齊 岳 廖科智 王治皓

(1.南開大學中國公司治理研究院；2.南開大學商學院；3.浙江工業(yè)大學管理學院)

1 研究背景

隨著全球性社會責任意識的覺醒和信息披露制度的演進，中國上市公司發(fā)布獨立社會責任報告的數量逐漸增多。據第三方社會責任評級機構潤靈環(huán)球統(tǒng)計，2018年共有851家上市公司發(fā)布獨立社會責任報告，相較于2010年時的471家同比增加了80.67%。本質上來看，社會責任報告承載了公司財務報告以外的治理信息，理論上可以作為上市公司對外傳遞信號的重要手段[1]，能夠有效地降低上市公司內部管理人與外部利益相關者之間的信息不對稱[2]，改善資本市場對公司價值的評估[3]。

但現實中，中國上市公司的社會責任報告信息披露質量較差，在報告中較多地采用模糊且難以考據的語言描述，報告中的信息含量十分有限，難以為投資者決策提供充分依據[4]。此外，紫金礦業(yè)有毒污水泄漏，康美藥業(yè)“白馬股”財務暴雷，以及獐子島多輪“扇貝游走”等社會責任事故頻發(fā)，引發(fā)了投資者對上市公司社會責任質量的關注。值得指出的是，部分公司在事故發(fā)生前，均通過慈善捐款和基金會設立等方式樹立了良好的社會責任形象。在此背景下，以社會責任信息披露為代表的社會責任行為動機難以確定，社會責任的相關信息無法直接地傳導到資本市場的定價過程當中。

信號搜索理論指出，在制度環(huán)境無法提供高質量的決策信息時，利益相關者必須搜索其他相關的信息來為價值決策提供依據。在此設定下，反映社會責任信息披露動機的內外部治理因素，是否會影響資本市場對上市公司社會責任信號的價值評估，而作為信號強度所依賴的市場關注強度在其中又如何發(fā)揮作用，成為社會責任信息披露領域需要解答的重要問題。

近期與本研究主題最相關的文獻是郭曄等[4]和張璇等[5]的研究，兩篇文獻主要驗證了社會責任信息披露信號效應的存在性，但對信號在企業(yè)微觀層面的異質性和影響因素的討論存在不足。對此，本研究以2010～2017年發(fā)布社會責任報告的上市公司為研究對象，擬從信號搜索和信號強度的角度，構建社會責任信息披露市場反應的理論分析框架，系統(tǒng)地將社會責任信息披露看作是一個價值信號進行實證分析。

2 理論回顧與研究假設

在信息不對稱的市場環(huán)境下，為了緩解逆向選擇所引致的價值低估，上市公司有動機通過一定的行為向外界傳遞信號，提升公司股價，進而降低融資成本[6]。作為上市公司非財務信息的重要組成部分，社會責任信息披露成為信號傳遞的重要渠道，FOMBRUN等[7]提出，公司可以通過慈善捐款和成立基金會等方式向外界展示公司良好的社會責任形象。

由于社會責任信息披露所帶來的聲譽效應，以及非物質利益被上市公司和管理層共同享有，但社會責任活動的成本則由股東承擔，社會責任活動在一定程度上被視為公司的代理成本。此外，公司的社會責任質量關乎其與利益相關者之間的關系，在制度合法性假說下，公司從事社會責任活動被看作是一種長期的無形資產投資[1]。在此背景下，社會責任信息披露可以被視作是公司對外傳遞的價值信號[8]，社會責任信息披露有利于企業(yè)建立良好的外部聲譽[9]，獲得融資便利[10]，降低資本成本[11]。

從信號的作用機制來看，上市公司進行社會責任信息披露所反映的價值動機，在一定程度上取決于信號自身的模仿成本。由于中國上市公司所發(fā)布的社會責任報告，在一定程度上存在信息披露質量低、信息含量不足和內容相似等問題，發(fā)布社會責任報告本身不具備較高的模仿成本。但信號傳遞所處的內外部治理監(jiān)督機制在短期內無法簡單復制，同時，公司長期取得的市場關注也難以在瞬間形成。

2.1 內部控制與社會責任信息披露市場反應

完善的內部控制系統(tǒng)是保證公司內部治理有效性的重要方式，以財政部和證監(jiān)會為代表的政府機構，一直致力于推進中國內部控制體系的發(fā)展完善。已有研究表明，可靠的內部控制系統(tǒng)能夠有效地降低企業(yè)的非效率投資[12]，抑制上市公司的盈余管理行為[13]，從治理角度推動企業(yè)創(chuàng)新績效的提升[14]。既有研究表明，中國上市公司的內部控制體系，能夠有效地降低上市公司的代理成本，緩解公司內外部的信息不對稱問題，成為內部治理的有效機制。

