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)利益相關者理論和企業(yè)財務管理目標，企業(yè)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(yè)社會責任包含四個方面內(nèi)容：盈利的經(jīng)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(yè)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(yè)通過提高員工、顧客和社區(qū)生活質(zhì)量在內(nèi)的對社會負責的承諾基礎（即為其他利益相關者的利益服務）。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)營者普遍高度認同履行經(jīng)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(yè)自身的持續(xù)發(fā)展。企業(yè)社會責任的工具理論（Friedman，1970）將企業(yè)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(yè)社會責任以新的內(nèi)涵，這個委員會將企業(yè)社會責任定義為：“企業(yè)對其給社會產(chǎn)生的影響所承擔的責任。對適用法規(guī)和社會參與者間的集體協(xié)議的尊重是履行責任的先決條件。為了充分履行企業(yè)社會責任，企業(yè)應該具備將社會、環(huán)境、道德、人權和消費者關心的問題同經(jīng)營活動相整合的流程，并具備和其利益相關者密切協(xié)作的核心戰(zhàn)略，這個戰(zhàn)略的目標是使企業(yè)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(chuàng)造性最大化?！鄙鲜龆x都認同股東財富創(chuàng)造是企業(yè)進行社會責任活動的基礎，因此，有大量研究都在探究企業(yè)財務業(yè)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(yè)績的指標一般是通過會計報表數(shù)據(jù)計算得到的，而應計制記賬基礎下的會計數(shù)據(jù)存在操縱空間，因此，對財務業(yè)績和企業(yè)社會責任之間正向關系的研究也并不能完全反映企業(yè)社會責任的改善就是源于企業(yè)真實業(yè)績的提高?；诖耍瑢W術界對于企業(yè)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(yè)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，2011）[16]。支持利益假說的學者們則認為，企業(yè)管理層追逐自身利益或組織的經(jīng)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(yè)可能通過慈善來掩蓋或轉移公眾對企業(yè)其他不當行為的關注，從而降低企業(yè)的聲譽損失。

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)社會責任道德理論指出，企業(yè)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(yè)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(yè)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(yè)看重它的聲譽，那么保護這一聲譽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企業(yè)聲譽的戰(zhàn)略動機去履行企業(yè)社會責任，并通過限制盈余管理來降低對企業(yè)聲譽的潛在損害（Kim等，2012）。Laksmana和Yang（2009）研究發(fā)現(xiàn)，同社會責任履行情況不佳的企業(yè)相比，社會責任履行情況較好的企業(yè)有著可預測性更高、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)，對社會越負責的企業(yè)的應計質(zhì)量越高，且從事真實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(yè)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(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(nèi)亦有學者對此問題展開研究。朱松（2011）研究發(fā)現(xiàn)，企業(yè)社會責任表現(xiàn)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(yè)社會責任、財務業(yè)績與盈余管理關系的研究也發(fā)現(xiàn)，企業(yè)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(fā)現(xiàn)，企業(yè)盈余管理對社會責任會產(chǎn)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(yè)績的戰(zhàn)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(zhì)量與企業(yè)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(zhì)量較好的企業(yè)，會更多的履行企業(yè)社會責任。然而，有限理性理論（Simon，1955）認為，現(xiàn)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(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(lián)（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(yè)價值和財務業(yè)績的判斷。

基于此，學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(yè)經(jīng)營管理中存在的不當行為。Petrovits（2006）研究發(fā)現(xiàn)，財務報告中利潤略大于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(zhàn)略性的運用企業(yè)慈善項目來加以掩飾。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)庫中選擇指標作為企業(yè)社會責任的變量，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)社會責任之間存在正向影響關系。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任表現(xiàn)較好和較差的兩個子樣本，研究了在社會責任表現(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)，更好履行社會責任的企業(yè)在應計盈余管理中更為激進。在Kim等（2012）看來，企業(yè)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(yè)營造出一種透明的形象，以獲取企業(yè)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(yè)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(yè)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(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移外界對員工薪酬福利水平低、環(huán)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(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(yè)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(zhì)量與企業(yè)社會責任之間的負向影響關系?；诖?，我們提出與假設1存在競爭性的假設2：H2：盈余質(zhì)量較差的企業(yè)，會更多的履行企業(yè)社會責任。

