盈余質量管理的上市公司論文范文

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一、文獻回顧與假設提出

根據利益相關者理論和企業財務管理目標，企業管理層的主要目標是在滿足利益相關者需求的基礎上增加股東財富。Carrol（l1979、1991）認為，企業社會責任包含四個方面內容：盈利的經濟責任；遵紀守法的法律責任；行事正確、公正、公平的道德責任；為社會、文化及教育事業做出貢獻的慈善責任[10、11]。其中，第一個維度（盈利，即增加股東財富）構成了企業通過提高員工、顧客和社區生活質量在內的對社會負責的承諾基礎（即為其他利益相關者的利益服務）。中國企業家調查系統于2007年對4586位企業經營者的專題調查報告顯示，中國企業經營者普遍高度認同履行經濟、法律、倫理、公益4個方面社會責任的重要意義，認識到履行社會責任有利于企業自身的持續發展。企業社會責任的工具理論（Friedman，1970）將企業社會責任視為增加股東價值的一種工具，任何提倡的社會活動只有在能增加財富時才會被接受（Mackey等，2007）[12、13]。歐洲委員會于2011年賦予企業社會責任以新的內涵，這個委員會將企業社會責任定義為：“企業對其給社會產生的影響所承擔的責任。對適用法規和社會參與者間的集體協議的尊重是履行責任的先決條件。為了充分履行企業社會責任，企業應該具備將社會、環境、道德、人權和消費者關心的問題同經營活動相整合的流程，并具備和其利益相關者密切協作的核心戰略，這個戰略的目標是使企業的所有者/股東及其他利益相關者和整個社會的共享價值的創造性最大化?！鄙鲜龆x都認同股東財富創造是企業進行社會責任活動的基礎，因此，有大量研究都在探究企業財務業績與社會責任之間的關系，且大多支持兩者間存在正相關關系的結論（Ruf等，2001；沈洪濤，2008）。然而，由于反映財務業績的指標一般是通過會計報表數據計算得到的，而應計制記賬基礎下的會計數據存在操縱空間，因此，對財務業績和企業社會責任之間正向關系的研究也并不能完全反映企業社會責任的改善就是源于企業真實業績的提高?；诖?，學術界對于企業履行社會責任的動機進行了大量的研究，但至今未達成一致的結論。兩種對立的觀點中，支持道德假說的學者們認為，企業履行社會責任，應該源于自身的慈善行為，源于對社會風險的管理，源于對綜合目標的平衡，也源于對最大化社會福利的貢獻等（李偉陽和肖紅軍，2011）[16]。支持利益假說的學者們則認為，企業管理層追逐自身利益或組織的經濟利己主義時，道德準則可能僅僅只是弄虛作假的煙霧彈（陳昕，2013）[17]，企業可能通過慈善來掩蓋或轉移公眾對企業其他不當行為的關注，從而降低企業的聲譽損失。

如果將企業家或者企業看作道德主體，則企業履行社會責任更可能是源于企業家或者企業的純粹道德良知。②企業社會責任道德理論指出，企業必須將社會責任作為一種道德約束（Phillips等，2003）[18]，這要求履行社會責任的企業必須關注所有利益相關者的合法權益和指導性的道德準則。同時，Linthicum等（2010）將企業社會責任活動視為一種建立和維持聲譽的途徑。如果一個企業看重它的聲譽，那么保護這一聲譽的意愿可以抑制企業及其管理層參與不被社會接受的活動。因此，管理層可能基于加強企業聲譽的戰略動機去履行企業社會責任，并通過限制盈余管理來降低對企業聲譽的潛在損害（Kim等，2012）。Laksmana和Yang（2009）研究發現，同社會責任履行情況不佳的企業相比，社會責任履行情況較好的企業有著可預測性更高、更加持續和平穩的收入。Hong和Andersen（2011）基于美國數據研究發現，對社會越負責的企業的應計質量越高，且從事真實盈余管理的可能性越低。此外，根據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。基于利益相關者理論對委托理論進行擴展，則委托人可能是社會或政府等利益相關者，在這種情形下，對企業社會責任的履行可以降低兩權分離所帶來的利益沖突和成本，緩解可能產生的信息不對稱。上述理論均支持盈余質量與企業社會責任之間存在正向影響關系的假設，這一關系也與Kim等學者的研究結論一致。國內亦有學者對此問題展開研究。朱松（2011）研究發現，企業社會責任表現越好，市場評價越高，會計盈余的信息含量也越高。鐘向東和樊行?。?011）通過對企業社會責任、財務業績與盈余管理關系的研究也發現，企業履行社會責任能夠抑制盈余管理。鄧學衷等（2011）亦通過實證分析發現，企業盈余管理對社會責任會產生顯著的負向影響。綜上所述，如果管理者秉承“公心”———基于利益相關者價值最大化目標，出于建立和維護聲譽、提高財務業績的戰略動機，或者出于道德約束的利他動機來履行社會責任，我們將觀察到盈余質量與企業社會責任之間的正向影響關系。因此，本文提出假設1：H1：盈余質量較好的企業，會更多的履行企業社會責任。然而，有限理性理論（Simon，1955）認為，現實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”，個體的理性被信息、時間或認知能力等約束條件所限制。盈余質量低的企業管理者可能通過“信息超載”（informationoverload）的方式（Agnew和Szykman，2005），借助履行企業社會責任行為所帶來的聲譽效應掩蓋其所做的盈余操縱及其他不當行為，轉移公眾的視線（Hemingway和Maclagan，2004）。因此，社會責任的履行很可能與管理者追逐自身利益有關聯（McWilliams等，2006）。如果管理者出于投機動機履行社會責任，那么他們可能誤導利益相關者對企業價值和財務業績的判斷。

