(河北工业大学 经济管理学院，天津 300400)

1 引言

近年来，在中国经济高速发展的背后，却隐藏着一系列的、不可忽视的社会和环境问题。环境污染、能源消耗过大、食品安全等问题成为利益相关者关注的焦点和政府、市场监管的难点。为了平衡经济发展带来的经济收益和维护企业的可持续发展所耗费的成本，社会各界开始关注企业社会责任与企业价值之间的关系。

国内外学者对社会责任和企业价值之间的关系进行了探索性研究，但尚未形成一致性结论。早期学者认为企业社会责任与企业价值之间没有显著的相关性[1,2]；后来有学者发现，企业良好的社会责任表现反而会使得企业发生贬值[3,4]；近期的研究表明，企业良好的社会责任表现有助于提升企业价值[5,6]；关键变量的遗漏可能是导致研究结论出现矛盾的重要原因，因此近年来学者们开始探索企业社会责任表现与公司价值之间的作用路径，如刘建秋和宋献中[7]探究了信誉资本在社会责任和企业价值创造中的中介作用，魏如清和唐方成[8]研究了社会责任表现对社会资本和企业价值的影响，这种探索对于揭开社会责任表现影响企业价值的作用机制具有里程碑式的意义。

通过文献梳理可以发现，以往的研究在理论和模型设定上存在诸多缺陷，如现有的研究模式过于关注企业社会责任与企业价值的直接关系，却忽略了其他可能对企业价值有影响的因素, 如企业声誉[7]和社会网络[8]，或者忽视了企业内部财务特征如会计稳健性对企业价值的影响，中间变量的存在可能会使得相关研究得出截然相反的结论。同时学者指出对于收益与损失非对称确认的财务报告能影响公司的市场价值[9]，而会计稳健性恰恰就反映了这种处理特性。然而国内外文献大多局限在收益框架内直接探讨社会责任表现对企业价值[10]或会计稳健性对企业价值[11]的影响，缺乏探究“社会责任表现——会计稳健性——企业价值”三者之间作用机理的系统研究。

鉴于此，本文利用利益相关者理论和契约效率假说，从会计稳健性中介作用角度出发，理论分析并实证检验了企业社会责任表现对企业价值的作用机理。本文的研究成果拓展了会计稳健性影响因素的分析框架，一方面有助于深化企业对社会责任表现、会计稳健性和企业价值之间的相互关系的理解，同时能够为全面认识并积极地主动承担社会责任提供理论支撑，为政府职能部门制定相关政策提供决策依据。

2 理论基础与研究假设

2.1 社会责任表现与企业价值

虽然社会责任表现与企业价值之间相关关系的研究已经取得了丰富的研究成果，但结论却存在很大分歧。Margolis和Walsh[12]运用元分析方法系统梳理了109篇以社会责任表现为自变量、企业价值为因变量的相关实证研究文献，其中有49.54%的论文认为社会责任表现正向影响企业价值，6.42%的论文认为社会责任表现负向影响企业价值，25.69%的论文认为两者之间并不存在相关关系，18.35%的论文认为两者之间存在一个非线性关系。本研究基于资源基础观和利益相关者理论，认为企业社会责任表现对企业价值具有正向的促进作用，原因如下：

首先，根据资源基础观，较好的社会责任表现可以使企业获得宝贵的、稀缺的有形或无形资源。社会责任表现好的企业大都具有较高的社会声誉，有助于其获得各利益相关者赋予的道德资本；较高的社会声誉和道德资本有助于企业吸引高质量的雇员，以较低成本获得银行贷款，降低运营成本并迅速实现产品推广，增强企业在同行业中的竞争能力，从而促进企业价值的提升。

