《管理会计研究》| 共有股东与企业社会责任信息披露：基于A股上市公司的经验证据
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财经
2024-09-25 17:01
北京
近年来，同行业企业拥有相同股东的现象日益普遍，现有文献证明共有股东可以缓解其持股企业之间的竞争，促使一家企业将自身行为对其他企业造成的影响纳入决策考量。本文选取2008年至2022年沪深A股上市公司作为样本，实证研究发现共有股东能显著增加同行业公司自愿性社会责任报告披露。进一步研究发现，当本公司信息专有成本较高或同行业公司股票流动性较差时，共有股东对自愿性社会责任报告披露的正向影响更加显著。本文从同行业企业共有股东的角度分析企业社会责任信息的自愿性披露行为，补充了共有股东经济后果及非财务信息披露影响因素的相关研究。
2024年2月8日，沪深两大交易所发布了《上市公司自律监管指引——可持续发展报告（试行）（征求意见稿）》，要求“上证180”“科创50”“深证100”、创业板指数的样本公司以及境内外同时上市的公司，在2026年4月30日前披露2025年度《可持续发展报告》。这标志着我国首部系统性的上市公司环境、社会和公司治理（ESG）信息披露规则即将落地，而《可持续发展报告》的“前身”——《社会责任报告》早在2008年就进入了“半强制披露时代”。2008年12月31日，沪深两市就分别在通知中规定“上证公司治理板块”样本公司、发行境外上市外资股的公司、金融类公司以及“深证100”指数样本上市公司披露社会责任报告，同时鼓励其他公司披露社会责任报告。企业社会责任信息披露不但吸引着资本市场和监管部门的双重关注，而且引发了学界的广泛思考与讨论。现有文献发现，在微观层面，影响社会责任信息披露的因素可以用披露动机和公司特征两个维度予以总结。前者包括融资需求（Dhaliwal et al., 2011）、信号传递（沈洪涛 等，2011）、危机管理（Chakravarthy et al., 2014）等，后者则涉及公司规模、公司绩效（沈洪涛，2007）、内部控制、产权性质（李志斌 等，2017）等多个特征。然而，尚未有文献从共有股东这一角度分析其对社会责任信息披露的影响。鉴于此，本文试图探究同行业企业共有股东对自愿提供社会责任报告的影响及机制。近十年来，越来越多的投资者持有同一行业中多家公司的股票。对于这些同行业公司而言，共有股东的现象越发普遍。已有文献表明，它们之间不断增强的联系会对原有的竞争关系产生一定的缓和作用，并且能促使同行业公司考虑自身行为的外部性影响，做出合乎共同利益的决策。例如，遏制价格战（Azar et al., 2018）、改善行业内信息环境（Park et al., 2019）等。基于上述发现，本文预期拥有共同股东的同行业企业更愿意披露社会责任报告。一方面，社会责任报告作为重要的非财务信息，包含供应商、客户等关键利益相关者信息，存在被竞争对手利用的潜在风险。然而，共有股东会弱化同行业企业间的竞争动机，缓解专有信息披露的顾虑，最终增加企业自愿提供CSR（Corporate Social Responsibility，即企业社会责任）信息的意愿。另一方面，自愿性社会责任信息披露不但可以降低披露企业与外部资本市场的信息不对称程度，而且可以帮助投资者了解相同经营环境下其他企业与社会责任相关的风险和收益，进而能有效评估行业内其他企业的股票价值。对于共有股东而言，一家公司的信息披露能够为其他公司的资本市场反应带来正向溢出效应，因此共有股东更有动机促使其投资的公司增加CSR自愿披露行为。综上所述，本文认为同行业共有股东与自愿性披露社会责任报告之间存在显著的正向关系，同时当本公司信息专有成本较高或同行业公司股票流动性较差时，这一效应更为显著。本文使用2008至2022年沪深A股上市公司作为样本。