李詩田 宋獻(xiàn)中

親社會偏好、合法性壓力與社會責(zé)任信息披露
——基于中國民營上市公司的實證研究*

李詩田 宋獻(xiàn)中

采用行為、實驗經(jīng)濟(jì)學(xué)的親社會偏好理論和社會學(xué)的合法性理論解釋企業(yè)社會責(zé)任信息披露的動因，以2010—2011年中國民營上市公司社會責(zé)任報告為研究樣本，實證分析結(jié)果顯示，管理者親社會偏好特征對上市公司社會責(zé)任披露水平有顯著的正影響，企業(yè)合法性壓力對上市公司社會責(zé)任披露水平有顯著的正影響，管理者親社會偏好上市公司的社會責(zé)任披露水平對于合法性壓力的敏感程度更高。

親社會偏好 合法性壓力 企業(yè)社會責(zé)任披露 動因

中國正處于經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型的關(guān)鍵時期，社會公平、誠信、自然環(huán)境和資源、能源等問題比較突出，近年來，企業(yè)社會責(zé)任一直是國內(nèi)實務(wù)界關(guān)注的熱點。相對于國內(nèi)外如火如荼的社會責(zé)任實踐，企業(yè)社會責(zé)任理論研究的進(jìn)展相對滯后。社會責(zé)任信息披露可以幫助公眾了解企業(yè)社會責(zé)任履行情況，長期以來，中國企業(yè)社會責(zé)任信息散見于上市公司年報中，未見獨立的企業(yè)社會責(zé)任報告。自2006年寶鋼公司發(fā)布中國第一份上市公司可持續(xù)發(fā)展報告①本文把公司可持續(xù)發(fā)展報告視為社會責(zé)任報告范疇。以來，越來越多的上市公司開始發(fā)布獨立的社會責(zé)任報告。企業(yè)為何要向外披露社會責(zé)任信息？理論界至今仍未形成統(tǒng)一的共識，這相應(yīng)制約了社會責(zé)任信息披露實踐的順利開展。

國內(nèi)外社會責(zé)任信息披露動因的研究文獻(xiàn)非常豐富，觀點各異。研究社會責(zé)任信息披露動因的切入點主要包括企業(yè)特征、公司治理和利益相關(guān)者等視角?；谄髽I(yè)特征的大多數(shù)研究結(jié)果顯示，業(yè)績、規(guī)模、行業(yè)與社會責(zé)任信息披露存在顯著的正相關(guān)關(guān)系，[1][2][3]上一年高的資本成本是當(dāng)年公司披露社會責(zé)任信息的重要驅(qū)動因素。[4]基于公司治理的研究結(jié)論顯示，外部董事比例與社會責(zé)任披露呈正相關(guān)關(guān)系。[5][6][7]基于利益相關(guān)者角度的研究表明，被動應(yīng)對公眾壓力以及主動向相關(guān)利益者展示社會形象是企業(yè)社

會責(zé)任披露的重要驅(qū)動因素。[8][9]國內(nèi)外學(xué)者主要從上述三個方面對社會責(zé)任信息披露進(jìn)行研究，本文嘗試在利益相關(guān)者角度的基礎(chǔ)上全面引入社會學(xué)中的合法性理論，同時引入行為和實驗經(jīng)濟(jì)學(xué)的親社會偏好理論，基于管理者親社會偏好和企業(yè)合法性壓力視角來研究企業(yè)社會責(zé)任披露的動因。

一、研究假設(shè)

