息，因此本文用員工數(shù)量來衡量公司規(guī)模。此外，還控制了財務(wù)杠桿(Lev)、總資產(chǎn)收益率(ROA)、公司成長性(Growth)、公司現(xiàn)金流(Cashflow)、公司上市地點(diǎn)(List)、第一大股東持股比例(First)、董事會規(guī)模(Board)、高管持股比例(Mshare)、獨(dú)立董事比例(IndeD)，以及行業(yè)固定效應(yīng)和年度固定效應(yīng)。具體變量定義如表1所示。

表1 變量的定義與說明

(三)模型構(gòu)建

根據(jù)前述理論分析，本文構(gòu)建模型(1)和模型(2)，分別驗(yàn)證H1、H2的對立假設(shè)，以考察經(jīng)濟(jì)政策不確定性對我國上市公司社會責(zé)任信息披露的影響。具體模型設(shè)定如下：

VolunCsri,t=β0+β1Eput+∑Controlsi,t+
∑Industry+∑Year+εi,t

(1)

ScoreCsri,t=β0+β1Eput+∑Controlsi,t+
∑Industry+∑Year+εi,t

(2)

模型中，i為公司，t為年份，ε為殘差項(xiàng)。模型(1)檢驗(yàn)經(jīng)濟(jì)政策不確定性對公司自愿披露社會責(zé)任信息意愿的影響，若系數(shù)β1顯著為正，表明當(dāng)經(jīng)濟(jì)政策不確定性逐漸上升時，公司自愿發(fā)布社會責(zé)任報告的意愿隨之增加。模型(2)考察經(jīng)濟(jì)政策不確定性對公司社會責(zé)任信息披露質(zhì)量的影響，系數(shù)β1若顯著為正，意味著隨著經(jīng)濟(jì)政策不確定性的增加，公司披露的社會責(zé)任信息質(zhì)量逐漸升高。

四、實(shí)證結(jié)果與分析

(一)描述性統(tǒng)計分析

表2是變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果。VolunCsr的描述性統(tǒng)計以未滿足社會責(zé)任強(qiáng)制披露條件的公司為樣本，ScoreCsr、Epu以及其他控制變量的描述性統(tǒng)計以所有單獨(dú)發(fā)布了社會責(zé)任報告的公司為樣本。從表2可以看到，公司自愿披露社會責(zé)任報告意愿VolunCsr的均值為0.126，中位數(shù)為0，意味著在未滿足社會責(zé)任強(qiáng)制披露要求的公司中，有12.6%的公司自愿發(fā)布單獨(dú)的社會責(zé)任報告，而絕大部分公司沒有發(fā)布獨(dú)立的社會責(zé)任報告?？傮w而言，上市公司自愿披露社會責(zé)任信息的積極性較低。從表2可知，潤靈環(huán)球?qū)ι鲜泄景l(fā)布的社會責(zé)任報告的信息質(zhì)量ScoreCsr評分均值為38.580分，中位數(shù)為35.990分，平均來看整體仍然處于較低的信息披露質(zhì)量水平；此外，ScoreCsr評分最小值為18.770分，最大值為75.390分，二者分值差距較大，說明上市公司發(fā)布的社會責(zé)任報告質(zhì)量參差不齊，不同個體之間具有較大的差異性。

基于VolunCsr和ScoreCsr這兩個被解釋變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果可以看到，我國上市公司總體的社會責(zé)任信息披露意愿和披露質(zhì)量都處于較低水平，社會責(zé)任報告披露體系的發(fā)展比較緩慢。此外，關(guān)鍵解釋變量經(jīng)濟(jì)政策不確定性Epu的樣本均值為2.091，中位數(shù)為1.790，說明某些年份的經(jīng)濟(jì)政策不確定性達(dá)到了較高的水平。

