(河海大學 商學院,江蘇 南京 211100)

1 引言

1924年，Sheldon提出“企業(yè)社會責任”(Corporate Social Responsibility,CSR)這一全新治理概念,成為學術界研究的重點。隨著全球經濟化發(fā)展,企業(yè)為尋求可持續(xù)發(fā)展,面臨著來自利益相關方和外部等多重壓力。由于CSR的總體目標是鼓勵企業(yè)的可持續(xù)發(fā)展[1],因此CSR成為上市公司應對這些壓力的有效領域。

企業(yè)社會責任已成為我國企業(yè)尤其是國有企業(yè)和贊助企業(yè)的一項重要公共政策問題。事實上,企業(yè)社會責任可促進宏觀經濟層面的創(chuàng)新和競爭力[2]。Yu、Choi認為,企業(yè)應對利益相關者有壓力時必須輔以國家干預和教育措施,強調企業(yè)社會責任的價值增強作用。我國逐漸走向混合經濟體制,意味著上交所和深交所將逐漸容納大量的私人控股企業(yè)。非國有企業(yè)上市比率的激增,引起了學術界對產權性質對企業(yè)社會責任影響的關注。鑒于非國有企業(yè)對女性領導者提供更大的支持和更多的晉升渠道[3],董事會的性別影響問題在此背景下出現(xiàn)。外資股權在我國上市企業(yè)中的比例一直在上升,大量上市公司擁有相當多的外資少數(shù)股權。因此,評估混合所有權是否能促進更有效的企業(yè)社會責任參與是有效的,性別與外資股權在評估中占據(jù)著主導位置。

大多數(shù)現(xiàn)有文獻認為CSR是一個多方面的概念,其重點是環(huán)境保護、消費者權利和勞工福利、企業(yè)慈善事業(yè)等相關領域。然而,有證據(jù)表明企業(yè)強調履行社會責任是一種提高利潤的競爭工具,而不是對抗社會和環(huán)境弊病[4]。盡管如此,在一個“道德敗壞”可能損害公司信譽的環(huán)境中,企業(yè)社會責任在使公司合法化方面仍具有重要性[5]。我國企業(yè)社會責任迅速發(fā)展,但在發(fā)展本土化標準和推動實施有意義的CSR變革方面仍處于起步階段。本文擬以披露了企業(yè)社會責任報告的我國上市公司為例,實證研究性別、外資股權、產權性質、高管持股比例對企業(yè)社會責任的影響。

本研究的貢獻體現(xiàn)在:①現(xiàn)有文獻關于女性領導、外資股權對企業(yè)社會責任的研究主要集中在發(fā)達國家,本文以我國制度和文化為背景,探討女性領導、外資股權對企業(yè)社會責任的影響,可豐富企業(yè)社會責任領域的文獻，拓展女性領導、外資股權的相關研究。②本文發(fā)現(xiàn)高管持股比例與企業(yè)社會責任評分之間的倒“U”型關系、國家所有權與企業(yè)社會責任評分之間的非線性關系,豐富和拓展了高管持股、國家所有權領域的研究。

2 理論分析與假設提出

2.1 女性領導、董事會性別平衡與企業(yè)社會責任

我國女性的社會地位在過去幾十年里得到了明顯提升。在我國古代,受傳統(tǒng)文化的影響,女性一直處于弱勢地位,一般扮演的是從屬角色，在社會和家庭分工中,多倡導“男主外女主內”。隨著時代的發(fā)展,我國女性的地位得到提高,主要體現(xiàn)在女性成為勞動力的重要組成部分。因此，在我國國情下研究女性領導對公司治理的影響具有深刻意義。

在基本層面上,性別有助于解釋社會偏好、態(tài)度和心理現(xiàn)象的差異[6]。社會角色理論認為在傳統(tǒng)社會中女性通常是撫養(yǎng)性和社會導向性的,這種角色定位使社會對女性的期望是善良和溫柔的。因此,當女性參與到企業(yè)決策中時,女性的性別特質更加符合“民主參與型”領導風格的標準,會更多地關注員工的心理需求、消費者的滿意度和對社會的貢獻,從而更加關注企業(yè)社會責任的履行和披露。

