【作 者】
谭丹丹，郑少锋（博士生导师）
【作者单位】
西北农林科技大学经济管理学院，西安712100
【摘 要】
【摘要】从生命周期视角出发，探讨企业社会责任信息披露质量对财务绩效的影响及其作用机制。运用因子分析法和回归分析法分析我国公布独立社会责任报告的沪深市A股上市公司2011 ~ 2015年的样本数据，研究结果表明：在成长期与成熟期，社会责任信息披露质量对财务绩效水平有显著的积极影响；在衰退期，两变量之间存在负相关关系。进一步研究发现：国企两变量的关系符合以上动态规律，但在非国企中生命周期因素对两变量关系的影响减弱；与重污染行业相比，生命周期因素对非重污染行业中的两变量关系的作用程度更大。
【关键词】社会责任信息披露质量；财务绩效；生命周期；因子分析
【中图分类号】F275 【文献标识码】A 【文章编号】1004-0994（2017）30-0044-7
一、引言
近年来，随着经济的高速发展，企业社会责任理念开始遍及各个领域。2015年，社会责任系列标准——《社会责任报告编写指南》《社会责任指南》《社会责任绩效分类指引》的颁布，分别为企业社会责任报告的编制、社会责任的履行以及社会责任绩效的考核明确了方向。2016年《关于国有企业更好履行社会责任的指导意见》指出，国企的发展要重点考虑可持续性，要将社会责任融入企业的运营、改革和发展的过程中。近年来，公开发布社会责任信息的公司数目在不断增加，由润灵环球咨询有限公司（RKS）得出的监测数据可知，2016年在上海证券交易所和深圳证券交易所A股上市的公司中，有738家公布了其2015年的独立社会责任报告，而相比2014年的701家，新增了37家。因此，企业社会责任信息披露质量究竟如何影响以及何种程度影响企业财务绩效成为学者们的研究热点。
二、文献回顾
根据现有文献可知，目前国内外学者们在不断地完善社会责任信息披露与财务绩效关系的相关理论。大多数研究结论表明：企业社会责任信息的披露质量水平上升时，其财务绩效水平也相应上升；反之，则随之下降，即两者的变化是同向的。Preston et al.（1997）通过整理财富榜排名前500名公司的相关资料，并采用声誉指数法和问卷调查法分析发现，财富指数较高的企业在社会责任方面表现良好，并且这种效应是相互的，即积极参与社会责任并表现良好的企业，其财富排名较为靠前。Feng Liyan et al.（2016）研究发现，企业做出决定公开社会责任信息极为重要的原因之一就是经济效益，经济效益越好，则自愿公开进行信息披露的程度越高。吴春雷和张娣（2011）通过分析2010年CSR报告中表现较好的100个上市公司的数据，发现CSR报告中排名靠前的企业，财务绩效相对较高。李祺音（2016）研究发现：企业参与社会活动并取得良好的责任表现虽然会产生额外的成本，但能提高其获利水平。周丽萍等（2016）从公司声誉视角出发，分析发现财务绩效与社会责任之间的联系较为密切，短期来看两者之间负相关程度较高，长期来看两者之间正相关程度较高。
一些研究还发现，两者并不总是正相关。Badrulsaman Hamid（2017）以2007 ~ 2009年马来西亚130年上市公司为样本，分析发现企业社会责任报告评分指数与ROE（净资产收益率）以及高负债的资本结构存在明显的负相关关系。陈玉清等（2005）从信息披露的视角出发，详细分析了我国企业的相关资料，发现CSR活动与其市场反应之间没有明显关系。
