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摘 要 ：本文以我国深市和沪市462份2009年社会责任报告为研究对象,分析了企业社会责任信息披露质量的影响因素.结果表明：企业规模、职工所得贡献率与企业发布社会责任报告显著正相关,而董事会独立性因素与企业社会责任信息披露质量不存在相关性.
关 键 词 ：社会责任 信息披露质量 影响因素 社会贡献率
一、引言
在经济全球化的背景下,经济、社会和环境之间的相互关系日益紧密,构建“和谐社会”、可持续发展观的理念逐渐深入人心.可持续发展观的要求促使企业不仅要关心其经济利益的实现,更应当对生态环境及公众利益等承担起社会责任.企业社会责任（ Corporate Social Responsibility,CSR）便成为当下全球经济关注的焦点.迄今为止,全球已有2500多家跨国企业承诺加入由联合国提出的“全球契约”（Global Compact）计划,并在披露公司财务报表的同时发布关于公司履行社会责任的报告.2006年,国家电网发布了我国央企第一份《企业社会责任报告》,正式拉开了我国企业社会责任运动的序幕.2006年9月25日,深圳证券交易所对外发布《深圳证券交易所上市公司社会责任指引》,倡导上市公司积极承担社会责任.随后又鼓励上市公司按全球报告倡议组织（GR I）《可持续发展报告指南》的国际标准编制并披露社会责任报告.2008年12月10日,上海证券交易所上市部向各上市公司发出《关于做好上市公司2008年履行社会责任的报告及内部控制自我评估报告披露工作的通知》,要求所有纳入到“上证公司治理板块”的样本公司、发行境外上市外资股的公司及金融类公司在2009年必须披露社会责任信息,作为强制披露社会责任信息的试点.深圳证券交易所也做出了相应的行动,要求所有纳入“深圳100指数”的上市公司在2009年必须披露社会责任信息.根据规定,有371家的上市公司发布了2008年社会责任报告,有471家上市公司发布了2009年社会责任报告,这为研究企业社会责任披露问题提供了契机.本文以上市公司发布的2009年企业社会责任报告为研究对象,对影响社会责任会计信息披露质量的因素进行实证研究.
二、研究设计
（一）研究假设Willamson（1985）指出董事会的成员结构是建立董事会以有效监督管理层行为的有效因素.董事会的有效性是其独立性的增函数,随着其独立性的增强,其监督CEO的激励越强（Hermalin和Weisbach,1998）.在公司治理研究领域,一般以独立董事的比例度量董事会的独立性.独立董事被视为一个监控经理层行为的工具.董事会中独立董事的比例越大,监控经理层的机会主义行为就越有效.Forker （1992）发现较高的独立董事比例能提高财务信息的监控作用并减少经理层隐瞒信息的必要.另外,考虑到独立董事身份独立,且一般是经济、法律、会计等方面的专家,更能站在投资者的立场上对上市公司应披露的信息发表权威意见,从而更有可能影响上市公司信息披露决策.我国在2003年6月30日前,才强制要求上市公司董事会成员中至少应当包括三分之一独立董事.因此,采取独立董事人数比例来研究其是否影响上市公司社会责任信息披露质量.因此,提出假设：
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假设1：独立董事比例与企业社会责任信息披露质量正相关
根据我国《上市公司章程指引》的规定,董事会是管理公司信息披露事项的机构.董事会如何做出决策直接影响着上市公司信息披露的内容和方式.当董事会中相关利益人数增多时,可能会因为共同的利益而形成某种默契,增强了发言权；又可能因为利己倾向,故意隐瞒一些负面信息,导致信息披露不充分,增加信息的不对称性,从而董事会的决策产生很大影响.因而,可以认为管理层持股人数的多少会对信息披露产生影响.因此,提出假设：
假设2：董事持股人数比例与企业社会责任信息披露质量负相关
CEO两职合一是指一个人同时担任董事长和总经理（或总裁）的情况.CEO两职合一表明在公司中存在强大的个人支配力量,这种力量能损害董事会执行有效控制的能力.因此,它的存在会干扰董事会的独立性,以及损害董事会包括审议公司信息披露政策在内的监督和管理能力.董事长与总经理两职分离,作为代理人的总经理不一定总是从股东的利益出发披露信息,因此需要单独设立董事长以监督.如果两职合一,则总经理倾向于对外隐瞒不利的信息.Forker （1992）研究发现CEO两职状态与公司信息披露的质量之间存在明显的负相关关系.因此,提出假设：