表2 主要變量的描述性統(tǒng)計

(二)經(jīng)濟(jì)政策不確定性對公司社會責(zé)任信息披露影響的回歸結(jié)果分析

表3為經(jīng)濟(jì)政策不確定性對公司社會責(zé)任信息披露影響的實(shí)證結(jié)果。列(1)顯示了經(jīng)濟(jì)政策

表3 經(jīng)濟(jì)政策不確定性對公司社會責(zé)任信息披露影響的回歸結(jié)果

不確定性對公司自愿發(fā)布社會責(zé)任報告意愿的影響。從列(1)可以看出，Epu系數(shù)在1%的水平下顯著為正，表明在經(jīng)濟(jì)政策不確定性逐漸上升的外部宏觀背景下，那些未滿足社會責(zé)任強(qiáng)制披露要求的公司自愿發(fā)布社會責(zé)任報告的意愿提高。即經(jīng)濟(jì)政策不確定性增加時，利益相關(guān)者的影響效應(yīng)大于分析師關(guān)注的影響效應(yīng)，H1a得到驗(yàn)證。簡而言之，經(jīng)濟(jì)政策不確定性作為負(fù)向外部沖擊導(dǎo)致經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出下降、公司銷售業(yè)績下滑[5]，在這種不利的情形下，公司發(fā)布社會責(zé)任報告可以樹立企業(yè)形象、增加消費(fèi)者購買意愿[9-11]，因此公司主動發(fā)布社會責(zé)任報告積極性提高。

列(2)為經(jīng)濟(jì)政策不確定性對已發(fā)布社會責(zé)任信息質(zhì)量的影響。根據(jù)列(2)的結(jié)果，可以看到Epu系數(shù)在1%的水平下顯著為正，說明經(jīng)濟(jì)政策不確定性越高，公司的社會責(zé)任信息的披露質(zhì)量越好。社會責(zé)任信息披露意愿和披露質(zhì)量實(shí)際上是相輔相成的，在經(jīng)濟(jì)政策不確定的環(huán)境下，前述分析中提及的社會責(zé)任信息對塑造公司良好的聲譽(yù)和形象等產(chǎn)生的積極影響都需要高質(zhì)量的社會責(zé)任信息披露作為承載。若披露質(zhì)量較低，則不能有效地傳遞公司的社會責(zé)任信息給外部利益相關(guān)者或非利益相關(guān)者，公司便無法從履行的社會責(zé)任中獲取潛在收益。因此，當(dāng)經(jīng)濟(jì)政策不確定性上升時，公司會提升社會責(zé)任信息披露的質(zhì)量，H2a得到了驗(yàn)證。

(三)穩(wěn)健性檢驗(yàn)

本文通過雙向固定效應(yīng)模型、兩階段最小二乘法、更換Epu數(shù)據(jù)來源、排除多重共線性來驗(yàn)證研究假設(shè)的穩(wěn)健性。

1.雙向固定效應(yīng)

在基礎(chǔ)回歸模型中，本文雖然控制了影響被解釋變量的相關(guān)控制變量，以及行業(yè)和年份固定效應(yīng)，但是同樣可能存在不隨時間變化的公司差異對回歸結(jié)果產(chǎn)生干擾。為了避免該問題的影響，本文采用控制公司和年份的雙向固定效應(yīng)重新對模型(1)和模型(2)進(jìn)行估計，結(jié)果如表4所示?？梢钥吹?，列(1)中的Epu系數(shù)在1%的水平下顯著為正，表明在控制了公司和年份的雙向固定效應(yīng)下，經(jīng)濟(jì)政策不確定性對公司自愿發(fā)布社會責(zé)任報告的意愿有顯著的正向影響，H1a的結(jié)論穩(wěn)健。同樣，列(2)的Epu系數(shù)也在1%的水平下顯著為正，說明經(jīng)濟(jì)政策不確定性提升公司社會責(zé)任信息披露質(zhì)量水平的結(jié)論在控制公司和年份的情況下仍然成立，H2a的結(jié)論不變?？傮w來看，在排除了不隨時間變化的公司差異對回歸結(jié)果的干擾后，H1a和H2a都得到了支持。

表4 雙向固定效應(yīng)的檢驗(yàn)結(jié)果

2.內(nèi)生性檢驗(yàn)

