工商管理英語論文精選(九篇)

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第1篇：工商管理英語論文范文

根據(jù)利益相關(guān)者理論和企業(yè)財務(wù)管理目標(biāo)，企業(yè)管理層的主要目標(biāo)是在滿足利益相關(guān)者需求的基礎(chǔ)上增加股東財富。Carrol（l1979、1991）認(rèn)為，企業(yè)社會責(zé)任包含四個方面內(nèi)容：盈利的經(jīng)濟(jì)責(zé)任；遵紀(jì)守法的法律責(zé)任；行事正確、公正、公平的道德責(zé)任；為社會、文化及教育事業(yè)做出貢獻(xiàn)的慈善責(zé)任[10、11]。其中，第一個維度（盈利，即增加股東財富）構(gòu)成了企業(yè)通過提高員工、顧客和社區(qū)生活質(zhì)量在內(nèi)的對社會負(fù)責(zé)的承諾基礎(chǔ)（即為其他利益相關(guān)者的利益服務(wù)）。中國企業(yè)家調(diào)查系統(tǒng)于2007年對4586位企業(yè)經(jīng)營者的專題調(diào)查報告顯示，中國企業(yè)經(jīng)營者普遍高度認(rèn)同履行經(jīng)濟(jì)、法律、倫理、公益4個方面社會責(zé)任的重要意義，認(rèn)識到履行社會責(zé)任有利于企業(yè)自身的持續(xù)發(fā)展。企業(yè)社會責(zé)任的工具理論（Friedman，1970）將企業(yè)社會責(zé)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(yè)社會責(zé)任以新的內(nèi)涵，這個委員會將企業(yè)社會責(zé)任定義為：“企業(yè)對其給社會產(chǎn)生的影響所承擔(dān)的責(zé)任。對適用法規(guī)和社會參與者間的集體協(xié)議的尊重是履行責(zé)任的先決條件。為了充分履行企業(yè)社會責(zé)任，企業(yè)應(yīng)該具備將社會、環(huán)境、道德、人權(quán)和消費(fèi)者關(guān)心的問題同經(jīng)營活動相整合的流程，并具備和其利益相關(guān)者密切協(xié)作的核心戰(zhàn)略，這個戰(zhàn)略的目標(biāo)是使企業(yè)的所有者/股東及其他利益相關(guān)者和整個社會的共享價值的創(chuàng)造性最大化。”上述定義都認(rèn)同股東財富創(chuàng)造是企業(yè)進(jìn)行社會責(zé)任活動的基礎(chǔ)，因此，有大量研究都在探究企業(yè)財務(wù)業(yè)績與社會責(zé)任之間的關(guān)系，且大多支持兩者間存在正相關(guān)關(guān)系的結(jié)論（Ruf等，2001；沈洪濤，2008）。然而，由于反映財務(wù)業(yè)績的指標(biāo)一般是通過會計(jì)報表數(shù)據(jù)計(jì)算得到的，而應(yīng)計(jì)制記賬基礎(chǔ)下的會計(jì)數(shù)據(jù)存在操縱空間，因此，對財務(wù)業(yè)績和企業(yè)社會責(zé)任之間正向關(guān)系的研究也并不能完全反映企業(yè)社會責(zé)任的改善就是源于企業(yè)真實(shí)業(yè)績的提高?；诖?，學(xué)術(shù)界對于企業(yè)履行社會責(zé)任的動機(jī)進(jìn)行了大量的研究，但至今未達(dá)成一致的結(jié)論。兩種對立的觀點(diǎn)中，支持道德假說的學(xué)者們認(rèn)為，企業(yè)履行社會責(zé)任，應(yīng)該源于自身的慈善行為，源于對社會風(fēng)險的管理，源于對綜合目標(biāo)的平衡，也源于對最大化社會福利的貢獻(xiàn)等（李偉陽和肖，2011）[16]。支持利益假說的學(xué)者們則認(rèn)為，企業(yè)管理層追逐自身利益或組織的經(jīng)濟(jì)利己主義時，道德準(zhǔn)則可能僅僅只是弄虛作假的煙霧彈（陳昕，2013）[17]，企業(yè)可能通過慈善來掩蓋或轉(zhuǎn)移公眾對企業(yè)其他不當(dāng)行為的關(guān)注，從而降低企業(yè)的聲譽(yù)損失。

