以中国2012~2016年披露社会责任报告的A股重污染上市公司为样本,实证分析企业社会责任信息披露、高管激励和公司财务绩效之间的关系。研究发现:企业社会责任信息披露正向影响公司财务绩效,且该影响具有显著的滞后效应,这一效应呈现倒“U”型趋势;公司实施高管薪酬激励与股权激励均有助于提升企业社会责任信息披露质量;高管激励在企业社会责任信息披露对公司财务绩效的影响中具有中介作用。 Taking the sample of A-share listed companies in heavy pollution industry with China’s 2012-2016 disclosure of social responsibility report, this paper empirically analyzes the relationship between corporate social responsibility disclosure, executive incentives, and financial performance. The consequences indicate that corporate social responsibility information disclosure significantly positively affects the company’s financial performance, and this impact has a significant lag effect which presents an inverted “U” trend. The company’s implementation of executive compensation incentives and equity incentives will improve the quality of corporate social responsibility disclo-sure. Executive incentives play a mediating role in the impact of corporate social responsibility disclosure on the company’s financial performance.
罗梦安,麻丽娜
武汉理工大学,管理学院,湖北 武汉
收稿日期:2018年10月22日;录用日期:2018年11月7日;发布日期:2018年11月14日
以中国2012~2016年披露社会责任报告的A股重污染上市公司为样本,实证分析企业社会责任信息披露、高管激励和公司财务绩效之间的关系。研究发现:企业社会责任信息披露正向影响公司财务绩效,且该影响具有显著的滞后效应,这一效应呈现倒“U”型趋势;公司实施高管薪酬激励与股权激励均有助于提升企业社会责任信息披露质量;高管激励在企业社会责任信息披露对公司财务绩效的影响中具有中介作用。
关键词 :重污染上市公司,企业社会责任信息披露,高管激励,财务绩效
Copyright © 2018 by authors and Hans Publishers Inc.
This work is licensed under the Creative Commons Attribution International License (CC BY).
http://creativecommons.org/licenses/by/4.0/
根据2008年国务院出台的《关于中央企业履行社会责任的指导意见》,要求有条件的企业定期发布社会责任报告或可持续发展报告,这一指导意见对众多企业披露社会责任信息产生重要影响。虽然关注自身社会责任信息披露的企业数量与日俱增,但我国仍未健全指导上市公司披露企业社会责任信息的规范性体系。因此,对企业社会责任信息披露的研究具有现实意义。企业社会责任信息披露对财务绩效的影响如何?高管激励在企业社会责任信息披露对财务绩效的影响中发挥何种作用?都是值得探讨的问题。
国外学者对企业社会责任信息披露与财务绩效相关性的研究起步较早。Bowman (1978)以平均利润率代表公司财务绩效,采用占比法计算确定企业社会责任信息披露的质量,运用Pearson相关性分析及回归的方法证实企业社会责任信息披露与公司财务绩效呈正相关关系 [
针对高管激励与企业社会责任信息披露的研究,无论是高管薪酬激励还是高管股权激励,国内外大部分学者都支持高管激励会促进企业社会责任信息披露的观点。大部分高管愿意通过履行社会责任来促进企业经济利润的增长 [
