论文部分内容阅读
【摘 要】本文根据合法性理论基础，从理论上探讨了我国上市公司社会责任信息披露的动机，并实证研究了公司治理的结构对社会责任报告披露动机的影响。研究结果表明，公司治理中的股权结构、董事规模都会对社会责任信息的披露产生影响，并相应增大或减少信息发布的可能性。根据实证检验结果，启示我国应进一步完善信息披露法律体系、国有企业责任监督评价制度和社会群体价值引导机制。
【关键词】社会责任；公司治理；披露动机
一、引言
近年来，随着我国经济发展和经济体制改革走向深化，因企业生产经营引发的社会问题也不断增加，各界对于社会责任的履行尤为关注，企业社会责任及其信息披露越来越凸显其重要性。从国际范围上看，全球报告倡议组织（GRI）于2011年最新发布《可持续发展报告指南（G3.1）》，对如何界定社会责任报告的内容提供了流程指导。在我国，自2006年起陆续出台相关鼓励性文件以及强制性文件，以期推动上市公司社会责任信息披露。如2006年9月深交所发布了《上市公司社会责任信息指引》、2010年5月财政部颁布了《企业内部控制指引第4号-社会责任》，提出企业应积极履行社会责任，定期发布社会责任报告，并重视各个利益相关者的利益。
自20世纪80年代以来，国外学者率先对社会责任进行了研究。Wiseman（1982）首先对环境信息披露的质量进行了研究，并开发了一套用于社会责任打分的内容分析系统。Minna和Morten（1997）探讨了国家、行业和公司结构对环境信息披露的影响。Cormier和Magnan（2003）研究了基于战略下的环境信息披露，并对欧洲国家间的披露情况进行对比和分析。Cormier和Magnan（2008）研究了媒体、金融市场和环境信息报告的关系。在我国，葛家澎、林家军（2001）对社会责任信息披露的内容进行了研究。杜丽梅（2003）通过委托代理理论，研究了公司进行环境信息披露的内在原因。沈洪涛、万拓等（2010）研究了社会责任报告的鉴证主体和其内容。
近年来，社会责任信息披露与企业公司治理结构间相互关系的议题受到了学者的关注。一方面，良好的公司治理水平能降低公司管理层与股东等利益相关者之间的信息不对称、经理人的机会主义行为和委托代理成本（Ho和Wong， 2001； Harjoto & Jo， 2011），从而向公众提供高质量的信息披露；另一方面，公司的信息披露也是公司与利益相关者进行沟通交流的一种必不可少的有效方式。国外关于公司治理与信息披露的文献包括：Ho和Wong（2001）实证检验了独立董事比例、是否设立审计委员会、董事长与总经理是否两职合一与自愿性信息披露质量的关系。Eng和Mak（2003）研究了公司所有权结构与董事长的构成对自愿性信息披露的影响。在我国，马连富和赵颖（2007）实证检验了独立董事比例，董事长与总经理是否两职合一对社会责任信息披露质量的影响。沈洪涛等（2010）探讨了国有法人控股、独立董事比例、监事会会议次数等对社会责任信息披露质量的关系。
本文以合法性理论为主要理论框架，根据上海证券交易所（简称上交所）上市公司2011年度的社会责任报告，选取了上交所共954间上市公司和2011年度发布的338份社会责任报告，务求较全面地分析：良好的企业公司治理结构会否促使管理层发布社会责任报告。。
二、理论基础和研究假设
1.理论基础
国内外学者对社会信息披露动机背后的理论基础，存在着不同的看法，如合法性理论、利益相关者理论、自愿性报告理论、印象管理理论等。其中，合法性是指在一定的社会规则、价值观和理念的框架下，一个组织的行为被认为是可取的、合适的或者恰当的一种整体性感知（Suchman，1995）。企业的管理层会寻求公司行为与社会公众和利益相关者价值的一致性，从而满足其表现出来的“合法性”（Dowling和Preffer，1975）。合法性理论认为，组织与社会是以一种契约关系，任何违反或破坏这种社会契约的行为，将会产生“合法性危机（”O’Donovan，2000）。Deegan等（2000）基于合法性理论视角分析指出，公司管理层通常会继续现有的社会责任信息披露或者增多信息披露，保持与利益相关者的信息沟通与交流，以确保公司的合法性形象不受到损害。而一个良好的公司治理结构，组织内部的交流必定更公开透明，同时也能满足各方利益相关者的需求，并把利益相关者的价值最大化（Harjoto和Jo，2011）。因此，企业公司治理的结构在一定程度上会影响管理层发布社会责任报告的可能性。
