社会责任信息披露与融资约束*
——基于强制披露时代的证据

南京理工大学经济管理学院 徐光华 谢 琪 钟 马

社会责任信息披露与融资约束*
——基于强制披露时代的证据

南京理工大学经济管理学院 徐光华 谢 琪 钟 马

2009年中国证券市场进入公司社会责任信息的强制披露时代，已有文献发现强制导向披露造成“双刃剑”效应，一方面向市场提供非财务信息，有利于削弱信息不对称，另一方面也给非股权利益相关者带来了社会责任压力，过度挤占公司资源。本文发现，在强制导向时代，中国社会责任信息披露无法削减融资约束；进一步研究发现，在投资不足和高融资约束情境下，社会责任信息披露仍无法有效削减融资约束，无法支持前人基于自愿披露时代发现的社会责任信息披露对融资约束的削弱现象。本研究对于加深中国强制导向社会责任信息披露制度的认识具有借鉴意义。

公司社会责任披露 强制导向 融资约束

一、引言

2008年底，沪深两市开始强制要求特定板块上市公司进行公司社会责任信息（CSR）披露，并鼓励其他公司进行自愿性披露。相较于2006年原制度，该制度除了强制要求部分上市公司进行社会责任信息披露外，还对信息披露的具体形式提供了详细的指引。

此政策的颁布，为学者研究社会责任制度变更提供了一次绝佳的自然实验观察的机会，Hung et al（.2013）、Hung &Wang（2014）、钟马&徐光华（2015）的研究发现，强制披露政策虽然可以削减公司面临的信息不对称水平（Hung et al.（2013））、显著提升投资效率和缓解过度投资问题（钟马&徐光华（2015）），但同时也会造成企业价值、投资支出下降（Hung&Wang（2014）），投资不足问题也无法得到有效缓解（钟马&徐光华（2015））。

此外，已有中国CSR信息披露经济后果研究，大都局限在前强制披露时代（程新生et al（.2012）、李姝et al（.2013）、何贤杰et al（.2012）、沈洪涛et al.（2011）等）。中国社会责任信息披露在企业融资方面的经济后果研究目前仅见何贤杰et al（.2012），其研究证据发现，社会责任信息披露可以有效降低信息不对称水平，缓解公司融资约束问题。但是，他们的研究存在以下问题：首先，样本区间为2008至2009年，样本时期较短，且取样期间为自愿到强制导向的过渡时期，研究结论在强制披露时代的可推广性存疑；第二，其研究设计仅使用Almeida et al.（2004）的现金-现金流敏感性模型观察融资约束，结论的稳健性仍值得商榷。

