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工商管理英語論文精選(九篇)

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工商管理英語論文

第1篇:工商管理英語論文范文

根據(jù)利益相關(guān)者理論和企業(yè)財(cái)務(wù)管理目標(biāo),企業(yè)管理層的主要目標(biāo)是在滿足利益相關(guān)者需求的基礎(chǔ)上增加股東財(cái)富。Carrol(l1979、1991)認(rèn)為,企業(yè)社會(huì)責(zé)任包含四個(gè)方面內(nèi)容:盈利的經(jīng)濟(jì)責(zé)任;遵紀(jì)守法的法律責(zé)任;行事正確、公正、公平的道德責(zé)任;為社會(huì)、文化及教育事業(yè)做出貢獻(xiàn)的慈善責(zé)任[10、11]。其中,第一個(gè)維度(盈利,即增加股東財(cái)富)構(gòu)成了企業(yè)通過提高員工、顧客和社區(qū)生活質(zhì)量在內(nèi)的對(duì)社會(huì)負(fù)責(zé)的承諾基礎(chǔ)(即為其他利益相關(guān)者的利益服務(wù))。中國(guó)企業(yè)家調(diào)查系統(tǒng)于2007年對(duì)4586位企業(yè)經(jīng)營(yíng)者的專題調(diào)查報(bào)告顯示,中國(guó)企業(yè)經(jīng)營(yíng)者普遍高度認(rèn)同履行經(jīng)濟(jì)、法律、倫理、公益4個(gè)方面社會(huì)責(zé)任的重要意義,認(rèn)識(shí)到履行社會(huì)責(zé)任有利于企業(yè)自身的持續(xù)發(fā)展。企業(yè)社會(huì)責(zé)任的工具理論(Friedman,1970)將企業(yè)社會(huì)責(zé)任視為增加股東價(jià)值的一種工具,任何提倡的社會(huì)活動(dòng)只有在能增加財(cái)富時(shí)才會(huì)被接受(Mackey等,2007)[12、13]。歐洲委員會(huì)于2011年賦予企業(yè)社會(huì)責(zé)任以新的內(nèi)涵,這個(gè)委員會(huì)將企業(yè)社會(huì)責(zé)任定義為:“企業(yè)對(duì)其給社會(huì)產(chǎn)生的影響所承擔(dān)的責(zé)任。對(duì)適用法規(guī)和社會(huì)參與者間的集體協(xié)議的尊重是履行責(zé)任的先決條件。為了充分履行企業(yè)社會(huì)責(zé)任,企業(yè)應(yīng)該具備將社會(huì)、環(huán)境、道德、人權(quán)和消費(fèi)者關(guān)心的問題同經(jīng)營(yíng)活動(dòng)相整合的流程,并具備和其利益相關(guān)者密切協(xié)作的核心戰(zhàn)略,這個(gè)戰(zhàn)略的目標(biāo)是使企業(yè)的所有者/股東及其他利益相關(guān)者和整個(gè)社會(huì)的共享價(jià)值的創(chuàng)造性最大化。”上述定義都認(rèn)同股東財(cái)富創(chuàng)造是企業(yè)進(jìn)行社會(huì)責(zé)任活動(dòng)的基礎(chǔ),因此,有大量研究都在探究企業(yè)財(cái)務(wù)業(yè)績(jī)與社會(huì)責(zé)任之間的關(guān)系,且大多支持兩者間存在正相關(guān)關(guān)系的結(jié)論(Ruf等,2001;沈洪濤,2008)。然而,由于反映財(cái)務(wù)業(yè)績(jī)的指標(biāo)一般是通過會(huì)計(jì)報(bào)表數(shù)據(jù)計(jì)算得到的,而應(yīng)計(jì)制記賬基礎(chǔ)下的會(huì)計(jì)數(shù)據(jù)存在操縱空間,因此,對(duì)財(cái)務(wù)業(yè)績(jī)和企業(yè)社會(huì)責(zé)任之間正向關(guān)系的研究也并不能完全反映企業(yè)社會(huì)責(zé)任的改善就是源于企業(yè)真實(shí)業(yè)績(jī)的提高?;诖耍瑢W(xué)術(shù)界對(duì)于企業(yè)履行社會(huì)責(zé)任的動(dòng)機(jī)進(jìn)行了大量的研究,但至今未達(dá)成一致的結(jié)論。兩種對(duì)立的觀點(diǎn)中,支持道德假說的學(xué)者們認(rèn)為,企業(yè)履行社會(huì)責(zé)任,應(yīng)該源于自身的慈善行為,源于對(duì)社會(huì)風(fēng)險(xiǎn)的管理,源于對(duì)綜合目標(biāo)的平衡,也源于對(duì)最大化社會(huì)福利的貢獻(xiàn)等(李偉陽和肖,2011)[16]。支持利益假說的學(xué)者們則認(rèn)為,企業(yè)管理層追逐自身利益或組織的經(jīng)濟(jì)利己主義時(shí),道德準(zhǔn)則可能僅僅只是弄虛作假的煙霧彈(陳昕,2013)[17],企業(yè)可能通過慈善來掩蓋或轉(zhuǎn)移公眾對(duì)企業(yè)其他不當(dāng)行為的關(guān)注,從而降低企業(yè)的聲譽(yù)損失。