（一）管理者親社會偏好和社會責(zé)任信息披露

傳統(tǒng)古典經(jīng)濟(jì)學(xué)建立在 “經(jīng)濟(jì)人”假定基礎(chǔ)上，隨著心理學(xué)、行為和實驗經(jīng)濟(jì)學(xué)等學(xué)科的發(fā)展，純粹的 “經(jīng)濟(jì)人”假設(shè)受到強(qiáng)烈質(zhì)疑和較大修正，社會偏好理論應(yīng)運而生。Camerer(2003)將社會偏好定義為個體效用函數(shù)會反映出對他人所得的關(guān)心。[10]經(jīng)濟(jì)學(xué)家主要基于博弈和實驗的研究方法從互惠偏好、差異厭惡和利他主義等三個方面研究社會偏好和行為。互惠偏好主要指人們對自己友善的人友善，而敵視哪些敵視自己的人。差異厭惡主要指人們不僅在意自身的絕對收益而且還在意相對收益。利他主義主要指個體的效用隨著他人效用增加而增加。社會偏好理論從不同視角對經(jīng)濟(jì)人的自利假設(shè)提出了強(qiáng)烈的挑戰(zhàn)，證明了人們不僅關(guān)心自己的利益而且關(guān)心他人利益，其社會偏好特征客觀存在。

親社會偏好是積極和正面的社會偏好。[11]個體對社會聲譽、社會形象的自我關(guān)注是其親社會偏好及行為的激勵因素之一，[12]企業(yè)社會責(zé)任行為與對企業(yè)決策有重大影響的管理者的親社會偏好動機(jī)有關(guān)。[13]本文認(rèn)為，管理者具有親社會偏好特征的企業(yè)，將會承擔(dān)更多的社會責(zé)任，可供企業(yè)披露的社會責(zé)任內(nèi)容越多，企業(yè)社會責(zé)任披露水平也會相應(yīng)更高；親社會的管理者更關(guān)心社會公眾對其個人的評價，主動披露更高水平的社會責(zé)任信息不僅有助于社會公眾了解企業(yè)，也有助于管理者建立良好的個人形象和聲譽。基于上述論證，本文提出假設(shè)1。

假設(shè)1:管理者親社會偏好企業(yè)的社會責(zé)任信息披露水平更高。

（二）企業(yè)合法性壓力與社會責(zé)任信息披露

合法性 （legitimacy）是一個社會學(xué)概念，19世紀(jì)末，韋伯將 “合法性”概念引入到政治學(xué)領(lǐng)域，并將 “合法性”定義為人民 “自愿服從”的一種政治統(tǒng)治或國家狀態(tài)。[14]哈貝馬斯認(rèn)為合法性問題是一個政治制度、一個政權(quán)的威嚴(yán)和權(quán)威能否得到人們信任和承認(rèn)的問題。韋伯和哈貝馬斯都強(qiáng)調(diào)合法性與合法律性兩個概念之間的差別，合法性離不開合法律性，但是合法性要超越 “合乎法律”這一范圍，涉及正當(dāng)性和認(rèn)同度等問題。[15]一些學(xué)者開始把這一思想運用到微觀組織和企業(yè)研究中，Suchman（1995）給出了關(guān)于企業(yè)合法性一個比較權(quán)威的定義：企業(yè)合法性是指在一個由社會構(gòu)建的規(guī)范、價值、信念和定義的體系中，企業(yè)的行為被認(rèn)為是可取的、恰當(dāng)?shù)?、一般性的感知和假定。[16]