自《企業(yè)內部控制基本規(guī)范》施行以來，內部控制的作用范疇就涵蓋了企業(yè)的主要財務信息，以及包含社會責任在內的非財務信息。李志斌等[15]發(fā)現，內部控制質量的改善推動了社會責任信息披露行為的發(fā)生。?，摤摰萚16]則發(fā)現，內部控制質量有利于提升環(huán)境信息可靠性。綜合來看，目前國內關于內部控制與社會責任信息披露市場反應的研究尚處于起步階段，已有研究主要檢驗了內部控制影響社會責任披露行為，以及披露質量的路徑和機制，對內部控制影響社會責任信息披露市場反應的方向和程度關注不足。

由于中國上市公司社會責任披露質量信息含量較低，投資者需要搜集與社會責任動機相關的潛在信息作為投資決策的依據，而社會責任信息披露的行為動機則是一個重要的價值評估要素。鑒于內部控制質量對管理層的過度投資、盈余管理等反映代理成本的行為具有明顯的抑制效應，內部治理的有效性能夠推動公司決策的合理化和規(guī)范化。由此，在良好的公司內部控制機制下，企業(yè)社會責任信息披露的管理層自利動機降低。由此，提出如下假設：

假設1上市公司的內部控制有效性，對社會責任信息披露市場反應具有顯著的正向影響。

2.2 機構投資者持股與社會責任信息披露市場反應

相對于個人投資者，機構投資者具有專業(yè)的分析團隊和明顯的信息優(yōu)勢，更能在其持股公司中發(fā)揮外部治理的作用。OH等[17]指出，作為企業(yè)的長期戰(zhàn)略投資者，機構投資者更加關注企業(yè)的社會責任狀況，在企業(yè)社會責任行為中起到積極作用。COX等[18]發(fā)現，機構投資者持股與公司的社會責任表現在實證上具有正向的相關關系。黎文靖等[19]通過實證數據發(fā)現，機構投資者持股正向影響企業(yè)社會責任承擔。權小鋒等[20]指出，機構投資者持股對管理層的監(jiān)督作用不足。

由此可見，目前關于機構投資者持股與企業(yè)社會責任關系的研究，主要聚焦于機構投資者偏好是否會對企業(yè)從事社會責任的動機產生影響，而較少對機構投資者持股的信號作用進行分析。

值得關注的是，機構投資者持股除了對公司的經營管理決策產生影響外，其本身也是公司向外界傳遞的治理信號。已有研究表明，機構投資者持股作為公司治理的重要組成部分，有助于公司代理成本的降低，進而對公司的長期績效產生正向影響[21]。

由于個人投資者難以承擔主動治理的行動成本，并且其利益訴求難以統(tǒng)一，個人投資者更傾向于采取“搭便車”的策略，具體表現為根據機構投資者的行為對公司“用腳投票”。由此，在對社會責任信息披露的行為動機進行判斷時，投資者會更加關注機構投資者的行為或潛在的主動治理能力。在高機構投資者持股的上市公司中，管理層的機會主義行為能夠得到更大程度的制約，其社會責任信息披露的行為更有可能是源于對股東價值或利益相關者需求的考慮。由此，提出如下假設：

假設2上市公司的機構投資者持股水平，對社會責任信息披露市場反應具有顯著的正向影響。

2.3 信號增強機制與社會責任信息披露市場反應

當社會責任報告無法為投資者提供充足的決策依據時，投資者需要對相關信息進行搜索和整合，對社會責任信息披露的動機進行判斷。如前文所述，治理有效性是投資者區(qū)分管理層自利動機和利益相關者價值提升動機的重要依據。但需要指出的是，信號的有效性還與信號主體的特質有關[6]。

相對于民營企業(yè)，國有企業(yè)在經營管理決策過程中具有“經濟人”和“政治人”的雙重身份，企業(yè)從事社會責任和披露社會責任報告的動機也可能受到這一雙重身份的影響。已有研究表明，部分國有企業(yè)可能承擔了過度的社會責任，對企業(yè)的經營績效帶來了負向的影響，導致企業(yè)價值降低[3]。并且，由于高管的政治晉升與企業(yè)社會責任活動存在一定的關聯性，管理層為尋求個人職業(yè)發(fā)展前景，而過度承擔社會責任的行為在國有企業(yè)中也更加突出。

鑒于此，在國有企業(yè)樣本組中，投資者更需要考慮其決策機制的規(guī)范性和外部監(jiān)督的有效性，以此對社會責任信息披露的動機進行判斷。由此，提出如下假設：

假設3.1相對于民營企業(yè)組，治理有效性與社會責任信息披露市場反應的正相關關系，在國有企業(yè)組中更加明顯。

根據證監(jiān)會和交易所的披露指引，以下企業(yè)需要強制披露社會責任報告：上證公司治理板塊成分股、發(fā)行境外上市外資股公司、深圳100指數成分股及金融類上市公司。