结合上交所和深交所的披露要求以及上市公司社会责任报告的公告信息，本文将样本公司的CSR报告披露行为划分为应规披露及自愿披露两种。参照Park et al.（2019）、潘越 等（2020）和梁日新 等（2022），本文使用共享前十大股东的同行业公司个数（加1并取自然对数）作为共有股东的代理变量。研究发现，一家公司通过共有股东联结的同行业公司越多，其自愿提供社会责任报告的概率越高。该结论在控制了财务特征、公司治理、外部压力三个维度的影响因素，使用工具变量回归，引入公司固定效应，更换核心变量构造方式，更换模型设定后仍然稳健。横截面分析的结果表明，当本公司信息专有成本较高或者同行业其他公司股票流动性较差时，共有股东对自愿性CSR信息披露的促进作用更强。首先，本文丰富了共同股东的经济后果研究。尽管现有文献分析了共有股东对管理层预测、创新活动的促进作用（Park et al., 2019; Li et al., 2023），但尚未关注到其在非财务信息披露决策中扮演的角色。同时，现有国内外文献大多关注于机构投资者间“协同治理”或“竞争合谋”的经济后果（Azar et al., 2018; Park et al., 2019; 雷雷 等，2023），而少有研究将个人投资者纳入考量范围。鉴于自然人股东在公司治理过程中扮演着十分重要的角色（马云飙 等，2018），研究与同行业企业共享股东（包括自然人股东和机构股东）对上市公司CSR信息披露决策的影响，能够帮助我们更加全面地理解公司治理结构的经济后果。其次，本文拓展了关于社会责任信息披露的影响因素研究。研究微观层面社会责任信息披露的影响因素时，国内学者往往聚焦于公司特征，例如经营绩效、内部控制等（沈洪涛， 2007; 李志斌 等，2017），鲜有文献从与行业内其他公司的联结这一角度展开分析。本文首次将同行业共有股东因素纳入企业社会责任信息披露动因之中，并从信息专有成本和股票流动性两方面提供了支持性证据，拓宽了CSR信息披露的影响因素研究框架。再次，本文揭示了朋辈效应（Peer Effect）在CSR信息披露中的呈现形式和作用机理。本文的结论说明共有股东会缓解同业经营公司之间的竞争，并释放CSR报告披露行为对其他企业的正外部性，对企业自愿性信息披露及非财务信息披露行为逻辑提供了全新解释，扩展了企业信息披露的决策边界。在同一行业经营的企业之间，可能通过各种各样的方式和手段彼此竞争，以获得自身价值的最大化，但如果存在部分企业拥有一个或多个共同股东，激烈的同业竞争必定会损害这部分企业的整体价值。大量文献表明，投资者有意愿也有能力通过管理层沟通、董事会投票或者退出威胁等方式影响企业管理层以减弱对自己的不利影响（Abramova et al., 2020; Appel et al., 2016）。因此，共有股东不会对同业竞争置若罔闻，而会发挥治理作用，主动弱化所投资企业之间的竞争。基于美国民航业数据，Azar et al.（2018）的实证研究表明，共有股东的存在导致相关航空公司就较高的机票价格达成一致，而非通过价格战获取市场份额。进一步地，共有股东使得相互竞争的企业将自身利益服从于共同利益，考虑自身行为对其他公司的影响（Hansen et al., 1996）。有学者发现，在共同利益决策原则的指导下，共有股东的同行业企业会通过内部化自愿性财务信息披露的外部性，增加自愿性财务信息披露（He et al., 2019; Park et al., 2019）。与信息披露行为类似，企业研发创新活动同样具有外部性，然而同行业共有股东现象对企业创新的影响不能一概而论，其作用方向取决于技术溢出效应和产品市场溢出效应孰高孰低。前者可用技术邻近性程度代替，技术水平越接近，企业创新投入对其他企业的技术溢出效应越大；后者表示为产品同质化程度，产品同质化现象越严重，企业产品创新越有可能抢占其他企业市场份额。