葉 珊

(中南財經(jīng)政法大學 會計學院，湖北 武漢 430073)

0 引言

在經(jīng)濟快速增長，科學技術(shù)水平提升的同時，食品安全、生態(tài)破壞、產(chǎn)品傷害、環(huán)境污染等事件引發(fā)了政府部門、媒體、公眾等對企業(yè)社會責任(Corporate social responsibility,簡稱CSR)的關(guān)注與重視。深圳證券交易所發(fā)布的上市公司社會責任指引認為，企業(yè)社會責任主要是指對社會、環(huán)境、員工、供應(yīng)商、客戶等利益相關(guān)方所承擔的責任，強調(diào)企業(yè)不能一味追求自身利益最大化，而必須綜合考慮眾多利益相關(guān)者的需求，以期謀得長期戰(zhàn)略發(fā)展。作為企業(yè)非財務(wù)信息的重要組成部分，企業(yè)發(fā)布的社會責任報告不僅是社會公眾了解其履行情況、評價其外部表現(xiàn)好壞的途徑之一，同時也是第三方評級機構(gòu)對其社會責任表現(xiàn)評分的重要依據(jù)。

管理層業(yè)績預(yù)告亦稱“管理層盈余預(yù)測”，是指管理層對公司某一期間的經(jīng)營業(yè)績進行預(yù)測并披露的行為，一般包括年度業(yè)績預(yù)告和中期業(yè)績預(yù)告。作為一種預(yù)測性財務(wù)信息，它的披露不僅可以向市場參與者傳遞相關(guān)信號，有助于投資者作出決策，同時可以緩解經(jīng)理人與股東之間的委托代理問題，降低上市公司與投資者的信息不對稱程度。考慮到管理層業(yè)績預(yù)告是對公司未來盈利的預(yù)期，財務(wù)信息含量較為豐富，對投資者來說，關(guān)系到自身利益，自然對其有著強烈的需求[1]。目前，我國實行的是半強制業(yè)績預(yù)告披露制度，當上市公司凈利潤為負值或者發(fā)生波動幅度明顯較大(上升或者下降百分之50以上)以及實現(xiàn)扭虧為盈的，被強制要求披露業(yè)績預(yù)告；而對于約束條件以外的公司，可以自行選擇是否發(fā)布業(yè)績預(yù)告信息。管理層在業(yè)績預(yù)告披露內(nèi)容、方式、發(fā)布時間等方面擁有自由裁量權(quán)，可以根據(jù)其實際情況、披露動機、成本效益等因素進行綜合考量后決定業(yè)績預(yù)告披露策略。

企業(yè)發(fā)布業(yè)績預(yù)告，提供高質(zhì)量的預(yù)測性會計信息屬于其社會責任履行范圍，但從更深層次來看，兩者聯(lián)系可能更加緊密。目前我國企業(yè)社會責任評級方法主要是基于社會責任報告，但這種測度方式存在弊端：即社會責任履行的背后動機評分僅能反映企業(yè)履行社會責任的外在形象，其實際行為如何無從得知。而管理層業(yè)績預(yù)告行為代表上市公司真實的財務(wù)信息披露決策行為，二者之間在行為動因方面是否具備一致性可以直接檢驗企業(yè)履行社會責任的真正意圖。因此，本文從管理層業(yè)績預(yù)告行為特征視角來考察其社會責任履行及信息披露的動機。一方面，如果企業(yè)履行社會責任是一種道德行為，則企業(yè)社會責任表現(xiàn)越好，業(yè)績預(yù)告質(zhì)量越高；另一方面，企業(yè)履行社會責任也可能是一種管理層自利行為，管理者可能會通過履行社會責任這一方式來掩蓋其不當行為，比如粉飾業(yè)績、虛增資產(chǎn)等，在這種情況下，業(yè)績預(yù)告質(zhì)量往往較低。根據(jù)管理層披露的業(yè)績預(yù)告行為特征，可以檢驗企業(yè)履行社會責任是否一致，進而深入探究企業(yè)社會責任的履行動機。