相對于自愿披露社會責任公司，強制披露社會責任公司需要服從信息披露規(guī)則發(fā)布報告，其從事社會責任活動和發(fā)布社會責任報告的動機更加難以測度。已有研究關注到了強制社會責任披露的積極意義，指出社會責任信息的增加，有利于緩解資本市場的信息不對稱程度，能夠推動企業(yè)投資效率，降低資本成本。但同時，強制披露的制度要求可能會加劇管理層機會主義行為，從而導致企業(yè)的風險上升[11]。

由此，在強制披露組中，投資者缺乏反映企業(yè)社會責任信息披露主觀動機的必要因素，需要更多的佐證信息作為決策依據。由此，提出如下假設：

假設3.2相對于自愿披露組，治理有效性與社會責任信息披露市場反應的正相關關系，在強制披露組中更加明顯。

CONNELLY等[1]指出，信號的一致性可以增強信號的有效性，即若多個來源提供了指向一致的信號可以提高信號的可信性。ZERBINI[8]則指出，社會責任的信號作用受到制度環(huán)境、倫理觀念和利益相關者偏好等因素的影響。

在之前的分析中，本研究論述了治理有效性對社會責任信息披露市場反應的作用過程。但在現實中，對公司治理的有效測度是一個更加復雜動態(tài)的信息整合過程。在投資者無法全面有效地解讀公司治理全貌時，其對公司治理的認知過程則會受到部分重要的治理特征的影響，其中一類重要的因素就是企業(yè)的代理沖突狀況[20]。

就信號的一致性而言，治理有效性和低代理成本同時指向了規(guī)范合理的公司決策機制。在此環(huán)境下，公司進行社會責任信息披露的動機，更有可能是出于利益相關者價值的考慮。由此，提出如下假設：

假設3.3相對于高代理成本組，治理有效性與社會責任信息披露市場反應的正相關關系，在低代理成本組中更加明顯。

2.4 市場關注度與社會責任信息披露市場反應

行為金融學中，有限關注的分析框架為股票收益異象的解釋提供了重要的理論視角。KAHNEMAN[22]將投資者關注視作一種稀缺資源，提出了“關注”理論視角下的市場均衡分析框架。HIRSHLEIFER等[23]則將心理學中關于認知科學和注意力的相關研究成果引入到資產定價過程當中，為資產價格對信息的滯后反應提供了理論解釋。

針對市場關注度與企業(yè)社會責任之間的關系，孔東民等[24]指出，媒體關注度高的公司在履行社會責任方面優(yōu)于其對照樣本。賈興平等[25]則將媒體關注視為一種利益相關者的外部壓力，實證分析發(fā)現，媒體關注對社會責任履行起到促進作用。陶文杰等[26]得出了市場關注度與企業(yè)社會責任正相關的結論。

從目前的研究進展可知，市場關注度對企業(yè)社會責任行為具有正向的推動作用，企業(yè)在高市場關注的情況下，更傾向于從事社會責任活動，但媒體關注度與社會責任信息披露市場反應的關系尚待進一步研究。

在投資者無法有效地從社會責任報告中獲取有效信息時，社會責任信息披露被視作為一種關于企業(yè)價值的模糊信號，可能會受到投資者有效關注的影響。同時，由于市場關注度對企業(yè)社會責任活動產生正向影響，獲得高市場關注的企業(yè)進行社會責任披露時，其真實性更有可能得到資本市場的認可，進而能夠更加有效地向外界傳遞企業(yè)社會責任的價值信號，改善資本市場對社會責任信息披露的價值評估。

為了更清晰地表明市場關注度對社會責任信息披露市場反應的影響機制，本研究將市場關注度劃分為信號強度和媒體關注度，并用是否首次披露衡量信號強度，在此基礎上，提出市場關注度與社會責任信息披露市場反應的兩個假設：

假設4上市公司的媒體關注度，對社會責任信息披露市場反應具有顯著的正向影響。

假設5首次披露的狀態(tài)，對社會責任信息披露市場反應具有顯著的正向影響。

采用首次披露作為信號強度的原因在于，中國資本市場的社會責任披露尚處于早期階段，超過半數的上市公司從未發(fā)布過社會責任報告。首次披露提供了上市公司較多的非財務信息，因此更容易得到市場的關注。已有研究發(fā)現，社會責任信息披露的“首次”效應，廣泛存在于其對融資約束和資本成本的影響過程中。