基于此，學者們展開了大量研究。Fritzche（1991）研究發現，管理層追逐自身利益或組織的經濟利己主義時，道德準則可能僅僅只是弄虛作假的煙霧彈，管理層會通過履行社會責任來掩蓋企業經營管理中存在的不當行為。Petrovits（2006）研究發現，財務報告中利潤略大于0的企業會更傾向于履行慈善活動（如資助慈善基金會），這表明企業為了達到特定閾值（如利潤0點）、避免虧損，會有動機進行盈余操縱，同時戰略性的運用企業慈善項目來加以掩飾。Prior等（2008）以26個國家的593家企業作為樣本，研究企業是否會使用企業社會責任從戰略上來隱瞞盈余管理。他們從SiRiproTM數據庫中選擇指標作為企業社會責任的變量，使用業績調整的修正Jones模型來衡量盈余管理，最終發現盈余管理與企業社會責任之間存在正向影響關系。Chih等（2008）從FTSE全球指數數據庫中選取46個國家的1653家企業作為研究樣本，并將樣本劃分為社會責任表現較好和較差的兩個子樣本，研究了在社會責任表現較好的子樣本中的企業是否存在盈余管理。他們發現，更好履行社會責任的企業在應計盈余管理中更為激進。在Kim等（2012）看來，企業可能將參與社會責任作為維持聲譽的一種手段，通過履行和披露社會責任為企業營造出一種透明的形象，以獲取企業進行盈余管理的“通行證”，從而“躲”在貌似透明的社會形象背后進行盈余管理。這一動機在某種程度上與Prior等（2008）的研究結論一致，即企業基于機會主義，在從事盈余管理行為之后，會試圖通過履行和披露企業社會責任來掩蓋它們的盈余操控行為。高勇強等（2012）基于中國民營企業的調查數據研究發現，企業可能會利用慈善捐贈來掩蓋或轉移外界對員工薪酬福利水平低、環境污染嚴重等問題的關注[6]。此外，通過在理論的框架下關注管理者的投機行為，Petrovits（2006）和Prior等（2008）發現，基于對自身職業生涯或個人名聲的考慮，管理層可能也會更多的履行企業社會責任，這些投機取巧的動機和我們對“誠實守信的商人”的理解相反。綜上所述，如果管理者更多的是出于“私利”考慮，基于掩蓋或轉移公眾對企業不當行為關注的動機來履行社會責任，我們將觀察到盈余質量與企業社會責任之間的負向影響關系。基于此，我們提出與假設1存在競爭性的假設2：H2：盈余質量較差的企業，會更多的履行企業社會責任。