在參與企業(yè)社會責任活動時,女性往往比男性更感性。女性CEO更容易接受社會和組織要求,不擅長在社會責任與公司整體利益相悖的情況下進行選擇。發(fā)達市場的經驗表明,女性董事的存在與慈善事業(yè)和社會表現(xiàn)之間有著密切的聯(lián)系[7],女性領導的企業(yè),其生存條件比男性領導的企業(yè)更好[8]?？缡袌鲅芯勘砻?性別是推動企業(yè)社會責任投資的關鍵因素[9]?；谏鲜龇治?本文提出假設H1——女性領導與企業(yè)社會責任呈正相關,即女性領導會提高企業(yè)社會責任披露的質量。

大多數(shù)關于女性和企業(yè)社會責任的研究會關注董事會性別平衡問題,而不是領導本身。女董事比例通常被用作衡量董事會性別平衡的指標[10]。Bear等研究表明,KLD-CSR評級與董事會女性成員數(shù)量之間存在強烈的正相關關系，女性董事在糾正或減輕企業(yè)“負面”活動的影響方面可能特別有效[11]。性別平衡能促進企業(yè)市場渠道發(fā)展[12],加強信息披露[13],支持公司層面的創(chuàng)新[14]，女性領導的增加可能成為性別平衡的催化劑[15]。因此,本文提出假設H2——女性董事比例與企業(yè)社會責任呈正相關,即董事會性別平衡會促進企業(yè)社會責任評級提高。

2.2 外資股權與企業(yè)社會責任

我國企業(yè)的國際化程度正在提高,企業(yè)混合所有制改革正在逐步進行,越來越多的外國投資者投資我國企業(yè)。研究發(fā)現(xiàn),通過競爭效應和示范效應兩種溢出渠道的外資企業(yè)可影響發(fā)展中國家的企業(yè)社會責任表現(xiàn)[16]。企業(yè)社會責任因外國投資者的參股而受到西方管理風格的影響,西方發(fā)達市場的企業(yè)對企業(yè)社會責任的研究已度過探索期,他們對這方面的要求更嚴格。在參與國際競爭時,外方要求我國企業(yè)必須遵守相應的企業(yè)社會責任準則,而外國投資者的這種高標準嚴要求在投資我國企業(yè)時會極大地促進企業(yè)社會責任的履行。跨國公司在對外投資過程中,會將本國先進的管理經驗和社會責任理念引入到被投資國家,影響該國企業(yè)對社會責任的看法和表現(xiàn)[17]。全球經濟化的沖擊和影響迫使我國上市公司盡早適應國際對企業(yè)社會責任的要求,使企業(yè)社會責任的表現(xiàn)越來越得到重視。

相較于海外供應商,外國投資者為實現(xiàn)企業(yè)社會責任改革提供更直接和有效的渠道。如果投資比例和風險較高,外國投資者會對公司董事會結構和治理活動產生直接影響[18]。當國內上市公司尋求在海外交叉上市時,這種影響可能更敏感。外國投資者對公司特定信息的解釋會增強發(fā)行機構的公司治理效應[19]。交叉上市為強化社會責任活動提供了渠道,海外上市會刺激企業(yè)自愿披露社會責任報告。來自海外監(jiān)管機構和分析師的監(jiān)測有助于提高企業(yè)社會責任報告披露的質量。綜上,本文提出假設H3——外資股權與企業(yè)社會責任呈正相關。

