馮麗艷，朱雨潔，呂海文，肖 翔

（1.蘇州科技大學(xué)商學(xué)院，江蘇 蘇州 215009；2.北京交通大學(xué)經(jīng)濟管理學(xué)院，北京 100091）

一、引言

根據(jù)Fischer（1989）［1］的資本結(jié)構(gòu)動態(tài)權(quán)衡理論，企業(yè)的資本結(jié)構(gòu)雖然處于變動中，但是會存在一個目標(biāo)水平。當(dāng)資本結(jié)構(gòu)與目標(biāo)水平存在差距時，若將其調(diào)整至目標(biāo)水平帶來的收益大于調(diào)整成本，則企業(yè)就有動機調(diào)整資本結(jié)構(gòu)使之趨向目標(biāo)水平，且調(diào)整收益與調(diào)整成本的權(quán)衡決定了調(diào)整的速度。在現(xiàn)實經(jīng)濟活動中，企業(yè)資本結(jié)構(gòu)調(diào)整會受到哪些具體因素的影響得到了學(xué)者們的廣泛關(guān)注。研究發(fā)現(xiàn)，不僅經(jīng)濟環(huán)境狀況（Gan 等，2021）［2］、經(jīng)濟政策不確定性（Li 和Qiu，2021；Schwarz and Dalmácio，2021；王朝陽等，2018）［3-5］、產(chǎn)業(yè)政策（韓金紅和潘瑩，2021；吳非等，2020）［6-7］、融資融券制度（黃俊威和龔光明，2019）［8］、資本市場開放（程利敏等，2019）［9］等宏觀因素會影響企業(yè)資本結(jié)構(gòu)調(diào)整，企業(yè)微觀因素如產(chǎn)品市場競爭（黃繼承和姜付秀，2015）［10］、經(jīng)理薪酬激勵（黃繼承等，2016）［11］、高管團隊內(nèi)部治理（張博等，2021）［12］、銀行關(guān)聯(lián)（張勝等，2017）［13］、管理者調(diào)整能力（陳志紅和李宏偉，2019）［14］等也會影響企業(yè)資本結(jié)構(gòu)調(diào)整的水平和速度?，F(xiàn)有研究發(fā)現(xiàn)，融資成本是企業(yè)調(diào)整成本的主要構(gòu)成之一，企業(yè)的融資約束越小面臨的交易成本越低，即企業(yè)承擔(dān)的調(diào)整成本越低。當(dāng)其資本結(jié)構(gòu)偏離目標(biāo)水平時就會加速調(diào)整。

近年來，隨著社會進步和經(jīng)濟制度的完善，企業(yè)需要承擔(dān)社會責(zé)任，已經(jīng)從一個頗具爭議的話題逐漸成為政府、社會公眾以及企業(yè)的共識。當(dāng)前，根據(jù)深交所、上交所發(fā)布的針對企業(yè)社會責(zé)任指引的政府文件，我國進入了企業(yè)社會責(zé)任強制及自愿披露階段。Goss和Roberts（2011）［15］研究發(fā)現(xiàn)，企業(yè)積極履行社會責(zé)任可以塑造優(yōu)質(zhì)企業(yè)形象，構(gòu)建良好的利益相關(guān)者關(guān)系，從而有效緩解外部融資約束。根據(jù)資源依賴?yán)碚摵屠嫦嚓P(guān)者理論，銀行、投資者等利益相關(guān)者更愿意將手中的金融資源提供給積極履行社會責(zé)任的企業(yè)，企業(yè)面臨的融資約束問題能夠因此得以緩解（冉戎等，2016）［16］。具體表現(xiàn)為：一方面，銀行提供更多利率較低的債務(wù)融資，降低企業(yè)債務(wù)融資成本；另一方面，投資者的投資意愿增強，降低了企業(yè)權(quán)益融資成本。企業(yè)的融資約束越小，面臨的交易成本越低，即企業(yè)承擔(dān)的調(diào)整成本較低，因而更有利于資本結(jié)構(gòu)動態(tài)調(diào)整。

此外，企業(yè)承擔(dān)社會責(zé)任后積極披露相關(guān)信息的行為能夠增強企業(yè)信息透明度，降低信息不對稱程度，從而改善企業(yè)信息環(huán)境。而信息透明度也是影響企業(yè)資本結(jié)構(gòu)調(diào)整的一項主要成本（林慧婷等，2016）［17］。由此可見，企業(yè)對社會責(zé)任承擔(dān)情況的披露能夠提高企業(yè)信息透明度，從而降低資本結(jié)構(gòu)調(diào)整成本，進而有利于企業(yè)資本結(jié)構(gòu)調(diào)整。因此，企業(yè)積極承擔(dān)社會責(zé)任并披露相關(guān)信息能夠進一步促進其資本結(jié)構(gòu)動態(tài)調(diào)整。

現(xiàn)有關(guān)于社會責(zé)任經(jīng)濟后果的研究主要關(guān)注社會責(zé)任對靜態(tài)資本結(jié)構(gòu)的影響，較少關(guān)注企業(yè)社會責(zé)任對資本結(jié)構(gòu)動態(tài)調(diào)整的影響。此外，已有關(guān)于資本結(jié)構(gòu)動態(tài)調(diào)整影響因素的文獻主要關(guān)注宏觀經(jīng)濟因素和微觀企業(yè)治理結(jié)構(gòu)及財務(wù)行為因素，對企業(yè)履行社會責(zé)任是否會影響其資本結(jié)構(gòu)調(diào)整缺乏現(xiàn)實證據(jù)。因此，本文嘗試從動態(tài)視角研究社會責(zé)任履行對企業(yè)資本結(jié)構(gòu)調(diào)整的影響，并在此基礎(chǔ)上進一步探討企業(yè)社會責(zé)任對資本結(jié)構(gòu)動態(tài)調(diào)整的影響路徑，以期豐富企業(yè)履行社會責(zé)任的經(jīng)濟后果及資本結(jié)構(gòu)動態(tài)調(diào)整影響因素的相關(guān)研究。

本文主要研究貢獻如下：①豐富了企業(yè)積極履行社會責(zé)任的經(jīng)濟后果研究。已有文獻關(guān)于企業(yè)社會責(zé)任的價值創(chuàng)造效應(yīng)并未有定論，本文從這一角度出發(fā)，同時將企業(yè)社會責(zé)任的兩個影響機制納入分析框架，豐富了企業(yè)社會責(zé)任經(jīng)濟后果的研究視角；②提供了研究企業(yè)資本結(jié)構(gòu)動態(tài)調(diào)整影響因素的新視角?，F(xiàn)有關(guān)于資本結(jié)構(gòu)動態(tài)調(diào)整影響因素的研究大多是基于企業(yè)特征、內(nèi)部治理或宏觀環(huán)境等單一視角，而本文從企業(yè)社會責(zé)任這一非財務(wù)視角出發(fā)，揭示了企業(yè)承擔(dān)社會責(zé)任對其資本結(jié)構(gòu)調(diào)整的積極促進作用。