如果將企業(yè)家或者企業(yè)看作道德主體，則企業(yè)履行社會責(zé)任更可能是源于企業(yè)家或者企業(yè)的純粹道德良知。②企業(yè)社會責(zé)任道德理論指出，企業(yè)必須將社會責(zé)任作為一種道德約束（Phillips等，2003）[18]，這要求履行社會責(zé)任的企業(yè)必須關(guān)注所有利益相關(guān)者的合法權(quán)益和指導(dǎo)性的道德準(zhǔn)則。同時，Linthicum等（2010）將企業(yè)社會責(zé)任活動視為一種建立和維持聲譽(yù)的途徑。如果一個企業(yè)看重它的聲譽(yù)，那么保護(hù)這一聲譽(yù)的意愿可以抑制企業(yè)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(qiáng)企業(yè)聲譽(yù)的戰(zhàn)略動機(jī)去履行企業(yè)社會責(zé)任，并通過限制盈余管理來降低對企業(yè)聲譽(yù)的潛在損害（Kim等，2012）。Laksmana和Yang（2009）研究發(fā)現(xiàn)，同社會責(zé)任履行情況不佳的企業(yè)相比，社會責(zé)任履行情況較好的企業(yè)有著可預(yù)測性更高、更加持續(xù)和平穩(wěn)的收入。Hong和Andersen（2011）基于美國數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，對社會越負(fù)責(zé)的企業(yè)的應(yīng)計(jì)質(zhì)量越高，且從事真實(shí)盈余管理的可能性越低。此外，根據(jù)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?；诶嫦嚓P(guān)者理論對委托理論進(jìn)行擴(kuò)展，則委托人可能是社會或政府等利益相關(guān)者，在這種情形下，對企業(yè)社會責(zé)任的履行可以降低兩權(quán)分離所帶來的利益沖突和成本，緩解可能產(chǎn)生的信息不對稱。上述理論均支持盈余質(zhì)量與企業(yè)社會責(zé)任之間存在正向影響關(guān)系的假設(shè)，這一關(guān)系也與Kim等學(xué)者的研究結(jié)論一致。國內(nèi)亦有學(xué)者對此問題展開研究。朱松（2011）研究發(fā)現(xiàn)，企業(yè)社會責(zé)任表現(xiàn)越好，市場評價越高，會計(jì)盈余的信息含量也越高。鐘向東和樊行?。?011）通過對企業(yè)社會責(zé)任、財務(wù)業(yè)績與盈余管理關(guān)系的研究也發(fā)現(xiàn)，企業(yè)履行社會責(zé)任能夠抑制盈余管理。鄧學(xué)衷等（2011）亦通過實(shí)證分析發(fā)現(xiàn)，企業(yè)盈余管理對社會責(zé)任會產(chǎn)生顯著的負(fù)向影響。綜上所述，如果管理者秉承“公心”———基于利益相關(guān)者價值最大化目標(biāo)，出于建立和維護(hù)聲譽(yù)、提高財務(wù)業(yè)績的戰(zhàn)略動機(jī)，或者出于道德約束的利他動機(jī)來履行社會責(zé)任，我們將觀察到盈余質(zhì)量與企業(yè)社會責(zé)任之間的正向影響關(guān)系。因此，本文提出假設(shè)1：H1：盈余質(zhì)量較好的企業(yè)，會更多的履行企業(yè)社會責(zé)任。然而，有限理性理論（Simon，1955）認(rèn)為，現(xiàn)實(shí)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(rèn)知能力等約束條件所限制。盈余質(zhì)量低的企業(yè)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(yè)社會責(zé)任行為所帶來的聲譽(yù)效應(yīng)掩蓋其所做的盈余操縱及其他不當(dāng)行為，轉(zhuǎn)移公眾的視線（Hemingway和Maclagan，2004）。因此，社會責(zé)任的履行很可能與管理者追逐自身利益有關(guān)聯(lián)（McWilliams等，2006）。如果管理者出于投機(jī)動機(jī)履行社會責(zé)任，那么他們可能誤導(dǎo)利益相關(guān)者對企業(yè)價值和財務(wù)業(yè)績的判斷。