本文根據(jù)企業(yè)是否有合格的境外機構投資者(QFII)和發(fā)行機構是否有海外交叉上市來衡量外資股權水平。當前，少數(shù)研究論述了QFII在我國企業(yè)治理和社會責任履行方面的作用。如Beatson發(fā)現(xiàn),QFII對托賓Q和ROA水平產生積極影響;Huang、Zhu在我國股權分置改革背景下研究發(fā)現(xiàn),QFII提高了部分股東的投資興趣。在考慮QFII領域之外的國外投資時,Oh、Soliman等發(fā)現(xiàn)擁有更多外資機構持股的公司的企業(yè)社會責任評級更高;Dam、Scholtens對歐洲市場的分析發(fā)現(xiàn),兩者關聯(lián)有限;Wang、Chen發(fā)現(xiàn),我國上市公司在外資機構投資較多的情況下,企業(yè)社會責任披露質量有所提高。

2.3 產權性質與企業(yè)社會責任評分

國家通常被認為是企業(yè)社會責任的主要驅動力[20]。由于國有企業(yè)占用了大量公共資源,社會公眾對國有企業(yè)的期望值往往較高,國有企業(yè)是否較好地承擔了社會責任成為人們關注的焦點[21]。從企業(yè)社會責任報告披露來看,Guo等對我國非上市企業(yè)的考察表明,國有企業(yè)披露企業(yè)社會責任的可能性高于非國有企業(yè)[22]。在我國現(xiàn)行的制度環(huán)境下,承擔企業(yè)社會責任與維護社會穩(wěn)定、維持部分政府官員的職業(yè)晉升具有一致性,因此社會責任工作推動獲得了較高的政治支持,一些地方政府積極出臺與企業(yè)社會責任相關的政策,推進企業(yè)履行社會責任[23]。由于適用的政策不同,在做出社會責任決策時,非國有企業(yè)多關注收益成本。我國國有企業(yè)在社會責任方面應起到“先鋒模范”作用,這是我國國有企業(yè)性質的重要體現(xiàn)。

從披露的企業(yè)社會責任報告質量看,國有企業(yè)雖然會披露企業(yè)社會責任報告,但多為強制性的,是為滿足監(jiān)管層的需要,非國有企業(yè)大多自愿披露企業(yè)社會責任報告。非國有企業(yè)通過承擔社會責任,響應政府號召,與政府建立良好的合作關系。為了保護企業(yè)產權,促進企業(yè)經濟長足發(fā)展,提升競爭優(yōu)勢,對在政治和制度上處于弱勢的非國有企業(yè)必須采取一定的策略來加強和維護與政府間的良好關系。對非國有企業(yè)來說,履行社會責任不是目標,而是在政治經濟體制不完善的轉型經濟體中為了生存和發(fā)展采用的策略性行為。通過滿足政府對社會責任的要求,非國有企業(yè)建立、維護和加強與政府之間的聯(lián)系,以獲得政府支持?；谏鲜龇治?本文提出假設H4——相比國有企業(yè),非國有企業(yè)披露的社會責任報告質量更優(yōu)。

2.4 高管持股比例與企業(yè)社會責任評分

對美國、韓國和埃及的樣本研究表明,高管持股比例與企業(yè)社會責任評分之間呈顯著的負相關關系[24-26]。高管持股比例較低時,管理者可相對自由地將企業(yè)社會責任活動和利潤結合起來。但隨著高管持股比例的提高,“印象管理”對內部管理者的成本較高,管理人員從這種權衡中獲得的邊際收益為負,從而會削減與企業(yè)社會責任活動相關的支出[27]。如果企業(yè)社會責任支出有助于獲得國家投資和市場準入,邊際收益為負的情況可能只會在高管持股比例較高時出現(xiàn)。

Barnea、Rubin認為,管理者在企業(yè)社會責任方面會過度投入,以提高其社會地位和知名度。較高的企業(yè)社會責任評分可為內部人員提供個人利益。然而,由于企業(yè)社會責任支出提高相應會增加高管持有股票價值的風險,因此產生了一種折衷。根據(jù)這一前提,本文認為持股水平較低的管理人員從參與企業(yè)社會責任活動中獲益。隨著持股水平的提高,他們從參與企業(yè)社會責任活動中獲取的收益趨低,相應地會減少企業(yè)在社會責任活動方面的支出,社會責任報告評分也隨之降低?；谏鲜龇治?本文提出假設H5——高管持股比例與企業(yè)社會責任報告評分之間存在倒“U”型關系。