如果將企業(yè)家或者企業(yè)看作道德主體,則企業(yè)履行社會(huì)責(zé)任更可能是源于企業(yè)家或者企業(yè)的純粹道德良知。②企業(yè)社會(huì)責(zé)任道德理論指出,企業(yè)必須將社會(huì)責(zé)任作為一種道德約束(Phillips等,2003)[18],這要求履行社會(huì)責(zé)任的企業(yè)必須關(guān)注所有利益相關(guān)者的合法權(quán)益和指導(dǎo)性的道德準(zhǔn)則。同時(shí),Linthicum等(2010)將企業(yè)社會(huì)責(zé)任活動(dòng)視為一種建立和維持聲譽(yù)的途徑。如果一個(gè)企業(yè)看重它的聲譽(yù),那么保護(hù)這一聲譽(yù)的意愿可以抑制企業(yè)及其管理層參與不被社會(huì)接受的活動(dòng)。因此,管理層可能基于加強(qiáng)企業(yè)聲譽(yù)的戰(zhàn)略動(dòng)機(jī)去履行企業(yè)社會(huì)責(zé)任,并通過限制盈余管理來降低對(duì)企業(yè)聲譽(yù)的潛在損害(Kim等,2012)。Laksmana和Yang(2009)研究發(fā)現(xiàn),同社會(huì)責(zé)任履行情況不佳的企業(yè)相比,社會(huì)責(zé)任履行情況較好的企業(yè)有著可預(yù)測(cè)性更高、更加持續(xù)和平穩(wěn)的收入。Hong和Andersen(2011)基于美國(guó)數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn),對(duì)社會(huì)越負(fù)責(zé)的企業(yè)的應(yīng)計(jì)質(zhì)量越高,且從事真實(shí)盈余管理的可能性越低。此外,根據(jù)Jensen和Meckling(1976)提出的理論,委托人(股東)與人(管理層)之間存在利益沖突。基于利益相關(guān)者理論對(duì)委托理論進(jìn)行擴(kuò)展,則委托人可能是社會(huì)或政府等利益相關(guān)者,在這種情形下,對(duì)企業(yè)社會(huì)責(zé)任的履行可以降低兩權(quán)分離所帶來的利益沖突和成本,緩解可能產(chǎn)生的信息不對(duì)稱。上述理論均支持盈余質(zhì)量與企業(yè)社會(huì)責(zé)任之間存在正向影響關(guān)系的假設(shè),這一關(guān)系也與Kim等學(xué)者的研究結(jié)論一致。國(guó)內(nèi)亦有學(xué)者對(duì)此問題展開研究。朱松(2011)研究發(fā)現(xiàn),企業(yè)社會(huì)責(zé)任表現(xiàn)越好,市場(chǎng)評(píng)價(jià)越高,會(huì)計(jì)盈余的信息含量也越高。鐘向東和樊行?。?011)通過對(duì)企業(yè)社會(huì)責(zé)任、財(cái)務(wù)業(yè)績(jī)與盈余管理關(guān)系的研究也發(fā)現(xiàn),企業(yè)履行社會(huì)責(zé)任能夠抑制盈余管理。鄧學(xué)衷等(2011)亦通過實(shí)證分析發(fā)現(xiàn),企業(yè)盈余管理對(duì)社會(huì)責(zé)任會(huì)產(chǎn)生顯著的負(fù)向影響。綜上所述,如果管理者秉承“公心”———基于利益相關(guān)者價(jià)值最大化目標(biāo),出于建立和維護(hù)聲譽(yù)、提高財(cái)務(wù)業(yè)績(jī)的戰(zhàn)略動(dòng)機(jī),或者出于道德約束的利他動(dòng)機(jī)來履行社會(huì)責(zé)任,我們將觀察到盈余質(zhì)量與企業(yè)社會(huì)責(zé)任之間的正向影響關(guān)系。因此,本文提出假設(shè)1:H1:盈余質(zhì)量較好的企業(yè),會(huì)更多的履行企業(yè)社會(huì)責(zé)任。然而,有限理性理論(Simon,1955)認(rèn)為,現(xiàn)實(shí)生活中的決策者是介于完全理性與非理性之間的“有限理性”的“管理人”,個(gè)體的理性被信息、時(shí)間或認(rèn)知能力等約束條件所限制。盈余質(zhì)量低的企業(yè)管理者可能通過“信息超載”(informationoverload)的方式(Agnew和Szykman,2005),借助履行企業(yè)社會(huì)責(zé)任行為所帶來的聲譽(yù)效應(yīng)掩蓋其所做的盈余操縱及其他不當(dāng)行為,轉(zhuǎn)移公眾的視線(Hemingway和Maclagan,2004)。因此,社會(huì)責(zé)任的履行很可能與管理者追逐自身利益有關(guān)聯(lián)(McWilliams等,2006)。如果管理者出于投機(jī)動(dòng)機(jī)履行社會(huì)責(zé)任,那么他們可能誤導(dǎo)利益相關(guān)者對(duì)企業(yè)價(jià)值和財(cái)務(wù)業(yè)績(jī)的判斷。