基于此，學(xué)者們展開了大量研究。Fritzche（1991）研究發(fā)現(xiàn)，管理層追逐自身利益或組織的經(jīng)濟(jì)利己主義時，道德準(zhǔn)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(zé)任來掩蓋企業(yè)經(jīng)營管理中存在的不當(dāng)行為。Petrovits（2006）研究發(fā)現(xiàn)，財務(wù)報告中利潤略大于0的企業(yè)會更傾向于履行慈善活動（如資助慈善基金會），這表明企業(yè)為了達(dá)到特定閾值（如利潤0點(diǎn)）、避免虧損，會有動機(jī)進(jìn)行盈余操縱，同時戰(zhàn)略性的運(yùn)用企業(yè)慈善項(xiàng)目來加以掩飾。Prior等（2008）以26個國家的593家企業(yè)作為樣本，研究企業(yè)是否會使用企業(yè)社會責(zé)任從戰(zhàn)略上來隱瞞盈余管理。他們從SiRiproTM數(shù)據(jù)庫中選擇指標(biāo)作為企業(yè)社會責(zé)任的變量，使用業(yè)績調(diào)整的修正Jones模型來衡量盈余管理，最終發(fā)現(xiàn)盈余管理與企業(yè)社會責(zé)任之間存在正向影響關(guān)系。Chih等（2008）從FTSE全球指數(shù)數(shù)據(jù)庫中選取46個國家的1653家企業(yè)作為研究樣本，并將樣本劃分為社會責(zé)任表現(xiàn)較好和較差的兩個子樣本，研究了在社會責(zé)任表現(xiàn)較好的子樣本中的企業(yè)是否存在盈余管理。他們發(fā)現(xiàn)，更好履行社會責(zé)任的企業(yè)在應(yīng)計(jì)盈余管理中更為激進(jìn)。在Kim等（2012）看來，企業(yè)可能將參與社會責(zé)任作為維持聲譽(yù)的一種手段，通過履行和披露社會責(zé)任為企業(yè)營造出一種透明的形象，以獲取企業(yè)進(jìn)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(jìn)行盈余管理。這一動機(jī)在某種程度上與Prior等（2008）的研究結(jié)論一致，即企業(yè)基于機(jī)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(yè)社會責(zé)任來掩蓋它們的盈余操控行為。高勇強(qiáng)等（2012）基于中國民營企業(yè)的調(diào)查數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，企業(yè)可能會利用慈善捐贈來掩蓋或轉(zhuǎn)移外界對員工薪酬福利水平低、環(huán)境污染嚴(yán)重等問題的關(guān)注[6]。此外，通過在理論的框架下關(guān)注管理者的投機(jī)行為，Petrovits（2006）和Prior等（2008）發(fā)現(xiàn)，基于對自身職業(yè)生涯或個人名聲的考慮，管理層可能也會更多的履行企業(yè)社會責(zé)任，這些投機(jī)取巧的動機(jī)和我們對“誠實(shí)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(zhuǎn)移公眾對企業(yè)不當(dāng)行為關(guān)注的動機(jī)來履行社會責(zé)任，我們將觀察到盈余質(zhì)量與企業(yè)社會責(zé)任之間的負(fù)向影響關(guān)系?；诖耍覀兲岢雠c假設(shè)1存在競爭性的假設(shè)2：H2：盈余質(zhì)量較差的企業(yè)，會更多的履行企業(yè)社會責(zé)任。

二、研究設(shè)計(jì)