二、研究設計

（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，相關數(shù)據(jù)均來自于深圳國泰安信息技術有限公司設計開發(fā)的CSMAR數(shù)據(jù)庫。對于初始數(shù)據(jù)，本文進行了如下的處理：（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)負債率大于1的上市公司樣本；（5）剔除總資產(chǎn)或所有者權益小于零的樣本；（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(xù)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(yè)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(yè)的社會責任表現(xiàn)。具體計算公式為：每股社會貢獻值=（凈利潤+所得稅費用+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(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）?，F(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模型估計可操控應計利潤指標。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年的總應計利潤，它是凈利潤減去經(jīng)營活動現(xiàn)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(chǎn)；ΔREVj,t是j公司在第t年主營業(yè)務收入的變動；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)估計方程中加入常數(shù)項，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（Kothari等，2005）。Dechow等（1995）的研究還發(fā)現(xiàn)，在Jones模型下，企業(yè)的極端績效會對計算結果產(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模型的估計過程中，提出兩個改進的模型，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(chǎn)收益率。與文中計算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等學者還提出另一個與業(yè)績相關的修正Jones模型，以控制業(yè)績與企業(yè)應計之間相關性。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(zhì)量衡量指標的DA1、DA2、DA3，均為指標數(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是應計質(zhì)量。根據(jù)調(diào)整的Dechow和Dichev（2002）模型計算盈余質(zhì)量指標（DD），這一指標廣泛應用于財務報告質(zhì)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(yè)－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(chǎn)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(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年的回歸殘差計算標準差，即得到企業(yè)第t年的應計質(zhì)量指標，該指標數(shù)值越小則表示企業(yè)的應計盈余質(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)社會責任關系的遺漏變量問題。之前的文獻研究表明，企業(yè)規(guī)模和企業(yè)社會責任之間存在相關關系，大規(guī)模的上市公司更有動機去強調(diào)它們對企業(yè)社會責任的承諾，因此本文控制了企業(yè)規(guī)模（Size）。另外，研究表明，企業(yè)社會責任和企業(yè)價值正相關，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），并預測企業(yè)價值會對企業(yè)社會責任的履行產(chǎn)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(yè)社會責任的潛在影響，本文控制了上市公司的資產(chǎn)負債率（Leverage）。我們加入營業(yè)收入增長率（Salesgrowth），以控制企業(yè)增長機會的影響。此外，由于Petron（i1992）研究發(fā)現(xiàn)企業(yè)在自身財務業(yè)績不佳時更有可能進行盈余管理，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。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(zhì)量與企業(yè)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(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任，表明企業(yè)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(zhì)量較差的企業(yè)，會更多的履行社會責任，表明企業(yè)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(shù)據(jù)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(diào)整的穩(wěn)健性標準誤。

