李新麗，萬壽義，程 俊

（1.鄭州航空工業(yè)管理學院a.商學院；b.經(jīng)濟學院，河南 鄭州450046;2.東北財經(jīng)大學 會計學院，遼寧 大連116025）

一、引言

黨的十九大將建設生態(tài)文明作為中華民族永續(xù)發(fā)展的千年大計，污染防治成為決勝全面建設小康社會的三大攻堅戰(zhàn)之一。日益嚴峻的環(huán)境問題引發(fā)人們對企業(yè)社會責任高度關注，要求企業(yè)承擔社會責任的呼聲越來越高。 自2008年中國滬深證券交易所頒布相關法律法規(guī)以來，越來越多的企業(yè)通過發(fā)布CSR 報告形式展示社會責任承擔情況。 企業(yè)通過承擔社會責任樹立負責任的社會形象。 那么，負責任的企業(yè)一定會做出負責任的行為嗎？ 已有研究對企業(yè)承擔社會責任的動機所持態(tài)度褒貶不一，目前主要形成兩派觀點——“自利工具”和“價值創(chuàng)造”［1］。“自利工具”假說基于委托代理理論視角，認為管理層通過承擔企業(yè)社會責任滿足自身私利需要，借此掩蓋管理層的機會主義和敗德行為，企業(yè)社會責任發(fā)揮了“遮羞布”效應。 而“價值創(chuàng)造”假說認為負責任的企業(yè)通常會考慮利益相關者利益以及企業(yè)長期價值，企業(yè)社會責任是維護關系基礎的無形資產(chǎn)，管理層借此吸引社會責任感強的投資者和消費者，進而獲取融資便利和提升經(jīng)營業(yè)績。

圍繞上述兩派觀點，與本文相關的文獻主要聚焦于社會責任對企業(yè)總風險、系統(tǒng)風險、特質風險、財務風險和破產(chǎn)風險的影響，目前并未得出一致結論，主要存在三種結論。 第一種結論是企業(yè)承擔社會責任能降低總風險［2-3］、系統(tǒng)風險［4-6］、特質風險［7-8］、財務風險［9］和破產(chǎn)風險［10］，而企業(yè)不負責任行為將增加非系統(tǒng)風險［4］，較差的社會責任業(yè)績增加企業(yè)特質風險［8］。 第二種結論是：企業(yè)社會責任增加企業(yè)風險。 Waddock 和Graves 認為履行社會責任的企業(yè)未來面臨不確定性和法律訴訟風險，增加企業(yè)的經(jīng)營風險和運營成本［11］。Kim 等根據(jù)企業(yè)社會責任的自利工具假說認為，管理層通過積極承擔社會責任掩蓋自身的不當行為，此時企業(yè)社會責任可能會增加企業(yè)的經(jīng)營風險，甚至可能使企業(yè)面臨破產(chǎn)的風險［1］。 第三種結論是企業(yè)社會責任投資并未對企業(yè)風險產(chǎn)生顯著影響［12］。 然而，鮮有文獻涉及企業(yè)層面的應計質量波動性——信息風險。 本文以信息風險為切入點，從利益相關者的視角研究企業(yè)社會責任對信息風險的影響，為企業(yè)加強信息風險管理，實現(xiàn)信息質量的提升提供重要的理論和實證依據(jù)。

Francis 等及Kravet 和Shevlin 定義信息風險，是指與投資者定價決策相關的企業(yè)特質信息質量較低及信息披露質量較差的可能性，主要表現(xiàn)為信息質量的不確定性和波動性［13-14］。鮮有文獻運用應計質量的波動性衡量信息風險，包括固有信息風險和可操縱信息風險。 固有信息風險主要來源于企業(yè)固有的商業(yè)模式和經(jīng)營環(huán)境，而可操縱信息風險反映固有信息風險之外的信息不確定性與風險。固有信息風險和可操縱信息風險的特征與不可分散的系統(tǒng)風險和可分散的特質風險非常相似［15］。 不可分散的信息風險主要源于固有信息風險，而可操縱信息風險類似于企業(yè)特質風險，它受到公司治理環(huán)境和外部制度環(huán)境的影響，具有可分散性［13］。 鑒于固有信息風險的不可分散性，本文主要研究企業(yè)社會責任承擔對可操縱信息風險的影響。 此外，依據(jù)制度理論,企業(yè)行為通常會受到所處制度環(huán)境的影響，表現(xiàn)為企業(yè)對制度環(huán)境的適應性［16-17］。 因此,研究制度環(huán)境是否影響企業(yè)社會責任與信息風險之間的關系變得尤為重要。 進一步，本文對企業(yè)社會責任承擔影響信息風險的作用路徑進行中介效應檢驗，有助于理解企業(yè)社會責任承擔影響信息風險的深層次原因和路徑。