綜上所述，本研究將社會責任信號效應的理論分析框架總結如下(見圖1)。

圖1 社會責任信息披露市場反應分析框架

3 研究設計

3.1 研究樣本與數據來源

本研究選取2010～2017年獨立發(fā)布社會責任報告的A股上市公司作為研究對象，并對研究數據進行以下的預處理：①刪除ST類上市公司，刪除金融業(yè)上市公司樣本，刪除關鍵數據缺失的樣本企業(yè)；②由于部分企業(yè)在非交易日發(fā)布社會責任報告，將該類企業(yè)的社會責任報告發(fā)生日期調整為公告后第一個交易日，同時刪除在社會責任報告發(fā)布前后3天內停牌的樣本；③為控制極端異常值的影響，剔除關鍵變量存在極端異常值的樣本，最后得到3 517組有效的觀測值。需要指出的是，社會責任報告衡量的是上市公司上一年度的社會責任水平，即2009～2016年的社會責任質量，因此，本研究以上一年度的財務和治理指標進行數據匹配。樣本所在時間周期的選取，則主要基于對數據可得性和完整性的考慮。

本研究所獲取的社會責任信息披露報告發(fā)布時間、社會責任披露質量，以及社會責任披露意愿等數據，均來源于社會責任評級機構潤靈環(huán)球的指數報告；內部控制指數來源于迪博(DIB)內部控制與風險管理數據庫；機構投資者持股和產權性質數據來源于Wind數據庫；其他財務指標及治理數據則來源于CSMAR數據庫；媒體關注度來源于百度搜索。本研究所采用的實證分析軟件為Stata 15，在計算社會責任信息披露市場反應時，使用Matlab進行編程。

3.1.1因變量:社會責任信息披露市場反應

借鑒WANG等[3]、郭曄等[4]和GODFREY等[9]的做法，本研究采用事件研究法測度社會責任信息披露市場反應，將社會責任信息披露作為一個價值信號，以披露所引起的累計異常收益率作為資本市場的價值評估結果。本研究將事件發(fā)生日確定為樣本企業(yè)發(fā)布獨立社會責任報告的日期，對于發(fā)布日是非交易日的情況，其事件發(fā)生日調整為報告發(fā)布日后第一個交易日。關于事件窗口期，本研究分別選定7日和15日作為事件窗口期，即分別衡量事件發(fā)生日前后3日和7日的累計異常收益率。關于事件估計期，本研究將自事件窗口第一天的前一個交易日起向前的120個交易日作為事件估計期，以此為基礎估計事件窗口期的正常收益率。

本研究選取傳統(tǒng)的市場模型對股票的正常收益率進行估計，模型如下：

Rit=α+βRmt+εit，

(1)

式中，Rit表示第i只股票第t天的實際日收益率；Rmt表示市場指數第t天的日收益率；α和β分別表示模型參數；ε表示誤差項。

利用式(1)得出的模型參數，以及事件窗口期實際發(fā)生的市場指數日收益率，可以得到事件窗口期個股正常日收益率的估計值，進而可以計算出事件窗口內每天的異常收益率，最后計算累計異常收益率作為社會責任信息披露市場反應的衡量標準。計算公式如下：

(2)

3.1.2自變量

本研究的解釋變量包括治理有效性和市場關注度兩個維度。

(1)治理有效性選取內部控制有效性和機構投資者持股比例分別作為內外部治理的測度標準。選取機構投資者持股比例作為外部治理的原因在于，機構投資者能夠在上市公司的重要管理決策中發(fā)揮主動治理的作用，對上市公司的行為進行監(jiān)督管理，為個人投資者提供“用腳投票”的決策依據。盡管機構投資者持股不能代表外部治理的整體狀況，但其與資本市場的價值評估具有密切的關聯。此外，為了提升研究結果的穩(wěn)健性，本研究在控制變量中加入了上市公司注冊地的市場化指數，作為對公司外部經濟治理環(huán)境的測度指標。

具體來說，本研究使用迪博(DIB)內部控制與風險管理數據庫中的內部控制指數，以衡量上市公司內部控制有效性，其取值范圍在0～1 000之間。為了更清晰地展示變量之間的相關關系，本研究對該指數進行取對數處理。另外，本研究選取Wind數據庫中的機構投資者持股比例總和作為解釋變量，主要的機構投資者類型包括共同基金、證券公司和社保基金等。

(2)市場關注度選取百度媒體關注指數和是否首次披露，分別作為媒體關注和信號強度的測度標準。具體而言，參考應千偉等[27]對媒體關注度的測度方法，選取百度新聞搜索平臺作為信息來源，收集包含上市公司名稱及簡稱的新聞報道總數，以測度市場對上市公司的媒體關注度，與上市公司相關的新聞數量越多，則媒體關注度越高。需要說明的是，由于部分上市公司存在更名的情況，本研究在檢索前核對了上市公司的最新名稱。為了更清晰地展示變量之間的相關關系，本研究對媒體報道總數進行了對數處理。另外，參考WANG等[3]的研究，本研究構建了是否首次披露的虛擬變量，以衡量社會責任報告的信號強度，若上市公司首次披露社會責任報告，則虛擬變量取值為1，否則為0。若上市公司首次披露社會責任報告，則其傳遞的信號強度越大，預期引起的股票價格變動越高。

