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摘要：2006年以来，监管部门陆续制定和出台了一系列与企业社会责任信息披露有关的政策和法规，要求上市公司披露企业社会责任报告。本文站在产权异质性的视角，全面分析了在不同的产权性质下，社会责任信息披露质量对融资约束的影响差异，进一步推动了社会责任信息披露与公司融资方面的研究，丰富了社会责任信息披露质量的研究。
关键词：社会责任信息披露质量 融资约束 产权异质性
一、引言
企业的社会责任报告可以向投资者等利益相关者提供非财务信息，成为公众了解企业情况的重要途径之一，国内外已有不少学者针对数量不断增长的社会责任报告进行了研究。但现有对社会责任信息披露与融资约束之间关系的研究还较少。
当企业内部资金不能维持企业的生产运营时，企业不得不向成本更高的外部投资者或债权人进行融资，在外部融资过程中企业承担的成本过高或是受到的融资限制较多就产生了融资约束。目前，已有研究发现社会责任信息披露有助于降低企业融资约束。何贤杰等（2012）选取2008-2009年润灵环球责任评级监测的842份社会责任报告，实证研究发现企业公布的社会责任报告的披露质量越高，企业受到的融资限制就越少，可以显著降低融资约束。管亚梅等（2013）构建模型实证检验二者的关系得到类似的结论。
二、理论分析与假设
资本市场普遍存在信息不对称，企业内外部经济主体信息掌握的程度有很大差距，企业的经营管理者掌握了企业的内部全部信息，具有一定的信息优势，而企业的投资者只能通过公开的信息了解企业的情况，处于信息的劣势。处于弱势地位的投资者为了确保自己的利益会向企业提出很多融资限制，企业通过披露社会责任信息向公众提供更多关于企业的信息，使公众对企业的经营发展情况有更深入的了解，投资者可以根据这些信息对企业未来的经营情况做出较为准确的估计，增加了投资者对企业的信心，降低了投资者的风险，进而缓解了企业的融资约束。
假设1：企业社会责任信息披露的质量越高，企业的融资约束越低。
一方面，国有企业有天然的政治优势，很容易获得政府的支持和税收优惠。而民营企业不具有这种优势，很难获得政府的信任从而获得这些优惠政策和补助。在这种情况下，如果民营企业积极向外界提供社会责任报告，树立企业积极履行社会责任的形象，提高企业声誉，有利于企业获得政府的信任与支持，从获得政府的帮助。另一方面，政府一直要求企业主动履行社会责任，承担社会责任，由于披露社会责任信息可以呼应政府的号召，从而可以获得政府的隐形帮助，包括获得融资支持，减少企业受到的融资限制。而国有企业不论是否披露社会责任信息，都会得到政府的帮助，国有企业披露社会责任信息的动力不足。由此本文提出：
假设2：相比国有企业，企业社会责任信息披露质量对融资约束的影响在非国有企业里更为明显。研究设计
（一）样本选取与数据来源
本文以2012至2016年A股上市的公司作为研究对象。公司规模等财务数据来自CSMAR数据库。
本文对原始数据进行以下预处理最终得到3023个样本量：第一，剔除金融行业的样本观测值;第二，剔除缺失值和异常值;第三，ST和*ST公司;第四，对连续变量进行了极值处理，删除上下1%的极端值。
（二）变量定义
1.社会责任信息披露质量CSR。本研究选用润灵环球责任评级机构（RKS）发布的润灵环球企业社会责任CSR评级数据中MCT总得分作为自变量的评价指标。
2.融资约束FC。本文借鉴况学文等（2010）、张悦玫等（2017）对融资约束的衡量方法，依据以下步骤处理获取融资约束变量FC。
第一步，选取企业规模（SIZE）作为样本预分组变量，按企业规模大小对样本进行降序整理。将企业规模排在后33%的样本定义为高融资约束组，用Z=1表示;将企业规模排在前33%的样本定义为低融资约束组，Z=0用表示。
第二步，选取资产负债率（LEV）、股利支付率（Div）、市场价值与账面价值的比率（M/B）、净营运资本与总资产的比值（NWC/TA）、息税前利润与总资产的比值（EBIT/TA）五个变量作为自变量，构建二元Logistic模型，即
第三步，将样本数据带入到该模型进行二元逻辑回归，相关变量的回归结果分别见表1。
然后，将回归得到的系数带入到如下的方程中：
第四步，根据以上模型计算样本公司的Z值，再根据计算出企业的融资约束FC值。
3.产权性质SOE。本文将产权性质设置为虚拟变量，国有企业为1，非国有企业为0。
（三）模型构建