本文主要貢獻可以歸納為：第一，已有關于企業(yè)社會責任經(jīng)濟后果研究，主要聚焦于企業(yè)社會責任對盈余管理、財務績效、投資活動、籌資活動、股價崩盤風險以及分析師關注的影響，本文拓展了企業(yè)社會責任經(jīng)濟后果的研究范式體系。 第二，從治理效應、信息效應和聲譽效應三條可能的傳導路徑闡述企業(yè)社會責任影響信息風險的傳導路徑，為深入理解企業(yè)社會責任影響信息風險的內在機制提供經(jīng)驗證據(jù)。 第三，鑒于我國地區(qū)市場化進程和社會信任水平發(fā)展不平衡的特殊國情，引入調節(jié)變量交互項構建拓展模型，考察了制度環(huán)境對企業(yè)社會責任和信息風險關系的調節(jié)作用，為合理地評估企業(yè)社會責任所產(chǎn)生的微觀治理效果提供了一個新的思路。 本研究成果將科學揭示企業(yè)社會責任對信息風險的影響規(guī)律，為提升信息質量及實現(xiàn)經(jīng)濟高質量發(fā)展提供重要的理論指導和決策參考。

二、理論分析與研究假設

（一）企業(yè)社會責任與信息風險

依據(jù)利益相關者理論，企業(yè)管理者為確保組織的生存和發(fā)展，需要平衡股東、員工、客戶和社區(qū)的利益，在滿足股東利益的同時兼顧其他利益相關者利益有助于企業(yè)實現(xiàn)可持續(xù)發(fā)展。 企業(yè)積極承擔社會責任，樹立負責任的企業(yè)形象，有助于企業(yè)建立密切的利益相關者關系，進而獲取智力資本、組織技能、聲譽等無形資產(chǎn)［18］。 于李勝和王艷艷認為信息質量是影響利益相關者決策的重要依據(jù)［19］。因此，企業(yè)真正的社會責任是為利益相關者提供高質量的信息。

企業(yè)社會責任承擔可能對信息風險產(chǎn)生一定的影響。 基于價值創(chuàng)造假說，企業(yè)承擔社會責任的主要動機在于通過履行社會責任實現(xiàn)股東和利益相關者利益的聯(lián)合和統(tǒng)一。 在此假說下，企業(yè)傾向于向利益相關者提供高質量的信息，這有助于抑制信息風險。 首先，企業(yè)將履行社會責任作為一種道德倫理責任，在道德準繩的鞭策下企業(yè)從事符合倫理且對社會有益的事情。 負責任的企業(yè)通常擁有正直誠信的道德倫理觀和較強的社會責任價值觀,管理層遵紀守法，更愿意遵守信息披露的相關法律法規(guī)和會計準則的規(guī)定，傾向于為利益相關者提供高質量的信息。 此外，Jones 認為以道德倫理方法解決代理問題比使用設計的制度機制更能有效地約束管理層機會主義行為［20］。 企業(yè)的負責任行為更容易加強企業(yè)與利益相關者之間的信任與合作，這在一定程度上可以規(guī)避管理層短視行為，緩解第一類代理沖突，通常來說，注重社會責任的公司的代理成本較低［16］。 而代理成本越低，意味著管理層和股東的目標函數(shù)越趨于一致，管理層進行信息操控的可能性也越低［21］。 綜合而言，企業(yè)社會責任建設是一種重要的道德倫理行為，它能夠降低代理成本和信息操縱的可能性。