（一）樣本選擇與數(shù)據(jù)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(guān)數(shù)據(jù)均來自于深圳國泰安信息技術(shù)有限公司設(shè)計(jì)開發(fā)的CSMAR數(shù)據(jù)庫。對于初始數(shù)據(jù)，本文進(jìn)行了如下的處理：（1）剔除歸屬于金融行業(yè)的上市公司樣本；（2）剔除樣本期間被冠以ST、PT的財務(wù)狀況異常的上市公司樣本；（3）剔除在發(fā)行A股的同時發(fā)行有B股或H股的上市公司樣本；（4）剔除資產(chǎn)負(fù)債率大于1的上市公司樣本；（5）剔除總資產(chǎn)或所有者權(quán)益小于零的樣本；（6）剔除數(shù)據(jù)缺失的上市公司樣本。根據(jù)上述標(biāo)準(zhǔn)進(jìn)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(jié)論的影響，本文對模型中涉及的所有連續(xù)型變量進(jìn)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(yè)社會責(zé)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(guān)于加強(qiáng)上市公司社會責(zé)任承擔(dān)工作的通知》中涉及的每股社會貢獻(xiàn)值來衡量企業(yè)的社會責(zé)任表現(xiàn)。具體計(jì)算公式為：每股社會貢獻(xiàn)值=（凈利潤+所得稅費(fèi)用+營業(yè)稅金及附加+支付給職工以及為職工支付的現(xiàn)金+本期應(yīng)付職工薪酬-上期應(yīng)付職工薪酬+財務(wù)費(fèi)用+捐贈）/期初和期末總股數(shù)的平均值2.解釋變量———盈余質(zhì)量的度量。（1）修正Jones模型（Dechow等，1995）。現(xiàn)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(jì)可操控應(yīng)計(jì)利潤指標(biāo)。具體來說，首先使用模型（1）分行業(yè)－年度回歸。在模型（1）中，TACCj,t是j公司在第t年的總應(yīng)計(jì)利潤，它是凈利潤減去經(jīng)營活動現(xiàn)金流量計(jì)算得到的；TAj,t-1是j公司在第t-1年的期末總資產(chǎn)；ΔREVj,t是j公司在第t年主營業(yè)務(wù)收入的變動；PPEj,t是j公司在第t年末的固定資產(chǎn)總額。此外，該模型在傳統(tǒng)估計(jì)方程中加入常數(shù)項(xiàng)，有利于消除異方差和緩和模型缺乏規(guī)模變量而引起的計(jì)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(yè)對盈余的操縱情況，本文對DAj,t取絕對值后作為盈余質(zhì)量的第一個變量DA1。由于DA1反映的是企業(yè)對盈余進(jìn)行操縱的程度，所以取其絕對值作為盈余質(zhì)量變量時，數(shù)值越小說明盈余質(zhì)量越好。（2）修正Jones模型的改進(jìn)（Kothari等，2005）。Dechow等（1995）的研究還發(fā)現(xiàn)，在Jones模型下，企業(yè)的極端績效會對計(jì)算結(jié)果產(chǎn)生顯著的影響。為克服這種現(xiàn)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(jì)過程中，提出兩個改進(jìn)的模型，其中之一為業(yè)績調(diào)整的修正Jones模型：在模型（1）的基礎(chǔ)上，加入ROAj,t-1作為業(yè)績的替代變量，同時在銷售額變動的基礎(chǔ)上扣除應(yīng)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(chǎn)收益率。與文中計(jì)算DA1的方法一致，對模型（3）分行業(yè)-年度回歸的殘差取絕對值，得到盈余質(zhì)量的第二個變量DA2。此外，Kothari等學(xué)者還提出另一個與業(yè)績相關(guān)的修正Jones模型，以控制業(yè)績與企業(yè)應(yīng)計(jì)之間相關(guān)性。具體做法是，對于每個行業(yè)內(nèi)的企業(yè)，按照總資產(chǎn)收益率排序并分組，然后為每一家企業(yè)選取總資產(chǎn)收益率最為接近的企業(yè)作為配對樣本，采用模型（1）、（2）計(jì)算每家企業(yè)的DA1，將企業(yè)與配對樣本的DA1相減（配對公司值為減數(shù)）作為該企業(yè)盈余質(zhì)量的第三個變量DA3。綜上所述，本文采用Dechow等（1995）的分行業(yè)年度的橫截面修正Jones模型以及Kothari等（2005）的業(yè)績調(diào)整和業(yè)績配對的修正Jones模型分別計(jì)算可操控應(yīng)計(jì)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(jì)算得出的可操控應(yīng)計(jì)利潤均取其絕對值。作為上市公司盈余質(zhì)量衡量指標(biāo)的DA1、DA2、DA3，均為指標(biāo)數(shù)值越小表明企業(yè)的盈余質(zhì)量越好。（3）盈余質(zhì)量的另一種衡量指標(biāo)是應(yīng)計(jì)質(zhì)量。根據(jù)調(diào)整的Dechow和Dichev（2002）模型計(jì)算盈余質(zhì)量指標(biāo)（DD），這一指標(biāo)廣泛應(yīng)用于財務(wù)報告質(zhì)量的研究文獻(xiàn)之中（Francis等，2005；Rajgopal和Venkat－achalam，2011）。為計(jì)算該變量，首先分行業(yè)－年度回歸如下模型：在模型（4）中，ΔWCj,t為j公司第t年?duì)I運(yùn)資金的變動，具體地說，為應(yīng)收賬款、存貨和其他資產(chǎn)的變動之和，減去應(yīng)付賬款和應(yīng)交所得稅的變動；CFOj,t為j公司第t年經(jīng)營性現(xiàn)金流量；ΔREVj,t為營業(yè)收入的變動；PPEj,t為j公司第t年末的固定資產(chǎn)價值；TAj,t-1為j公司第t-1年末總資產(chǎn)。在對模型（4）分行業(yè)－年度回歸后，得到各企業(yè)各年度的回歸殘差，根據(jù)第t年和之前4年的回歸殘差計(jì)算標(biāo)準(zhǔn)差，即得到企業(yè)第t年的應(yīng)計(jì)質(zhì)量指標(biāo)，該指標(biāo)數(shù)值越小則表示企業(yè)的應(yīng)計(jì)盈余質(zhì)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(zhì)量和企業(yè)社會責(zé)任關(guān)系的遺漏變量問題。之前的文獻(xiàn)研究表明，企業(yè)規(guī)模和企業(yè)社會責(zé)任之間存在相關(guān)關(guān)系，大規(guī)模的上市公司更有動機(jī)去強(qiáng)調(diào)它們對企業(yè)社會責(zé)任的承諾，因此本文控制了企業(yè)規(guī)模（Size）。另外，研究表明，企業(yè)社會責(zé)任和企業(yè)價值正相關(guān)，具有高度道德承諾的企業(yè)的市場價值更高，企業(yè)價值高的企業(yè)會承諾高水平的企業(yè)社會責(zé)任以保持它們在市場中的地位，因此本文控制了企業(yè)價值（TobinQ），并預(yù)測企業(yè)價值會對企業(yè)社會責(zé)任的履行產(chǎn)生正向影響。為了控制與杠桿作用相關(guān)的盈余管理動機(jī)以及杠桿作用對企業(yè)社會責(zé)任的潛在影響，本文控制了上市公司的資產(chǎn)負(fù)債率（Leverage）。我們加入營業(yè)收入增長率（Salesgrowth），以控制企業(yè)增長機(jī)會的影響。此外，由于Petron（i1992）研究發(fā)現(xiàn)企業(yè)在自身財務(wù)業(yè)績不佳時更有可能進(jìn)行盈余管理，傾向于通過盈余管理規(guī)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(yè)虧損情況的虛擬變量（LossD）和反映企業(yè)現(xiàn)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(yè)虛擬變量（Industry），以分別控制年度和行業(yè)固定效應(yīng)。變量的定義和度量見表1。

