社会责任对企业绩效的影响研究——基于环境会计信息披露视角

汤喆，程克群

（安徽农业大学经济管理学院，安徽合肥，230036）

近几年“绿水青山就是金山银山”这一可持续发展战略的提出将企业保护环境的热度推到最高，而我国制造业作为对环境污染最严重的行业，履行社会责任，担当环境保护标兵，是制造业公司不断稳固经营发展的必要首选（刘金彬等，2018）。［1］在大的舆论背景下，制造业公司因为其在生产制造过程大量地消耗资源，利用资源获利，且对环境对公众的污染和危害都是灾难性的，所以制造行业履行社会责任是整个社会乃至整个国家都非常关注的重点问题，稍有不当行为和疏忽错误，都会被舆论大众推到风口浪尖，随时都有丧失投资者的信任和股价崩盘的风险。

文章从企业社会责任角度出发，以沪深A 股制造业上市公司为样本探究其对经营绩效产生的影响，并研究环境会计信息披露在两者间的中介传导效应，为企业可持续发展提供参考依据。针对我国特殊制度背景，进一步研究在不同产权性质下，这种中介效应有何不同，为我国制度创新提供重要依据。

（一）社会责任与企业绩效

社会责任（Corporate Social Responsibility）这个概念最早出现在1924 年出版的Philosophy of Mαnαgement，Sheldon 在书中强调，企业在追求利益最大化的同时，还要履行对社会、对环境的责任。而直到1953 年，Bowen 在其著作《商人的社会责任》中才首次指出，CSR 行为应当是企业持续发展过程中的重要关注点。［2］Carroll（1979）将社会责任切分成金字塔模型，从经济、法律、伦理、资源四个方面归纳了企业应当履行的责任。20 世纪90 年代之后，利益相关者这一概念也与社会责任结合在同一范畴内考虑，企业在履行社会责任的同时不应仅限于股东，还要考虑外部责任投资者、社会大众和政府机构。20 世纪末，国内也开始出现研究社会责任的学术高潮，国内学者同样以利益相关者理论作为研究基础，贾生华、郑海东（2007）指出政府应当作为企业履行社会责任的推动者，形成协同作用。杨汉明等（2011）指出企业履行社会责任是进行可持续发展，长期存在的基础。关于社会责任与企业绩效，Peloza 评阅了100 多篇相关文献后，发现社会责任与企业绩效的关系不是统一的，有正相关有负相关，也存在不共线关系。［3］周虹综合整理了国际主流管理类杂志的300 多篇文献，发现大部分主流文献都认为社会责任与企业绩效之间存在正相关的关系。学者认为技术创新、管理改革、提升产品力对于企业提升经营绩效的上限在短时间内越来越有限，而企业勇于将自身存亡与社会大众联系到一起，履行社会责任将帮助企业突破经济增长瓶颈，成为一个有力的出发点。信号传递理论认为，企业履行社会责任会向外界传递积极的信息，获得一个良好的市场评价，会帮助企业获得更多的外部投资、更有力的政策扶持和更多消费者的青睐。利益相关者理论认为，企业不应该“股东至上”，政府、市场、消费者也同样是企业的利益相关者，乔海曙（2009）以金融企业为研究样本，胡亚敏、陈宝峰（2013）以农业企业为研究样本，以及相关学者在各个行业中的研究都证明了社会责任正向影响企业绩效。因此，提出假设：

H1：企业社会责任与企业绩效呈正相关关系。

（二）社会责任与环境会计信息披露

环境会计信息披露（Environmental Accounting Information Disclosure）简称为EADI，是企业在年报和社会责任报告中定量和定性地向外界传达为保护环境而作出的努力，是衡量企业履行环保义务的重要依据。制造企业为了树立企业形象，在社会大众中获取知名度和正向反馈，必须争当环境保护的“先头兵”，将环境会计信息披露作为履行责任的重中之重。刘海燕等（2017）的实证研究发现，社会责任的提高带来更好的内部控制质量，企业所有者更加乐于在环保方面多投入资金和责任心，根据社会交换理论，也会带来更多投资者的关注和良好的品牌形象。［4］环境责任披露的核心为环境会计信息，内部控制越好的企业，环境会计信息质量越高，因此，提出假设：