經(jīng)濟(jì)政策不確定性作為外部宏觀經(jīng)濟(jì)環(huán)境，理論上不太可能受到公司微觀的社會責(zé)任信息披露行為的影響。但是鑒于政府政策也在一定程度上取決于實(shí)體經(jīng)濟(jì)的發(fā)展?fàn)顩r，以及考慮到市場主體之間錯綜復(fù)雜的關(guān)系，參考陳勝藍(lán)、劉曉玲[24]的研究，本文選取全球經(jīng)濟(jì)政策不確定性指數(shù)作為我國經(jīng)濟(jì)政策不確定性指數(shù)的工具變量，運(yùn)用兩階段最小二乘法(2SLS)進(jìn)行內(nèi)生性檢驗(yàn)，結(jié)果如表5所示。根據(jù)表5中的列(1)可知，模型(1)的Epu系數(shù)在1%的水平下顯著為正，結(jié)果支持了H1a；列(2)中，模型(2)的Epu系數(shù)同樣在1%的水平下顯著為正，H2a也得到了驗(yàn)證。綜合而言，研究結(jié)論在兩階段最小二乘法的檢驗(yàn)下仍然穩(wěn)健。

3.更換Epu數(shù)據(jù)來源

為了保證關(guān)鍵解釋變量經(jīng)濟(jì)政策不確定性Epu的可靠性，本文使用Davis等編制的Epu進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。Davis等基于《人民日報》和《光明日報》，采用一定的方法提取關(guān)鍵詞編制我國經(jīng)濟(jì)政策不確定性指數(shù)。將Davis等編制的經(jīng)濟(jì)政策不確定性指數(shù)Epu_D替代Baker等編制的Epu，重新對公司社會責(zé)任信息披露進(jìn)行回歸估計，結(jié)果如表6所示。根據(jù)表中實(shí)證結(jié)果可以看到，模型(1)、模型(2)中的Epu_D系數(shù)都顯著為正，與表3中使用Baker編制指數(shù)的基礎(chǔ)回歸結(jié)果無明顯差異，說明在更換了經(jīng)濟(jì)政策不確定性指數(shù)的數(shù)據(jù)來源后，結(jié)論仍然保持穩(wěn)健。

表5 內(nèi)生性檢驗(yàn)結(jié)果

表6 更換Epu數(shù)據(jù)來源的回歸結(jié)果

4.排除多重共線性問題

排除多重共線性問題的穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果如表7所示。前述研究模型中都控制了時間固定效應(yīng)，而經(jīng)濟(jì)政策不確定性指標(biāo)Epu為時間序列數(shù)據(jù)。為了避免由此產(chǎn)生的多重共線性問題[25]，本文在不控制年份的情況下重新進(jìn)行回歸估計?？梢钥吹剑珽pu系數(shù)都在1%的水平下顯著為正，結(jié)果支持H1a和H2a，該回歸結(jié)果與控制年份時的基礎(chǔ)回歸無明顯差異，排除了多重共線性問題。

表7 排除多重共線性的回歸結(jié)果

五、進(jìn)一步研究

(一)影響機(jī)制分析

1.公司銷售影響渠道

經(jīng)濟(jì)政策不確定性對宏觀經(jīng)濟(jì)的影響是直接且顯著的，比如Bloom[4]發(fā)現(xiàn)不確定性是加劇2008年金融危機(jī)期間經(jīng)濟(jì)衰退的原因之一，許志偉、王文甫[5]也指出經(jīng)濟(jì)政策不確定性上升給宏觀經(jīng)濟(jì)帶來了負(fù)向需求沖擊，導(dǎo)致國內(nèi)總產(chǎn)出下降。外部需求沖擊惡化了公司的銷售狀況，銷售不暢會引發(fā)公司的運(yùn)營問題，使得公司陷入困境甚至倒閉。為了應(yīng)對負(fù)向需求沖擊的影響，公司可能會更積極地傳遞社會責(zé)任信息。這是由于利益相關(guān)者理論認(rèn)為，企業(yè)披露的社會責(zé)任信息將為企業(yè)樹立良好的形象、提升企業(yè)的聲譽(yù)，轉(zhuǎn)變消費(fèi)者對企業(yè)品牌的態(tài)度，促進(jìn)消費(fèi)者購買意愿[11-13]，從而改善公司銷售狀況。鑒于此，本文將檢驗(yàn)公司銷售是否為經(jīng)濟(jì)政策不確定性影響公司社會責(zé)任信息披露的中間路徑。