企業(yè)是由利益相關(guān)者基于社會契約關(guān)系組成的共同體，企業(yè)合法性實質(zhì)為利益相關(guān)者對企業(yè)行為的認(rèn)同程度或企業(yè)行為對利益相關(guān)者的正當(dāng)性。在已有的規(guī)范、價值、信念和定義的體系下，企業(yè)必須向諸如社區(qū)、員工、消費者等利益相關(guān)者承擔(dān)責(zé)任，即被稱為社會責(zé)任。本文認(rèn)為，企業(yè)合法性實際上取決于利益相關(guān)者對企業(yè)社會責(zé)任承擔(dān)水平的認(rèn)同。利益相關(guān)者對社會責(zé)任水平的認(rèn)同度包括兩個方面，其一是企業(yè)實際承擔(dān)的社會責(zé)任水平，由于利益相關(guān)者與企業(yè)之間的信息不對稱，該水平只是一個估計數(shù)；其二是企業(yè)應(yīng)當(dāng)承擔(dān)的社會責(zé)任水平?？捎靡粋€公式表示企業(yè)合法性：合法性=企業(yè)實際承擔(dān)的社會責(zé)任水平／企業(yè)應(yīng)當(dāng)承擔(dān)的社會責(zé)任水平。實際承擔(dān)水平和應(yīng)當(dāng)承擔(dān)水平越接近，企業(yè)合法性越高。企業(yè)應(yīng)當(dāng)承擔(dān)的社會責(zé)任水平是合法性壓力，即在社會規(guī)范、價值觀、信念體系下利益相關(guān)者對企業(yè)應(yīng)當(dāng)承擔(dān)社會責(zé)任的一個期望值。

假設(shè)企業(yè)實際承擔(dān)的社會責(zé)任分為高水平類型和低水平類型兩種，由于信息不對稱，外部利益相關(guān)者并不知道企業(yè)的實際類型，只能按概率分布進(jìn)行估計。當(dāng)企業(yè)合法性壓力增大時，外部利益相關(guān)者對企業(yè)應(yīng)當(dāng)承擔(dān)的社會責(zé)任期望水平增加，企業(yè)合法性降低，外部利益相關(guān)者根據(jù)平均合法性水平通過各種方式 （譬如，消費者對企業(yè)產(chǎn)品進(jìn)行抵制）對企業(yè)施加負(fù)面影響，這樣對社會責(zé)任高水平企業(yè)是不利的。因此，企業(yè)合法性壓力增大時，社會責(zé)任高水平企業(yè)可以通過社會信息披露顯示其真實類型，影響

利益相關(guān)者對其實際承擔(dān)社會責(zé)任的估計水平，進(jìn)而維持和增加其合法性；社會責(zé)任低水平企業(yè)在預(yù)期到高水平企業(yè)會披露社會責(zé)任信息時，為了避免被利益相關(guān)者甄別出其真實水平類型，可以通過社會責(zé)任披露模仿成高水平責(zé)任企業(yè)，實現(xiàn)信息混同?；谏鲜錾鐣?zé)任高水平和低水平企業(yè)面臨合法性壓力的策略選擇，本文提出假設(shè)2。

假設(shè)2：企業(yè)面臨的合法性壓力越大，其社會責(zé)任信息披露水平越高。

（三）親社會偏好、合法性壓力與社會責(zé)任信息披露

在面臨合法性壓力時，外部利益相關(guān)者對企業(yè)應(yīng)當(dāng)承擔(dān)社會責(zé)任的期望水平更大，具有親社會偏好特征的管理者更加關(guān)注個人在外部利益相關(guān)者眼中的社會形象和聲譽，從而會更加關(guān)注外部利益相關(guān)者即社會公眾的期望。管理者親社會偏好企業(yè)可以通過兩方面來滿足社會公眾的期望：一是管理者具有親社會偏好特征的企業(yè)將承擔(dān)更多的社會責(zé)任；二是進(jìn)一步向社會公眾披露更高水平的社會責(zé)任信息，以維持和提升親社會管理者的社會形象和聲譽。因此，在面臨合法性壓力時，管理者具有親社會偏好和不具有親社會偏好特征的企業(yè)都愿意披露更高水平的社會責(zé)任信息，但前者對合法性壓力反應(yīng)的敏感程度更高?；谏鲜稣撟C，本文提出假設(shè)3。

假設(shè)3：管理者親社會偏好企業(yè)的社會責(zé)任信息披露水平對于合法性壓力反應(yīng)的敏感程度更高。

二、研究設(shè)計

（一）模型設(shè)定

為了檢驗理論假設(shè)，本文以社會責(zé)任信息披露水平為被解釋變量，管理者親社會偏好、企業(yè)合法性壓力作為解釋變量，引入相關(guān)控制變量，構(gòu)建以下基本計量模型。

