社会责任与企业价值研究范文

《当代经济研究杂志》2014年第六期

一、研究设计

1．样本选取及数据来源本文以沪、深两市2007～2011年的A股上市公司为研究样本，并借鉴国内已有研究对样本进行了如下调整:(1)剔除金融类上市公司，因为金融类上市公司财务报表的具体内容及列报方式有其特殊性，不同于其他类上市公司;(2)剔除各指标五年中数据不完整的样本;(3)对Tobin’q、构建CSR指标的变量及控制变量进行Winsorize处理。调整后，最终得到1180家公司5年的面板数据。本文除机构投资者持股数据来自RESSET数据库外，其他数据均来自国泰安(CSMAR)数据库;并使用Stata12．0对数据进行处理分析。

2．模型与变量设计(1)公司治理与企业社会责任本文借鉴Harjoto和Jo的模型，构建第一阶段模型检验公司治理对企业社会责任的影响，模型如下:其中，i表示第i家公司，t表示第t期，ε表示随机扰动项。被解释变量为企业社会责任(CSR)。本文借鉴陈智和徐广成的社会责任贡献指数体系计算社会责任贡献指数，即企业社会责任贡献=分配的利润和股息+利息支出总额+支付给职工以及为职工支付的现金+支付的各种税费－返还的税费+采购商品的支出+营业成本+捐赠赞助等支出。由于企业社会责任贡献指标中各因素对社会责任贡献大小所起的作用不同，所以，应对各因素赋予不同的权重。本文以各因素在社会责任贡献中的比例为权重，计算得到修正的社会责任贡献，即社会责任贡献指数(CSR_index)=修正的社会责任贡献/企业总资产。以其中位数为划分标准，将企业社会责任划分为强和弱。其中，解释变量高管薪酬(MS)为前三位高管薪酬总额的对数;高管持股比例(CEOSHR)为高管持股股数占全部股数的比例;董事持股比例(DIRSHR)为董事所持股数占全部股数的比例;机构投资者比例(PIS)为机构投资者持股股数占全部股数的比例，其中机构投资者包括基金、券商、券商理财产品、QFII、保险公司、社保基金、企业年金、信托公司和财务公司。独立董事比例(DR)为独立董事人数占董事会人数的比例;董事长与总经理两职合一(DUAL)是指董事长兼任总经理的情况，当董事长兼任总经理时，赋值为1，否则赋值为0。最后，本文设计了行业控制变量(Industry)，根据证监会的行业分类代码对企业进行分类。(2)社会责任与企业价值本文建立固定效应模型来研究企业履行社会责任对企业价值的影响，具体模型如下:其中，被解释变量企业价值(Tobin’q):Tobin’q=企业价值/企业重置成本=(股权市值+债权市值)/总资产的账面价值。李义超、蒋振声认为非流通股股权市值应该用流通股股价代替计算。而蒲自立、刘芍佳却认为非流通股股权市值应该用净资产来代替计算。鉴于我国资本市场中股票价格存在不同程度的波动，因而，本文采用净资产值来替代计算非流通股股权市值。对于债权价值方面的计算，本文借鉴刘子旭等的观点，用净债务价值来替代计算债权价值。因此，本文的Tobin’q为:Tobin’q=(股权市值+净债务市值)/期末总资产。解释变量企业社会责任(CSR_index):其计量方法与模型1中的计量方法相同。其中，n表示滞后期。控制变量公司规模(SIZE)为员工总人数的对数;财务杠杆(LEV)是资产负债率，为负债总额除以资产总额的比值;资产收益率(ROA)为净利润除以总资产的比值。

二、实证结果

1．变量的描述性统计本文对各变量进行了描述性统计，其结果如表1所示。从表1中可以看出，企业价值的最小值和最大值分别为0．7957和11．5944，其差异较大。企业社会责任指数的最大值和最小值分别为551．129和－0．0007，表明企业社会责任履行度差异也较大。而高管持股比例的平均数为0．0107，董事持股比例的平均数为0．0223，表明高管及董事的持股比例不大。机构投资者的持股比例的平均值和中位数分别为0．1956和0．1306，说明机构投资者持有我国上市公司股份的比例较大。独立董事比例的最小值和最大值分别为0．0909和0．7143，说明我国上市公司的独立董事设置方面有差异。综上所述，上市公司治理特征、企业社会责任及企业价值均存在一定差异，为后续研究奠定了基础。