基于此,學(xué)者們展開了大量研究。Fritzche(1991)研究發(fā)現(xiàn),管理層追逐自身利益或組織的經(jīng)濟(jì)利己主義時(shí),道德準(zhǔn)則可能僅僅只是弄虛作假的煙霧彈,管理層會(huì)通過履行社會(huì)責(zé)任來掩蓋企業(yè)經(jīng)營(yíng)管理中存在的不當(dāng)行為。Petrovits(2006)研究發(fā)現(xiàn),財(cái)務(wù)報(bào)告中利潤(rùn)略大于0的企業(yè)會(huì)更傾向于履行慈善活動(dòng)(如資助慈善基金會(huì)),這表明企業(yè)為了達(dá)到特定閾值(如利潤(rùn)0點(diǎn))、避免虧損,會(huì)有動(dòng)機(jī)進(jìn)行盈余操縱,同時(shí)戰(zhàn)略性的運(yùn)用企業(yè)慈善項(xiàng)目來加以掩飾。Prior等(2008)以26個(gè)國(guó)家的593家企業(yè)作為樣本,研究企業(yè)是否會(huì)使用企業(yè)社會(huì)責(zé)任從戰(zhàn)略上來隱瞞盈余管理。他們從SiRiproTM數(shù)據(jù)庫(kù)中選擇指標(biāo)作為企業(yè)社會(huì)責(zé)任的變量,使用業(yè)績(jī)調(diào)整的修正Jones模型來衡量盈余管理,最終發(fā)現(xiàn)盈余管理與企業(yè)社會(huì)責(zé)任之間存在正向影響關(guān)系。Chih等(2008)從FTSE全球指數(shù)數(shù)據(jù)庫(kù)中選取46個(gè)國(guó)家的1653家企業(yè)作為研究樣本,并將樣本劃分為社會(huì)責(zé)任表現(xiàn)較好和較差的兩個(gè)子樣本,研究了在社會(huì)責(zé)任表現(xiàn)較好的子樣本中的企業(yè)是否存在盈余管理。他們發(fā)現(xiàn),更好履行社會(huì)責(zé)任的企業(yè)在應(yīng)計(jì)盈余管理中更為激進(jìn)。在Kim等(2012)看來,企業(yè)可能將參與社會(huì)責(zé)任作為維持聲譽(yù)的一種手段,通過履行和披露社會(huì)責(zé)任為企業(yè)營(yíng)造出一種透明的形象,以獲取企業(yè)進(jìn)行盈余管理的“通行證”,從而“躲”在貌似透明的社會(huì)形象背后進(jìn)行盈余管理。這一動(dòng)機(jī)在某種程度上與Prior等(2008)的研究結(jié)論一致,即企業(yè)基于機(jī)會(huì)主義,在從事盈余管理行為之后,會(huì)試圖通過履行和披露企業(yè)社會(huì)責(zé)任來掩蓋它們的盈余操控行為。高勇強(qiáng)等(2012)基于中國(guó)民營(yíng)企業(yè)的調(diào)查數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn),企業(yè)可能會(huì)利用慈善捐贈(zèng)來掩蓋或轉(zhuǎn)移外界對(duì)員工薪酬福利水平低、環(huán)境污染嚴(yán)重等問題的關(guān)注[6]。此外,通過在理論的框架下關(guān)注管理者的投機(jī)行為,Petrovits(2006)和Prior等(2008)發(fā)現(xiàn),基于對(duì)自身職業(yè)生涯或個(gè)人名聲的考慮,管理層可能也會(huì)更多的履行企業(yè)社會(huì)責(zé)任,這些投機(jī)取巧的動(dòng)機(jī)和我們對(duì)“誠(chéng)實(shí)守信的商人”的理解相反。綜上所述,如果管理者更多的是出于“私利”考慮,基于掩蓋或轉(zhuǎn)移公眾對(duì)企業(yè)不當(dāng)行為關(guān)注的動(dòng)機(jī)來履行社會(huì)責(zé)任,我們將觀察到盈余質(zhì)量與企業(yè)社會(huì)責(zé)任之間的負(fù)向影響關(guān)系?;诖?,我們提出與假設(shè)1存在競(jìng)爭(zhēng)性的假設(shè)2:H2:盈余質(zhì)量較差的企業(yè),會(huì)更多的履行企業(yè)社會(huì)責(zé)任。

二、研究設(shè)計(jì)

(一)樣本選擇與數(shù)據(jù)來源本文以滬深兩市2005~2011年A股上市公司作為初選樣本,相關(guān)數(shù)據(jù)均來自于深圳國(guó)泰安信息技術(shù)有限公司設(shè)計(jì)開發(fā)的CSMAR數(shù)據(jù)庫(kù)。對(duì)于初始數(shù)據(jù),本文進(jìn)行了如下的處理:(1)剔除歸屬于金融行業(yè)的上市公司樣本;(2)剔除樣本期間被冠以ST、PT的財(cái)務(wù)狀況異常的上市公司樣本;(3)剔除在發(fā)行A股的同時(shí)發(fā)行有B股或H股的上市公司樣本;(4)剔除資產(chǎn)負(fù)債率大于1的上市公司樣本;(5)剔除總資產(chǎn)或所有者權(quán)益小于零的樣本;(6)剔除數(shù)據(jù)缺失的上市公司樣本。根據(jù)上述標(biāo)準(zhǔn)進(jìn)行篩選,最終得到9371個(gè)有效的公司/年度樣本觀測(cè)值,其中,觀測(cè)樣本的年度分布情況為:2005年1158個(gè)、2006年1147個(gè)、2007年1167個(gè)、2008年1289個(gè)、2009年1365個(gè)、2010年1448個(gè)、2011年1797個(gè)。此外,為了控制異常值對(duì)研究結(jié)論的影響,本文對(duì)模型中涉及的所有連續(xù)型變量進(jìn)行了上下1%的winsorize處理。

