企业社会责任与财务风险的关系研究

　　摘    要：　本文采用我国A股上市公司2010—2018年的数据，研究企业社会责任与财务风险的关系在不同企业性质条件下的异质性。研究发现：企业积极履行社会责任，能够带来良好的财务回报，且有助于缓解企业的财务困境风险。

　　关键词 :     企业社会责任;财务困境,企业性质;

　　Abstract：　This article uses the data of my country's A-share listed companies from 2010 to 2018 to study the heterogeneity of the relationship between corporate social responsibility and financial risk under different corporate nature conditions. The research found that the active fulfillment of social responsibilities by enterprises can bring good financial returns and help alleviate the risks of enterprises' financial distress.

　　Keyword：　Corporate Social Responsibility; Financial Distress; Enterprise Nature;

　　一、引言

　　目前，国内外学者对企业社会责任有比较深入的研究，他们认为企业社会责任对企业绩效、公司风险管理、权益资本成本、股东财富以及信用评级等方面都具有积极影响。发现企业社会责任带来的经济绩效还可以转化为企业的财务绩效，进而缓解或降低企业财务风险。同时还发现，企业社会责任履行比较好的公司或者排名较高的公司，因为拥有更好的声誉能够获得更低的融资成本，发现企业社会责任排名靠前的公司，通常会用他们的高信用评级来减轻他们的风险。

　　综上所述，企业社会责任与公司决策、经营绩效以及财务之间的关系也一直是学术界研究的热点。那么，企业社会责任是否也会对财务困境产生积极影响呢？鉴于此，本文试图利用2009—2018年A股上市公司数据，探索我国企业社会责任与财务困境的关系，并分析不同性质的企业这种关系是否依然存在？以期能丰富企业社会责任和财务困境的研究内容，完善现有研究体系。

　　二、文献回顾和研究假设

　　（一）企业社会责任与财务困境的关系

　　企业社会责任有助于减小企业的风险敞口。如Herremans et al.,(1993）研究发现，具有较好企业社会责任的企业会以较低的风险获得较好的股票收益率。Lee and Faff (2009）研究发现，由于市场组合表现更好，对社会更加负责的公司具有较低的特质风险。Albuquerque et al.,(2018）得出结论，企业社会责任的履行有助于企业价值的增加，降低系统风险。Kim et al.,(2014）发现，对社会负责的公司不会囤积坏消息，并保持了高位的透明度水平，降低了企业的股价崩盘风险。Mishra and Modi(2013）发现企业社会责任履行程度越高，那么特质风险就越低，降低了风险水平。同时，企业社会责任还可以改善企业的融资条件进而降低企业的财务困境风险。如Sharfman and Fernando(2008）研究了企业社会责任对资本成本的影响，他们发现环境风险管理的改善显着降低了资本成本。El Ghoul et al.,(2011）发现，企业社会责任得分较高的公司由于较低感知风险而表现出了较低的股本成本。对于债务融资成本也是如此，如Goss and Roberts(2011）采用美国贷款设施的数据，证明企业社会责任绩效的改善显着降低了银行贷款的成本。还有文献表明，更高水平的企业社会责任有助于提升信用评级。如Attig et al.,(2013）经过研究发现，信用评级机构更倾向于将高评级授予社会表现良好的公司，这些机构将企业社会责任绩效作为评价企业信誉的重要非财务信息。Jiraporn et al.,(2014）也提供证据表明，企业社会责任增加一个标准差，则信用评级增加4.5%，并且降低了企业的违约风险。基于此，提出假设1:

　　假设1：企业社会责任与财务困境风险负相关。

　　（二）不同类型企业的企业社会责任与财务困境的关系

　　企业履行社会责任和积极参加公益活动是受社会环境长期影响而形成的，而我国企业性质是个特殊的情况。由于我国大部分上市公司是由国有企业演化而来，而且当前还占有很大的比例，国有企业除了有一般企业的利润效益目标之外，还有众多的社会功能和政治功能。因此，国有企业与政府之间的关系很紧密，导致国有企业相比较非国有企业在我国的资本市场上具有很特别的优势地位，进而在债务融资方面具有很大的便利性。所以国有企业不会采用社会责任的方式来增强合法性，而非国有企业天然具有这种倾向（Guo et al.,2018）。基于此，非国有企业更应承担企业社会责任以增强政府及金融机构的好感，更好地在债务市场进行融资。基于此，提出假设2:

　　假设2：国有企业社会责任与财务困境风险的关系是减弱的。

　　三、研究条件

　　（一）样本

　　采用我国A股主板上市公司的财务数据为研究对象，以2010—2018年作为考察时限。在原始数据中剔除金融、ST等公司，剔除当年上市的公司和资料不全的公司。获得公司年度样本数据17449个观察值，在进行统计分析和回归分析过程中，为了避免极端值的影响，本文对样本数据进行了1%的缩尾处理。

　　（二）研究设计

　　本文首先采用OLS基本的回归方法对假设1进行检验，然后采用固定效应FE方法以控制不随时间变化的遗漏变量的影响。对假设1的检验采用如下的方程（1），具体如下所示：

　　其中，i和t表示公司i在第t年，FDR衡量的是财务困境风险，依据文献Bugeja (2015）和Richardson et al.,(2015），本文采用三种主要的基于会计的度量来计算FDR。即Z-score、O-score和ZM-score，高Z-score与低FDR相联系，高O-score和ZM-score与高FDR相联系。具体指标的计算过程请参见上述文献，不再赘述。CSR是企业社会责任，具体有企业社会责任得分（CSR-Score）和企业社会责任评级（CSR-Rank）。Control是控制变量，具体包括了市账比（MB），即权益的市场价值与账面价值之比；波动率（VOL），即月度收益率的标准方差；收益率（RET），即年度内公司平均月度收益率；财务松弛（SLACK），即现金以及现金等价物与总资产的比率；公司规模（Size），即总资产的自然对数；资产的有形性（Tang），即固定资产与总资产的比率；是否分配股利（DIV），公司当年分配股利则为1，否则为0；税盾（DEP）即折旧额与总资产的比率；Year FE和Industry FE分别是年度固定效应和行业固定效应。对于方程（1），本文在这里主要关注的是企业社会责任CSR的回归系数，如果被解释变量FDR采用的是Z-score，则回归系数显着为正，那么表明企业社会责任越高，企业财务困境风险越低，即两者呈负相关关系；如果被解释变量FDR采用的是O-score和ZM-score，则回归系数显着为负，那么表明企业社会责任越高，企业财务困境风险越低，即两者呈负相关关系，都支持了本文的假设1。

　　为了检验假设2，本文在方程（1）的基础之上，进一步增加了企业社会责任和企业性质的交乘项，即CSR×SOE，如下面的方程（2）所示：

　　其中，SOE为企业性质的虚拟变量，如果为国有企业则为1，否则为0。其他变量与上面方程（1）是一致的，在此不再赘述。对于方程（1），主要关注的是交乘项CSR×SOE的回归系数α2，如果该回归系数在被解释变量FDR采用的是Z-score为负，或者该回归系数在被解释变量FDR采用的是O-score和ZM-score时为正，则表明国有企业相比较非国有企业，社会责任对于财务困境的缓解作用是减弱的，这支持了本文的假设2。

　　四、实证检验及结果

　　（一）描述性统计

　　表1报告了本文所使用的主要变量的统计性描述结果。从表1中可以看出，代表财务困境的三个指标Z-score、O-score和ZM-score的均值分别是1.244、-1.126和-1.309，而企业社会责任得分和评级指标均值分别为27.613和2.338，这表明我国上市公司整体上承担起社会责任的程度还比较低。主要的控制变量均值和方差与已有文献的结果是差不多的，说明了本文指标的计算和处理过程都比较合理，也没有极端值方面的干扰。

