黃思燕 韓忠華

摘要：文章基于2010-2021年中國A股上市公司的面板數(shù)據(jù)，實證檢驗企業(yè)社會責任對財務風險的影響，進一步探究控股股東股權(quán)質(zhì)押的調(diào)節(jié)作用。研究發(fā)現(xiàn)：企業(yè)履行社會責任對財務風險具有弱化效應，且控股股東股權(quán)質(zhì)押行為、質(zhì)押程度和質(zhì)押規(guī)模均對企業(yè)社會責任與財務風險的抑制關系具有調(diào)節(jié)作用。

關鍵詞：企業(yè)社會責任；控股股東股權(quán)質(zhì)押；財務風險

中圖分類號：F275???文獻標識碼：A???文章編號：1005-6432（2024）011-0000-04

[DOI]10.13939/j.cnki.zgsc.2024.11.041

1引言

黨和政府在十九屆五中全會號召各個企業(yè)應自覺對其他利益相關者履行相應的社會責任，自此社會責任進入更多學者的視野。而隨著民眾對食品質(zhì)量、生產(chǎn)安全和企業(yè)捐贈等意識的提高，企業(yè)中的社會責任問題更為凸顯和尖銳。有個別企業(yè)在面對國家大力呼吁社會責任實踐的前提下，反其道而行之，損害了各利益相關者利益，從而不僅玷污了其公司聲譽，而且會受到有關部門的嚴懲，如沒收違法所得、罰款、吊銷營業(yè)資格證等，導致企業(yè)面臨巨大債務或暫停營業(yè)甚至直接宣布破產(chǎn)。但也有企業(yè)積極響應國家履行社會責任的號召，具有良好的社會責任表現(xiàn)，從而受到社會的高度贊譽，提高品牌效應，改善經(jīng)營狀況，降低陷入財務危機的可能性。而股權(quán)質(zhì)押作為一種可以突破融資約束的新興渠道，必然有其獨特的優(yōu)劣勢，從而影響企業(yè)的經(jīng)營策略，其進一步的經(jīng)濟后果也將對財務風險產(chǎn)生一定的影響。因此，文章將以控股股東股權(quán)質(zhì)押為切入視角，構(gòu)建“企業(yè)社會責任—控股股東股權(quán)質(zhì)押—財務風險”的邏輯框架，并選取我國A股上市公司2010-2021年的數(shù)據(jù)對該邏輯框架進行實證分析。

2理論分析與研究假設

2.1企業(yè)社會責任與財務風險

信號傳遞理論與信息不對稱理論認為，企業(yè)響應國家號召履行社會責任是在傳遞一個積極的暗示或正向的信號，其他利益相關者接收到此信號后會對企業(yè)產(chǎn)生信任感和好感度，從而主動與企業(yè)保持長期合作；且隨著雙方進一步地熟悉和了解，信息不對稱程度也隨之下降，使得在后續(xù)接觸過程中所消耗的各種溝通、代理成本均會逐漸減少。并且在社會責任環(huán)境下，財務治理成本與企業(yè)與利益相關者的合作程度呈負相關關系，而財務治理收益反之[9]。因此，企業(yè)承擔社會責任有利于其與利益相關者保持長期合作，降低溝通成本以及財務治理成本，提升財務治理收益。此外，吳文洋等（2022）和Mohammed?Benlemlih等（2017）也研究發(fā)現(xiàn)企業(yè)社會責任可以弱化財務風險[1-2]。

基于上述分析，提出假設H1

H1：其他條件不變時，履行社會責任能夠降低財務風險。

2.2企業(yè)社會責任、控股股東股權(quán)質(zhì)押和財務風險

優(yōu)序融資理論和信號傳遞理論認為，企業(yè)采取融資手段的優(yōu)先級應為內(nèi)部融資大于外部融資，而股權(quán)質(zhì)押是一種外部融資方式，這意味著內(nèi)部融資已然無法滿足企業(yè)日常運轉(zhuǎn)的資金需求。這些都在向市場傳遞一個股東目前在融資約束條件下資金緊缺的消極信號，并且控股股東股權(quán)質(zhì)押的程度或規(guī)模越大，就意味著資金短缺越嚴重。然而，企業(yè)進行社會責任實踐需要大量的資金支持[3]，并且上市公司通常將企業(yè)社會責任項目的執(zhí)行放在核心業(yè)務項目之后[4]。因此，股權(quán)質(zhì)押行為是為了獲取滿足企業(yè)日常運轉(zhuǎn)的資金，以支撐企業(yè)的生存和發(fā)展，并無額外的時間、精力和資金進行需要長期積淀才能反哺企業(yè)的社會責任實踐。與此同時，股權(quán)質(zhì)押行為向市場及其他利益相關者傳遞的消極信號，還會使投資者的投資意愿下降。因此，股權(quán)質(zhì)押行為不僅意味著其本身在融資約束加持的條件下資金緊缺，而且還會導致進一步的融資約束，加劇企業(yè)財務狀況惡化的進程。此外，劉益等（2022）研究發(fā)現(xiàn)控股股東股權(quán)質(zhì)押行為[5]、質(zhì)押程度[6]和質(zhì)押規(guī)模[7]對企業(yè)社會責任的履行具有抑制作用。與此同時，王新紅和曹帆（2021）強調(diào)控股股東股權(quán)質(zhì)押行為、質(zhì)押程度[8]和質(zhì)押規(guī)模[9]均促進財務風險的加劇?；谝陨戏治?，提出三個假設H2a、H2b和H2c。