2．公司治理与企业社会责任关系的回归结果表2列示了公司治理与企业社会责任关系的回归结果。由表2可见，高管薪酬、董事持股比例的回归系数为正且在1%显著性水平下通过检验，可见高管薪酬、董事持股比例对企业社会责任有显著的正向影响。表明高管薪酬越高、董事持股比例越高的公司，越具有较强的社会责任，验证了假设1和假设3。高管持股比例、总经理与董事长两合性的回归系数为负且在1%显著性水平下通过检验，可见高管持股比例、董事长与总经理两职合一对企业社会责任有显著的负向影响。表明高管持股比例越高、董事长与总经理两职合一的公司，越具有较弱的社会责任，假设2和假设5得到了验证。机构投资者持股比例、独立董事比例的回归系数没有通过检验，说明机构投资者及独立董事在督促企业履行社会责任方面的作用并未得到体现。

3．社会责任与企业价值关系的回归结果表3反映了履行社会责任与企业价值滞后效应的固定效应分析结果。表3中的结果表明:企业社会责任指数在10%的显著性水平下通过检验，且回归系数为负，说明在企业履行社会责任的当期对企业价值具有负向的影响作用，这与温素彬和方苑的大多数企业社会责任对当期企业价值影响为负的结论一致，假设7得到了验证。企业社会责任指数与滞后一期的企业价值之间关系没有通过显著性检验，意味着在企业履行社会责任的第二年也不能为企业带来明显的价值提升。但企业社会责任指数和滞后两期的企业价值在1%显著水平下通过检验，且回归系数为正，说明两者显著正相关。表明企业在履行社会责任的第三年可以为企业价值带来正面影响，使企业价值得到显著提升。这意味着我国上市公司的企业社会责任对企业价值的影响存在着显著的滞后效应，且滞后期为两年。与温素彬和方苑的企业履行社会责任，从长期看对企业价值具有正向影响作用的结论一致，也验证了本文的假设8。从以上分析可以看出，企业应该增强社会责任意识，并注重持续性地履行社会责任，从而不断提升其价值。

三、结论及建议

本文以委托理论与剩余索取权理论为基础，利用中国A股上市公司2007～2011年的数据，建立回归模型，检验了公司治理与企业社会责任、企业履行社会责任与企业价值间的关系。研究结果发现:高管薪酬、董事持股比例与社会责任呈现显著的正相关关系，高管薪酬越高、董事持股比例越高的企业越具有较强的社会责任;高管持股比例、董事长与总经理两职合一与社会责任呈现显著的负相关关系，高管持股比例越高、董事长与总经理两职合一的企业越具有较弱的社会责任。社会责任的履行对于当期企业价值有明显的负向影响作用，但与后续企业价值呈现显著正相关关系。因此，从长期来看，持续履行社会责任会提升企业价值。基于上述研究结论，本文提出如下建议:首先，关于公司治理方面。为督促企业管理层更好地履行社会责任，对高管出售其持有股份进行限制，防止其利用自身权力谋取私利。同时适当提高高管薪酬，使其与经营绩效挂钩;增强董事会的独立性，切实保证独立董事可以尽到自己的职责;机构投资者也要切实加强对企业的监督权力，使企业积极履行社会责任。其次，关于企业价值方面。从长远发展来看，企业若持续履行社会责任，企业价值将有所提升。因此，企业应从发展战略考虑，持续履行社会责任，增强其自身实力，巩固其社会地位，从而产生更多回报。同时，企业应该定期披露履行社会责任方面的相关信息，一方面是对自身的有效监督，另一方面可以获得公众更多的了解和支持。

作者：于晓红武文静单位：吉林财经大学会计学院