姜　艷　黃翠芬

摘要：在自愿性信息披露的研究框架下，結合公司社會責任理論。對我國上市公司的公司治理與公司社會責任信息披露之間關系進行了實證分析。

關鍵詞：自愿性信息披露；公司治理；公司社會責任

1研究假設

假設1：董事會規(guī)模與公司社會責任信息披露程度負相關

Jensen(1993)認為一個規(guī)模較小的董事會更容易發(fā)揮監(jiān)控職能，而規(guī)模較大的董事會更容易被總經(jīng)理所控制，考慮到我國上市公司較少設立職能委員會，且公司規(guī)模也較小，人數(shù)較少的董事會對總經(jīng)理的監(jiān)督更有效，

假設2：獨立董事比例與社會責任信息披露程度正相關

董事會的一個重要職能就是它對管理層的監(jiān)督職能，獨立董事被認為是監(jiān)督管理層行為的一個有效工具。Fa-ma和Jensen(1983)指出，獨立董事比例越高，越能有效地監(jiān)督管理層的機會主義行為，公司自愿披露的信息也越多，同理社會責任信息披露的程度也越高。

假設3：設立審計委員會的公司越有可能更大程度地進行社會責任信息披露

審計委員會起到確保財務會計質(zhì)量和加強內(nèi)部控制的作用，代理理論認為審計委員會的設立可以降低代理成本。Forker(1992)指出，審計委員會的設立能強化內(nèi)部控制，且被認為是提高披露質(zhì)量的有效監(jiān)督工具。他發(fā)現(xiàn)英國公司審計委員會的建立與股票期權披露質(zhì)量有弱的正相關關系。

假設4：前十大股東持股比例與社會責任信息披露程度負相關關系

Haskins(2000)的研究表明，自愿信息披露行為受股權集中度的影響，歐美公司股權分散，數(shù)量眾多的股東對信息披露的要求很高，比較注重公司社會形象，公司社會責任披露的程度就高；而亞洲公司股權相對集中，股東不像西方股東那樣對報表披露要求苛刻，自愿披露的程度就低，社會責任信息的披露也比較少。

2樣本選取、數(shù)據(jù)資料收集整理與變量定義

2．1樣本選取

所用樣本來自上海證券交易所上市的公司。同時為了研究的需要，采用如下規(guī)則對樣本進行篩選：(1)從截止2006年底上海證券交易所上市的841家上市公司中，剔除按照中國證監(jiān)會于2001年4月4日公布的《上市公司行業(yè)分類指引》分類標準中的金融和保險類公司19家，因為金融和保險類上市公司業(yè)務和風險揭示具有特殊性，證監(jiān)會對這類公司的信息披露有專門規(guī)定。(2)從剩下的12個行業(yè)的822家公司中進行抽樣，抽樣的比例約為15％，這樣，本文共選取了120家上市公司作為研究樣本，樣本在各行業(yè)的分布如表1：

2．2數(shù)據(jù)的收集與整理

有關董事人數(shù)、獨董人數(shù)與比例、審計委員會情況、前十大股東持股比例指標來源于CCER，每股收益來源于中國上司公司資訊網(wǎng)，研究分析及數(shù)據(jù)收集采用的是SPSS14.0統(tǒng)計軟件和EXCEL2003。

2．3回歸模型及變量定義

首先模型建立(多重線性回歸模型)

SDI=β₀+β₁DSIZE+β₂ID+β₃AC+β₄H10+β₅PROFIT+ε

此模型中SDI為因變量，β₀為常數(shù)項，β₁，β₂，β₃，β₄，β₅為偏回歸系數(shù)，ε為殘差，它是應變量中不能用自變量解釋的部分。

2．3．1SDI：企業(yè)社會責任信息披露指標

(1)環(huán)境保護；(2)人力資源方面的社會責任；(3)企業(yè)對社會福利事業(yè)的貢獻和支持；(4)企業(yè)對其產(chǎn)品或服務所履行的社會責任。將樣本公司年報中社會責任信息披露的方式分為“貨幣化信息”、“非貨幣化信息”以及“無信息”三種，給貨幣化信息賦值2，非貨幣化信息賦值1，無信息賦值0，五類信息的權重相同。由此得出公司社會責任信息披露指數(shù)，取值范圍在0和10之間。表22006年度樣本公司社會責任信息披露指數(shù)(SDI)的描