其次，利益相关者理论和社会影响假说认为，较好的社会责任表现会改善并增强企业与社会公众之间的相互关系，塑造良好的企业形象。无论是提高产品质量、致力于环境保护、还是积极投身于慈善性捐助，都有利于增进企业与消费者、供应商、股东、债权人等之间的信任[2]；社会信任的增强，有助于企业降低隐性成本(例如环境成本、诉讼成本)和显性成本(如采购成本、产品质量成本等)，签订条约更加宽松的合同，获得更加便利的融资渠道，降低企业自身的非系统风险和交易成本，促进企业价值的提高。因此，提出如下假设：

H1社会责任表现与企业价值正相关。

2.2 社会责任表现与会计稳健性

生存、发展和获利是现代企业经营的基本目标，企业为实现这一目标首先就需要重视并充分保护各利益相关者的合法诉求与权益，而稳健的会计政策代表了大部分利益相关者的要求。本文认为企业社会责任表现对企业自身的会计稳健性水平具有正向的促进作用，原因如下：

首先，积极履行社会责任的企业会充分重视并响应利益相关者的信息诉求，提供对决策有用的会计信息，降低外部投资者由于信息不对称所导致的资源配置低效，提高企业的会计稳健性。

其次，企业积极履行社会责任为形成具有社会责任感的企业文化提供了良好的环境氛围[13]。由于会计行为是在利益驱动与伦理约束的共同作用下发生的[14]，这种具有社会责任感的组织文化可以渗透到组织的亚文化系统中(如会计信息系统)[15]，进而影响会计文化价值观，提高会计政策稳健性。

最后，企业积极履行社会责任的行为为提升管理者的道德水平奠定了环境基调。会计稳健性在一定程度上是管理者道德水平的外在表现[16]，根据契约效率假说，会计稳健性通过限制经理的机会主义报告行为使各利益相关者受益。因此，良好的社会责任表现会限制管理者的机会主义行为，会计政策也越稳健。因此，提出如下假设：

H2良好的社会责任表现有助于提高企业的会计稳健性水平。

2.3 会计稳健性对社会责任表现与企业价值关系的中介作用

管理控制假说认为会计稳健性均衡地反映了企业的相关信息，而该均衡反映是指会计稳健性通过减少内外部投资者信息不对称从而增加企业价值。中间变量的存在对于正确理解社会责任表现对企业价值的影响机理具有重要的作用，企业价值的变化会受到来自于社会责任表现直接或间接的影响，并使得企业从该项活动中受益[17]。作为公司治理机制的重要组成部分，会计稳健性能够减少信息不对称、降低非效率投资进而提升企业价值。

具体而言，企业与各个利益相关者之间的关系会因为企业良好的社会责任表现而得到改善，为提高并维护公司形象，企业禁止管理者从事与社会期望相悖的活动，倾向于提供高质量的会计信息[18,19]；会计稳健性作为一项重要的财务报告特征，从某种意义上来说，财务报告质量越高其会计政策越稳健[20,21]，会计稳健性原则要求对于损失要及时地进行确认，禁止提前确认收益或进行有管理层偏见的会计处理。会计稳健性是减少内外部投资者之间的信息不对称的一项重要机制，降低了企业的非系统、经营和投资风险，通过提高企业声誉帮助企业获得有价值的、稀缺的资源，企业获得竞争优势因此企业价值获得提升。因此，提出如下假设：

H3会计稳健性在社会责任表现与企业价值关系之间发挥中介作用。

3 研究设计

3.1 样本选择与数据来源

本文以2011～2016年A股上市公司为研究样本，探究“社会责任表现——会计稳健性——企业价值”之间的关系。为了保证研究的信度和效度，处理如下：(1)剔除金融保险业上市公司；(2)剔除经营存在异常波动的ST和*ST公司；(3)剔除2011～2016年间相关数据缺失的公司；(4)为了消除极端值影响，对所有的连续变量按上下1%水平进行Winsorize缩尾处理。

本研究企业社会责任表现的数据来源于和讯网，企业价值、会计稳健性和其他的控制变量数据均来源于国泰安数据库。

3.2 变量定义和测量

(1)被解释变量：企业价值

关于企业价值的衡量，托宾Q是被国内外学者广泛认可的指标。借鉴已有文献，本文采用托宾Q作为企业价值的替代变量。考虑到内生性的问题，本文以滞后1期的TobinQ作为企业价值代理变量。TobinQ值的具体计算如(1)式