由于不同学者衡量企业社会责任信息的指标不同,用财务指标代替或是自行构建社会责任信息评价体系,加之在研究中选取的不同样本范围可能受到国情、行业等因素的影响,学者们对于高管激励与企业社会责任信息披露、企业社会责任信息披露与企业绩效的关系持有不同的观点。国内外的文献对企业社会责任信息披露、高管激励和公司绩效的研究多数集中在三者中二者的关系上,少有学者研究三者的关系。因此,本文拟在考虑企业社会责任信息披露效应可能存在滞后期的基础上,探究其对公司财务绩效的影响是否存在滞后效应,并在此基础上探讨高管激励是否在企业社会责任信息披露与公司财务绩效的关系中起到中介作用。
(一) 企业社会责任信息披露与财务绩效。
利益相关者作为企业契约关系的一部分,其为企业提供了众多经营所需的资源,一方面,企业披露社会责任信息能够减小信息不对称的现状,完整的企业社会责任信息能够满足投资者的信息需求,有利于吸引到更多的投资者,改善企业资金状况,减少企业债务压力 [
H1a:积极披露社会责任信息的企业具有更好的财务绩效。
H1b:企业社会责任信息披露对公司财务绩效的影响具有滞后效应。
(二) 高管激励与企业社会责任信息披露
利益相关者代理理论指出,企业管理者作为利益相关者的代理人,其所做出的经营决策与被代理人的自身利益息息相关 [
H2a:高管薪酬激励对重污染行业企业披露社会责任信息的质量具有促进作用。
H2b:高管股权激励对重污染行业企业披露社会责任信息的质量具有促进作用。
(三) 企业社会责任信息披露、高管激励和财务绩效
根据信号传递理论,高质量的企业社会责任信息向企业所有者传递出企业运营管理状况良好的信号,肯定了管理层的工作能力。为了维持企业当前良好的经营状况,根据企业披露社会责任信息的情况,企业所有者会通过一系列激励措施鼓励高管继续做出有利于公司的行为。盈利好的公司更可能自愿公布企业承担的社会责任,企业披露社会责任信息有助于高管获得激励。马斯洛的需求层次理论指出,薪酬是员工生存的基础 [
H3a:企业社会责任信息披露水平影响企业对高管的薪酬激励,且高管薪酬激励在企业社会责任信息披露(CSR)对财务绩效的影响中存在中介作用。
H3b:企业社会责任信息披露水平影响企业对高管的股权激励,且高管股权激励在企业社会责任信息披露(CSR)对财务绩效的影响中存在中介作用。
(一) 样本选择与数据来源
本文选取2012-2016年连续发布企业社会责任报告的沪深两市上市的重污染行业公司的面板数据为样本。借鉴倪娟和孔令文的做法 [
(二) 变量选择
1) 被解释变量。综合财务绩效(F),为克服单一指标无法全面反映企业财务绩效的缺陷,借鉴谭丹丹和郑少锋的研究方法 [
变量名称 | 符号 | 变量名称 | 符号 |
---|---|---|---|
每股收益 | X1 | 总资产周转率 | X8 |
总资产报酬率 | X2 | 速动比率 | X9 |
总资产净利率 | X3 | 现金比率 | X10 |
营业利润率 | X4 | 总资产增长率 | X11 |
营业净利率 | X5 | 净利润增长率 | X12 |
应收账款周转率 | X6 | 利润总额增长率 | X13 |
存货周转率 | X7 | 营业收入增长率 | X14 |
表1. 财务绩效指标
首先采用Z-score变换法对166家房地产上市公司的财务绩效指标进行标准化处理,然后用KMO检验、Bartlett球形检验来判断数据是否符合因子分析的要求。检验结果显示,KMO取值为0.678,Bartlett’s球形检验的相伴概率值为0.000,说明重污染行业上市公司的财务数据适合做因子分析,且效果尚可。
对财务指标采用主成分分析法降维提取出6个公因子,其累计贡献率为75.403%,高于75%,表明6个公共因子可以比较全面地描述重污染行业上市公司的财务绩效。根据因子得分系数矩阵,可以得出六个公共因子的计算模型,分别为:
F 1 = 0.211 X 1 + 0.240 X 2 + 0.239 X 3 + 0.238 X 4 + 0.230 X 5 + 0.018 X 6 − 0.077 X 7 + 0.034 X 8 − 0.026 X 9 − 0.037 X 10 − 0.005 X 11 + 0.016 X 12 − 0.096 X 13 − 0.064 X 14