二、研究設計

（一）樣本選擇與數據來源本文以滬深兩市2005~2011年A股上市公司作為初選樣本，相關數據均來自于深圳國泰安信息技術有限公司設計開發的CSMAR數據庫。對于初始數據，本文進行了如下的處理：（1）剔除歸屬于金融行業的上市公司樣本；（2）剔除樣本期間被冠以ST、PT的財務狀況異常的上市公司樣本；（3）剔除在發行A股的同時發行有B股或H股的上市公司樣本；（4）剔除資產負債率大于1的上市公司樣本；（5）剔除總資產或所有者權益小于零的樣本；（6）剔除數據缺失的上市公司樣本。根據上述標準進行篩選，最終得到9371個有效的公司/年度樣本觀測值，其中，觀測樣本的年度分布情況為：2005年1158個、2006年1147個、2007年1167個、2008年1289個、2009年1365個、2010年1448個、2011年1797個。此外，為了控制異常值對研究結論的影響，本文對模型中涉及的所有連續型變量進行了上下1%的winsorize處理。

（二）變量的選擇和度量1.被解釋變量———企業社會責任的度量。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《關于加強上市公司社會責任承擔工作的通知》中涉及的每股社會貢獻值來衡量企業的社會責任表現。具體計算公式為：每股社會貢獻值=（凈利潤+所得稅費用+營業稅金及附加+支付給職工以及為職工支付的現金+本期應付職工薪酬-上期應付職工薪酬+財務費用+捐贈）/期初和期末總股數的平均值2.解釋變量———盈余質量的度量。（1）修正Jones模型（Dechow等，1995）?，F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模型估計可操控應計利潤指標。具體來說，首先使用模型（1）分行業－年度回歸。在模型（1）中，TACCj,t是j公司在第t年的總應計利潤，它是凈利潤減去經營活動現金流量計算得到的；TAj,t-1是j公司在第t-1年的期末總資產；ΔREVj,t是j公司在第t年主營業務收入的變動；PPEj,t是j公司在第t年末的固定資產總額。此外，該模型在傳統估計方程中加入常數項，有利于消除異方差和緩和模型缺乏規模變量而引起的計量偏誤。由于盈余管理可能存在向上或向下的不同策略，為了綜合考慮企業對盈余的操縱情況，本文對DAj,t取絕對值后作為盈余質量的第一個變量DA1。由于DA1反映的是企業對盈余進行操縱的程度，所以取其絕對值作為盈余質量變量時，數值越小說明盈余質量越好。（2）修正Jones模型的改進（Kothari等，2005）。Dechow等（1995）的研究還發現，在Jones模型下，企業的極端績效會對計算結果產生顯著的影響。為克服這種現象，同時增加盈余管理研究的可信度，Kothari等（2005）將公司的績效代入Jones模型的估計過程中，提出兩個改進的模型，其中之一為業績調整的修正Jones模型：在模型（1）的基礎上，加入ROAj,t-1作為業績的替代變量，同時在銷售額變動的基礎上扣除應收賬款的變動，得到模型（3）。其中，ROAj,t-1是j公司在第t-1年的總資產收益率。與文中計算DA1的方法一致，對模型（3）分行業-年度回歸的殘差取絕對值，得到盈余質量的第二個變量DA2。此外，Kothari等學者還提出另一個與業績相關的修正Jones模型，以控制業績與企業應計之間相關性。具體做法是，對于每個行業內的企業，按照總資產收益率排序并分組，然后為每一家企業選取總資產收益率最為接近的企業作為配對樣本，采用模型（1）、（2）計算每家企業的DA1，將企業與配對樣本的DA1相減（配對公司值為減數）作為該企業盈余質量的第三個變量DA3。綜上所述，本文采用Dechow等（1995）的分行業年度的橫截面修正Jones模型以及Kothari等（2005）的業績調整和業績配對的修正Jones模型分別計算可操控應計利潤，考慮到盈余管理可能存在向上或向下的不同策略，對計算得出的可操控應計利潤均取其絕對值。作為上市公司盈余質量衡量指標的DA1、DA2、DA3，均為指標數值越小表明企業的盈余質量越好。（3）盈余質量的另一種衡量指標是應計質量。根據調整的Dechow和Dichev（2002）模型計算盈余質量指標（DD），這一指標廣泛應用于財務報告質量的研究文獻之中（Francis等，2005；Rajgopal和Venkat－achalam，2011）。為計算該變量，首先分行業－年度回歸如下模型：在模型（4）中，ΔWCj,t為j公司第t年營運資金的變動，具體地說，為應收賬款、存貨和其他資產的變動之和，減去應付賬款和應交所得稅的變動；CFOj,t為j公司第t年經營性現金流量；ΔREVj,t為營業收入的變動；PPEj,t為j公司第t年末的固定資產價值；TAj,t-1為j公司第t-1年末總資產。在對模型（4）分行業－年度回歸后，得到各企業各年度的回歸殘差，根據第t年和之前4年的回歸殘差計算標準差，即得到企業第t年的應計質量指標，該指標數值越小則表示企業的應計盈余質量越好。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量和企業社會責任關系的遺漏變量問題。之前的文獻研究表明，企業規模和企業社會責任之間存在相關關系，大規模的上市公司更有動機去強調它們對企業社會責任的承諾，因此本文控制了企業規模（Size）。另外，研究表明，企業社會責任和企業價值正相關，具有高度道德承諾的企業的市場價值更高，企業價值高的企業會承諾高水平的企業社會責任以保持它們在市場中的地位，因此本文控制了企業價值（TobinQ），并預測企業價值會對企業社會責任的履行產生正向影響。為了控制與杠桿作用相關的盈余管理動機以及杠桿作用對企業社會責任的潛在影響，本文控制了上市公司的資產負債率（Leverage）。我們加入營業收入增長率（Salesgrowth），以控制企業增長機會的影響。此外，由于Petron（i1992）研究發現企業在自身財務業績不佳時更有可能進行盈余管理，傾向于通過盈余管理規避損失，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虧損情況的虛擬變量（LossD）和反映企業現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）及行業虛擬變量（Industry），以分別控制年度和行業固定效應。變量的定義和度量見表1。