公司銷售Sale用主營業(yè)務(wù)收入除以總資產(chǎn)衡量，按照溫忠麟、葉寶娟[26]的中介效應(yīng)分析方法進(jìn)行檢驗(yàn)。表8為中介變量公司銷售的檢驗(yàn)結(jié)果。表8中列(1)和列(2)為模型(1)的中介效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果，根據(jù)中介效應(yīng)檢驗(yàn)步驟判斷，公司銷售為經(jīng)濟(jì)政策不確定性提高公司自愿發(fā)布社會責(zé)任報告積極性的中間路徑。列(3)和列(4)為模型(2)的中介效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果，由于列(4)中Sale系數(shù)不顯著，需要進(jìn)一步進(jìn)行Bootstrap檢驗(yàn)，結(jié)果如表9所示，可以看到，間接效應(yīng)顯著，說明公司銷售為經(jīng)濟(jì)政策不確定性提高公司社會責(zé)任信息披露質(zhì)量的中間機(jī)制。

表8 公司銷售影響渠道的回歸結(jié)果

表9 公司銷售的Bootstrap檢驗(yàn)結(jié)果

2.分析師關(guān)注影響渠道

經(jīng)濟(jì)政策不確定性上升時，市場參與者及中介機(jī)構(gòu)無法合理預(yù)期政府未來政策導(dǎo)向，信息不確定性增加，分析師準(zhǔn)確預(yù)測難度加大[15]，從而分析師跟蹤人數(shù)減少，分析師的監(jiān)督效應(yīng)和信息傳遞效應(yīng)減弱，由此導(dǎo)致公司自愿發(fā)布社會責(zé)任報告的意愿以及所披露社會責(zé)任信息的質(zhì)量下降。因此，本文檢驗(yàn)分析師關(guān)注是否存在掩飾效應(yīng)。

分析師關(guān)注Analyst為分析師跟蹤人數(shù)加1的自然對數(shù)。表10中列(1)和列(2)為模型(1)的中介效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果?？梢钥吹?，列(1)中Epu系數(shù)與列(2)中Analyst系數(shù)乘積符號為負(fù)，而總效應(yīng)符號為正，根據(jù)溫忠麟、葉寶娟[26]的中介效應(yīng)檢驗(yàn)流程判斷，分析師關(guān)注為掩飾效應(yīng)，即分析師關(guān)注為經(jīng)濟(jì)政策不確定性降低公司自愿披露社會責(zé)任信息意愿的機(jī)制。同樣，列(3)和列(4)為模型(2)的檢驗(yàn)結(jié)果，可以看到分析師關(guān)注也起到了掩飾作用，即分析師關(guān)注為經(jīng)濟(jì)政策不確定性降低公司社會責(zé)任信息披露質(zhì)量的機(jī)制。

表10 分析師關(guān)注影響渠道的回歸結(jié)果

(二)異質(zhì)性分析

1.公司產(chǎn)權(quán)性質(zhì)的異質(zhì)性影響

由于國有控股公司和非國有控股公司的根本性質(zhì)存在差別，從而導(dǎo)致其社會責(zé)任履行及社會責(zé)任披露完全不同。本文根據(jù)產(chǎn)權(quán)性質(zhì)將樣本分為國有組和非國有組，表11展示了樣本分組后分別對模型(1)和(2)回歸的結(jié)果。列(1)和列(2)對比分析在不同產(chǎn)權(quán)性質(zhì)公司中經(jīng)濟(jì)政策不確定性對公司自愿發(fā)布社會責(zé)任報告意愿差異性的影響?？梢钥吹?，國有樣本組的Epu系數(shù)在1%的水平下顯著為正且系數(shù)值較大，而非國有樣本組的Epu系數(shù)在10%的水平下顯著為正且系數(shù)值較小，兩組的Epu系數(shù)組間差異顯著。該結(jié)果意味著就樣本而言，相對非國有控股公司，經(jīng)濟(jì)政策不確定性促進(jìn)公司自愿披露社會責(zé)任報告的積極性在國有控股公司中更大。

