(河海大學(xué) 商學(xué)院,江蘇 南京 211100)

1 引言

1924年，Sheldon提出“企業(yè)社會(huì)責(zé)任”(Corporate Social Responsibility,CSR)這一全新治理概念,成為學(xué)術(shù)界研究的重點(diǎn)。隨著全球經(jīng)濟(jì)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(guān)方和外部等多重壓力。由于CSR的總體目標(biāo)是鼓勵(lì)企業(yè)的可持續(xù)發(fā)展[1],因此CSR成為上市公司應(yīng)對這些壓力的有效領(lǐng)域。

企業(yè)社會(huì)責(zé)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(xiàng)重要公共政策問題。事實(shí)上,企業(yè)社會(huì)責(zé)任可促進(jìn)宏觀經(jīng)濟(jì)層面的創(chuàng)新和競爭力[2]。Yu、Choi認(rèn)為,企業(yè)應(yīng)對利益相關(guān)者有壓力時(shí)必須輔以國家干預(yù)和教育措施,強(qiáng)調(diào)企業(yè)社會(huì)責(zé)任的價(jià)值增強(qiáng)作用。我國逐漸走向混合經(jīng)濟(jì)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(xué)術(shù)界對產(chǎn)權(quán)性質(zhì)對企業(yè)社會(huì)責(zé)任影響的關(guān)注。鑒于非國有企業(yè)對女性領(lǐng)導(dǎo)者提供更大的支持和更多的晉升渠道[3],董事會(huì)的性別影響問題在此背景下出現(xiàn)。外資股權(quán)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(dāng)多的外資少數(shù)股權(quán)。因此,評(píng)估混合所有權(quán)是否能促進(jìn)更有效的企業(yè)社會(huì)責(zé)任參與是有效的,性別與外資股權(quán)在評(píng)估中占據(jù)著主導(dǎo)位置。

大多數(shù)現(xiàn)有文獻(xiàn)認(rèn)為CSR是一個(gè)多方面的概念,其重點(diǎn)是環(huán)境保護(hù)、消費(fèi)者權(quán)利和勞工福利、企業(yè)慈善事業(yè)等相關(guān)領(lǐng)域。然而,有證據(jù)表明企業(yè)強(qiáng)調(diào)履行社會(huì)責(zé)任是一種提高利潤的競爭工具,而不是對抗社會(huì)和環(huán)境弊病[4]。盡管如此,在一個(gè)“道德敗壞”可能損害公司信譽(yù)的環(huán)境中,企業(yè)社會(huì)責(zé)任在使公司合法化方面仍具有重要性[5]。我國企業(yè)社會(huì)責(zé)任迅速發(fā)展,但在發(fā)展本土化標(biāo)準(zhǔn)和推動(dòng)實(shí)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(huì)責(zé)任報(bào)告的我國上市公司為例,實(shí)證研究性別、外資股權(quán)、產(chǎn)權(quán)性質(zhì)、高管持股比例對企業(yè)社會(huì)責(zé)任的影響。

本研究的貢獻(xiàn)體現(xiàn)在:①現(xiàn)有文獻(xiàn)關(guān)于女性領(lǐng)導(dǎo)、外資股權(quán)對企業(yè)社會(huì)責(zé)任的研究主要集中在發(fā)達(dá)國家,本文以我國制度和文化為背景,探討女性領(lǐng)導(dǎo)、外資股權(quán)對企業(yè)社會(huì)責(zé)任的影響,可豐富企業(yè)社會(huì)責(zé)任領(lǐng)域的文獻(xiàn)，拓展女性領(lǐng)導(dǎo)、外資股權(quán)的相關(guān)研究。②本文發(fā)現(xiàn)高管持股比例與企業(yè)社會(huì)責(zé)任評(píng)分之間的倒“U”型關(guān)系、國家所有權(quán)與企業(yè)社會(huì)責(zé)任評(píng)分之間的非線性關(guān)系,豐富和拓展了高管持股、國家所有權(quán)領(lǐng)域的研究。