H2a：控股股東股權(quán)質(zhì)押行為反向調(diào)節(jié)企業(yè)社會責任對財務風險的抑制作用。

H2b：控股股東股權(quán)質(zhì)押程度反向調(diào)節(jié)企業(yè)社會責任任對財務風險的抑制作用。

H2c：?控股股東股權(quán)質(zhì)押規(guī)模反向調(diào)節(jié)企業(yè)社會責任任對財務風險的抑制作用。

3研究設計

3.1樣本選擇和數(shù)據(jù)來源

文章選取2010-2021年我國全部A股上市公司作為研究對象，并對樣本公司做以下處理：其一，剔除金融行業(yè)和被ST、*ST的上市公司；其二，刪除變量存在缺失值的公司；其三，對所有連續(xù)變量進行1%上下的縮尾處理；最終得到10075個觀測值后用Stata?15進行實證分析。此外，文章所有數(shù)據(jù)均來源于國泰安數(shù)據(jù)庫。

3.2變量選取

3.2.1被解釋變量

財務風險（F）。文章采取周首華和楊濟華（1996）[10]的F分數(shù)模型作為財務風險的衡量指標，該指標數(shù)值越大，意味著企業(yè)財務風險越小。計算公式如下：

3.2.2解釋變量

企業(yè)社會責任（csr）。文章采用國泰安數(shù)據(jù)庫中關于11個維度的社會責任信息是否披露（披露為1，否則為0）的加總作為企業(yè)社會責任的衡量指標?？第w宇等（2023）也是采用該指標對企業(yè)社會責任進行衡量[11]。該指標評分越高，說明履行的企業(yè)社會責任實踐越多。

3.2.3調(diào)節(jié)變量

控股股東股權(quán)質(zhì)押。文章采用三種衡量指標，一為控股股東股權(quán)質(zhì)押行為（pledge_sf），即當控股股東年末存在股權(quán)質(zhì)押行為記為1，反之為0;二為控股股東股權(quán)質(zhì)押程度（pledge_cd），即控股股東股權(quán)質(zhì)押數(shù)量與自身持股股數(shù)的比值；三為控股股東股權(quán)質(zhì)押規(guī)模（pledge_gm），即控股股東股權(quán)質(zhì)押數(shù)量與上市公司總股數(shù)的比值。與王新紅和曹凡（2021）[8-9]采用的控股股東股權(quán)質(zhì)押的衡量指標一致。

3.2.4控制變量

文章采用公司規(guī)模、現(xiàn)金持有水平（貨幣資金/總資產(chǎn)）、獨立董事比例、市凈率（每股市價/每股凈資產(chǎn)）、凈利潤增長率、企業(yè)成立年齡、第一股東持股比例、凈資產(chǎn)收益率、總資產(chǎn)收益率、應收賬款周轉(zhuǎn)率和存貨周轉(zhuǎn)率共11個變量。

3.3??模型構(gòu)建

文章根據(jù)四個假設，建立以下四個回歸模型：

式中，模型（2）中的表示企業(yè)社會責任與控股股東股權(quán)質(zhì)押行為的交互項；模型（3）中的表示企業(yè)社會責任與質(zhì)押程度的交互項；模型（4）中的表示企業(yè)社會責任與質(zhì)押規(guī)模的交互項，此外，文章所有模型均控制行業(yè)和年份。