F 2 = − 0.034 X 1 − 0.018 X 2 + 0.010 X 3 − 0.021 X 4 − 0.025 X 5 + 0.007 X 6 + 0.005 X 7 − 0.014 X 8 + 0.508 X 9 + 0.512 X 10 − 0.032 X 11 − 0.016 X 12 + 0.011 X 13 + 0.017 X 14
F 3 = 0.062 X 1 + 0.028 X 2 + 0.026 X 3 − 0.122 X 4 − 0.129 X 5 − 0.047 X 6 + 0.421 X 7 − 0.032 X 8 − 0.007 X 9 − 0.005 X 10 + 0.495 X 11 − 0.038 X 12 − 0.018 X 13 + 0.547 X 14
F 4 = 0.007 X 1 − 0.029 X 2 − 0.027 X 3 − 0.026 X 4 − 0.034 X 5 − 0.005 X 6 − 0.019 X 7 − 0.019 X 8 − 0.004 X 10 − 0.128 X 11 + 0.557 X 12 + 0.729 X 13 + 0.081 X 14
F 5 = 0.169 X 1 + 0.181 X 2 + 0.183 X 3 − 0.313 X 4 − 0.321 X 5 + 0.159 X 6 − 0.291 X 7 + 0.649 X 8 − 0.008 9 − 0.028 X 10 − 0.008 X 11 + 0.071 X 12 − 0.098 X 13 + 0.032 X 14
F 6 = − 0.101 X 1 − 0.085 X 2 − 0.088 X 3 + 0.167 X 4 + 0.171 X 5 + 0.825 X 6 + 0.411 X 7 + 0.163 X 8 + 0.007 9 + 0.017 X 10 − 0.155 X 11 + 0.016 X 12 − 0.016 X 13 + 0.029 X 14
根据各主成分因子得分及相应的贡献率可计算求得财务绩效综合指标F,企业财务绩效综合评价模型如下:
F = ( 27.098 % F 1 + 13.920 % F 2 + 9.971 % F 3 + 8.603 % F 4 + 8.531 % F 5 + 7.280 % F 6 ) / 75.403 %
最终得到重污染上市公司财务绩效综合评价模型为:
F = 35.94 % F 1 + 18.461 % F 2 + 13.224 % F 3 + 11.409 % F 4 + 11.314 % F 5 + 9.655 % F 6
2) 解释变量。企业社会责任信息披露(CSR),以往的相关研究中,学者们对企业社会责任的衡量主要采用自建评分体系、内容分析法、声誉评分法等,这些方法难以避免主观性,因此,本文选用第三方评级机构润灵环球责任评级公司(RKS)发布的企业社会责任报告评级得分作为衡量企业社会责任信息披露水平的指标。为考察不同高管激励模式对企业社会责任信息披露与财务绩效关系的影响,文中所述的高管激励(EI)包括高管货币薪酬激励(PAY)与高管股权激励(STO),考虑到企业中董事、监事和高管都是影响公司发展战略的重要成员,在何霞、苏晓华(2012)的研究基础上 [
3) 控制变量。借鉴以往学者的研究(陶文杰等,2012;冯丽艳等,2016) [
变量名称 | 变量符号 | 变量定义 | ||
---|---|---|---|---|
被解释变量 | 综合财务绩效 | F | 因子分析法所得企业综合财务绩效 | |
解释变量 | 企业社会责任信息披露 | CSR | 润灵环球发布的企业社会责任报告评级得分 | |
高管激励(EI) | 高管薪酬激励 | PAY | 董事、监事及高管报酬总额的自然对数 | |
高管股权激励 | STO | 董事、监事及高管持股总数/总股数 | ||
控制变量 | 企业规模 | SIZE | 公司年末总资产的自然对数 | |
企业性质 | STATE | 国有企业取值为1,非国有企业取值为0 | ||
股权集中度 | HHI5 | 前五大股东持股比例 | ||
披露意愿 | VOLC | 自愿披露取值为1,应规披露取值为0 |
表2. 变量定义表
(三) 模型构建
本文采用温忠麟等(2004)检验中介效应的三步回归法 [
F i , t = a 0 + a 1 CSR i , t + a 2 SIZE i , t − n + a 3 HHI5 i , t + a 4 STATE i , t + a 5 VOLC i , t + ε (1)