2 理論分析與假設(shè)提出

2.1 女性領(lǐng)導(dǎo)、董事會(huì)性別平衡與企業(yè)社會(huì)責(zé)任

我國女性的社會(huì)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(huì)和家庭分工中,多倡導(dǎo)“男主外女主內(nèi)”。隨著時(shí)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(dòng)力的重要組成部分。因此，在我國國情下研究女性領(lǐng)導(dǎo)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(huì)偏好、態(tài)度和心理現(xiàn)象的差異[6]。社會(huì)角色理論認(rèn)為在傳統(tǒng)社會(huì)中女性通常是撫養(yǎng)性和社會(huì)導(dǎo)向性的,這種角色定位使社會(huì)對女性的期望是善良和溫柔的。因此,當(dāng)女性參與到企業(yè)決策中時(shí),女性的性別特質(zhì)更加符合“民主參與型”領(lǐng)導(dǎo)風(fēng)格的標(biāo)準(zhǔn),會(huì)更多地關(guān)注員工的心理需求、消費(fèi)者的滿意度和對社會(huì)的貢獻(xiàn),從而更加關(guān)注企業(yè)社會(huì)責(zé)任的履行和披露。

在參與企業(yè)社會(huì)責(zé)任活動(dòng)時(shí),女性往往比男性更感性。女性CEO更容易接受社會(huì)和組織要求,不擅長在社會(huì)責(zé)任與公司整體利益相悖的情況下進(jìn)行選擇。發(fā)達(dá)市場的經(jīng)驗(yàn)表明,女性董事的存在與慈善事業(yè)和社會(huì)表現(xiàn)之間有著密切的聯(lián)系[7],女性領(lǐng)導(dǎo)的企業(yè),其生存條件比男性領(lǐng)導(dǎo)的企業(yè)更好[8]。跨市場研究表明,性別是推動(dòng)企業(yè)社會(huì)責(zé)任投資的關(guān)鍵因素[9]?；谏鲜龇治?本文提出假設(shè)H1——女性領(lǐng)導(dǎo)與企業(yè)社會(huì)責(zé)任呈正相關(guān),即女性領(lǐng)導(dǎo)會(huì)提高企業(yè)社會(huì)責(zé)任披露的質(zhì)量。

大多數(shù)關(guān)于女性和企業(yè)社會(huì)責(zé)任的研究會(huì)關(guān)注董事會(huì)性別平衡問題,而不是領(lǐng)導(dǎo)本身。女董事比例通常被用作衡量董事會(huì)性別平衡的指標(biāo)[10]。Bear等研究表明,KLD-CSR評(píng)級(jí)與董事會(huì)女性成員數(shù)量之間存在強(qiáng)烈的正相關(guān)關(guān)系，女性董事在糾正或減輕企業(yè)“負(fù)面”活動(dòng)的影響方面可能特別有效[11]。性別平衡能促進(jìn)企業(yè)市場渠道發(fā)展[12],加強(qiáng)信息披露[13],支持公司層面的創(chuàng)新[14]，女性領(lǐng)導(dǎo)的增加可能成為性別平衡的催化劑[15]。因此,本文提出假設(shè)H2——女性董事比例與企業(yè)社會(huì)責(zé)任呈正相關(guān),即董事會(huì)性別平衡會(huì)促進(jìn)企業(yè)社會(huì)責(zé)任評(píng)級(jí)提高。

2.2 外資股權(quán)與企業(yè)社會(huì)責(zé)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(jìn)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(yīng)和示范效應(yīng)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(huì)責(zé)任表現(xiàn)[16]。企業(yè)社會(huì)責(zé)任因外國投資者的參股而受到西方管理風(fēng)格的影響,西方發(fā)達(dá)市場的企業(yè)對企業(yè)社會(huì)責(zé)任的研究已度過探索期,他們對這方面的要求更嚴(yán)格。在參與國際競爭時(shí),外方要求我國企業(yè)必須遵守相應(yīng)的企業(yè)社會(huì)責(zé)任準(zhǔn)則,而外國投資者的這種高標(biāo)準(zhǔn)嚴(yán)要求在投資我國企業(yè)時(shí)會(huì)極大地促進(jìn)企業(yè)社會(huì)責(zé)任的履行?？鐕驹趯ν馔顿Y過程中,會(huì)將本國先進(jìn)的管理經(jīng)驗(yàn)和社會(huì)責(zé)任理念引入到被投資國家,影響該國企業(yè)對社會(huì)責(zé)任的看法和表現(xiàn)[17]。全球經(jīng)濟(jì)化的沖擊和影響迫使我國上市公司盡早適應(yīng)國際對企業(yè)社會(huì)責(zé)任的要求,使企業(yè)社會(huì)責(zé)任的表現(xiàn)越來越得到重視。