3.1.3檢測變量

除了檢驗治理有效性和市場關注度對社會責任信息披露市場反應的作用方向和影響程度以外，本研究還進一步對效應在不同樣本組之中的異質性進行分析，以此作為影響機制的補充證據。分組的檢測變量主要分為產權性質、披露意愿和代理成本3類，其中產權性質由一個虛擬變量衡量，若為國企則取值為1，否則為0，數據來源于Wind數據庫。披露意愿分為強制信息披露和自愿信息披露，若為自愿信息披露則取值為1，否則為0，數據來源于潤靈環(huán)球的社會責任指數報告。

本研究所檢測的代理成本環(huán)境分為兩類：①第一類代理成本為股東與管理層之間的代理成本，參考ANG等[28]的做法，采用營業(yè)費用率測度；②第二類代理成本為中小股東與大股東之間的代理成本，參考羅進輝[29]的做法，采用大股東占款比例衡量。代理成本越高，則上市公司內部的公司治理問題越嚴重，上市公司的社會責任活動更有可能出于管理層自利的動機。

3.1.4控制變量

本研究控制了已有研究中，證實可能會影響社會責任信息披露行為及其經濟后果的主要變量，包括社會責任信息披露質量、公司規(guī)模、公司盈利能力、賬面市值比、公司總杠桿、公司年齡和公司注冊地的市場化指數。由于控制了行業(yè)固定效應的影響，本研究沒有將是否屬于敏感性行業(yè)作為控制變量。此外，本研究還控制了年代固定效應?？刂谱兞康倪x取主要參考了WANG等[3]、郭曄等[4]和權小鋒等[20]的研究。

3.2 模型設定

本研究采用OLS模型對變量之間的關系進行實證檢驗

CAR=α+β1IC+β2IH+β3F+β4MD+

∑CT+∑ID+∑Y+ε，

(3)

式中，IC表示內部控制有效性；IH表示機構投資者持股；F表示是否首次披露；MD表示媒體關注度；CT表示一系列控制變量；ID表示行業(yè)固定效應；Y表示年度固定效應；α表示常數項。具體的變量定義和計算方法見表1。對于治理有效性，本研究主要關注β1和β2的系數值及其顯著性水平，若β1顯著大于0，則假設1成立，若β2顯著大于0，則假設2成立。對于市場關注度，本研究主要關注β3和β4的系數值及其顯著性水平，若β3顯著大于0，則假設4成立，若β4顯著大于0，則假設5成立。對于假設3.1～假設3.3，本研究在進一步的分組回歸分析中進行檢驗。

表1 模型變量及其定義

4 實證結果分析與討論

4.1 描述性統(tǒng)計結果和分組差異性檢驗

主要變量的描述性統(tǒng)計結果見表2。由表2可見，無論事件窗口是15日還是7日，社會責任信息披露市場反應的均值都趨近于0，但卻有著較大的標準差，最大值和最小值的差距也十分明顯，表明社會責任信息披露市場反應，在治理和市場關注度等截面異質性因素的影響下存在較大差距。社會責任信息披露質量的均值和中位數分別為39.234和36.565，驗證了已有研究中關于上市公司社會責任信息披露質量較差的論斷，社會責任報告的信息含量有限。

表2 描述性統(tǒng)計結果(N=3 517)

進一步，本研究對社會責任信息披露市場反應進行關鍵變量分組的差異性分析。為了保持組內股票數量的平衡性，避免少數股票對分組差異性的過度影響，本研究采用解釋變量的中位數作為分組標準，差異性分析的結果見表3。由表3可知，高內部控制得分組與低內部控制得分組的社會責任信息披露市場反應存在顯著差異，在7日和15日事件窗口CAR的度量下分別為0.309%和0.376%，而在機構持股比例分組中這種關系則不存在。同時，首次披露組和非首次披露組的社會責任信息披露市場反應在7日和15日事件窗口CAR的度量下分別為0.193%和1.335%，并且差異分別在10%和1%的顯著性水平下大于0。高媒體關注組和低媒體關注組的社會責任信息披露市場反應在7日和15日事件窗口CAR的度量下分別為0.568%和0.518%，市場反應在媒體關注分組下的組間差異顯著大于0。分組差異性檢驗的結果與理論預期基本一致。

表3 社會責任信息披露市場反應差異性分析(N=3 517)

最后，為了避免多重共線性問題對回歸結果的影響，本研究計算了各解釋變量和控制變量的方差膨脹因子(VIF)值，發(fā)現系數均小于5，表明變量之間不存在嚴重的多重共線性問題，通過OLS估計的回歸估計結果是無偏的。此外，本研究分別基于Breusch-Pagan檢驗對變量的異方差問題進行診斷，發(fā)現變量存在異方差問題，故在進行回歸分析時采用穩(wěn)健標準誤對變量的顯著性水平進行計算。