以往的文献大都以静态分析为主，没有考虑公司成长的动态过程以及信息披露所带来的经济效益的动态性。王琦等（2013）详细分析了我国制造业上市公司的相关资料发现，企业在成长的各个阶段，其对社会责任的认识能力和理解能力有很大的区别。因此，企业社会责任表现所产生的经济后果也难免会有偏差，这也充分表明两变量之间的相互影响并非是一成不变的。在王琦的研究基础上，王嘉玮（2014）基于生命周期视角，进一步分析了不同阶段下两变量之间的关系，研究发现：在成长期，高质量地进行社会责任信息披露反而加大了企业的财务压力；在成熟期，高质量的社会责任信息披露可以提升企业的信誉和知名度，从而改善财务绩效；在衰退期，两变量之间没有明显的关系。
可见，国内外学者对于两变量关系的结论至今仍存在分歧，这为文章的研究提供了进一步探索的空间。本文将从生命周期视角采用面板数据模型进行回归分析，并结合企业性质和行业属性分析两变量之间的关系。
三、理论分析与研究假设
根据我国上市公司的实际情况，并对样本数据运用狄金森（Dickinson）现金流组合法进行整理分析后，最终得到生命周期的三个阶段：成长期、成熟期以及衰退期。
企业在成长期，其发展和规模扩张速度较快，企业比较重视自身良好的市场形象以及声誉，对于利益相关者的关注度也逐渐上升，因此更倾向于积极参与社会活动来提高其知名度，以此来吸引投资者和客户。在这一时期企业应重视对利益相关群体的责任履行情况，提供优质的产品与服务，最大程度地满足消费者的需求，为员工提供舒适的工作环境和丰厚的待遇，取得供应商的信任与认可并与其建立长期合作伙伴关系，从而塑造良好的声誉和积极向上的形象，提高市场占有率。企业披露信息，可以使利益相关者更好地做出有价值的判断和决策，同时也可以改善其财务绩效。基于上述分析本文提出H1：
H1：在成长期，高质量地披露社会责任信息的企业会表现出更高水平的财务绩效。
企业在成熟期，其市场占有率和市场竞争率达到最高水平，且其营运能力、获利能力、偿债能力以及流动性均达到最强。这一阶段，企业比较注重可持续发展能力，不再急切地关注扩张的能力与速度，因此会把更多的精力投入在履行社会责任以及信息披露方面，具体表现为：不仅重视提高客户信任度、职工满意度以及供应商信誉合作率，还高度关注就业、环保、公益以及社区服务。在成熟期，企业资金流比较充裕，承担社会责任尽管会使企业增加成本，但这些成本远不及其所带来的长远收益。基于上述分析本文提出H2：
H2： 在成熟期，高质量地披露社会责任信息的企业会表现出更高水平的财务绩效。
处于衰退期的企业，其市场占有率和市场竞争率均呈现下滑趋势，获利能力也在相对减弱，在资金方面相对短缺，财务风险和经营风险凸显。若企业转型成功，或许可以降低风险；若其不能理性权衡利弊，盲目地参与社会责任活动，将会使企业自身利益受损。基于上述分析本文提出H3：
H3：在衰退期，高质量地披露社会责任信息的企业没有表现出更高水平的财务绩效。
由于企业性质的差异，企业之间对社会责任信息的披露程度也会有所区别。国企在国家的监管体制下，被要求强制披露社会责任信息，其所承担的社会责任就会比非国企多，其不仅要履行经济责任，还要承担资源配置、技术引导以及宏观调控等重要职责。基于上述分析本文提出H4：
H4：与国企相比，生命周期因素对非国企社会责任信息披露质量与财务绩效关系的影响减弱。
由于行业属性的差异，企业之间关于社会责任信息的披露程度也会有所不同。一方面，随着我国政府对社会责任信息披露监管机制的逐渐完善，相比其他行业，重污染行业上市公司在环保方面要做出更多的贡献。另一方面，重污染行业上市公司环保职责较大，所承担的风险较高，投资者对社会责任信息披露质量也较为重视，进而使得两变量关系不因生命周期阶段的不同而波动。鉴于重污染行业上市公司的特殊性，文章从行业特性的角度比较分析两变量之间的关系。基于上述分析本文提出H5：
H5：相比重污染行业上市公司，生命周期因素对非重污染行业的上市公司社会责任信息披露质量与财务绩效关系的影响更大，且其关系的变化趋势与H1 ~ H3相符。