CSR i , t = c 0 + c 1 EI i , t + c 2 SIZE i , t + c 3 HHI5 i , t + c 4 STATE i , t + c 5 VOLC i , t + ε (2)
EI i , t = c 0 + c 1 CSR i , t + c 2 SIZE i , t + c 3 HHI5 i , t + c 4 STATE i , t + c 5 VOLC i , t + ε (3)
F i , t = d 0 + d 1 CSR i , t + d 2 EI i , t + d 3 SIZE i , t + d 4 HHI5 i , t + d 5 STATE i , t + d 6 VOLC i , t + ε (4)
模型(1)用以检验企业社会责任信息披露对公司财务绩效当期及滞后三期的影响。模型(2)分别将高管薪酬激励与股权激励带入验证高管激励与企业绩效的关系。模型(3)在控制企业规模、股权集中度、企业性质和社会责任报告披露意愿后分别对高管薪酬激励、股权激励与企业社会责任信息披露的关系进行分析。为检验企业社会责任信息披露在高管激励与公司财务绩效关系间的中介效应,根据温忠麟等(2004)检验中介效应的方法 [
(一) 描述性统计分析
样本企业社会责任披露统计的结果如表3所示。重污染行业上市公司2012年-2016年的样本企业社会责任披露(CSR)的最大值与最小值相差较大,且均值分别为37.74、39.33、40.59、43.63和43.00,表明不同样本企业社会责任披露水平差异较大,整体披露水平较低。但均值基本呈逐年上升的趋势,标准差呈逐年下降趋势,说明样本企业社会责任披露水平在逐年提升。
年份 | 最大值 | 最小值 | 均值 | 标准差 |
---|---|---|---|---|
2012 | 81.88 | 17.65 | 37.74 | 17.37 |
2013 | 81.70 | 21.78 | 39.33 | 12.28 |
2014 | 87.95 | 24.37 | 40.59 | 11.96 |
2015 | 87.18 | 27.58 | 43.63 | 11.73 |
2016 | 86.64 | 24.04 | 43.00 | 11.77 |
表3. 样本企业社会责任信息披露统计
对各变量原数据的描述性统计结果如表4所示。根据表4的统计结果,高管薪酬激励(PAY)最小值为13.70,最大值为17.95,均值和中位数基本一致,且标准差仅为0.75,由此看来样本企业高管薪酬激励的差异并不明显。高管股权激励的均值为0.01,最大值为0.46,最小值为0,标准差为0.04,表明我国重污染行业上市公司高管股权激励水平整体偏低,甚至存在部分企业没有实行高管股权激励的情况。高管薪酬激励与股权激励的统计结果反映了相对于股权激励而言,我国重污染行业上市公司更加重视对高管实施薪酬激励。企业规模(SIZE)最大值为28.51,最小值为20.18,不同企业个体差异较大。重污染行业上市公司的股权集中度(HHI5)在个体中差异悬殊,最大值为0.98,而最小值仅为0.11。
变量 | 观测值 | 最小值 | 最大值 | 均值 | 中位数 | 标准差 |
---|---|---|---|---|---|---|
F | 830 | −2.97 | 2.76 | 0 | −0.05 | 0.47 |
CSR | 830 | 17.65 | 87.95 | 40.86 | 37.44 | 12.44 |
PAY | 830 | 13.70 | 17.95 | 15.42 | 15.34 | 0.75 |
STO | 830 | 0 | 0.46 | 0.01 | 0 | 0.04 |
SIZE | 830 | 20.18 | 28.51 | 23.24 | 23.15 | 1.56 |
HHI5 | 830 | 0.11 | 0.98 | 0.56 | 0.56 | 0.18 |
STATE | 830 | 0 | 1 | 0.69 | 1 | 0.46 |
VOLC | 830 | 0 | 1 | 0.40 | 0 | 0.49 |
表4. 描述性统计
(二) 回归分析
根据模型(1)探究企业社会责任信息披露对公司财务绩效的滞后效应,其结果如表5所示。企业社会责任信息披露对滞后一期、二期和三期公司财务绩效的影响分别在10%、5%和5%的水平上显著,而对当期财务绩效的影响不显著,表明企业社会责任信息披露对公司财务绩效的影响存在明显滞后作用。在公司财务绩效滞后一期和两期时,企业社会责任信息披露的系数分别为0.003和0.005,企业社会责任信息披露对公司财务绩效的提高具有促进作用。随着时间的推移,当财务绩效滞后三期时,企业社会责任信息披露的系数降至0.004,而滞后四期时,企业社会责任信息披露与公司财务绩效之间的相关性不再显著,表明企业披露社会责任信息给公司财务绩效带来的促进作用逐渐减弱。由此说明,企业社会责任信息披露与公司财务绩效呈倒“U”型关系,表5的检验结果证实了H1a和H1b。