2.研究假设
（1）披露动机
通过合法性理论得知，一个合法的组织就是一个遵守社会契约并支持社会发展的组织。而信息披露被认为是遵守或者证明其合法化的一种重要方式，它能够影响利益相关者对组织合法性的感知。企业越想证明其行为的合法性，必定会披露更多的信息从而改变社会公众对组织的期望和印象。因此，披露动机可以用企业当年是否发表社会责任报告来表示。
（2）公司治理
由于我国经济体制较特殊，国有股在上市公司持股结构里占据重要地位。国有股的持有人，如政府、国有资产管理机构，需肩负着监督所属企业履行社会责任的义务。同时，社会公众对国有控股企业是否遵守社会契约，并支持社会发展的期望值更高。根据合法性理论，企业国有股比例越高，则管理层越希望通过社会责任信息披露满足社会公众的期望。因此，本文提出以下假设：
H1：国有股比例与社会责任信息披露的动机正相关
我国的资本市场环境与英、美等发达国家相比，还不够健全和有效。同时，我国资本市场的股权集中度较高，因此，绝大多数的流通股股东都是中小股东，大部分上市公司被某些终极股东所控制。正因如此，个体股东对完善公司治理环境尤其是信息披露监管效果微乎其微。其导致的后果是，流通股股东对社会责任信息的披露，既无管理的能力，也无监督的动力。因此，本文提出以下假设： H2：流通股比例与社会责任信息披露的动机负相关
当企业的股权越分散时，委托人和代理人之前的潜在冲突会增加。外部股东希望代理人披露更多的信息，从而增加他们的知情权，并减轻信息不对称程度。而对于代理人来说，他们可以通过信息披露告知委托人他们正在为其利益努力工作的信息。反之，当企业的股权越集中时，例如第一大股东持股比例越高，代理人披露社会责任信息的动机会降低。因此，本文提出以下假设：
H3：第一大股东持股比例与社会责任信息披露的动机正相关
在企业里，董事会作为战略决策群体，信息披露水平是由其制定的。由于董事会里的成员均参与公司的战略发展政策的制定，如果其规模扩大时，董事会整体的专业水平和经验能力也会随之增加。因此，当董事数量增加时，信息披露的质量也理应随之增加。但是，信息披露的动机更多却取决于外因，如压力、冲突，而不单纯依靠内因。同时，董事会成员之间也存在沟通、协调等问题，在此消彼长的情况下，董事会的规模与社会责任信息披露的动机可能会存在非单调关系。因此，本文提出以下假设：
H4：董事会规模与社会责任信息披露的动机之间存在非线性关系
独立董事在董事会里的存在，能起到独立监管的作用。由于独立股东不在公司内部任职，与公司或经营管理者没有重要的业务或专业联系，因此，其能独立于公司，维护公司整体利益，并使中小股东的合法权益不受损害。当独立董事的人数增加时，他们会要求管理者披露更多的信息，从而减轻其他股东信息不对称的程度。因此，本文提出以下假设：
H5：独立董事规模与社会责任信息披露的动机正相关
相对于一般的投资者与股东来说，作为外部的机构投资者，常被认为是老练的投资者，拥有更丰富的资产与更强大的投资能力，对所投资企业能施加重要影响。管理层相对于一般投资者而言，往往更重视机构投资者的利益，因为他们持有上市公司的大量股份，所以管理层会改善上市公司的信息披露行为，从而吸引更多的机构投资者进行投资。因此，本文提出以下假设：
H6：机构投资者持股比例与社会信息责任披露的动机正相关
三、变量定义和模型设计
1.样本
本文选取上海证券交易所954只上市公司作为样本，其中A股股票为944只，B股股票为54只。因本文时间跨度为2011年，剔除所有数据缺失的样本，最终筛选样本数量为933只股票，其中A股股票为923只，B股股票为10只。上司公司的社会责任报告均来自上交所的官方网站或公司网站；上市公司的公司治理数据、市场交易数据以及其他财务数据均来自国泰安CSMAR数据库，并根据实证需要对原始财务数据进行整理。
2.变量定义
本文的解释变量、被解释变量和控制变量的符号、名称和其定义如表1所示：
