社会责任信息自愿披露、ceo权力与会计盈余质量——基于倾向得分匹配法(psm)的分析-黄荷暑.pdf

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1、第32卷摇第3期2017年5月北京工商大学学报(社会科学版)JOURNAL OF BEIJING TECHNOLOGY AND BUSINESS UNIVERSITY(SOCIAL SCIENCES)Vol. 32 No. 3May 2017doi:10. 16299/ j. 1009鄄6116. 2017. 03. 007引用格式:黄荷暑,周泽将.社会责任信息自愿披露、CEO权力与会计盈余质量 基于倾向得分匹配法(PSM)的分析J.北京工商大学学报(社会科学版),2017,32(3):65 -75.HUANG He鄄shu, ZHOU Ze鄄jiang. Voluntary disclosu

2、re of corporate social responsibility information, CEO power andearnings quality Analysis based on PSM methodJ. Journal of Beijing Technology and Business University (So鄄cial Sciences), 2017,32(3):65 -75.社会责任信息自愿披露、CEO权力与会计盈余质量 基于倾向得分匹配法(PSM)的分析黄荷暑,摇周泽将(安徽大学商学院,安徽合肥摇 230601)摇 摇摘摇要:以2008 2013年沪深两市自愿披

3、露社会责任报告的A股上市公司为样本,引入CEO权力等情境因素,研究了社会责任信息自愿披露对会计盈余质量的影响。实证结果发现,在控制样本自选择问题后,社会责任信息自愿披露具有显著的盈余质量提升效应;进一步考虑CEO权力对企业自愿披露决策的影响后发现,企业社会责任信息自愿披露的盈余质量效应受到CEO权力大小的制约,当CEO权力较大时,自愿披露社会责任信息与会计盈余质量的正相关关系不再显著。研究结论表明,企业社会责任信息自愿披露在一定程度上改善了企业的信息环境,提升了会计盈余质量,但社会责任信息自愿披露的盈余质量效应呈现出异质性和情境依赖性的特征。关键词:企业社会责任信息;自愿披露;会计盈余质量;

4、CEO权力;再融资;倾向得分匹配法中图分类号:F275郾 5; F270摇 摇 摇文献标志码:A摇 摇 摇文章编号:1009鄄鄄6116(2017)03鄄鄄0065鄄鄄11收稿日期: 2016鄄鄄12鄄鄄21基金项目:国家自然科学基金青年项目“女性高管、会计行为与投资决策冶(71302113);安徽省哲学社会科学规划项目“企业社会责任的信贷资源配置效应研究 以安徽省上市公司为例冶(AHSKQ2016D15)。作者简介:黄荷暑(1979 ),女,安徽桐城人,安徽大学商学院讲师,合肥工业大学管理学院博士研究生,研究方向为管理会计;周泽将(1983 ),男,安徽枞阳人,安徽大学商学院副教授,博士,研

5、究方向为会计理论与公司治理。一、问题的提出自愿性信息披露是上市公司管理层在强制披露规则之外对公司有关财务和非财务信息的选择性提供,是公司管理层与其他利益相关者之间进行博弈的内生决策1。根据资本市场交易动机假说,公司管理层和其他利益相关者之间的信息不对称会导致利益相关者进行逆向选择,将公司隐藏的信息视为坏消息,进而低估公司资产的价值。为了避免“次品车市场冶或“柠檬市场冶条件下的价值折价,优质公司会自愿披露更多的信息来突出其竞争优势和未来发展前景,从而将自己与其他公司区分开来,如披露企业社会责任、内部控制及鉴证、管理层讨论与分析(MD&A)以及企业创新等方面的信息。随着信息不对称程度的逐渐降低和信

6、息环境的不断改善,企业会计盈余质量也会相应提高2。然而,自愿披露能在多大程度上缓解信息不对称、减轻公司管理者与其他利益相关者之间的代理问题从而提高资本市场的资源配置效率取决于信息披露质量。已有研究表明,自愿性信息披露质量及其经济后果受制于企业所处的制度环境而表现出一种状态依存性,如资本市场的完善程度和地区市场化进程3。此外,由于自愿性信息披露是管理层决策的结果,而管理层的披露决策通常会受到所披露的信息类型和管理层权力尤其是关键决策人CEO权力的影响,因此不同类型的信息和CEO权力的大小可能也是影响自愿披露经济后果的重要因素,而现有文献对此关注不足。56万方数据北京工商大学学报(社会科学版)摇