根据上文所述的研究需求和变量定义，本研究采用多元线性回歸模型进行实证检验，基本线性结构方程如下：
为验证假设1，构建如下模型1：
为验证假设2，构建如下模型2：
其中，因变量为：融资约束;自变量分别为：社会责任信息披露质量;SOE：产权性质;：公司规模;：资产负债率;：市账比;：总资产净利率;：管理层持股份额;：资本支出。
三、实证分析
从表2可以看出，被解释变量融资约束FC与控制变量SIZE、LEV、Exp、M/B、ROA、MHLDN均在1%显著性水平上显著相关，与解释变量CSR、SOE在1%显著性水平上显著相关，这与先前的相关研究结论相符。另外，上表列示的融资约束FC与其他变量的相关系数都小于0.8，多元回归结果的可靠性不会因共线性问题受到损害。
从表3列示的结果可以看到，模型1与模型2调整后的分别为0.740、0.741，说明两个模型对变量之间的影响都有一定的解释能力。
针对假设1，我们预期企业披露社会责任信息的质量与企业的融资约束呈负相关关系。表3列示了被解释变量融资约束FC与各变量间的关系，我们可以看到，在回归模型中，自变量社会责任信息披露质量CSR的回归系数是-0.001，P值小于1%，FC和CSR的负相关关系显著，假设1得到证明。 我们可以发现，自变量社会责任信息披露质量的回归系数是-0.001，P值小于5%，二者的负相关关系显著，验证了假设1。另外，自变量社会责任信息披露质量与产权性质的交乘项CSR*SOE的回归系数是-0.002，P值小于5%，FC和CSR*SOE的负相关关系显著，说明相比国有企业，在非国有企业中，社会责任信息披露质量水平对融资约束的影响越显著。假设2得以证明。
（四）稳健性检验
本文采用KaplanandZingales进行实证研究获得的KZ指数公式重新计算融资约束，得到同样的结论。
FC=-1.0019*CF/TA-1.3148*C/TA-39.3678*DIV/TA+3.1392*Lev+0.2826*TobinQ
四、结论与建议
（一）结论
本文运用上市企业相关数据，基于产权异质的视角考察了社会责任信息披露质量对融资约束产生的影响，主要研究结论如下：
企业社会责任信息披露质量的提高会降低企业的融资约束，另外，相比国有企业，在非国有企业中，社会责任信息披露质量对融资约束的影响更显著。
（二）建议
1.针对政府来说。政府监管者应通过媒体等方式宣传提高社会责任信息披露质量的意义，政府监管者也应出台相关文件规范企业社会责任信息披露的内容与质量。
2.针对企业来说。企业应当提高社会责任信息披露的质量从而降低企业在融资过程中受到的限制。相对于国有企业，这对于非国有企业会更有实际价值。
3.针对投资者来说。不应只关注企业的短期投机利益，还应关注企业的社会责任观念、社会责任履行情况以社会责任披露状况等，树立社会责任投资理念。
参考文献：
[1]Bharath S. T，Sunder J，Sunder S. V，Accounting Quality and Debt Contracting[J]. The Accounting review，2008，83（1）：l-28.
[2]Chen H，J. Z. Chen，G. J. Lobo，et al. Association Between Borrower and Lender State Ownership and Accounting Conservatism[J]. Journal of Accounting Research，2010，48（5）：973-1014.
[3]Kumar，M，Bhole，L. M. & Saudagaran，S. M. Investment-cashflow sensitivity and access to foreign
capital of overseas listed Indian firms[J]. The Journal for Decision Makers，2003，28（1）：47-59.
[4]Love I. Financial development and financing constraints[J]. Review of Financial Studies，2003，16（3）：765-791.
[5]管亚梅，王嘉歆.企业社会责任信息披露能缓解融資约束吗？——基于A股上市公司的实证分析[J].经济与管理研究，2013（11）：76-84.