（三）實(shí)證模型參考Choi和Pae（2011）的模型，本文估計(jì)了如下回歸模型來檢驗(yàn)盈余質(zhì)量與企業(yè)社會責(zé)任之間關(guān)系：在模型（5）中，CSRj,t為j公司第t年的社會責(zé)任表現(xiàn)；QAj,t為j公司第t年的盈余質(zhì)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(zhì)量較好的企業(yè)，會更多的履行社會責(zé)任，表明企業(yè)傾向于更多的從事社會責(zé)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(zhì)量較差的企業(yè)，會更多的履行社會責(zé)任，表明企業(yè)履行社會責(zé)任的動機(jī)更可能是為了轉(zhuǎn)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(shù)據(jù)是典型的短面板，借鑒Petersen（2009）的方法，所有回歸結(jié)果在報告t值時，均采用公司層面聚類調(diào)整的穩(wěn)健性標(biāo)準(zhǔn)誤。

三、實(shí)證結(jié)果及分析

（一）單變量分析1.描述性統(tǒng)計(jì)。表2報告了主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果。（1）企業(yè)社會責(zé)任表現(xiàn)（CSR）的均值為1.0799，中位數(shù)為0.8536，但都與最大值5.4257相去甚遠(yuǎn)。這符合預(yù)期，一方面，數(shù)據(jù)表明當(dāng)前半數(shù)以上的企業(yè)的社會責(zé)任履行情況低于平均水平；另一方面，即使進(jìn)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(zé)任履行情況很好的企業(yè)，不過對于大多數(shù)企業(yè)來說，如此超高的企業(yè)社會責(zé)任值并不是普遍情況。（2）關(guān)于盈余質(zhì)量的指標(biāo)，在分別采用修正Jones模型、業(yè)績調(diào)整以及業(yè)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(jì)算的盈余質(zhì)量指標(biāo)（DD）的均值為0.0334，中位數(shù)為0.0282，最小值為0.0047，最大值為0.1172，企業(yè)間總體變化不大。（3）控制變量方面，企業(yè)規(guī)模變量（Size）的均值為21.7099，中位數(shù)為21.5624，說明樣本企業(yè)的規(guī)?；痉险龖B(tài)分布；企業(yè)價值（TobinQ）變量在25百分位上的數(shù)值都超過1，表明大多數(shù)企業(yè)的估值都高于資產(chǎn)的賬面價值；企業(yè)資產(chǎn)負(fù)債率（Leverage）的均值為0.4847，中位數(shù)為為0.4996，表明樣本中半數(shù)以上企業(yè)的負(fù)債小于所有者權(quán)益，企業(yè)償債能力尚可；營業(yè)收入增長率（Salesgrowth）均值為21.22%，在包含受到全球金融危機(jī)影響的2008年觀察值的樣本中，仍能有這樣的結(jié)果，說明中國企業(yè)的成長性是非常不錯的。2.單變量差異性檢驗(yàn)。如表3所示，按照企業(yè)社會責(zé)任表現(xiàn)（CSR）的中位數(shù)將樣本分為兩組，一個樣本組的CSR值小于中位數(shù)（以下簡稱：組1），另一個樣本組的CSR值大于中位數(shù)（以下簡稱：組2）。在組1和組2中，分別計(jì)算盈余質(zhì)量變量（DA1、DA2、DA3、DD）的均值，并對組間均值進(jìn)行差異性檢驗(yàn)。結(jié)果（見表3）表明，采用修正Jones模型計(jì)算的可操控應(yīng)計(jì)利潤指標(biāo)（DA1、DA2、DA3），在組1中的均值小于在組2中的均值，且DA2、DA3指標(biāo)的組間均值都在1%的統(tǒng)計(jì)水平上存在顯著差異。這個結(jié)論初步印證了本文的假設(shè)H2，考慮到不同變量在差異性檢驗(yàn)中存在的不一致結(jié)果，我們在后續(xù)的多元回歸分析中予以進(jìn)一步檢驗(yàn)。3.相關(guān)性分析。表4列示了主要變量間的相關(guān)系數(shù)分析結(jié)果。從表4的分析結(jié)果來看，盈余管理程度指標(biāo)，無論是修正Jones模型計(jì)算的可操控應(yīng)計(jì)利潤指標(biāo)（DA2、DA3），還是Dechow和Dichev模型計(jì)算的應(yīng)計(jì)盈余值（DD），都與企業(yè)社會責(zé)任表現(xiàn)（CSR）存在顯著的正相關(guān)關(guān)系，初步支持了本文的假設(shè)H2，在之后的多元回歸分析中本文將進(jìn)一步展開檢驗(yàn)。此外，企業(yè)社會責(zé)任表現(xiàn)（CSR）與企業(yè)規(guī)模（Size）正相關(guān)，表明大規(guī)模的企業(yè)有更強(qiáng)的動機(jī)履行企業(yè)社會責(zé)任。本文使用不同模型計(jì)算的三個可操控應(yīng)計(jì)利潤指標(biāo)（DA1、DA2、DA3）與采用Dechow和Dichev模型計(jì)算的應(yīng)計(jì)盈余值（DD）高度相關(guān)。表中各變量之間（除解釋變量的多個變量之間）的相關(guān)系數(shù)絕對值大部分都小于0.4，表明變量間不存在嚴(yán)重的多重共線性問題。