二、理论分析与研究假设

已有的社会责任信息披露经济后果研究证据认为，披露导向（是否强制）会影响CSR披露的经济后果。首先，自愿导向经济后果研究文献较为统一地支持了CSR披露的积极作用。例如在公司融资成本降低方面，Dhaliwal等、Plumlee等基于北美资本市场，Reverte等基于西班牙资本市场，李姝等基于中国2007至2010年（主要是前强制披露时代）资本市场，发现CSR披露会显著降低企业股权融资成本。无形资产提升方面，Grougiou等对美国敏感行业上市公司的研究发现，CSR披露有利于敏感行业公司规避某些诉讼风险。沈 洪涛等基于中国前强制披露时代（08至09年）的研究支持CSR披露有利于公司建立更好的声誉。在信息沟通效率提 升方面，Aerts等、Vanstraele等的研究证据支持自愿性CSR相 关披露有助于提升市场信息沟通效率。但是在基于强制导 向的市场研究中证据较为矛盾。Dhaliwal等基于多国资本市 场，同时包括强制和非强制导向的国家和地区的资本市 场，发现CSR披露会显著降低企业股权融资成本，但是削减 效应的水平与区域股权保护法制化建设水平相关。Dong等 基于强制导向的荷兰资本市场发现，高信息质量的公司社 会责任报告有助于提升分析师对公司的追踪水平，降低公 司债务融资的展期风险。而Hung等针对中国CSR强制披露 政策的准实验研究发现，公司在进行CSR披露后信息不对 称水平显著下降。但是，Hung等的进一步研究表明强制CSR披露存在显著的负面效应，被强制披露CSR的公司市场价 值、财务绩效、投资支出等在披露后发生显著下降，他们认 为这与CSR披露导致企业面临的CSR压力增大，从而导致 资源被CSR活动挤占有关。钟马等针对投资效率进行的进 一步研究发现，强制CSR披露会显著提升企业投资效率，但 是这一效应在投资不足情境下并不显著。以上证据充分说 明强制导向CSR披露政策的两面性，一方面提升市场内部 信息沟通效率，完善和稳定企业利益相关者之间的契约关 系，但同时改变原有利益相关者之间的话语权平衡，迫使 公司向CSR活动投入更多的资源。 回顾已有的中国CSR披露经济后果研究，目前主要研 究结论均是建立在前强制披露时代（2009年以前），例如程 新生等发现CSR信息披露对投资效率的提升现象，其样本 时期为05至09年；陶文杰等发现高媒体关注度下的CSR信 息披露对财务绩效存在提升效应，但是研究对象仅局限在2009年的上市公司CSR报告中，此时强制制度刚开始实施； 李姝等、何贤杰等、沈洪涛等的研究样本区间同样主要基 于2009年前的自愿披露时代。伴随着2009年中国强制导向CSR披露制度的实施，以上研究结论的可推广性存疑。 自愿导向与强制导向CSR信息披露的影响路径存在异同。首先，基于信息不对称理论，无论是自愿导向还是强制导向，CSR信息披露均可以直接向市场传递有价值的增量信息，这有利于降低信息不对称程度，降低逆向选择和道德风险带来的问题。目前，对于强制时代中国CSR披露的信息有效性存在双重证据，但整体更为支持其信息具有实质性作用。Kuo等使用内容分析法对于2009年CSR报告披露信息进行分析，发现41%的样本无法向外部利益相关者提供有效信息，仅有17%能够提供具体的量化信息，但是内容分析法的应用存在主观性较高的问题；Hung等使用更严谨的准实验研究法，发现被强制要求披露CSR信息的上市公司在披露后面临的信息不对称水平显著下降；钟马等发现强制时代的CSR信息披露可以有效改善公司投资效率，尤其是对公司过度投资问题的缓解。因此，基于信息传递路径，强制导向时代CSR披露可以提供有效的信息增量，削减公司信息不对称水平，进而有助于缓解公司的融资约束问题。但是，基于利益相关者理论，自愿和强制导向的CSR披露存在较大差异。CSR信息披露虽然惠及民众和政府等非股权利益相关者，但是主要成本是由股权利益相关者承担，这种成本包括披露信息收集、报告鉴证等直接成本，也包含股权利益相关者与其他利益相关者的利益冲突造成的间接成本。在自愿导向下，股权利益相关者可以基于自身利益的角度根据披露的成本和收益决定是否要求公司对CSR进行披露。但是在强制导向下，即使披露成本大于收益，公司仍不得不披露，此时会损害公司股权利益相关者的利益，影响公司的市场价值。例如Hung等发现低消费者感知度、重污染行业的公司在强制披露政策实行后，企业价值和绩效的损失水平更高。而在自愿披露导向下，此类公司可以选择不进行披露，降低股东价值的损失。因此，在此传导路径下，强制CSR披露可能会加剧公司融资约束问题：强制导向CSR披露制度迫使公司将更多信息暴露给非股权利益相关者，这导致非股权利益相关者给公司来带更高的CSR活动压力，迫使公司将更多的资源分配给CSR活动，这种资源挤占将会抵消信息传递路径下CSR信息披露对于融资约束的削减效应。因此，在强制导向时代CSR披露是否能有效降低公司面临的融资约束问题，有待于进一步的检验。据此，本文提出假设1。

假设1：社会责任信息披露与公司融资约束负相关

三、研究设计

（一）样本选取与数据来源 本文研究样本区间为2010年至2013年，分析使用的样本数据除产权属性来源于Wind金融分析数据库，市场化指数及其子指数来源于樊纲外，其余的所有数据均来自国泰安公司的中国资本市场研究数据库（CSMAR）。本文对原始数据进行以下预处理：第一，由于金融行业与其他行业的经营业务、财务报表披露等存在重大差异，故剔除所有金融行业的样本观测值；第二，剔除存在数据值缺失的样本观测值；第三，被ST标识的上市公司，往往其财务状况存在重大异常，故此类样本公司的观测值也被剔除；第四，为了控制极端变异值的对估计结果的干扰，本文同样对处于0%至1%之间以及99%至100%之间的样本观测值进行缩尾处理。最后，本文所得到的样本观测值总数为7869个。根据Chen et al.（2011）模型区分出的投资不足样本为5101个。

