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user: 4. 实证检验结果与分析 (一) 研究假说的实证检验 表2显示了企业战略差异度与企业社会责任信息的披露质量的多元回归结果，其中列(1)只添加了因变量和自变量，列(2)显示的加入控制变量后的回归模型，列(3)是控制了年度和行业固定效应后的最终回归模型。由结果看出，在控制了其他因素的情况下，战略差异(SD)的回归系数分别在1%和5%的水平上显著为负，验证了假设2，说明企业战略差异越大社会责任信息的披露质量越小。结果揭示，随着企业战略差异的增加，企业社会责任的“自利工具”效果减弱，企业社会责任披露的动机和能力减弱，社会责任披露质量变差。从控制变量方面看，资产负债率(Lev)与企业社会责任披露(CSR)在1%水平上显著负相关，说明企业的财务杠杆增大导致财务风险增大，而企业在面对较大风险时倾向于减少企业在社会责任方面的支出。而企业规模(Size)则与企业社会责任披露(CSR)在回归方程(2)和(3)中均为1%水平上显著正相关，说明企业的规模越大，其掌握的资源越多，越有能力承担社会责任，同时收到公众媒体的关注度也越高，更有动机提高社会责任信息的披露质量，其他控制变量的回归结果和前人的研究也基本保持一致。 Table 2 The regression results of strategic differences and corporate social responsibility information disclosur (1) (2) (3) SD −2.451 *** −1.310 ** −1.404 ** (−3.701) (−2.248) (−2.408) SIZE 4.911 *** 4.829 *** (11.565) (11.084) ROA 87.962 *** 87.804 *** (24.760) (24.813) LEV −7.565 *** −7.354 *** (−5.507) (−5.307) SMTH −3.428 −3.861 (−0.883) (−0.987) TURN −0.331 −0.394 (−0.430) (−0.509) EXCP 1.928 *** 1.924 *** (4.372) (4.400) LIST 2.684 2.987+ (1.430) (1.764) MB −3.818 *** −3.892 *** (−3.268) (−3.340) MANSHAE −4.326 ** −4.585 ** (−2.358) (−2.526) _cons 27.462 *** −119.490 *** −116.983 *** (79.130) (−7.709) (−7.891) Year No Control Control Industry No No Control N 15724 15167 15167 adj.R 2 0.001 0.264 0.264 表2. 战略差异与企业社会责任信息披露回归结果 注： * 、 ** 、 *** 分别表示在10%、5%、1%的显著水平上显著。 (二) 进一步分析 1、战略差异对企业社会责任的影响机制：基于现金持有路径分析 关于企业战略差异度影响现金持有水平从而影响企业社会责任这一渠道，现有研究表明，企业战略激进程度与公司现金持有水平正相关，越容易出现现金积累的倾向，这一结论也支撑了Keynes [ 14 ] 提出的现金持有的预防性动机。战略差异度高的公司需要维持比行业均值更高的现金持有水平，从而应对未来高不确定性所带来的风险。同时，出于谨慎性动机，公司管理层也倾向于提升企业现金持有水平，这一点也在处于高竞争度行业的企业中被验证 [ 15 ]。战略差异度越高，企业的经营风险越大，保守的财务政策就越有必要，持有较高水平的现金有利于防范市场掠夺风险，也可以满足企业战略差异所需要的大量创新投入。所以，本文从战略差异—现金持有—企业社会责任的角度出发，对其作用机制进行验证。 本文用现金及现金等价物之和与非现金资产的比率计算企业的现金持有水平，回归结果如表3的(1)和(2)列所示。回归模型(1)表明，在控制了其他影响因素后，企业战略差异度与现金持有水平的回归系数为0.020，t值为3.853，在1%的程度上显著正相关，这说明企业战略差异度越大，企业现金持有水平就越高。回归模型(2)是加入企业现金持有指标后的回归结果，结果表明现金持有与企业社会责任披露指标显著负相关，公司战略差异可以通过现金持有水平这一路径影响企业社会责任信息的披露质量。 2、战略差异对企业社会责任的影响机制：基于应计盈余管理路径分析 目前大多数学者都同意战略差异会导致企业盈余管理增加。从经营的角度出发，战略差异会使得企业经营风险的增加，从而增加企业盈利的不确定性，使得公司更可能进行盈余操纵；从监管的角度出发，战略差异使得企业的业绩偏离行业常规水平，企业的会计信息可比性下降，信息不对称程度增加，企业被发现进行盈余管理的风险就越低，公司也更容易进行盈余操纵。所以，本文从战略差异一盈余管理一企业社会责任的角度出发，对其作用机制进行验证。 本文采用修正的琼斯模型对企业的应计盈余科目进行了计算，其中：TACt = Et − CFOt，Et为第t期的净利润，CFOt为第t期的经营活动现金净流量，ТАt-1为第t-1期期末总资产；ΔSALESt为主营业务收入的变动额，ΔARt为应收款项的变动额，PPEt为第t期期末的固定资产总额。计算公式如下： C A C C i ， t T A i ， t − 1 = γ 0 1 T A i ， t − 1 + γ 1 Δ S A L S E t − Δ A R t T A i ， t − 1 + γ 2 P P E t T A i ， t − 1 + ω i ， t 表3的回归模型(3)显示了战略差异(SD)对企业应计盈余管理(ABDA)影响的回归结果。