價值創(chuàng)造假說認為，企業(yè)履行社會責任的目的在于保護和提高企業(yè)聲譽，企業(yè)履行社會責任形成的聲譽資本和道德資本最終為企業(yè)提供“類似保險”的作用，降低企業(yè)風險［22］。 而注重聲譽的企業(yè)通常會約束自身的信息操縱行為，注重提高信息質量。 綜合而言，價值創(chuàng)造假說認為企業(yè)社會責任承擔代表著利益相關者利益至上，能夠提高企業(yè)聲譽和降低企業(yè)風險。 價值創(chuàng)造假說認為，注重社會責任企業(yè)的信息透明度通常較高。 道德型管理者通常將社會責任建設作為提高企業(yè)信息透明度的重要工具［23］。 Cui 等認為負責任的企業(yè)通常注重優(yōu)化信息環(huán)境，通過信息披露提高信息透明度［2］。 信息透明度的提高降低了企業(yè)和投資者之間的信息不對稱程度，這有助于抑制信息風險。 基于上述原因，本文提出研究假設H1：

假設H1：企業(yè)社會責任承擔越好，相應的信息風險就越低。

（二）市場化進程、企業(yè)社會責任與信息風險

夏立軍和陳信元認為企業(yè)行為通常會受到所處制度環(huán)境的影響，表現(xiàn)為趨利避害的適應性［16］。因此，制度環(huán)境是否影響企業(yè)行為是公司治理研究的基礎。 許金花等認為，轉型經(jīng)濟國家制度環(huán)境對微觀企業(yè)行為的影響更顯著［24］。 中國作為轉型經(jīng)濟國家的典型代表，最為顯著特征是不同省份的經(jīng)濟發(fā)展水平和法治化進程存在顯著差異。 處于不同的制度環(huán)境地區(qū)，企業(yè)面臨的法律監(jiān)管強度存在差異，導致企業(yè)所處的信息環(huán)境存在一定的異質性［25］。 首先，政府干預理論認為，政府與市場的關系微妙且具有極端重要性，政府干預一方面具有“扶持之手”的特征，另一方面又具有“掠奪之手”的印記。 現(xiàn)有文獻表明，市場化進程較高的地區(qū)，政府對經(jīng)濟的干預較少。 政府對經(jīng)濟的“扶持之手”可以提高資源配置效率［26］。 企業(yè)更傾向于通過正常市場渠道獲取發(fā)展所需要的資源，而無需通過信息操縱等不道德行為獲得政府手中核心關鍵戰(zhàn)略性資源。 因此，市場化進程較高的地區(qū)，管理層進行信息操縱的動機與可能性較低。 其次，市場化進程較高的地區(qū)通常具有完善的法制環(huán)境。 La Porta 認為，完善的法治環(huán)境有助于緩解管理層與股東之間的代理問題，提高公司治理效率，抑制企業(yè)信息操縱行為［27］。 市場化進程越低的地區(qū)，政府對經(jīng)濟的干預就越多，管理層進行信息操縱的動機和必要性也越強，這無疑增加企業(yè)信息風險，而在市場化程度較高的地區(qū)，通常法制環(huán)境較好，政府干預程度較低，企業(yè)進行信息操縱的可能性也較低［28-29］，因此信息風險較低。 基于上述原因，本文提出研究假設H2：

假設H2：企業(yè)社會責任對信息風險的影響在市場化進程越高的地區(qū)越顯著。

（三）社會信任、企業(yè)社會責任與信息風險

正式制度為企業(yè)經(jīng)營活動提供一定秩序，影響范圍較為恒定，而非正式制度作為正式制度的重要補充對公司治理產(chǎn)生重要的影響。 針對經(jīng)濟轉型發(fā)展國家，正式制度還存在很多不完善之處，以社會信任為代表的非正式制度在一定的程度上可以彌補體制漏洞［30］。 社會信任體現(xiàn)了社會成員彼此信任的總體水平，社會信任較高的地區(qū)通常具有一系列可以規(guī)范生產(chǎn)和企業(yè)行為的價值觀和準則，這些價值觀和準則對個人或組織的行為可以產(chǎn)生潛移默化的影響，強化個人或組織的社會責任感［31］。唐亮等研究發(fā)現(xiàn)社會信任可以有效促進企業(yè)承擔社會責任, 崇尚誠信的企業(yè)文化會潛移默化地影響高管的行為，高管更愿意接受維護公眾利益的價值觀念，這種道德訴求有助于企業(yè)承擔社會責任［32］。