7、摇 摇 摇 2017年摇第3期当前,我国正处于经济转型升级的关键时期,企业经营不再仅仅以经济利益最大化为目标,减少环境破坏、尊重员工和消费者的利益诉求已成为新的市场期许,企业社会责任信息开始成为利益相关者决策的重要依据。为了解决资本市场对社会责任信息的需求缺口,监管部门制定了一系列政策法规,要求部分上市公司从2008年开始在披露年报的同时披露企业社会责任报告。政策出台后,越来越多的上市公司开始自愿披露社会责任报告,2008 2013年自愿发布社会责任报告的公司数量分别为71、119、153、187、257和276(ht鄄tp:/ / www. cninfo. com. cn/ )。这一现象引起

8、了学术界和实务界的极大关注,也为本文研究管理层自愿性信息披露行为提供了一个独特的背景和新的视角,企业自愿披露的社会责任信息对会计盈余质量的影响,是否有别于企业内部控制或MD&A等其他类型的自愿披露呢?基于此,本文选择2008 2013年沪深两市自愿披露社会责任报告的A股上市公司为样本,以社会责任信息为切入点,并嵌入CEO权力等情境因素,深入考察了企业自愿性信息披露对会计盈余质量的影响。相较于以往的研究,本文可能的贡献在于:(1)与现有关于企业社会责任与盈余管理的文献不同,本文从自愿性信息披露的视角思考企业社会责任行为对会计盈余质量的影响,拓展了这一领域的研究;(2)仅有关于社会责任信息自愿性披

9、露的研究多忽视了样本选择性偏误,本文采用倾向得分匹配法(PSM,PropensityScore Matching)以减少可能存在的样本选择性偏误;(3)已有关于自愿性信息披露经济后果的文献多未关注到自愿披露信息的异质性和情境依赖性,本文从社会责任信息的独特性质出发并考虑CEO权力等情境因素检验了企业自愿披露社会责任信息对会计盈余质量的影响,有助于明晰自愿披露经济后果的作用机理和途径,也为进一步理解和评价我国上市公司社会责任信息披露正在进行的制度变迁提供经验证据。二、文献回顾、理论分析与研究假设(一)文献回顾1郾自愿性信息披露的经济后果随着投资者信息需求的不断增长,以企业社会责任信息、内部控制信

10、息以及MD&A为代表的自愿性信息披露日渐受到人们的关注。然而由于上市公司自愿披露的信息具有可选择性、低规范性以及较差的可鉴证性等特点,致使其经济后果的研究并未取得一致的结论。Glosten & Milgrom4通过建立信息披露与信息不对称关系的模型发现,随着信息披露水平的提高企业信息不对称程度会有所降低。 Francis etal. 2研究发现,自愿披露更多信息的公司盈余管理程度更低。 Dhaliwal et al. 5则直接以社会责任信息为研究对象,发现企业社会责任信息披露能够降低信息不对称程度,进而降低预测风险或分析师预测误差。黄寿昌、杨雄胜6的研究表明,自愿披露内部控制报告会带来企业盈余

11、信息可靠性的改善和信息不对称程度的降低。进一步,方红星、金玉娜7以自愿性内部控制鉴证报告为研究对象,发现披露内部控制鉴证报告的公司盈余管理程度相对更低。贺建刚等8研究发现MD&A信息披露能够有效改善企业信息环境,为投资者提供增量信息。汤谷良、栾志乾9以企业披露的管理会计信息为对象构建企业管控能力指数,研究发现无论对于当期还是未来一期,企业管控能力指数都具有业绩相关性,表明企业公开披露的各种管理会计信息是有价值的。然而,也有研究认为自愿披露的信息并不具有信息含量,反而会降低企业的信息透明度,误导投资者决策。 Jo & Kim10就发现在股权再融资之前增加自愿披露而在股权再融资之后自愿披露频率显著

12、降低的公司,盈余管理现象更为严重。Li11则发现当企业业绩较差时,管理层会通过MD&A中叙述性信息的披露进行掩饰。程新生等3以企业自愿披露未来发展前景的信息为研究对象,发现自愿披露的质量和经济后果会随着外部制度约束的变化而呈现出一种制度依存性。上述研究结论存在较大差异的原因可能在于:(1)国内外资本市场完善程度不同,在成熟的资本市场,法律体系和监管机制都较为完善,在一定程度上保证了自愿披露的信息质量;(2)自愿性信息披露具有异质性的特点,即不同类型的信息由于性质不同而导致其经济后果不同,如社会责任信息与内部控制及MD&A等自愿信息可能有着不同的影响机理;(3)自愿性信息披露的经济后果可能呈现出