3.模型设计
本文的因变量是二元变量，因此运用多元回归方程里的二元Logistic分析，进行最大拟然估计，从而构建了以下模型：
CSR = β0+ β1 PCTSTATE + β2 PCTTDE + β3 PCTFST + β4 BSIZE + β5 INDEP + β6 PCTINSTI + β7 FSIZE + β8 LEVGE + β9 ROA + ε
其中：β0为截距项；β是解释变量的估计系数；ε为回归残值。
四、实证分析
1.相关性分析
从表2可以看出，社会责任报告披露动机与第一大股东持股比例、董事会规模、独立董事规模和机构投资者持股比例显著正相关，相关系数分别为0.110、0.162、0.215和0.162（显著性水平均为1%）。国有股比例和流通股比例显著负相关，相关系数为-0.694（显著性水平1%），说明国有股比例越高，流通股比例越低。流通股比例和第一大股东持股比例、董事会规模和独立董事规模负相关，相关系数分别为-0.299（显著性水平1%），-0.60（显著性水平10%）和-0.77（显著性水平5%）。第一大股东持股比例和机构投资者持股比例显著负相关，相关系数为-0.073（显著性水平5%），说明上市公司第一大股东通常不是机构投资者，而大多是有政府背景的股东。
2.二元Logistic回归分析
从表3可以看出，此模型的卡方值（χ2）为88.967，p=0.000（显著性水平1%），表明该模型具有较好的识别能力，则公司治理能有效地解释社会责任报告披露的可能性。国有股比例（PCTSTATE）与社会责任报告披露动机（CSR）关系不显著，其原因可能是我国政府背景企业或国有股比例较大的企业，官僚主义和保守的作风导致了信息披露能动性的缺失。流通股比例（PCTTDE）在1%的水平上显著正相关，与预期符号相反。董事会规模（BSIZE）不显著，与预期符号一致。第一大股东持股比例（PCTFST）、独立董事规模（INDEP）和机构投资者持股比例（PCTINSTI）分别均在1%的水平下显著正相关，与预期符号均一致，也验证了本文的研究假设。控制变量里，公司大小（FSIZE）、杠杆比率（LEVGE）和盈利能力（ROA）与预期符号均一致，且显著相关。
五、结论
本文运用二元Logistic模型，以我国上海证券交易所2011年度上市企业为样本，实证研究了在合法性理论的基础下，企业公司治理和社会责任信息披露动机的关系。回归分析研究结果表明流通股比例、第一大股东持股比例、独立董事规模和机构投资者持股比例均与社会责任报告是否披露显著正相关，由此得出企业的公司治理结构会对管理者信息披露的动机产生一定的影响。本文的研究结果具有以下意义：第一，我国现阶段上市公司社会责任报告披露的比例偏低，应进一步完善社会责任信息披露法律体系；第二，国有股比例与社会责任信息披露动机的关系不显著，说明国有股企业或具有政府背景的上市公司存在一定的惰性，因此应出台科学合理的国有企业社会责任信息披露监督评价机制；第三，应充分发挥社会群体的宣传引导作用，如利用媒体等媒介引导企业在合法性认知的驱动下，向社会公众披露更多的社会责任信息。
参考文献：
[1]葛家澎，林志军.西方财务会计理论[M].厦门：厦门大学出版社，2001：34-36
[2]李正.企业社会责任信息披露影响因素实证研究[J].特区经济，2006（8）：24-25
[3]沈洪涛，吴奕彬.合规性、公司治理与社会信息披露[J].中国会计评论，2010（3） ：363-374
[4]张学勇，廖理.股权分置改革、公司治理与自愿性信息披露[J].经济研究，2010（4）：28-38
[5]Wiseman J. An Evaluation of Environmental Disclosures Made in Corporate Annual Reports. [J]. Accounting， Organizations and Society， 1982， 7（1） ：53-62