3 研究設計

3.1 樣本選擇和數(shù)據(jù)來源

本文選取2013—2017年滬深兩市A股上市公司數(shù)據(jù),按照以下標準進行篩選:①剔除ST、*ST和PT公司;②剔除在2012—2017年范圍內上市和已暫停上市或終止上市的公司;③剔除金融類公司;④剔除數(shù)據(jù)異常和缺失的公司。經過篩選,最終得到9640個觀測值。為排除異常值的干擾,對主要變量在上下1%處進行Winsorize處理。社會責任報告評分來自潤玲環(huán)球(RKS)社會責任報告評級系統(tǒng)對上市公司社會責任報告的評分。其他數(shù)據(jù)均來自CSMAR數(shù)據(jù)庫,使用Stata14.0軟件進行回歸分析。

3.2 變量說明

主要是:①被解釋變量。本文以企業(yè)社會責任報告評分衡量企業(yè)社會責任報告的質量,評分高則質量優(yōu)。為了更好地展現(xiàn)我國企業(yè)社會責任報告的披露情況,另設企業(yè)社會責任虛擬變量衡量一個企業(yè)是否披露了社會責任報告。②解釋變量。根據(jù)假設H1—H5,將女性CEO/副CEO虛擬變量(FCEO)、女性董事比例(FD)、合格境外機構投資者虛擬變量(Qfiid)、H股交叉碼虛擬變量(Overseas)、管理層持股比例(Managerial Ownership)作為模型的解釋變量。在進行穩(wěn)健性檢驗時,把副CEO從FCEO變量的定義中去除,得到FCEO1,用來衡量女性領導狀況。③控制變量。為了控制其他因素帶來的偏差,參考其他相關文獻,本文控制了董事會中獨立董事的比例(ID)、董事長和CEO是否兩職兼任(Duality)、管理層和公司規(guī)模(SIZE)、公司所有權集中度(H10)、企業(yè)上市年限(AGE)、資產負債率(LEV)、凈資產收益率(ROE)、上市交易所的虛擬變量(SHSE)、行業(yè)(Industry)、年份(Year)。

相關變量的詳細定義見表1。

表1 主要變量定義

3.3 模型設計

為了檢驗假設H1-4,本文建立了以下模型:

CSRi,t=α0+α1FCEOi,t+α2FDi,t+α3(FCEOi,t×FDi,t)+α4Qfiidi,t+α5Overseasi,t+α6SOEi,t+α7ManagerialOwnershipi,t+ΣαkControlk+εi,t

(1)

為了檢驗假設H5,本文建立了以下模型:

(2)

4 實證研究結果及分析

4.1 變量的描述性統(tǒng)計

本文對模型中的主要變量進行描述性統(tǒng)計,見表2的Panel A。衡量企業(yè)社會責任報告質量的變量CSR平均值為38.98,說明披露CSR的上市公司的報告披露質量較低。衡量上市公司是否披露CSR虛擬變量CSRD的平均值為0.23,說明CSR的披露率約為23%,披露CSR的上市公司較少。衡量女性領導的虛擬變量FCEO的均值為0.24,說明我國上市公司CEO或副CEO為女性的公司為24%。衡量董事會性別平衡變量FD的平均值為13.86,說明女性董事的比例約為13.86%,董事會性別平衡度不高。合格境外機構投資者虛擬變量Qfiid的均值為0.13,說明我國上市公司中有合格境外機構投資者的比率為13%。海外上市虛擬變量Overseas均值為0.06,說明我國上市公司在海外上市的公司比率為6%。管理層持股比例變量的均值為0.069,說明我國上市公司管理層的持股比例為6.9%。