1 文獻回顧

1.1 企業(yè)社會責任(CSR)動機

關(guān)于企業(yè)社會責任的研究已日趨成熟，大多文獻圍繞其履行動機、影響因素以及經(jīng)濟后果展開研究，考慮到與本文的相關(guān)性，在此僅對研究企業(yè)履行社會責任動機的文獻進行梳理。Carroll[2]認為，CSR可以細分為4個方面：經(jīng)濟責任、法律責任、倫理責任和慈善責任。在此基礎(chǔ)上，外延出社會責任動機中的4種觀點：倫理理論、社會理論、綜合理論、工具理論。倫理理論認為，企業(yè)履行社會責任是一種道德倫理行為；社會理論強調(diào)，作為社會的有機組成部分，企業(yè)需要對社會負責；綜合理論認為，企業(yè)必須契合社會的需求，畢竟其成功離不開社會的發(fā)展；工具理論則認為企業(yè)履行社會責任是出于實現(xiàn)戰(zhàn)略目標，創(chuàng)造財富的動機。

按照Branco和Rodrigues[3]對企業(yè)履行社會責任動機的概括，倫理理論、社會理論、綜合理論這三者可歸為“規(guī)范緣由”：即企業(yè)履行社會責任是出于道德規(guī)范的需要；工具理論亦稱為“商業(yè)緣由”，強調(diào)企業(yè)關(guān)注社會責任是為了保證其經(jīng)營目標的實現(xiàn)，CSR的履行有助于企業(yè)樹立良好形象，提高利益相關(guān)方對企業(yè)的贊譽，形成聲譽資本。顯然，“規(guī)范緣由”與“商業(yè)緣由”存在一些共性：即不管企業(yè)履行社會責任是出于道德需要，本著對社會負責的態(tài)度，還是注重建立與保護聲譽，考慮公司長期可持續(xù)發(fā)展。從利益相關(guān)者理論來看，管理層都會更加注重建立與投資者、員工、供應(yīng)商以及社區(qū)之間的紐帶關(guān)系，致力于提供透明可靠的預(yù)測性財務(wù)信息去迎合利益相關(guān)者的需求，獲取其信任。吉利、毛洪濤等[4]基于上市公司盈余管理程度視角發(fā)現(xiàn)，CSR履行與盈余管理之間是負相關(guān)關(guān)系，驗證了企業(yè)社會責任履行的“道德行為”假說。

與此同時，Hemingway和Maclagan[5]認為，上市公司履行社會責任只是為了配合相關(guān)部門的監(jiān)管，亦或是將其視為掩蓋不正當行為的一種方式。由此延伸出與道德行為動機截然不同的一大觀點：企業(yè)履行社會責任是一種機會主義投機行為：以犧牲其他利益相關(guān)方滿足個人私利。朱敏和施先旺[6]基于盈余質(zhì)量視角考察企業(yè)履行社會責任的動機，得出了結(jié)論：鑒于企業(yè)盈余質(zhì)量與CSR之間存在顯著的反向關(guān)系，表明企業(yè)可能出于管理層私利動機履行社會責任。權(quán)小峰等[7]通過探討企業(yè)社會責任對股價崩盤風險的影響，驗證了CSR履行體現(xiàn)了“工具特征”而非“創(chuàng)值特征”，管理層試圖通過偽社會責任行為去謀求個人私利，損害其他利益相關(guān)方的合法權(quán)益。

經(jīng)過文獻梳理發(fā)現(xiàn)，關(guān)于企業(yè)履行社會責任的動機在學術(shù)界雖然研究成果較多，但依舊存在爭論，企業(yè)履行社會責任究竟是道德行為，還是處于機會主義動機，有待進一步探究。

1.2 管理層業(yè)績預(yù)告影響因素

根據(jù)信號傳遞理論，作為資本市場中重要的信息披露機制，管理層業(yè)績預(yù)告能夠向市場參與者傳遞關(guān)于公司盈利狀況、經(jīng)營風險等重大信息，有效緩解信息不對稱問題。已有研究大多從高管權(quán)力、CEO個人特征、代理成本、宏觀經(jīng)濟因素等方面研究對企業(yè)業(yè)績預(yù)告行為的影響。李馨子[8]認為，業(yè)績預(yù)告準確程度的提高有助于企業(yè)建立良好的披露聲譽，從而獲得投資者的長期信任；路軍[9]通過實證研究發(fā)現(xiàn)，董事會成員的會計師事務(wù)所工作背景加大了管理層自愿發(fā)布盈余預(yù)測的可能性，且其與披露及時性和精確程度存在顯著的正相關(guān)關(guān)系；王俊秋和花貴如[10]考察不同投資者情緒下的管理層業(yè)績預(yù)告策略，結(jié)果顯示：當投資者情緒較為悲觀時，管理層更傾向于自愿發(fā)布業(yè)績預(yù)告，并且出具的業(yè)績預(yù)告精確度越高，消息內(nèi)容也更樂觀；王玉濤和段夢然[11]探究非財務(wù)因素—公司戰(zhàn)略對管理層業(yè)績預(yù)告行為的影響，研究發(fā)現(xiàn)，進攻型戰(zhàn)略類型的企業(yè)更傾向于自愿發(fā)布業(yè)績預(yù)告，但其精確程度和準確性也更低?？梢钥闯?，多數(shù)文獻考察了財務(wù)因素對業(yè)績預(yù)測行為的影響，卻忽略了非財務(wù)因素(如企業(yè)社會責任)的重要作用。