相較于海外供應(yīng)商,外國投資者為實(shí)現(xiàn)企業(yè)社會(huì)責(zé)任改革提供更直接和有效的渠道。如果投資比例和風(fēng)險(xiǎn)較高,外國投資者會(huì)對公司董事會(huì)結(jié)構(gòu)和治理活動(dòng)產(chǎn)生直接影響[18]。當(dāng)國內(nèi)上市公司尋求在海外交叉上市時(shí),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(huì)增強(qiáng)發(fā)行機(jī)構(gòu)的公司治理效應(yīng)[19]。交叉上市為強(qiáng)化社會(huì)責(zé)任活動(dòng)提供了渠道,海外上市會(huì)刺激企業(yè)自愿披露社會(huì)責(zé)任報(bào)告。來自海外監(jiān)管機(jī)構(gòu)和分析師的監(jiān)測有助于提高企業(yè)社會(huì)責(zé)任報(bào)告披露的質(zhì)量。綜上,本文提出假設(shè)H3——外資股權(quán)與企業(yè)社會(huì)責(zé)任呈正相關(guān)。

本文根據(jù)企業(yè)是否有合格的境外機(jī)構(gòu)投資者(QFII)和發(fā)行機(jī)構(gòu)是否有海外交叉上市來衡量外資股權(quán)水平。當(dāng)前，少數(shù)研究論述了QFII在我國企業(yè)治理和社會(huì)責(zé)任履行方面的作用。如Beatson發(fā)現(xiàn),QFII對托賓Q和ROA水平產(chǎn)生積極影響;Huang、Zhu在我國股權(quán)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(lǐng)域之外的國外投資時(shí),Oh、Soliman等發(fā)現(xiàn)擁有更多外資機(jī)構(gòu)持股的公司的企業(yè)社會(huì)責(zé)任評(píng)級(jí)更高;Dam、Scholtens對歐洲市場的分析發(fā)現(xiàn),兩者關(guān)聯(lián)有限;Wang、Chen發(fā)現(xiàn),我國上市公司在外資機(jī)構(gòu)投資較多的情況下,企業(yè)社會(huì)責(zé)任披露質(zhì)量有所提高。

2.3 產(chǎn)權(quán)性質(zhì)與企業(yè)社會(huì)責(zé)任評(píng)分

國家通常被認(rèn)為是企業(yè)社會(huì)責(zé)任的主要驅(qū)動(dòng)力[20]。由于國有企業(yè)占用了大量公共資源,社會(huì)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(dān)了社會(huì)責(zé)任成為人們關(guān)注的焦點(diǎn)[21]。從企業(yè)社會(huì)責(zé)任報(bào)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(huì)責(zé)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(dān)企業(yè)社會(huì)責(zé)任與維護(hù)社會(huì)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(huì)責(zé)任工作推動(dòng)獲得了較高的政治支持,一些地方政府積極出臺(tái)與企業(yè)社會(huì)責(zé)任相關(guān)的政策,推進(jìn)企業(yè)履行社會(huì)責(zé)任[23]。由于適用的政策不同,在做出社會(huì)責(zé)任決策時(shí),非國有企業(yè)多關(guān)注收益成本。我國國有企業(yè)在社會(huì)責(zé)任方面應(yīng)起到“先鋒模范”作用,這是我國國有企業(yè)性質(zhì)的重要體現(xiàn)。

從披露的企業(yè)社會(huì)責(zé)任報(bào)告質(zhì)量看,國有企業(yè)雖然會(huì)披露企業(yè)社會(huì)責(zé)任報(bào)告,但多為強(qiáng)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(huì)責(zé)任報(bào)告。非國有企業(yè)通過承擔(dān)社會(huì)責(zé)任,響應(yīng)政府號(hào)召,與政府建立良好的合作關(guān)系。為了保護(hù)企業(yè)產(chǎn)權(quán),促進(jìn)企業(yè)經(jīng)濟(jì)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(qiáng)和維護(hù)與政府間的良好關(guān)系。對非國有企業(yè)來說,履行社會(huì)責(zé)任不是目標(biāo),而是在政治經(jīng)濟(jì)體制不完善的轉(zhuǎn)型經(jīng)濟(jì)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(huì)責(zé)任的要求,非國有企業(yè)建立、維護(hù)和加強(qiáng)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(shè)H4——相比國有企業(yè),非國有企業(yè)披露的社會(huì)責(zé)任報(bào)告質(zhì)量更優(yōu)。