(二)變量的選擇和度量1.被解釋變量———企業(yè)社會(huì)責(zé)任的度量。借鑒沈洪濤等(2011)的做法,本文選用上海證券交易所2008年5月的《關(guān)于加強(qiáng)上市公司社會(huì)責(zé)任承擔(dān)工作的通知》中涉及的每股社會(huì)貢獻(xiàn)值來衡量企業(yè)的社會(huì)責(zé)任表現(xiàn)。具體計(jì)算公式為:每股社會(huì)貢獻(xiàn)值=(凈利潤(rùn)+所得稅費(fèi)用+營(yíng)業(yè)稅金及附加+支付給職工以及為職工支付的現(xiàn)金+本期應(yīng)付職工薪酬-上期應(yīng)付職工薪酬+財(cái)務(wù)費(fèi)用+捐贈(zèng))/期初和期末總股數(shù)的平均值2.解釋變量———盈余質(zhì)量的度量。(1)修正Jones模型(Dechow等,1995)?,F(xiàn)存最常用到的研究盈余管理的方法就是通過Dechow等(1995)的橫截面修正的Jones模型估計(jì)可操控應(yīng)計(jì)利潤(rùn)指標(biāo)。具體來說,首先使用模型(1)分行業(yè)-年度回歸。在模型(1)中,TACCj,t是j公司在第t年的總應(yīng)計(jì)利潤(rùn),它是凈利潤(rùn)減去經(jīng)營(yíng)活動(dòng)現(xiàn)金流量計(jì)算得到的;TAj,t-1是j公司在第t-1年的期末總資產(chǎn);ΔREVj,t是j公司在第t年主營(yíng)業(yè)務(wù)收入的變動(dòng);PPEj,t是j公司在第t年末的固定資產(chǎn)總額。此外,該模型在傳統(tǒng)估計(jì)方程中加入常數(shù)項(xiàng),有利于消除異方差和緩和模型缺乏規(guī)模變量而引起的計(jì)量偏誤。由于盈余管理可能存在向上或向下的不同策略,為了綜合考慮企業(yè)對(duì)盈余的操縱情況,本文對(duì)DAj,t取絕對(duì)值后作為盈余質(zhì)量的第一個(gè)變量DA1。由于DA1反映的是企業(yè)對(duì)盈余進(jìn)行操縱的程度,所以取其絕對(duì)值作為盈余質(zhì)量變量時(shí),數(shù)值越小說明盈余質(zhì)量越好。(2)修正Jones模型的改進(jìn)(Kothari等,2005)。Dechow等(1995)的研究還發(fā)現(xiàn),在Jones模型下,企業(yè)的極端績(jī)效會(huì)對(duì)計(jì)算結(jié)果產(chǎn)生顯著的影響。為克服這種現(xiàn)象,同時(shí)增加盈余管理研究的可信度,Kothari等(2005)將公司的績(jī)效代入Jones模型的估計(jì)過程中,提出兩個(gè)改進(jìn)的模型,其中之一為業(yè)績(jī)調(diào)整的修正Jones模型:在模型(1)的基礎(chǔ)上,加入ROAj,t-1作為業(yè)績(jī)的替代變量,同時(shí)在銷售額變動(dòng)的基礎(chǔ)上扣除應(yīng)收賬款的變動(dòng),得到模型(3)。其中,ROAj,t-1是j公司在第t-1年的總資產(chǎn)收益率。與文中計(jì)算DA1的方法一致,對(duì)模型(3)分行業(yè)-年度回歸的殘差取絕對(duì)值,得到盈余質(zhì)量的第二個(gè)變量DA2。此外,Kothari等學(xué)者還提出另一個(gè)與業(yè)績(jī)相關(guān)的修正Jones模型,以控制業(yè)績(jī)與企業(yè)應(yīng)計(jì)之間相關(guān)性。具體做法是,對(duì)于每個(gè)行業(yè)內(nèi)的企業(yè),按照總資產(chǎn)收益率排序并分組,然后為每一家企業(yè)選取總資產(chǎn)收益率最為接近的企業(yè)作為配對(duì)樣本,采用模型(1)、(2)計(jì)算每家企業(yè)的DA1,將企業(yè)與配對(duì)樣本的DA1相減(配對(duì)公司值為減數(shù))作為該企業(yè)盈余質(zhì)量的第三個(gè)變量DA3。綜上所述,本文采用Dechow等(1995)的分行業(yè)年度的橫截面修正Jones模型以及Kothari等(2005)的業(yè)績(jī)調(diào)整和業(yè)績(jī)配對(duì)的修正Jones模型分別計(jì)算可操控應(yīng)計(jì)利潤(rùn),考慮到盈余管理可能存在向上或向下的不同策略,對(duì)計(jì)算得出的可操控應(yīng)計(jì)利潤(rùn)均取其絕對(duì)值。作為上市公司盈余質(zhì)量衡量指標(biāo)的DA1、DA2、DA3,均為指標(biāo)數(shù)值越小表明企業(yè)的盈余質(zhì)量越好。(3)盈余質(zhì)量的另一種衡量指標(biāo)是應(yīng)計(jì)質(zhì)量。根據(jù)調(diào)整的Dechow和Dichev(2002)模型計(jì)算盈余質(zhì)量指標(biāo)(DD),這一指標(biāo)廣泛應(yīng)用于財(cái)務(wù)報(bào)告質(zhì)量的研究文獻(xiàn)之中(Francis等,2005;Rajgopal和Venkat-achalam,2011)。為計(jì)算該變量,首先分行業(yè)-年度回歸如下模型:在模型(4)中,ΔWCj,t為j公司第t年?duì)I運(yùn)資金的變動(dòng),具體地說,為應(yīng)收賬款、存貨和其他資產(chǎn)的變動(dòng)之和,減去應(yīng)付賬款和應(yīng)交所得稅的變動(dòng);CFOj,t為j公司第t年經(jīng)營(yíng)性現(xiàn)金流量;ΔREVj,t為營(yíng)業(yè)收入的變動(dòng);PPEj,t為j公司第t年末的固定資產(chǎn)價(jià)值;TAj,t-1為j公司第t-1年末總資產(chǎn)。在對(duì)模型(4)分行業(yè)-年度回歸后,得到各企業(yè)各年度的回歸殘差,根據(jù)第t年和之前4年的回歸殘差計(jì)算標(biāo)準(zhǔn)差,即得到企業(yè)第t年的應(yīng)計(jì)質(zhì)量指標(biāo),該指標(biāo)數(shù)值越小則表示企業(yè)的應(yīng)計(jì)盈余質(zhì)量越好。3.控制變量。本文在回歸模型中使用了一些控制變量,以避免可能影響盈余質(zhì)量和企業(yè)社會(huì)責(zé)任關(guān)系的遺漏變量問題。之前的文獻(xiàn)研究表明,企業(yè)規(guī)模和企業(yè)社會(huì)責(zé)任之間存在相關(guān)關(guān)系,大規(guī)模的上市公司更有動(dòng)機(jī)去強(qiáng)調(diào)它們對(duì)企業(yè)社會(huì)責(zé)任的承諾,因此本文控制了企業(yè)規(guī)模(Size)。另外,研究表明,企業(yè)社會(huì)責(zé)任和企業(yè)價(jià)值正相關(guān),具有高度道德承諾的企業(yè)的市場(chǎng)價(jià)值更高,企業(yè)價(jià)值高的企業(yè)會(huì)承諾高水平的企業(yè)社會(huì)責(zé)任以保持它們?cè)谑袌?chǎng)中的地位,因此本文控制了企業(yè)價(jià)值(TobinQ),并預(yù)測(cè)企業(yè)價(jià)值會(huì)對(duì)企業(yè)社會(huì)責(zé)任的履行產(chǎn)生正向影響。為了控制與杠桿作用相關(guān)的盈余管理動(dòng)機(jī)以及杠桿作用對(duì)企業(yè)社會(huì)責(zé)任的潛在影響,本文控制了上市公司的資產(chǎn)負(fù)債率(Leverage)。我們加入營(yíng)業(yè)收入增長(zhǎng)率(Salesgrowth),以控制企業(yè)增長(zhǎng)機(jī)會(huì)的影響。此外,由于Petron(i1992)研究發(fā)現(xiàn)企業(yè)在自身財(cái)務(wù)業(yè)績(jī)不佳時(shí)更有可能進(jìn)行盈余管理,傾向于通過盈余管理規(guī)避損失,因此參照Choi和Pae(2011)的做法,在本文的主回歸模型中分別引入反映企業(yè)虧損情況的虛擬變量(LossD)和反映企業(yè)現(xiàn)金流情況的虛擬變量(NegcfoD)。最后,我們還加入了年度虛擬變量(Year)及行業(yè)虛擬變量(Industry),以分別控制年度和行業(yè)固定效應(yīng)。變量的定義和度量見表1。