在控制了其他影响因素后，两个变量在1%的水平显著正相关，说明企业战略差异越高，企业进行盈余操纵的可能性越大。回归模型(4)是加入应计盈余管理指标后的回归结果。虽然在控制了其他因素的影响后，回归结果表明盈余管理与企业社会责任披露指标不显著正相关，但在一定程度上可以表明公司战略差异可以通过应计盈余管理这一路径影响企业社会责任信息的披露质量。 Table 3 Further analysi (1) (2) (3) (4) CASH CSR ABDA CSR SD 0.020 *** −1.478 ** 0.016 *** −1.360 ** (3.853) (−2.529) (4.496) (−2.335) CASH −1.646 (−1.076) ABDA −2.786 (−1.441) EU (0.406) (11.023) (1.849) (11.096) ROA 0.152 *** 88.275 *** −0.023 87.739 *** (5.187) (24.968) (−0.925) (24.811) LEV −0.228 *** −7.663 *** 0.040 *** −7.242 *** (−16.687) (−5.351) (5.063) (−5.193) SMTH −0.044 ** −3.553 0.006 −3.845 (−2.186) (−0.909) (0.290) (−0.982) TURN −0.036 *** −0.454 0.009+ −0.370 (−5.648) (−0.582) (1.922) (−0.476) EXCP 0.003 1.855 *** −0.003 1.916 *** (0.955) (4.243) (−1.328) (4.378) LIST −0.019 * 2.633 −0.004 2.975 * (−1.648) (1.557) (−0.545) (1.750) MB 0.037 *** −3.850 *** −0.015 *** −3.933 *** (4.490) (−3.302) (−2.878) (−3.374) MANSH 0.105 *** −4.314 ** 0.013 −4.550 ** (5.203) (−2.379) (1.151) (−2.506) _cons 0.307 *** −112.406 *** −0.008 −117.006 *** (2.607) (−7.584) (−0.099) (−7.873) Year Control Control Control Control Industry Control Control Control Control N 15133 15133 15167 15167 adj.R 2 0.159 0.263 0.019 0.264 表3. 进一步分析 注： * 、 ** 、 *** 分别表示在10%、5%、1%的显著水平上显著。 (三) 稳健性检验 针对本文的内生性问题，对于企业战略实施的经济效果可能存在的滞后性，本文采用滞后一期的企业战略差异度，从表4的回归方程(1)可以看出，滞后了一期的战略差异与企业社会责任披露在10%的水平上显著为负，结果支持了原假设2。同时，由于计算战略差异度时本文参考了前人文献以无形资产净值替代研发支出，用销售费用替代广告支出，在稳健性检验时，本文选择剔除了这两个维度的战略差异度进行重新回归。实证结果如回归(2)所示，用四个维度衡量的企业战略差异度与企业社会责任信息的披露质量仍为显著负相关，与前文一致。最后，本文用企业捐赠额作为企业社会责任的替代变量，进行回归分析，结果发现：战略差异与企业社会责任信息的披露质量仍然呈现负相关关系，但是并不显著，由于本文研究的是企业社会责任信息披露的质量，与企业社会责任水平还有一定的差异，所以认为不显著具有一定合理性，仍然支持本文的原假设。这说明了本文实证结果的稳定性。 Table 4 Robustness chec (1) (2) (1) CSR CSR Donation SD_f −1.239 * (−1.821) SD_ST −0.9470697 ** (−2.30) SD −0.150 (−0.693) SIZE 4.697 *** 4.089 *** 0.757 *** (9.647) (9.936) (4.115) ROA 92.861 *** 93.726 *** 4.436 ** (21.882) (26.950) (2.294) SMTH −1.368 −1.895 −0.371 (−0.302) (−0.481) (−0.214) TURN −0.724 −0.924 0.494 (−0.844) (−1.204) (1.636) EXCP 2.366 *** 2.034 *** 0.006 (4.611) (4.632) (0.035) LIST 7.525 * 3.132 * 0.197 (1.787) (1.805) (0.288) MB −5.394 *** −3.028 *** −0.220 (−3.886) (−2.627) (−0.515) MANSHAE −2.754 −4.108 ** −0.701 (−1.307) (−2.251) (−0.724) _cons −158.809 *** −107.442 *** −13.946 * (−4.794) (−7.240) (−1.806) Year Control Control Control Industry Control Control Control N 11599 15167 1926 adj.R 2 0.240 0.262 0.047 表4. 稳健性检验 注： * 、 ** 、 *** 分别表示在10%、5%、1%的显著水平上显著。