2.4 高管持股比例與企業(yè)社會(huì)責(zé)任評(píng)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(huì)責(zé)任評(píng)分之間呈顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系[24-26]。高管持股比例較低時(shí),管理者可相對自由地將企業(yè)社會(huì)責(zé)任活動(dòng)和利潤結(jié)合起來。但隨著高管持股比例的提高,“印象管理”對內(nèi)部管理者的成本較高,管理人員從這種權(quán)衡中獲得的邊際收益為負(fù),從而會(huì)削減與企業(yè)社會(huì)責(zé)任活動(dòng)相關(guān)的支出[27]。如果企業(yè)社會(huì)責(zé)任支出有助于獲得國家投資和市場準(zhǔn)入,邊際收益為負(fù)的情況可能只會(huì)在高管持股比例較高時(shí)出現(xiàn)。

Barnea、Rubin認(rèn)為,管理者在企業(yè)社會(huì)責(zé)任方面會(huì)過度投入,以提高其社會(huì)地位和知名度。較高的企業(yè)社會(huì)責(zé)任評(píng)分可為內(nèi)部人員提供個(gè)人利益。然而,由于企業(yè)社會(huì)責(zé)任支出提高相應(yīng)會(huì)增加高管持有股票價(jià)值的風(fēng)險(xiǎn),因此產(chǎn)生了一種折衷。根據(jù)這一前提,本文認(rèn)為持股水平較低的管理人員從參與企業(yè)社會(huì)責(zé)任活動(dòng)中獲益。隨著持股水平的提高,他們從參與企業(yè)社會(huì)責(zé)任活動(dòng)中獲取的收益趨低,相應(yīng)地會(huì)減少企業(yè)在社會(huì)責(zé)任活動(dòng)方面的支出,社會(huì)責(zé)任報(bào)告評(píng)分也隨之降低?；谏鲜龇治?本文提出假設(shè)H5——高管持股比例與企業(yè)社會(huì)責(zé)任報(bào)告評(píng)分之間存在倒“U”型關(guān)系。

3 研究設(shè)計(jì)

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(biāo)準(zhǔn)進(jìn)行篩選:①剔除ST、*ST和PT公司;②剔除在2012—2017年范圍內(nèi)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(jīng)過篩選,最終得到9640個(gè)觀測值。為排除異常值的干擾,對主要變量在上下1%處進(jìn)行Winsorize處理。社會(huì)責(zé)任報(bào)告評(píng)分來自潤玲環(huán)球(RKS)社會(huì)責(zé)任報(bào)告評(píng)級(jí)系統(tǒng)對上市公司社會(huì)責(zé)任報(bào)告的評(píng)分。其他數(shù)據(jù)均來自CSMAR數(shù)據(jù)庫,使用Stata14.0軟件進(jìn)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(huì)責(zé)任報(bào)告評(píng)分衡量企業(yè)社會(huì)責(zé)任報(bào)告的質(zhì)量,評(píng)分高則質(zhì)量優(yōu)。為了更好地展現(xiàn)我國企業(yè)社會(huì)責(zé)任報(bào)告的披露情況,另設(shè)企業(yè)社會(huì)責(zé)任虛擬變量衡量一個(gè)企業(yè)是否披露了社會(huì)責(zé)任報(bào)告。②解釋變量。根據(jù)假設(shè)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(jī)構(gòu)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(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)時(shí),把副CEO從FCEO變量的定義中去除,得到FCEO1,用來衡量女性領(lǐng)導(dǎo)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(guān)文獻(xiàn),本文控制了董事會(huì)中獨(dú)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(quán)集中度(H10)、企業(yè)上市年限(AGE)、資產(chǎn)負(fù)債率(LEV)、凈資產(chǎn)收益率(ROE)、上市交易所的虛擬變量(SHSE)、行業(yè)(Industry)、年份(Year)。