表2 描述性統(tǒng)計與相關性分析結果

注:表中*、**、***分別表示在0.05、0.01、0.001水平上顯著，表3、4、5同。

從表2可見,Panel B中的描述性統(tǒng)計數(shù)據(jù)顯示了披露CSR的公司(CSRD=1)與沒有披露CSR的公司(CSRD=0)之間的主要差異。在5年期間,CSR的披露率僅為23%,其中超過50%的企業(yè)是國有性質。衡量女性領導的變量FCEO在兩個子組的平均值分別為0.25和0.22,說明披露CSR的我國上市公司CEO或副CEO為女性的公司比率為25%,未披露CSR的公司為22%。女性董事比例變量FD在兩個子組的平均值分別為14.49和11.72,說明披露CSR的上市公司女性董事的比例為14.49%,而未披露CSR的公司為11.72%。CSRD=1的公司規(guī)模通常比CSRD=0的公司規(guī)模大,也比CSRD=0的公司更成熟(AGE)、負債率更高(LEV)。此外,QFII在披露CSR的企業(yè)中存在感更強。

4.2 相關性分析

本文對各變量之間的相關性進行了Pearson檢驗。從變量相關系數(shù)矩陣來看,絕大部分變量兩兩間的相關系數(shù)顯著。女性領導衡量變量FCEO與企業(yè)社會責任報告得分的CSR呈顯著正相關,初步驗證了假設H1。各主要變量的相關系數(shù)均小于0.5,說明回歸模型各變量之間不存在嚴重的多重共線性問題。受篇幅所限,本文沒有列出Pearson相關系數(shù)矩陣。

4.3 回歸結果分析

本文采用OLS回歸進行實證分析,女性領導對企業(yè)社會責任評分的影響見表3。女性領導的衡量變量是FCEO,與企業(yè)社會責任評分顯著正相關,假設H1得到支持。更為重要的是,在對董事會性別平衡(FD)進行單獨控制后,重要的女性領導效應仍有效。在表3列(1)中,董事會性別平衡的衡量指標FD與企業(yè)社會責任評分之間正相關,已為假設H2提供了部分支持；表3列(3)在剔除了衡量女性領導的變量FCEO后,進一步表明女性董事的比例對企業(yè)社會責任的積極影響。表3列(1)—列(3)結果顯示了女性領導和董事會性別平衡在企業(yè)社會責任報告評級中的重要性。對假設H3,外資股權的衡量變量為Qfiid和Overseas,見表3列(1)—列(3),Qfiid、Overseas的系數(shù)均顯著大于0,說明外資股權對企業(yè)社會責任有顯著的積極影響,假設H3得到支持。表3列(5)—列(6)對樣本進行了分組回歸,發(fā)現(xiàn)女性領導FCEO、女性董事比例FD與外資股權(Qfiid,Overseas)對企業(yè)社會責任的影響在國有企業(yè)和非國有企業(yè)之間沒有明顯區(qū)別。可能的解釋是,隨著我國經濟體制改革,混合經濟體制逐漸成為主流,國有企業(yè)與非國有企業(yè)之間除了控股股東的不同外,國有企業(yè)與非國有企業(yè)之間的關系越來越緊密,股權結構趨于統(tǒng)一。對假設H4,表3列(1)、列(2)、列(4)強調了產權性質SOE與企業(yè)社會責任之間的負相關關系。在前面的描述性統(tǒng)計中發(fā)現(xiàn),披露企業(yè)社會責任的公司中國有企業(yè)的比例更高,但多數(shù)是為了滿足監(jiān)管層的要求,對披露質量沒有保證。相比之下,非國有企業(yè)為建立與政府之間的聯(lián)系,獲得政府支持,愿意主動披露企業(yè)社會責任報告且披露質量更優(yōu),假設H4得到支持。對假設H5,表3列(4)報告了管理層持股比例與企業(yè)社會責任之間的關系，變量Managerial Ownership的系數(shù)在10%的水平上顯著為正(0.142,t=2.29),且Managerial Ownership2的系數(shù)在10%的水平上顯著為負(-0.0027,t=-2.51),結果說明管理層持股比例與企業(yè)社會責任之間存在倒“U”型關系,支持了本文的假設H5。