2 理論分析與研究假說

根據(jù)委托代理理論，現(xiàn)代企業(yè)兩權(quán)分離制度導(dǎo)致了管理層與股東之間存在信息不對稱問題，加上二者利益不一致，進而衍生出了股東和經(jīng)理人的代理問題。作為財務(wù)信息的事前預(yù)測行為，管理層業(yè)績預(yù)告在一定程度上能夠反映公司未來的盈利情況、經(jīng)營風險以及發(fā)展前景，是緩解信息不對稱、委托代理問題的有效途徑。在我國目前半強制披露的制度背景下，由于管理層在選擇披露內(nèi)容、形式、意愿以及時機方面有較大的自由裁量權(quán)，那么業(yè)績預(yù)告的行為特征將直接取決于管理層的披露動機，從而可間接識別企業(yè)履行社會責任的動機，可以通過分析上市公司社會責任外在形象與業(yè)績預(yù)告行為是否一致來驗證企業(yè)履行社會責任的動機。

因此，基于歸納的企業(yè)社會責任履行動機的兩種相反理論，可以分別預(yù)測不同動機下，CSR履行對業(yè)績預(yù)告行為特征的影響。借鑒張藝瓊、王玉濤[12]等的研究，業(yè)績預(yù)告的行為特征主要包括以下幾個方面：企業(yè)發(fā)布業(yè)績預(yù)告的意愿、業(yè)績預(yù)告內(nèi)容的準確性、形式的精確度以及企業(yè)發(fā)布業(yè)績預(yù)告的態(tài)度傾向，其中，準確性、精確度可以反映業(yè)績預(yù)告的質(zhì)量。本文擬從這些方面刻畫社會責任履行對管理層業(yè)績行為的影響，并且分別提出相應(yīng)假說。

2.1 企業(yè)社會責任與業(yè)績預(yù)告發(fā)布意愿

公司自愿發(fā)布的業(yè)績預(yù)告較強制披露會增加投資者的信任程度，有助于公司建立良好的披露聲譽。因而如果企業(yè)履行社會責任是出于道德維護自身信譽的需要，則會更自覺地披露盈利預(yù)測信息，幫助投資者作出經(jīng)濟決策；相反地，如果企業(yè)履行社會責任是一種管理層自利行為，往往會掩蓋粉飾其經(jīng)營業(yè)績，不愿意對外披露。據(jù)此，提出以下對立假說：

H1a:社會責任評級得分越高的企業(yè)，其自愿發(fā)布業(yè)績預(yù)告的概率越高。

H1b:社會責任評級得分越高的企業(yè)，其自愿發(fā)布業(yè)績預(yù)告的概率越低。

2.2 企業(yè)社會責任與業(yè)績預(yù)告披露質(zhì)量

業(yè)績預(yù)告的質(zhì)量主要體現(xiàn)在其內(nèi)容的準確性、形式的精確度等方面。作為財務(wù)信息的前瞻性預(yù)告，企業(yè)披露的業(yè)績預(yù)告與公司經(jīng)審計年度財務(wù)報告的實際盈余越吻合，準確性程度越高，越能樹立公司良好形象，提高披露聲譽，增強投資者的信心。目前，我國盈余預(yù)測披露形式主要分為點預(yù)測、閉區(qū)間預(yù)測、開區(qū)間預(yù)測以及定性預(yù)測4種。對于上市公司而言，管理層可以自主選擇業(yè)績預(yù)告的披露形式。一般認為，點預(yù)測和閉區(qū)間預(yù)測較為精確，而開區(qū)間預(yù)測和定性預(yù)測比較模糊，容易誤導(dǎo)投資者。由于本文刪除了定性預(yù)測的樣本，因此僅討論點預(yù)測與區(qū)間預(yù)測的精確性。