相關(guān)變量的詳細(xì)定義見表1。

表1 主要變量定義

3.3 模型設(shè)計(jì)

為了檢驗(yàn)假設(shè)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(yàn)假設(shè)H5,本文建立了以下模型:

(2)

4 實(shí)證研究結(jié)果及分析

4.1 變量的描述性統(tǒng)計(jì)

本文對模型中的主要變量進(jìn)行描述性統(tǒng)計(jì),見表2的Panel A。衡量企業(yè)社會(huì)責(zé)任報(bào)告質(zhì)量的變量CSR平均值為38.98,說明披露CSR的上市公司的報(bào)告披露質(zhì)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(lǐng)導(dǎo)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(huì)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(huì)性別平衡度不高。合格境外機(jī)構(gòu)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(jī)構(gòu)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(jì)與相關(guān)性分析結(jié)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(jì)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(zhì)。衡量女性領(lǐng)導(dǎo)的變量FCEO在兩個(gè)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(gè)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(fù)債率更高(LEV)。此外,QFII在披露CSR的企業(yè)中存在感更強(qiáng)。

4.2 相關(guān)性分析

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

4.3 回歸結(jié)果分析

本文采用OLS回歸進(jìn)行實(shí)證分析,女性領(lǐng)導(dǎo)對企業(yè)社會(huì)責(zé)任評(píng)分的影響見表3。女性領(lǐng)導(dǎo)的衡量變量是FCEO,與企業(yè)社會(huì)責(zé)任評(píng)分顯著正相關(guān),假設(shè)H1得到支持。更為重要的是,在對董事會(huì)性別平衡(FD)進(jìn)行單獨(dú)控制后,重要的女性領(lǐng)導(dǎo)效應(yīng)仍有效。在表3列(1)中,董事會(huì)性別平衡的衡量指標(biāo)FD與企業(yè)社會(huì)責(zé)任評(píng)分之間正相關(guān),已為假設(shè)H2提供了部分支持；表3列(3)在剔除了衡量女性領(lǐng)導(dǎo)的變量FCEO后,進(jìn)一步表明女性董事的比例對企業(yè)社會(huì)責(zé)任的積極影響。表3列(1)—列(3)結(jié)果顯示了女性領(lǐng)導(dǎo)和董事會(huì)性別平衡在企業(yè)社會(huì)責(zé)任報(bào)告評(píng)級(jí)中的重要性。對假設(shè)H3,外資股權(quán)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(quán)對企業(yè)社會(huì)責(zé)任有顯著的積極影響,假設(shè)H3得到支持。表3列(5)—列(6)對樣本進(jìn)行了分組回歸,發(fā)現(xiàn)女性領(lǐng)導(dǎo)FCEO、女性董事比例FD與外資股權(quán)(Qfiid,Overseas)對企業(yè)社會(huì)責(zé)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?？赡艿慕忉屖?隨著我國經(jīng)濟(jì)體制改革,混合經(jīng)濟(jì)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(guān)系越來越緊密,股權(quán)結(jié)構(gòu)趨于統(tǒng)一。對假設(shè)H4,表3列(1)、列(2)、列(4)強(qiáng)調(diào)了產(chǎn)權(quán)性質(zhì)SOE與企業(yè)社會(huì)責(zé)任之間的負(fù)相關(guān)關(guān)系。在前面的描述性統(tǒng)計(jì)中發(fā)現(xiàn),披露企業(yè)社會(huì)責(zé)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(zhì)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(dòng)披露企業(yè)社會(huì)責(zé)任報(bào)告且披露質(zhì)量更優(yōu),假設(shè)H4得到支持。對假設(shè)H5,表3列(4)報(bào)告了管理層持股比例與企業(yè)社會(huì)責(zé)任之間的關(guān)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(fù)(-0.0027,t=-2.51),結(jié)果說明管理層持股比例與企業(yè)社會(huì)責(zé)任之間存在倒“U”型關(guān)系,支持了本文的假設(shè)H5。