　　（二）相关分析

　　表2报告了变量之间的相关系数。从表2报告的结果可以看出，财务困境的三个指标之间的相关系数很大，比如Z＿score与O＿score、ZM＿score的相关系数分别是-0.842和-0.915,O＿score和ZM＿score的相关系数为0.911，这说明了三个指标高度相关，都可以很好地反映企业财务困境的情况。此外，财务困境的三个指标Z＿score、O＿score和ZM＿score，分别与企业社会责任得分Score0.09和评级Rank指标的相关系数0.099、-0.164和-0.151、-0.125和-0.049协调，财务困境较小，初步证明了假设1。最后，其他控制变量之间的相关系数都比较小，这也说明了共线性的问题是不存在的。

　　表1 描述性统计

　　（三）回归分析

　　表3报告了企业社会责任与财务困境的回归结果，是对假设1进行检验的。从表3的结果可以看出，无论采用最小二乘的回归方法，还是采用固定效应的回归方法，本文所关注的主要变量及企业社会责任的回归系数均是显着的，当被解释变量是Z＿score时，回归系数显着为正，而当被解释变量分别是O＿score和ZM＿score时，回归系数都是显着为负的，这均与本文的假设1是一致的。具体地，以列（1）至列（3）为例，当被解释变量为Z＿socre时，企业社会责任得分Score的回归系数在1%水平上显着为0.101，这说明了当企业社会责任得分提高1个点，则企业的财务困境风险下跌10.1%。当被解释变量为O＿score和ZM＿score时，企业社会责任得分Score的回归系数在1%水平上显着，分别为-0.120和-0.111，这也进一步说明了当企业社会责任得分提高1个点，则企业的财务困境风险下跌12%和11.1%，都是支持本文的假设1的。列（4)(5)(6）再次采用固定效应FE的回归方法进行回归，发现结果依然是支持假设1的预测，具体内容不再赘述。此外，本文还采用企业社会责任评级指标重新进行了检验，发现结果依然是很稳健的，出于篇幅考虑，在此不再报告回归结果。

　　（四）基于企业性质的进一步检验

　　对于假设2的检验回归结果，详见表4。企业社会责任的得分Score的回归系数依然是显着的，与表3的结果一致，依然支持本文的假设1。更为重要的是，交乘项的系数Score×SOE的回归系数也都是显着的，都进一步支持本文的假设2。从列（1）的被解释变量为Z＿score可以看到，交乘项Score×SOE的回归系数是-0.021，这表明非国有企业的社会责任在缓解财务困境方面的作用比较强，这与本文的假设2预期是一致的。另外，从列（2）和列（3）的被解释变量为O＿score和ZM＿score时可以看到，交乘项Score×SOE的回归系数分别是0.011和0.009，这也表明非国有企业的社会责任在缓解财务困境方面的作用较强，这依然与本文的假设2预期是一致的。可以看出，被解释变量不管采用何种指标，本文的假设2都是成立的。最后，本文还采用了企业社会责任评级的指标重新进行了检验，发现结果依然是稳健的，由于篇幅所限，不再赘述。

　　表2 主要变量的相关系数矩阵

　　注：***、**和*分别表示1%、5%、10%的显着性水平。

　　表3 企业社会责任对财务困境影响的回归结果

　　注：1）列(1)至列（3）采用OLS回归方法，列（4）至列（6）采用FE回归方法；2）列（1）和列（4）的被解释变量是Z-Socre,列（2）和列（5）的被解释变量是O-Socre,列（3）和列（6）的被解释变量是ZM-Socre,3）***、**和*分别代表的是1%、5%和10%显着性水平，括号里面是white稳健性t值。

　　通过理论分析和实证检验发现：企业社会责任的履行确实能够减缓企业的财务困境风险，而非国有企业样本这种缓解作用更加显着，即使采用了不同的回归方法和不同的指标，上述研究结果依然是不变的。基于上述研究及结论，可以得到以下两点启示：一是企业要关注企业外部的环境等方面的公共利益，增强企业的社会责任各个方面的投入和参与，这不仅有助于企业自身长期战略的实施和可持续健康发展，还能降低企业自身的各种风险如财务困境风险，进而提升企业的长远价值，增强股东财富。二是非国有企业更应从根本上降低财务风险，促进企业效益最大化和社会公共效益最大化。