变量 | 当期 | 滞后一期 | 滞后二期 | 滞后三期 | 滞后四期 |
---|---|---|---|---|---|
CSRi,t | 0.001 | 0.003* | 0.005** | 0.004** | 0.002 |
(0.60) | (1.68) | (2.56) | (2.09) | (0.66) | |
SIZEi,t | −0.061*** | −0.054*** | −0.061*** | −0.059*** | −0.054* |
(−5.12) | (−3.76) | (−3.66) | (−3.03) | (−1.89) | |
HHI5i,t | 0.422*** | 0.251** | 0.306** | 0.371** | 0.504** |
(4.23) | (2.10) | (2.27) | (2.29) | (2.14) | |
STATEi,t | −0.144*** | −0.167*** | −0.157*** | −0.152*** | −0.126* |
(−4.42) | (−4.35) | (−3.69) | (−3.01) | (−1.72) | |
VOLCi,t | −0.125*** | −0.142*** | −0.137*** | −0.086* | −0.026 |
(−4.10) | (−3.85) | (−3.16) | (−1.69) | (−0.35) | |
_cons | 1.301*** | 1.171*** | 1.249*** | 1.173*** | 1.043* |
(5.26) | (3.90) | (3.54) | (2.83) | (1.73) | |
R2 | 0.076 | 0.066 | 0.070 | 0.072 | 0.058 |
Adj.R2 | 0.070 | 0.058 | 0.061 | 0.058 | 0.029 |
表5. 企业社会责任信息披露对公司财务绩效的滞后影响
注:括号内表示t值。*p < 0.1,**p < 0.05,***p < 0.01。
由表5可知企业社会责任信息披露对滞后两期财务绩效的影响最显著,在此基础上,本文将检验高管激励对企业社会责任信息披露与滞后两期公司财务绩效关系的调节作用,检验结果如表6所示。
模型1-3 | 模型2-1 | 模型2-2 | 模型3-1 | 模型3-2 | 模型4-1 | 模型4-2 | |
---|---|---|---|---|---|---|---|
Fi,t+2 | CSRi,t | CSRi,t | PAYi,t | STOi,t | Fi,t+2 | Fi,t+2 | |
CSRi,t | 0.005** | 0.012*** | 0.001* | 0.003 | 0.004** | ||
(2.56) | (3.99) | (1.77) | (1.39) | (2.30) | |||
PAYi,t | 2.521*** | 0.183*** | |||||
(3.99) | (7.05) | ||||||
STOi,t | 8.260* | 0.683*** | |||||
(1.77) | (3.52) | ||||||
SIZEi,t | −0.061*** | 2.527*** | 3.090*** | 0.138*** | −0.017*** | −0.087*** | −0.050*** |
(−3.66) | (6.50) | (8.05) | (4.98) | (−4.42) | (−5.28) | (−2.94) | |
HHI5i,t | 0.306** | 20.802*** | 19.584*** | −0.432* | 0.077** | 0.385*** | 0.253* |
(2.27) | (6.82) | (6.28) | (−1.94) | (2.49) | (2.98) | (1.89) | |
STATEi,t | −0.157*** | −0.976 | −1.319 | −0.411*** | −0.090*** | −0.082* | −0.095** |