（二）变量定义 在不同的融资情境中，公司融资约束的状况改善存在较大差异Xu et al.（2013）。处在高融资约束情境下的公司对于CSR披露更为敏感。参考Xu et al.（2013）的做法，本文使用四种融资约束衡量指标，按照中位数水平将样本区分为高融资约束组和低融资约束组。融资约束衡量的定义分别为：（1）融资约束指标FC1，使用上市时间代理，上市时间更长的企业面临更低的融资约束Baker et al.（2003）；（2）融资约束指标FC2，使用企业资产规模代理，资产规模更大的企业面临更低的融资约束Almeida &Campello（2007）；（3）融资约束指标FC3，使用企业现金持有量代理，现金及等价物持有量更高的企业面临更低的融资约束王彦超（2009）；（4）融资约束指标FC4，使用资产有形性代理，资产有形性更高的企业面临更低的融资约束Almeida&Campello（2007）。

表1 变量定义

（三）模型构建 首先，对于融资约束的衡量，参考Fazzari et al.（1988）和Almeida et al.（2004）的研究，分别使用投资-现金流敏感性模型和现金-现金流敏感性模型来进行衡量，原因如下：第一，何贤杰et al.（2012）基于前强制时代样本检验亦使用现金-现金流敏感性模型，本文使用类似的方法，可以与其研究结论进行更好的对比；第二，国际上虽然使用KZ指数Kaplan&Zingales（1997）、WW指数Whited&Wu（2006）等，此类指标通过使用财务指标的线性组合来衡量企业融资约束的程度，但是此类指数的本土适用性问题仍然值得怀疑喻坤et al.（2014）。参考Fazzari et al.（1988）的研究，本文将投资-现金流敏感性模型设定为以下形式：

其中，被解释变量为第t期期初总资产加权的固定资产、无形资产和其他长期资产的净变动额；CFO为期初总资产加权的息税前利润总额与折旧、摊销之和；CSRreporting为标示是否进行社会责任披露的虚拟变量，披露时取值为1，否则为0；Qvalue为企业托宾q值，用来代表发展机会。以上变量是Fazzari投资-现金流模型的基本要素。其他控制变量包括Size为企业当期总资产的自然对数；Age为上市时间的自然对数；Lev为企业财务杠杆，使用资产负债率代替。另外，控制公司的个体效应和年度效应。如果社会责任信息披露可以显著削弱企业投资面临的融资约束，那么CSRreporting与CFO的交互项系数β3应该显著为负，即降低投资-现金流敏感性。

参考何贤杰et al.（2012）和Almeida et al.（2004）的研究，我们将现金-现金流敏感性模型设定为以下形式：

其中，为第t期现金持有量变动额，等于总资产加权的公司现金及现金等价物价值；CFO为企业总资产加权的经营净现金流，CSRreporting为标示是否进行社会责任披露的虚拟变量，披露时取值为1，否则为0；Qvalue为企业托宾q值，用来表示发展机会。其他控制变量与何贤杰等保持一致，Size为企业当期总资产的自然对数；△STD为短期流动负债变动，等于总资产加权的当期流动资产变动；△NWC为营运资本变动，等于总资产加权的营运资本变动额。

钟马&徐光华（2015）发现强制披露CSR对于投资不足的改善并不显著，他们认为这是由于强制导向的CSR披露的双面性所造成的。为了对他们的推测进行佐证，本文对投资不足情境下融资约束的变化进行分析。如果他们的推论正确，在投资不足的公司中，CSR信息披露不会带来融资约束的显著改善。本文使用Chen et al.（2011）在Biddle模型Biddle et al.（2009）基础上改进的模型来区分投资情境，模型的设定如下：

回归残差ε为正的观测值样本属于过度投资情境，残差为负的属于投资不足情境。

参考Hung et al.（2013）、Hung&Wang（2014）、钟马&徐光华（2015）的做法，我们使用准实验自然研究法，利用一个双重差分（DID）设计来观察融资约束变化。与前人研究设计保持一致，我们使用2006至2008年为前政策观察时期，2009至2011年为后政策观察时期。模型设定为如下形式：

对于因变量融资约束，我们使用喻坤et al.（2014）借鉴Rajan&Zingales（1998）所构建的外部融资依赖度（External Finance Dependence，EFD）来代理企业面临的融资约束。其中，外部融资依赖度的构建如下：

其中，调整后现金流等于经营性现金流加上企业存货减少额、应收账款减少额、应付账款增加额；资本支出为当期固定资产、无形资产等长期资产支出额。虚拟变量Mandatory用来标识是否披露公司社会责任，披露时取值为1，否则为0；虚拟变量Post用来标识时期，在2009至2011年取值为1，否则为0；因此，交互项Mandatory*Post的系数即是公司社会责任披露对于融资约束影响效果估计。