实证研究表明，当技术溢出效应足够高且产品市场溢出效应足够低时，共有股东才会增加企业创新的投入产出及提高转化效率（Li et al., 2023; Anton et al., 2024）。关于社会责任信息披露的微观影响因素，现有文献的发现可以归为披露动机和公司特征两个维度。从披露动机的维度来看，一部分文献认为披露企业是为了从社会责任报告正面的市场反应中获利，因为这一非财务信息对财务报告进行了有益补充，有利于降低企业与投资者之间的信息不对称程度，降低上市公司的股价波动性，提高股票流动性，降低资本成本（Dhaliwal et al., 2011）。此外，基于信号传递理论，有学者认为自愿公布社会责任报告是对企业长期可持续发展规划的宣传，告知投资者企业在社会责任承担方面所做出的努力，有利于企业提振投资者信心，维护投资者关系，进而在资本市场树立良好的公司形象（沈洪涛 等，2011）。危机管理理论则认为披露正面社会责任承担是为了负面事件（例如财务重述）发生后转移公众注意力并挽回公司形象（Chakravarthy et al., 2014）。从公司特征的维度来看，不少实证研究文献表明不同特征的公司在社会责任信息披露行为上存在显著差异。对于公司绩效，Haniffa et al.（2005）和沈洪涛（2007）均发现公司财务表现与社会责任信息披露存在正向关系，Patten（1991）则认为两者不具有显著的关系。内部控制是企业社会责任信息披露的重要促进因素，内部控制越好的公司，其CSR信息披露越多，且这一效应在非国有企业中更为显著（李志斌 等，2017）。 综上所述，在微观层面，尚未有文献研究与同行业企业共享股东对社会责任信息披露的影响，本文试图填补这一研究缺口。企业自愿性信息披露的决策逻辑可被视为成本与收益的权衡，共有股东能通过降低披露成本并提高披露收益促使企业自愿披露社会责任报告。首先，根据信息披露的专有化成本假说，管理层主动披露的信息可能被竞争对手利用，导致核心竞争力受到威胁，这将导致企业减少或有选择地披露信息（Park et al., 2019）。作为重要的非财务信息，企业披露的社会责任报告内容涉及员工培养、供应商管理、客户关系维护等重要议题的解决方法，这些实践同时是披露企业核心竞争力的组成部分，竞争对手掌握信息后可能会“为己所用”，通过效仿实践、抢夺资源等方式损害披露企业的竞争优势（Healy et al., 2001）。然而，拥有共同股东的若干家企业相互竞争的动机较弱，其他企业不会参照披露企业的信息而做出对披露企业不利的决策，否则将有违共同利益最大化原则（Hansen et al., 1996）。因此，社会责任信息专有性成本得以降低，企业自愿披露社会责任报告的意愿随之增加。其次，根据资本市场交易假说，自愿披露增量信息可以降低企业与投资者间的信息不对称性，从而有利于企业降低融资成本、提高股票流动性（Diamond et al., 1991）。在同一行业中，因为各个企业的宏观和微观市场环境存在相似性，其中一家企业的信息披露对其他公司存在正向溢出效应（Park et al., 2019）。也就是说，自愿性CSR报告在降低披露企业的信息不对称性和资本成本的同时，可以帮助投资者了解该行业其他公司社会责任承担取得的成果与面临的风险，进而有利于资本市场更好地评估该行业公司的股票价值，从而提高相关股票的流动性。而共有股东的存在会将这部分溢出效应内部化，促使企业在进行决策时考虑自愿披露行为对共同利益的增量效应，从而提高企业的披露意愿。因此，本文预期，同行业企业的共有股东能降低社会责任信息的专有成本，并且提高社会责任信息的资本市场交易收益，从而促使企业进行自愿性社会责任信息披露。进一步地，当一家企业信息专有性较高时，共有股东降低披露成本的作用会更加显著。于是，该企业提供社会责任信息披露的意愿会更加强烈。