此外，社會信任作為一種重要的非正式制度通過其威懾作用影響信息質量。 曹春方等認為，社會信任水平較高的地區(qū)，投資者對高質量信息的需求較為迫切，社會信任的威懾懲罰機制迫使管理層采取相對理性的策略，對管理層信息操縱和信息管理行為形成強大威懾力［33］。 Garret 等認為，高社會信任水平地區(qū)具有公正的程序規(guī)則和行政規(guī)則，這對管理層的信息操縱行為起到一定的約束和監(jiān)督作用，通常來說，社會信任水平和信息質量正相關［34］。 綜上所述，社會信任對企業(yè)社會責任和信息風險之間的關系發(fā)揮外部邊界調節(jié)效應。 基于上述原因，本文提出假設H3：

假設H3：企業(yè)社會責任對信息風險的影響在社會信任水平越高的地區(qū)越顯著。

三、研究設計

（一）數(shù)據(jù)來源與樣本選擇

鑒于和訊網(wǎng)社會責任評級機構于2010年開始對上市公司社會責任報告進行專業(yè)評級，計算信息風險時需要運用超前一期的數(shù)據(jù)，考慮數(shù)據(jù)的可得性，本文選取2010—2019年中國滬深A 股上市公司為樣本。 在此基礎上，剔除金融類、ST 或*ST 類、數(shù)據(jù)缺失類、資不抵債類公司；為排除離群值的影響，對連續(xù)變量進行上下1%Winsorize 處理,最終得到11321 個觀察值。 財務數(shù)據(jù)來自國泰安CSMAR數(shù)據(jù)庫，部分數(shù)據(jù)通過手工搜集得到,數(shù)據(jù)處理及實證檢驗使用了Excel 2010 和Stata 15 軟件。

（二）模型設計與變量說明

為檢驗本文研究假設，在借鑒現(xiàn)有文獻的基礎上，本文構建如下模型：

被解釋變量信息風險（IR）。 現(xiàn)有文獻將信息風險分解為固有部分和可操縱部分，固有信息風險具有不可分散性，可操縱信息風險反映了可操縱信息空間和信息操縱的任意性，具有可分散性。 因此，本文僅研究可操縱信息風險，借鑒張文珂等［15］做法，運用如下模型度量信息風險①。

模型（4）殘差標準差代表信息風險，在此基礎上運用模型（5）和（6）將分解為固有信息風險和可操縱信息風險，具體分別方法如下：

利用模型（5）估計出參數(shù)β0、β1、β2、β3、β4和β5后，代入模型（6）得到固有信息風險（INIR），可操縱信息風險（IR）用模型（5）殘差來表示。

解釋變量企業(yè)社會責任（CSR）。 借鑒現(xiàn)有文獻的做法，本文采用和訊網(wǎng)發(fā)布的上市公司社會責任評級分數(shù)衡量企業(yè)社會責任?？刂谱兞康倪x取參照Kravet 和Shevlin［14］做法。具體變量定義見表1。

表1 主要變量定義表

四、實證結果與分析

（一）變量描述性統(tǒng)計

從表2 變量描述性統(tǒng)計結果可知，信息風險（IR）均值和標準差分別為0.001 和0.053，說明信息風險的普遍存在性，企業(yè)之間并不存在顯著差異。 企業(yè)社會責任（CSR）均值和標準差分別為28.410 和19.770，說明不同企業(yè)社會責任承擔情況存在顯著差異，企業(yè)社會責任的平均分僅為28.410，遠遠低于及格線。 因此，提高企業(yè)履行社會責任的積極性仍然任重道遠。 社會信任水平（Trust）均值、標準差和中位數(shù)分別為3.421、0.171 和3.431。 其他控制變量：企業(yè)規(guī)模（Size）均值和標準差分別為22.390 和1.312，說明樣本公司的企業(yè)規(guī)模差異性不大。 公司成長性（BM）均值和標準差分別為1.076 和1.017，均值和標準差較為接近，說明數(shù)據(jù)平穩(wěn)性尚好。 資產(chǎn)負債率（Lev）均值、標準差和中位數(shù)分別為0.500、0.202 和0.507，說明半數(shù)公司的資產(chǎn)負債率超過0.5。 董事長和總經(jīng)理兩職合一（DUAL）的均值和標準差為0.190 和0.392，說明兩職合一的公司占樣本公司的19.0%。 獨立董事比例（OUTD）平均值為0.371，符合我國目前公司法對獨立董事的要求。