表3 企業(yè)社會(huì)責(zé)任報(bào)告質(zhì)量的影響因素回歸結(jié)果

表3顯示了企業(yè)社會(huì)責(zé)任與董事會(huì)獨(dú)立董事比例之間的正相關(guān)關(guān)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(dá)市場之間重要的制度差異。從表3的實(shí)證結(jié)果發(fā)現(xiàn),在非國有企業(yè)中獨(dú)立董事所占比例增加會(huì)提高企業(yè)社會(huì)責(zé)任履行水平,而這一關(guān)系在國有企業(yè)中不存在，這一回歸結(jié)果與李文勤等的研究結(jié)果相同。就其他控制效應(yīng)而言,企業(yè)社會(huì)責(zé)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(guān)關(guān)系,這種關(guān)系在產(chǎn)權(quán)性質(zhì)上沒有區(qū)別。企業(yè)社會(huì)責(zé)任與上市年限和董事會(huì)規(guī)模之間也是正相關(guān)關(guān)系,但這種關(guān)系并不顯著。不同的是,在非國有企業(yè)中,董事會(huì)規(guī)模的擴(kuò)大能提高企業(yè)社會(huì)責(zé)任的履行水平,這一關(guān)系在國有企業(yè)中不存在。相反,企業(yè)社會(huì)責(zé)任評(píng)分與企業(yè)杠桿率(LEV)、財(cái)務(wù)業(yè)績(ROE)之間顯示出負(fù)相關(guān)關(guān)系。值得一提的是,在控制了企業(yè)規(guī)模和國家所有權(quán)之后,企業(yè)上市交易所(SHSE)對企業(yè)社會(huì)責(zé)任評(píng)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(huì)責(zé)任評(píng)級(jí)更低,表明地域?qū)ζ髽I(yè)社會(huì)責(zé)任的影響。

4.4 穩(wěn)健性檢驗(yàn)與內(nèi)生性檢驗(yàn)

為了檢驗(yàn)上述回歸結(jié)果的穩(wěn)健性,本文考慮女性領(lǐng)導(dǎo)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(yàn)

表5 內(nèi)生性問題檢驗(yàn)——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(jié)果與上述所言基本一致。在更進(jìn)一步的內(nèi)生性檢驗(yàn)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(gè)額外的獨(dú)立變量——IMR(逆米爾斯比率),回歸調(diào)整了與女性領(lǐng)導(dǎo)相關(guān)的內(nèi)生性。同樣,女性領(lǐng)導(dǎo)(FCEO)和董事會(huì)性別平衡(FD)對企業(yè)社會(huì)責(zé)任評(píng)分仍存在顯著的積極影響。表4、5中的結(jié)果為本文的假設(shè)提供了進(jìn)一步的支持。女性領(lǐng)導(dǎo)對我國上市公司企業(yè)社會(huì)責(zé)任的影響見表3。

5 結(jié)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(huì)責(zé)任報(bào)告評(píng)分為研究變量,實(shí)證研究女性領(lǐng)導(dǎo)、外資股權(quán)、產(chǎn)權(quán)性質(zhì)、管理層持股比例與企業(yè)社會(huì)責(zé)任之間的關(guān)系,得到以下結(jié)論:①在性別方面,女性領(lǐng)導(dǎo)、女性董事比例、外資股權(quán)對企業(yè)社會(huì)責(zé)任有顯著的積極影響,在國有和非國有企業(yè)中沒有本質(zhì)區(qū)別。②產(chǎn)權(quán)性質(zhì)與企業(yè)社會(huì)責(zé)任有一定的關(guān)系,國有企業(yè)披露企業(yè)社會(huì)責(zé)任報(bào)告的比例更高,但非國有企業(yè)的企業(yè)社會(huì)責(zé)任報(bào)告披露質(zhì)量更優(yōu)。③高管持股比例與企業(yè)社會(huì)責(zé)任之間存在倒“U”型關(guān)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(huì)責(zé)任信息披露總體水平不高、披露質(zhì)量較低，因此在社會(huì)責(zé)任信息披露方面,政府可采取措施,引導(dǎo)上市公司承擔(dān)社會(huì)責(zé)任,加強(qiáng)對社會(huì)責(zé)任信息披露質(zhì)量的監(jiān)管。②在外資股權(quán)和領(lǐng)導(dǎo)性別平衡方面,立法部門和監(jiān)管部門應(yīng)積極運(yùn)用行政、法律等手段加強(qiáng)對外資股權(quán)行為的引導(dǎo),促進(jìn)公司內(nèi)部有關(guān)性別平衡條款的建立與實(shí)施。