二、理論分析與假設(shè)提出

根據(jù)資本結(jié)構(gòu)動態(tài)權(quán)衡理論，調(diào)整成本是影響企業(yè)資本結(jié)構(gòu)動態(tài)調(diào)整的主要原因之一，由于企業(yè)進行融資活動時存在交易成本，其在判斷是否進行資本結(jié)構(gòu)調(diào)整時會權(quán)衡調(diào)整成本與調(diào)整收益，當(dāng)收益大于成本時，企業(yè)才會傾向于選擇調(diào)整資本結(jié)構(gòu)。而融資成本是企業(yè)調(diào)整成本的主要構(gòu)成之一，企業(yè)面臨的融資約束水平越低，需要承擔(dān)的融資成本也就越低，調(diào)整資本結(jié)構(gòu)的成本也會隨之降低，當(dāng)其資本結(jié)構(gòu)偏離最佳狀態(tài)時就會加快進行調(diào)整。

近年來，越來越多的企業(yè)將積極履行社會責(zé)任作為自身可持續(xù)發(fā)展的重要目標(biāo)，并通過良好的社會責(zé)任表現(xiàn)得到了利益相關(guān)者的認(rèn)可和積極回饋，對自身的融資、投資等經(jīng)營活動產(chǎn)生了積極的影響。花擁軍等（2020）［18］通過對相關(guān)文獻的梳理，發(fā)現(xiàn)良好的社會責(zé)任表現(xiàn)能夠傳遞出企業(yè)近階段財務(wù)狀況良好、經(jīng)營成果豐碩、現(xiàn)金流量充足和經(jīng)營風(fēng)險較低等信息，因而增強利益相關(guān)者和潛在投資者信心，緩解融資約束。首先，外部資金供給者重視企業(yè)社會責(zé)任的履行會激勵企業(yè)積極承擔(dān)社會責(zé)任以獲取外部市場信賴，進而減少信息不對稱等問題，降低企業(yè)融資約束（Cheng 等，2014）［19］；其次，企業(yè)可以通過承擔(dān)社會責(zé)任提升自身聲譽，而聲譽良好的企業(yè)可以得到投資者更高的關(guān)注度，從而以較低的權(quán)益資本成本獲得融資，降低融資約束程度（Lin-Hi和Blumberg，2016）［20］；最后，相對于社會責(zé)任表現(xiàn)較差的企業(yè)，政府會將資金和政策傾向社會責(zé)任表現(xiàn)更佳的企業(yè)，降低后者融資約束水平（李增福等，2016）［21］。此外，企業(yè)社會責(zé)任表現(xiàn)是同時包含宏觀外部環(huán)境與微觀企業(yè)特征兩類信息的非財務(wù)信息，企業(yè)的社會責(zé)任承擔(dān)情況是否得到恰當(dāng)披露同樣會影響企業(yè)融資約束水平。管亞梅和王嘉歆（2013）［22］、王詩雨等（2019）［23］認(rèn)為，披露了社會責(zé)任業(yè)績報告的企業(yè)，其融資約束程度顯著低于沒有披露社會責(zé)任業(yè)績報告的企業(yè)，并且社會責(zé)任信息披露的質(zhì)量越高越有利于其傳遞信號給投資者，促使投資者作出積極響應(yīng)，緩解企業(yè)融資約束水平。

當(dāng)企業(yè)融資約束較低時，其融資機會就會較充足，面臨的調(diào)整成本也較小，進而會加快其資本結(jié)構(gòu)調(diào)整的速度（張淑惠和袁煥，2014）［24］。因此，積極履行社會責(zé)任對企業(yè)融資約束的緩解效應(yīng)有助于降低資本結(jié)構(gòu)調(diào)整成本，提高企業(yè)資本結(jié)構(gòu)的調(diào)整速度。

此外，信息透明度也是影響企業(yè)資本結(jié)構(gòu)調(diào)整的一項主要成本（林慧婷等，2016）［17］。在信息透明度較低的環(huán)境下，企業(yè)的盈余管理行為會增加，導(dǎo)致企業(yè)的風(fēng)險溢價增加，提高了調(diào)整成本，進而阻礙企業(yè)資本結(jié)構(gòu)動態(tài)調(diào)整。張志強等（2021）［25］、Byoun（2008）［26］研究證實，增強企業(yè)信息透明度有助于降低信息不對稱程度，從而降低企業(yè)資本結(jié)構(gòu)調(diào)整的成本，促進資本結(jié)構(gòu)動態(tài)調(diào)整。積極承擔(dān)社會責(zé)任的企業(yè)會更愿意向外部市場傳遞自身具有良好社會責(zé)任表現(xiàn)的信息，從而增強企業(yè)的信息透明度，改善信息環(huán)境。此外，自愿披露社會責(zé)任表現(xiàn)的企業(yè)盈余管理也比較低，能夠進一步改善信息環(huán)境（陳國輝等，2018）［27］。由此可見，良好的社會責(zé)任表現(xiàn)與披露對信息環(huán)境改善的促進作用能夠進一步降低企業(yè)資本結(jié)構(gòu)調(diào)整成本，提高資本結(jié)構(gòu)動態(tài)調(diào)整的速度。

基于上述分析，企業(yè)社會責(zé)任可以通過緩解融資約束和改善信息環(huán)境兩個作用機制降低企業(yè)資本結(jié)構(gòu)的調(diào)整成本，進而提升資本結(jié)構(gòu)動態(tài)調(diào)整速度。綜上，本文提出如下假設(shè)。

積極履行社會責(zé)任有利于企業(yè)資本結(jié)構(gòu)動態(tài)調(diào)整，提高資本結(jié)構(gòu)動態(tài)調(diào)整速度。

三、研究設(shè)計

（一）樣本選取與數(shù)據(jù)來源

本文以2010—2020 年中國滬深A(yù) 股上市公司數(shù)據(jù)為研究樣本，研究企業(yè)社會責(zé)任對資本結(jié)構(gòu)及其動態(tài)調(diào)整的影響。和訊網(wǎng)公布的上市公司社會責(zé)任評級報告起始于2010 年，因此本文選擇2010—2020 年共11 年的連續(xù)數(shù)據(jù)。為消除內(nèi)生性影響，對解釋變量及控制變量進行滯后一期處理。

本文的社會責(zé)任評分來源于和訊網(wǎng)，其他數(shù)據(jù)均來源于國泰安數(shù)據(jù)庫，選擇stata16.0 作為分析工具。為保證實證過程與程序結(jié)果的可靠性和準(zhǔn)確性，按照下列四個標(biāo)準(zhǔn)對獲取的20 306 組初始樣本數(shù)據(jù)進行篩選處理：①刪除ST 和*ST 企業(yè)，因為ST 和*ST 企業(yè)的財務(wù)狀況、經(jīng)營成果和現(xiàn)金流量情況存在異常；②剔除關(guān)鍵變量數(shù)據(jù)缺失的企業(yè)；③剔除金融行業(yè)企業(yè)，因為金融行業(yè)企業(yè)的業(yè)務(wù)和會計核算具有特殊性；④剔除資不抵債企業(yè)，即資產(chǎn)負(fù)債率大于1 或者資產(chǎn)負(fù)債率小于0 的企業(yè)，因為這類企業(yè)可能存在嚴(yán)重虧損、向股東超額分配利潤或面臨巨額賠償?shù)惹樾危@與企業(yè)正常經(jīng)營活動不一致，不具有普適性。另外，為消除異常值的影響，對連續(xù)型變量進行了1%和99%的縮尾處理。經(jīng)過以上篩選處理后，最終得到10 806組觀測值。