H2：企业社会责任履行质量的增加对EADI 起促进作用。

（三）社会责任、环境会计信息披露与企业绩效

企业的最终目的就是为了实现经济利益最大化，所以为了持续发展，管理层会抓住提高财务绩效的任何手段和工具，并且在国家发布环保政策的大环境下，制造业企业生产经营与环境资源保护相融合的战略方针已经成为主流，而提高环境会计信息披露的质量可以树立企业环保形象、增加融资手段、吸引高素质人才、提升消费者宽容度。企业环境会计信息披露的内容分为财务信息和非财务信息披露两个部分，国内学者蔡飞君等（2017）认为环境会计信息披露中的部分披露内容会对企业绩效产生正向作用。［5］高婷等（2018）以2009-2015 年沪深A 股上市公司为研究样本，发现企业提高EADI会带来更多的投资者关注，会获得更多的经营资本。［6］EADI 作为一个重要变量，在社会责任与企业绩效之间起着什么样的作用？因此，提出假设：

H3：EADI 在企业社会责任与财务绩效之间起中介作用。

同时，不同股权性质企业的目标和理念都存在很大的差别。国有企业有着明显的资源优势，管理层通常会选择经济增长稳定、风险偏低的发展战略，且对国家发布的政策有着很高的反应度。而非国有控股企业大多数有着很高的股权集中度，且实际决策人多为个人，在经营发展上通常会选择高杠杆高风险高收益的战略，对政策制度的敏感度不高。综上所述，提出假设：

H4：相比非国有企业，国有企业的社会责任促进企业绩效的效果更显著，EADI 的中介作用更明显。

（一）样本选择与数据来源

以2014—2018 年沪深A 股制造业上市公司为研究样本，并做出如下筛选：（1）剔除2014 年之后上市的公司；
（2）删除ST、ST*类上市公司；
（3）剔除年份期间缺失财务数据、润灵环球企业社会责任评价数据不全的公司。最终，筛选出1 420 家样本企业。为消除个别极端数据的影响，对样本数据进行Winsor1%的缩尾处理，缺失的数据由均值代替。这1 420 家样本企业中国有控股企业为990 家，占比为69%；
非国有控股企业有420 家，占比31%。样本财务数据均来自国泰安数据库（CSMAR），社会责任数据来自润灵环球企业社会责任评价报告，企业环境会计信息披露数据来源于企业年报和可持续报告、环境报告书手工统计获得，利用STATA软件进行实证分析。

（二）变量设计

1.被解释变量——企业绩效

盈利能力是体现企业经营状态的重要依据，参考学者TANG 和王珍义（2018）的研究结果，选取财务数据ROA、ROE 来作为衡量指标。［7］其中，用ROA 来作为衡量企业绩效的变量指标，并用ROE作为替代变量进行稳健性检验。总资产收益率（ROA）为净利润与总资产的比值，净资产收益率（ROE）为净利润与平均净资产总额的比值。

2.解释变量——社会责任

企业社会责任是企业在获得经济利益的同时对责任投资者、广大消费者、社会公众履行义务的体现。润灵环球责任公司于2007 年成立，自主研发了国内首个上市公司社会责任报告评级系统，并在每年末汇报A 股上市公司社会责任评级报告。润灵环球从经济—社会—自然—治理四个维度对上市公司进行全方位的可持续发展评级，并为社会提供客观量化的评级信息。本文借鉴李白兴等研究方法，采用RKS 评级指数来衡量社会责任，并对评级数值作对数处理。［8］

3.中介变量——环境会计信息披露质量

本文借鉴李源学者的研究［9］，依据社科院发布的《中国企业社会责任报告指南》和环保总局发布的《环境信息公开办法》等文件，结合我国制造业上市公司的经营特性，从披露内容和披露方式两个方面，构建5 个一级指标，20 个详细披露信息对环境信息披露进行定量与定性相结合的综合评价，评价指数越大表明环境会计信息披露水平越高，见表1。

表1 EADI 评价指数

4.控制变量

借鉴国内外学者的研究，选取期末年度资产总额代表企业规模；
采用独立董事人数在董事会中所占比例来代表独立董事规模；
选取资产负债率来衡量偿债能力；
选取第一大股东持股数在总股数中比例来代表股权集中度；
根据程翠凤模型，将营业收入增长率、董事长与总经理是否两职合一作为控制变量。［10］具体变量名称和定义如表2 所示。

