張汝根 王文麗
摘 要:隨著我國經(jīng)濟的迅猛發(fā)展,對于企業(yè)的評價標準正逐步提高,它們發(fā)展的目標不再滿足于實現(xiàn)利潤的增長,而更多地要作出對環(huán)境、對消費者、對社會的貢獻。通過國泰安數(shù)據(jù)庫選取2009—2017年間分行業(yè)的上市公司作為樣本,對面板數(shù)據(jù)進行多元回歸,通過實證的方法探究企業(yè)社會責任信息披露對經(jīng)濟績效的影響,并根據(jù)分析結(jié)果對企業(yè)如何平衡社會責任披露和市場績效的關(guān)系提出建議。
關(guān)鍵詞:企業(yè)社會責任;企業(yè)經(jīng)濟績效;多元回歸模型
中圖分類號:F830.91? ? ? ? 文獻標志碼:A? ? ? 文章編號:1673-291X(2020)24-0050-03
企業(yè)社會責任(Corporate social responsibility,簡稱CSR)是指對企業(yè)的發(fā)展提出的更高的目標,它們應該將目標建于實現(xiàn)既定利益之上,從而更好地去為環(huán)境、消費者、社會服務(wù)。但根據(jù)我國上市企業(yè)的發(fā)展現(xiàn)狀,大多數(shù)企業(yè)的社會責任意識淡薄,它們忽略了社會責任信息披露對于公司長期的經(jīng)營發(fā)展的重要性。因此,本文通過對數(shù)據(jù)的分析研究,探討企業(yè)社會信息披露的情況對于企業(yè)績效的影響程度,以期促進企業(yè)的合理運行。
一、實證指標的選取和模型構(gòu)建
本文從行業(yè)指標、財務(wù)指標等多個模塊中選取時間跨度為2009—2017年共八年的數(shù)據(jù),選取合適的指標來對因變量企業(yè)績效進行量化,同時選取幾個信息披露指標作為自變量,并設(shè)定5個對企業(yè)經(jīng)濟績效產(chǎn)生影響的經(jīng)濟指標作為控制變量。
(一)變量指標的設(shè)定
本文通過國泰安數(shù)據(jù)庫選取了2009—2017年各行業(yè)的企業(yè)數(shù)據(jù),分別設(shè)置因變量、自變量和控制變量對模型進行建立和分析(如表1所示)。
(二)假設(shè)和模型建立
基于本文研究內(nèi)容為信息披露指標對企業(yè)經(jīng)濟績效的影響,企業(yè)經(jīng)濟績效用企業(yè)市值作為代表,選取托賓Q值進行量化,自變量選取是否披露債權(quán)人權(quán)益保護、是否披露客戶及消費者權(quán)益保護和是否披露社會責任制度建設(shè)及改善措施進行量化。因此,本文做出三個基本假設(shè)和一個核心假設(shè),并基于四個假設(shè)構(gòu)建四個模型。
1.本文假設(shè)
H1:是否披露債權(quán)人權(quán)益保護對企業(yè)市值有正比例影響。
H2:是否披露客戶及消費者權(quán)益保護對企業(yè)市值有正比例影響。
H3:是否披露社會責任制度建設(shè)及改善措施對企業(yè)市值有正比例影響。
H4:是否披露債權(quán)人權(quán)益保護、是否披露客戶及消費者權(quán)益保護和是否披露社會責任制度建設(shè)及改善措施對企業(yè)市值有正比例影響。
2.模型構(gòu)建
M1:y=a0+a1x1+a1x4+?茁1x5+y1x6+?啄1x7+a1x8+?著1
M2:y=a0+a2x2+a2x4+?茁2x5+y2x6+?啄2x7+a2x8+?著2
M3:y=a0+a3x1+a3x4+?茁3x5+y3x6+?啄3x7+a3x8+?著3
M4:y=b0+b1x1+b2x2+b3x3+a4x4+?茁4x5+y4x6+?啄4x7+?滓4x8+?著4
其中,y為因變量,xi為解釋變量,?著為隨機擾動項。
本文基于以上四個基本假設(shè)和四個基本模型進行模型檢驗。
二、實證檢驗
(一)回歸性檢驗
對于四個假設(shè)中的前三個假設(shè)進行回歸分析,結(jié)果(如表2所示)。由此可以發(fā)現(xiàn),假設(shè)H1和假設(shè)H3擬合效果較好,模型整體通過檢驗,因此可以說明是否對債權(quán)人保護進行披露,以及是否披露社會責任制度建設(shè)及改善措施對企業(yè)市值有正比例影響作用的假設(shè)基本成立。反觀假設(shè)H2,由于P值為0.738,表示其不能通過該模型檢驗,而其他控制變量的P值接近于0.0000,擬合效果較好。因此,該模型不能說明是否披露客戶及消費者權(quán)益保護對企業(yè)經(jīng)濟績效有一定程度的影響,假設(shè)H2不成立。