如果管理層履行企業(yè)社會責任是一種負責任的道德行為，那么企業(yè)社會責任表現(xiàn)越好，越會傾向于提供更詳細更精準的財務(wù)信息披露，發(fā)布可靠、透明、高質(zhì)量的業(yè)績預(yù)告，保障利益相關(guān)者需求，從而提高公司的信息透明度，建立良好聲譽。相反地，如果管理者從事企業(yè)社會責任實踐只是為了滿足其個人利益或者掩蓋不正當行為，即履行社會責任的動機本質(zhì)上是一種機會主義，那么基于行為動因的一致性，管理層便傾向于提供虛假、模糊的預(yù)測性財務(wù)信息來誤導(dǎo)利益相關(guān)者，社會責任履行和業(yè)績預(yù)告質(zhì)量會呈現(xiàn)出負相關(guān)的關(guān)系。據(jù)此，本文提出以下對立假說：

H2a：企業(yè)社會責任評級得分越高，其發(fā)布的管理層業(yè)績預(yù)告質(zhì)量越高。

H2b：企業(yè)社會責任評級得分越高，其發(fā)布的管理層業(yè)績預(yù)告質(zhì)量越低。

2.3 企業(yè)社會責任與業(yè)績預(yù)告態(tài)度

從業(yè)績預(yù)告的發(fā)布態(tài)度來看，樂觀激進的業(yè)績預(yù)告往往容易偏離實際，影響公司的市場聲譽；而保守穩(wěn)健的會計信息可以減少不確定因素的影響。因此，如果企業(yè)履行社會責任是出于對社會負責以及維護自身信譽，保護各利益相關(guān)者利益的需要，那么管理層會更理性、謹慎地進行會計決策，提供更加保守的信息，以免對投資者造成誤導(dǎo)，建立良好的披露聲譽。相反，如果是出于機會主義動機，管理層往往會傾向于披露更為樂觀的信息，以犧牲其他利益相關(guān)方為代價謀取個人私利。據(jù)此，提出如下對立假說：

H3a:社會責任評級得分越高的企業(yè)，其管理層更傾向于發(fā)布保守悲觀的業(yè)績預(yù)告。

H3b:社會責任評級得分越高的企業(yè)，其管理層更傾向于發(fā)布樂觀的業(yè)績預(yù)告。

3 研究設(shè)計

3.1 樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

本文選取2010—2018年滬深A(yù)股上市公司為研究樣本，考慮到年度業(yè)績預(yù)告數(shù)據(jù)更為穩(wěn)定和準確，故我們僅保留同一年度最末次業(yè)績預(yù)告作為分析對象。CSR評級數(shù)據(jù)來自和訊網(wǎng)，業(yè)績預(yù)告數(shù)據(jù)及其他財務(wù)數(shù)據(jù)均從國泰安數(shù)據(jù)庫(CSMAR)中獲取。參考已有研究的做法，本文對初始樣本進行如下步驟的剔除與篩選：①剔除金融業(yè)上市公司；②剔除ST、*ST類企業(yè)；③剔除有缺失值的樣本；④剔除業(yè)績預(yù)告形式為定性預(yù)測或業(yè)績預(yù)告類型“不確定”的樣本。為了控制異常值對研究結(jié)果的影響，本文對連續(xù)變量均進行了縮尾處理，最終獲得樣本公司9年非平衡面板數(shù)據(jù)，共計8618個有效觀測值。本文主要采用stata16.0軟件對上述數(shù)據(jù)進行處理以及相應(yīng)的實證分析。

3.2 變量設(shè)計

3.2.1 被解釋變量

(1)業(yè)績預(yù)告發(fā)布意愿(Voluntary)。

根據(jù)規(guī)定，上市公司業(yè)績預(yù)告可分為轉(zhuǎn)虧、續(xù)虧、扭虧、續(xù)盈、大增、大降、略增、略降八種類型。借鑒前人研究，本文采用如下方法區(qū)分自愿發(fā)布與強制披露，并設(shè)置是否自愿披露虛擬變量：若業(yè)績預(yù)告類型為略增、略降、續(xù)盈，則視為自愿發(fā)布，賦值為1；否則賦值為 0。