（三）實證模型參考Choi和Pae（2011）的模型，本文估計了如下回歸模型來檢驗盈余質量與企業社會責任之間關系：在模型（5）中，CSRj,t為j公司第t年的社會責任表現；QAj,t為j公司第t年的盈余質量，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、盈余質量較好的企業，會更多的履行社會責任，表明企業傾向于更多的從事社會責任活動以回報社會。H2意味著β1>0，即盈余操縱程度較大、盈余質量較差的企業，會更多的履行社會責任，表明企業履行社會責任的動機更可能是為了轉移公眾的視線，掩飾其對盈余所做的操控。同時，考慮到本文所使用的樣本數據是典型的短面板，借鑒Petersen（2009）的方法，所有回歸結果在報告t值時，均采用公司層面聚類調整的穩健性標準誤。

三、實證結果及分析

（一）單變量分析1.描述性統計。表2報告了主要變量的描述性統計結果。（1）企業社會責任表現（CSR）的均值為1.0799，中位數為0.8536，但都與最大值5.4257相去甚遠。這符合預期，一方面，數據表明當前半數以上的企業的社會責任履行情況低于平均水平；另一方面，即使進行了99%百分位的winsorize處理異常值，在樣本中仍包含個別社會責任履行情況很好的企業，不過對于大多數企業來說，如此超高的企業社會責任值并不是普遍情況。（2）關于盈余質量的指標，在分別采用修正Jones模型、業績調整以及業績配對的修正Jones模型時，DA1、DA2、DA3的均值分別為0.0950、0.0913和0.1324。此外，采用Dechow和Dichev模型計算的盈余質量指標（DD）的均值為0.0334，中位數為0.0282，最小值為0.0047，最大值為0.1172，企業間總體變化不大。（3）控制變量方面，企業規模變量（Size）的均值為21.7099，中位數為21.5624，說明樣本企業的規?；痉险龖B分布；企業價值（TobinQ）變量在25百分位上的數值都超過1，表明大多數企業的估值都高于資產的賬面價值；企業資產負債率（Leverage）的均值為0.4847，中位數為為0.4996，表明樣本中半數以上企業的負債小于所有者權益，企業償債能力尚可；營業收入增長率（Salesgrowth）均值為21.22%，在包含受到全球金融危機影響的2008年觀察值的樣本中，仍能有這樣的結果，說明中國企業的成長性是非常不錯的。2.單變量差異性檢驗。如表3所示，按照企業社會責任表現（CSR）的中位數將樣本分為兩組，一個樣本組的CSR值小于中位數（以下簡稱：組1），另一個樣本組的CSR值大于中位數（以下簡稱：組2）。在組1和組2中，分別計算盈余質量變量（DA1、DA2、DA3、DD）的均值，并對組間均值進行差異性檢驗。結果（見表3）表明，采用修正Jones模型計算的可操控應計利潤指標（DA1、DA2、DA3），在組1中的均值小于在組2中的均值，且DA2、DA3指標的組間均值都在1%的統計水平上存在顯著差異。這個結論初步印證了本文的假設H2，考慮到不同變量在差異性檢驗中存在的不一致結果，我們在后續的多元回歸分析中予以進一步檢驗。3.相關性分析。表4列示了主要變量間的相關系數分析結果。從表4的分析結果來看，盈余管理程度指標，無論是修正Jones模型計算的可操控應計利潤指標（DA2、DA3），還是Dechow和Dichev模型計算的應計盈余值（DD），都與企業社會責任表現（CSR）存在顯著的正相關關系，初步支持了本文的假設H2，在之后的多元回歸分析中本文將進一步展開檢驗。此外，企業社會責任表現（CSR）與企業規模（Size）正相關，表明大規模的企業有更強的動機履行企業社會責任。本文使用不同模型計算的三個可操控應計利潤指標（DA1、DA2、DA3）與采用Dechow和Dichev模型計算的應計盈余值（DD）高度相關。表中各變量之間（除解釋變量的多個變量之間）的相關系數絕對值大部分都小于0.4，表明變量間不存在嚴重的多重共線性問題。