表2 变量说明

（三）模型构建

借鉴学者温忠麟、叶宝娟的中介效应检验模型三步法［11］，根据假设H1、H2、H3、H4，构建如下模型：

1.社会责任与企业绩效

2.社会责任与环境会计信息披露

3.社会责任、环境会计信息披露与企业绩效

其中，α为常数项，βi为模型回归系数，ε代表残差项。针对不同产权性质，将国有企业与非国有企业分组分别通过三个模型检验，探究环境会计信息披露质量在不同产权性质下，对社会责任与企业绩效间中介作用的差异性。模型通过面板数据Hausman 检验，结果显示应选择固定效应模型。

（一）描述性统计

由表3 可知，总资产收益率（ROA）的均值为0.0369，标准差为0.0541，表明我国制造业上市公司经营业绩良好；
社会责任（CSR）的标准差为0.2607，最大值与最小值相差1.4059，说明样本企业中各公司的社会责任履行质量相差较大，润灵环球的评价指数相差较大，存在个别公司社会责任履行懈怠问题；
环境会计信息披露质量最大值为16，最小值为0，均值为7.0042，样本公司环境会计信息披露情况相差很大，有个别公司不会自主性地向社会披露环保情况，整体有待提升，标准差更是达到4.207 3，也就是说样本企业中环境会计信息披露水平非常不平衡。控制变量中，资产负债率（LEV）的最大值为0.926 4，表明样本在个别企业存在一定程度的融资约束，均值为0.498 1，样本企业整体偿债能力良好，没有太大财务风险；
企业规模（SIZE）标准差为1.307 0，说明样本企业资产总量差距较大；
公司成长性（GROWTH）最大值为8.956 8，最小值为-7.909 0，样本企业经营状况相差较大，均值为0.077 2，表明样本整体正处于高速发展时期，有一定的发展潜力；
独立董事规模（IND）均值0.426 7，最小值0.328 6，符合国家规定标准；
极大股东持股比例（TOP1）均值为37.44%，表明样本企业股权集中度较高；
从两职合一（DUAL）情况来看，样本企业有15.5%的企业存在两职合一情况。

表3 各变量描述性统计

（二）相关性分析

为验证变量选择的合理性，根据表4 变量相关性分析可知，两两变量之间的相关系数均小于0.5，表明样本数据不存在明显的多重共线性。社会责任与总资产收益率的回归系数为0.131，在1%的水平下显著相关，表明企业CSR 行为会提高企业绩效，初步验

表4 各变量相关性分析

证假设H1；
CSR 与EADI 的回归系数为0.015，

通过5%水平下的显著性检测，表明社会责任与环境会计信息披露质量之间呈正相关，初步检验假设H2。企业规模、成长性、独立董事规模、股权集中度与企业绩效正相关，偿债能力与企业绩效回归系数为-0.44，在1%的水平下负相关，各个控制变量都与企业绩效存在明显的相关性，较为合理。

（三）回归结果分析

1.社会责任对企业绩效的影响

根据表5 中模型一的回归结果，社会责任与企业绩效的回归系数为0.007，在1%的水平上正向显著，从经济意义上来说，企业社会责任指数每提高1%，总资产收益率增加0.007%。企业社会责任履行质量越高，向责任投资者和消费者传达企业积极负责的形象，扩大影响力，利于企业长期经营，验证了假设H1，即我国制造业上市公司企业社会责任的增加对企业绩效有明显的促进作用。

表5 回归结果

2.社会责任对EADI 的影响

由模型二可知，CSR 与环境会计信息披露质量是正相关的，在1%的水平上显著，两变量之间回归系数为3.138 8，表明社会责任指数每提高一个单位，企业EADI 质量提高3.138 8 个单位。制造业上市公司社会责任履行质量也部分体现在向外发布的社会责任报告和可持续发展报告中，越高的社会责任则带来更高的环境会计信息披露质量。

3.社会责任、EADI 与企业绩效

模型三加入环境会计信息披露这一变量作为中介变量分析，借鉴温忠麟的中介效应检测三步法［12］。模型一中CSR 的回归系数为0.000 7 且在1%的水平下显著，模型二中的社会责任（CSR）和模型三中的环境会计信息披露（EADI）的回归结果均在1%的水平下显著，表明社会责任对企业绩效的影响有一部分是通过中介变量EADI 实现的。模型三中，CSR 的回归系数为0.007 且在1%的水平上显著，绝对值小于模型一中回归系数0.007 的绝对值，拟合优度较好，表明EADI 在CSR 与企业绩效中起到部分中介作用。模型三引入EADI 这一变量后，控制变量的回归结果如同模型一，社会责任与企业绩效仍呈显著的正相关，且相较于模型一的CSR 回归系数有所提升，说明CSR 通过提高EADI增加了对企业绩效的促进作用，验证了假设H3。