(三)實(shí)證模型參考Choi和Pae(2011)的模型,本文估計(jì)了如下回歸模型來檢驗(yàn)盈余質(zhì)量與企業(yè)社會(huì)責(zé)任之間關(guān)系:在模型(5)中,CSRj,t為j公司第t年的社會(huì)責(zé)任表現(xiàn);QAj,t為j公司第t年的盈余質(zhì)量,分別由DA1、DA2、DA3和DD來度量。H1意味著β1<0,即盈余操縱程度較小、盈余質(zhì)量較好的企業(yè),會(huì)更多的履行社會(huì)責(zé)任,表明企業(yè)傾向于更多的從事社會(huì)責(zé)任活動(dòng)以回報(bào)社會(huì)。H2意味著β1>0,即盈余操縱程度較大、盈余質(zhì)量較差的企業(yè),會(huì)更多的履行社會(huì)責(zé)任,表明企業(yè)履行社會(huì)責(zé)任的動(dòng)機(jī)更可能是為了轉(zhuǎn)移公眾的視線,掩飾其對(duì)盈余所做的操控。同時(shí),考慮到本文所使用的樣本數(shù)據(jù)是典型的短面板,借鑒Petersen(2009)的方法,所有回歸結(jié)果在報(bào)告t值時(shí),均采用公司層面聚類調(diào)整的穩(wěn)健性標(biāo)準(zhǔn)誤。

三、實(shí)證結(jié)果及分析

(一)單變量分析1.描述性統(tǒng)計(jì)。表2報(bào)告了主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果。(1)企業(yè)社會(huì)責(zé)任表現(xiàn)(CSR)的均值為1.0799,中位數(shù)為0.8536,但都與最大值5.4257相去甚遠(yuǎn)。這符合預(yù)期,一方面,數(shù)據(jù)表明當(dāng)前半數(shù)以上的企業(yè)的社會(huì)責(zé)任履行情況低于平均水平;另一方面,即使進(jìn)行了99%百分位的winsorize處理異常值,在樣本中仍包含個(gè)別社會(huì)責(zé)任履行情況很好的企業(yè),不過對(duì)于大多數(shù)企業(yè)來說,如此超高的企業(yè)社會(huì)責(zé)任值并不是普遍情況。(2)關(guān)于盈余質(zhì)量的指標(biāo),在分別采用修正Jones模型、業(yè)績(jī)調(diào)整以及業(yè)績(jī)配對(duì)的修正Jones模型時(shí),DA1、DA2、DA3的均值分別為0.0950、0.0913和0.1324。此外,采用Dechow和Dichev模型計(jì)算的盈余質(zhì)量指標(biāo)(DD)的均值為0.0334,中位數(shù)為0.0282,最小值為0.0047,最大值為0.1172,企業(yè)間總體變化不大。(3)控制變量方面,企業(yè)規(guī)模變量(Size)的均值為21.7099,中位數(shù)為21.5624,說明樣本企業(yè)的規(guī)模基本符合正態(tài)分布;企業(yè)價(jià)值(TobinQ)變量在25百分位上的數(shù)值都超過1,表明大多數(shù)企業(yè)的估值都高于資產(chǎn)的賬面價(jià)值;企業(yè)資產(chǎn)負(fù)債率(Leverage)的均值為0.4847,中位數(shù)為為0.4996,表明樣本中半數(shù)以上企業(yè)的負(fù)債小于所有者權(quán)益,企業(yè)償債能力尚可;營(yíng)業(yè)收入增長(zhǎng)率(Salesgrowth)均值為21.22%,在包含受到全球金融危機(jī)影響的2008年觀察值的樣本中,仍能有這樣的結(jié)果,說明中國(guó)企業(yè)的成長(zhǎng)性是非常不錯(cuò)的。2.單變量差異性檢驗(yàn)。如表3所示,按照企業(yè)社會(huì)責(zé)任表現(xiàn)(CSR)的中位數(shù)將樣本分為兩組,一個(gè)樣本組的CSR值小于中位數(shù)(以下簡(jiǎn)稱:組1),另一個(gè)樣本組的CSR值大于中位數(shù)(以下簡(jiǎn)稱:組2)。在組1和組2中,分別計(jì)算盈余質(zhì)量變量(DA1、DA2、DA3、DD)的均值,并對(duì)組間均值進(jìn)行差異性檢驗(yàn)。結(jié)果(見表3)表明,采用修正Jones模型計(jì)算的可操控應(yīng)計(jì)利潤(rùn)指標(biāo)(DA1、DA2、DA3),在組1中的均值小于在組2中的均值,且DA2、DA3指標(biāo)的組間均值都在1%的統(tǒng)計(jì)水平上存在顯著差異。這個(gè)結(jié)論初步印證了本文的假設(shè)H2,考慮到不同變量在差異性檢驗(yàn)中存在的不一致結(jié)果,我們?cè)诤罄m(xù)的多元回歸分析中予以進(jìn)一步檢驗(yàn)。3.相關(guān)性分析。表4列示了主要變量間的相關(guān)系數(shù)分析結(jié)果。從表4的分析結(jié)果來看,盈余管理程度指標(biāo),無論是修正Jones模型計(jì)算的可操控應(yīng)計(jì)利潤(rùn)指標(biāo)(DA2、DA3),還是Dechow和Dichev模型計(jì)算的應(yīng)計(jì)盈余值(DD),都與企業(yè)社會(huì)責(zé)任表現(xiàn)(CSR)存在顯著的正相關(guān)關(guān)系,初步支持了本文的假設(shè)H2,在之后的多元回歸分析中本文將進(jìn)一步展開檢驗(yàn)。此外,企業(yè)社會(huì)責(zé)任表現(xiàn)(CSR)與企業(yè)規(guī)模(Size)正相關(guān),表明大規(guī)模的企業(yè)有更強(qiáng)的動(dòng)機(jī)履行企業(yè)社會(huì)責(zé)任。本文使用不同模型計(jì)算的三個(gè)可操控應(yīng)計(jì)利潤(rùn)指標(biāo)(DA1、DA2、DA3)與采用Dechow和Dichev模型計(jì)算的應(yīng)計(jì)盈余值(DD)高度相關(guān)。表中各變量之間(除解釋變量的多個(gè)變量之間)的相關(guān)系數(shù)絕對(duì)值大部分都小于0.4,表明變量間不存在嚴(yán)重的多重共線性問題。