同时，我们仍使用Biddle模型来区分投资情境，投资不足情境下的回归结果报告于下表列（2）。对于高融资约束的定义与主分析一致，分别使用上市时间、企业资产规模、现金持有量、资产有形性的年度行业中位数水平来区分是否存在高融资约束。

四、实证分析

（一）描述性统计 表3为预处理后本文所使用的连续性变量的描述性统计。从中可以看出，因变量Invest的均值水平为6.324，意味着在样本期间，全体样本公司平均每年的投资水平占公司总资产水平的6.324%。因变量△Cash的均值为-0.012，说明当期的现金持有量变动额下降占总资产的1.2%。净经营现金流CFO的均值等于0.055，说明全体样本公司平均每年的净经营现金流约为企业总资产的5.5%。虚拟变量CSRreporting的均值为0.26，说明大约26%的样本公司对社会责任信息进行披露。Qvalue的均值为1.903，意味着全体样本公司平均每年的总市值约为账面价值的1.903倍。财务杠杆Lev的均值为0.591，意味着样本公司年均资产负债率为0.591。而公司资产规模Size和上市时间Age均为对数后的变量，均值和中位数不存在显著差异。△STD的均值为0.02，意味着公司当期流动资产增加额占总资产的2%。△NWC的均值为0.025，意味着公司当期营运资本的增加占总资产的2.5%。此外，所有变量的均值与中位数差异均不是很大，说明本文使用的变量不存在严重的分布偏倚问题。

（二）回归分析 （1）基于全样本情境的分析。表4为基于全样本的回归结果，如果强制社会责任信息披露可以有效削弱企业面临的融资约束，那么交互项CSRreporting*CFO的系数应显著为负。列（1）和（2）为投资-现金流敏感性模型的回归结果，因变量为投资总量Invest。其中列（1）为仅包含基本控制变量的投资-现金流敏感性的回归结果，交互项CSRreporting*CFO的系数为-2.003，但是并不显著（t=-1. 03）；列（2）为控制全部变量后的投资-现金流敏感性的回归结果，交互项CSRreporting*CFO的系数为-2.118，同样不显著（t=-1.10）。以上分析表明，社会责任信息披露无法有效削弱投资现金敏感性。列（3）和（4）为现金-现金流敏感性模型的回归结果，因变量为现金变化额△Cash。列（3）为基本控制变量下的回归结果，交互项CSRreporting*CFO的系数为-0.103，但是并不显著（t=-1.37）；列（4）为控制全部变量后的现金-现金流敏感性的回归结果，交互项CSRreporting*CFO的系数上升为-0.060，同样不显著（t=-0. 94）。社会责任信息披露无法有效削弱现金-现金敏感性。综上所述，在强制披露时代，社会责任信息披露对公司投资面临的融资约束问题并没有显著影响。

表4 全样本下CSR披露对融资约束的影响

（2）基于投资不足情境的分析。表5为投资不足情景下的回归结果，如果社会责任信息披露可以有效减弱企业面临的融资约束，那么交互项CSRreporting*CFO的系数应显著为负。列（1）和（2）为投资-现金流敏感性模型的回归结果，因变量为投资总量Invest。其中，列（1）为仅包含基本控制变量的投资-现金流敏感性的回归结果，交互项CSRreporting*CFO的系数为0.318，但是并不显著（t=0.47）；列（2）为控制全部变量后的投资-现金流敏感性的回归结果，交互项CSRreporting*CFO的系数为0.405，同样不显著（t=0.60）。以上分析表明，在投资不足情景下，社会责任信息披露无法有效削弱投资现金的敏感性。列（3）和（4）为现金-现金流敏感性模型的回归结果，因变量为现金变化额△Cash。列（3）为基本控制变量下的回归结果，交互项CSRreporting*CFO的系数为-0.033，但是并不显著（t=-0. 32）；列（4）为控制全部变量后的现金-现金流敏感性的回归结果，CSRreporting*CFO的系数为-0.027，同样不显著（t=-0.37），社会责任信息披露无法有限削弱现金-现金流敏感性。综上所述，在投资不足的情景下，社会责任信息披露对公司投资面临的融资约束问题没有显著影响。