表3 企業(yè)社會責任報告質量的影響因素回歸結果

表3顯示了企業(yè)社會責任與董事會獨立董事比例之間的正相關關系,但這種積極影響均不顯著。這一發(fā)現(xiàn)與國際證據(jù)形成對比,可能反映了我國與西方發(fā)達市場之間重要的制度差異。從表3的實證結果發(fā)現(xiàn),在非國有企業(yè)中獨立董事所占比例增加會提高企業(yè)社會責任履行水平,而這一關系在國有企業(yè)中不存在，這一回歸結果與李文勤等的研究結果相同。就其他控制效應而言,企業(yè)社會責任與企業(yè)規(guī)模、企業(yè)的管理層規(guī)模之間呈顯著正相關關系,這種關系在產權性質上沒有區(qū)別。企業(yè)社會責任與上市年限和董事會規(guī)模之間也是正相關關系,但這種關系并不顯著。不同的是,在非國有企業(yè)中,董事會規(guī)模的擴大能提高企業(yè)社會責任的履行水平,這一關系在國有企業(yè)中不存在。相反,企業(yè)社會責任評分與企業(yè)杠桿率(LEV)、財務業(yè)績(ROE)之間顯示出負相關關系。值得一提的是,在控制了企業(yè)規(guī)模和國家所有權之后,企業(yè)上市交易所(SHSE)對企業(yè)社會責任評分有顯著的消極影響。即相較于深交所,在上交所交易企業(yè)的社會責任評級更低,表明地域對企業(yè)社會責任的影響。

4.4 穩(wěn)健性檢驗與內生性檢驗

為了檢驗上述回歸結果的穩(wěn)健性,本文考慮女性領導的狹義概念,將副CEO從FCEO的定義中刪除,由此虛擬變量FCEO1的平均值為0.06。

表4 穩(wěn)健性檢驗

表5 內生性問題檢驗——Heckman的兩步法

(續(xù)表5)

Heckman two-stage OLSCSRCoef.t值H10-0.0663-0.42ROE 0.408? 2.08AGE-0.0229???-6.22LEV-0.865???-8.20SIZE 0.473??? 22.99SHSE 0.399??? 10.15IndustryYesYearYesObservations8159Adj.R-squared0.223F test90.99???

從表4可見,回歸結果與上述所言基本一致。在更進一步的內生性檢驗階段,本文采用Heckman的兩步過程來控制可能的自我選擇偏差(表5)。通過利用一個額外的獨立變量——IMR(逆米爾斯比率),回歸調整了與女性領導相關的內生性。同樣,女性領導(FCEO)和董事會性別平衡(FD)對企業(yè)社會責任評分仍存在顯著的積極影響。表4、5中的結果為本文的假設提供了進一步的支持。女性領導對我國上市公司企業(yè)社會責任的影響見表3。

5 結論與政策建議

本文采用2013—2017年在我國滬深兩地的上市的企業(yè)為樣本,以企業(yè)社會責任報告評分為研究變量,實證研究女性領導、外資股權、產權性質、管理層持股比例與企業(yè)社會責任之間的關系,得到以下結論:①在性別方面,女性領導、女性董事比例、外資股權對企業(yè)社會責任有顯著的積極影響,在國有和非國有企業(yè)中沒有本質區(qū)別。②產權性質與企業(yè)社會責任有一定的關系,國有企業(yè)披露企業(yè)社會責任報告的比例更高,但非國有企業(yè)的企業(yè)社會責任報告披露質量更優(yōu)。③高管持股比例與企業(yè)社會責任之間存在倒“U”型關系。

基于上述研究所得,提出以下政策建議:①就我國目前的情況,上市公司社會責任信息披露總體水平不高、披露質量較低，因此在社會責任信息披露方面,政府可采取措施,引導上市公司承擔社會責任,加強對社會責任信息披露質量的監(jiān)管。②在外資股權和領導性別平衡方面,立法部門和監(jiān)管部門應積極運用行政、法律等手段加強對外資股權行為的引導,促進公司內部有關性別平衡條款的建立與實施。