同时，如果同行业其他公司的股票流动性较差，共有股东则更有动机促使投资企业增加自愿性CSR信息披露，以获得交易量提升和交易收益增长。据此，本文提出以下三个研究假设。H2：当公司信息专有成本较高时，共有股东对自愿性社会责任报告披露的正向影响更为显著。H3：当同行业其他公司股票流动性较差时，共有股东对自愿性社会责任报告披露的正向影响更为显著。尽管本文预期共有股东会增加同行业企业自愿披露社会责任信息的行为，但在特定情况下，共有股东可能会抑制企业的披露动机。现有文献表明，共有股东形成的联结还可能促使相关企业就“一致对外”达成合谋（于左 等，2021; 雷雷 等，2023; Cheng et al., 2022）。倘若共有股东预期自愿披露CSR信息可能帮助非关联企业降低与外界的信息不对称程度，从而损害关联企业的利益，共有股东所投资企业的信息披露意愿则会减弱。此外，相对于其他股东，共有股东凭借投资的同行业企业数量取得了较大的信息优势（He et al., 2019）。为了利用其信息优势获取股票市场上的超额收益，共有股东可能选择不主动提供CSR信息。因此，在上述情形中，共有股东可能会减少公司自愿性社会责任报告披露。依据文献综述与假设，为了检验与同行业公司共有股东与社会责任信息披露的关系，本文设计了如下Logistic模型：其中，被解释变量CSRD是一个二值变量，当公司在当年自愿披露社会责任报告时取值为1，反之为0。核心解释变量N Common是共有股东代理变量。其定义为：与该企业共有至少一位前十大股东的同行业企业个数，加1并取自然对数（Park et al., 2019; 潘越 等，2020; 梁日新 等，2022）。本文并未区分该股东是机构投资者或个人投资者，原因有以下两个方面。一方面，尽管机构投资者有动机和能力参与公司决策，其持股比例相对个人投资者而言较低。例如，根据后文的描述性统计，样本公司的机构投资者持股比例仅为35.9%。另一方面，自然人股东在公司治理过程中扮演着同等重要的角色（例如马云飙 等，2018），研究其对上市公司信息披露决策的影响具有理论意义和实践基础。为了缓解反向因果内生性问题，解释变量进行了滞后一期处理。稳健性检验中，本文使用了与该企业共享至少一位前十大股东的同行业企业市值之和，加1并取自然对数（MV Common）作为解释变量。本文引入了三个层次的控制变量。（1）财务特征：以期末总资产（Size）、总资产报酬率（ROA）、营业收入增长率（Growth）、财务杠杆率（Leverage）分别控制公司规模、盈利能力、成长性与资本结构。（2）公司治理：控制产权属性（SOE）、第一大股东持股比例（Ownership）、董事长与CEO两职合一（Duality）、机构投资者持股比例（Institution）。（3）外部压力：控制分析师跟踪人数（Analyst），并以公司当年作为被告的案件数量（Litigation）来控制诉讼风险（潘越 等，2015）。此外，μj和δt为行业和年份固定效应。具体变量定义如表1。![]()
本文选取2008—2022年沪深A股上市公司作为样本。由于上海、深圳证券交易所要求部分公司2008年起强制披露社会责任报告，因此本文选择2008年作为样本期间的起始年份。同时，本文进行了如下筛选：（1）剔除了四类强制性披露社会责任报告的“公司—年份”观测，即在上交所上市的“上证公司治理板块”样本公司、发行境外上市外资股的公司和金融类公司以及在深交所上市的“深证100”指数样本公司；（2）剔除了金融行业的“公司—年份”观测；（3）剔除了ST、*ST的“公司—年份”观测；（4）剔除了净资产为负的“公司—年份”观测；（5）剔除了被解释变量、解释变量及控制变量缺失的“公司—年份”观测，最终保留了33332个观测值。为了减少极端值的影响，本文对所有连续变量的观测进行了上下1%的缩尾处理。