(二)盈余質(zhì)量與企業(yè)社會(huì)責(zé)任表5檢驗(yàn)了企業(yè)盈余管理與企業(yè)社會(huì)責(zé)任之間的關(guān)系。在列(1)到列(3)中,我們分別采用修Jones模型及其相關(guān)衍生模型計(jì)算的指標(biāo)作為關(guān)鍵解釋變量,對(duì)模型進(jìn)行回歸分析。結(jié)果顯示,回歸后關(guān)鍵解釋變量的系數(shù)均在5%的水平上顯著為正,表明進(jìn)行更多盈余管理的企業(yè),其社會(huì)責(zé)任表現(xiàn)值(CSR)越高,由此,假設(shè)H2得到驗(yàn)證。第(4)列中采用Dechow和Dichev模型計(jì)算的應(yīng)計(jì)盈余值(DD)的系數(shù)亦在1%的水平上顯著。此外,企業(yè)規(guī)模(Size)的系數(shù)顯著為正,這個(gè)結(jié)果與“政治成本假說”一致,即大規(guī)模企業(yè)有著更強(qiáng)的履行社會(huì)責(zé)任的動(dòng)機(jī)。這些企業(yè)受到媒體和投資者更高的關(guān)注,它們因此更注重自身的公眾形象。企業(yè)價(jià)值(TobinQ)的系數(shù)顯著為正,Choi和Pae(2011)基于韓國(guó)的企業(yè)樣本研究表明,價(jià)值高的企業(yè)會(huì)致力于履行高水平的社會(huì)責(zé)任,以維系它們?cè)谑袌?chǎng)中的領(lǐng)先地位。本文的研究結(jié)論與這兩位韓國(guó)學(xué)者的觀點(diǎn)一致??偟膩碚f,結(jié)果支持假設(shè)H2,即積極操縱盈余的企業(yè)會(huì)更多的履行社會(huì)責(zé)任以轉(zhuǎn)移公眾視線,掩蓋其對(duì)公眾不利的行為。

(三)穩(wěn)健性檢驗(yàn)為了使研究結(jié)果更具有說服力,本文進(jìn)行相應(yīng)的穩(wěn)健性檢驗(yàn)。1.交換被解釋變量和解釋變量。本文構(gòu)造了以企業(yè)社會(huì)責(zé)任指標(biāo)為被解釋變量,盈余質(zhì)量指標(biāo)為解釋變量的回歸模型。由于將解釋變量和被解釋變量轉(zhuǎn)換有利于解決可能存在的測(cè)量誤差(Choi和Pae,2011),因此,本文參考Kim等(2012)、Hong和Andersen(2011)[22]的做法構(gòu)造模型(6)進(jìn)行檢驗(yàn)。表6的列(1)至列(3)分別呈現(xiàn)了以可操控應(yīng)計(jì)利潤(rùn)值(DA1、DA2、DA3)作為被解釋變量進(jìn)行回歸的結(jié)果,企業(yè)社會(huì)責(zé)任表現(xiàn)值(CSR)的回歸系數(shù)在5%的水平上顯著為正;列(4)給出了以應(yīng)計(jì)盈余指標(biāo)(DD)作為被解釋變量進(jìn)行回歸的結(jié)果,企業(yè)社會(huì)責(zé)任表現(xiàn)值(CSR)的回歸系數(shù)在1%的水平上顯著為正。顯然,逆向的回歸結(jié)果證實(shí)了企業(yè)社會(huì)責(zé)任表現(xiàn)與盈余管理存在正向影響關(guān)系的結(jié)論,即社會(huì)責(zé)任與盈余質(zhì)量存在負(fù)向影響關(guān)系,這進(jìn)一步支持了本文的假設(shè)H2。企業(yè)價(jià)值(TobinQ)的回歸系數(shù)也在1%的水平上顯著為正,即有著高市價(jià)的企業(yè)更傾向于進(jìn)行盈余管理。企業(yè)規(guī)模(Size)的回歸系數(shù)為負(fù),表明企業(yè)規(guī)模越大,盈余質(zhì)量越好。2.解釋變量的選擇。為了減少盈余質(zhì)量變量上的測(cè)量誤差,我們分別使用了由修正Jones模型及它的兩個(gè)衍生模型、Dechow和Dichev模型計(jì)算的四個(gè)反映應(yīng)計(jì)盈余質(zhì)量的指標(biāo),回歸后得到一致的結(jié)果。在此,本文進(jìn)一步采用基本Jones模型及它的三個(gè)衍生模型③計(jì)算可操控應(yīng)計(jì)利潤(rùn)指標(biāo),作為盈余質(zhì)量的變量(分別用DA4、DA5、DA6及DA7表示)重新進(jìn)行回歸。結(jié)果如表7所示,變量的回歸系數(shù)及顯著性水平并未發(fā)生實(shí)質(zhì)性改變。3.變量標(biāo)準(zhǔn)化處理。參考Laksmana和Yang(2009)的做法,本文將所有連續(xù)型變量減去其均值后除以標(biāo)準(zhǔn)差進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化處理(這樣做是因?yàn)橹笜?biāo)的單位不一致)。④我們將標(biāo)準(zhǔn)化處理后的變量(即表8中帶有“_s”后綴的變量)代入模型,替換原變量重新進(jìn)行了回歸,回歸結(jié)果(見表8)仍然與假設(shè)H2保持一致,只是系數(shù)的大小不同而已。4.差分模型的設(shè)置與檢驗(yàn)。為了盡可能地減小模型中因疏漏變量而導(dǎo)致的內(nèi)生性問題,本文將所有變量的當(dāng)期值與上期值進(jìn)行差分得到變動(dòng)值(即模型7和表9中帶有“Δ”前綴的變量),并用變動(dòng)值構(gòu)造如下change模型,對(duì)模型(7)進(jìn)行回歸,結(jié)果(見表9)仍然與假設(shè)H2保持一致。5.樣本期間的選擇。為了排除在盈余質(zhì)量與企業(yè)社會(huì)責(zé)任關(guān)系中金融危機(jī)影響的可能性,本文從研究樣本中排除2008和2009年觀察值,并重新進(jìn)行上述回歸。結(jié)果(見表10)與前文假設(shè)H2保持一致。