4.不同产权性质的分组回归

将制造业上市公司根据不同产权性质分成国有控股组与非国有控股组进行分组回归，探究环境会计信息披露在不同股权性质中对于社会责任与企业绩效起到的中介作用。回归结果如表6 所示，模型一中国有控股和非国有控股企业的CSR 均与ROA 呈正相关，在1%的水平下显著。模型二中，国有控股企业社会责任与环境会计信息披露回归系数为3.223 3，在1%的水平下显著，而在非国有控股企业中，社会责任与环境会计信息披露回归系数为1.577 9，在10%的水平下显著，说明相较于非国有控股企业，国有控股企业的CSR 对EADI 的促进作用更为显著。由于国有股权公司更加响应国家政策和规定，在履行社会责任方面起着带头作用，维护国企形象，在投资者与消费者之间的信誉度更高，对企业绩效的影响更加显著。

表6 不同产权性质的分组回归结果

模型三中加入中介变量EADI，国有控股企业与非国有控股企业的CSR 与EADI 均显著，社会责任与企业绩效之间仍呈正相关关系。在国有控股组中，社会责任（CSR）的回归系数在模型三中为0.064 7，绝对值小于模型一的0.066 5，且都在1%的水平下显著，模型三的拟合优度较好，说明国有控股企业的社会责任通过促进环境会计信息披露提高了企业绩效，中介效应占比为3.223 3*0.005/0.066 5=24.24%。在非国有控股组中，社会责任（CSR）的回归系数在模型三中为0.016 9，绝对值小模型一的0.018 7，模型三中EADI 的回归系数在10%的水平下显著，模型三的拟合优度较好，说明非国有控股中EADI 同样起着中介作用，中介效应占比为1.577 9*0.001 8/0.018 7=15.19%。根据表6分析可知，相比于非国有股权企业，国有控股企业的社会责任更加促进EADI，EADI 在社会责任与企业绩效中间的中介作用更加显著，验证了假设H4。

（四）稳健性检验

本文采用替换被解释变量的方法来验证以上回归结果的稳定性，将总资产收益率（ROA）替换为净资产收益率（ROE），回归结果如表7 所示。社会责任与企业绩效和环境会计信息披露都呈正相关，模型三引入中介变量后，CSR 与EADI 的回归系数均在1%的水平下显著，拟合优度较好，说明社会责任通过促进EADI 提高了企业绩效，验证了EADI的中介作用，证实了文章结论的稳健性。

表7 稳健性检验

保护环境，爱护资源是可持续发展的重点，以2014—2018 年沪深A 股制造业上市公司为研究样本，实证分析了社会责任、环境会计披露与企业绩效的关系，得出以下结论：第一，制造业上市公司社会责任与企业绩效呈显著正相关关系。第二，社会责任与环境会计信息披露呈显著正相关，社会责任显著提高了环境会计信息披露的质量。第三，社会责任通过促进环境信息披露质量提高了企业绩效，环境会计信息披露在社会责任与企业绩效的关系中起中介作用。第四，相比非国有企业，国有控股企业的社会责任更能促进企业绩效，环境会计信息披露的中介作用更明显。结合以上研究结论，对我国制造业上市公司的可持续发展提出以下建议：第一，制造业企业要提高管理层的责任感和思想觉悟，积极履行社会责任，在短期内虽然会耗费资本，但是长期来看会带来更多的政策扶持和市场关注度，从而带来更好的经营成果。企业在履行社会责任时要提高环保责任的首位度，加大对环境资源保护的投入力度，全面详细地向社会披露环境会计信息，树立形象，实现双赢。第二，政府要加大对企业CSR 行为的约束力，加大奖励政策，针对非国有控股企业，政府要制定更加细节严谨的法律制度，提高非国有控股企业社会责任践行度。第三，加大媒体公众的舆论力度，加强监督力度，对不履行社会责任和环境会计信息披露质量差的企业不偏不倚地报道，加大舆论压力，提高企业的责任感。

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