CSD=β1+β2PSP+β3LP+β4PSP×LP+β5CO

其中，CSD為社會責(zé)任披露水平，PSP為管理者親社會偏好變量，LP為合法性壓力變量，PSP×LP為交乘項表示合法性壓力與管理者親社會偏好的交互作用，CO為影響社會責(zé)任披露水平的其他控制變量。

（二）變量定義

1.管理者親社會偏好。

經(jīng)濟(jì)學(xué)家一般基于實驗數(shù)據(jù)對個體親社會偏好特征進(jìn)行測度，但對上市公司管理者偏好特征進(jìn)行實驗測度存在技術(shù)難題。Benz和Meier（2008）、De Oliveira等 （2009）等研究表明，個體實驗室中的親社會偏好量表數(shù)據(jù)與其現(xiàn)實中的慈善捐贈行為存在正相關(guān)關(guān)系。[17][18]Benabou和Tirole（2010）認(rèn)為人們慈善捐贈、獻(xiàn)血等親社會行為與個人對自身社會形象關(guān)注這一因素有關(guān)。[19]Lacetera和Macis（2010）通過對意大利一個小鎮(zhèn)居民獻(xiàn)血的數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，在達(dá)到被授予 “紀(jì)念章”獎勵的獻(xiàn)血額度之前，居民獻(xiàn)血頻率會顯著增加，而這一結(jié)論成立的前提條件是該獎勵結(jié)果被公開刊登在當(dāng)?shù)貓罂?。[20]受上述研究啟發(fā)，本文將有被媒體公開報道的樣本公司董事長個人實名捐贈紀(jì)錄的樣本公司管理者定義為具有親社會偏好特征。具體操作如下：以 “捐”和樣本公司董事長的姓名為搜索關(guān)鍵詞組合，在百度新聞全文搜素庫中檢索該董事長在樣本當(dāng)年以及之前年份的個人捐贈記錄，如果百度新聞搜索收錄了其個人捐獻(xiàn)行為被單獨報道的新聞紀(jì)錄，則定義該樣本公司管理者具有親社會偏好特征。啞變量PSP為管理者偏好變量，如果該管理者具有親社會偏好特征，PSP=1；否則，PSP=0。

2.企業(yè)合法性壓力。

根據(jù)定義，合法性壓力是利益相關(guān)者對企業(yè)應(yīng)承擔(dān)社會責(zé)任水平的期望值，直接計量合法性壓力非常困難，本文從影響合法性壓力的客戶導(dǎo)向類型、媒體關(guān)注、公民社會發(fā)育程度、社會責(zé)任行業(yè)敏感性的四個因素來確定其代理變量。

（1）客戶導(dǎo)向類型。公司產(chǎn)品或服務(wù)一般銷售給企業(yè)或者個人消費者，如果產(chǎn)品或服務(wù)主要銷售給消費者，該公司客戶被界定為消費者導(dǎo)向型；如果主要銷售給企業(yè)或其他機(jī)構(gòu)，該公司客戶被定義為企業(yè)導(dǎo)向型。一方面，消費者通過使用產(chǎn)品能增加對企業(yè)的認(rèn)知程度，企業(yè)合法性壓力增加；另一方面，

利益相關(guān)者通過借助消費者的直接參與能力 （消費者可以根據(jù)自身偏好直接抵制或選擇企業(yè)的產(chǎn)品），能夠增加合法性壓力對企業(yè)的實際影響 （即利益相關(guān)者對企業(yè)的實際影響力也更大）。因此，消費者導(dǎo)向型企業(yè)面臨的合法性壓力更大。本文用CUS表示公司客戶導(dǎo)向類型，如果公司主營業(yè)務(wù)收入中銷售給消費者的產(chǎn)品或服務(wù)收入超過50%，把這類公司定義為消費者導(dǎo)向型，CUS取1，否則，把這類公司的定義為企業(yè)導(dǎo)向型，CUS取0。