（二）變量選取與模型構(gòu)建

1.解釋變量

本文解釋變量為企業(yè)社會責(zé)任（Csr）。企業(yè)社會責(zé)任是企業(yè)通過透明和道德的行為，為利益相關(guān)者創(chuàng)造價值的責(zé)任和義務(wù)。本文借鑒馮麗艷等（2016）［28］的研究，采用和訊網(wǎng)企業(yè)社會責(zé)任評測體系來測度企業(yè)社會責(zé)任。

2.被解釋變量

郭雪萌等（2019）［29］認(rèn)為，資本結(jié)構(gòu)偏離度是資本結(jié)構(gòu)調(diào)整速度的靜態(tài)體現(xiàn)，因此，本文的被解釋變量為企業(yè)資本結(jié)構(gòu)調(diào)整速度（υ）和企業(yè)資本結(jié)構(gòu)偏離度（Dev）。

企業(yè)資本結(jié)構(gòu)包括負(fù)債和權(quán)益兩個部分，反映企業(yè)債務(wù)融資資金與權(quán)益融資資金所構(gòu)成的比例關(guān)系。一部分學(xué)者選用資產(chǎn)負(fù)債率衡量企業(yè)資本結(jié)構(gòu)（Lev），即負(fù)債總額與資產(chǎn)總額的比值；還有一部分學(xué)者認(rèn)為無息負(fù)債并不能帶來稅盾收益，故而選用有息負(fù)債率衡量資本結(jié)構(gòu)，有息負(fù)債率=（短期借款+一年內(nèi)到期的非流動負(fù)債+ 長期借款+應(yīng)付債券）/資產(chǎn)總額。因此，本文將分別以資產(chǎn)負(fù)債率和有息負(fù)債率作為企業(yè)資本結(jié)構(gòu)的度量指標(biāo)，定義Lev1 表示資產(chǎn)負(fù)債率，Lev2 表示有息負(fù)債率。

本文借鑒江龍等（2013）［30］、黃繼承和姜付秀（2015）［10］的研究，選用部分調(diào)整模型估計資本結(jié)構(gòu)動態(tài)調(diào)整速度，構(gòu)建模型（1）如下：

其中：Levi,t- Levi,t-1表示第t期資本結(jié)構(gòu)與第t-1 期資本結(jié)構(gòu)之差，此項差額衡量了本期的實際調(diào)整額；等式右邊表示第t期目標(biāo)資本結(jié)構(gòu)與第t-1期實際資本結(jié)構(gòu)之差，此項差額衡量了企業(yè)資本結(jié)構(gòu)的偏離情況；υi,t表示資本結(jié)構(gòu)調(diào)整速度。

企業(yè)資本結(jié)構(gòu)偏離度是企業(yè)第t期目標(biāo)資本結(jié)構(gòu)與第t-1 期實際資本結(jié)構(gòu)差值的絕對值，即。郭雪萌等（2019）［29］認(rèn)為，資本結(jié)構(gòu)偏離度是資本結(jié)構(gòu)調(diào)整速度的靜態(tài)體現(xiàn)。參考巫岑等（2019）［31］的研究，當(dāng)資本結(jié)構(gòu)調(diào)整速度較快時，資本結(jié)構(gòu)偏離度會比較小。因此，本文將資本結(jié)構(gòu)偏離度作為資本結(jié)構(gòu)動態(tài)調(diào)整速度的替代變量，構(gòu)建模型（2）如下：

本文分別以Dev1 表示資產(chǎn)負(fù)債率為代理變量的資本結(jié)構(gòu)偏離度，以Dev2 表示有息負(fù)債率為代理變量的資本結(jié)構(gòu)偏離度。模型中企業(yè)社會責(zé)任Csri,t-1的系數(shù)β1是用來檢驗企業(yè)社會責(zé)任對資本結(jié)構(gòu)偏離程度的影響，如果β1的符號顯著為負(fù)，說明企業(yè)履行社會責(zé)任顯著降低了資本結(jié)構(gòu)偏離程度，即企業(yè)履行社會責(zé)任水平越高，資本結(jié)構(gòu)偏離程度越低，越有利于資本結(jié)構(gòu)動態(tài)調(diào)整；如果β1的符號顯著為正，說明企業(yè)履行社會責(zé)任會導(dǎo)致企業(yè)實際資本結(jié)構(gòu)偏離目標(biāo)資本結(jié)構(gòu)的程度提高，調(diào)整速度較低。

3.控制變量

本文涉及的控制變量包括企業(yè)規(guī)模（Size）、有形資產(chǎn)比例（Tangible）、成長性（Growth）、盈利能力（Profit）、非債務(wù)稅盾（Dep）、資本結(jié)構(gòu)行業(yè)中位數(shù)（Lev_Med）、股權(quán)集中度（OC）、股權(quán)制衡度（CS）、董事會規(guī)模（Dsize）、高管持股比例（MO）。

4.資本結(jié)構(gòu)動態(tài)調(diào)整模型

為驗證前文假設(shè)中企業(yè)社會責(zé)任與資本結(jié)構(gòu)動態(tài)調(diào)整的內(nèi)在作用機制和影響效應(yīng)，本文借鑒Flannery 和Rangan（2006）［32］、姜付秀和黃繼承（2011）［33］等學(xué)者的做法，使用企業(yè)層面與資本結(jié)構(gòu)相關(guān)的財務(wù)指標(biāo)作為特征變量，擬合企業(yè)不同時期的目標(biāo)資本結(jié)構(gòu)（Lev*i,t）并進行回歸，構(gòu)建目標(biāo)資本結(jié)構(gòu)模型（3）如下：

其中，Xi,t-1是滯后一期的企業(yè)特征變量。借鑒前人的研究，企業(yè)層面的相關(guān)特征變量主要包括：企業(yè)規(guī)模（Size）、有形資產(chǎn)比例（Tangible）、成長性（Growth）、盈利能力（Profit）、非債務(wù)稅盾（Dep）、資本結(jié)構(gòu)行業(yè)中位數(shù)（Lev_Med）、股權(quán)集中度（OC）、股權(quán)制衡度（CS）、董事會規(guī)模（Dsize）、高管持股比例（MO）。

為了研究企業(yè)社會責(zé)任Csri,t-1對資本結(jié)構(gòu)調(diào)整速度υi,t的影響，借鑒黃繼承和姜付秀（2015）［10］的研究，設(shè)定調(diào)整速度是常數(shù)項和影響因子的線性函數(shù)：

本文通過部分調(diào)整模型，將模型（1）（3）（4）進一步聯(lián)立后一步回歸，直接估算Csri,t-1的系數(shù)δ1。

首先，將模型（3）代入模型（1），通過資本結(jié)構(gòu)部分調(diào)整模型估計目標(biāo)資本結(jié)構(gòu)，整理得到：

其次，將模型（4）代入模型（5），簡化整理得到：

模型（6）為資本結(jié)構(gòu)動態(tài)調(diào)整模型的復(fù)合一步式回歸方程。這里需要關(guān)注是交乘項Csri,t-1×Levi,t-1系數(shù)δ1的相反數(shù)。如果δ1的符號顯著為負(fù)，說明企業(yè)社會責(zé)任會顯著提高企業(yè)資本結(jié)構(gòu)動態(tài)調(diào)整速度，即企業(yè)社會責(zé)任水平越高，越有利于資本結(jié)構(gòu)動態(tài)調(diào)整，調(diào)整速度越快；如果δ1的符號顯著為正，說明企業(yè)社會責(zé)任會顯著降低企業(yè)資本結(jié)構(gòu)動態(tài)調(diào)整速度，即企業(yè)社會責(zé)任水平越高，調(diào)整速度越慢。