(1)

(2)解释变量：社会责任表现

参照已有研究[22]，以和讯网对上市公司社会责任的综合评分衡量企业社会责任表现(Csr)。“和讯网”利用上市公司发布的社会责任报告和财务报告信息，其专业测评体系从股东责任、员工责任、供应商、客户和消费者权益责任、环境责任和公共责任五项考察，各项分别设立二级、三级指标对社会责任进行全方位的评价，能够较为全面和客观地评价企业的社会责任表现。

(3)中介变量：会计稳健性

首先，在允许系数随时间和个体变动的情况下，将Basu的反向回归模型变为

EPSi,t/Pi,t-1=β0+β1RETi,t+β2DRi,t+

β3RETi,t×DRi,t+ui,t

(2)

其次，利用工具变量建立β1和β3的线性函数。

Khan和Watts[23]认为公司规模(SIZE)、账面市值比(MB)和资产负债率(LEV)是影响会计稳健性的主要因素，因此利用这三个变量作为工具变量，得出以下两个模型

Cscorei,t=β3=λ1+λ2SIZEi,t+λ3MBi,t+λ4LEVi,t

(3)

Gscorei,t=β1=u1+u2SIZEi,t+u3MBi,t+u4LEVi,t

(4)

将(3)和(4)式代入混合数据(2)式，就可以得到

EPSi,t/Pi,t-1=β0+(u1+u2SIZEi,t+u3MBi,t+u4LEVi,t)RETi,t+

β2DRi,t+(λ1+λ2SIZEi,t+λ3MBi,t+λ4LEVi,t)×

RETi,t×DRi,t+ui,t

(5)

对(5)式年度横截面数据进行回归，可估算出u1～u4、λ1～λ4等参数。然后将这些参数代入(3)和(4)式就可以计算出年度会计稳健性水平(Cscorei,t)和期末好消息的及时确认(Gscorei,t)。

上述模型中，SIZEi,t为公司i在第t期末的资产规模，MBi,t为公司i在第t期末股东权益的市值与账面价值之比，LEVi,t为公司i在第t期末资产负债率。EPSi,t为公司i在第t期末的每股收益，Pi,t-1为公司i在第t-1期末每股股价，RETi,t为公司i在第t期末股票收益率，DRi,t为虚拟变量(当RETi,t<0时取1，其他取0)，Gscorei,t为公司i在第t期末好消息的及时性确认，Cscorei,t为公司i在第t期末会计稳健性指数。

(4)控制变量

借鉴以往文献[3,10]，我们引入公司规模、财务风险、系统风险、公司上市时间以及总资产周转率作为控制变量。此外，参考相关学者的研究，本文对年份和行业加以控制。

变量的具体定义如表1所示。

表1 变量定义和测量

3.3 模型构建

参考温忠麟等[24]的检验方法，结合本文具体的研究问题，构建如下检验模型

TobinQi,t+1=α0+α1Csri,t+α2Sizei,t+

α3Levi,t+α4Betai,t+α5Agei,t+

α6Turnoveri,t+ΣYear+ΣInd+εi,t

(6)

Cscorei,t=β0+β1Csri,t+β2Sizei,t+

β3Levi,t+β4Betai,t+β5Agei,t+

β6Turnoveri,t+ΣYear+ΣInd+εi,t

(7)

TobinQi,t+1=γ0+γ1Csri,t+γ2Cscorei,t+γ3Sizei,t+

γ4Levi,t+γ5Betai,t+γ6Agei,t+

γ7Turnoveri,t+ΣYear+ΣInd+εi,t

(8)

其中模型(6)中α1反映企业社会责任对企业价值的主效应；模型(7)中β1反映企业社会责任对会计稳健性的影响；模型(8)中γ1反映企业社会责任对企业价值的直接效应，γ2反映会计稳健性对企业价值的影响。