13、制度依存性和情境依赖性,同66 万方数据第32卷摇第3期黄荷暑,周泽将:社会责任信息自愿披露、CEO权力与会计盈余质量一类型的信息在不同的外部制度环境和企业情境下也会有不同经济后果表现,如地区市场化进程不同、公司内部治理、企业经营业绩以及再融资动机等都会影响到自愿披露的经济后果。2郾社会责任信息披露与会计盈余质量现有关于社会责任信息披露与会计盈余质量的研究也尚未达成共识。 Hemingway & Maclag鄄an12研究认为,一些企业通过主动披露社会责任信息以建立声誉机制来掩饰管理层的盈余管理行为。 Prior et al. 13也发现,企业主动披露社会责任信息能够给利益相关者传递一种积极的

14、信号,因而管理层在进行盈余管理时通常会主动披露社会责任信息来转移利益相关者的注意力。然而,Kim et al. 14却认为,出于道德考虑社会责任表现好的公司会以一种负责任的态度来约束盈余管理从而向投资者提供更加透明可靠的财务信息,以降低企业声誉的损害。朱松15的研究表明,社会责任表现越好的企业,会计盈余信息含量越高。王霞等16也发现自愿披露社会责任信息的公司盈余管理程度更低,财务报告质量更高。上述文献为本文的研究奠定了基础,但基于自愿性信息披露视角的研究尚未考虑到自愿披露的信息具有异质性和情境依赖性的特点;而基于社会责任行为的研究多数未区分自愿披露和强制披露,由于强制披露不完全是管理层自主意愿

15、的产物16,因而其披露动机和经济后果都与自愿披露有着较大的差异。此外,在自愿披露的制度背景下,能否从技术上有效解决样本自选择问题将直接影响研究结论。因此,基于我国的资本市场条件,社会责任信息自愿性披露是否影响到会计盈余质量及其影响机理还有待进一步深入研究。基于此,本文试图以社会责任信息为切入点,引入CEO权力等情境变量,采用倾向得分匹配法(PSM)以避免样本自选择问题,深入考察企业社会责任信息自愿披露对会计盈余质量的影响,以进一步观察我国上市公司自愿披露的社会责任信息是否具有信息内涵和决策价值。(二)理论分析与研究假设1郾社会责任信息自愿披露与会计盈余质量大量研究表明,信息不对称是盈余管理存在

16、的必要条件17 -18,随着信息不对称程度的降低企业盈余管理行为被暴露的风险加大,会计盈余质量随之相应提高2。而自愿性信息披露能在多大程度上缓解信息不对称提升会计盈余质量不仅受到企业所处的外部制度环境的影响,还可能会受到自愿披露信息类型的影响,不同类型信息的异质性使得其经济后果并不相同,企业社会责任信息对会计盈余质量的影响也有可能由于其自身的独特性而区别于其他自愿披露。首先,企业社会责任信息自愿披露是一种有效的信号传递机制。信号传递理论认为,信息质量越高的上市公司越愿意主动地把较好的信息披露出来,各利益相关者就会根据市场传递的信号对公司形成合理的估值并做出相应的决策。这一观点成立的前提是信号必

17、须是有效的,否则利益相关者不会轻易相信这种信号,而有效的信号必须满足可选择性、不易模仿性以及不易被操控性。具体而言,其一,强制披露的信号传递功能较弱;其二,企业必须对所发出信号付出一定的成本或代价,否则其他企业就会轻易地模仿;其三,企业传递的信号质量能够得到保障,否则劣质公司就可以通过虚假披露混同于绩优公司。就社会责任信息自愿披露来说:第一,本文研究的是自愿披露行为,不包括强制披露,属于可供选择的行为;第二,社会责任信息披露建立在社会责任履行的基础上,而企业承担社会责任需要消耗大量的资源并付出高昂的成本代价,使其有别于MD&A、内部控制等自愿披露,其他企业无法轻易模仿;第三,与MD&A、内部控

18、制等不同,企业社会责任活动通常具有广泛的社会效应而被媒体和社会公众高度关注,在新兴资本市场条件下媒体关注被认为是司法保护不足和监管体系薄弱的有效替代机制19,因而社会责任信息相对不容易被操控。综上讨论,企业社会责任信息是一种积极有效的信号传递机制,企业可以通过这种信号传递机制赢得各利益相关者的信赖和支持并保持长期合作关系,是高质量上市公司的理性选择。毛文娟等20以我国食品上市公司为样本研究,结果也表明社会责任信息是一种有效的信息传递机制,具有质量安全信息价值,且自愿披露比强制披露的信息价值更高。因此,我们可以合乎逻辑地推演,自愿披露社会责任信息的企业操纵盈余的内在动机相对较弱,因而有着相对较高