4.2 實證研究結果

4.2.1基礎回歸結果

社會責任信息披露市場反應及其影響因素的回歸結果見表4。在表4的列(1)和列(4)中，分別以CAR(-3,3)、CAR(-7,7)為因變量，對假設1和假設2進行了檢驗?？梢钥闯觯瑑炔靠刂朴行訧C的系數均為0.005，但分別在1%和5%的顯著性水平下大于0，表明內部控制有效性正向影響了社會責任信息披露的市場反應，假設1成立。而機構投資者持股比例IH的系數分別為0.007和-0.015，對應的t值分別為0.34和-0.45，假設2無法得到支持。由此可見，在治理有效性維度，內部控制有效性成為影響投資者評估社會責任信息披露這一價值信號的重要因素，在控制其他變量的情況下，內部控制指數越高，則社會責任信息披露的市場反應越積極，但這一正向關系在機構投資者持股比例上卻不成立。結合描述性統(tǒng)計中得到的結果，本研究認為，機構投資者持股比例過少成為解釋這一現象的重要原因。換言之，由于機構投資者持股比例過低，投資者對機構投資者影響上市公司行為的意愿和能力存在質疑，故不將其作為反映上市公司治理水平的核心信息。

表4列(2)和列(5)展示了市場關注度對社會責任信息披露市場反應的作用方向和影響程度，對假設4和假設5進行了檢驗。可以看出，首次披露F的系數分別為0.005和0.015，分別在10%和1%的顯著性水平下大于0，表明信號自身強度對社會責任信息披露市場反應形成正向影響，假設5成立。同時，媒體關注度MD的系數均為0.002，且在5%的顯著性水平下大于0，表明媒體關注度對社會責任信息披露市場反應具有正向的影響，假設4成立。數據分析的結果表明，市場關注度是影響社會責任信息披露市場反應的重要因素，市場關注度越高，上市公司在披露社會責任報告時所得到的市場估值調整程度越高。

表4 社會責任信息披露市場反應及其影響因素回歸結果(N=3 517)

表4列(3)和列(6)分別以CAR(-3,3)、CAR(-7,7)為因變量，同時考慮治理有效性和市場關注度的影響。由列(3)可知，在控制其他變量的情況下，內部控制有效性IC、媒體關注度MD的系數均在1%的顯著性水平下大于0，首次披露F的系數在10%的顯著性水平下大于0，但機構投資者持股比例的系數仍不顯著。研究結果表明，投資者對社會責任報告發(fā)布的市場反應并不統(tǒng)一，內部治理有效性和市場關注度成為影響投資者信號價值評估的重要因素，具有較好的內部控制有效性和較高市場關注度的上市公司，在使用社會責任報告這一資本市場信號工具時，更容易得到市場的支持和認可。需要說明的是，在表4的各列中，CSR的系數均不顯著，說明披露質量對投資者信號評估的影響有限。

表5 產權性質分組下的社會責任信息披露市場反應回歸結果

4.2.2進一步分析：產權性質分組

本研究進一步對產權性質進行分組回歸，實證分析結果見表5。由表5可知，內部控制有效性IC的回歸系數在國有企業(yè)組中分別為0.006和0.008，分別在1%和5%的顯著性水平下大于0。相對而言，內部控制有效性IC的回歸系數在民營企業(yè)組中分別為0.001和-0.005，其對應的t值為0.31和-0.87，無法拒絕原假設。由此，內部控制有效性對社會責任信息披露市場反應的影響，只在國有企業(yè)組中顯著大于0，表明內部控制有效性成為投資者判斷國有企業(yè)社會責任動機的重要因素，良好的內部控制體系有助于改善投資者對國有企業(yè)社會責任信息披露的價值評估。SUEST檢驗結果表明，以CAR(-3,3)、CAR(-7,7)為因變量，IC的組間系數差異顯著性水平分別在10%和5%的顯著性水平下拒絕了原假設，表明IC系數在不同產權性質分組中存在顯著差異，數據結果部分支持了假設3.1。

然而，在機構投資者持股方面，SUEST檢驗結果則不能拒絕原假設。同時，在市場關注度方面，國有企業(yè)首次披露所引起的社會責任市場反應更加積極，媒體關注度上沒有顯著差異。

4.2.3進一步分析：披露意愿分組

為了進一步探究社會責任信息披露市場反應中的信號搜索機制，本研究按照披露意愿、產權性質和代理成本進行分組回歸分析，并利用SUEST對組間系數差異進行檢驗。

披露意愿分組下的社會責任信息披露市場反應回歸結果見表6。由表6可知，強制披露組中，以CAR(-3,3)、CAR(-7,7)為因變量，內部控制有效性IC的回歸系數分別為0.005和0.006，在5%的顯著性水平下大于0。而在自愿披露組中，內部控制有效性IC的系數均為0.005，其對應的t值分別為1.45和0.78，不能拒絕等于0的原假設。相對而言，自愿披露組的市場反應主要受到行業(yè)固定效應和年代固定效應的影響。內部控制有效性對市場反應的影響在強制披露組中更加明顯，強制披露組企業(yè)的內部控制水平對社會責任信息披露市場反應呈現正相關的關系。