四、研究设计
1. 被解释变量。现有的理论研究往往采用单一指标，或者利用会计指标和市场指标来衡量企业财务绩效，不能全面反映企业的整体财务状况。本文选了23个财务指标，利用因子分析法计算得出财务绩效的综合评分，并对企业财务绩效进行真实综合的评价。
2. 解释变量。社会责任信息披露质量（CSRQ）的衡量指标选自润灵环球（RKS）公布的2011 ~ 2015年社会责任评分表。RKS作为一个较为权威地位的评级机构，其主要基于MCTI的结构化专家打分法为发布独立社会责任报告的企业打分。MCTI评价体系分为一级指标评价和二级指标评价，一级指标包括战略、利益相关者、劳工与人权以及公平运营等15项指标；二级指标有63项，2012年又新增了缓解及适应气候变化信息和社会投资信息等指标，这些指标的综合评分用来反映社会责任信息的披露质量。
3. 控制变量。根据已有的研究文献，笔者发现财务绩效受到财务风险、企业性质、公司规模以及年份的影响程度较高。因此，这四个变量被选作控制变量。具体变量定义如表1所示。
4. 样本选择与数据来源。本文以近5年连续发布独立社会责任报告的沪深两市A股上市公司为样本。数据来源于润灵环球咨询有限公司（RKS）发布的2011 ~ 2015年的社会责任报告的评分表、国泰君安（CSMAR）以及锐思数据库（RESSET）。考虑到数据的有效性以及其他因素的影响，本文对样本及数据进行了如下处理：①考虑到样本数据的可比性，为保证资料的合理性，剔除金融保险行业上市公司；②考虑到财务状况的异常情况，剔除ST和∗ST公司；③剔除财务指标短缺和信息披露不完善的样本。经手工整理，最终得到2110个样本数据。在本文中，用于数据处理及检验的经济计量软件包括Excel、Spss19.0以及Stata 13.1。样本分布如表2所示。
5. 生命周期阶段的划分。本文基于宋常等（2011）、陈少华等（2012）的研究成果，同时借鉴Dickinson的现金流组合法，得出生命周期的三个阶段：成长期、成熟期、衰退期。
6. 模型的构建和变量定义。为了验证前述H1、H2、H3、H4和H5，本文借鉴陈恋（2017）的研究模型，构建模型（1）和模型（2）进行回归分析。模型中各变量的定义如表1所示。具体模型如下：
CFP=β0+β1CSRQ+β2CRE+β3STATE+
β4SIZE+β5YEAR+ε （1）
CFP=β0+β1CSRQ+β2CRE+β3SIZE+
β4YEAR+ε （2）
五、实证分析
1. 因子分析。由KMO的输出结果可知，其值为0.707，高于0.7，属于较好水平，表明选取的指标较适合做因子分析。Bartlett球形检验结果显示，其统计值为7437.989，Sig.的值为0，低于1%，表明自变量之间的相关性较显著。通过降维处理提取主成分，将23个财务指标简化为10个公共因子，其累积贡献率达到83.553%。由系数矩阵列示出10个因子的得分函数表达式：
F1=0.147X1-0.081X2+…-0.018X23
F2=-0.061X1-0.019X2+…+0.313X23
F3=0.031X1-0.028X2+…+0.041X23
F4=-0.050X1-0.029X2+…-0.010X23
F5=-0.052X1-0.015X2+…+0.019X23
F6=-0.370X1+0.707X2+…-0.059X23
F7=-0.021X1-0.013X2+…-0.010X23
F8=-0.018X1+0.015X2+…-0.021X23
F9=0.001X1-0.047X2+…+0.022X23
F10=-0.088X1-0.053X2+…+0.024X23