除指数成分股信息来自锐思（RESSET）数据库外，其余数据均来自中国研究数据服务平台（CNRDS）数据库。根据表2的描述性统计表格，我们可以得出在33332个观测值中仅有15.1%进行了自愿性的社会责任报告披露，这说明我国的社会责任报告披露仍以应规披露为主。此外，同行业共有股东代理变量N Common的均值为1.168，意味着平均每家上市公司每一年在本行业中和2.216（=e1.168–1）家公司拥有相同的股东。可见，该现象已经相当普遍，研究其弱化竞争、提高自愿性披露意愿等经济后果具有一定的样本基础和现实意义。样本公司中约有31.1%为国有企业，第一大股东持股比例平均为33.2%，反映出较高的股权集中度。表3展示了模型各个变量间的相关系数，可以看出被解释变量社会责任自愿性披露CSRD与共享股东公司数N Common之间具有正相关关系，同时未见多重共线性问题。表4（1）至（4）列分别展示了在控制行业和年份固定效应的前提下，社会责任自愿性披露CSRD与共有股东公司数N Common的简单Logistic回归结果，以及逐步引入财务特征、公司治理、外部压力三个层次控制变量的多元Logistic回归结果。四列中N Common的系数均在1%的水平上显著为正，可以证明假设1成立，即与同行业公司共有股东对企业的社会责任信息披露具有显著的正向影响，一家公司在本行业共有股东的公司数越多，其自愿披露社会责任报告的概率越大。基于（4）列中的回归结果，我们可以计算出核心解释变量的边际效应——当共有股东公司数从0家增加到1家时，公司自愿披露社会责任报告的概率会增加1.51%。此外，我们可以从（4）列中的控制变量系数中得出，企业规模与CSR自愿披露行为存在显著的正向关系，同时，CSR自愿性披露受到分析师跟踪外部压力的促进作用，体现出证券分析师对社会责任信息的外部治理作用，而对未来诉讼的担忧会抑制企业的自愿披露行为。为了验证假设2，本文使用发明专利数量来衡量信息专有成本。现有文献认为，创新能力越强的企业，其信息越有可能被竞争对手所利用，即信息专有成本越高（于李胜 等，2024）。因此，本文按照将上市公司及其子公司当年申请的发明专利数量中位数，将所有样本公司分为信息专有成本较低和较高两组，分别进行被解释变量CSRD对解释变量N Common的Logistic回归，并且将两组回归结果中解释变量的系数进行差异检验，其结果列示于表5。可以得出，尽管两组中N Common的系数均显著为正，但信息专有成本较高组中N Common的系数（0.172）大于信息专有成本较低组中的系数（0.084），且系数差异性检验的p值为0.0425。该分组回归结果证明，共有股东对企业CSR信息披露的促进作用在信息专有成本较高的企业中更加显著，与假设2的预期一致。3.同行业公司股票流动性、共有股东与社会责任信息披露根据假设3，当同行业其他公司股票流动性较差时，自愿性信息披露更有可能促进同行业其他公司股票交易量的提升，因而共有股东对社会责任报告披露行为的正向影响更强。基于此，我们为每一家样本公司计算了同年、同行业除本公司外其他所有公司股票交易量与流通股数之比的平均值，并按照其中位数分为股票流动性较差和较好两个组别，分别进行Logistic回归，其结果如表6。回归结果显示，两组中N Common的回归系数均显著为正，而股票流动性较差组中的系数显著大于股票流动性较好组，系数差异性检验的p值为0.0460。上述结果证实了假设3，即共有股东对社会责任报告披露行为的正向影响在同行业公司股票流动性较差时更为显著。针对可能存在的反向因果和遗漏变量等内生性问题，本文参照Crane et al.（2016）、潘越 等（2020）、杜勇 等（2021）和雷雷 等（2023）的研究，采用公司股票所属指数及其变动情况作为工具变量，进行两阶段回归。此工具变量的合理性在于，公司股票被纳入指数会影响投资者的持股行为，进而影响共有股东的公司数量，但是交易所在选取成分股时仅依照市值规模，并不会考虑公司社会责任信息披露情况。