A 股上市企業(yè)社會責任的同伴效應

2023-10-25 15:06:32周夢霞

江漢學術 2023年5期

周夢霞

（浙江工商大學會計學院，杭州 310000）

一、引言

由社科院發(fā)布的《企業(yè)社會責任藍皮書：中國企業(yè)社會責任研究報告》顯示，2016 至2019 年公開發(fā)布社會責任報告的企業(yè)數(shù)量分別為1183、1913、2097 和2030；被評為A 和BBB 級的企業(yè)數(shù)量分別由2019 年的0 和30 家上升到2020年的16 和44 家。企業(yè)社會責任狀況在數(shù)量和質量上都保持向好態(tài)勢，但是現(xiàn)階段我國企業(yè)社會責任綜合水平仍舊較低?！吨袊髽I(yè)社會責任發(fā)展報告（2020）》顯示，企業(yè)社會責任管理指數(shù)、發(fā)展指數(shù)和實踐指數(shù)綜合水平比較低，企業(yè)300強社會責任發(fā)展平均指數(shù)僅為36 分（滿分為100分），尚未達及格線。

關于企業(yè)進行社會責任活動動機這一問題，目前主要從環(huán)境因素和內部條件進行解釋。從內部條件來看，企業(yè)進行社會責任的動機可能出于提升企業(yè)價值的股東價值主義或者可能出于利用社會責任作為掩蓋管理層失德行為的自利動機。在利益最大化的驅使以及當前社會責任尚未完全普及的情況下，管理層自利動機得到了更為廣泛的認同。同時，企業(yè)并不是獨自運作的，總是嵌入于一定的社會環(huán)境中，企業(yè)出于符合政治合法性和社會價值導向等環(huán)境因素進行社會責任活動。同伴效應是指企業(yè)的行為選擇往往受到同伴企業(yè)行為選擇的影響，并與同伴企業(yè)表現(xiàn)出相同的行為選擇（Manski，1993）［1］。目前同伴效應已在下列行為決策中被廣泛證實，如研發(fā)投入和廣告投放（Hoberg、Phillips，2016）［2］、股票分割（Kaustia、Rantala，2015）［3］、高管薪酬（BizjaK，等，2008）［4］、股權再融資（Billett，等，2016）［5］、資本結構（Leary、Roberts，2014）［6］、投資（Foucault、Fresard，2014［7］；石桂峰，2015［8］）、股利（Grennan，2019［9］；馮戈堅、王建瓊，2021［10］）等。那么，現(xiàn)有關于社會責任動機研究是否忽略了一種可能性，企業(yè)進行社會責任這一行為受到同伴企業(yè)披露社會責任的外生影響。

本文以2010 至2020 年中國A 股上市企業(yè)為研究樣本，以同伴效應為視角，試圖從社會責任得分和社會責任公告披露意愿兩方面研究企業(yè)社會責任同伴效應，探討其異質性、影響因素以及經(jīng)濟后果。本文的貢獻如下：第一，區(qū)別于已有文獻，本文以企業(yè)管理層的行為選擇為視角，用同伴效應解釋企業(yè)社會責任行為，并考察其異質性、影響因素和經(jīng)濟后果，豐富了同伴效應的相關研究成果；第二，本文通過測算不同行業(yè)社會責任同伴效應的大小，研究社會責任的行業(yè)同伴效應對企業(yè)股價崩盤風險的影響，豐富了同伴效應經(jīng)濟后果的相關研究成果。