由以上公式求出各主要因子得分后，再对主要因子得分按相应的贡献率进行加权平均并求和。具体计算公式如下：F=（18.143F1+13.180F2+9.437F3+9.151F4+7.772F5+6.120F6+5.630F7+5.144F8+4.537F9+4.441F10）/83.553。最终得出各样本公司的综合财务绩效得分，受篇幅限制，文章仅列示出综合财务绩效得分排名前20的上市公司，如表3所示。
2. 描述性统计分析。
（1）各年度CSR报告披露情况。由表4可知：2011 ~ 2015年CSR报告披露份数有582 ~ 738份，2011 ~ 2015年同比增长率分别为10.65%、5.75%、2.94%和5.28%，表明企业逐渐意识到企业良好的社会责任表现和编制社会责任报告的重要意义，使得CSR报告的数量在逐年增加。但目前报告CSR信息的企业数量仍然较少，报告的企业数量比例明显偏低。
（2）两大证券交易所CSR报告披露情况。由表5可知：总体上来看，上海证券交易所的CSR报告的数量明显高于深圳证券交易所。2011 ~ 2015年上海证券交易所上市公司CSR报告披露份数为349 ~ 435份，2015年比2011年增长了24.64%。深圳证券交易所上市公司CSR报告的数量从233份增加到303份，比2011年增加了30.04%，而且还在逐年增加。
（3）CSR报告披露意愿情况。由表6可知：2011 ~ 2015年按照规定发布社会责任报告的公司数量分别为393、387、405、408和417，2015年比2014年多出9家；自愿披露的企业数量分别为189、257、276、293和321，2015年比2014年同比增长9.56%。以上数据显示，不论是应规还是自愿披露信息的企业数量都在逐年增加，最重要的是自愿披露信息的企业数量越来越多，表明企业社会责任感在不断增强。
（4）社会责任信息披露得分情况。由表7可知：2011 ~ 2015年的社会责任信息披露质量（CSRQ）标准差分别为12.942、12.838、11.748、11.735和11.945，从这五个数值我们可以看出，各年CSRQ的波动较为稳定；平均值分别为34.225、36.200、38.360、39.720到42.230，由此可以看出，社会责任信息披露质量（CSRQ）水平近年来在逐渐提高，主动公开发布社会责任信息和积极承担起社会责任所产生的显著意义，已被越来越多的上市公司认可。2011 ~ 2015年CSRQ的平均值的均值为38.146，该平均值反映了我国企业向社会高质量地公开社会责任信息的整体5）不同企业性质主要变量的描述性统计。通过对CSMAR数据库中《中国上市公司股权性质研究数据库》的股权性质文件整理分析，发现2110家样本公司中有1495个国企样本和615个非国企样本。随着国企高质量公开社会责任信息的要求逐渐提高，国家对国企在这方面的监管更为严格。从CFP的平均值来看，国企CFP的平均值为-0.016，略低于非国企CFP的平均值0.046。从CSRQ的平均值来看，国企CSRQ的平均值为39.908，明显高于非国企CSRQ的平均值36.717。具体描述如表8所示：
（6）不同行业属性主要变量描述性统计。由表9可知：通过参考2010版《上市公司环境信息披露指南》，发现2110个样本公司中有896个重污染行业样本和1214个非重污染行业样本。由CFP的均值可知，重污染行业企业的CFP均值为0.029，高于非重污染行业企业。由CSRQ的均值可知，与非重污染行业的企业相比，重污染行业的企业存在很高的环境风险，其所承担的环保责任也就相对较高，政府对其环保方面的监管也更加严格。统计结果表明，重污染行业的CSRQ的均值为39.958，高于非重污染行业。