（2）媒體關(guān)注程度。 Patten（1992）研究發(fā)現(xiàn)，公眾壓力對社會責(zé)任披露水平有積極的影響。[21]公眾壓力與媒體關(guān)注程度有關(guān)，企業(yè)受到媒體的關(guān)注程度越高，利益相關(guān)者對企業(yè)應(yīng)承擔(dān)的社會責(zé)任水平的認(rèn)知度也就越高，企業(yè)面臨的合法性壓力也就越大。公司規(guī)模越大，其知名度越大，受媒體關(guān)注程度也就越高。本文以公司資產(chǎn)規(guī)模作為其媒體關(guān)注程度的代理變量。具體操作如下：如果某樣本公司總資產(chǎn)大于所有樣本公司總資產(chǎn)的中位數(shù)，則公司受媒體關(guān)注程度較高，啞變量MC=1；否則，MC=0。

（3）公民社會發(fā)育程度。一方面，公民參與一直被視為公民社會發(fā)展的標(biāo)志之一 （陳福平，2009）；[22]另一方面，公民社會發(fā)育有助于推動公民廣泛參與公共事務(wù)。因此，隨著公民社會的發(fā)育程度越高，公民權(quán)利和社契約意識越來缺強(qiáng)，對企業(yè)應(yīng)承擔(dān)社會責(zé)任水平的期望值越來越大，企業(yè)合法性壓力增加。公民社會發(fā)育與非政府組織密切關(guān)聯(lián)，社會公眾權(quán)利可以通過組織得到強(qiáng)化和實現(xiàn)。本文以樣本公司所在的注冊省份每萬人擁有的非政府組織數(shù)量來衡量公民社會發(fā)育程度。具體操作如下：如果某省每萬人擁有的非政府組織數(shù)量大于全國各省每萬人擁有的非政府組織數(shù)量的中位數(shù)，則說明樣本公司所在的注冊省份公民社會發(fā)育程度較高，啞變量CS=1；否則，CS=0。

（4）社會責(zé)任行業(yè)敏感性。Cho和Patten (2007)研究發(fā)現(xiàn)，對環(huán)境保護(hù)要求更敏感的行業(yè)的上市公司環(huán)保披露水平更高。[23]一些企業(yè)所在的行業(yè)屬于社會責(zé)任敏感性行業(yè)，其行業(yè)特性決定企業(yè)應(yīng)該承擔(dān)更多的責(zé)任，利益相關(guān)者對其應(yīng)當(dāng)承擔(dān)社會責(zé)任水平期望更高，企業(yè)合法性壓力越大。用IND表示社會責(zé)任的行業(yè)敏感性，如果公司屬于對環(huán)境保護(hù)有更高要求的敏感行業(yè)，則IND取1，否則取0。對于環(huán)境保護(hù)敏感行業(yè)篩選程序如下：首先將環(huán)保部2008年公布的 《上市公司環(huán)保核查行業(yè)分類管理名錄》規(guī)定的行業(yè)類型確定為環(huán)保敏感行業(yè)，其次分別將其與中國證監(jiān)會2001年4月公布的 《上市公司行業(yè)分類指引》標(biāo)準(zhǔn)進(jìn)行對比，最后以 《上市公司行業(yè)分類指引》分類標(biāo)準(zhǔn)確定社會責(zé)任敏感性行業(yè)，這些行業(yè)包括采掘業(yè) （行業(yè)代碼為B）、紡織服裝皮毛業(yè) （代碼為C1）、造紙印刷業(yè) （代碼為C3）、石油、化學(xué)、塑料和塑膠業(yè) （代碼為C4）、金屬非金屬業(yè) （代碼為C6）、醫(yī)藥生物制品業(yè) （代碼為C8）和電力生產(chǎn)業(yè) (代碼為D01)。