因此，理论上公司股票所属指数及其变动情况满足工具变量的相关性和外生性假设。具体而言，本文构建了两个工具变量：CSI500，若公司股票属于“中证500”指数成分股则取值为1，否则为0；CSI500_Out，若公司股票被剔除“中证500”指数成分股则取值为1，否则为0。考虑到扰动项的异方差，本文同时使用两阶段最小二乘法（2SLS）和广义矩估计（GMM）法进行工具变量回归，结果见表7。第一阶段回归结果显示，CSI500和CSI500_Out确实会显著影响共同股东公司数。第二阶段回归结果显示，在经过工具变量处理后，N Common的系数仍然在1%的水平上显著为正。同时，工具变量有效性的检验结果表明，不存在识别不足或弱工具变量问题。特别地，过度识别检验的Hansen J统计量为2.989，p值为0.0838，意味着我们无法在5%的水平上拒绝“所有工具变量均有效”的原假设。综上所述，本文的核心结论——共有股东会增加同行业公司社会责任信息自愿披露——在控制了反向因果和遗漏变量等内生性问题后仍然稳健。为了缓解公司层面的遗漏变量误差对本文发现的干扰，本文将模型中的行业固定效应更换为公司个体固定效应，并进行回归，其结果列于表8，可见四次回归中N Common的系数均在1%的水平上显著为正，即与同行业公司共享股东对CSR报告的自愿性披露具有正向影响。如表9，本文将解释变量替换为MV Common，即与共同股东持有的同行业公司市值之和，加1并取自然对数，并进行Logistic回归，其结果与主检验回归一致。由于采用非线性模型Logistic回归时引入行业和年份固定效应可能会产生回归系数估计不一致的问题，本文使用线性概率模型重复主检验，结果未见显著差异，见表10。本文基于2008—2022年沪深A股上市公司的数据，检验了与同行业公司共有股东对自愿性社会责任信息披露的影响。研究发现当一家企业通过共有股东联结的同行业企业越多，该企业进行自愿性社会责任报告披露的可能性越高。该结论在控制一系列影响因素、使用工具变量回归、引入公司固定效应、更换核心变量衡量方式、更换模型设定的稳健性检验下依然成立。进一步研究发现，当本公司信息专有成本较高或者同行业其他公司股票流动性较差时，共有股东对自愿性社会责任报告披露的正向影响更加显著。上述结果证明了共有股东能够缓解披露企业的信息专有性顾虑、放大披露对股票流动性的提升作用，从而影响企业的社会责任信息披露决策。本文发现，在非财务信息披露的决策过程中，共有股东扮演着十分重要的角色，不仅基于中国国情丰富了共同股东的经济后果研究，而且拓展了社会责任报告这一重要的非财务信息披露影响因素的研究。此外，本文从与同行业企业共享股东这一现象开展探究，对企业自愿性信息披露及非财务信息披露行为逻辑做出部分解释，扩展了信息披露的企业决策边界，揭示了朋辈效应（Peer Effect）在CSR信息披露中的呈现形式和作用机理。基于本研究的结论，后续研究可以对自然人与机构投资者信息治理效应差异、共有股东对信息披露质量影响等方向展开探讨。本文的政策建议有以下两个方面：（1）本文发现CSR信息披露在行业内存在溢出效应，为了更好地促进中国上市公司自愿进行CSR信息披露，监管部门除了从规范披露的角度颁布指引性文件之外，可以考虑在行业层面开展试点，以试点企业带动非试点同行业企业披露行为；（2）本文的结论凸显了股东治理对信息披露决策的影响，监管部门可以在资本市场中持续贯彻绿色投资和ESG投资理念，培育和引导机构开展ESG投资，发挥治理因素对上市公司社会责任承担和信息披露的促进作用。
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本文发表于《管理会计研究》杂志2024年第4期 总第37期 公司财务 栏目![]()