（7）整体描述性分析。 由表10可知：CFP的平均值为0.000、标准差为0.353、极小值为-1.955、极大值为2.867，由此可以看出各样本公司的财务绩效水平相差比较大。CSRQ的极小值只有14.200，而极大值则达到87.900，平均值为38.146，与陈恋（2017）的统计结果相近，标准差为12.551，以上数据恰好说明目前我国CSRQ水平相差很大。从控制变量来看，CRE的极大值为1.345、极小值为0.014、平均值为0.511，可见样本公司的财务风险水平存在较大的差异。SIZE的极小值为19.541、极大值为28.509、平均值为23.130、标准差为1.461，表明样本企业规模总体差异不大。
（8）生命周期各阶段描述性分析。由表11可知：CFP均值呈倒U型分布，即CFP均值在成长期与衰退期较高，在成熟期不高。CSRQ在三个生命周期阶段的大体趋势相差不大，衰退期CSRQ数值偏低，相比衰退期，成长期与成熟期的CSRQ数值较高。因此，从生命周期视角剖析CSRQ具有重要意义。
3. 回归分析。
（1）企业生命周期阶段回归分析。对模型（1）运用Stata 13.1软件进行处理，结果如表12所示。由表12可知：从整体上看，整体调整后的R2为0.221，三个生命周期阶段的调整后的R2分别为0.145、0.198、0.257，说明模型（1）的拟合程度很好；整体F检验统计量观测值达到了81.87，三个生命周期阶段的F检验统计量观测值分别达到25.31、30.20和15.18，且与F值相对应的P值均可以近似看作0，表明三个模型均具有较高水平的显著性回归效果。整体来看，CSRQ的回归系数为0.002，T值为2.64，CSRQ与CFP关系的显著性水平为1%，与以往研究结论一致。成长期CSRQ的回归系数为0.001，CSRQ与CFP在5%的水平上显著，可以认为CSRQ对CFP有显著的积极影响，与H1相符。成熟期CSRQ的回归系数为0.002，CSRQ与CFP关系的显著性水平为5%，以上数据与成长期相呼应，而且CSRQ对CFP的影响也比较显著，与H2相符。在衰退期，CSRQ的回归系数为-0.003，但CSRQ与CFP的关系不显著，可知在衰退期CSRQ的提升会导致CFP水平下降，但这种影响并不显著，符合H3。
（2）国企与非国企各生命周期阶段的回归分析。由表13可知：
国企回归结果：成长期的CSRQ的回归系数为正，T值为1.97，显著性水平为5%；成熟期CSRQ的回归系数为正，T值为2.34，显著性水平为1%；衰退期CSRQ的回归系数为负，T值为-1.71，显著性水平为10%。研究结果表明，国企CSRQ与CFP的关系受到了生命周期因素的影响，且两变量关系的变化趋势符合H1 ~ H3。
非国企回归结果：成长期CSRQ的回归系数为正，T值为1.67，显著性水平为5%；成熟期CSRQ的回归系数为正，T值为4.26，显著性水平为1%；衰退期CSRQ的回归系数为正，T值为1.57，显著性水平为10%。由此可以看出，各生命周期CSRQ的回归系数均为正，在成熟期CSRQ与CFP的相关性最为显著。目前我国对企业社会责任信息披露的管理仍然处于较低水平，多数企业仍采用自愿披露的形式，所以一般情况下企业会选择性披露社会责任信息或不进行社会责任信息披露。在现有的监管机制下，这将使得非国企CSRQ与CFP的相关性不受企业生命周期因素的影响。综上所述，生命周期因素对国企CSRQ与CFP关系的影响程度较非国企更大。结论与赵存丽（2013）和付小敬（2013）的研究一致，与H4相符。
（3）不同行业属性各生命周期阶段的回归分析。由表14可知：