在確定合法性壓力四個影響因素的代理變量之后，綜合考慮四個因素就可以確定合法性壓力變量LP。把媒體關(guān)注程度啞變量MC、客戶導(dǎo)向類型啞變量CUS、公民社會發(fā)育程度啞變量CS、社會責(zé)任的行業(yè)敏感性啞變量IND相加，如果MC+CUS+NGO+IND＞2，①根據(jù)合法性壓力的四個影響因素的變量定義，單一樣本合法性壓力可能有0、1、2、3、4五個值，其中，2是中位數(shù)，本文以中位數(shù)判斷合法性壓力大小的臨界點。則合法性壓力變量LP取1，否則LP取0。

3.其他變量。

對于被解釋變量社會責(zé)任信息披露水平CSD，以潤靈中國A股上市公司社會責(zé)任報告整體評級得分作為代理指標(biāo)。對于控制變量：ODR為公司外部董事比例，ODR=（未領(lǐng)取薪酬董事人數(shù)+獨立董事人數(shù)）/董事會總?cè)藬?shù)1；S1為第一大股東持股比例；DR為資產(chǎn)負(fù)債率；ROA為總資產(chǎn)凈利潤率。

（三）樣本選擇和數(shù)據(jù)來源

本文以中國上海、深圳交易所民營上市公司②終極控制人是個人、民營企業(yè)的上市公司被定義民營上市公司。所發(fā)布的2010年和2011年社會責(zé)任報告作為研究樣本，樣本來源于潤靈環(huán)球網(wǎng)站，經(jīng)過整理和篩選之后一共得到335個樣本。本文數(shù)據(jù)來源如下：被解釋

變量民營上市社會責(zé)任披露水平數(shù)據(jù)來源于潤靈A股上市公司社會責(zé)任報告評級數(shù)據(jù)庫；解釋變量管理者親社會偏好數(shù)據(jù)來源百度新聞搜索記錄，客戶導(dǎo)向類型數(shù)據(jù)摘自上市公司年報財務(wù)報表附注中按行業(yè)和產(chǎn)品分類的主營業(yè)務(wù)收入構(gòu)成情況表，媒體關(guān)注程度數(shù)據(jù)來源于CSMAR數(shù)據(jù)庫，公民社會發(fā)育程度數(shù)據(jù)來源于中國民政統(tǒng)計年鑒，社會責(zé)任行業(yè)敏感性數(shù)據(jù)來源于環(huán)保部網(wǎng)站；其他控制變量數(shù)據(jù)業(yè)來源于CSMAR數(shù)據(jù)庫。

表1 變量定義一覽表

三、實證結(jié)果

本文使用的是混合截面數(shù)據(jù)，不同樣本之間截面差異比較大，為了克服可能的異方差問題，本文引入加權(quán)最小二乘法 （WLS）進(jìn)行回歸分析。①在進(jìn)行回歸分析之前，作者對計量模型各變量進(jìn)行相關(guān)性檢驗，結(jié)果顯示回歸模型中存在嚴(yán)重多重共線性的可能性較小。由于篇幅有限，相關(guān)性檢驗沒有在文章中展示，如讀者感興趣可向本文作者索取。表2是管理者親社會偏好、企業(yè)合法性壓力與社會責(zé)任信息披露的多元回歸結(jié)果。