本文所用的變量設(shè)定及度量方法見表1所列。

四、實證結(jié)果與分析

（一）描述性統(tǒng)計

2010—2020 年樣本數(shù)據(jù)主要變量描述性統(tǒng)計，結(jié)果見表2所列。

表2 描述性統(tǒng)計結(jié)果

由表2可知，我國上市公司的企業(yè)社會責(zé)任平均得分為25.709，中位數(shù)為22.360，低于社會責(zé)任評分的平均水平，說明我國上市公司的企業(yè)社會責(zé)任水平總體處于較低狀態(tài)；企業(yè)社會責(zé)任最高分為74.630，最低分只有-2.980，標(biāo)準(zhǔn)差為17.253，說明我國上市公司的企業(yè)社會責(zé)任履行情況存在較大差異；資產(chǎn)負(fù)債率Lev1 的均值和中位數(shù)分別為0.453 和0.451，標(biāo)準(zhǔn)差為0.208。有息負(fù)債率Lev2的均值和中位數(shù)分別為0.188 和0.161，標(biāo)準(zhǔn)差為0.163，說明整體數(shù)據(jù)分布較為均勻，波動不大。

兩種方法衡量的資本結(jié)構(gòu)偏離度（Dev1、Dev2）的標(biāo)準(zhǔn)差均較小，說明我國上市公司均存在資本結(jié)構(gòu)偏離狀況，且個體差異不大，而資產(chǎn)負(fù)債率衡量的企業(yè)資本結(jié)構(gòu)調(diào)整速度（υ1）的標(biāo)準(zhǔn)差為2 370，有息負(fù)債率衡量的企業(yè)資本結(jié)構(gòu)調(diào)整速度（υ2）的標(biāo)準(zhǔn)差為113.111，且兩種方法衡量的資本結(jié)構(gòu)調(diào)整速度最大值與最小值差異均較大，說明我國上市公司的資本結(jié)構(gòu)調(diào)整速度有較大差異。這種分布特征為本文研究企業(yè)社會責(zé)任對資本結(jié)構(gòu)動態(tài)調(diào)整的影響提供了數(shù)據(jù)支持。

此外，控制變量中企業(yè)規(guī)模（Size）、股權(quán)制衡度（CS）、董事會規(guī)模（Dsize）的標(biāo)準(zhǔn)差較大，有形資產(chǎn)比例（Tangible）、成長性（Growth）、盈利能力（Profit）、非債務(wù)稅盾（Dep）、資本結(jié)構(gòu)行業(yè)中位數(shù)（Lev_Med）、股權(quán)集中度（OC）、高管持股比例（MO）的最大值與最小值均存在較大差異，這說明我國上市公司個體間的企業(yè)規(guī)模、成長性、盈利能力以及其他企業(yè)特征變量均存在較大差異，用這些變量擬合企業(yè)的目標(biāo)資本結(jié)構(gòu)具有一定的說服力。

（二）相關(guān)性分析

為了解各變量之間的關(guān)系，本文對各主要變量進行Spearman相關(guān)性分析，結(jié)果見表3所列。

表3 相關(guān)性分析結(jié)果

可以看出，企業(yè)社會責(zé)任表現(xiàn)與資本結(jié)構(gòu)調(diào)整速度（υ1、υ2）正相關(guān)，說明社會責(zé)任表現(xiàn)越好，企業(yè)資本結(jié)構(gòu)調(diào)整速度越高；企業(yè)社會責(zé)任表現(xiàn)與資本結(jié)構(gòu)偏離度Dev1 顯著負(fù)相關(guān)，說明社會責(zé)任表現(xiàn)越好，企業(yè)資本結(jié)構(gòu)偏離度越低。此外，變量間相關(guān)系數(shù)絕對值都比較小且總體上小于0.5，說明變量間的相關(guān)程度較低，且進一步的變量方差膨脹因子（VIF）檢驗顯示，所有變量的VIF值均遠小于10，也說明各解釋變量與被解釋變量間不存在多重共線性問題。

（三）目標(biāo)資本結(jié)構(gòu)擬合

本文利用企業(yè)資本結(jié)構(gòu)部分調(diào)整模型（1）對企業(yè)目標(biāo)資本結(jié)構(gòu)進行擬合，估計資本結(jié)構(gòu)調(diào)整速度和計算資本結(jié)構(gòu)偏離度，結(jié)果見表4所列。

續(xù)表4

表4 目標(biāo)資本結(jié)構(gòu)擬合結(jié)果

表4 第（1）列和第（2）列分別表示以資產(chǎn)負(fù)債率和有息負(fù)債率衡量目標(biāo)資本結(jié)構(gòu)的擬合結(jié)果，可以看出，滯后一期的資產(chǎn)負(fù)債率Lev1t-1的系數(shù)為0.868，則對應(yīng)的資本結(jié)構(gòu)調(diào)整速度υ1 =（1-0.868）=0.132，滯后一期的有息負(fù)債率Lev2t-1的系數(shù)為0.864，相應(yīng)的調(diào)整速度為υ2 =（1-0.864）=0.136，說明兩種負(fù)債率度量方式下資本結(jié)構(gòu)調(diào)整速度差異不大。

在控制變量中，企業(yè)規(guī)模（Size）、有形資產(chǎn)比例（Tangible）、成長性（Growth）、股權(quán)制衡度（CS）、高管持股比例（MO）與目標(biāo)資本結(jié)構(gòu)均呈顯著正相關(guān)關(guān)系，說明企業(yè)規(guī)模大、有形資產(chǎn)比例高、成長性強、股權(quán)制衡度高及高管持股比例大的企業(yè)，更容易獲得債務(wù)融資，其目標(biāo)資本結(jié)構(gòu)越高；資本結(jié)構(gòu)行業(yè)中位數(shù)（Lev_Med）在1%水平上與目標(biāo)資本結(jié)構(gòu)呈顯著正相關(guān)關(guān)系，說明資本結(jié)構(gòu)行業(yè)中位數(shù)可能會顯著提高企業(yè)目標(biāo)資本結(jié)構(gòu)水平；盈利能力（Profit）與目標(biāo)資本結(jié)構(gòu)呈負(fù)相關(guān)關(guān)系且在1%的水平上顯著，說明企業(yè)盈利情況越好，企業(yè)內(nèi)部留存收益會增多，進行外部融資的需求會下降，進而降低目標(biāo)資本結(jié)構(gòu)；非債務(wù)稅盾（Dep）與目標(biāo)資本結(jié)構(gòu)出現(xiàn)負(fù)相關(guān)關(guān)系并在1%水平上顯著，說明當(dāng)企業(yè)非債務(wù)稅盾較高時，將會較少使用債務(wù)的節(jié)稅效應(yīng)，使企業(yè)的目標(biāo)資本結(jié)構(gòu)水平呈現(xiàn)下降趨勢；股權(quán)集中度（OC）與企業(yè)目標(biāo)資本結(jié)構(gòu)在10%水平上呈現(xiàn)負(fù)相關(guān)關(guān)系，說明企業(yè)社會責(zé)任、股權(quán)集中度可能會顯著降低企業(yè)目標(biāo)資本結(jié)構(gòu)水平；模型回歸的R2值分別為0.863 和0.829，F(xiàn)值分別為3 938 和2 257，P值均為0.000，說明模型的擬合效果較好，得到的目標(biāo)資本結(jié)構(gòu)擬合值是有效的，這為后續(xù)分析企業(yè)社會責(zé)任與資本結(jié)構(gòu)動態(tài)調(diào)整之間的關(guān)系提供了可靠的基礎(chǔ)。