[6]Cormier D， Magnan M. Corporate Environmental Disclosure， Financial Market and Media： an International Perspective. [J]. Ecological Economics， 2008， 64（5） ： 643-659
【关键词】社会责任；公司治理；披露动机
一、引言
近年来，随着我国经济发展和经济体制改革走向深化，因企业生产经营引发的社会问题也不断增加，各界对于社会责任的履行尤为关注，企业社会责任及其信息披露越来越凸显其重要性。从国际范围上看，全球报告倡议组织（GRI）于2011年最新发布《可持续发展报告指南（G3.1）》，对如何界定社会责任报告的内容提供了流程指导。在我国，自2006年起陆续出台相关鼓励性文件以及强制性文件，以期推动上市公司社会责任信息披露。如2006年9月深交所发布了《上市公司社会责任信息指引》、2010年5月财政部颁布了《企业内部控制指引第4号-社会责任》，提出企业应积极履行社会责任，定期发布社会责任报告，并重视各个利益相关者的利益。
自20世纪80年代以来，国外学者率先对社会责任进行了研究。Wiseman（1982）首先对环境信息披露的质量进行了研究，并开发了一套用于社会责任打分的内容分析系统。Minna和Morten（1997）探讨了国家、行业和公司结构对环境信息披露的影响。Cormier和Magnan（2003）研究了基于战略下的环境信息披露，并对欧洲国家间的披露情况进行对比和分析。Cormier和Magnan（2008）研究了媒体、金融市场和环境信息报告的关系。在我国，葛家澎、林家军（2001）对社会责任信息披露的内容进行了研究。杜丽梅（2003）通过委托代理理论，研究了公司进行环境信息披露的内在原因。沈洪涛、万拓等（2010）研究了社会责任报告的鉴证主体和其内容。
近年来，社会责任信息披露与企业公司治理结构间相互关系的议题受到了学者的关注。一方面，良好的公司治理水平能降低公司管理层与股东等利益相关者之间的信息不对称、经理人的机会主义行为和委托代理成本（Ho和Wong， 2001； Harjoto & Jo， 2011），从而向公众提供高质量的信息披露；另一方面，公司的信息披露也是公司与利益相关者进行沟通交流的一种必不可少的有效方式。国外关于公司治理与信息披露的文献包括：Ho和Wong（2001）实证检验了独立董事比例、是否设立审计委员会、董事长与总经理是否两职合一与自愿性信息披露质量的关系。Eng和Mak（2003）研究了公司所有权结构与董事长的构成对自愿性信息披露的影响。在我国，马连富和赵颖（2007）实证检验了独立董事比例，董事长与总经理是否两职合一对社会责任信息披露质量的影响。沈洪涛等（2010）探讨了国有法人控股、独立董事比例、监事会会议次数等对社会责任信息披露质量的关系。
本文以合法性理论为主要理论框架，根据上海证券交易所（简称上交所）上市公司2011年度的社会责任报告，选取了上交所共954间上市公司和2011年度发布的338份社会责任报告，务求较全面地分析：良好的企业公司治理结构会否促使管理层发布社会责任报告。。
二、理论基础和研究假设
1.理论基础
国内外学者对社会信息披露动机背后的理论基础，存在着不同的看法，如合法性理论、利益相关者理论、自愿性报告理论、印象管理理论等。其中，合法性是指在一定的社会规则、价值观和理念的框架下，一个组织的行为被认为是可取的、合适的或者恰当的一种整体性感知（Suchman，1995）。企业的管理层会寻求公司行为与社会公众和利益相关者价值的一致性，从而满足其表现出来的“合法性”（Dowling和Preffer，1975）。合法性理论认为，组织与社会是以一种契约关系，任何违反或破坏这种社会契约的行为，将会产生“合法性危机（”O’Donovan，2000）。Deegan等（2000）基于合法性理论视角分析指出，公司管理层通常会继续现有的社会责任信息披露或者增多信息披露，保持与利益相关者的信息沟通与交流，以确保公司的合法性形象不受到损害。而一个良好的公司治理结构，组织内部的交流必定更公开透明，同时也能满足各方利益相关者的需求，并把利益相关者的价值最大化（Harjoto和Jo，2011）。因此，企业公司治理的结构在一定程度上会影响管理层发布社会责任报告的可能性。