19、的会计盈余质量。此外,良好的社会责任表现可以提升企业的76万方数据北京工商大学学报(社会科学版)摇 摇 摇 摇 2017年摇第3期声誉。声誉是一种能够为企业创造未来价值的战略资源,能够保证契约顺利实施,可以降低企业资本成本,提高员工忠诚度以及企业抗风险能力。Vilanova et al. 21在企业社会责任信息披露和竞争优势关系的研究中提出,企业声誉和形象是连接社会责任和竞争优势之间关系的纽带。 Fom鄄brun22从财务绩效、产品质量、雇员关系、社区活动、环境表现以及组织事务等六个方面对企业声誉进行阐述,这一企业声誉的理解恰与基于利益相关者理论的企业社会责任维度相契合,表明企业社会责任活动可

20、能是建立企业声誉的重要途径。相关实证研究也表明,良好的企业社会责任实践有助于提升企业声誉,并对公司的长期业绩和价值产生积极影响23。鉴于声誉是企业一项重要的无形资产,需要很长时间和高昂成本来建立却又极易破坏,因此基于声誉机制,履行社会责任并自愿披露社会责任信息的企业会主动减少盈余操纵的机会主义行为以降低企业声誉资本损失。 Kim et al. 14也认为管理层确实会基于企业声誉的战略动机履行社会责任,并通过限制盈余管理行为来降低声誉损失。综上所述,本文提出如下假设。假设1a:与未披露公司相比,自愿披露社会责任信息的公司会计盈余质量相对较高;假设1b:社会责任信息披露越好的公司,会计盈余质量越高

21、。2郾 CEO权力的情境效应在现代企业组织内部,所有权与经营权的分离致使企业决策权更多地集中在以CEO为核心的管理层手中。此时,CEO就有可能利用自身的权力影响企业决策并运用权力进行寻租,权力越大寻租能力越强,寻租问题也越严重。就企业自愿性社会责任信息披露而言,CEO的影响力表现在两个层面,一是对是否履行以及如何履行社会责任的影响,二是对是否披露以及如何披露社会责任信息的影响。已有研究已经关注到企业社会责任寻租行为,并基于政府、社会和市场等不同的寻租对象证实了社会责任寻租行为的存在24 -25。当CEO权力较大时,CEO就有可能通过影响甚至控制企业社会责任行为来追逐私有收益或者获取寻租租金,这

22、就导致企业自愿披露的社会责任信息质量难以得到保障。根据前文的分析,自愿披露能够有效改善企业信息环境进而提升会计盈余质量的前提是可靠的信息披露,而社会责任信息披露的可靠性随着CEO权力的增大可能会有所降低,因此社会责任信息自愿披露的盈余质量提升效应会受到CEO权力的制约。在社会责任信息自愿披露影响会计盈余质量的过程中,CEO的权力寻租行为不仅体现在社会责任决策方面,还可能直接体现在会计信息披露决策上。一方面,由于CEO的薪酬契约、政治晋升和行业口碑等私有收益通常都有着较强的业绩敏感性,这就使得CEO会高度关注企业的经营业绩,而企业业绩的改善除了通过正常经营活动这一途径来实现外,CEO还有可能利用

23、手中的权力影响会计信息披露决策来营造自己所需要的“经营业绩冶26 -27。此外,CEO权力的膨胀使得公司经营决策更多体现了CEO个人意愿,决策稳健性降低,从而导致公司经营风险和业绩波动性增大28,甚至会出现业绩下滑或经营失败的后果。为了掩盖决策失误的真相,也为了避免不良经营业绩带来私有收益的减少,CEO可能会对盈余信息进行操控。因此,CEO权力的增大会直接导致会计盈余质量的降低,社会责任信息自愿披露的盈余质量提升效应会随着CEO权力的增大而减弱。基于上述分析,本文提出如下假设。假设2:CEO权力对企业社会责任信息自愿披露的盈余质量提升效应有显著的抑制作用。三、研究设计(一)样本选择与数据来源本

24、文选择披露社会责任报告的沪深A股上市公司作为初始样本,研究区间为2008 2013年,并按以下标准进行筛选:(1)剔除上海证券交易所“上证公司治理板块冶样本公司、发行境外上市外资股的公司、金融类公司以及深圳证券交易所“深圳100指数冶成分股这四类要求强制披露社会责任报告的上市公司;(2)剔除金融行业上市公司;(3)剔除ST、* ST等非正常交易状态的上市公司;(4)剔除净资产小于0的上市公司;(5)剔除相关数据缺失的上市公司。最终,本文得到892个样本观测值。文中社会责任报告数据来自润灵环球(RKS)上市公司CSR报告评级数据库,企业性质和交易状态数据来自CCER数据86 万方数据第32卷摇第