假设3：如果上市公司CEO两职合一,企业社会责任信息披露质量低
政治成本理论认为,公司的规模越大,就越有可能受到政府管制机构、环保团体、媒体、其他社会团体等的关注.因此,规模越大的公司,就更加可能披露社会责任方面的信息,表明自己是负责任的公司.Banerjee（2002）研究发现：企业社会责任披露和企业的规模相关,不同规模的企业在社会责任行为上确实存在差异,大公司比小公司的披露要多.大公司由于产品、地域上的多样性和复杂性,会涉及更多和更复杂的利益相关者群体,外部度关注度更高.这就意味着企业规模越大、就越有可能受到政府管制机构、社会团体、媒体等的关注,公司将会考虑社会责任的履行和披露,作为增强公司声誉的一种方式.因此,提出假设：
假设4：企业社会责任信息披露质量和企业规模正相关
由于本文采用润灵公益事业咨询（RLCCW）对2009年企业社会责任报告的评分结果作为社会责任披露质量的衡量指标,在评价体系中对承担社会责任的定量描述中有以下几项指标：公司年度收入、利润、利润分配等信息披露情况；公司年度环保投资额度及相关信息的披露程度；公司纳税的信息披露情况；公司在员工薪酬、福利及特殊员工关爱领域的信息披露；公司社会公益捐赠（资金、物资、无偿专业服务）等社会投资的信息披露情况.这几项指标从价值上反映了企业对社会所做的贡献.企业在社会责任报告中对这些指标披露与否,对评分标准有一定影响.一般而言,由于企业对社会贡献越大,越有助于提高企业的声誉,因此企业更愿意披露自己对社会贡献的程度.从这个角度出发,本文提出假设：
假设5：企业贡献率与社会责任披露质量正相关
（二）样本选取和数据来源2010年4月30日上市公司年报披露落下帷幕,根据润灵公益事业咨询（RLCCW）的监测结果显示,在2010年年报披露期中,沪深两市共有471家A股上市公司在披露年报的同时同步披露社会责任报告,170家为深交所上市公司,301家为上交所上市公司.其中深市有71家上市公司自愿披露社会责任报告,包含了6家创业板上市公司,分别是乐普医疗、探路者、莱美药业、北陆药业、同花顺以及吉峰农机；沪市有4家上市公司自愿披露社会责任报告.本文通过巨潮网、和讯网等网站共搜集到466 份我国上市公司2009 年度社会责任报告,其中,沪市有298份,深市有168份（包含6家创业板上市公司）.剔除被ST的公司,分别是*ST三农、ST贤成、*ST钒钛 *ST北人股份四家上市公司,研究样本公司为462家.研究所需要的财务数据来自于巨潮网站和和讯网站,企业社会责任评价得分来自于企业社会责任专业咨询机构――润灵公益事业咨询有限公司（以下简称RLCCW） 正式发布的对2009年企业社会责任报告的评价得分,所有数据经手工收集而得.
（三）变量定义和模型建立根据研究假设,本文设计了相应的因变量、解释变量和控制变量,在此基础上建立模型.
（1）因变量,即企业社会责任信息披露质量指标.社会责任报告内容较多,信息量大,普通读者无法凭借专业视角获取关键信息并对报告产生整体评价,所以本文采用了润灵公益事业咨询（RLCCW）对2009年企业社会责任报告的评分结果作为社会责任披露质量的衡量指标.得分越高说明其社会责任报告越规范、越完整、越符合规则要求,披露质量越高.润灵公益事业咨询是国内领先的企业社会责任咨询机构.目前,润灵公益事业咨询开展的社会责任报告评价采用MCT_2010_1.1评价体系,该体系是根据GRI3.0报告编制国际指南和Sustain Ability报告评价指南结合中国国情开发而成的,并遵循独立性原则和非委托性原则,由3名及以上具备3年以上专业从业经历、与被评价企业无利益关联的评价专家,分别从整体性、内容性、技术性三个零级指标,16个一级指标,70个二级指标对报告进行全面评价,由于RLCCW公司的评价体系以报告企业自身的战略倾向性为指标,最大限度上避免了行业因素对报告评估的影响,使不同行业间的企业社会责任报告具备可比性.同时重视报告应用国际标准与自我创新的均衡性,使报告评估既重视国际标准的影响,又体现了中国企业的特色,具有专业性和权威性.