通常國有企業(yè)受政府管制較多，在經(jīng)營中除了追求經(jīng)濟(jì)利潤以外，同時還要承擔(dān)政府的社會性職能和公眾的社會責(zé)任期望[27]，因此政府對待社會責(zé)任的態(tài)度直接影響國有企業(yè)對待社會責(zé)任的態(tài)度。我國自2008年以來開始逐漸重視國企的社會責(zé)任信息披露情況，比如明確了社會責(zé)任報告為中央企業(yè)履行社會責(zé)任的五大措施之一③，地方政府也相繼出臺了國企披露社會責(zé)任信息的指導(dǎo)意見。經(jīng)濟(jì)政策不確定性本質(zhì)上還是政策的不確定性，政策的制定直接取決于政府，當(dāng)經(jīng)濟(jì)不確定性上升時，如果國有企業(yè)響應(yīng)政府號召，積極披露社會責(zé)任信息，符合政府的社會責(zé)任期望，那么政府掌握的相關(guān)信息和資源更可能傾斜于這類國有企業(yè)。因此，即使不屬于滬深兩所強(qiáng)制要求發(fā)布社會責(zé)任報告的國有控股公司，在經(jīng)濟(jì)政策不確定性較高時，他們自愿發(fā)布報告的意愿仍然較強(qiáng)。而非國有企業(yè)則完全不一樣。非國企更多地以股東財富最大化為經(jīng)營目標(biāo)，相對國企受政府的管制更少，政府和公眾對他們承擔(dān)社會責(zé)任的期望更低，不發(fā)布社會責(zé)任報告引發(fā)的成本更小。雖然經(jīng)濟(jì)政策不確定性升高同樣會對非國企造成一定的負(fù)向影響，但是若披露社會責(zé)任信息的成本大于獲取的收益，那么基于成本收益原則，非國企大概率不會披露社會責(zé)任信息。所以，相對非國有控股公司，經(jīng)濟(jì)政策不確定性提高將更大程度地促進(jìn)國有控股公司自愿發(fā)布社會責(zé)任報告的積極性。

表11 公司產(chǎn)權(quán)性質(zhì)異質(zhì)性影響的回歸結(jié)果

列(3)和列(4)為社會責(zé)任信息披露質(zhì)量模型的回歸結(jié)果。雖然國有組和非國有組的Epu系數(shù)都在1%的水平下顯著為正，但是國有組的系數(shù)值相對更大，且兩組的Epu系數(shù)組間差異顯著，表明經(jīng)濟(jì)政策不確定性對國有控股公司社會責(zé)任信息披露質(zhì)量的正向影響比非國有控股公司更大。與自愿發(fā)布社會責(zé)任報告的動機(jī)一致，國有控股公司響應(yīng)政府關(guān)于國企履行社會責(zé)任行為和披露社會責(zé)任信息的號召，通過高質(zhì)量的社會責(zé)任報告?zhèn)鬟_(dá)公司履行的社會責(zé)任，達(dá)到甚至超過政府預(yù)期，以爭取更多的資源，降低經(jīng)濟(jì)政策不確定性帶來的負(fù)向影響。而非國有控股公司受到的政府干預(yù)較少，承擔(dān)較低的社會責(zé)任公眾壓力，他們基于成本收益原則決定社會責(zé)任報告的質(zhì)量水平，在經(jīng)濟(jì)政策不確定性下信息披露質(zhì)量的提升相對國有公司更小。