之后通過對假設(shè)H4的分析發(fā)現(xiàn),R2=0.3445,與前面一元回歸相比并無顯著加強,也無顯著降低。從P值來看,投資者保護的P值為0.983,并不能通過檢驗。從相關(guān)性上來說,債權(quán)人保護指標的相關(guān)系數(shù)為0.13,與單獨檢驗時的0.14基本一致,與企業(yè)經(jīng)濟績效呈正比例變動,但變動程度不大,制度建設(shè)指標的相關(guān)系數(shù)為0.10,較單獨檢驗時的0.12有所下降,表明多元回歸中,其他因素的加入降低了該指標的相關(guān)程度,與企業(yè)經(jīng)濟績效呈正比例變動。
(二)多元擬合方法的選擇
對面板數(shù)據(jù)進行多元擬合方法主要有三種,分別是混合回歸、個體隨機效應回歸和固定效應回歸。在判斷該數(shù)據(jù)適宜使用混合回歸還是個體固定效應模型時可以考慮不加選擇項“r”,將估計結(jié)果記為“FE”,此時輸出的結(jié)果還包括一個F檢驗,觀察其檢驗結(jié)果可以發(fā)現(xiàn)最后一行F檢驗的P值為0.0000,拒絕原假設(shè)“所有ui=0”,F(xiàn)E是優(yōu)于混合回歸的。因此可以發(fā)現(xiàn),混合回歸并不需要考慮,只需采用固定效應回歸和個體隨機效應回歸即可。
1.隨機效應回歸。構(gòu)建隨機效應模型,結(jié)果顯示,σu=0.8419385,σu=0.13787764,?籽=■=0.27160602。處理數(shù)據(jù)時,需要討論固定效應和隨機效應兩種方法的適用性,因此接下來進行豪斯曼檢驗。
2.豪斯曼檢驗。進行豪斯曼檢驗后得到P=0.4091,可知接受原假設(shè)即接受“H0:ui與解釋變量不相關(guān)”,所以此處選用隨機效應法進行操作,并得出擬合優(yōu)度最大為0.4502。分析結(jié)果發(fā)現(xiàn),模型具有很好的擬合效果,即自變量與因變量呈正向變動關(guān)系。
三、提高企業(yè)績效水平的建議
根據(jù)模型的實證檢驗,選擇隨機回歸模型作為最終檢驗模型。結(jié)果表明,企業(yè)市場績效與債權(quán)人權(quán)益保護呈正比例關(guān)系,與客戶及消費者權(quán)益保護的相關(guān)性較弱,與社會責任制度建設(shè)及改善措施呈正比例關(guān)系。因此,本文試圖基于前文的研究,對于企業(yè)如何在追求社會責任的基礎(chǔ)上提高績效水平提出相關(guān)建議。
第一,加強政府與第三方的監(jiān)督。企業(yè)對于經(jīng)濟的發(fā)展有著不可忽視的作用,同時,企業(yè)作為社會這個大家庭中的一員,很好地履行社會責任是其不可推卸的責任。但是,企業(yè)畢竟是一個服務(wù)于股東利益的工具,其最終目標是實現(xiàn)利益的最大化。因此,對于企業(yè)自身來說,會忽視履行社會責任的重要性。而在這種情況下,政府就應該發(fā)揮這只“看得見的手”的職能,對企業(yè)的行為加強監(jiān)督并對其合理地進行指導,并在必要的時候?qū)ζ髽I(yè)施加壓力,達到使企業(yè)自覺履行社會責任的目的。此外,還可以引入第三方監(jiān)督機制,對企業(yè)的社會責任的履行情況及時進行評價,以防利益相關(guān)者的利益受損。
第二,加快企業(yè)履行社會責任法制化進程。我國是一個現(xiàn)代文明國家,因此法律就成了保障國家和人民利益的最有效的手段。自2008年我國頒布企業(yè)履行社會責任的規(guī)定以來,在一定程度上使企業(yè)有了履行社會責任的自覺性。但與此同時,隨著企業(yè)的發(fā)展和我國綜合實力的不斷增強,企業(yè)履行社會責任的法律制度也應該不斷地進行完善,使其跟得上時代的步伐,通過明文規(guī)定,使企業(yè)明確自身對于消費者、環(huán)境、社會的責任。
第三,完善企業(yè)履行社會責任信息披露制度。通過建立信息披露機制,能夠使社會對于企業(yè)的社會責任披露情況有一個直觀的感受,并且可以使利益相關(guān)方及時做出正確的決策。社會各界的監(jiān)督可以為企業(yè)提供履行責任的動力,而且加強對于信息披露報告的保準化的要求,能夠從一定層面上確保企業(yè)可以更主動地履行社會責任。
第四,完善獨立董事制度。此外,還可以完善獨立董事制度,本身獨立董事就是一個社會團體,其行為是否公正、客觀對于企業(yè)的發(fā)展有著至關(guān)重要的影響。對于獨立董事自身而言,只有對自己的角色有著清晰的定位,才能更好地發(fā)揮自己的作用,因此他們的行為也需要證監(jiān)會的監(jiān)督。并且,有必要加強對其業(yè)務(wù)能力的培訓,形成一套屬于他們的工作規(guī)范,使其充分發(fā)揮監(jiān)管和決策的職能。
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