表2 變量描述性統(tǒng)計表

（二）多元回歸結果分析

1.基準模型檢驗：企業(yè)社會責任與信息風險的關系

表3 報告了模型（1）的回歸結果,第（1）～（3）列分別表示未加入控制變量的當期數(shù)據(jù)、滯后一期的數(shù)據(jù)以及當期數(shù)據(jù)等3 類數(shù)據(jù)與信息風險進行回歸的結果，第（4）列表示年度行業(yè)均值與信息風險進行回歸的結果。 表3 的回歸結果顯示企業(yè)社會責任與信息風險存在顯著的負相關關系，說明社會責任承擔情況越好，企業(yè)信息風險就越低，驗證了本文研究假設H1。 此外，控制變量公司規(guī)模（Size）、賬面市值比（BM）、經(jīng)營現(xiàn)金流比率（OCFR）、董事會規(guī)模（BNUM）、四大審計（Big4）與信息風險（IR）負相關，與模型的預期相一致。

表3 企業(yè)社會責任與信息風險回歸結果

（續(xù)表3）

2.制度環(huán)境、企業(yè)社會責任與信息風險

現(xiàn)有文獻主要運用王小魯?shù)仁袌龌笖?shù)作為正式制度環(huán)境的代理變量，指數(shù)值越大代表市場化進程越高，地區(qū)制度環(huán)境越好［35］。 國外學者主要運用World Values Surveys （WVS）系統(tǒng)獲取國家、地區(qū)社會信任水平數(shù)據(jù)。本文運用中國綜合社會調查數(shù)據(jù)（CGSS）對社會信任水平進行衡量，CGSS 是中國第一個大型社會調查項目，涵蓋中國社會發(fā)展過程中不同的問題。 針對社會信任水平，相關問題是“總的來說，您是否同意在這個社會上，絕大多數(shù)人都是值得信任的？ ”，這一問題的回答可以代表地區(qū)社會信任水平［36］。 目前CGSS 已經(jīng)公開的調查數(shù)據(jù)涵蓋2010—2013年、2015年和2017年，較為連續(xù)，被多個學科學者廣泛應用。 考慮到社會信任水平在很長一段時間內具有穩(wěn)定性［37-38］，借鑒劉笑霞和李明輝的做法，對于缺乏調查數(shù)據(jù)的2014年、2016年、2018年和2019年，分別運用2013年、2015年、2017年和2017年數(shù)據(jù)代替［36］。 運用模型（2）和（3）驗證本文研究假設H2 和H3。 如果交乘項CSR×Market 和CSR×Trust 的系數(shù)顯著為負，說明企業(yè)社會責任對信息風險的影響在制度環(huán)境越好的地區(qū)越顯著。

回歸結果如表4 所示，企業(yè)社會責任與市場化進程交乘項（CSR×Market）在1%的水平顯著為負。研究結果表明，市場化進程較高的地區(qū)，管理層進行信息操縱的動機與可能性較低，市場化進程擴大了企業(yè)社會責任對信息風險的影響。 企業(yè)社會責任與社會信任水平的交乘項（CSR×Trust）在1%的水平顯著為負，說明社會信任對管理層信息操縱和信息管理行為形成強大的威懾力，社會信任擴大了企業(yè)社會責任對信息風險的影響。

表4 市場化進程和社會信任水平對企業(yè)社會責任與信息風險關系的調節(jié)效應

（續(xù)表4）

五、穩(wěn)健性檢驗

（一）內生性檢驗

本研究采用控制年份和行業(yè)的固定效應，在一定程度上消除了遺漏變量所引起的內生性問題?？紤]到企業(yè)社會責任和信息風險可能存在反向因果關系，因此需要進行內生性檢驗。 本文采用工具變量法進行回歸。 借鑒現(xiàn)有文獻的做法，選取同一地級市的社會責任行業(yè)均值（CSR_location）和滯后兩期的社會責任（L2CSR）作為工具變量，并運用兩階段最小二乘法（2SLS）進行內生性檢驗。 同時，考慮到在滿足球型擾動項，兩階段最小二乘法是最有效率的，但如果擾動項存在自相關或者異方差，兩階段最小二乘法估計可能存在偏誤，此時廣義矩估計（GMM）最有效率。因此，本文還報告了廣義矩估計回歸結果②。