表2 親社會偏好、合法性壓力和社會責(zé)任披露的回歸結(jié)果

表3 親社會偏好、合法性壓力影響因素和社會責(zé)任披露的回歸結(jié)果

模型 （1）顯示，在只考慮親社會偏好和合法性壓力變量情況下，管理者親社會偏好變量PSP、企業(yè)合法性壓力變量LP的系數(shù)都在1%水平上顯著為正，說明管理者親社會偏好企業(yè)的社會責(zé)任披露水平更高，即企業(yè)面臨的合法性壓力越大，其社會責(zé)任披露水平越高，與假設(shè)1、假設(shè)2一致。模型 （2）顯示，在模型 （1）基礎(chǔ)上考慮親社會偏好變量PSP和合法性壓力變量LP交互關(guān)系的情況下， PSP和LP的系數(shù)皆顯著為正，也與假設(shè)1、假設(shè)2一致； 交乘項PSP×LP的系數(shù)也顯著為正，說明管理者親社會偏好企業(yè)的社會責(zé)任信息披露水平對合法性壓力的敏感程度更高，與假設(shè)3一致。模型 （3）顯示，在模型 （2）基礎(chǔ)上考慮相關(guān)控制變量的情況下，PSP、LP、PSP×LP系數(shù)也都顯著為正，假設(shè)1、假設(shè)2和假設(shè)3都得到證明。

表3是管理者親社會偏好、企業(yè)合法性壓力影響因素與社會責(zé)任披露的多元回歸結(jié)果。模型 （4）顯示，親社會偏好變量PSP系數(shù)顯著為正，假設(shè)1進(jìn)一步得到證明；客戶導(dǎo)向類型CUS變量顯著為正，說明消費者客戶導(dǎo)向企業(yè)社會責(zé)任披露水平更高，假設(shè)2得到支持；交乘項PSP×CUS的系數(shù)為正，但不顯著，假設(shè)3未得到支持。模型 （5）顯示，PSP系數(shù)在10%水平上顯著為正，假設(shè)1再次得到證明；媒體關(guān)注程度MC變量顯著為正，說明企業(yè)受到媒體關(guān)注程度越高，其社會責(zé)任披露水平越高，假設(shè)2進(jìn)一步得到支持；乘項PSP×MC的系數(shù)顯著為正，說明管理者親社會偏好企業(yè)的社會責(zé)任披露水平對媒體關(guān)注壓力的敏感度更高，假設(shè)3得到支持。模型 （6）顯示，PSP系數(shù)顯著為正，假設(shè)1再次得到證

明；公民社會發(fā)育程度CS的系數(shù)顯著為正，說明企業(yè)所在地公民社會發(fā)育程度越高，其社會責(zé)任披露水平越高，假設(shè)2進(jìn)一步得到支持；交乘項PSP×CS的系數(shù)顯著為正，說明管理者親社會偏好企業(yè)的社會責(zé)任披露水平對于公民社會壓力的敏感度更高，假設(shè)3進(jìn)一步得到支持。模型 （7）顯示，PSP系數(shù)顯著為正，假設(shè)1再次得到證明；社會責(zé)任行業(yè)敏感性IND系數(shù)顯著為正，說明社會責(zé)任敏感性行業(yè)的企業(yè)社會責(zé)任披露水平更高，假設(shè)2進(jìn)一步得到支持；交乘項PSP×IND的系數(shù)顯著為負(fù)，說明對于社會責(zé)任敏感性行業(yè)的企業(yè)，管理者親社會偏好企業(yè)的社會責(zé)任披露水平更低，假設(shè)3未得到支持。

對表2、表3進(jìn)行總結(jié)，所有回歸結(jié)果與假設(shè)1、假設(shè)2是一致的，大多數(shù)回歸結(jié)果與假設(shè)3一致。模型 （4）親社會偏好變量PSP與客戶導(dǎo)向類型變量CUS的交乘項PSP×CUS的系數(shù)為正，但不顯著，假設(shè)3未得到支持；模型 （7）親社會偏好變量PSP與社會責(zé)任行業(yè)敏感性變量IND的交乘項PSP×IND的系數(shù)顯著為負(fù)，也未能支持假設(shè)3。