2.市場制度環(huán)境的異質(zhì)性影響

由于我國各地區(qū)的市場化進(jìn)程不同，導(dǎo)致公司賴以生存的市場制度環(huán)境存在較大差異，經(jīng)濟(jì)政策不確定性對公司社會責(zé)任披露的影響也可能存在異質(zhì)性。鑒于此，本文參考王小魯?shù)萚28]著作的《中國分省份市場化指數(shù)報告(2018)》中“政府與市場的關(guān)系排序”數(shù)據(jù)，區(qū)分市場制度環(huán)境進(jìn)行研究。該排序體系根據(jù)地區(qū)的市場化程度由高到低進(jìn)行排列，排名越靠后代表地區(qū)的市場化程度越低，政府對市場的干預(yù)越多。按照該排序數(shù)據(jù)中不同年份的中位數(shù)，分年份地將地區(qū)分為市場化程度高地區(qū)和市場化程度低地區(qū)④，進(jìn)一步對應(yīng)于樣本公司注冊地址所屬區(qū)域?qū)颖痉譃楦呤袌龌M(Mar_High)和低市場化組(Mar_Low)，對模型(1)和(2)進(jìn)行回歸，結(jié)果見表12。

表12 市場制度環(huán)境異質(zhì)性影響的回歸結(jié)果

列(1)和列(2)展示了在不同市場制度環(huán)境中經(jīng)濟(jì)政策不確定性對公司自愿發(fā)布社會責(zé)任報告意愿的異質(zhì)性影響?？梢钥吹?，雖然高市場化組和低市場化組的Epu系數(shù)都在1%的水平下顯著為正，但是低市場化組的系數(shù)值更大且兩組的Epu系數(shù)組間差異顯著，說明在政府對市場干預(yù)更多的制度環(huán)境下，經(jīng)濟(jì)政策不確定性對公司自愿披露社會責(zé)任報告的促進(jìn)效應(yīng)更大。當(dāng)市場化程度較低時，政府對資源的分配存在更多的干預(yù)，政府行為對公司的經(jīng)營存在更大的影響，從而公司在該制度環(huán)境中有更強(qiáng)的意愿與政府維持良好關(guān)系，尤其是在經(jīng)濟(jì)政策不確定性較高的時期。當(dāng)經(jīng)濟(jì)政策不確定性不斷增加時，政府的相關(guān)決策短期內(nèi)也不確定。由于政府行為對公司經(jīng)營存在舉足輕重的影響，所以在不確定性緩解之前公司也不會妄自行動，為了獲得更多資源以降低不確定性帶來的負(fù)面影響，公司可能會主動發(fā)布社會責(zé)任報告，傳遞履行社會責(zé)任的信號，以區(qū)別于社會責(zé)任表現(xiàn)較差的公司，贏得政府好感并建立政治關(guān)聯(lián)。因此，相對市場化程度高的制度環(huán)境，在市場化較低的情況下，即使公司不屬于強(qiáng)制披露社會責(zé)任報告之列，也存在更強(qiáng)的動機(jī)主動發(fā)布社會責(zé)任報告，以應(yīng)對經(jīng)濟(jì)政策不確定性的負(fù)面沖擊。

列(3)和列(4)為模型(2)的回歸結(jié)果，高市場化組和低市場化組的Epu系數(shù)顯著性水平及系數(shù)值都差距不大，且組間差異也不顯著，表明經(jīng)濟(jì)政策不確定性對公司社會責(zé)任報告質(zhì)量的影響在市場制度環(huán)境不同的情況下不存在明顯差異。結(jié)合列(1)和列(2)可知，在經(jīng)濟(jì)政策不確定性下，相對政府干預(yù)較少的地區(qū)，政府干預(yù)更多地區(qū)中的公司雖然自愿發(fā)布社會責(zé)任報告的意愿更強(qiáng)，但是所披露的質(zhì)量水平并沒有更好。