表5 第（1）列是兩階段最小二乘法第一階段的回歸結果，工具變量CSR_location 和L2CSR 與自變量CSR 均在1%水平上顯著正相關，Shea's Partial R2為0.316，F(xiàn) 值為669.358，超過經(jīng)驗值10，P 值接近于0，拒絕了第一階段弱工具變量的原假設。第（2）列企業(yè)社會責任與信息風險在1%水平上顯著負相關，Hasen J 值為0.089，P 值為0.769，說明工具變量滿足外生性要求，結合第一階段的弱工具變量檢驗結果，說明工具變量是有效的。 兩階段最小二乘法回歸結果依然支持本文假設。 第（3）列代表廣義矩估計回歸結果，企業(yè)社會責任與信息風險在1%水平上顯著負相關，Hasen J 值為0.089，P 值為0.769，說明工具變量滿足外生性條件，結合第一階段的弱工具變量檢驗結果，說明工具變量是有效的。 廣義矩估計回歸結果依然支持本文研究假設。

表5 兩階段最小二乘法和廣義矩估計

（二）變量替換法

1.替換企業(yè)社會責任的度量方法

考慮到變量度量誤差引起的結論不穩(wěn)健，本文運用潤靈環(huán)球企業(yè)社會責任（CSR）評級分數(shù)替換和訊網(wǎng)社會責任（CSR）評級分數(shù)進行穩(wěn)健性檢驗。借鑒王沖和謝雅璐做法，運用修正Jones 模型計算的殘差絕對值衡量信息風險（IR）［39］。 借鑒向銳和章成蓉運用DD 模型殘差的絕對值衡量信息風險（IR）［40］。

表6 為穩(wěn)健性檢驗結果，第（1）列解釋變量為潤靈環(huán)球企業(yè)社會責任（CSR）評級分數(shù)；第（2）列被解釋變量為修正Jones 模型殘差絕對值，第（3）列被解釋變量為DD 模型殘差絕對值。 由第（1）列回歸結果可知，變換解釋變量企業(yè)社會責任（CSR）度量方法，企業(yè)社會責任（CSR）與信息風險（IR）負相關關系仍然成立。 由第（2）和第（3）列回歸結果可知，企業(yè)社會責任（CSR）與信息風險（IR）均在1%水平上負相關，替換被解釋變量之后本文研究結論仍然成立。

表6 企業(yè)社會責任與信息風險：使用其他社會責任和信息風險指標

六、進一步分析

（一）企業(yè)社會責任影響信息風險的路徑一：信息透明度

從信息理論來看，價值驅動下的企業(yè)社會責任確實是為了企業(yè)長遠發(fā)展，管理層注重維護與投資者、消費者、供應商以及社區(qū)的紐帶關系，并通過提供可靠和透明財務報告迎合利益相關者。 已有研究表明，道德型管理者將社會責任作為提高企業(yè)信息透明度的重要工具，積極承擔社會責任的企業(yè)通常具有較高的倫理道德，信息透明度通常較高［23］。 Gelb 和Strawser 發(fā)現(xiàn)社會責任表現(xiàn)越好的企業(yè)，越傾向于為利益相關者提供高質量的會計信息［41］。 Kim 等發(fā)現(xiàn)社會責任表現(xiàn)好的企業(yè)較少進行盈余管理，注重提高信息披露的質量［21］。Shafer 發(fā)現(xiàn)企業(yè)正直誠信的倫理氛圍和社會責任價值觀可以增強管理層和員工的道德意識和社會責任感，影響其在信息披露決策中的價值判斷，減少信息操縱等不道德行為，披露高質量信息的可能性較高，相應的信息風險較低［42］。Easley 和O’ Hara 認為，信息風險與信息披露的數(shù)量和質量有關，提高信息披露的數(shù)量與質量有助于投資者對企業(yè)進行科學合理的評估，減少投資者估計偏誤，降低影響投資者決策的信息風險［43］。 因此，信息透明度越高的企業(yè)信息風險越低。

借鑒周曉蘇和吳錫皓做法，采用盈余激進度和盈余平滑度十分位排序后的加權平均數(shù)作為信息透明度的代理變量［44］③。 同時，借鑒溫忠麟和葉寶娟中介效應檢驗方法，通過三步法建立三個模型進行中介效應檢驗［45］。 第一步如模型（1）所示，第二步如模型（7）所示，第三步如模型（8）所示。

其中mv 代表中介變量信息透明度（Tran）。 由表7 第（2）列可知，企業(yè)承擔社會責任增加了信息透明度，第（3）列表示企業(yè)社會責任和信息透明度共同作用于信息風險，信息透明度越高的企業(yè)，相應的信息風險越低，Sobel 檢驗在1%的水平上顯著，說明信息透明度在企業(yè)社會責任與信息風險之間發(fā)揮部分中介效應。