二、理論分析

（一）企業(yè)社會責任的同伴效應

企業(yè)社會責任行為主要由管理層決定，而有經(jīng)驗的管理者往往會關注同伴企業(yè)的行為選擇（Kaustia、Rantala，2015）［3］。企業(yè)的社會責任行為可能受到同伴企業(yè)社會責任行為的影響，使得企業(yè)管理層做出與同伴企業(yè)一致的社會責任行為。同伴效應的產(chǎn)生機制主要有“基于行為的學習作用”和“基于效用的應對措施”（Bursztyn，等，2014）［11］。從“基于行為的學習作用”機制分析，盡管企業(yè)管理層作為內部人在發(fā)展前景等方面具有一定的信息優(yōu)勢，但是受獲取和處理信息的成本以及管理層自身專業(yè)知識等主客觀因素的影響，企業(yè)對實施社會責任活動帶來的可能結果缺乏足夠準確的判斷，這時企業(yè)會選擇通過觀察同伴企業(yè)的行為，提取相應信息并推測，進而采取模仿策略。從“基于效用的應對措施機制”方面分析，企業(yè)可能已經(jīng)觀察到同伴企業(yè)通過社會責任活動獲得了一系列好處，如：改善企業(yè)經(jīng)營狀況（Flammer、Luo，2017）［12］、發(fā)揮保險機制作用（Lins，等，2017）［13］和降低資金成本（Cheng，等，2014）［14］等。因此企業(yè)認為同伴企業(yè)社會責任行為屬于能為企業(yè)帶來利益的“高質量”活動，從而出現(xiàn)模仿學習的傾向，進而實施社會責任活動。另一方面，雖然實施社會責任活動能在長期實現(xiàn)股東利益最大化并提高管理層聲譽，但可能在短期對企業(yè)的績效產(chǎn)生不利影響。通過模仿同伴企業(yè)的社會責任行為，管理層更容易在組織上獲得行為的“正當性”，以便應對短視股東的譴責?；诖?，本文提出假設H1：

H1：企業(yè)社會責任存在同伴效應。

（二）企業(yè)社會責任同伴效應的異質性研究

企業(yè)進行社會責任活動可以緩解企業(yè)融資約束問題（冉戎，等，2016）［15］，進而獲得更多信貸支持（李姝、謝曉嫣，2014）［16］。融資約束較高企業(yè)的融資行為更容易受到同伴企業(yè)融資行為的影響（Leary、Roberts，2014［6］；Billett，等，2016［5］）。從同伴效應產(chǎn)生機制之一的“基于效用的應對措施”機制方面分析，如果企業(yè)面臨更多融資約束，沒那么容易從金融機構獲取信貸資金，高融資約束企業(yè)為了獲得更多信貸支持，企業(yè)觀察到同伴企業(yè)通過社會責任活動緩解了企業(yè)融資約束問題，企業(yè)認為同伴企業(yè)社會責任行為屬于能為企業(yè)帶來利益的“高質量”活動，進而模仿同伴企業(yè)社會責任行為的概率更大，產(chǎn)生社會責任披露行為的可能性也更大。

董事網(wǎng)絡在同伴效應中的作用已在下列行為決策中被廣泛研究：并購的同伴效應（陳仕華、盧昌崇，2013）［17］、投資的同伴效應（陳運森、鄭登津，2017）［18］、金融化的同伴效應（杜勇、劉婷婷，2021）［19］等。關于董事網(wǎng)絡在同伴效應中的作用存在以下兩種觀點：其一，因其能夠接收到更多信息，同伴效應現(xiàn)象在高董事網(wǎng)絡中心度企業(yè)中更顯著。比如說，董事網(wǎng)絡中心度越高的企業(yè)越容易受到同伴企業(yè)捐贈行為的影響（陳仕華、馬超，2011）［20］。其二，當董事會成員廣泛任職于其他企業(yè)董事會時，其影響力越大，使得決策更具自主性，此時，同伴效應越不明顯。比如說，與高董事網(wǎng)絡中心度的企業(yè)相比，低董事網(wǎng)絡中心度的企業(yè)模仿同伴企業(yè)的過度負債行為的可能性更大（李志生，等，2018）［21］。如果處于董事網(wǎng)絡中心位置的企業(yè)能夠接收到更多董事網(wǎng)絡中其他企業(yè)的披露社會責任的信息，信息接收越多越容易受到董事網(wǎng)絡中其他企業(yè)的影響，那么董事網(wǎng)絡中心度高的企業(yè)更傾向于模仿同伴企業(yè)的社會責任披露行為。相反，如果企業(yè)在董事網(wǎng)絡中的影響力越大，其決策越具有自主性，影響力小的企業(yè)更容易受到影響，那么董事網(wǎng)絡中心度低的企業(yè)更傾向于模仿同伴企業(yè)的社會責任披露行為。