(−3.69) | (−0.94) | (−1.20) | (−5.83) | (−9.22) | (−1.94) | (−2.09) | |
VOLCi,t | −0.137*** | 3.049*** | 2.436** | −0.147** | 0.038*** | −0.110*** | −0.163*** |
(−3.16) | (2.99) | (2.33) | (−2.05) | (3.77) | (−2.65) | (−3.74) | |
_cons | 1.249*** | −67.524*** | −40.886*** | 12.265*** | 0.404*** | −0.999** | 0.974*** |
(3.54) | (−6.11) | (−4.84) | (20.98) | (4.97) | (−2.15) | (2.72) | |
R2 | 0.070 | 0.315 | 0.297 | 0.183 | 0.282 | 0.156 | 0.093 |
Adj.R2 | 0.061 | 0.308 | 0.290 | 0.174 | 0.275 | 0.146 | 0.082 |
F | 7.459 | 45.188 | 41.577 | 21.994 | 38.668 | 15.117 | 8.422 |
表6. 高管激励对企业社会责任信息披露回归及高管激励中介效应检验
注:括号内表示t值。*p < 0.1,**p < 0.05,***p < 0.01。
模型2-1和2-2的结果显示高管薪酬激励、高管股权激励与企业社会责任信息披露质量分别在1%、10%的水平上显著正相关,H2a、H2b得到验证。进一步对企业社会责任信息披露与高管激励进行检验,模型3-1的结果表明企业社会责任信息披露的系数在1%的水平上显著,且符号为正,说明企业社会责任信息披露水平正向影响企业对高管的薪酬激励,因此可以进行高管薪酬激励在企业社会责任信息披露与公司财务绩效关系间的中介效应的检验。模型3-2的回归结果显示,企业社会责任信息披露与高管股权激励在10%的水平上显著正相关,亦可进行下一步中介效应的检验。在模型4-1中,引入高管薪酬激励指标后,企业社会责任信息披露的系数不再显著,符号为正,表明高管薪酬激励起到完全中介作用,证实了假设3a。而模型4-2与模型1-3相比,企业社会责任信息披露的系数下降,但企业社会责任信息披露仍与公司财务绩效具有显著正相关关系,表明高管股权激励在二者关系中起部分中介作用,H3b得到验证。
(三) 稳健性检验
为检验上述模型结果的稳健性,本文采用托宾Q值(TobinQ)代替综合财务绩效(F),对高管激励在企业社会责任信息披露与公司财务绩效间关系的中介效应进行检验,检验结果如表7所示:高管薪酬激励、股权激励与企业披露社会责任信息的质量均显著正相关,企业社会责任信息披露与滞后两期的托宾Q值显著正相关,且在引入高管薪酬激励指标后企业社会责任信息披露指标的显著性降低,表明高管薪酬激励在企业社会责任信息披露与公司财务绩效关系间存在中介作用。高管股权激励与企业社会责任信息披露亦存在显著正相关关系,但模型4’-2中股权激励的系数不具有显著性,因而高管股权激励在企业社会责任信息披露与公司财务绩效的关系间不存在中介作用,这可能是由于重污染行业上市公司高管持股比例过低所致。综上所述,稳健性检验的结果与前文所述结果相比没有明显变化,表明本文的检验结果较稳定。
模型1’-3 | 模型2’-1 | 模型2’-2 | 模型3’-1 | 模型3’-2 | 模型4’-1 | 模型4’-2 | |
---|---|---|---|---|---|---|---|
TobinQi,t+2 | CSRi,t | CSRi,t | PAYi,t | STOi,t | TobinQi,t+2 | TobinQi,t+2 | |
CSR | 0.014*** | 0.012*** | 0.001* | 0.011** | 0.014*** | ||
(3.42) | (3.99) | (1.77) | (2.54) | (3.33) | |||
PAY | 2.521*** | 0.306*** | |||||
(3.99) | (5.16) | ||||||
STO | 8.260* | 0.411 | |||||
(1.77) | (0.94) | ||||||
CSR*PAY | −0.467*** | 2.527*** | 3.090*** | 0.138*** | −0.017*** | −0.509*** | −0.460*** |