（二）盈余質量與企業社會責任表5檢驗了企業盈余管理與企業社會責任之間的關系。在列（1）到列（3）中，我們分別采用修Jones模型及其相關衍生模型計算的指標作為關鍵解釋變量，對模型進行回歸分析。結果顯示，回歸后關鍵解釋變量的系數均在5%的水平上顯著為正，表明進行更多盈余管理的企業，其社會責任表現值（CSR）越高，由此，假設H2得到驗證。第（4）列中采用Dechow和Dichev模型計算的應計盈余值（DD）的系數亦在1%的水平上顯著。此外，企業規模（Size）的系數顯著為正，這個結果與“政治成本假說”一致，即大規模企業有著更強的履行社會責任的動機。這些企業受到媒體和投資者更高的關注，它們因此更注重自身的公眾形象。企業價值（TobinQ）的系數顯著為正，Choi和Pae（2011）基于韓國的企業樣本研究表明，價值高的企業會致力于履行高水平的社會責任，以維系它們在市場中的領先地位。本文的研究結論與這兩位韓國學者的觀點一致。總的來說，結果支持假設H2，即積極操縱盈余的企業會更多的履行社會責任以轉移公眾視線，掩蓋其對公眾不利的行為。

（三）穩健性檢驗為了使研究結果更具有說服力，本文進行相應的穩健性檢驗。1.交換被解釋變量和解釋變量。本文構造了以企業社會責任指標為被解釋變量，盈余質量指標為解釋變量的回歸模型。由于將解釋變量和被解釋變量轉換有利于解決可能存在的測量誤差（Choi和Pae，2011），因此，本文參考Kim等（2012）、Hong和Andersen（2011）[22]的做法構造模型（6）進行檢驗。表6的列（1）至列（3）分別呈現了以可操控應計利潤值（DA1、DA2、DA3）作為被解釋變量進行回歸的結果，企業社會責任表現值（CSR）的回歸系數在5%的水平上顯著為正；列（4）給出了以應計盈余指標（DD）作為被解釋變量進行回歸的結果，企業社會責任表現值（CSR）的回歸系數在1%的水平上顯著為正。顯然，逆向的回歸結果證實了企業社會責任表現與盈余管理存在正向影響關系的結論，即社會責任與盈余質量存在負向影響關系，這進一步支持了本文的假設H2。企業價值（TobinQ）的回歸系數也在1%的水平上顯著為正，即有著高市價的企業更傾向于進行盈余管理。企業規模（Size）的回歸系數為負，表明企業規模越大，盈余質量越好。2.解釋變量的選擇。為了減少盈余質量變量上的測量誤差，我們分別使用了由修正Jones模型及它的兩個衍生模型、Dechow和Dichev模型計算的四個反映應計盈余質量的指標，回歸后得到一致的結果。在此，本文進一步采用基本Jones模型及它的三個衍生模型③計算可操控應計利潤指標，作為盈余質量的變量（分別用DA4、DA5、DA6及DA7表示）重新進行回歸。結果如表7所示，變量的回歸系數及顯著性水平并未發生實質性改變。3.變量標準化處理。參考Laksmana和Yang（2009）的做法，本文將所有連續型變量減去其均值后除以標準差進行標準化處理（這樣做是因為指標的單位不一致）。④我們將標準化處理后的變量（即表8中帶有“_s”后綴的變量）代入模型，替換原變量重新進行了回歸，回歸結果（見表8）仍然與假設H2保持一致，只是系數的大小不同而已。4.差分模型的設置與檢驗。為了盡可能地減小模型中因疏漏變量而導致的內生性問題，本文將所有變量的當期值與上期值進行差分得到變動值（即模型7和表9中帶有“Δ”前綴的變量），并用變動值構造如下change模型，對模型（7）進行回歸，結果（見表9）仍然與假設H2保持一致。5.樣本期間的選擇。為了排除在盈余質量與企業社會責任關系中金融危機影響的可能性，本文從研究樣本中排除2008和2009年觀察值，并重新進行上述回歸。結果（見表10）與前文假設H2保持一致。