另外，本文借鑒屈耀輝（2006）［34］的研究，將企業(yè)資本結(jié)構(gòu)調(diào)整分為三種狀態(tài)：調(diào)整速度υ大于0.05為向目標(biāo)資本結(jié)構(gòu)的趨向調(diào)整；調(diào)整速度υ小于-0.05 為向目標(biāo)資本結(jié)構(gòu)的背離調(diào)整；調(diào)整速度υ處于-0.05～0.05的范圍內(nèi)為資本結(jié)構(gòu)未發(fā)生調(diào)整的靜止?fàn)顟B(tài)。分別代入模型（1）進行回歸，結(jié)果見表5所列。

表5 資本結(jié)構(gòu)調(diào)整速度概況

從表5 可以看出，以資本結(jié)構(gòu)Lev1 對應(yīng)的調(diào)整速度υ1 為例，處于趨向狀態(tài)的企業(yè)占總樣本的67.54%。其中，約41.61%的企業(yè)處于過度趨向調(diào)整狀態(tài)，約1.11%的企業(yè)恰好調(diào)整至目標(biāo)資本結(jié)構(gòu)，約13.96%的企業(yè)表現(xiàn)出部分趨向目標(biāo)資本結(jié)構(gòu)，說明趨向調(diào)整是我國企業(yè)資本結(jié)構(gòu)動態(tài)調(diào)整的大方向；目標(biāo)資本結(jié)構(gòu)背離調(diào)整的樣本企業(yè)比例達到30.96%，說明資本結(jié)構(gòu)背離調(diào)整也是企業(yè)常見的調(diào)整狀態(tài)之一，這可能是企業(yè)股權(quán)融資不穩(wěn)定或者經(jīng)營狀況與債務(wù)規(guī)模不匹配產(chǎn)生的結(jié)果；另外，還有2.95%的樣本企業(yè)沒有對目標(biāo)資本結(jié)構(gòu)進行調(diào)整，處于靜止?fàn)顟B(tài)。以資本結(jié)構(gòu)Lev2 對應(yīng)的調(diào)整速度υ2 為例，其調(diào)整速度概況與資本結(jié)構(gòu)Lev1 相似，56.68%的樣本企業(yè)處于趨向調(diào)整狀態(tài)，40.38%的樣本企業(yè)處于背離調(diào)整狀態(tài)，資本結(jié)構(gòu)靜止的樣本企業(yè)比例達到13.49%。

（四）企業(yè)社會責(zé)任對資本結(jié)構(gòu)動態(tài)調(diào)整的影響效應(yīng)

本文借鑒郝東洋等（2015）［35］、王朝陽等（2018）［5］、郭雪萌等（2019）［29］的做法，采用固定效應(yīng)（FE）的回歸方法檢驗企業(yè)社會責(zé)任對資本結(jié)構(gòu)動態(tài)調(diào)整速度的影響效應(yīng)，利用模型（6）對樣本進行回歸，結(jié)果見表6 中PanelA。為檢驗企業(yè)社會責(zé)任對資本結(jié)構(gòu)偏離度的影響，對模型（2）采用固定效應(yīng)（FE）的方法進行回歸，結(jié)果見表6 中PanelB。

續(xù)表6

表6 企業(yè)社會責(zé)任對資本結(jié)構(gòu)動態(tài)調(diào)整的回歸結(jié)果

從PanelA中可以看出，以資產(chǎn)負(fù)債率為代理變量的資本結(jié)構(gòu)Lev1t-1系數(shù)在1%的水平上顯著為正，交乘項Csr×Lev1t-1系數(shù)為-0.154，在1%的水平上顯著為負(fù)，說明企業(yè)積極履行社會責(zé)任會顯著提高資本結(jié)構(gòu)動態(tài)調(diào)整速度。根據(jù)模型（6）的推導(dǎo)，交乘項Csr×Lev1t-1的系數(shù)為-0.154，即企業(yè)社會責(zé)任每提高一個標(biāo)準(zhǔn)差，資本結(jié)構(gòu)動態(tài)調(diào)整速度則提高0.154/0.617=0.250。同理，交乘項Csrt-1×Lev2t-1的系數(shù)也顯著為負(fù)，說明企業(yè)積極履行社會責(zé)任會顯著提高資本結(jié)構(gòu)動態(tài)調(diào)整速度，本文的主假設(shè)得到驗證。

由PanelB可知，企業(yè)社會責(zé)任Csrt-1對資本結(jié)構(gòu)偏離度Lev1、Lev2 的回歸系數(shù)均顯著為負(fù)。第（1）列中企業(yè)社會責(zé)任Csrt-1的系數(shù)為-0.003，且在5%的水平上顯著，第（2）列中企業(yè)社會責(zé)任Csrt-1的系數(shù)為-0.005，且在1%的水平上顯著，表明在兩種資本結(jié)構(gòu)衡量方式下，企業(yè)社會責(zé)任與資本結(jié)構(gòu)偏離度均表現(xiàn)出顯著的負(fù)向關(guān)系，說明積極履行社會責(zé)任可以降低企業(yè)資本結(jié)構(gòu)的偏離程度，也從另一視角反映資本結(jié)構(gòu)動態(tài)調(diào)整速度的提高。

（五）穩(wěn)健性分析

1.替換變量法

為驗證實證結(jié)果的可靠性，本文選用替換變量法驗證企業(yè)社會責(zé)任對資本結(jié)構(gòu)動態(tài)調(diào)整的影響效應(yīng)，借鑒權(quán)小鋒等（2015）［36］的研究，選用潤靈環(huán)球的社會責(zé)任評級數(shù)據(jù)替換和訊網(wǎng)社會責(zé)任評分，對模型（6）進行回歸。由于潤靈環(huán)球的社會責(zé)任評級對象是主動披露社會責(zé)任報告的上市公司，因此潤靈環(huán)球的社會責(zé)任評級數(shù)據(jù)樣本量較少。通過替換變量法驗證企業(yè)社會責(zé)任對資本結(jié)構(gòu)動態(tài)調(diào)整的影響效應(yīng)，結(jié)果見表7所列。

表7 企業(yè)社會責(zé)任對資本結(jié)構(gòu)動態(tài)調(diào)整速度的回歸結(jié)果（替換變量法）

從表7可以看出，在以資產(chǎn)負(fù)債率Lev1和有息負(fù)債率Lev2分別作為企業(yè)資本結(jié)構(gòu)代理變量的情況下，得到交乘項Csr×Lev1t-1或Csr×Lev2t-1的系數(shù)均顯著為負(fù)的結(jié)果，此時資本結(jié)構(gòu)動態(tài)調(diào)整速度顯著為正。這與前文的研究結(jié)論一致，說明企業(yè)積極履行社會責(zé)任會提高資本結(jié)構(gòu)動態(tài)調(diào)整速度。