25、3期黄荷暑,周泽将:社会责任信息自愿披露、CEO权力与会计盈余质量库,其余数据来自CSMAR数据库。为了剔除异常值的影响,本文对连续型变量在1%和99%的水平上进行了Winsorize处理。(二)变量定义1郾被解释变量:会计盈余质量(DA)本文使用已有研究广泛采用的修正的Jones模型计算出的操控性应计利润(DA)来度量会计盈余质量。 DA越大表示会计盈余质量越低。2郾解释变量:企业社会责任信息(CSR)本文选择社会责任信息自愿披露虚拟变量VOLUNTARY(若企业自愿披露社会责任信息时取1,否则取0)和社会责任信息披露水平(SCORE)两个维度来度量CSR,企业社会责任信息披露水平采用润灵环

26、球社会责任报告评级系统对上市公司社会责任报告的评分结果作为衡量指标,评分越高表示社会责任信息披露水平越高。3郾情境变量:CEO权力(CEOPOWER)借鉴权小锋、吴世农28的研究,本文选取CEO淤八个维度特征设定虚拟变量(是取1,否则取0),包括CEO是否兼任董事长、CEO是否内部董事、CEO是否具有高级职称于 、CEO任职年限是否超过行业中位数、CEO是否持股、机构投资者持股比例是否低于行业中位数、CEO是否具有高学历盂 、CEO是否在外兼职,运用主成分分析法进行降维处理并通过正交旋转计算得到CEO权力的综合评价指标CEOPOWER,CEOPOWER越大,表明CEO权力越大。此外,参考以往的

27、研究,模型还控制了以下变量:资产负债率LEV(年末总负债/年末总资产)、存货比率INVENTORY(年末存货/年末总资产)、总资产收益率ROA(净利润/年末总资产)、股权集中度OWNERSHIP(第一大股东持股比例)、两职合一虚拟变量DUAL(若董事长兼任总经理时取1,否则取0)、董事会规模BOARD、监事会规模SPVBOARD、产权性质SOE(最终控制人是国有时取1,否则取0)、审计师选择AUDIT(审计事务所为国际四大时取1,否则取0)、再融资SEO(若公司当年或下一年提出增发或配股预案时取1,否则取0)、并购或重组MA(若公司当年发生并购或重组时取1,否则取0)以及行业和年度虚拟变量。(

28、三)模型设定为了检验社会责任信息自愿披露对企业会计盈余质量的影响,即假设1a和假设1b,本文构建如下模型:DA = 琢 + 茁1CSR + 茁2LEV + 茁3INVENTORY +茁4ROA + 茁5OWNERSHIP + 茁6DUAL + 茁7BOARD +茁8SPVBOARD + 茁9SOE + 茁10AUDIT + 茁11SEO +茁12MA + 浊INDUS + 姿YEAR + 着 (1)为了进一步检验不同CEO权力情境下社会责任信息自愿披露对会计盈余质量影响的差异,即假设2,本文基于模型(1),根据CEO权力(CEOPOWER)按中位数进行分组,分别对社会责任信息自愿披露与会计盈余

29、质量的关系进行实证检验。(四)自选择问题的处理上市公司自愿披露社会责任信息可能存在自选择问题,即公司可能并不是随机地决定是否披露社会责任信息,而是原本会计盈余质量就较高时才决定披露社会责任信息。也就是说,即使我们观察到自愿披露社会责任信息的公司会计盈余质量较高,也可能是公司自身的差异造成的,而是否是由于披露社会责任信息导致会计盈余质量的提高我们无法观察。这种情况下直接运用OLS进行回归,回归结果会存在偏差。因此,我们希望在比较自愿披露社会责任信息的上市公司与未披露社会责任信息的上市公司会计盈余质量差异时,其他方面尽可能相近以避免样本选择性偏误。为了解决自选择问题,参考曾亚敏、张俊生29的研究,

30、采用Rosenbaum & Rubin于1984年提出的倾向得分匹配法(PSM)构建配对样本。第一步,使用Logit回归模型估计出上市公司自愿披露社会责任信息的概率得分;第二步,对每一个自愿披露社会责任信息的上市公司,寻找概率得分最近的同一年度未披露社会责任信息的上市公司作为配对样本。以往的研究表明,公司特征变量和公司治理变量都会影响企业社会责任信息披露的选择。因此,本文构建如下Logit回归模型:VOLUNTARY = Logit(p) (= ln p1 - )p =琢 + 茁1SIZE + 茁2LEV + 茁3ROA + 茁4OWNERSHIP +茁5DUAL + 茁6BOARD + 茁7

