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《當代經濟研究雜志》2014年第六期

一、研究設計

1．樣本選取及數據來源本文以滬、深兩市2007～2011年的A股上市公司為研究樣本，并借鑒國內已有研究對樣本進行了如下調整:(1)剔除金融類上市公司，因為金融類上市公司財務報表的具體內容及列報方式有其特殊性，不同于其他類上市公司;(2)剔除各指標五年中數據不完整的樣本;(3)對Tobin’q、構建CSR指標的變量及控制變量進行Winsorize處理。調整后，最終得到1180家公司5年的面板數據。本文除機構投資者持股數據來自RESSET數據庫外，其他數據均來自國泰安(CSMAR)數據庫;并使用Stata12．0對數據進行處理分析。

2．模型與變量設計(1)公司治理與企業社會責任本文借鑒Harjoto和Jo的模型，構建第一階段模型檢驗公司治理對企業社會責任的影響，模型如下:其中，i表示第i家公司，t表示第t期，ε表示隨機擾動項。被解釋變量為企業社會責任(CSR)。本文借鑒陳智和徐廣成的社會責任貢獻指數體系計算社會責任貢獻指數，即企業社會責任貢獻=分配的利潤和股息+利息支出總額+支付給職工以及為職工支付的現金+支付的各種稅費－返還的稅費+采購商品的支出+營業成本+捐贈贊助等支出。由于企業社會責任貢獻指標中各因素對社會責任貢獻大小所起的作用不同，所以，應對各因素賦予不同的權重。本文以各因素在社會責任貢獻中的比例為權重，計算得到修正的社會責任貢獻，即社會責任貢獻指數(CSR_index)=修正的社會責任貢獻/企業總資產。以其中位數為劃分標準，將企業社會責任劃分為強和弱。其中，解釋變量高管薪酬(MS)為前三位高管薪酬總額的對數;高管持股比例(CEOSHR)為高管持股股數占全部股數的比例;董事持股比例(DIRSHR)為董事所持股數占全部股數的比例;機構投資者比例(PIS)為機構投資者持股股數占全部股數的比例，其中機構投資者包括基金、券商、券商理財產品、QFII、保險公司、社保基金、企業年金、信托公司和財務公司。獨立董事比例(DR)為獨立董事人數占董事會人數的比例;董事長與總經理兩職合一(DUAL)是指董事長兼任總經理的情況，當董事長兼任總經理時，賦值為1，否則賦值為0。最后，本文設計了行業控制變量(Industry)，根據證監會的行業分類代碼對企業進行分類。(2)社會責任與企業價值本文建立固定效應模型來研究企業履行社會責任對企業價值的影響，具體模型如下:其中，被解釋變量企業價值(Tobin’q):Tobin’q=企業價值/企業重置成本=(股權市值+債權市值)/總資產的賬面價值。李義超、蔣振聲認為非流通股股權市值應該用流通股股價代替計算。而蒲自立、劉芍佳卻認為非流通股股權市值應該用凈資產來代替計算。鑒于我國資本市場中股票價格存在不同程度的波動，因而，本文采用凈資產值來替代計算非流通股股權市值。對于債權價值方面的計算，本文借鑒劉子旭等的觀點，用凈債務價值來替代計算債權價值。因此，本文的Tobin’q為:Tobin’q=(股權市值+凈債務市值)/期末總資產。解釋變量企業社會責任(CSR_index):其計量方法與模型1中的計量方法相同。其中，n表示滯后期。控制變量公司規模(SIZE)為員工總人數的對數;財務杠桿(LEV)是資產負債率，為負債總額除以資產總額的比值;資產收益率(ROA)為凈利潤除以總資產的比值。

二、實證結果

1．變量的描述性統計本文對各變量進行了描述性統計，其結果如表1所示。從表1中可以看出，企業價值的最小值和最大值分別為0．7957和11．5944，其差異較大。企業社會責任指數的最大值和最小值分別為551．129和－0．0007，表明企業社會責任履行度差異也較大。而高管持股比例的平均數為0．0107，董事持股比例的平均數為0．0223，表明高管及董事的持股比例不大。機構投資者的持股比例的平均值和中位數分別為0．1956和0．1306，說明機構投資者持有我國上市公司股份的比例較大。獨立董事比例的最小值和最大值分別為0．0909和0．7143，說明我國上市公司的獨立董事設置方面有差異。綜上所述，上市公司治理特征、企業社會責任及企業價值均存在一定差異，為后續研究奠定了基礎。