六、研究結(jié)論與啟示

本文利用Baker等編制的中國經(jīng)濟(jì)政策不確定性指數(shù)以及潤靈環(huán)球的社會責(zé)任評級數(shù)據(jù)，研究了經(jīng)濟(jì)政策不確定性對公司社會責(zé)任信息披露的影響?；谀Ｐ?1)和(2)的實(shí)證回歸結(jié)果，研究發(fā)現(xiàn)：(1)當(dāng)經(jīng)濟(jì)政策不確定性逐漸增加時，公司自愿發(fā)布社會責(zé)任報告的意愿顯著提高；(2)經(jīng)濟(jì)政策不確定性越高，公司披露的社會責(zé)任信息質(zhì)量越好。在進(jìn)行雙向固定效應(yīng)模型、兩階段最小二乘回歸、更換經(jīng)濟(jì)政策不確定性的數(shù)據(jù)來源以及排除多重共線性一系列穩(wěn)健性檢驗(yàn)后，結(jié)論依然保持不變。利用中介效應(yīng)模型，進(jìn)一步檢驗(yàn)了中間影響路徑，發(fā)現(xiàn)公司銷售存在部分中介效應(yīng)，可以增強(qiáng)公司自愿發(fā)布社會責(zé)任意愿，提升社會責(zé)任信息質(zhì)量；而分析師關(guān)注存在部分掩飾效應(yīng)，降低了公司自愿發(fā)布社會責(zé)任意愿和社會責(zé)任信息質(zhì)量。此外，經(jīng)過異質(zhì)性分析發(fā)現(xiàn)，經(jīng)濟(jì)政策不確定性對公司社會責(zé)任信息披露的影響在產(chǎn)權(quán)性質(zhì)不同、市場制度環(huán)境不同的樣本中存在異質(zhì)性。具體而言，相較非國有控股公司，經(jīng)濟(jì)政策不確定性更大程度地提升了國有控股公司主動發(fā)布社會責(zé)任報告的意愿，以及發(fā)布報告的質(zhì)量水平；在政府干預(yù)較多的地區(qū)，經(jīng)濟(jì)政策不確定性促進(jìn)公司自愿發(fā)布社會責(zé)任報告的積極影響更大。

因此，在經(jīng)濟(jì)政策不確定性上升時，無論是公司的社會責(zé)任信息披露意愿還是披露質(zhì)量都隨之提高。但是這種正向效應(yīng)并不意味著經(jīng)濟(jì)政策不確定性是積極的驅(qū)動因素。一方面，經(jīng)濟(jì)政策不確定性上升導(dǎo)致分析師關(guān)注減少，從而引起分析師的外部監(jiān)督效應(yīng)和信息傳遞效應(yīng)減弱；另一方面，即使是利益相關(guān)者帶來的正向效應(yīng)，也是在經(jīng)濟(jì)政策不確定性產(chǎn)生不利的經(jīng)濟(jì)沖擊、總需求沖擊等一系列負(fù)面影響下，公司基于戰(zhàn)略角度權(quán)衡利弊后做出的決策行為，而并非是從根本上改善公司社會責(zé)任信息披露水平的驅(qū)動因素。因此，長遠(yuǎn)來看，頻繁多變的經(jīng)濟(jì)政策總體上不利于營造良好、穩(wěn)定的市場環(huán)境，也不利于微觀公司的經(jīng)營發(fā)展。使市場參與者對政府政策形成合理預(yù)期更能提高市場的有效性，且監(jiān)管機(jī)構(gòu)也應(yīng)當(dāng)基于長遠(yuǎn)發(fā)展的眼光，制定相關(guān)政策從本質(zhì)上提高上市公司的社會責(zé)任報告數(shù)量以及質(zhì)量。

注 釋：

①《中共中央關(guān)于全面深化改革若干重大問題的決定》指出，以規(guī)范經(jīng)營決策、資產(chǎn)保值增值、公平參與競爭、提高企業(yè)效率、增強(qiáng)企業(yè)活力、承擔(dān)社會責(zé)任為重點(diǎn)，進(jìn)一步深化國有企業(yè)改革。

② http:∥finance.sina.com.cn/leadership/mroll/20101217/16009125161.shtml。

③國資委發(fā)布的《關(guān)于中央企業(yè)履行社會責(zé)任的指導(dǎo)意見》(2008)。

④王小魯?shù)戎鞯摹吨袊质》菔袌龌笖?shù)報告(2018)》數(shù)據(jù)區(qū)間為2008—2016年，而本文樣本區(qū)間為2008—2017年，2017年數(shù)據(jù)是以2008—2016年的數(shù)據(jù)外推得到。