三、實證結果及分析

（一）單變量分析1.描述性統(tǒng)計。表2報告了主要變量的描述性統(tǒng)計結果。（1）企業(yè)社會責任表現(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。這符合預期，一方面，數(shù)據(jù)表明當前半數(shù)以上的企業(yè)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(yè)，不過對于大多數(shù)企業(yè)來說，如此超高的企業(yè)社會責任值并不是普遍情況。（2）關于盈余質(zhì)量的指標，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模型計算的盈余質(zhì)量指標（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)的負債小于所有者權益，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(yè)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(yè)社會責任表現(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，分別計算盈余質(zhì)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(tǒng)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(xù)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(shù)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(yè)社會責任表現(xiàn)（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(yè)社會責任表現(xiàn)（CSR）與企業(yè)規(guī)模（Size）正相關，表明大規(guī)模的企業(yè)有更強的動機履行企業(yè)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(shù)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(zhì)量與企業(yè)社會責任表5檢驗了企業(yè)盈余管理與企業(yè)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(shù)均在5%的水平上顯著為正，表明進行更多盈余管理的企業(yè)，其社會責任表現(xiàn)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(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，這個結果與“政治成本假說”一致，即大規(guī)模企業(yè)有著更強的履行社會責任的動機。這些企業(yè)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(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(yè)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(wěn)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(wěn)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(yè)社會責任指標為被解釋變量，盈余質(zhì)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(xiàn)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(yè)社會責任表現(xiàn)值（CSR）的回歸系數(shù)在5%的水平上顯著為正；列（4）給出了以應計盈余指標（DD）作為被解釋變量進行回歸的結果，企業(yè)社會責任表現(xiàn)值（CSR）的回歸系數(shù)在1%的水平上顯著為正。顯然，逆向的回歸結果證實了企業(yè)社會責任表現(xiàn)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(zhì)量存在負向影響關系，這進一步支持了本文的假設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)更傾向于進行盈余管理。企業(yè)規(guī)模（Size）的回歸系數(shù)為負，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模型計算的四個反映應計盈余質(zhì)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(zhì)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(shù)及顯著性水平并未發(fā)生實質(zhì)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(xù)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(shù)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(nèi)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(zhì)量與企業(yè)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(nèi)生性檢驗由于企業(yè)自身特征可能會影響盈余管理程度，進而影響企業(yè)社會責任。因此，為了克服樣本自選擇偏誤導致的內(nèi)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(guī)模、財務業(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(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。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(nèi)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(guī)模較小、市賬率較高、營業(yè)收入增長率較高、資產(chǎn)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(yè)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(yè)股權性質(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)目標函數(shù)的多元化導致企業(yè)行為承載著太多的政治任務（如保障就業(yè)率、社會穩(wěn)定等）（黃速建和余菁，2006），其經(jīng)濟目標的實現(xiàn)是為非經(jīng)濟目標的實現(xiàn)服務的，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(yè)相比，非國有企業(yè)產(chǎn)權更清晰，經(jīng)營目標更單一。當非國有企業(yè)面臨較大市場壓力時，基于IPO動機、增發(fā)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(chǎn)置換、資產(chǎn)剝離等方式粉飾財務報表（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(yè)的社會責任履行更傾向于“戰(zhàn)略慈善”，其對經(jīng)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(yè)，非國有企業(yè)的盈余質(zhì)量對企業(yè)社會責任的負向影響應該更顯著。根據(jù)股權性質(zhì)對樣本進行分組，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）進行回歸，以驗證在不同股權性質(zhì)下，盈余質(zhì)量與企業(yè)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(yè)的樣本中，盈余管理程度指標（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(shù)進行差異性檢驗。結果表明，列（1）、（2）中DA3的系數(shù)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(shù)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(shù)在5%的水平上顯著大于國有樣本組，組間差異在統(tǒng)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(yè)中。由此可見，由于非國有企業(yè)政策支持度以及政治關聯(lián)度相對較低，因此，在履行企業(yè)社會責任時，更易受到自身盈余質(zhì)量水平的影響。

（二）企業(yè)股權集中度的影響自Berle和Means的經(jīng)典論著《現(xiàn)代公司與私有產(chǎn)權》于1932年問世以來，企業(yè)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(yè)發(fā)展的干預仍然在較大范圍內(nèi)存在。因此，本文擬針對非國有企業(yè)樣本組，進一步考慮企業(yè)的股權結構對盈余質(zhì)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(yè)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(jiān)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(yè)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(yè)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(yè)中，相對于股權集中的企業(yè)，股權相對分散的企業(yè)的盈余質(zhì)量與社會責任之間的負向影響關系更顯著。在非國有企業(yè)的樣本組中，使用赫芬達爾指數(shù)（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(yè)中，盈余管理程度的衡量指標DA3、DD的系數(shù)均在1%的水平上顯著為正；在股權集中的企業(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(shù)差異性檢驗，結果表明，列（3）、（4）中DA3的系數(shù)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(shù)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(yè)樣本組中，股權分散的企業(yè)的盈余管理程度的回歸系數(shù)大于股權集中的企業(yè)。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(jiān)管力度相對薄弱的股權分散型的非國有企業(yè)中。

五、研究結論