(−12.46) | (6.50) | (8.05) | (4.98) | (−4.42) | (−13.60) | (−12.02) | |
CSR*STO | 1.121*** | 20.802*** | 19.584*** | −0.432* | 0.077** | 1.261*** | 1.089*** |
(3.69) | (6.82) | (6.28) | (−1.94) | (2.49) | (4.24) | (3.56) | |
F2SIZE | −0.274*** (−2.88) | −0.976 (−0.94) | −1.319 (−1.20) | −0.411*** | −0.090*** | −0.147 | −0.237** |
(−5.83) | (−9.22) | (−1.53) | (−2.30) | ||||
HHI5 | −0.250** | 3.049*** | 2.436** | −0.147** | 0.038*** | −0.202** | −0.265*** |
(−2.58) | (2.99) | (2.33) | (−2.05) | (3.77) | (−2.13) | (−2.70) | |
STATE | 11.185*** | −67.524*** | −40.886*** | 12.265*** | 0.404*** | 7.419*** | 11.017*** |
(14.18) | (−6.11) | (−4.84) | (20.98) | (4.97) | (7.00) | (13.62) | |
F2VOLC | 0.014*** | 0.012*** | 0.001* | 0.011** | 0.014*** | ||
(3.42) | (3.99) | (1.77) | (2.54) | (3.33) | |||
_cons | 2.521*** | 0.306*** | |||||
(3.99) | (5.16) | ||||||
r2 | 0.297 | 0.315 | 0.297 | 0.183 | 0.282 | 0.333 | 0.298 |
r2_a | 0.289 | 0.308 | 0.290 | 0.174 | 0.275 | 0.325 | 0.289 |
F | 41.140 | 45.188 | 41.577 | 21.994 | 38.668 | 40.519 | 34.422 |
表7. 稳健性检验
注:括号内表示t值。*p < 0.1,**p < 0.05,***p < 0.01。
本文以2012~2016年沪深两市重污染行业上市公司的样本为研究对象,实证考察了企业社会责任披露与公司财务绩效的相关关系,并检验了高管薪酬激励与股权激励在二者关系中的中介作用。研究结果显示:第一,我国重污染行业上市公司企业社会责任信息披露的质量对财务绩效具有积极作用,且前者对后者的作用具有显著的滞后效应,该滞后效应存在由弱到强再转弱的倒“U”型趋势;第二,无论是薪酬激励还是股权激励,我国重污染行业上市公司实行高管激励有利于提升企业社会责任信息披露的水平;第三,重污染行业上市公司企业社会责任信息披露对高管激励具有正向促进作用;第四,在企业社会责任信息披露与公司财务绩效的关系中,高管薪酬激励起到完全中介作用,高管股权激励起部分中介作用。
根据上述研究结论,充分披露企业社会责任信息,能够为企业赢得消费者、投资者乃至政府的支持,进而提高公司财务绩效。提高高管持股水平能降低代理成本,而在我国重污染行业上市公司中,高管持股比例普遍偏低,是当前重污染行业上市公司应首要重视的高管激励问题。高管激励是企业提高社会责任信息披露质量的重要途径,有效运用高管激励这一管理杠杆能够显著提升企业社会责任信息披露对公司财务绩效的正向影响,这也提示企业在实行高管激励的过程中,要关注高管激励结构的配置,努力实现高管激励效果的最大化。
国家社科基金项目《基于资本管理视角的混合所有制企业公司治理能力评价及提升路径研究》(项目编号:15BJY065)。
罗梦安,麻丽娜. 企业社会责任信息披露、高管激励与财务绩效Corporate Social Responsibility Disclosure, Executive Incentive and Financial Performance[J]. 金融, 2018, 08(06): 265-275. https://doi.org/10.12677/FIN.2018.86031