表7 企業(yè)社會責任、信息透明度與信息風險

（續(xù)表7）

（二）企業(yè)社會責任影響信息風險的路徑二：代理成本

從代理理論來看，價值驅動下的企業(yè)社會責任注重企業(yè)長遠發(fā)展，通常企業(yè)社會責任表現(xiàn)越好，其管理層的道德標準就越高，使用道德倫理方法解決代理問題比使用設計的制度機制更能有效地約束管理層機會主義行為［20］。 此外，現(xiàn)代契約理論認為，企業(yè)是一系列利益相關者契約關系的集合體，企業(yè)是利益相關者實現(xiàn)多元價值追求的平臺。 在價值創(chuàng)造的過程中，社會責任發(fā)揮著越來越重要的作用，企業(yè)通過承擔社會責任增加了與利益相關者之間的信任與合作。 利益相關者的監(jiān)督作用有助于規(guī)避管理層短視行為，降低管理層與利益相關者之間的代理成本［23］。 代理成本是影響信息質量的重要因素，通常來說，代理成本越低，管理層就越盡職勤勉，越傾向于披露高質量的信息［21］。

借鑒羅進輝方法，運用經(jīng)營費用率衡量代理成本，該指標反映了管理層由于過度在職消費所造成的浪費，可以用于評價管理層所花費的超過預算的消費及其他代理成本，經(jīng)營費用率越高，股東與管理層之間的代理問題就越嚴重［46］。 表8 第（1）列企業(yè)社會責任與信息風險在1%水平上顯著負相關，第（2）列企業(yè)社會責任（CSR）與代理成本（AC）關系不顯著。 第（3）列表示企業(yè)社會責任和代理成本共同作用于信息風險的回歸結果。根據(jù)溫忠麟和葉寶娟中介效應檢驗方法，如果第（1）列CSR 系數(shù)和第（2）列CSR 系數(shù)有一個不顯著就需要進行Sobel 檢驗，表8 Sobel 檢驗結果在10%的水平上顯著，說明代理成本在企業(yè)社會責任與信息風險之間發(fā)揮部分中介效應。

表8 企業(yè)社會責任、代理成本與信息風險

（續(xù)表8）

（三）企業(yè)社會責任影響信息風險的路徑三：企業(yè)聲譽

社會責任本質上被理解為維護關系基礎的無形資產(chǎn)，企業(yè)通過承擔社會責任建立密切的利益相關者關系［18］，從而提高企業(yè)聲譽資本和財務業(yè)績［47］。國內學者也得到了與上述一致的結論。田虹和姜雨峰發(fā)現(xiàn)企業(yè)社會責任和環(huán)境責任對企業(yè)聲譽具有正向的推動作用［48］。 齊麗云等認為滿足利益相關者訴求的社會責任能夠增加企業(yè)聲譽［49］。 而企業(yè)聲譽的有效契約理論認為，企業(yè)各契約方存在嚴重的信息不對稱，契約方主要借助企業(yè)提供的信息數(shù)量和質量作出相關決策，但由于信息的復雜性和專業(yè)性，契約方識別高質量的信息變得尤為困難［50］。 企業(yè)聲譽作為契約方對企業(yè)過去行為的綜合評判，為契約方判斷信息質量提供了顯示機制和甄別機制，契約方借助企業(yè)聲譽較為準確地識別企業(yè)信息質量的高低［51］。 此外，企業(yè)聲譽具有排他性和難以模仿性，是企業(yè)日積月累和花費大量的成本形成的，企業(yè)為避免聲譽資本的貶值和流失，傾向于主動披露高質量的信息維護聲譽資本。 企業(yè)聲譽實質是高質量信息的一種擔保機制，出于對企業(yè)聲譽的追求，企業(yè)傾向于降低信息操縱行為，提高信息披露質量［52］，這有助于降低信息風險。