4實證分析

4.1回歸分析

文章的回歸結(jié)果如表1所示。首先，表1第1列為企業(yè)社會責任對財務風險的回歸結(jié)果。結(jié)果顯示，企業(yè)社會責任（csr）的估計系數(shù)為0.0152，在1%的水平下顯著，而財務風險（F）是反向指標，這就意味著企業(yè)社會責任實踐能夠有效降低財務風險，即研究假設H1得證。其次，表1第2列是在控股股東股權(quán)質(zhì)押行為的影響下，企業(yè)社會責任對財務風險的回歸結(jié)果。結(jié)果顯示，企業(yè)社會責任（csr）的估計系數(shù)為0.0152，控股股東股權(quán)質(zhì)押行為（pledge_sf）的估計系數(shù)為-0.0757，而企業(yè)社會責任（csr）與控股股東股權(quán)質(zhì)押行為（pledge_sf）的交互項系數(shù)為-0.0237，以上三者的估計系數(shù)均在1%的水平下顯著。這一結(jié)果意味著社會責任表現(xiàn)對財務風險具有一定的弱化效應，而股權(quán)質(zhì)押行為對財務風險則具有一定的促進作用，并反向調(diào)節(jié)企業(yè)社會責任對財務風險的弱化效果，即研究假設H2a成立。再次，表1第3列是質(zhì)押程度在基準回歸中的一個作用?；貧w結(jié)果顯示，企業(yè)社會責任（csr）的估計系數(shù)為0.0153，在1%的水平下顯著；而質(zhì)押程度（pledge_cd）的估計系數(shù)為-0.0910，在5%的水平下顯著；企業(yè)社會責任（csr）與質(zhì)押程度（pledge_cd）的交互項系數(shù)為-0.0485，在1%的水平下顯著。這一結(jié)果證明了企業(yè)履行社會責任對財務風險具有抑制作用，而質(zhì)押程度與財務風險具有正相關關系，并阻礙企業(yè)社會責任對財務風險的抑制效果，即研究假設H2b驗證通過。最后，表1第4列為質(zhì)押規(guī)模對基準回歸的影響結(jié)果?；貧w結(jié)果顯示，企業(yè)社會責任（csr）的回歸系數(shù)為0.0152，在1%的水平下顯著；而質(zhì)押規(guī)模的回歸系數(shù)為-0.3019，在5%的水平下顯著；企業(yè)社會責任（csr）與質(zhì)押規(guī)模（pledge_gm）的交互項系數(shù)為-0.1161，在1%的水平下顯著。這一結(jié)果揭示了企業(yè)社會責任實踐對財務風險的弱化效應，而質(zhì)押規(guī)模促進財務風險的產(chǎn)生或增大，并逆向調(diào)節(jié)企業(yè)社會責任對財務風險的弱化效應，即研究假設H3c得證。

4.2穩(wěn)健性和內(nèi)生性檢驗

4.2.1穩(wěn)健性檢驗

第一，替換被解釋變量。文章采用Altmam-Z（記為Z）替換財務風險的衡量指標進行穩(wěn)健性檢驗。吳文洋等（2022）也采用了該指標作為財務風險的代理指標[1]?；貧w結(jié)果顯示企業(yè)社會責任依舊對財務風險具有抑制作用，并且控股股東股權(quán)質(zhì)押行為、質(zhì)押程度和質(zhì)押規(guī)模依舊促進財務風險的加劇，依舊反向調(diào)節(jié)企業(yè)社會責任對財務風險的弱化效應，故通過穩(wěn)健性檢驗。

第二，同時控制年份、行業(yè)和省份。文章采用同時控制年份、行業(yè)和省份進行穩(wěn)健性檢驗。吳文洋等（2022）也同時對年份、行業(yè)和省份進行控制[1]?；貧w結(jié)果顯示企業(yè)社會責任依舊對財務風險具有弱化效應，并且控股股東股權(quán)質(zhì)押行為、質(zhì)押程度和質(zhì)押規(guī)模依舊逆向調(diào)節(jié)企業(yè)社會責任對財務風險的抑制作用。

4.2.2內(nèi)生性檢驗

文章采取核心解釋變量企業(yè)社會責任單一年度除本樣本外的全部樣本平均值作為文章的工具變量，進行2SLS估計，與吳文洋等（2022）采用的內(nèi)生性檢驗的衡量指標一致[1]?；貧w結(jié)果顯示企業(yè)社會責任仍然能夠有效降低財務風險，并且控股股東股權(quán)質(zhì)押行為、質(zhì)押程度和質(zhì)押規(guī)模仍然正向影響財務風險，仍然反向調(diào)節(jié)企業(yè)社會責任對財務風險的弱化效應。此外，F(xiàn)值均大于經(jīng)驗值10，故通過內(nèi)生性檢驗。

5??結(jié)論與建議

文章研究結(jié)論為：企業(yè)社會責任表現(xiàn)有助于降低財務風險，且控股股東股權(quán)質(zhì)押行為質(zhì)押程度和質(zhì)押規(guī)模均能促進財務風險，并反向調(diào)節(jié)企業(yè)社會責任對財務風險的抑制作用。因此，企業(yè)在實際經(jīng)營過程中，可以加強社會責任實踐，避免控股股東股權(quán)質(zhì)押行為（包括質(zhì)押程度和質(zhì)押規(guī)模），以降低財務風險，促進企業(yè)可持續(xù)發(fā)展。

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[作者簡介]黃思燕（1997-），會計學碩，研究方向：風險管理、公司戰(zhàn)略等；韓忠華（1974-），金融博士，碩士生導師，研究方向：風險管理、公司戰(zhàn)略等。