（四）內生性檢驗由于企業自身特征可能會影響盈余管理程度，進而影響企業社會責任。因此，為了克服樣本自選擇偏誤導致的內生性問題，本文采用Heckman（1979）的兩階段回歸法進行檢驗。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，主要考慮公司規模、財務業績及成長性等特征對企業盈余管理行為的影響，使用Probit模型回歸并估計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，當企業盈余管理程度⑥大于行業年度中值時，該變量取1，否則取0。解釋變量包括公司規模（Size）、市賬率（MTB）、總資產報酬率（ROA）、營業收入增長率（Salesgrowth）以及資產負債率（Leverage），我們同時在模型中加入行業虛擬變量（Industry）和年度虛擬變量（Year）以控制行業和年度固定效應。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致的內生性問題：表11的PanelA部分報告了Heckman（1979）的第一階段回歸結果。從中可以看出，公司規模較小、市賬率較高、營業收入增長率較高、資產負債率較高的上市公司更有可能進行盈余管理。表11的PanelB部分為Heckman（1979）的第二階段回歸結果。結果表明，控制了盈余管理的自選擇偏差后，盈余管理仍然對企業社會責任存在顯著的正向影響，進一步驗證了本文的假設H2。此外，控制變量的符號和顯著性水平也與文中主回歸結果保持一致。

四、進一步研究

（一）企業股權性質的影響我國證券市場建立二十多年以來，民營企業得到了迅猛發展，但國有企業占優勢的局面并未得到較大改變。目前，60%以上的中國上市公司最終控制人為國家。國有企業目標函數的多元化導致企業行為承載著太多的政治任務（如保障就業率、社會穩定等）（黃速建和余菁，2006），其經濟目標的實現是為非經濟目標的實現服務的，而且國有企業的管理層更注重自身的政治前途（吳聯生等，2010）。因此，國有企業履行企業社會責任更有可能是基于政治動機而非投機動機。然而，與國有企業相比，非國有企業產權更清晰，經營目標更單一。當非國有企業面臨較大市場壓力時，基于IPO動機、增發或配股動機、扭虧保殼動機，往往會更多地考慮進行盈余管理（劉鳳委，2005），通過供銷價格差異、資產置換、資產剝離等方式粉飾財務報表（陳信元，2003），以調高業績。企業性質決定了其所擔負的社會責任并非是與生俱來的，而是完全來自于外部壓力。非國有企業的社會責任履行更傾向于“戰略慈善”，其對經濟動機的考慮更加明顯（辛宇和左乃健，2012）。因此，在其他條件不變的情況下，本文預期相對于國有企業，非國有企業的盈余質量對企業社會責任的負向影響應該更顯著。根據股權性質對樣本進行分組，得到國有企業和非國有企業兩個子樣本，分別用分組樣本對模型（5）進行回歸，以驗證在不同股權性質下，盈余質量與企業社會責任之間的關系是否存在差異。結果如表12的列（1）、（2）、（5）、（6）所示。在非國有企業的樣本中，盈余管理程度指標（DA3、DD）的系數均在1%的水平上顯著為正；在國有企業的樣本中，我們沒有發現該類變量系數的統計顯著性。進一步，我們對國有和非國有樣本組中關鍵解釋變量的系數進行差異性檢驗。結果表明，列（1）、（2）中DA3的系數差異性檢驗的卡方值為4.31，p值為0.0380；列（5）、（6）中DD的系數差異性檢驗的卡方值為3.99，p值為0.0459?？偟膩碚f，非國有樣本組的盈余管理程度回歸系數在5%的水平上顯著大于國有樣本組，組間差異在統計上顯著。這表明，通過履行社會責任來掩飾盈余操縱行為的做法，更多的存在于非國有企業中。由此可見，由于非國有企業政策支持度以及政治關聯度相對較低，因此，在履行企業社會責任時，更易受到自身盈余質量水平的影響。