借鑒宋獻中等的方法，手工搜集和整理了《財富》中文版2010年以來“最受贊賞的中國公司”排行榜數(shù)據(jù)，如果企業(yè)入選“最受贊賞的中國公司”排行榜，則企業(yè)聲譽（REPU）賦值為1，否則為0。表9第（1）列企業(yè)社會責任在1%水平上顯著降低信息風險。 第（2）列企業(yè)社會責任在5%水平上顯著提高企業(yè)聲譽。 第（3）列企業(yè)社會責任和企業(yè)聲譽共同作用于信息風險，此時企業(yè)聲譽與信息風險的關系不顯著。 為驗證企業(yè)聲譽的中介傳導路徑，本文進行Sobel 檢驗，由表9 可知，Sobel 檢驗的結果不顯著，企業(yè)聲譽在社會責任與信息風險的關系中未發(fā)揮中介效應。

表9 企業(yè)社會責任、企業(yè)聲譽與信息風險

七、研究結論與啟示

本文選取2010—2019年中國滬深兩市A 股上市公司為樣本，研究了企業(yè)社會責任承擔對信息風險的影響。本文主要結論歸納為：（1）社會責任承擔越好的企業(yè)，其信息風險就越低。運用兩階段最小二乘法和廣義矩估計解決可能存在的內生性問題，并用解釋變量和被解釋變量的替換進行穩(wěn)健性檢驗，本文研究結論依然成立。 （2）制度環(huán)境擴大了企業(yè)社會責任對信息風險的抑制作用，具體來說，市場化進程和社會信任水平越高的地區(qū)，企業(yè)社會責任對信息風險的抑制作用就越顯著。 （3）通過構建中介效應模型進行路徑機理分析，企業(yè)社會責任主要通過信息透明度和代理成本抑制信息風險，而企業(yè)聲譽并未在兩者之間發(fā)揮中介傳導作用。

本文結論啟示如下：（1）從實踐上來說，本文研究結論為相關政策建議的提出提供了一定的經(jīng)驗證據(jù)。 研究結論表明監(jiān)管部門出臺的一系列與企業(yè)社會責任有關的政策具有積極的經(jīng)濟影響，企業(yè)貫徹相關政策并積極承擔社會責任，可為利益相關者提供高質量的信息。 （2）從制度層面來說，本文研究結論為制度環(huán)境對微觀企業(yè)行為的影響提供了一定的經(jīng)驗證據(jù)。 鑒于制度環(huán)境的重要性，政府要切實繼續(xù)優(yōu)化制度環(huán)境，從制度層面為企業(yè)的高質量發(fā)展保駕護航。 （3）機制檢驗表明，企業(yè)承擔社會責任確實能夠提高企業(yè)聲譽，而聲譽并未在企業(yè)社會責任和信息風險之間發(fā)揮中介效應。 因此，從社會層面來說，利益相關者尤其是投資者和分析師應將企業(yè)聲譽納入投資決策范圍之內，形成全社會注重聲譽的氛圍和風氣，從而發(fā)揮聲譽對企業(yè)行為的引導作用。

注釋：

①TCAi,t=企業(yè)當期總應計=（ΔCAi,t-ΔCLi,t-ΔCashi,t+ΔSTDEBTi,t），ΔCAi,t表示公司i 第t年流動資產(chǎn)變化額，ΔCLi,t表示公司i 第t年流動負債變化額，ΔCashi,t表示公司i 第t年現(xiàn)金變化額，ΔSTDEBTi,t表示公司i 第t年流動負債的變化值中包含債務的變化值，CFO 表示企業(yè)經(jīng)營活動現(xiàn)金流，Asseti,t表示公司i 第t年末總資產(chǎn)，σ(CFO)代表經(jīng)營活動現(xiàn)金流的標準差，σ(Sales)代表主營業(yè)務收入標準差，OperCycle 代表營運周期的自然對數(shù)，NegEarn 代表營業(yè)利潤為負的概率。

②在球型擾動項的假定下，2SLS 是最有效率的，如果擾動項存在異方差或自相關，則廣義矩估計有效率，因此，本文同時使用兩階段最小二乘法和廣義矩估計解決內生性問題。

③盈余激進度EAit=ACCit/Assetit-1, 盈余平滑度ESit=SD （CFOit-3/Assetit-4,CFOit-2/Assetit-3,CFOit-1/Assetit-2,CFOit/Assetit-1）/SD（NIit-3/Assetit-4, NIit-2/Assetit-3, NIit-1/Assetit-2, NIit/Assetit-1）,考慮到EA 和ES 越大，信息透明度越低，本文對EA 和ES進行十分位排序進行趨同化處理：EA 和ES 越大，排序越小。 Tranit=［Deciles（EAit）+ Deciles（EAit）］/2