(2)業(yè)績預(yù)告披露質(zhì)量(Guidance Quality，簡稱GQ)。

預(yù)告披露質(zhì)量(GQ)是上市公司當年披露的業(yè)績預(yù)測信息質(zhì)量特征，包括以下兩個特征變量：

首先，業(yè)績預(yù)告準確性(Accuracy)。借鑒王浩、向顯湖[13]等的做法，本文將業(yè)績預(yù)告準確性定義為凈利潤預(yù)測誤差與實際數(shù)額的百分比的絕對值，其中：若為區(qū)間預(yù)測，預(yù)測值取上下限均值；若為點預(yù)測，則預(yù)測值直接取點值。具體計算公式如下：

(1)

其次，業(yè)績預(yù)告精確性(Precision)。參考劉柏、盧家銳[14]的研究，本文用Precision表示業(yè)績預(yù)告閉區(qū)間的長度大小，衡量業(yè)績預(yù)告的精確性。Precision取值越小，說明預(yù)告閉區(qū)間越窄，精確度越高。具體計算公式如下：

(2)

顯然，根據(jù)(2)式可知，當業(yè)績預(yù)告形式為點預(yù)測值時，Precision=0，此時業(yè)績預(yù)告精確性最高。

(3)業(yè)績預(yù)告態(tài)度傾向性(Tendency)。本文設(shè)置Tendency啞變量來衡量管理層發(fā)布業(yè)績預(yù)告的態(tài)度傾向，定義為業(yè)績預(yù)告凈利潤預(yù)測值與年度財報凈利潤實際值的差值，若差值為正，則表示管理層傾向于發(fā)布樂觀的消息類型，賦值為1；若差值為負，則表明管理層較為保守謹慎，賦值為0。

3.2.2 解釋變量

解釋變量為和訊網(wǎng)公布的企業(yè)社會責任評級得分的自然對數(shù)。該得分是和訊網(wǎng)基于上市公司公布的社會責任報告以及年度財務(wù)報告，從股東、員工、供應(yīng)商、客戶和消費者權(quán)益、環(huán)境和社會責任五個維度綜合考察上市公司社會責任表現(xiàn)的結(jié)果，因此具備一定的可信度。一般認為，得分越高，企業(yè)社會責任履行情況越好，外在表現(xiàn)越優(yōu)異。

3.2.3 控制變量

為了克服遺漏變量偏誤，本文借鑒王玉濤、董雅浩、張藝瓊(2019)等的做法，選取的控制變量如下：公司規(guī)模(Size)、資產(chǎn)負債率(Lev)、公司上市年限(Age)、分析師跟蹤數(shù)量(Analyst)、股權(quán)集中度(Con)、機構(gòu)投資者持股比例(Inst)、外部融資動機(Growth)、獨立董事比例(IDP)、管理層持股比例(MSHR)、托賓Q值(TobinQ)、股權(quán)性質(zhì)(STATE)。所有主要變量定義及說明(見表1)。

表1 變量類型及定義說明

3.3 模型構(gòu)建

為檢驗本文的對立假說1，擬構(gòu)建以下Probit模型：

Voluntary=α0+α1CSR+α2Size+α3Lev+α4Con+α5Growth+α6IDP+α7TobinQ+α8Age+α9Analyst+α10Inst+α11MSHR+∑Industry+∑Year+ε

(1)

為檢驗本文的對立假說2，擬構(gòu)建如下OLS回歸模型：

GQ=α0+α1CSR+α2Size+α3Lev+α4Con+α5Growth+α6IDP+α7TobinQ+α8Age+α9Analyst+α10Inst+α11MSHR+∑Industry+∑Year+ε

(2)

為檢驗本文的對立假說3，擬構(gòu)建如下Probit模型：

Tendency=α0+α1CSR+α2Size+α3Lev+α4Con+α5Growth+α6IDP+α7TobinQ+α8Age+α9Analyst+α10Inst+α11MSHR+∑Industry+∑Year+ε

(3)

4 實證檢驗與結(jié)果

4.1 描述性統(tǒng)計

表2是本文各主要變量描述性統(tǒng)計結(jié)果。其中，在被解釋變量方面，Voluntary的均值為0.471，表明有47.1%的上市公司業(yè)績預(yù)告是出于自愿發(fā)布而非強制披露，但比率尚未達到一半，符合我國目前半強制業(yè)績預(yù)告披露制度的情況；變量Accuracy的均值為10.999，最小值0.052，最大值153.378，說明業(yè)績預(yù)告偏差平均水平約為11%，樣本整體準確性一般，且差異明顯，最大誤差可達到153%；變量Precision情況類似，樣本值較為分散，業(yè)績預(yù)告精確度總體而言較低；啞變量Tendency均值為0.614，顯示樣本公司管理層披露的盈余預(yù)測內(nèi)容往往更偏樂觀激進。此外，解釋變量CSR的均值為3.122，未達到一半分值(ln50=3.912)，與吉利等[13]的研究發(fā)現(xiàn)基本吻合，說明上市公司社會責任履行情況整體處于較低水平，有待進一步改進。