31、MSHARE + 茁8SOE +茁9SEO + 茁10POLLUTION + 茁11LIST + 姿YEAR + 着(2)96万方数据北京工商大学学报(社会科学版)摇 摇 摇 摇 2017年摇第3期p = ey1 + ey (3)其中,y为模型(2)的因变量VOLUNTARY的估计值,p表示每个公司自愿披露社会责任信息的概率,即倾向得分。此外,SIZE为公司规模(年末总资产自然对数);MSHARE为管理层持股比例;POLLUTION为重污染行业虚拟变量(若公司所处行业为重污染行业榆时取1,否则取0);LIST为上市地点虚拟变量(若公司上市地点为上海证券交易所时取1,否则取0)。四、实证结果分析

32、(一)描述性统计和相关性分析1郾变量的描述性统计表1报告了各主要变量的描述性统计结果。会计盈余质量DA的均值为0郾 064,中位数和3/4分位数分别为0郾 042和0郾 086,最大值为0郾 446,该结果表明自愿披露社会责任信息的上市公司依然存在一定的盈余管理行为,有些公司甚至存在较为严重的盈余管理现象,盈余质量较低。SCORE的均值为34郾 259(总分100分),最小值为15郾 560,最大值为75郾 220,标准差为9郾 624,该结果反映我国上市公司自愿披露社会责任报告的整体水平不高,而且披露水平的差异较大。CEOPOWER的均值为- 0郾 012,最小值和最大值分别为-0郾 880

33、和1郾 029,标准差为0郾 384,该结果表明样本公司CEO权力总体上不是很高,但不同公司间具有较为明显的差异性,且部分公司存在CEO权力集聚现象。此外,自愿披露社会责任信息的公司中,国有企业占据44郾 5%的比重,由国际四大会计师事务所审计的占据5郾 5%的比重,有30%的样本公司进行了再融资,72郾 8%的样本公司进行了合并或重组。表1摇变量的描述性统计变量观测值均值标准差最小值1/4分位数中位数3/4分位数最大值DA 892 0郾 064 0郾 066 0郾 000 0郾 019 0郾 042 0郾 086 0郾 446SCORE 892 34郾 259 9郾 624 15郾 560

34、27郾 597 32郾 450 38郾 496 75郾 220CEOPOWER 885 -0郾 012 0郾 384 -0郾 880 -0郾 257 -0郾 031 0郾 206 1郾 029LEV 892 0郾 451 0郾 216 0郾 008 0郾 283 0郾 470 0郾 620 0郾 946INVENTORY 892 0郾 190 0郾 163 0郾 000 0郾 084 0郾 151 0郾 240 0郾 940ROA 892 0郾 052 0郾 063 -0郾 299 0郾 018 0郾 046 0郾 082 0郾 493OWNERSHIP 892 0郾 371 0郾 170 0

35、郾 050 0郾 226 0郾 359 0郾 493 0郾 894DUAL 892 0郾 185 0郾 388 0郾 000 0郾 000 0郾 000 0郾 000 1郾 000BOARD 892 8郾 991 1郾 683 5郾 000 8郾 000 9郾 000 9郾 000 15郾 000SPVBOARD 892 3郾 766 1郾 167 2郾 000 3郾 000 3郾 000 5郾 000 9郾 000SOE 892 0郾 445 0郾 497 0郾 000 0郾 000 0郾 000 1郾 000 1郾 000AUDIT 892 0郾 055 0郾 228 0郾 000 0郾

36、000 0郾 000 0郾 000 1郾 000SEO 892 0郾 300 0郾 459 0郾 000 0郾 000 0郾 000 1郾 000 1郾 000MA 892 0郾 728 0郾 445 0郾 000 0郾 000 1郾 000 1郾 000 1郾 000摇 摇 2郾 T/ Z单变量分析自愿披露样本与配对样本的T/ Z单变量检验结果显示,相对于配对样本,自愿披露样本的会计盈余质量DA的均值和中位数(分别为0郾 064和0郾 042)均在5%的水平上显著低于配对样本会计盈余质量DA的均值和中位数(分别为0郾 071和0郾 049),这一结果表明自愿披露社会责任信息上市公司的会计盈余

37、质量在5%的水平上显著地高于未披露社会责任信息上市公司的会计盈余质量,初步支持了本文的假设1a。对于控制变量而言,两个组别均不存在任何显著的差异,表明本文配对样本的平衡性较好,配对过程是合理的。3郾变量的相关性分析本文主要变量间的Pearson相关性分析结果(限于篇幅略去)表明,会计盈余质量DA与企业社会责任信息披露水平SCORE在1%的水平上显著负相关,表明社会责任表现越好的公司会计盈余质量越高,初步支持了本文的假设1b。 DA07 万方数据第32卷摇第3期黄荷暑,周泽将:社会责任信息自愿披露、CEO权力与会计盈余质量与产权性质SOE在1%的水平上显著负相关,说明国有企业的会计盈余质量相对较

