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user: 4. 实证结果分析 (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。 Table 3 Sample CSR information disclosure statistic 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。 Table 4 Descriptive statistic 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。 Table 5 The lagging effect of CSR information disclosure on corporate financial performanc 变量 当期 滞后一期 滞后二期 滞后三期 滞后四期 CSR i，t 0.001 0.003 * 0.005 ** 0.004 ** 0.002 (0.60) (1.68) (2.56) (2.09) (0.66) SIZE i，t −0.061 *** −0.054 *** −0.061 *** −0.059 *** −0.054 * (−5.12) (−3.76) (−3.66) (−3.03) (−1.89) HHI5 i，t 0.422 *** 0.251 ** 0.306 ** 0.371 ** 0.504 ** (4.23) (2.10) (2.27) (2.29) (2.14) STATE i，t −0.144 *** −0.167 *** −0.157 *** −0.152 *** −0.126 * (−4.42) (−4.35) (−3.69) (−3.01) (−1.72) VOLC i，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) R 2 0.076 0.066 0.070 0.072 0.058 Adj.R 2 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。 Table 6 Executive incentives test the return of CSR information disclosure and the mediating effect of executive incentive 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 F i，t+2 CSR i，t CSR i，t PAY i，t STO i，t F i，t+2 F i，t+2 CSR i，t 0.005 ** 0.012 *** 0.001 * 0.003 0.004 ** (2.56) (3.99) (1.77) (1.39) (2.30) PAY i，t 2.521 *** 0.183 *** (3.99) (7.05) STO i，t 8.260 * 0.683 *** (1.77) (3.52) SIZE i，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) HHI5 i，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) STATE i，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) VOLC i，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) R 2 0.070 0.315 0.297 0.183 0.282 0.156 0.093 Adj.R 2 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。 Table 7 Robustness tes 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 TobinQ i，t+2 CSR i，t CSR i，t PAY i，t STO i，t TobinQ i，t+2 TobinQ i，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。