(四)內(nèi)生性檢驗(yàn)由于企業(yè)自身特征可能會(huì)影響盈余管理程度,進(jìn)而影響企業(yè)社會(huì)責(zé)任。因此,為了克服樣本自選擇偏誤導(dǎo)致的內(nèi)生性問題,本文采用Heckman(1979)的兩階段回歸法進(jìn)行檢驗(yàn)。具體做法是:第一階段,參考Cohen和Zarowin(2010)以及于忠泊等(2011)的做法,主要考慮公司規(guī)模、財(cái)務(wù)業(yè)績(jī)及成長(zhǎng)性等特征對(duì)企業(yè)盈余管理行為的影響,使用Probit模型回歸并估計(jì)InverseMill’sRatio(IMR)。⑤具體模型如下:在模型(8)中,被解釋變量QA_dum為虛擬變量,當(dāng)企業(yè)盈余管理程度⑥大于行業(yè)年度中值時(shí),該變量取1,否則取0。解釋變量包括公司規(guī)模(Size)、市賬率(MTB)、總資產(chǎn)報(bào)酬率(ROA)、營(yíng)業(yè)收入增長(zhǎng)率(Salesgrowth)以及資產(chǎn)負(fù)債率(Leverage),我們同時(shí)在模型中加入行業(yè)虛擬變量(Industry)和年度虛擬變量(Year)以控制行業(yè)和年度固定效應(yīng)。第二階段,將IMR代入模型(5)得到模型(9),該模型可以修正由于自選擇偏誤所導(dǎo)致的內(nèi)生性問題:表11的PanelA部分報(bào)告了Heckman(1979)的第一階段回歸結(jié)果。從中可以看出,公司規(guī)模較小、市賬率較高、營(yíng)業(yè)收入增長(zhǎng)率較高、資產(chǎn)負(fù)債率較高的上市公司更有可能進(jìn)行盈余管理。表11的PanelB部分為Heckman(1979)的第二階段回歸結(jié)果。結(jié)果表明,控制了盈余管理的自選擇偏差后,盈余管理仍然對(duì)企業(yè)社會(huì)責(zé)任存在顯著的正向影響,進(jìn)一步驗(yàn)證了本文的假設(shè)H2。此外,控制變量的符號(hào)和顯著性水平也與文中主回歸結(jié)果保持一致。