2．公司治理與企業社會責任關系的回歸結果表2列示了公司治理與企業社會責任關系的回歸結果。由表2可見，高管薪酬、董事持股比例的回歸系數為正且在1%顯著性水平下通過檢驗，可見高管薪酬、董事持股比例對企業社會責任有顯著的正向影響。表明高管薪酬越高、董事持股比例越高的公司，越具有較強的社會責任，驗證了假設1和假設3。高管持股比例、總經理與董事長兩合性的回歸系數為負且在1%顯著性水平下通過檢驗，可見高管持股比例、董事長與總經理兩職合一對企業社會責任有顯著的負向影響。表明高管持股比例越高、董事長與總經理兩職合一的公司，越具有較弱的社會責任，假設2和假設5得到了驗證。機構投資者持股比例、獨立董事比例的回歸系數沒有通過檢驗，說明機構投資者及獨立董事在督促企業履行社會責任方面的作用并未得到體現。

3．社會責任與企業價值關系的回歸結果表3反映了履行社會責任與企業價值滯后效應的固定效應分析結果。表3中的結果表明:企業社會責任指數在10%的顯著性水平下通過檢驗，且回歸系數為負，說明在企業履行社會責任的當期對企業價值具有負向的影響作用，這與溫素彬和方苑的大多數企業社會責任對當期企業價值影響為負的結論一致，假設7得到了驗證。企業社會責任指數與滯后一期的企業價值之間關系沒有通過顯著性檢驗，意味著在企業履行社會責任的第二年也不能為企業帶來明顯的價值提升。但企業社會責任指數和滯后兩期的企業價值在1%顯著水平下通過檢驗，且回歸系數為正，說明兩者顯著正相關。表明企業在履行社會責任的第三年可以為企業價值帶來正面影響，使企業價值得到顯著提升。這意味著我國上市公司的企業社會責任對企業價值的影響存在著顯著的滯后效應，且滯后期為兩年。與溫素彬和方苑的企業履行社會責任，從長期看對企業價值具有正向影響作用的結論一致，也驗證了本文的假設8。從以上分析可以看出，企業應該增強社會責任意識，并注重持續性地履行社會責任，從而不斷提升其價值。

三、結論及建議

本文以委托理論與剩余索取權理論為基礎，利用中國A股上市公司2007～2011年的數據，建立回歸模型，檢驗了公司治理與企業社會責任、企業履行社會責任與企業價值間的關系。研究結果發現:高管薪酬、董事持股比例與社會責任呈現顯著的正相關關系，高管薪酬越高、董事持股比例越高的企業越具有較強的社會責任;高管持股比例、董事長與總經理兩職合一與社會責任呈現顯著的負相關關系，高管持股比例越高、董事長與總經理兩職合一的企業越具有較弱的社會責任。社會責任的履行對于當期企業價值有明顯的負向影響作用，但與后續企業價值呈現顯著正相關關系。因此，從長期來看，持續履行社會責任會提升企業價值。基于上述研究結論，本文提出如下建議:首先，關于公司治理方面。為督促企業管理層更好地履行社會責任，對高管出售其持有股份進行限制，防止其利用自身權力謀取私利。同時適當提高高管薪酬，使其與經營績效掛鉤;增強董事會的獨立性，切實保證獨立董事可以盡到自己的職責;機構投資者也要切實加強對企業的監督權力，使企業積極履行社會責任。其次，關于企業價值方面。從長遠發展來看，企業若持續履行社會責任，企業價值將有所提升。因此，企業應從發展戰略考慮，持續履行社會責任，增強其自身實力，鞏固其社會地位，從而產生更多回報。同時，企業應該定期披露履行社會責任方面的相關信息，一方面是對自身的有效監督，另一方面可以獲得公眾更多的了解和支持。

作者：于曉紅武文靜單位：吉林財經大學會計學院