表6 披露意愿分組下的社會責任信息披露市場反應回歸結果

然而，SUEST檢驗的結果并不能拒絕原假設，表明在統(tǒng)計上不能推斷自愿披露和強制披露的組間系數存在差異，數據結果不能支持假設3.2。

從市場關注度來看，強制披露組中首次披露F的系數分別為0.017和0.021，分別在5%和1%的顯著性水平下大于0，而對應系數在自愿披露組中則不顯著。同時，強制披露組中媒體關注度MD的系數分別為0.002和0.003，在5%的顯著性水平下為正，而對應系數在自愿披露組中也不顯著。由此可知，市場關注度對市場反應的影響在強制披露組中更加明顯，強制披露組公司的市場關注度對社會責任信息披露市場反應產生正向影響。

4.2.4進一步分析：代理成本分組

為了更清晰地呈現代理沖突環(huán)境對社會責任信號傳遞動態(tài)的影響，本研究按照第一類代理成本和第二類代理成本的中位數將樣本空間進行進一步劃分，在此基礎上進行實證檢驗，比較組間差異。

實證研究的結果分別見表7和表8。其中，表7和表8分別是按照第一類代理成本和第二類代理成本進行分組的研究結果。

表7 治理環(huán)境分組下的社會責任信息披露市場反應回歸結果(第一類代理成本)

由表7可知，內部控制有效性IC的回歸系數在低代理成本組中分別為0.008和0.009，在1%的顯著性水平下為正。相對而言，內部控制有效性IC的回歸系數在高代理成本組中均為0.003，其對應的t值分別為1.19和0.82，無法拒絕原假設。由此，內部控制有效性對社會責任信息披露市場反應的影響只在低代理成本組中顯著大于0。

表8 治理環(huán)境分組下的社會責任信息披露市場反應回歸結果(第二類代理成本)

SUEST檢驗結果表明，以CAR(-3,3)、CAR(-7,7)為因變量，IC的組間系數差異顯著性水平分別在5%和10%的顯著性水平下拒絕了原假設，表明IC系數在不同代理成本分組中存在顯著差異，數據結果部分支持了假設3.3。然而，在機構投資者持股方面，SUEST檢驗結果則不能拒絕原假設。

由表8則可以得出相似的研究結果，內部控制有效性IC的回歸系數在低代理成本組中分別為0.006和0.005，在5%的顯著性水平下為正。相對而言，內部控制有效性IC的回歸系數在高代理成本組中均為0.004，其對應的t值分別為1.39和1.58，無法拒絕原假設。由此，內部控制有效性對社會責任信息披露市場反應的影響只在低代理成本組中顯著大于0。

然而，SUEST檢驗的結果并不能拒絕原假設，表明在統(tǒng)計上不能推斷組間系數存在差異，數據結果不能支持假設3.3。

結合表7和表8的數據結果可以看出，內部控制有效性與社會責任信息披露的關系受到第一類代理成本的影響。在管理層和投資者存在低沖突的治理環(huán)境中，內部控制有效性的提升，有助于改善資本市場對社會責任信息披露的價值評估，而這種關系在大小股東代理沖突程度分組中則并不顯著。

結合前文的分析結果，本研究認為，投資者在評估社會責任信號價值時，會考慮企業(yè)的公司治理狀況，但公司治理狀況并非是直接可觀測的信息，投資者主要依靠內部控制有效性、機構投資者持股和代理沖突程度等要素對公司治理狀況進行判斷。前景理論指出，投資者對損失及其相關的信息更加敏感。由此，在代理沖突程度和公司內部控制有效性反映出不一致的公司治理質量時，投資者對治理指標的可靠性產生質疑，內部控制有效性對市場反應的影響被削弱。

5 穩(wěn)健性檢驗結果

為了增強研究結論的可靠性，本研究進行了一系列的穩(wěn)健性檢驗。

首先，由于本研究的因變量是用事件研究法測度的社會責任信息披露市場反應，故內生性問題的主要來源是樣本選擇問題和變量遺漏問題。針對可能存在的樣本選擇問題，本研究采用HECKMAN[30]提出的兩階段檢驗方法進行檢驗。對于內部控制有效性，本研究則采用其他公司財務的控制變量作為內部控制有效性在Heckman第一階段的自變量，在表4第(3)列和第(6)列中對樣本選擇問題進行檢驗，計算的逆米爾斯比率分別為-0.068和-0.173，對應的顯著性水平分別為0.801和0.271，緩解了內部控制有效性方面的樣本選擇偏差。而對于市場關注度，本研究則以分析師跟蹤的數量作為媒體關注度的工具變量，對市場關注度方面可能存在的樣本選擇問題進行檢驗，在表4第(3)列和第(6)列中利用兩階段模型計算所得的逆米爾斯比率分別為0.569和0.002，對應的顯著性水平分別為0.167和0.991，緩解了媒體關注度方面的樣本選擇偏差。