该文来源 http://www.sxsky.net/kuaiji/kjzydd/447426.html
（2）解释变量.根据研究假设,本文主要研究了五个解释变量：独立董事比例、董事持股比例、CEO两职合一、企业规模和社会贡献率.其中CEO两职合一,是一个虚拟变量,如果上市公司董事长与总经理两职合一,CEO的取值是1,否则取O.企业规模,借鉴国内外大多数相关文献的做法选择上市公司期末总资产金额的自然对数作为上市公司规模大小的替代指标.社会贡献率,本文将社会贡献率定义为企业的社会贡献总额与销售收入的比值.从理论上讲, 上市公司对利益相关者承担的真实社会责任（收付实现制条件下） 较比利益相关者应该承担的社会责任（权责发生制条件下） 更容易引起信息使用者的注意, 因为它是以实际现金流来体现的, 表现上市公司在既定的收入条件下已经对各利益相关者支付了多少现金, 从而体现企业对利益相关者已经履行的社会责任.因此企业的社会贡献额从现金流量表中提取.社会贡献具体又区分为四方面的贡献,对政府的贡献体现在纳税方面,对职工的贡献体现在薪酬福利,对投资者的贡献体现为现金股利和利息支出,对社会的贡献体现在环保支出和捐赠赞助支出.因此社会贡献率分解为以下四项具体的贡献率：政府所得贡献率 等于 （支付的各项税费- 收到的税费返还） /主营业务收入； 职工所得贡献率等于支付给职工以及为职工支付的现金/主营业务收入； 投资者所得贡献率 等于支付的现金股利和现金利息支出/主营业务收入； 社会所得贡献率 等于 （环保支出+捐赠支出+赞助费） /主营业务收入.以上指标中的支付的各项税费、收到的税费返还、支付给职工以及为职工支付的现金、支付给股东的现金股利和支付给债权人的现金利息支出这四项数据来自于上市公司公开披露的现金流量表；环保支出来自于社会责任报告；捐赠支出、赞助费来自于年度报告中会计报表附注的说明项目, 在此假设环保支出和捐赠、赞助支出在发生当期已用现金支付.
（3）控制变量.控制变量包括：加权平均净资产收益率.契约理论认为,高盈利公司的经理层更有积极性对外披露信息,从而为维持他们的地位、声誉和薪酬安排提供理由.根据信号理论,具有高品质商品（在这里指公司的盈利能力）的公司有动机将自身商品品质的信号传递给买方,并在众多买方的推动下获得高于一般盈利水平上市公司的市场价值.从利益相关者角度（Roberts, 1992） ,经济业绩与企业社会责任活动和披露有积极的联系.从合法性理论来看,利润率可能和企业社会责任披露存在正的或负的关系.考虑到现有的研究成果和不同的解释,本文将把加权平均净资产收益率作为一个控制变量.资产负债率.契约理论认为,随着公司资本结构中债务比例的提高,股东侵占债权人利益的可能性会增大.为此债权人会随着公司债务比例的提高,倾向于采取提高债券价值的保护措施.为减少债权人的这种保护性倾向所带来的潜在影响,公司管理层有动力披露更多信息以表明其愿意接受监督的态度,增强债权人的信任,从而提高信用等级.而且随着公司杠杆比例的提高,公司财务失败的风险将大大提高,无论债权人还是股东都要求更多的信息来及时评价公司财务的健康状况.资产负债率高的公司可能为了与债权人保持良好的关系会披露社会责任信息（Purushothaman,2000） .通常用资产负债率指标来衡量公司负债程度的大小,因此,本文选取资产负债率作为另一个控制变量.
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（4）模型建立.为了检验以上假设,构建如下模型：
Y 等于β0 +β1 X1 +β2 X2 +β3 X 3+β4X4 +β5 X 5+β6 X6 +β7 X 7+β8X8 +β9 X 9+β10 X10+ε
其中：Y等于企业社会责任信息披露质量,X1等于独立董事比例,X2等于董事持股比例,X3等于CEO两职合一,X4等于公司规模,X5等于加权平均净资产收益率,X6等于资产负债率,X7等于政府所得贡献率,X8等于职工所得贡献率,X9等于投资者所得贡献率,X10等于社会所得贡献率,β0为截距,β1-β10为系数,ε为残差.实证研究的所有结果都是在统计软件SPSS13.0下通过的.
三、实证结果分析
（一）描述性统计（表1）是检验模型中各变量的描述性统计数据.可以看出：社会责任报告最高得分78.71,最低分为11.69,平均分为32.86分,总体质量不高.根据润灵环球责任评级（RKS）统计,有118份约占总数四分之一的CSR报告得分在25分以下,评级低于B-级,这类CSR报告属于垃圾级报告,无法作为有效的非财
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（二）相关性分析（表2）给出了检验模型中各变量的Pearson相关分析结果.可以看出,得分与公司规模、加权平均净资产收益率、资产负债率显著正相关.说明公司规模越大,公司盈利能力越强,公司负债程度越大,社会责任信息披露的质量可能越高.（表2）还显示了有些自变量之间存在显著的相关性.从统计学上分析,如果自变量之间的相关系数达到0.5以上时,以这些自变量进行回归就有可能引起回归方程中的多重共线性问题.从（表2）中仅发现政府所得贡献率和职工所得贡献率之间的相关系数（0.502）超过了0.5,并在0.01水平统计显著；其他自变量间的相关性并不十分显著,因此,不必担心多重共线的影响.
（三）回归分析从（表3）和（表4）,可以对回归方程的显著性及其解释能力做出分析.首先,由F等于21.477 （Sig等于0.000 ）,因此回归方程在显著性水平为0.01的假设上通过了检验；其次,Adj.R2等于0.308,即所得的回归模型对因变量社会责任信息披露质量的解释力为30.8%,说明经过回归得到的模型中的变量具有很强的解释力,但还有其他影响公司环境会计信
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