　　表4 基于企业性质的回归结果

　　注：1）列（1）至列（3）的被解释变量分别是Z-Socre、O-Socre和ZM-Socre;2）***、**和*分别代表的是1%、5%和10%显着性水平，括号里面是white稳健性t值。

　　参考文献

　　[1]Ameur, H.B.. Jawadi, F.. Jawadi, N, Cheffou, A.,. 2019. As鄄sessing downside and upside risk spillovers across conventional and socially responsible stock markets[J]. Elsevier, vol. 88(C), pages200-210.

　　[2]Deng, X. Kang, J.K, Low, B.S, 2013. Corporate social re鄄sponsibility and stakeholder value maximiz ation:evidence from mergers[J]. Journal of Finance Economics. 110(1),87-109.

　　[3]EI Ghoul, S, Guedhami, 0., Kim, H, Park, K. 2018. Corpo鄄rate environmental responsibility and the cost of capital:inter邮national evidence[J]. Journal of Business of Ethics.149(2),335-361.

　　[4]Guo M, He L, Zhong L. Business groups and corporate social responsibilit: Evidence from China[J]. Emerging Markets Review,2018, 37(DEC.)-83-97.

　　[5]Jiraporn, P., Jiraporn, N., Boeprasert, A. Chang, K, 2014. Does corporate social resposibiliy(CSR)improve credit rat鄄ings? Evidence from geographic identification[J]. Financial Man鄄agement. 43(3), 505-531.

　　[6]Jo, H., Na, H.2012. Does CSR reduce firm risk? Evidence from controversial industry sectors[J]. Journal of Business Ethics. 110(4), 441-456.

　　[7]Kriger, P.2015. Corporate goodness and shareholder wealth[J]. Journal of Financce Economics. 115,304-329.

　　[8]Kim, Y, Li, H.. Li, S., 2014. Corporate social responsibility and stock price crash risk[J]. Journal of Bank Finance.43, 1-13.

　　[9]Mishra, S, Modi, S.. 2013. Positive and negative corporate social responsiblity, financial leverage, and idiosyncratic risk[J]. Journal of Business Ethics. 117(2), 431-448.

　　[10]Shen, C.H., Wu, M.W., Chen, T.H, Fang, H., 2016. To en鄄gage or not to engage in corporate social responsibility.empiri邮cal evidence from global banking sector. Econ. Modell. 55,207-225.

　　[11]Sun, W., Cui, K.2014. Linking corporate social responsi郭bility to firm default risk. European Management Journal. 32(2). 275-287.

　　[12]Xu, L. Lee, S.H.,. 2019. Tariffs and priatization policy in a bilateral trade with corporate social responsiblity. Economic Modelling. 80, 339-351.

　　[13]Yang, S.L., Chang, A. Chen, Y.H, Shiu, Y.M., 2019. Can country trade flows benefit from improved corporate social re鄄sponsibility ratings? Econ. Modell. 80, 192-201.

　　[14]陈梅.我国上市公司社会责任信息市场反应产生动因的研究[D].广州:暨南大学,2008.

　　[15]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].北京会计研究200(11).

　　[16]马连福赵颖.上市公司社会责任信息披露影响因素研究[J]深圳:证券市场导报2007(03).

　　[17]皮天雷国外声誉理论:文献综述、研究展望及对中国的启示[J].首都经济贸易大学学报,2009(03).

　　[18]沈洪涛.万拓，杨思琴我国企业社会责任报告鉴证的现状及评价[].审计与经济研究, 2010(06).

　　[19]施平.企业社会责任报告与企业价值一-基于678家 上市公司的实证研究[J].江海学刊,2010(06).