基于以上論述，本文提出以下假設：

H2：高融資約束企業(yè)模仿同伴企業(yè)社會責任的可能性更大。

H3a：董事網(wǎng)絡中心度高的企業(yè)更容易被同伴企業(yè)社會責任所影響。

H3b：董事網(wǎng)絡中心度低的企業(yè)更容易被同伴企業(yè)社會責任所影響。

（三）企業(yè)社會責任同伴效應的影響因素

投資行為同伴效應會受到地方政府對經(jīng)濟干預的影響（石桂峰，2015）［8］。與投資行為類似，企業(yè)社會責任的同伴效應同樣受到市場化進程的影響。地方政府對經(jīng)濟的干預使得企業(yè)披露社會責任的支出產(chǎn)生了更大的轉移效應和擠出效應，企業(yè)所受到同伴企業(yè)社會責任行為影響的可能性也隨之降低。企業(yè)所在的地方政府對經(jīng)濟的干預越弱，企業(yè)彼此之間社會責任的互動越頻繁，企業(yè)受到同伴企業(yè)社會責任影響的可能性將大大提升，進而更容易發(fā)生社會責任的同伴效應。

過度負債同伴效應受到企業(yè)所在地區(qū)金融市場發(fā)展的影響（李志生,等，2018）［21］。與過度負債行為類似，地區(qū)金融市場發(fā)展也會影響企業(yè)社會責任同伴效應。在金融市場發(fā)展相對完善的地區(qū)，企業(yè)進行社會責任的行為能夠擁有更多的組織聲譽，那么，企業(yè)所受到同伴企業(yè)社會責任行為影響的可能性也隨之升高。企業(yè)所在地區(qū)的金融市場發(fā)展越完善，可能進一步促進同伴企業(yè)之間社會責任的互動，使得企業(yè)模仿同伴企業(yè)社會責任行為的可能性提高，進而帶來同伴效應。

基于以上論述，本文提出以下假設：

H4：企業(yè)所在的地區(qū)市場化進程越完善，社會責任同伴效應越明顯。

H5：企業(yè)所在的地區(qū)金融發(fā)展程度越高，社會責任同伴效應越明顯。

（四）企業(yè)社會責任同伴效應的經(jīng)濟后果

學術界關于“企業(yè)社會責任行為是否有利于提升企業(yè)價值”這一問題給出了兩種觀點。股東價值主義認為企業(yè)社會責任這一行為體現(xiàn)的是股東利益，能夠為企業(yè)帶來長期利益，有利于提升企業(yè)價值（Fombrun，2005）［22］。然而，以Friedman（1970）［23］為代表的學者們認為社會責任已經(jīng)成為管理層掩蓋不端行為的工具，有損企業(yè)長期價值。當一個行業(yè)社會責任的同伴效應越強，該行業(yè)內的企業(yè)模仿同伴企業(yè)社會責任的可能性越大，從而可能系統(tǒng)性地提高行業(yè)社會責任水平。如果企業(yè)基于股東價值主義進行社會責任活動，企業(yè)的信息透明度有所提升，股價崩盤風險得以緩解。那么社會責任同伴效應較強的行業(yè)，基于股東價值主義動機的社會責任活動能夠緩解企業(yè)的股價崩盤風險。如果企業(yè)社會責任行為更多體現(xiàn)的是管理層的利益，社會責任已經(jīng)成為管理層掩蓋失德行為的工具，管理層捂盤動機得到加強，股價崩盤風險將加劇。那么社會責任同伴效應較強的行業(yè)，基于管理層自利動機的社會責任活動將加劇企業(yè)的股價崩盤風險。