表2 各變量描述性統(tǒng)計

4.2 單變量檢驗

為了對本文的假說有一個初步的判斷，根據(jù)CSR行業(yè)中位數(shù)對全樣本進行分組，并設(shè)置CSR_dum啞變量。若CSR數(shù)值高于行業(yè)中位數(shù)，說明企業(yè)社會責任外部表現(xiàn)良好，賦值為1；否則賦值為 0?；诖耍疚膶SR外部表現(xiàn)良好和外部表現(xiàn)較差的兩組樣本公司發(fā)布業(yè)績預(yù)告的自愿性、披露質(zhì)量(準確性、精確性)、傾向性等行為特征進行對比檢驗。表3列示了單變量分析結(jié)果。根據(jù)表3發(fā)現(xiàn)：無論是均值檢驗還是中值檢驗，CSR表現(xiàn)不同，管理層的業(yè)績預(yù)告行為存在顯著差異。相比CSR表現(xiàn)差的公司而言，CSR評分高外部表現(xiàn)好的樣本公司更傾向于自愿發(fā)布業(yè)績預(yù)告，出具的業(yè)績預(yù)告質(zhì)量較高，并且發(fā)布樂觀消息的可能性較小，即更傾向于發(fā)布保守穩(wěn)健的業(yè)績預(yù)告。上述結(jié)果與假說H1a、H2a和H3a基本吻合，初步表明：企業(yè)履行社會責任是出于道德維護自身信譽的需要，而非管理層自利行為。然而，這僅僅是初步判斷，尚未考慮其他控制變量對結(jié)果的影響，將基于主要控制變量對企業(yè)社會責任和業(yè)績預(yù)告行為之間的關(guān)系進行回歸分析與檢驗。

表3 按CSR評分高低分組的單變量分析

4.3 相關(guān)性分析

表4報告了主要變量間的相關(guān)系數(shù)。結(jié)果顯示，因變量Voluntary與自變量CSR呈顯著的正相關(guān)關(guān)系，而被解釋變量Accuracy、Precision、Tendency三者均與CSR成顯著負相關(guān)關(guān)系，這初步說明了企業(yè)社會責任評級得分越高，管理層越傾向于自愿發(fā)布業(yè)績預(yù)告，且其準確性和精確性越高，即披露質(zhì)量較高，消息類型偏保守和悲觀，與單變量分析結(jié)果一致。此外，各控制變量之間的 相關(guān)系數(shù)不高，表明不存在多重共線性的情況。

表4 主要變量相關(guān)系數(shù)

4.4 回歸結(jié)果分析

結(jié)合單變量分析及相關(guān)性分析結(jié)果，本文進一步采用實證模型進行回歸分析，檢驗上述對立假說，以探討企業(yè)社會責任與業(yè)績預(yù)告行為的關(guān)系，進而挖掘企業(yè)履行社會責任的真實動機。在回歸分析中，控制了行業(yè)、年份固定效應(yīng)，在公司層面使用了聚類穩(wěn)健標準誤。實證檢驗結(jié)果列示于表5。表5的第(1)列至第(3)列分別報告了企業(yè)社會責任表現(xiàn)與業(yè)績預(yù)告發(fā)布意愿、預(yù)告披露質(zhì)量(包括內(nèi)容準確性與形式精確度)、預(yù)告態(tài)度偏向性的主回歸結(jié)果，其中，解釋變量CSR的系數(shù)分別為0.493、-5.953、-0.034和-0.190，且均在1%水平上顯著。這為本文的假說H1a、H2a和H3a提供了支持性證據(jù)：CSR評級得分越高的企業(yè)，其管理層自愿發(fā)布業(yè)績預(yù)告的概率越高，出具的業(yè)績預(yù)告質(zhì)量越高，且更傾向于披露保守穩(wěn)健的業(yè)績消息。側(cè)面驗證了企業(yè)履行社會責任主要是出于對社會負責以及維護自身信譽，保護各利益相關(guān)者利益的需要，是一種道德行為，否定了機會主義動機這一說法。