参考温忠麟等[24]检验方法，在α1显著的情况下，若系数β1、γ1、γ2均显著，并且|α1|>|γ1|，那么会计稳健性发挥部分中介作用；若系数β1、γ2都显著，但系数γ1不显著，则会计稳健性发挥完全中介作用；若系数β1或γ2不显著，就通过Sobel检验来判别是否存在中介作用。

4 实证结果与分析

4.1 描述性统计与相关性分析

采用STATA对各变量进行描述性统计分析，结果显示，企业价值(TobinQ)的平均值是2.51，标准差为1.98，说明样本公司在企业价值方面存在较大差异，表明我国企业整体发展水平不均衡。社会责任表现(Csr)的平均值为0.32，与和讯网披露的该项指标的及格线0.6相比，大部分都在及格线以下，说明目前我国上市公司积极履行社会责任的意识还处在较低的水平；社会责任表现(Csr)极大值是0.91，而极小值却为-0.17，全距高达1.08，表明我国企业在社会责任这方面存在很大差异。会计稳健性(Cscore)平均值为-0.01，标准差为0.14，相对于国外公司稳健性水平[23]，我国的会计稳健性水平还有待提高；会计稳健性的最大值为6.81，最小值仅为-0.9，说明会计稳健性水平在我国上市公司中分布不均衡。

在采用STATA进行模型检验前，对各变量进行相关性分析，结果显示企业社会责任表现与企业价值显著正相关，初步支持了本文的假设，即社会责任表现越好的公司其企业价值越高。另外，除了公司规模和资产负债率的相关系数为0.561外，各个变量之间的相关系数的绝对值不超过0.5，表明文中所涉及的变量之间不存在严重的多重共线性。

4.2 回归分析

(1)社会责任表现与企业价值的主效应

在进行回归分析之前分别采用F检验、BP检验和Hausman检验来确定合适的估计方法，结果显示，模型(6)、(7)、(8)在进行面板回归分析时都应该采用固定效应。进行非平衡面板数据回归时，并且对全部回归系数标准误在公司层面上进行了Cluster处理。

表2中模型1报告了全样本固定效应的回归结果。从模型1可以看出，解释变量Csr的回归系数为0.637，p<0.01。表明企业社会责任表现(Csr)与企业价值(TobinQ)呈现显著的正相关关系，即良好的社会责任表现有助于促进企业价值的提升，假设1得到样本数据的支持。

虽然我们已基于滞后1期的社会责任表现检验了其对企业价值的影响，但考虑到当企业价值较高时，该企业可能会进行更多的社会责任活动[25]，即企业社会责任表现和企业价值之间可能会存在反向因果关系和内生性。为了解决此类问题，借鉴已有研究[26]，我们以行业-年度平均社会责任表现作为工具变量，采用2SLS对社会责任表现与企业价值之间的关系进行进一步验证，结果见表2中模型2所示。模型2的2SLS回归结果表明，自变量社会责任表现(Csr)与因变量企业价值(TobinQ)之间呈现出显著的正相关关系(β=0.158,p<0.01)), 进一步验证了假设1。

此外，考虑到如果存在异方差，GMM估计优于2SLS，因此我们还对企业社会责任表现与企业价值之间的关系进行了两步最优GMM估计(如表2 模型3所示)，系数估计值与2SLS基本一致，证明本文的研究结果非常稳健。

表2 社会责任表现与企业价值的主效应回归结果

注：***、**、*分别表示在1%、5%、10%的水平上显著，括号内为t值。下同。

(2)会计稳健性的中介效应

参考温忠麟等[24]的验证中介效应的方法，检验会计稳健性的中介作用，结果如表3所示。表3中模型1回归结果表明，社会责任表现正向且显著地影响企业价值，通过了中介效应检验的第一步。表3中模型4检验了企业社会责任对会计稳健性的影响。企业社会责任的回归系数在10%的置信水平上(β1=0.024，p<0.1)显著正相关，说明企业的社会责任表现会促进企业的会计稳健性水平的提高，这与Cheng和Kung[27]的观点一致，假设2得到验证，同时中介效应检验的第二步通过。