表5 投资不足情境下CSR披露对融资约束的影响

（3）基于高融资样本的分析。为了进一步分析社会责任信息披露在高融资约束公司中是否能发挥作用，我们使用4种融资约束指标进行分组检验，相关结果报告于表6中，其中列（1）、（3）、（5）、（7）为投资-现金流敏感模型的回归结果，其余各列为现金-现金流敏感模型的回归结果。首先，列（1）和列（2）为使用公司上市时间衡量融资约束的分组结果，上市时间越短的公司面临的融资约束越大，在投资-现金流敏感模型下为-2.904（t=-1.12），现金-现金流敏感性模型下系数为-0.122（t=-1.45），均不显著。列（3）和列（4）为使用公司资产规模衡量融资约束的分组结果，资产规模越小的公司面临的融资约束越大，在投资-现金流敏感性模型下为-4.575（t=-1.63），现金-现金流模型下系数为0.124（t=0. 85），均不显著。列（5）和（6）为使用现金持有量衡量融资约束的分组结果，公司的现金持有量越低，面临的融资约束越大，在投资-现金流敏感性模型下为-2.924（t=-0.89），现金-现金流模型下系数为0.051（t=1.02），均不显著。列（7）和（8）为使用公司资产有形性衡量融资约束的分组结果，公司资产有形性越低，面临的融资约束越高，在投资-现金流敏感性模型下为-3.312（t=-1.07），现金-现金流模型下系数为0.051（t=0.50），均不显著。以上证据表明，社会责任信息披露无法在高融资约束公司中发挥作显著用。

表6 高融资约束情境下CSR披露对融资约束的影响

（三）稳健性检验 （1）替换性研究。在表7中的列（1）为使用全样本回归的结果，交互项CSRreporting*Post的系数虽然为负值（-2.022），但是t值仅为-1.18，无法通过显著性检验。列（2）的投资不足情境的回归结果显示，交互项CSRreporting*Post的系数也同样为负值（-2.928），无法通过显著性检验（-0.92）。以上证据说明，无论是全样本还是投资不足样本，社会责任信息披露均无法显著降低融资约束。列（3）为使用上市时间为依据的融资约束分组，时间越短的公司面临越高的融资约束，交互项CSRreporting*Post的系数为1.471，但不显著。列（4）为依据公司规模进行的融资约束分组，规模较小的公司面临更高的融资约束，系数为正（0.346），但同样不显著。在列（5）和列（6）为分别使用公司现金持有量和资产有形性水平进行的融资约束分组，现金持有量水平较高、有形资产比例较高的公司面临更低的融资约束，交互项CSRreporting*Post的系数虽然为负，分别为-1.471和-0.712，但t值仅为-0.49和-0.29。以上证据表明，即使在高融资约束组中，社会责任信息披露仍无法显著降低公司融资约束水平。此轮稳健性检验结果表明，即使使用替换性研究设计，社会责任信息披露仍无法显著降低公司融资约束水平，与先前的主分析结果基本保持一致。（2）关键变量的替换性计算。首先，对于企业投资支出进行替换性计算，参考Richardson（2006）的方法计算“新增投资额”来衡量企业总投资，然后计算非效率投资额。“新增投资”的定义为：现金流量表中“购建固定资产、无形资产和其它长期资产所支付的现金”减去“处置固定资产、无形资产和其它资产所收到的现金净额”再减去折旧与摊销，最后除以期初总资产，稳健性检验结果与主分析结果基本一致，社会责任信息披露无法有效降低企业融资约束。第二，对企业增长机会进行替换性计算，参考喻坤et al.（2014）的研究，本文使用行业托宾Q来衡量企业投资机会，其中行业托宾Q值由行业内企业资产规模加权的Tobin Q值计算得出，稳健性检验结果与主分析结果基本一致，社会责任信息披露无法有效减低企业融资约束。第三，对于企业现金流进行替换性计算，参照Xu et al.（2013）的研究，使用企业总资产加权的净利润来代理现金流，稳健性检验结果与主分析结果基本一致，社会责任信息披露无法有效减低企业融资约束。第四，使用外部融资依赖度（External Finance Dependence，EFD）来对企业面临的融资约束进行分组，高融资约束组下CSR披露仍然无法有效缓解融资约束。

表7 替换性研究设计DID模型回归结果

五、结论

研究发现，在强制导向时代，社会责任信息披露无法显著削减融资约束。进一步的研究发现，在投资不足情境和高融资约束情境下，社会责任信息披露仍无法显著削减融资约束，无法支持前人基于自愿披露时代发现的社会责任信息披露对融资约束的削弱现象。本文的局限性主要在于：受限于客观条件，我国仍缺乏公认性较强的社会责任信息质量评级数据库，同时基于内容分析法的社会责任信息质量的定义过分依赖主观经验性，本文无法基于不同社会责任信息质量而展开进一步的分析。

*本文系国家自然科学基金项目（项目编号：71172104、71472088、71572075）；南京理工大学自主科研项目（项目编号：30920140132040）；江苏省研究生创新工程项目（项目编号：CXZZ13_0227）

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（编辑 文 博）