對此，本文提出下列假設：

H6a：企業(yè)所處行業(yè)的社會責任同伴效應越明顯，股價崩盤風險將緩解。

H6b：企業(yè)所處行業(yè)的社會責任同伴效應越明顯，股價崩盤風險將加劇。

三、研究設計

（一）數(shù)據(jù)來源

本文選取2010—2020 年滬深兩市A 股上市企業(yè)作為研究對象。本文剔除以下條件的上市公司：（1）ST、*ST 等企業(yè)；（2）財務指標數(shù)據(jù)缺失；（3）金融和房地產(chǎn)行業(yè)；并對有關變量在1%和99%水平進行縮尾處理，最終得到18260 個觀測值。為了行業(yè)分類后的樣本數(shù)據(jù)分布更加合理，本文以證監(jiān)會2012 年行業(yè)分類版為依據(jù)劃分行業(yè)，對制造業(yè)進行二級分類，其余所有行業(yè)一級分類，同時以省、直轄市和自治區(qū)為單位劃分地區(qū)。

（二）實證模型與主要變量說明

1.企業(yè)社會責任同伴效應的存在性

借鑒Leary、Roberts（2014）［6］的研究方法探討社會責任同伴效應的存在性，模型如下所示：

其中：i 為行業(yè)、j 為企業(yè)、t 為年份。參考杜勇、劉婷婷（2021）［19］、李志生等（2018）［21］的研究，模型（1）使用OLS 回歸，被解釋變量CSR 表示企業(yè)社會責任得分，該數(shù)據(jù)來自和訊網(wǎng)發(fā)布的上市公司社會責任報告；解釋變量AVECSR 表示同伴企業(yè)社會責任得分均值，構建方法為當年相同行業(yè)內所有企業(yè)的企業(yè)社會責任得分的均值，地區(qū)社會責任得分指數(shù)（AVECSRD）為控制變量，構建方法為當年相同地區(qū)內所有企業(yè)的企業(yè)社會責任得分的均值。模型（2）使用Probit 回歸，被解釋變量DUMCSR 為社會責任公告披露意愿，該數(shù)據(jù)來自國泰安數(shù)據(jù)庫的上市公司社會責任報告基本信息表；解釋變量AVEDUMCSR 為自愿披露社會責任公告的同伴企業(yè)占比，構建方法為當年相同行業(yè)內自愿披露社會責任公告的企業(yè)占比，地區(qū)自愿披露社會責任公告的企業(yè)占比（AVEDUMCSRD）為控制變量，構建方法為當年相同地區(qū)內自愿披露社會責任公告的企業(yè)占比。CTRL 為控制變量，來自國泰安數(shù)據(jù)庫，包括：企業(yè)規(guī)模（Size）、資產(chǎn)負債率（Lev）、營業(yè)收入增長率（Grow）、資產(chǎn)收益率（Roa）、股權制衡度（Shrs）、管理層持股比例（Mhldn）、獨立董事比例（Idr）、兩職合一（Dual）。

2.企業(yè)社會責任同伴效應的異質性研究

從融資約束、董事網(wǎng)絡中心度兩方面分析企業(yè)社會責任同伴效應的異質性研究，構建以下模型：

其中，變量Mechanism 包括融資約束（SA）指標和董事網(wǎng)絡中心度（DEGREE）指標。借鑒Hadlock 和Pierce（2010）［24］對融資約束（SA）指標的衡量，計算方式如下：SA =- 0.737 × Size +0.043 × Size2- 0.04 × Age，并對SA 取絕對值，絕對值數(shù)值越大，說明企業(yè)融資約束越嚴重。根據(jù)董事在其他企業(yè)的兼任情況衡量董事網(wǎng)絡中心度（DEGREE）指標，計算方式如下：其中pij表示企業(yè)i 和企業(yè)j 之間是否存在關系，如果企業(yè)i 的董事在企業(yè)j 擔任董事職務，則pij=1，否則pij=0；n 表示構成董事網(wǎng)絡的企業(yè)數(shù)量。