（二）盈余質(zhì)量與企業(yè)社會責(zé)任表5檢驗(yàn)了企業(yè)盈余管理與企業(yè)社會責(zé)任之間的關(guān)系。在列（1）到列（3）中，我們分別采用修Jones模型及其相關(guān)衍生模型計(jì)算的指標(biāo)作為關(guān)鍵解釋變量，對模型進(jìn)行回歸分析。結(jié)果顯示，回歸后關(guān)鍵解釋變量的系數(shù)均在5%的水平上顯著為正，表明進(jìn)行更多盈余管理的企業(yè)，其社會責(zé)任表現(xiàn)值（CSR）越高，由此，假設(shè)H2得到驗(yàn)證。第（4）列中采用Dechow和Dichev模型計(jì)算的應(yīng)計(jì)盈余值（DD）的系數(shù)亦在1%的水平上顯著。此外，企業(yè)規(guī)模（Size）的系數(shù)顯著為正，這個結(jié)果與“政治成本假說”一致，即大規(guī)模企業(yè)有著更強(qiáng)的履行社會責(zé)任的動機(jī)。這些企業(yè)受到媒體和投資者更高的關(guān)注，它們因此更注重自身的公眾形象。企業(yè)價值（TobinQ）的系數(shù)顯著為正，Choi和Pae（2011）基于韓國的企業(yè)樣本研究表明，價值高的企業(yè)會致力于履行高水平的社會責(zé)任，以維系它們在市場中的領(lǐng)先地位。本文的研究結(jié)論與這兩位韓國學(xué)者的觀點(diǎn)一致。總的來說，結(jié)果支持假設(shè)H2，即積極操縱盈余的企業(yè)會更多的履行社會責(zé)任以轉(zhuǎn)移公眾視線，掩蓋其對公眾不利的行為。

（三）穩(wěn)健性檢驗(yàn)為了使研究結(jié)果更具有說服力，本文進(jìn)行相應(yīng)的穩(wěn)健性檢驗(yàn)。1.交換被解釋變量和解釋變量。本文構(gòu)造了以企業(yè)社會責(zé)任指標(biāo)為被解釋變量，盈余質(zhì)量指標(biāo)為解釋變量的回歸模型。由于將解釋變量和被解釋變量轉(zhuǎn)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(gòu)造模型（6）進(jìn)行檢驗(yàn)。表6的列（1）至列（3）分別呈現(xiàn)了以可操控應(yīng)計(jì)利潤值（DA1、DA2、DA3）作為被解釋變量進(jìn)行回歸的結(jié)果，企業(yè)社會責(zé)任表現(xiàn)值（CSR）的回歸系數(shù)在5%的水平上顯著為正；列（4）給出了以應(yīng)計(jì)盈余指標(biāo)（DD）作為被解釋變量進(jìn)行回歸的結(jié)果，企業(yè)社會責(zé)任表現(xiàn)值（CSR）的回歸系數(shù)在1%的水平上顯著為正。顯然，逆向的回歸結(jié)果證實(shí)了企業(yè)社會責(zé)任表現(xiàn)與盈余管理存在正向影響關(guān)系的結(jié)論，即社會責(zé)任與盈余質(zhì)量存在負(fù)向影響關(guān)系，這進(jìn)一步支持了本文的假設(shè)H2。企業(yè)價值（TobinQ）的回歸系數(shù)也在1%的水平上顯著為正，即有著高市價的企業(yè)更傾向于進(jìn)行盈余管理。企業(yè)規(guī)模（Size）的回歸系數(shù)為負(fù)，表明企業(yè)規(guī)模越大，盈余質(zhì)量越好。2.解釋變量的選擇。為了減少盈余質(zhì)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(jì)算的四個反映應(yīng)計(jì)盈余質(zhì)量的指標(biāo)，回歸后得到一致的結(jié)果。在此，本文進(jìn)一步采用基本Jones模型及它的三個衍生模型③計(jì)算可操控應(yīng)計(jì)利潤指標(biāo)，作為盈余質(zhì)量的變量（分別用DA4、DA5、DA6及DA7表示）重新進(jìn)行回歸。結(jié)果如表7所示，變量的回歸系數(shù)及顯著性水平并未發(fā)生實(shí)質(zhì)性改變。3.變量標(biāo)準(zhǔn)化處理。參考Laksmana和Yang（2009）的做法，本文將所有連續(xù)型變量減去其均值后除以標(biāo)準(zhǔn)差進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化處理（這樣做是因?yàn)橹笜?biāo)的單位不一致）。④我們將標(biāo)準(zhǔn)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(jìn)行了回歸，回歸結(jié)果（見表8）仍然與假設(shè)H2保持一致，只是系數(shù)的大小不同而已。4.差分模型的設(shè)置與檢驗(yàn)。為了盡可能地減小模型中因疏漏變量而導(dǎo)致的內(nèi)生性問題，本文將所有變量的當(dāng)期值與上期值進(jìn)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(gòu)造如下change模型，對模型（7）進(jìn)行回歸，結(jié)果（見表9）仍然與假設(shè)H2保持一致。5.樣本期間的選擇。為了排除在盈余質(zhì)量與企業(yè)社會責(zé)任關(guān)系中金融危機(jī)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(jìn)行上述回歸。結(jié)果（見表10）與前文假設(shè)H2保持一致。