2.改變模型回歸的估計方法

為驗證實證結(jié)果可靠性，本文通過改變模型回歸的估計方法對模型（6）進行穩(wěn)健性檢驗。借鑒郝東洋等（2015）［35］、王朝陽等（2018）［5］、郭雪萌等（2019）［29］的做法，分別采用隨機效應(yīng)（RE）和極大似然估計（MLE）檢驗企業(yè)社會責(zé)任對資本結(jié)構(gòu)動態(tài)調(diào)整速度的影響效應(yīng)，回歸結(jié)果見表8 PanelA所列。為檢驗企業(yè)社會責(zé)任對資本結(jié)構(gòu)偏離度的影響，對模型（2）分別采用隨機效應(yīng)（RE）和極大似然估計（MLE）的方法進行回歸，結(jié)果見表8 PanelB所列。

表8 企業(yè)社會責(zé)任對資本結(jié)構(gòu)動態(tài)調(diào)整速度的回歸結(jié)果（改變模型回歸的估計方法）

根據(jù)表8 PanelA第（1）列隨機效應(yīng)的估計結(jié)果，交乘項Csr×Lev1t-1的系數(shù)為-0.119，即企業(yè)社會責(zé)任每提高一個標(biāo)準(zhǔn)差，資本結(jié)構(gòu)動態(tài)調(diào)整速度則提高0.119/0.844=0.141；交乘項Csr×Lev1t-1和Csr×Lev2t-1的系數(shù)在極大似然估計（MLE）方法下也顯著為負(fù)，說明企業(yè)積極履行社會責(zé)任會顯著提高資本結(jié)構(gòu)動態(tài)調(diào)整速度，與前文的研究結(jié)論一致。

由PanelB可知，企業(yè)社會責(zé)任Csrt-1對資本結(jié)構(gòu)偏離度Dev1、Dev2 的回歸系數(shù)在隨機效應(yīng)（RE）和極大似然估計（MLE）的方法下均顯著為負(fù)，說明兩種資本結(jié)構(gòu)衡量方式下，無論是采用隨機效應(yīng)（RE）還是極大似然估計（MLE）的回歸方法，企業(yè)社會責(zé)任均負(fù)向影響資本結(jié)構(gòu)偏離度，說明積極履行社會責(zé)任可以降低企業(yè)資本結(jié)構(gòu)的偏離程度，也從另一視角反映資本結(jié)構(gòu)動態(tài)調(diào)整速度的提高。

（六）異質(zhì)性分析

前文研究顯示，企業(yè)社會責(zé)任無論是對資本結(jié)構(gòu)動態(tài)調(diào)整速度的影響還是對資本結(jié)構(gòu)偏離度的影響，模型檢驗結(jié)果基本一致，因此，在異質(zhì)性分析以及之后的部分僅針對企業(yè)社會責(zé)任對資本結(jié)構(gòu)動態(tài)調(diào)整速度的影響進行研究。

1.考慮負(fù)債水平差異的影響

為檢驗企業(yè)社會責(zé)任對不同負(fù)債水平的資本結(jié)構(gòu)動態(tài)調(diào)整速度的影響效應(yīng)，本文按照負(fù)債水平差異對樣本進行分組，定義Levi,t-Lev*i,t＞0 為過度負(fù)債樣本組，定義Levi,t-Lev*i,t＜0 為負(fù)債不足樣本組，利用模型（6）分別進行回歸，結(jié)果見表9所列。

表9 企業(yè)社會責(zé)任對不同負(fù)債水平資本結(jié)構(gòu)動態(tài)調(diào)整速度的回歸結(jié)果

從表9可以看出，在以資產(chǎn)負(fù)債率Lev1和有息負(fù)債率Lev2分別作為企業(yè)資本結(jié)構(gòu)代理變量的情況下，過度負(fù)債樣本組中的企業(yè)社會責(zé)任Csr 與資本結(jié)構(gòu)的交乘項Csr×Lev1t-1或Csr×Lev2t-1的系數(shù)均顯著為負(fù)，負(fù)債不足樣本組中的企業(yè)社會責(zé)任Csr 與資本結(jié)構(gòu)的交乘項Csr × Lev1t-1或Csr ×Lev2t-1的系數(shù)也均為負(fù)，但是均不顯著，說明在兩個分組樣本中表現(xiàn)出了非對稱的特征，企業(yè)履行社會責(zé)任對資本結(jié)構(gòu)動態(tài)調(diào)整速度的促進作用在過度負(fù)債組中更加顯著。

2.考慮產(chǎn)權(quán)性質(zhì)差異的影響

為檢驗企業(yè)社會責(zé)任對不同產(chǎn)權(quán)性質(zhì)企業(yè)的資本結(jié)構(gòu)動態(tài)調(diào)整速度的影響效應(yīng)，本文采用固定效應(yīng)（FE）回歸方法，對國有企業(yè)樣本和非國有企業(yè)樣本進行分組回歸，結(jié)果見表10所列。

表10 企業(yè)社會責(zé)任對資本結(jié)構(gòu)動態(tài)調(diào)整速度的產(chǎn)權(quán)異質(zhì)性回歸結(jié)果

從表10 可以看出，在以資產(chǎn)負(fù)債率Lev1 和有息負(fù)債率Lev2分別作為企業(yè)資本結(jié)構(gòu)代理變量的情況下，無論是非國有企業(yè)樣本組還是國有企業(yè)樣本組，交乘項Csr×Lev1t-1或Csr×Lev2t-1的系數(shù)都顯著為負(fù)，但非國有企業(yè)樣本組的系數(shù)絕對值大于國有企業(yè)樣本組，說明企業(yè)履行社會責(zé)任對調(diào)整速度的促進作用存在產(chǎn)權(quán)異質(zhì)性，非國有企業(yè)積極承擔(dān)社會責(zé)任能夠更好地提高資本結(jié)構(gòu)動態(tài)調(diào)整速度。

3.考慮污染程度差異的影響

為檢驗企業(yè)社會責(zé)任對不同污染程度企業(yè)的資本結(jié)構(gòu)動態(tài)調(diào)整速度的影響效應(yīng)，本文采用固定效應(yīng)（FE）的回歸方法，對重污染樣本和輕中污染樣本進行分組回歸，結(jié)果見表11所列。

表11 企業(yè)社會責(zé)任對資本結(jié)構(gòu)動態(tài)調(diào)整速度的污染程度異質(zhì)性回歸結(jié)果

從表11 可以看出，在以資產(chǎn)負(fù)債率Lev1 和有息負(fù)債率Lev2分別作為企業(yè)資本結(jié)構(gòu)代理變量的情況下，重污染樣本組的企業(yè)社會責(zé)任Csr 與資本結(jié)構(gòu)的交乘項Csr×Lev1t-1或Csr×Lev2t-1的系數(shù)都顯著為負(fù)，輕中污染樣本組的企業(yè)社會責(zé)任Csr與資本結(jié)構(gòu)的交乘項Csr×Lev1t-1或Csr×Lev2t-1的系數(shù)也均為負(fù)，但均不顯著，說明在兩個分組樣本中表現(xiàn)出了非對稱的特征，企業(yè)履行社會責(zé)任對資本結(jié)構(gòu)動態(tài)調(diào)整速度的促進作用在重污染樣本組中更加顯著。