2.研究假设
（1）披露动机
通过合法性理论得知，一个合法的组织就是一个遵守社会契约并支持社会发展的组织。而信息披露被认为是遵守或者证明其合法化的一种重要方式，它能够影响利益相关者对组织合法性的感知。企业越想证明其行为的合法性，必定会披露更多的信息从而改变社会公众对组织的期望和印象。因此，披露动机可以用企业当年是否发表社会责任报告来表示。
（2）公司治理
由于我国经济体制较特殊，国有股在上市公司持股结构里占据重要地位。国有股的持有人，如政府、国有资产管理机构，需肩负着监督所属企业履行社会责任的义务。同时，社会公众对国有控股企业是否遵守社会契约，并支持社会发展的期望值更高。根据合法性理论，企业国有股比例越高，则管理层越希望通过社会责任信息披露满足社会公众的期望。因此，本文提出以下假设：
H1：国有股比例与社会责任信息披露的动机正相关
我国的资本市场环境与英、美等发达国家相比，还不够健全和有效。同时，我国资本市场的股权集中度较高，因此，绝大多数的流通股股东都是中小股东，大部分上市公司被某些终极股东所控制。正因如此，个体股东对完善公司治理环境尤其是信息披露监管效果微乎其微。其导致的后果是，流通股股东对社会责任信息的披露，既无管理的能力，也无监督的动力。因此，本文提出以下假设： H2：流通股比例与社会责任信息披露的动机负相关
当企业的股权越分散时，委托人和代理人之前的潜在冲突会增加。外部股东希望代理人披露更多的信息，从而增加他们的知情权，并减轻信息不对称程度。而对于代理人来说，他们可以通过信息披露告知委托人他们正在为其利益努力工作的信息。反之，当企业的股权越集中时，例如第一大股东持股比例越高，代理人披露社会责任信息的动机会降低。因此，本文提出以下假设：
H3：第一大股东持股比例与社会责任信息披露的动机正相关
在企业里，董事会作为战略决策群体，信息披露水平是由其制定的。由于董事会里的成员均参与公司的战略发展政策的制定，如果其规模扩大时，董事会整体的专业水平和经验能力也会随之增加。因此，当董事数量增加时，信息披露的质量也理应随之增加。但是，信息披露的动机更多却取决于外因，如压力、冲突，而不单纯依靠内因。同时，董事会成员之间也存在沟通、协调等问题，在此消彼长的情况下，董事会的规模与社会责任信息披露的动机可能会存在非单调关系。因此，本文提出以下假设：
H4：董事会规模与社会责任信息披露的动机之间存在非线性关系
独立董事在董事会里的存在，能起到独立监管的作用。由于独立股东不在公司内部任职，与公司或经营管理者没有重要的业务或专业联系，因此，其能独立于公司，维护公司整体利益，并使中小股东的合法权益不受损害。当独立董事的人数增加时，他们会要求管理者披露更多的信息，从而减轻其他股东信息不对称的程度。因此，本文提出以下假设：
H5：独立董事规模与社会责任信息披露的动机正相关
相对于一般的投资者与股东来说，作为外部的机构投资者，常被认为是老练的投资者，拥有更丰富的资产与更强大的投资能力，对所投资企业能施加重要影响。管理层相对于一般投资者而言，往往更重视机构投资者的利益，因为他们持有上市公司的大量股份，所以管理层会改善上市公司的信息披露行为，从而吸引更多的机构投资者进行投资。因此，本文提出以下假设：
H6：机构投资者持股比例与社会信息责任披露的动机正相关
三、变量定义和模型设计
1.样本
本文选取上海证券交易所954只上市公司作为样本，其中A股股票为944只，B股股票为54只。因本文时间跨度为2011年，剔除所有数据缺失的样本，最终筛选样本数量为933只股票，其中A股股票为923只，B股股票为10只。上司公司的社会责任报告均来自上交所的官方网站或公司网站；上市公司的公司治理数据、市场交易数据以及其他财务数据均来自国泰安CSMAR数据库，并根据实证需要对原始财务数据进行整理。
2.变量定义
本文的解释变量、被解释变量和控制变量的符号、名称和其定义如表1所示：
3.模型设计
本文的因变量是二元变量，因此运用多元回归方程里的二元Logistic分析，进行最大拟然估计，从而构建了以下模型：