3.企業(yè)社會責任同伴效應的影響因素

從地區(qū)市場化進程和金融發(fā)展程度兩方面研究企業(yè)社會責任同伴效應的影響因素，模型構建如下：

其中，變量FACTOR 表示地區(qū)市場化進程（MAK）和金融發(fā)展程度（FIN）。市場化進程數(shù)據(jù)和金融發(fā)展程度數(shù)據(jù)分別來自王小魯?shù)染幹频摹吨袊质》菔袌龌笖?shù)報告（2018）》中的市場化進程總得分和要素市場發(fā)育得分［25］。地區(qū)市場化進程和金融發(fā)展程度分數(shù)越高，說明企業(yè)所在地區(qū)的市場化進程和金融發(fā)展程度越完善。

4.企業(yè)社會責任同伴效應的經(jīng)濟后果

借鑒李志生等（2018）的研究，分析企業(yè)所處行業(yè)的社會責任同伴效應對股價崩盤風險的影響，模型如下所示：

其中，Y 表示股價崩盤風險，PEER 表示企業(yè)所處行業(yè)的社會責任得分的同伴效應，DUMPEER 表示企業(yè)所處行業(yè)的社會責任公告披露意愿的同伴效應。

關于股價崩盤風險的衡量，參考彭俞超等（2018）［26］、司登奎等（2021）［27］的研究，分別使用負收益偏態(tài)系數(shù)（NCSKEW）和收益上下波動比率（DUVOL）表示。

首先，根據(jù)以下模型計算股票特有收益率：

其中，ri,j是j 周的i 股票的收益率，rm,j是第j周的流通市值加權平均市場收益率。

其次，ωi,j表示特有收益率，計算方式如下：ωi,j= LN(1 + εi,j），εi,j為回歸（9）的殘差項。

最后，股價崩盤風險指標具體的計算方法如下：

其中，n是當年股票i的交易周數(shù)。

其中，nu和nd分別為當年股票周特有收益率大于和小于年平均收益率的周數(shù)。

關于行業(yè)社會責任得分同伴效應（PEER）和行業(yè)社會責任公告披露意愿同伴效應（DUMPEER）的衡量，借鑒李志生等（2018）［21］的研究，分別將社會責任得分對同伴企業(yè)社會責任得分均值和社會責任公告披露意愿對自愿披露社會責任公告的同伴企業(yè)占比進行回歸：

基于以上模型得出同一行業(yè)內所有企業(yè)的回歸方程確定系數(shù)R2，然后計算R2在行業(yè)的平均值，用來衡量不同行業(yè)的社會責任得分同伴效應（PEER）和社會責任公告披露意愿同伴效應（DUMPEER）。

表1 變量定義

表2 的描述性統(tǒng)計結果顯示，同伴企業(yè)社會責任得分均值的總體平均值與社會責任得分總體平均值接近。同時，自愿披露社會責任公告的同伴企業(yè)占比的總體平均值與自愿披露社會責任公告的總體平均值保持相似的水平，符合同伴效應的理論預期。

表2 主要變量的描述性統(tǒng)計

四、實證結果

（一）企業(yè)社會責任同伴效應的回歸結果

表3 為模型1 和模型2 的回歸結果，列（1）至列（3）為模型1 的OLS 回歸結果，企業(yè)社會責任得分（CSR）為被解釋變量，同伴企業(yè)社會責任得分均值（AVECSR）為解釋變量；列（4）至列（6）是模型2 的Probit 回歸結果，企業(yè)社會責任公告披露意愿（DUMCSR）為被解釋變量，自愿披露社會責任公告的同伴企業(yè)占比（AVEDUMCSR）為解釋變量。實證結果顯示，解釋變量AVECSR 和AVEDUMCSR 的回歸系數(shù)均在1%的統(tǒng)計水平上顯著為正，假設H1得到證實，即企業(yè)社會責任存在同伴效應，企業(yè)社會責任行為會受到同伴企業(yè)社會責任行為的影響并表現(xiàn)出一致的社會責任行為。

表3 企業(yè)社會責任同伴效應的回歸結果