五、企業(yè)社會責(zé)任影響資本結(jié)構(gòu)動態(tài)調(diào)整的機制分析

基于前文的理論分析，企業(yè)社會責(zé)任可以通過緩解融資約束和改善信息環(huán)境兩種優(yōu)化融資環(huán)境的作用機制對資本結(jié)構(gòu)決策行為產(chǎn)生影響，為有效提高資本結(jié)構(gòu)動態(tài)調(diào)整速度提供保障。為驗證融資約束和信息環(huán)境是否在企業(yè)社會責(zé)任與資本結(jié)構(gòu)動態(tài)調(diào)整中發(fā)揮機制作用，本文借鑒溫忠麟等（2004）［37］的中介效應(yīng)檢驗法，在模型（4）的基礎(chǔ)上將企業(yè)社會責(zé)任Csr 變?yōu)橹薪樽兞縈，得到模型（7）：

將模型（7）代入模型（5），簡化整理得到模型（8）：

其中，M表示中介變量，在本部分研究中指的分別是融資約束KZ 和信息環(huán)境Analyst。這里需要關(guān)注交乘項Mi,t-1×Levi,t-1的系數(shù)δ1的相反數(shù)。

為了測度解釋變量對中介變量的影響，本文建立企業(yè)社會責(zé)任Csr 與中介變量M的回歸方程：

（一）融資約束機制分析

本文借鑒魏志華等（2014）［38］的研究，采用反映融資約束程度的KZ 指數(shù)（KZ）作為融資約束的代理變量，KZ指數(shù)的計算方法如模型（10）：

其中：CFi,t為經(jīng)營現(xiàn)金凈流量；DIVi,t為現(xiàn)金股利；CASHi,t為企業(yè)現(xiàn)金持有量；ASSETi,t-1為滯后一期總資產(chǎn)。通過排序邏輯回歸，得到各個企業(yè)的融資約束值，根據(jù)模型測算出的KZ指數(shù)越大，說明企業(yè)的融資約束程度越高。

本文通過模型（9）檢驗解釋變量企業(yè)社會責(zé)任Csr 與中介變量融資約束KZ 的關(guān)系，結(jié)果見表12所列。

表12 企業(yè)社會責(zé)任與融資約束的回歸結(jié)果

可以看出，企業(yè)社會責(zé)任Csr 對融資約束KZ的影響在1%的水平上顯著為-0.411，說明企業(yè)社會責(zé)任表現(xiàn)越好，企業(yè)受到的融資約束越小。

為檢驗融資約束KZ 與被解釋變量調(diào)整速度之間的對應(yīng)關(guān)系，本文將模型（8）中的M定義為融資約束KZ 進行回歸，得到表13 第（1）和第（4）列回歸結(jié)果?？梢钥闯觯谫Y約束KZ 與滯后一期資本結(jié)構(gòu)Lev1t-1或Lev2t-1的交乘項都在1%的水平上顯著為正，說明融資約束程度越低，資本結(jié)構(gòu)動態(tài)調(diào)整速度越快，實證結(jié)果與前面理論分析一致；為檢驗在控制融資約束KZ 的情況下企業(yè)社會責(zé)任Csr 是否會對調(diào)整速度產(chǎn)生影響，對模型（8）同時加入自變量Csr 和中介變量融資約束KZ 進行固定效應(yīng)回歸，得到表13 第（3）和第（6）列的回歸結(jié)果?？梢钥闯?，交乘項Csr × Lev1t-1的系數(shù)顯著為-0.108，交乘項Csr × Lev2t-1的系數(shù)也顯著為負(fù)，表明在控制融資約束KZ 的影響下，企業(yè)社會責(zé)任對資本結(jié)構(gòu)動態(tài)調(diào)整速度仍然產(chǎn)生顯著的正效應(yīng)。

表13 企業(yè)社會責(zé)任、融資約束與資本結(jié)構(gòu)動態(tài)調(diào)整速度的回歸結(jié)果

根據(jù)前文表6 PanelA的結(jié)果，企業(yè)社會責(zé)任Csr 對資本結(jié)構(gòu)調(diào)整速度產(chǎn)生影響的總效應(yīng)見表13第（2）和第（5）列所列。

由表13 第（2）列可知，Csr × Lev1t-1的系數(shù)顯著為-0.154，則企業(yè)社會責(zé)任Csr 對資本結(jié)構(gòu)動態(tài)調(diào)整速度的總效應(yīng)c=0.154；由表12可以看出，企業(yè)社會責(zé)任Csr 對中介變量融資約束KZ 的影響效應(yīng)a=-0.411；由表13 第（3）列可以看出，Csr ×Lev1t-1的系數(shù)顯著為-0.108，則企業(yè)社會責(zé)任Csr對資本結(jié)構(gòu)動態(tài)調(diào)整速度的直接效應(yīng)c'= 0.108，可見加入融資約束變量后企業(yè)社會責(zé)任Csr 對資本結(jié)構(gòu)動態(tài)調(diào)整速度的影響效應(yīng)有所降低，說明融資約束在其中發(fā)揮著中介作用。此外，表13 第（3）列中KZ × Lev1t-1的系數(shù)顯著為0.027，表明融資約束KZ 對資本結(jié)構(gòu)動態(tài)調(diào)整速度的影響效應(yīng)b= -0.027。根據(jù)溫忠麟等（2004）[37]的中介效應(yīng)檢驗方法，得到融資約束中介效應(yīng)程度ab/c=7.2%，說明融資約束KZ 在企業(yè)社會責(zé)任Csr 對資本結(jié)構(gòu)動態(tài)調(diào)整速度的關(guān)系中發(fā)揮著部分中介效應(yīng)。同理，表13 第（5）和第（6）列中以有息負(fù)債率為代理變量衡量資本結(jié)構(gòu)的情況下，融資約束KZ在企業(yè)社會責(zé)任Csr 對資本結(jié)構(gòu)動態(tài)調(diào)整速度的關(guān)系中也發(fā)揮著同樣的部分中介效應(yīng)。

（二）信息環(huán)境機制分析

隨著我國市場化改革與制度不斷完善，為更好應(yīng)對資本市場中的信息環(huán)境問題，分析師開始加入資本市場，通過向投資者提供信息獲取收益。Ding 等（2020）［39］、黃俊威和龔光明（2019）［8］認(rèn)為分析師在挖掘企業(yè)信息并預(yù)測未來數(shù)據(jù)中獲利的同時，客觀上增加了管理者隱瞞信息的困難程度，這也敦促管理者對相關(guān)信息進行更加及時、準(zhǔn)確的披露。Hou 等（2021）［40］的研究也同時證實了分析師的關(guān)注與信息環(huán)境之間存在正相關(guān)關(guān)系。

本文采用分析師跟蹤人數(shù)的倒數(shù)（Analyst）作為信息環(huán)境的代理變量，發(fā)現(xiàn)跟蹤該企業(yè)的分析師人數(shù)越多，企業(yè)的信息環(huán)境越透明。因此，分析師人數(shù)的倒數(shù)是一個負(fù)向指標(biāo)，變量Analyst 的數(shù)值越大，企業(yè)信息環(huán)境越差。由于CSMAR 數(shù)據(jù)庫從2014年才開始引入分析師數(shù)據(jù)，因此，信息環(huán)境回歸中樣本數(shù)量相對較少。

根據(jù)逐步檢驗法，本文對解釋變量企業(yè)社會責(zé)任Csr 與中介變量信息環(huán)境Analyst 的關(guān)系進行檢驗，將模型（9）進行回歸，結(jié)果見表14所列。