CSR = β0+ β1 PCTSTATE + β2 PCTTDE + β3 PCTFST + β4 BSIZE + β5 INDEP + β6 PCTINSTI + β7 FSIZE + β8 LEVGE + β9 ROA + ε
其中：β0为截距项；β是解释变量的估计系数；ε为回归残值。
四、实证分析
1.相关性分析
从表2可以看出，社会责任报告披露动机与第一大股东持股比例、董事会规模、独立董事规模和机构投资者持股比例显著正相关，相关系数分别为0.110、0.162、0.215和0.162（显著性水平均为1%）。国有股比例和流通股比例显著负相关，相关系数为-0.694（显著性水平1%），说明国有股比例越高，流通股比例越低。流通股比例和第一大股东持股比例、董事会规模和独立董事规模负相关，相关系数分别为-0.299（显著性水平1%），-0.60（显著性水平10%）和-0.77（显著性水平5%）。第一大股东持股比例和机构投资者持股比例显著负相关，相关系数为-0.073（显著性水平5%），说明上市公司第一大股东通常不是机构投资者，而大多是有政府背景的股东。
2.二元Logistic回归分析
从表3可以看出，此模型的卡方值（χ2）为88.967，p=0.000（显著性水平1%），表明该模型具有较好的识别能力，则公司治理能有效地解释社会责任报告披露的可能性。国有股比例（PCTSTATE）与社会责任报告披露动机（CSR）关系不显著，其原因可能是我国政府背景企业或国有股比例较大的企业，官僚主义和保守的作风导致了信息披露能动性的缺失。流通股比例（PCTTDE）在1%的水平上显著正相关，与预期符号相反。董事会规模（BSIZE）不显著，与预期符号一致。第一大股东持股比例（PCTFST）、独立董事规模（INDEP）和机构投资者持股比例（PCTINSTI）分别均在1%的水平下显著正相关，与预期符号均一致，也验证了本文的研究假设。控制变量里，公司大小（FSIZE）、杠杆比率（LEVGE）和盈利能力（ROA）与预期符号均一致，且显著相关。
五、结论
本文运用二元Logistic模型，以我国上海证券交易所2011年度上市企业为样本，实证研究了在合法性理论的基础下，企业公司治理和社会责任信息披露动机的关系。回归分析研究结果表明流通股比例、第一大股东持股比例、独立董事规模和机构投资者持股比例均与社会责任报告是否披露显著正相关，由此得出企业的公司治理结构会对管理者信息披露的动机产生一定的影响。本文的研究结果具有以下意义：第一，我国现阶段上市公司社会责任报告披露的比例偏低，应进一步完善社会责任信息披露法律体系；第二，国有股比例与社会责任信息披露动机的关系不显著，说明国有股企业或具有政府背景的上市公司存在一定的惰性，因此应出台科学合理的国有企业社会责任信息披露监督评价机制；第三，应充分发挥社会群体的宣传引导作用，如利用媒体等媒介引导企业在合法性认知的驱动下，向社会公众披露更多的社会责任信息。
参考文献：
[1]葛家澎，林志军.西方财务会计理论[M].厦门：厦门大学出版社，2001：34-36
[2]李正.企业社会责任信息披露影响因素实证研究[J].特区经济，2006（8）：24-25
[3]沈洪涛，吴奕彬.合规性、公司治理与社会信息披露[J].中国会计评论，2010（3） ：363-374
[4]张学勇，廖理.股权分置改革、公司治理与自愿性信息披露[J].经济研究，2010（4）：28-38
[5]Wiseman J. An Evaluation of Environmental Disclosures Made in Corporate Annual Reports. [J]. Accounting， Organizations and Society， 1982， 7（1） ：53-62
[6]Cormier D， Magnan M. Corporate Environmental Disclosure， Financial Market and Media： an International Perspective. [J]. Ecological Economics， 2008， 64（5） ： 643-659