第三步在控制了会计稳健性的影响后，进一步检验社会责任表现与企业价值的相关关系。表3中模型5的回归结果表明，Cscore的回归系数γ2=2.409,p<0.01，即两者在1%的置信水平上显著正相关，说明稳健的会计政策有助于促进企业价值的提升。这与Watts[16]的观点一致，会计稳健性具有治理功能，对债权人和股东均有利，因此可以提升企业的价值。此外，模型5中Csr的回归系数γ1=0.579，小于模型1中对应的回归系数0.637。模型1与模型5的拟合优度分别为0.251和0.287，说明模型5的解释力较模型1有所提高，中介效应检验的第三步通过。

此外，会计稳健性中介效应的值为0.0578 (0.024×2.409)，总效应值为0.637，中介效应比例为9.07%。说明企业履行社会责任能够较大地促进会计稳健性水平的提高，进而企业价值得以提升，即会计稳健性在企业社会责任对企业价值的影响机制中发挥部分中介效应。因此，假设H3得到验证。

从控制变量回归结果来看，公司规模、企业上市时间、系统性风险以及总资产周转率的回归结果均显著，这与Luo和Du[28]的观点基本一致，说明本文所选的控制变量比较有效。

表3 会计稳健性中介效应回归结果

5 稳健性检验

为了证明本文结论的稳健性，本文从两个方面进行了稳健性检验。

第一，变更指标测度方法。本文选择账面市值比作为会计稳健性的替代变量进行稳健性检验得到的结果与前文报告的结果保持一致，表明本文结论总体稳健。

第二，变更中介效应检验方法。本文进一步运用Freedman差异公式对会计稳健性的中介效应进行检验。通过计算得到T统计量的取值为9.18，查阅t分布统计表发现t检验值显著，得到会计稳健性在社会责任与企业价值之间发挥中介作用的结论。

6 研究结论与启示

本研究以沪深两市A股上市公司为样本，引入会计稳健性这一中介变量，探讨了社会责任表现影响企业价值的黑箱机制。得出以下结论：

(1)具有社会责任意识并积极投身于实践的企业，对于利益相关者的信息以及利益需求具有较强的敏感性，并能充分重视并响应其各项信息需求，提供决策有用的会计信息，减少由于信息不对称所导致的资源配置低效等问题，提高了企业会计政策的稳健性。

(2)会计稳健性原则要求对于费用、成本等要及时地进行确认，禁止提前确认收益或进行有管理层偏见的会计处理，因此会计稳健性是减少内外部投资者之间的信息不对称的一项重要机制，降低了企业的非系统、经营和投资风险，不确定性减少，降低企业的资本和代理成本，促进了企业价值的提升。

(3)会计稳健性在社会责任表现对企业价值影响机制中发挥了部分中介作用。利益相关者认为企业高质量的信息披露行为本身就是一种积极履行社会责任的行为，而会计稳健性作为高质量的会计信息特征进而使得企业具有良好的企业形象，从而在潜在的投资者和利益相关者中赢得了良好的口碑，为公司将来在投融资方面提供了便利，最终提升企业价值。

本研究的启示在于:(1)社会责任表现有利于增强企业会计稳健性，进而促进企业价值的提高，三者之间的逻辑关系可以为企业管理者进行企业社会责任实践提供全面、深刻的理解，从而有助于企业积极主动地将履行社会责任纳入到其企业文化中，为企业乃至社会营造良好的经济氛围。(2)本文的研究发现同时也为政府和相关监管部门提供了借鉴意义。相对于非财务信息而言，现有的管理监督体系更加重视对财务信息的监管，本文的研究表明，企业的非财务行为会对企业的会计行为产生影响，所以加强监管非财务信息和财务信息的组合匹配披露将更加有助于相关各方全面、深入地了解企业的整体状况，从而做出正确的投资决策。