表14 企業(yè)社會責(zé)任與信息環(huán)境的回歸結(jié)果

從表14可以看出，企業(yè)社會責(zé)任Csr對信息環(huán)境Analyst的影響在5%的水平上顯著為-0.034，說明企業(yè)社會責(zé)任表現(xiàn)越好，企業(yè)所處的信息環(huán)境越好。

為檢驗信息環(huán)境Analyst與被解釋變量調(diào)整速度的關(guān)系，本文將模型（8）中的M定義為信息環(huán)境Analyst 進行回歸，得到表15 第（1）和第（4）列回歸結(jié)果。可以看出，信息環(huán)境Analyst 與滯后一期的資本結(jié)構(gòu)Lev1t-1或Lev2t-1的交乘項都在1%的水平上顯著為正，說明信息環(huán)境越好，資本結(jié)構(gòu)動態(tài)調(diào)整速度越快，實證結(jié)果與前面的理論分析一致；為檢驗在控制信息環(huán)境Analyst 的情況下企業(yè)社會責(zé)任Csr 是否會對調(diào)整速度產(chǎn)生影響，對模型（8）同時加入自變量Csr 和中介變量信息環(huán)境Analyst 進行固定效應(yīng)回歸，得到表15 第（3）和第（6）列回歸結(jié)果。可以看出，企業(yè)社會責(zé)任Csr 與滯后一期資本結(jié)構(gòu)Lev1t-1的交乘項Csr × Lev1t-1的系數(shù)顯著為-0.108，則企業(yè)社會責(zé)任Csr 對資本結(jié)構(gòu)動態(tài)調(diào)整速度的影響效應(yīng)為0.108，同理，企業(yè)社會責(zé)任Csr 與滯后一期資本結(jié)構(gòu)Lev2t-1的交乘項Csr × Lev2t-1的系數(shù)也顯著為-0.148，說明在控制信息環(huán)境Analyst 的影響下，企業(yè)社會責(zé)任對資本結(jié)構(gòu)動態(tài)調(diào)整速度仍然產(chǎn)生顯著正效應(yīng)。

表15 企業(yè)社會責(zé)任、信息環(huán)境與資本結(jié)構(gòu)動態(tài)調(diào)整速度的回歸結(jié)果

根據(jù)前文表6 PanelA的結(jié)果，企業(yè)社會責(zé)任Csr 對資本結(jié)構(gòu)調(diào)整速度產(chǎn)生影響的總效應(yīng)見表15第（2）和第（5）列所列。

由表15 第（2）列可知，Csr × Lev1t-1的系數(shù)顯著為-0.154，則企業(yè)社會責(zé)任Csr 對資本結(jié)構(gòu)動態(tài)調(diào)整速度的總效應(yīng)c= 0.154；由表14可知，社會責(zé)任Csr 對信息環(huán)境Analyst 的中介效應(yīng)a=-0.034；由表15第（3）列可知，在控制信息環(huán)境Analyst的情況下，Csr × Lev1t-1的系數(shù)顯著為-0.108，則企業(yè)社會責(zé)任Csr 對資本結(jié)構(gòu)動態(tài)調(diào)整速度的直接效應(yīng)c'= 0.108?？梢?，加入信息環(huán)境變量后企業(yè)社會責(zé)任Csr 對資本結(jié)構(gòu)動態(tài)調(diào)整速度的影響效應(yīng)有所降低，說明信息環(huán)境在其中發(fā)揮中介作用。此外，表15 第（3）列中Analyst × Lev1t-1的系數(shù)顯著為0.076，說明信息環(huán)境對資本結(jié)構(gòu)動態(tài)調(diào)整速度的影響效應(yīng)b=-0.076。根據(jù)溫忠麟等（2004）[37]的中介效應(yīng)檢驗方法，得到信息環(huán)境的中介效應(yīng)程度ab/c= 1.7%，說明信息環(huán)境在企業(yè)社會責(zé)任Csr 對資本結(jié)構(gòu)動態(tài)調(diào)整速度的關(guān)系中發(fā)揮部分中介效應(yīng)，且其中介效應(yīng)弱于融資約束。同理，表15 第（5）和第（6）列中以有息負(fù)債率為代理變量衡量資本結(jié)構(gòu)的情況下，信息環(huán)境在企業(yè)社會責(zé)任Csr 對資本結(jié)構(gòu)動態(tài)調(diào)整速度的關(guān)系中也發(fā)揮同樣的部分中介效應(yīng)。

綜上所述，融資約束和信息環(huán)境在企業(yè)社會責(zé)任及資本結(jié)構(gòu)動態(tài)調(diào)整的關(guān)系中都發(fā)揮著中介作用，相比于信息環(huán)境機制，融資約束機制在企業(yè)社會責(zé)任及調(diào)整速度間的影響程度更加明顯。

六、結(jié)論與啟示

（一）結(jié)論

本文以我國滬深A(yù) 股上市公司2010—2020 年數(shù)據(jù)為樣本，研究了企業(yè)社會責(zé)任對資本結(jié)構(gòu)動態(tài)調(diào)整的影響，得出以下結(jié)論：①基于企業(yè)社會責(zé)任與資本結(jié)構(gòu)動態(tài)調(diào)整影響效應(yīng)的研究發(fā)現(xiàn)，企業(yè)積極履行社會責(zé)任能夠顯著提高資本結(jié)構(gòu)動態(tài)調(diào)整速度，過度負(fù)債企業(yè)、非國有企業(yè)、重污染企業(yè)積極履行社會責(zé)任對資本結(jié)構(gòu)動態(tài)調(diào)整速度的正向促進作用更突出；②基于企業(yè)社會責(zé)任與資本結(jié)構(gòu)動態(tài)調(diào)整影響機制的研究發(fā)現(xiàn)，融資約束和信息環(huán)境在企業(yè)社會責(zé)任與資本結(jié)構(gòu)動態(tài)調(diào)整的關(guān)系中發(fā)揮中介作用，積極履行社會責(zé)任的企業(yè)可以通過緩解融資約束和改善信息環(huán)境提高資本結(jié)構(gòu)調(diào)整速度。

（二）啟示

本文研究結(jié)論表明良好的社會責(zé)任表現(xiàn)能夠提高企業(yè)資本結(jié)構(gòu)動態(tài)調(diào)整速度。一方面，企業(yè)積極履行社會責(zé)任對企業(yè)資本結(jié)構(gòu)趨向于最優(yōu)水平的動態(tài)調(diào)整具有正向作用；另一方面，通過積極承擔(dān)社會責(zé)任增加資源獲取能力也是企業(yè)資本結(jié)構(gòu)決策優(yōu)化的一個重要渠道。據(jù)此，本文得到如下政策啟示：首先，從政府層面來看，政府應(yīng)建立和完善企業(yè)社會責(zé)任的評價體系、披露制度及激勵懲罰機制，引導(dǎo)企業(yè)積極貫徹社會責(zé)任理念；其次，從企業(yè)層面來看，企業(yè)應(yīng)將社會責(zé)任納入企業(yè)戰(zhàn)略，加大對企業(yè)社會責(zé)任的投入，進而優(yōu)化與利益相關(guān)者的關(guān)系，增強資源獲取能力，提升企業(yè)價值；最后，從投資者層面來看，投資者要重視企業(yè)社會責(zé)任表現(xiàn)所反映的投資價值，降低自身投資風(fēng)險。