4.5 進一步檢驗與分析

綜上，本文通過探討企業(yè)社會責任與管理層業(yè)績預(yù)告行為之間的關(guān)系，來驗證企業(yè)履行社會責任的動機，并且根據(jù)回歸結(jié)果，可以初步證實企業(yè)履行社會責任主要是一種道德行為，是出于提升企業(yè)聲譽、滿足利益相關(guān)者需求的動機。然而，產(chǎn)權(quán)性質(zhì)的不同可能會影響企業(yè)社會責任與管理層業(yè)績預(yù)告行為的關(guān)系。對于國有企業(yè)，由于其往往主導(dǎo)著與國計民生關(guān)聯(lián)較大的支柱型產(chǎn)業(yè)，能夠擁有政府提供的關(guān)鍵性資源和資金支持，一般情況下不會陷入財務(wù)危機，投資者對其也比較信賴；相比之下，非國有企業(yè)缺乏與政府的政治關(guān)聯(lián)，在金融支持方面處于弱勢地位，建立與維護和利益相關(guān)方的關(guān)系便顯得尤為重要。如果本文研究結(jié)論成立，即企業(yè)履行社會責任是處于道德聲譽動機，那么非國有企業(yè)更有可能通過積極履行社會責任，建立良好的公司聲譽，提供更可靠更透明的預(yù)測性財務(wù)信息，以契合利益相關(guān)者的需要，增強投資者的信賴?；诖?，本文根據(jù)產(chǎn)權(quán)性質(zhì)劃分國有企業(yè)和非國有企業(yè)，引入STATE虛擬變量，通過分組回歸的實證方法進一步檢驗和分析了不同產(chǎn)權(quán)性質(zhì)下企業(yè)履行社會責任對業(yè)績預(yù)告行為產(chǎn)生的影響是否存在差異。具體結(jié)果如表6所示，和國有企業(yè)相比，非國有企業(yè)條件下，企業(yè)社會責任系數(shù)的絕對值更大，且均在1%水平上顯著，即非國有企業(yè)CSR履行與業(yè)績預(yù)告行為之間的關(guān)系更為顯著，進一步驗證了研究結(jié)論。

5 穩(wěn)健性檢驗

為了保證研究結(jié)論的可靠性，本文進行以下多項穩(wěn)健性檢驗。

5.1 CSR啞變量分組回歸

綜上，根據(jù)CSR行業(yè)中位數(shù)將樣本分為兩組，并設(shè)置了CSR啞變量?；诖?，本文對模型(1)—(3)進行分組回歸，結(jié)果如表7所示，CSR_dum的系數(shù)分別為0.391、-4.699、-0.054、-0.171，且均在1%的水平上顯著，與表5的主回歸結(jié)果一致，進一步支持了本文的假說H1a、H2a和H3a。

表5 主回歸結(jié)果

表6 產(chǎn)權(quán)性質(zhì)分組回歸結(jié)果

續(xù)表6 產(chǎn)權(quán)性質(zhì)分組回歸結(jié)果

表7 CSR分組回歸結(jié)果

續(xù)表7 CSR分組回歸結(jié)果

5.2 僅保留自愿性業(yè)績預(yù)告樣本公司進行檢驗

目前我國采用的是半強制業(yè)績預(yù)告披露制度，自愿發(fā)布和強制披露二者的動機可能有所不同，從而會對本文的研究結(jié)論造成影響，因此，剔除強制披露的樣本公司，僅在自愿發(fā)布業(yè)績預(yù)告的樣本中研究企業(yè)社會責任履行對管理層業(yè)績預(yù)告行為的影響?；貧w結(jié)果列示于表8發(fā)現(xiàn)：結(jié)果與表5基本吻合。

表8 自愿業(yè)績預(yù)告回歸結(jié)果

5.3 內(nèi)生性問題

對于本文可能存在的內(nèi)生性問題，采用以下三種方法進行控制。

5.3.1 Heckman兩階段回歸

考慮到上市公司發(fā)布業(yè)績預(yù)告可能存在自選擇問題，因此，為了克服研究設(shè)計中樣本選擇性偏差對回歸結(jié)果的影響，本文采用Heckman兩階段模型進行控制并做進一步估計。在第一階段，設(shè)置probit模型，在控制公司規(guī)模(Size)、資產(chǎn)負債率(Lev)、股權(quán)集中度(Con)、獨立董事比例(IDP)、托賓Q值(TobinQ)等因素基礎(chǔ)上對全樣本進行回歸分析，計算得到逆米爾斯比(IMR)，探究上市公司是否發(fā)布業(yè)績預(yù)告的可能性。隨后將其代入模型(2)和模型(3)中繼續(xù)進行回歸，得到第二階段結(jié)果。限于篇幅，僅列示了第二階段回歸結(jié)果，具體(見表9)，第(1)至(3)列的逆米爾斯比率(IMR)的系數(shù)在1%的水平上均顯著，說明存在樣本選擇性偏誤；與此同時，解釋變量CSR的系數(shù)也均在1%的水平上顯著，與前文主回歸結(jié)果一致，說明在控制了可能存在的樣本選擇性偏差后，本文研究結(jié)論成立。