（二）企業股權集中度的影響自Berle和Means的經典論著《現代公司與私有產權》于1932年問世以來，企業的股權結構在公司治理中的效率問題就成為公司財務研究領域長盛不衰的焦點問題之一（陳德萍和陳永圣，2011）。由于我國資本市場尚未達到半強勢有效，大股東控制權對企業發展的干預仍然在較大范圍內存在。因此，本文擬針對非國有企業樣本組，進一步考慮企業的股權結構對盈余質量與社會責任間關系的影響。股權集中度作為衡量股權結構的指標，可以看作公司治理效率的度量。在股權分散的企業中，廣大中小股東“搭便車”的心理嚴重，難以對管理層進行有效地制衡和監管。在這種情況下，基于理論框架的管理層機會主義假說，管理層更可能出于私利的考慮進行盈余管理，并通過履行企業社會責任來掩飾對盈余所做的操縱。此外，在股權分散的情況下，管理層的盈余管理行為對公司股價造成的潛在壓力，一般不太可能直接對中小股東構成致命威脅。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社會責任所做的掩飾。因此，在其他條件不變的情況下，本文預期在非國有企業中，相對于股權集中的企業，股權相對分散的企業的盈余質量與社會責任之間的負向影響關系更顯著。在非國有企業的樣本組中，使用赫芬達爾指數（前10大股東持股比率的平方和）的均值對樣本進行分組，得到股權相對集中和股權相對分散的兩個子樣本組，對子樣本的回歸結果見表12的列（3）、（4）、（7）、（8）。在股權相對分散的企業中，盈余管理程度的衡量指標DA3、DD的系數均在1%的水平上顯著為正；在股權集中的企業中，我們沒有發現該類變量系數的顯著性。進一步在股權集中和股權分散的組間進行關鍵解釋變量的系數差異性檢驗，結果表明，列（3）、（4）中DA3的系數差異性檢驗的卡方值為2.99，p值為0.0839，但列（7）、（8）中DD的系數未通過差異性檢驗。因此，我們有所保留的認可，在非國有企業樣本組中，股權分散的企業的盈余管理程度的回歸系數大于股權集中的企業。由此可見，通過履行社會責任來掩飾盈余管理行為的做法，更可能存在于監管力度相對薄弱的股權分散型的非國有企業中。

五、研究結論

現有文獻大多基于美國等發達國家數據展開研究，且多是從企業社會責任的履行和披露角度研究其對盈余管理操縱行為的影響。由于國家層面的特征不同以及變量選擇和模型設置方面的差異，關于該議題的研究截至目前尚未得到統一的結論。由于厘清企業社會責任的履行動機，不僅有助于推動企業社會責任理論的發展，而且有助于政府監管當局規范企業的社會責任實踐。因此，本文基于2005~2011年中國滬深兩市A股上市公司數據，從企業盈余質量的角度出發，深入探討企業履行社會責任的動機：究竟是基于提升企業聲譽資本的戰略動機？建立和維持良好政治關系的政治動機、做良好公民不求回報的利他動機？還是為了掩蓋或轉移公眾對企業不當行為的關注？研究發現，企業的盈余質量與企業社會責任之間存在顯著的負向影響關系，而且這種關系在股權分散的非國有企業中更顯著。這表明，相對于其他類型的企業，股權分散型非國有企業的股東對管理層的監管力度相對薄弱，管理層更可能為了掩蓋其對盈余所做的操縱，“工具性”地利用企業社會責任為自身利益服務。此外，文中采用Heckman（1979）兩階段法進行了內生性檢驗，同時從多角度開展了穩健性檢驗，所得結論均與原假設保持一致。本文研究發現，企業可能出于管理層私利動機履行社會責任，如為了遮掩其對盈余所做的操縱。因此，研究結論將會影響到公眾對企業社會責任行為的整體認知，這有助于政府的政策制定者和監管部門識別企業履行社會責任的動機，規范和監管企業管理層的行為。與此同時，我們的研究結論同時對企業社會責任報告強制實施外部審計的呼聲給予了經驗支持。

作者：朱敏施先旺郭艷婷單位：中南財經政法大學會計學院安徽工程大學管理工程學院