從以上表2可以看出總體來說，社會責任信息披露不是很令人滿意，在0至10分取值范圍之間最大值只有6分，并且均值僅為1.49，顯然是比較低的，因為在公司自愿性信息披露程度不高的情況下，股東或專業(yè)投資者必然求助于其他途徑獲取社會責任信息。

2．3．2其他研究變量

本研究中董事會規(guī)模、獨立董事比例、是否設立審計委員會、股權集中度作為公司社會責任信息披露的解釋變量，以盈利能力作為控制變量。研究變量的定義見表3。

從表4可以看出，董事會規(guī)模(DSIZE)最大為17，最小為2，平均為10人，說明我國公司董事會的規(guī)模是比較大的，獨立董事比例平均為0.319，表明大部分公司的獨立董事比例已經(jīng)達到1/3。說明獨立董事的比例還是達到相關規(guī)定的，樣本公司的前十大股東的持股比例的均值為64.9％，這個比例說明我國的股權集中度是相當高的。

表5列出了一個虛擬變量的描述性統(tǒng)計。雖然我國的相關法律并沒有強制的要求，但樣本公司中有78家已經(jīng)建立了審計委員會。

3實證研究結果與分析

3．1相關性分析

3．1．1多重共線性的檢驗

同時我們分析了模型的相關系數(shù)，同樣，一般來說，兩個自變量的相關系數(shù)超過0.9對模型的影響將很大，將會出現(xiàn)共線性問題，從表中可以看出自變量之間最大的相關系數(shù)為0.625(前十大股東持股比例與每股收益之間)，但小于0.9，因此可以不必擔心多重共線性的影響，通過對董事會規(guī)模、獨董比例、審計委員會、前十大股東持股比例和每股收益進行回歸，所產(chǎn)生的VIF均遠遠小于10。這些結果也表明了所構模型的自變量之間不存在顯著的多重共線性。

3．1．2多元回歸分析

運用SPSS14.0對模型進行了多元線性回歸。所有自變量帶人模型中進行計算得到的初始結果如表6所示。表中Beta代表了各個自變量的系數(shù)。從下表中可以看出VIF得值都小于10也證實了對于共線性的判斷。從兩個表中，我們可以看出，在10％的概率水平下，自變量董事會規(guī)模、是否設立審計委員會、前十大股東持股比例、每股收益通過了顯著性檢驗，而獨立董事比例沒有通過檢驗。

4研究結果及啟示

回歸結果證實了假設1，即董事會規(guī)模與上市公司社會責任信息披露負相關。通過前面的描述性統(tǒng)計，我們也發(fā)現(xiàn)了我國上市公司的董事會規(guī)模是相對偏大，大規(guī)模的董事會不利于董事之間的協(xié)調(diào)和溝通，不能有效地發(fā)揮對經(jīng)理的監(jiān)督，導致信息披露程度也相應較低，相應的社會責任信息的披露也會較差。

假設2并沒有通過檢驗，我認為這可能是由于獨立董事只關注上市公司是否按照相關規(guī)定進行強制性信息披露，而沒有積極要求公司自愿披露社會責任信息，同時，由于我國獨立董事大多由董事長或CEO任命，其“獨立性”可能難以得到保證。

假設3、4也得到了證實。此外，盈利能力好的上市公司會披露更多的公司社會責任信息，更有能力承擔公司社會責任，同時也將自己履行社會責任的情況傳遞給相關利益者。

6研究意義

對于信息的提供者來說，盈利能力好的公司要盡可能地披露有關社會責任的信息，否則可能落在其同類公司或競爭對手之后，對其公司形象產(chǎn)生不利影響，對于信息的使用者來說，社會責任信息的獲得不僅僅局限于會計年報，還應該關注有關公司披露的其他信息。對于監(jiān)管者來說，建立健全相關的法律法規(guī)使審計委員會制度依法。建立與發(fā)展，充分發(fā)揮其作用，必須為其創(chuàng)造一個良好的法律法規(guī)環(huán)境強化審計委員會的作用。