38、高。 DA与再融资SEO的相关系数在5%的水平上显著为正,表明企业再融资行为对其会计盈余质量产生了负面影响。另外,其余自变量之间相关系数均小于0郾 40,表明模型不存在严重的多重共线性问题。(二)社会责任信息自愿披露与会计盈余质量的实证分析表2报告了企业社会责任信息自愿披露与会计盈余质量的实证检验结果。第(1)列的实证结果显示,VOLUNTARY的系数在5%的水平上显著为负,表明与未披露社会责任信息的公司相比,自愿披露社会责任信息的公司会计盈余质量显著较高,上述结果支持了假设1a。第(2)列的实证结果显示,SCORE的系数在10%的水平上显著为负,说明在自愿披露样本中,社会责任信息披露水平越高

39、的企业,其会计盈余质量越高,假设1b得到了验证。表2摇社会责任信息自愿披露与会计盈余质量变量(1)自愿披露样本+配对样本VOLUNTARY为解释变量(2)自愿披露样本SCORE为解释变量系数T值系数T值C 0郾 040* * 2郾 272 0郾 024 1郾 058VOLUNTARY -0郾 007* * -2郾 140SCORE -0郾 000 5* -1郾 939LEV 0郾 038* * * 3郾 927 0郾 023* 1郾 698INVENTORY 0郾 069* * * 05郾 275 0郾 103* * * 5郾 575ROA 0郾 147* * * 5郾 263 0郾 137*

40、 * * 3郾 461OWNERSHIP 0郾 026* * * 2郾 588 0郾 038* * * 2郾 848DUAL 0郾 006 1郾 560 0郾 007 1郾 304BOARD 0郾 000 -0郾 360 0郾 001 0郾 734SPVBOARD 0郾 000 0郾 270 0郾 000 -0郾 039SOE -0郾 012* * * -3郾 190 -0郾 014* * * -2郾 614AUDIT -0郾 011 -1郾 442 -0郾 003 -0郾 332SEO 0郾 007* * 1郾 980 0郾 008 1郾 584MA -0郾 003 -0郾 943 -0郾

41、007 -1郾 350INDUS/ YEAR控制控制样本量1 784 892Adj_R2 0郾 138 0郾 142摇 摇注:* 、* * 、* * *分别代表在10%,5%和1%水平上显著(双尾)。回归结果中,SCORE的回归系数很小,保留三位小数的结果为0郾 000,作为关键变量,本表仅对其保留四位小数。摇 摇在控制变量方面,第(1)列和第(2)列的结果基本一致。产权性质SOE均在1%的水平上显著为负,表明国有企业会计盈余质量要高于非国有企业,在中国特殊的制度背景下,国有企业拥有更多的资源,因而其盈余管理的动机相对较弱。AUDIT的系数为负但不显著,说明高质量的审计师选择能在一定程度上提高

42、企业会计盈余质量。SEO的系数显著或边际显著为正(p值分别为0郾 048和0郾 114),表明公司有再融资需求时,会倾向于进行盈余管理。此外,资产负债率高的、存货比率高的、盈利能力强的、股权集中度高的企业会计盈余质量相对较低,这与以往的文献研究结论保持一致。(三)社会责任信息自愿披露、CEO权力与会计盈余质量的实证分析为了更深入理解企业社会责任信息自愿披露17万方数据北京工商大学学报(社会科学版)摇 摇 摇 摇 2017年摇第3期对会计盈余质量的作用机理,本文引入CEO权力情境变量,对样本进行分组回归。表3的结果显示,在CEO权力低的组,VOLUNTARY和SCORE的系数分别在10%和1%的

43、水平上显著为负;而在CEO权力高的组,VOLUNTARY和SCORE的系摇 摇数都不显著。上述结果联合支持了本文的假设2,即企业社会责任信息自愿披露对会计盈余质量的影响受到CEO权力的制约,只有在CEO权力较低的企业情境下企业社会责任信息自愿披露才能显著提升会计盈余质量,而当CEO权力较高时摇 摇表3摇社会责任信息自愿披露、CEO权力与会计盈余质量变量CEO权力低组CEO权力高组(1) (2) (3) (4)C 0郾 047* * 0郾 054* 0郾 033 -0郾 004(1郾 989) (1郾 827) (1郾 233) ( -0郾 113)VOLUNTARY -0郾 008* -0郾