（四）內(nèi)生性檢驗(yàn)由于企業(yè)自身特征可能會影響盈余管理程度，進(jìn)而影響企業(yè)社會責(zé)任。因此，為了克服樣本自選擇偏誤導(dǎo)致的內(nèi)生性問題，本文采用Heckman（1979）的兩階段回歸法進(jìn)行檢驗(yàn)。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(guī)模、財務(wù)業(yè)績及成長性等特征對企業(yè)盈余管理行為的影響，使用Probit模型回歸并估計(jì)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(dāng)企業(yè)盈余管理程度⑥大于行業(yè)年度中值時，該變量取1，否則取0。解釋變量包括公司規(guī)模（Size）、市賬率（MTB）、總資產(chǎn)報酬率（ROA）、營業(yè)收入增長率（Salesgrowth）以及資產(chǎn)負(fù)債率（Leverage），我們同時在模型中加入行業(yè)虛擬變量（Industry）和年度虛擬變量（Year）以控制行業(yè)和年度固定效應(yīng)。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(dǎo)致的內(nèi)生性問題：表11的PanelA部分報告了Heckman（1979）的第一階段回歸結(jié)果。從中可以看出，公司規(guī)模較小、市賬率較高、營業(yè)收入增長率較高、資產(chǎn)負(fù)債率較高的上市公司更有可能進(jìn)行盈余管理。表11的PanelB部分為Heckman（1979）的第二階段回歸結(jié)果。結(jié)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(yè)社會責(zé)任存在顯著的正向影響，進(jìn)一步驗(yàn)證了本文的假設(shè)H2。此外，控制變量的符號和顯著性水平也與文中主回歸結(jié)果保持一致。

四、進(jìn)一步研究

（一）企業(yè)股權(quán)性質(zhì)的影響我國證券市場建立二十多年以來，民營企業(yè)得到了迅猛發(fā)展，但國有企業(yè)占優(yōu)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(yè)目標(biāo)函數(shù)的多元化導(dǎo)致企業(yè)行為承載著太多的政治任務(wù)（如保障就業(yè)率、社會穩(wěn)定等）（黃速建和余菁，2006），其經(jīng)濟(jì)目標(biāo)的實(shí)現(xiàn)是為非經(jīng)濟(jì)目標(biāo)的實(shí)現(xiàn)服務(wù)的，而且國有企業(yè)的管理層更注重自身的政治前途（吳聯(lián)生等，2010）。因此，國有企業(yè)履行企業(yè)社會責(zé)任更有可能是基于政治動機(jī)而非投機(jī)動機(jī)。然而，與國有企業(yè)相比，非國有企業(yè)產(chǎn)權(quán)更清晰，經(jīng)營目標(biāo)更單一。當(dāng)非國有企業(yè)面臨較大市場壓力時，基于IPO動機(jī)、增發(fā)或配股動機(jī)、扭虧保殼動機(jī)，往往會更多地考慮進(jìn)行盈余管理（劉鳳委，2005），通過供銷價格差異、資產(chǎn)置換、資產(chǎn)剝離等方式粉飾財務(wù)報表（陳信元，2003），以調(diào)高業(yè)績。企業(yè)性質(zhì)決定了其所擔(dān)負(fù)的社會責(zé)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(yè)的社會責(zé)任履行更傾向于“戰(zhàn)略慈善”，其對經(jīng)濟(jì)動機(jī)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(yù)期相對于國有企業(yè)，非國有企業(yè)的盈余質(zhì)量對企業(yè)社會責(zé)任的負(fù)向影響應(yīng)該更顯著。根據(jù)股權(quán)性質(zhì)對樣本進(jìn)行分組，得到國有企業(yè)和非國有企業(yè)兩個子樣本，分別用分組樣本對模型（5）進(jìn)行回歸，以驗(yàn)證在不同股權(quán)性質(zhì)下，盈余質(zhì)量與企業(yè)社會責(zé)任之間的關(guān)系是否存在差異。結(jié)果如表12的列（1）、（2）、（5）、（6）所示。在非國有企業(yè)的樣本中，盈余管理程度指標(biāo)（DA3、DD）的系數(shù)均在1%的水平上顯著為正；在國有企業(yè)的樣本中，我們沒有發(fā)現(xiàn)該類變量系數(shù)的統(tǒng)計(jì)顯著性。進(jìn)一步，我們對國有和非國有樣本組中關(guān)鍵解釋變量的系數(shù)進(jìn)行差異性檢驗(yàn)。結(jié)果表明，列（1）、（2）中DA3的系數(shù)差異性檢驗(yàn)的卡方值為4.31，p值為0.0380；列（5）、（6）中DD的系數(shù)差異性檢驗(yàn)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(shù)在5%的水平上顯著大于國有樣本組，組間差異在統(tǒng)計(jì)上顯著。這表明，通過履行社會責(zé)任來掩飾盈余操縱行為的做法，更多的存在于非國有企業(yè)中。由此可見，由于非國有企業(yè)政策支持度以及政治關(guān)聯(lián)度相對較低，因此，在履行企業(yè)社會責(zé)任時，更易受到自身盈余質(zhì)量水平的影響。