其次，針對可能存在的重要變量遺漏和缺失問題，本研究在表4第(3)列和第(6)列的回歸模型中進一步加入了是否鑒證、是否處于敏感性行業(yè)、潤靈社會責任評分的子模塊結果(內容性、完整性和技術性)，以及公司Tobin Q值等控制變量，穩(wěn)健性檢驗的回歸結果與基本模型的結果差異較小，表明本研究的實證分析結果是穩(wěn)健的。

最后，本研究對因變量的測度標準進行了一定程度的調整，將時間窗口調整為11日，在此基礎上重新進行實證分析。此外，本研究還將事件估計窗口的長度調整至60日和180日，在此基礎上計算累計異常收益率，重新進行實證分析。核心指標測度參數調整后，經過穩(wěn)健性分析所得的數據結果與本研究實證分析部分的結果基本一致，表明本研究的結論基本穩(wěn)健。限于篇幅，本研究在此不再對穩(wěn)健性檢驗的結果進行逐一匯報，留存?zhèn)渌鳌?/p>

6 研究結論與啟示

本研究從信號理論出發(fā)，從治理有效性和市場關注度兩個維度實證檢驗了社會責任信息披露市場反應的形成機制。研究發(fā)現：①以內部控制有效性衡量的內部治理水平對社會責任信息披露市場反應產生了正向影響，高內部治理有效性的上市公司發(fā)布社會責任報告更容易得到市場的認可；②市場關注度與社會責任信息披露市場反應之間存在正向的相關關系，受媒體關注的企業(yè)，在利用社會責任向外界傳遞信號時更能夠得到資本市場的認可，且首次披露的社會責任報告更能夠獲得資本市場的積極態(tài)度；③社會責任信息披露市場反應的治理效應，在低代理成本組和國有產權組中更加明顯。

綜合來看，本研究的邊際貢獻主要體現在以下3個方面：①拓展了社會責任信息披露市場反應的解讀框架，將社會責任信息披露的行為而非內容看作是上市公司對外傳遞信號的機制。已有文獻主要強調社會責任信息披露質量對市場反應的影響，而本研究則對市場反應的異質性提供了治理維度和市場關注方面的解釋。②推動了公司治理與社會責任信息披露市場反應的關系研究，探討了內部控制有效性和機構投資者持股兩大作用路徑對資本市場價值評估的影響。已有文獻主要關注公司治理作用于社會責任信息披露質量的路徑和程度，而本研究彌補了公司治理對社會責任信息披露市場反應影響路徑的研究空缺。③為市場關注度影響資本市場的價值評估過程提供了有益的文獻補充，投資者對于模糊信息的有限關注，不可避免地存在于其信息認知和價值調整的過程中，本研究通過檢驗市場關注度與社會責任信息披露市場反應的相關性，揭示了市場關注度對信號作用的影響過程。

本研究具有以下3個啟示：①投資者在信號識別的過程中，存在信號搜索和信息整合的行為。上市公司應該構建良好的內部控制體系，推動管理決策過程的規(guī)范化和科學化，以此緩解投資者對社會責任行為的“后顧之憂”，降低企業(yè)與資本市場的信息不對稱程度，改善資本市場對企業(yè)社會責任行為的價值評估。②投資者的“注意力”是一種稀缺資源，對價值評估的過程產生重要影響。企業(yè)應保持在媒體和公眾中的良好形象，在履行社會責任時應適當地與媒體聯系，為投資者提供了解企業(yè)社會責任履行狀況的媒介。同時，企業(yè)應重視信息披露的“首次”效應，慎重對待首次對外發(fā)布的報告，注重內容的客觀性和可靠性，避免給投資者留下不佳的第一印象。③在整體披露環(huán)境較差的情境下，投資者并不關注社會責任信息披露的內容和質量。對此，相關部門應及時出臺具有更佳規(guī)范性的社會責任信息披露指引，完善信息披露的量化指標體系，利用人工智能和文本分析等前沿技術，以提升社會責任評級技術的有效性，保障優(yōu)質企業(yè)向外界傳遞社會責任信息的渠道通暢。

盡管本研究盡可能地進行了一系列的穩(wěn)健性檢驗，以保障基本研究結論的可靠性，但研究過程仍存在一定的不足，如對社會責任報告以外的社會責任信息考慮不足、對公司治理整體狀況的評估存在改進空間等。從股權結構、激勵機制等公司治理維度對社會責任信號理論進行解讀和拓展，將成為后續(xù)研究的重要方向。