44、006( -1郾 778) ( -1郾 282)SCORE -0郾 001* * * -0郾 0002( -2郾 789) ( -0郾 447)LEV 0郾 034* * * 0郾 028 0郾 037* * * 0郾 007(2郾 591) (1郾 600) (2郾 617) (0郾 360)INVENTORY 0郾 057* * * 0郾 073* * * 0郾 072* * * 0郾 135* * *(3郾 117) (3郾 076) (3郾 833) (4郾 594)ROA 0郾 136* * * 0郾 167* * * 0郾 156* * * 0郾 093*(3郾 426) (2郾

45、968) (3郾 813) (1郾 630)OWNERSHIP 0郾 017 0郾 016 0郾 043* * * 0郾 067* * *(1郾 174) (0郾 836) (2郾 942) (3郾 365)DUAL 0郾 003 0郾 009 0郾 011* * 0郾 013*(0郾 330) (0郾 955) (2郾 096) (1郾 713)BOARD -0郾 001 0郾 000 0郾 000 0郾 002( -0郾 730) (0郾 084) (0郾 309) (1郾 014)SPVBOARD 0郾 001 -0郾 002 -0郾 001 -0郾 001(0郾 512) ( -0郾

46、587) ( -0郾 314) ( -0郾 364)SOE -0郾 015* * * -0郾 017* * -0郾 007 0郾 002( -2郾 863) ( -2郾 287) ( -1郾 346) (0郾 195)AUDIT -0郾 011 -0郾 005 -0郾 015 0郾 004( -1郾 228) ( -0郾 476) ( -1郾 123) (0郾 220)SEO 0郾 011* * 0郾 013* * 0郾 002 0郾 005(2郾 291) (2郾 053) (0郾 317) (0郾 765)MA -0郾 001 0郾 001 -0郾 005 -0郾 013*( -0郾 27

47、1) (0郾 097) ( -0郾 956) ( -1郾 844)INDUS/ YEAR控制控制控制控制样本量902 455 882 437Adj_R2 0郾 141 0郾 165 0郾 141 0郾 192摇 摇注:* 、* * 、* * *分别代表在10%,5%和1%水平上显著(双尾);括号中为T值。27 万方数据第32卷摇第3期黄荷暑,周泽将:社会责任信息自愿披露、CEO权力与会计盈余质量企业社会责任信息自愿披露对会计盈余质量已无显著影响。这也表明,企业社会责任信息自愿披露对会计盈余质量的影响具有一定的情境依赖性,同时也为CEO利用社会责任活动进行权力寻租提供了进一步的经验证据。摇 摇

48、(四)基于再融资动机的进一步检验当前我国资本市场对股票发行仍然实施核准制而非注册制,证券监管部门对首次公开发行(IPO)和再融资虞 (SEO)都制定了非常严格的准入条件。因此对上市公司而言,获取再融资资格便成为一种稀缺资源。已有大量研究表明,我国上市公司在配股、公开增发新股和定向增发新股的过程中普遍存在盈余管理现象。此时,企业为了尽可能降低因盈余管理行为对其声誉和形象的毁损而失去再融资机会的风险,积极承担社会责任并自愿披露社会责任信息便可能成为一种有效的策略性选择。因此,当企业有再融资动机时,社会责任信息自愿披露对会计盈余质量的正向影响可能不再显著。基于此,本文进一步将样本观测值区分为有再融资

49、动机组(SEO =1)和无再融资动机组(SEO = 0)进行分组检验。结果显示(限于篇幅略去),当企业无再融资动机时,VOLUN鄄TARY和SCORE的系数分别在5%和10%的水平上显著为负;而当企业有再融资动机时,VOLUN鄄TARY和SCORE的系数都不再显著。上述结果表明,只有在企业无再融资动机的情境下,自愿披露社会责任信息才能够显著提升会计盈余质量。这也意味着,尽管社会责任信息自愿披露对企业会计盈余质量产生了重要影响,但在不同的情境下,这种影响机理和影响程度都是不同的,也为社会责任信息自愿披露对会计盈余质量的影响具有情境依赖性提供了进一步的经验证据。(五)稳健性测试为了检验以上研究结论的可靠性,本文进行了如下的稳健性测试,限于篇幅未报告回归结果。1郾选择修正的DD模型来度量会计盈余质量会计盈余质量的度量有多种方法,前文的实证检验中我们选择了学术界普遍采用的修正Jones模型的操控性应计利润绝对值来度量会计盈余质量。 McNichols将Jones模型和DD(De鄄chow & Dich