交乘項PSP×CUS的系數(shù)對應(yīng)的t值為1.48，其對應(yīng)的相伴概率是0.14，已經(jīng)非常接近10%的顯著性水平，從交乘項系數(shù)的顯著性角度來看不能完全否定假設(shè)3。且由于合法性壓力取決于多個影響因素，作為影響因素之一的客戶導(dǎo)向壓力可能是有限的，親社會偏好管理者對客戶導(dǎo)向反應(yīng)不顯著與假設(shè)3不矛盾。交乘項PSP×IND的系數(shù)顯著為負(fù)，也不能支持假設(shè)3，原因可能是社會責(zé)任行業(yè)敏感性與客戶導(dǎo)向類型、媒體關(guān)注程度、公民社會發(fā)育程度三個因素有不同之處。一方面，利益相關(guān)者對社會責(zé)任敏感性行業(yè)的企業(yè)應(yīng)當(dāng)承擔(dān)社會責(zé)任水平期望更高，企業(yè)合法性壓力越大，企業(yè)社會責(zé)任披露水平越高；另一方面，中國大多數(shù)環(huán)境保護(hù)敏感性行業(yè)企業(yè)的社會責(zé)任實際承擔(dān)水平仍然偏低，親社會偏好管理者更關(guān)注自身的社會形象和聲譽，相對于普通管理者，其可能會通過隱瞞一些企業(yè)社會責(zé)任信息來維持自身社會形象和聲譽。從真實性和全面性角度來看，親社會偏好管理者所在的社會責(zé)任敏感性的行業(yè)企業(yè)社會責(zé)任披露水平更低。不過，社會責(zé)任行業(yè)敏感性只是影響合法性壓力的影響因素之一，從整體上看與假設(shè)3并不矛盾。

四、結(jié)論和啟示

本文主要研究結(jié)論如下：（1）管理者親社會偏好特征對上市公司社會責(zé)任披露水平有顯著的正影響。這說明，上市公司社會責(zé)任披露與注重自身社會聲譽和社會形象的管理者親社會偏好內(nèi)在的非自利動機(jī)有關(guān)。（2）企業(yè)合法性壓力對上市公司社會責(zé)任披露水平有顯著的正影響。這說明，上市公司社會責(zé)任披露與利益相關(guān)者的外在壓力即企業(yè)合法性壓力有關(guān)。（3）管理者親社會偏好上市公司的社會責(zé)任披露水平對于企業(yè)合法性壓力的敏感程度更高。這說明，上市公司在披露社會責(zé)任信息時，具有親社會偏好內(nèi)在動機(jī)的管理者對外在壓力的反應(yīng)程度更大。

研究結(jié)論的政策含義如下：為了提高中國上市公司社會責(zé)任信息披露水平，首先，政府部門可通過培育中國公民社會的發(fā)展以及引導(dǎo)消費者、媒體監(jiān)督等方式對上市公司施加合法性壓力。其次，可通過引入公開、獨立的第三方企業(yè)，建立管理者個人社會責(zé)任表現(xiàn)評價指數(shù)，激發(fā)管理者親社會偏好動機(jī)。在施加合法性壓力和激發(fā)管理者親社會偏好動機(jī)的情況下，可最終促進(jìn)企業(yè)合法性壓力與親社會偏好特征良性互動。

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責(zé)任編輯：張 超

F270

A

1000-7326（2015）08-0084-08

*本文系國家自然科學(xué)基金項目 “社會責(zé)任投入權(quán)衡、信譽資本和公司價值創(chuàng)造”（71372166）、廣東高校人文社科重點研究基地重大項目 “商業(yè)銀行社會責(zé)任的價值創(chuàng)造機(jī)制研究”（2012JDXM_0011）、廣州哲社規(guī)劃青年項目 “廣州高新技術(shù)企業(yè)創(chuàng)新投入影響因素及效果研究”（14Q16）的階段性成果。

李詩田，華南師范大學(xué)國際商學(xué)院講師 （廣東 廣州，510631）；宋獻(xiàn)中，暨南大學(xué)管理學(xué)院會計系教授、博士生導(dǎo)師 （廣東 廣州，510632）。