四、進(jìn)一步研究

(一)企業(yè)股權(quán)性質(zhì)的影響我國(guó)證券市場(chǎng)建立二十多年以來,民營(yíng)企業(yè)得到了迅猛發(fā)展,但國(guó)有企業(yè)占優(yōu)勢(shì)的局面并未得到較大改變。目前,60%以上的中國(guó)上市公司最終控制人為國(guó)家。國(guó)有企業(yè)目標(biāo)函數(shù)的多元化導(dǎo)致企業(yè)行為承載著太多的政治任務(wù)(如保障就業(yè)率、社會(huì)穩(wěn)定等)(黃速建和余菁,2006),其經(jīng)濟(jì)目標(biāo)的實(shí)現(xiàn)是為非經(jīng)濟(jì)目標(biāo)的實(shí)現(xiàn)服務(wù)的,而且國(guó)有企業(yè)的管理層更注重自身的政治前途(吳聯(lián)生等,2010)。因此,國(guó)有企業(yè)履行企業(yè)社會(huì)責(zé)任更有可能是基于政治動(dòng)機(jī)而非投機(jī)動(dòng)機(jī)。然而,與國(guó)有企業(yè)相比,非國(guó)有企業(yè)產(chǎn)權(quán)更清晰,經(jīng)營(yíng)目標(biāo)更單一。當(dāng)非國(guó)有企業(yè)面臨較大市場(chǎng)壓力時(shí),基于IPO動(dòng)機(jī)、增發(fā)或配股動(dòng)機(jī)、扭虧保殼動(dòng)機(jī),往往會(huì)更多地考慮進(jìn)行盈余管理(劉鳳委,2005),通過供銷價(jià)格差異、資產(chǎn)置換、資產(chǎn)剝離等方式粉飾財(cái)務(wù)報(bào)表(陳信元,2003),以調(diào)高業(yè)績(jī)。企業(yè)性質(zhì)決定了其所擔(dān)負(fù)的社會(huì)責(zé)任并非是與生俱來的,而是完全來自于外部壓力。非國(guó)有企業(yè)的社會(huì)責(zé)任履行更傾向于“戰(zhàn)略慈善”,其對(duì)經(jīng)濟(jì)動(dòng)機(jī)的考慮更加明顯(辛宇和左乃健,2012)。因此,在其他條件不變的情況下,本文預(yù)期相對(duì)于國(guó)有企業(yè),非國(guó)有企業(yè)的盈余質(zhì)量對(duì)企業(yè)社會(huì)責(zé)任的負(fù)向影響應(yīng)該更顯著。根據(jù)股權(quán)性質(zhì)對(duì)樣本進(jìn)行分組,得到國(guó)有企業(yè)和非國(guó)有企業(yè)兩個(gè)子樣本,分別用分組樣本對(duì)模型(5)進(jìn)行回歸,以驗(yàn)證在不同股權(quán)性質(zhì)下,盈余質(zhì)量與企業(yè)社會(huì)責(zé)任之間的關(guān)系是否存在差異。結(jié)果如表12的列(1)、(2)、(5)、(6)所示。在非國(guó)有企業(yè)的樣本中,盈余管理程度指標(biāo)(DA3、DD)的系數(shù)均在1%的水平上顯著為正;在國(guó)有企業(yè)的樣本中,我們沒有發(fā)現(xiàn)該類變量系數(shù)的統(tǒng)計(jì)顯著性。進(jìn)一步,我們對(duì)國(guó)有和非國(guó)有樣本組中關(guān)鍵解釋變量的系數(shù)進(jìn)行差異性檢驗(yàn)。結(jié)果表明,列(1)、(2)中DA3的系數(shù)差異性檢驗(yàn)的卡方值為4.31,p值為0.0380;列(5)、(6)中DD的系數(shù)差異性檢驗(yàn)的卡方值為3.99,p值為0.0459。總的來說,非國(guó)有樣本組的盈余管理程度回歸系數(shù)在5%的水平上顯著大于國(guó)有樣本組,組間差異在統(tǒng)計(jì)上顯著。這表明,通過履行社會(huì)責(zé)任來掩飾盈余操縱行為的做法,更多的存在于非國(guó)有企業(yè)中。由此可見,由于非國(guó)有企業(yè)政策支持度以及政治關(guān)聯(lián)度相對(duì)較低,因此,在履行企業(yè)社會(huì)責(zé)任時(shí),更易受到自身盈余質(zhì)量水平的影響。

(二)企業(yè)股權(quán)集中度的影響自Berle和Means的經(jīng)典論著《現(xiàn)代公司與私有產(chǎn)權(quán)》于1932年問世以來,企業(yè)的股權(quán)結(jié)構(gòu)在公司治理中的效率問題就成為公司財(cái)務(wù)研究領(lǐng)域長(zhǎng)盛不衰的焦點(diǎn)問題之一(陳德萍和陳永圣,2011)。由于我國(guó)資本市場(chǎng)尚未達(dá)到半強(qiáng)勢(shì)有效,大股東控制權(quán)對(duì)企業(yè)發(fā)展的干預(yù)仍然在較大范圍內(nèi)存在。因此,本文擬針對(duì)非國(guó)有企業(yè)樣本組,進(jìn)一步考慮企業(yè)的股權(quán)結(jié)構(gòu)對(duì)盈余質(zhì)量與社會(huì)責(zé)任間關(guān)系的影響。股權(quán)集中度作為衡量股權(quán)結(jié)構(gòu)的指標(biāo),可以看作公司治理效率的度量。在股權(quán)分散的企業(yè)中,廣大中小股東“搭便車”的心理嚴(yán)重,難以對(duì)管理層進(jìn)行有效地制衡和監(jiān)管。在這種情況下,基于理論框架的管理層機(jī)會(huì)主義假說,管理層更可能出于私利的考慮進(jìn)行盈余管理,并通過履行企業(yè)社會(huì)責(zé)任來掩飾對(duì)盈余所做的操縱。此外,在股權(quán)分散的情況下,管理層的盈余管理行為對(duì)公司股價(jià)造成的潛在壓力,一般不太可能直接對(duì)中小股東構(gòu)成致命威脅。從博弈論的角度來看,其更有可能無視管理層的盈余操縱行為及其后通過企業(yè)社會(huì)責(zé)任所做的掩飾。因此,在其他條件不變的情況下,本文預(yù)期在非國(guó)有企業(yè)中,相對(duì)于股權(quán)集中的企業(yè),股權(quán)相對(duì)分散的企業(yè)的盈余質(zhì)量與社會(huì)責(zé)任之間的負(fù)向影響關(guān)系更顯著。在非國(guó)有企業(yè)的樣本組中,使用赫芬達(dá)爾指數(shù)(前10大股東持股比率的平方和)的均值對(duì)樣本進(jìn)行分組,得到股權(quán)相對(duì)集中和股權(quán)相對(duì)分散的兩個(gè)子樣本組,對(duì)子樣本的回歸結(jié)果見表12的列(3)、(4)、(7)、(8)。在股權(quán)相對(duì)分散的企業(yè)中,盈余管理程度的衡量指標(biāo)DA3、DD的系數(shù)均在1%的水平上顯著為正;在股權(quán)集中的企業(yè)中,我們沒有發(fā)現(xiàn)該類變量系數(shù)的顯著性。進(jìn)一步在股權(quán)集中和股權(quán)分散的組間進(jìn)行關(guān)鍵解釋變量的系數(shù)差異性檢驗(yàn),結(jié)果表明,列(3)、(4)中DA3的系數(shù)差異性檢驗(yàn)的卡方值為2.99,p值為0.0839,但列(7)、(8)中DD的系數(shù)未通過差異性檢驗(yàn)。因此,我們有所保留的認(rèn)可,在非國(guó)有企業(yè)樣本組中,股權(quán)分散的企業(yè)的盈余管理程度的回歸系數(shù)大于股權(quán)集中的企業(yè)。由此可見,通過履行社會(huì)責(zé)任來掩飾盈余管理行為的做法,更可能存在于監(jiān)管力度相對(duì)薄弱的股權(quán)分散型的非國(guó)有企業(yè)中。

五、研究結(jié)論