重污染行业回归结果：处在三个生命周期阶段的企业，其CSRQ的回归系数均为正，T值分别为1.51、1.72、1.49，均在10%的水平上显著。由此可以看出，重污染行业的上市公司在三个生命周期阶段，CSRQ的提高均能有效提升CFP，为企业创造价值和利益。由于环保指标占据CSRQ评分指标的较大比重，重污染行业企业的环境污染风险也就更高，国家对此监管更为严格，加之投资者对CSRQ水平重视程度逐渐提高，进而使得两者关系不因生命周期阶段的不同而波动。CSRQ的得分高，反映出上市公司的环保得分高，环保意识较强，投资者对上市公司的信任度提高，CFP也会随之提升。重污染行业的企业特性决定了生命周期因素对两变量关系的影响不大。
非重污染行业回归结果：成长期CSRQ的回归系数为正，T值为3.39，在1%的水平上显著；成熟期的CSRQ的回归系数为正，T值为2.02，在5%的水平上显著；衰退期CSRQ的回归系数为负，T值为0.93，不显著。从以上T值和显著性水平的变化可以看出，非重污染行业CSRQ与CFP关系的变化趋势符合H1 ~ H3。整体来看，生命周期因素对非重污染行业上市公司CSRQ与CFP关系的影响较重污染行业更大，结论符合H5。
六、结论与建议
（一）结论
文章从生命周期的视角出发，验证了衰退期社会责任信息披露质量（CSRQ）对企业财务绩效（CFP）的影响较小。在此基础上，进一步结合企业性质和行业属性，研究了国企和非国企、重污染行业与非重污染行业中两变量之间关系的差异。研究结果表明：生命周期因素对国企CSRQ与CFP关系的影响较非国企更大；与重污染行业相比，生命周期因素对非重污染行业上市公司CSRQ与CFP关系的影响更大。不足之处在于：本文仅仅分析了发布独立社会责任报告的上市公司的情况，未能充分研究所有上市公司，这可能无法综合反映我国企业的整体情况，因此存在一定的局限性；文章中CSRQ的指标选自RSK公布的社会责任报告评分表，由此限制了样本公司的选择存范围，因此可能会使研究结果存在偏差。
（二）建议
本文的结论丰富了社会责任信息披露质量（CSRQ）与财务绩效关系的研究成果，并为企业发布更高质量的社会责任报告指出了方向，同时检验了企业进行社会责任信息披露的现实意义。对于上市公司而言，应积极披露社会责任信息并承担相应的社会责任，同时兼顾企业自身的经济发展水平和财务状况。对于投资者而言，不仅要重视公司财务报告的真实性和可靠性，还应注意企业社会责任信息的披露，这有助于投资者做出有价值的决策。对于企业的监管部门而言，应当进一步加强社会责任信息披露的监管，并给予更具体的指导与规范，在指导企业真实地进行高质量的社会责任报告的基础上，严格跟进企业参与社会责任活动的后续情况，以期监督企业维持良好的财务水平与市场表现。
主要参考文献：
吴春雷，张娣．企业社会责任与财务绩效关系案例分析［J］．企业研究，2011（10）．
周丽萍，陈燕．企业社会责任与财务绩效关系的实证研究［J］．江苏社会科学，2016（3）．
陈玉清，马丽丽．我国上市公司社会责任会计信息市场反应实证分析［J］．会计研究，2005（11）．
王琦，吴冲．企业社会责任财务效应动态性实证分析——基于生命周期理论［J］．中国管理科学，2013（21）．
陈少华，陈爱华．企业生命周期划分及度量方法评析［J］．财会月刊，2012（9）．
王嘉玮．社会责任信息披露对财务绩效影响实证研究——基于生命周期理论［J］．财会通讯，2014（11）．
宋常，刘司慧．中国企业生命周期阶段划分及其度量研究［J］．商业研究，2011（1）．
陈恋．社会责任信息披露质量对权益资本成本的影响——基于生命周期视角［J］．科学决策，2017（1）．
赵存丽．不同企业性质的社会责任与财务绩效相关性研究［J］．会计之友，2013（1）.
王若晨，王桔子．基于因子分析法对沪深农业类上市公司财务绩效实证分析［J］．山东农业大学学报，2014（3）．