表9 Heckman第二階段回歸結(jié)果

5.3．2 工具變量兩階段回歸

參考董雅浩[15]等研究，本文使用行業(yè)平均社會責任得分(CSRME)作為工具變量進行回歸。結(jié)果如表10所示，解釋變量企業(yè)社會責任(CSR)的系數(shù)分別為0.206、-8.617、-0.123和-0.080，且均在10%的水平上顯著，說明本文主要結(jié)論依然成立。

表10 工具變量兩階段回歸結(jié)果

續(xù)表10 工具變量兩階段回歸結(jié)果

5.3.3 安慰劑檢驗

借鑒張藝瓊(2018)的做法，將解釋變量CSR的觀測值打亂，賦予隨機數(shù)，重新分配至各樣本公司，而后再對模型(1)—(4)做進一步檢驗，結(jié)果列示于表11發(fā)現(xiàn)，第(1)列至(4)列中自變量Placebo_CSR的回歸系數(shù)均不顯著，說明本文研究結(jié)論是可靠的。

表11 主要變量安慰劑檢驗

6 結(jié)論與建議

本文以2010—2018年我國A股上市公司為樣本，探究了企業(yè)社會責任履行與管理層業(yè)績預(yù)告行為之間的關(guān)系。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，出于對社會負責，建立上市公司聲譽、保護利益相關(guān)者權(quán)益的需要，企業(yè)社會責任外部表現(xiàn)越好，即CSR評級得分越高，管理層越傾向于自愿發(fā)布業(yè)績預(yù)告，且出具的業(yè)績預(yù)告披露質(zhì)量往往越高，準確性和精確程度越高，信息披露的內(nèi)容也更保守和穩(wěn)健，表明企業(yè)履行社會責任是一種道德行為。深入分析發(fā)現(xiàn)，不同產(chǎn)權(quán)性質(zhì)下企業(yè)履行社會責任對業(yè)績預(yù)告行為產(chǎn)生的影響存在差異：非國有企業(yè)中二者的關(guān)系更為顯著，這為“道德行為動機”假說提供進一步支持性證據(jù)。研究結(jié)論為社會公眾、監(jiān)管部門評價、判斷企業(yè)社會責任履行情況及信息披露的可信度提供參考，加深了對于管理層業(yè)績預(yù)告行為的理解。此外，本文表明，根據(jù)企業(yè)社會責任評級得分高低，可以判斷管理層披露的預(yù)測性財務(wù)信息的可靠性與準確性。投資者和監(jiān)管部門可以將社會責任信息披露作為衡量財務(wù)信息質(zhì)量的標準之一，從而有效降低信息甄別的成本?；诖?，本文提出以下建議：

(1)對于政策制定機構(gòu)與監(jiān)管部門而言，應(yīng)當進一步健全我國上市公司社會責任信息披露和業(yè)績預(yù)告制度，增強信息透明度，緩解信息不對稱問題，以期更好地維護投資者的合法權(quán)益；監(jiān)管部門理應(yīng)倡導(dǎo)鼓勵企業(yè)履行社會責任義務(wù)，給予自愿披露社會責任信息的公司更多的肯定和支持，激發(fā)上市公司積極性，推動企業(yè)切實履行社會責任。

(2)對于上市公司而言，應(yīng)當完善公司治理結(jié)構(gòu)，積極履行社會責任義務(wù)，進一步提高信息披露質(zhì)量，滿足外部投資者需求。

(3)對于投資者來說，可以通過了解企業(yè)社會責任表現(xiàn)與業(yè)績預(yù)告披露質(zhì)量之間的關(guān)系，考察其外在形象與報告行為是否一致，判斷企業(yè)履行社會責任和發(fā)布業(yè)績預(yù)告的真實動機，通過確保社會責任報告的真實性，結(jié)合多方面披露的信息進行理性決策。