（二）企業(yè)股權(quán)集中度的影響自Berle和Means的經(jīng)典論著《現(xiàn)代公司與私有產(chǎn)權(quán)》于1932年問世以來，企業(yè)的股權(quán)結(jié)構(gòu)在公司治理中的效率問題就成為公司財務(wù)研究領(lǐng)域長盛不衰的焦點(diǎn)問題之一（陳德萍和陳永圣，2011）。由于我國資本市場尚未達(dá)到半強(qiáng)勢有效，大股東控制權(quán)對企業(yè)發(fā)展的干預(yù)仍然在較大范圍內(nèi)存在。因此，本文擬針對非國有企業(yè)樣本組，進(jìn)一步考慮企業(yè)的股權(quán)結(jié)構(gòu)對盈余質(zhì)量與社會責(zé)任間關(guān)系的影響。股權(quán)集中度作為衡量股權(quán)結(jié)構(gòu)的指標(biāo)，可以看作公司治理效率的度量。在股權(quán)分散的企業(yè)中，廣大中小股東“搭便車”的心理嚴(yán)重，難以對管理層進(jìn)行有效地制衡和監(jiān)管。在這種情況下，基于理論框架的管理層機(jī)會主義假說，管理層更可能出于私利的考慮進(jìn)行盈余管理，并通過履行企業(yè)社會責(zé)任來掩飾對盈余所做的操縱。此外，在股權(quán)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(gòu)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(yè)社會責(zé)任所做的掩飾。因此，在其他條件不變的情況下，本文預(yù)期在非國有企業(yè)中，相對于股權(quán)集中的企業(yè)，股權(quán)相對分散的企業(yè)的盈余質(zhì)量與社會責(zé)任之間的負(fù)向影響關(guān)系更顯著。在非國有企業(yè)的樣本組中，使用赫芬達(dá)爾指數(shù)（前10大股東持股比率的平方和）的均值對樣本進(jìn)行分組，得到股權(quán)相對集中和股權(quán)相對分散的兩個子樣本組，對子樣本的回歸結(jié)果見表12的列（3）、（4）、（7）、（8）。在股權(quán)相對分散的企業(yè)中，盈余管理程度的衡量指標(biāo)DA3、DD的系數(shù)均在1%的水平上顯著為正；在股權(quán)集中的企業(yè)中，我們沒有發(fā)現(xiàn)該類變量系數(shù)的顯著性。進(jìn)一步在股權(quán)集中和股權(quán)分散的組間進(jìn)行關(guān)鍵解釋變量的系數(shù)差異性檢驗(yàn)，結(jié)果表明，列（3）、（4）中DA3的系數(shù)差異性檢驗(yàn)的卡方值為2.99，p值為0.0839，但列（7）、（8）中DD的系數(shù)未通過差異性檢驗(yàn)。因此，我們有所保留的認(rèn)可，在非國有企業(yè)樣本組中，股權(quán)分散的企業(yè)的盈余管理程度的回歸系數(shù)大于股權(quán)集中的企業(yè)。由此可見，通過履行社會責(zé)任來掩飾盈余管理行為的做法，更可能存在于監(jiān)管力度相對薄弱的股權(quán)分散型的非國有企業(yè)中。

五、研究結(jié)論