[6]何贤杰，肖土盛，陈信元.企业社会责任信息披露与公司融资约束[J].财经研究，2012（08）：60-71.
[7]况学文，施臻懿，何恩良.中国上市公司融资约束指数设计与评价[J].山西财经大学学报，2010（05）：110-117.
[8]钱明，徐光，华沈弋.社会责任信息披露、会计稳健性与融资约束——基于产权异质性的视角[J].会计研究，2016（05）：9-17.
[9]魏志华，曾爱民，李博.金融生态环境与企业融资约束——基于中国上市公司的实证研究[J].会计研究，2014（05）：73-80.
[10]张悦玫，张芳，李延喜.会计稳健性、融资约束与投资效率[J].会计研究，2017（09）：35-40.
关键词：社会责任信息披露质量 融资约束 产权异质性
一、引言
企业的社会责任报告可以向投资者等利益相关者提供非财务信息，成为公众了解企业情况的重要途径之一，国内外已有不少学者针对数量不断增长的社会责任报告进行了研究。但现有对社会责任信息披露与融资约束之间关系的研究还较少。
当企业内部资金不能维持企业的生产运营时，企业不得不向成本更高的外部投资者或债权人进行融资，在外部融资过程中企业承担的成本过高或是受到的融资限制较多就产生了融资约束。目前，已有研究发现社会责任信息披露有助于降低企业融资约束。何贤杰等（2012）选取2008-2009年润灵环球责任评级监测的842份社会责任报告，实证研究发现企业公布的社会责任报告的披露质量越高，企业受到的融资限制就越少，可以显著降低融资约束。管亚梅等（2013）构建模型实证检验二者的关系得到类似的结论。
二、理论分析与假设
资本市场普遍存在信息不对称，企业内外部经济主体信息掌握的程度有很大差距，企业的经营管理者掌握了企业的内部全部信息，具有一定的信息优势，而企业的投资者只能通过公开的信息了解企业的情况，处于信息的劣势。处于弱势地位的投资者为了确保自己的利益会向企业提出很多融资限制，企业通过披露社会责任信息向公众提供更多关于企业的信息，使公众对企业的经营发展情况有更深入的了解，投资者可以根据这些信息对企业未来的经营情况做出较为准确的估计，增加了投资者对企业的信心，降低了投资者的风险，进而缓解了企业的融资约束。
假设1：企业社会责任信息披露的质量越高，企业的融资约束越低。
一方面，国有企业有天然的政治优势，很容易获得政府的支持和税收优惠。而民营企业不具有这种优势，很难获得政府的信任从而获得这些优惠政策和补助。在这种情况下，如果民营企业积极向外界提供社会责任报告，树立企业积极履行社会责任的形象，提高企业声誉，有利于企业获得政府的信任与支持，从获得政府的帮助。另一方面，政府一直要求企业主动履行社会责任，承担社会责任，由于披露社会责任信息可以呼应政府的号召，从而可以获得政府的隐形帮助，包括获得融资支持，减少企业受到的融资限制。而国有企业不论是否披露社会责任信息，都会得到政府的帮助，国有企业披露社会责任信息的动力不足。由此本文提出：
假设2：相比国有企业，企业社会责任信息披露质量对融资约束的影响在非国有企业里更为明显。研究设计
（一）样本选取与数据来源
本文以2012至2016年A股上市的公司作为研究对象。公司规模等财务数据来自CSMAR数据库。
本文对原始数据进行以下预处理最终得到3023个样本量：第一，剔除金融行业的样本观测值;第二，剔除缺失值和异常值;第三，ST和*ST公司;第四，对连续变量进行了极值处理，删除上下1%的极端值。
（二）变量定义
1.社会责任信息披露质量CSR。本研究选用润灵环球责任评级机构（RKS）发布的润灵环球企业社会责任CSR评级数据中MCT总得分作为自变量的评价指标。
2.融资约束FC。本文借鉴况学文等（2010）、张悦玫等（2017）对融资约束的衡量方法，依据以下步骤处理获取融资约束变量FC。
第一步，选取企业规模（SIZE）作为样本预分组变量，按企业规模大小对样本进行降序整理。将企业规模排在后33%的样本定义为高融资约束组，用Z=1表示;将企业规模排在前33%的样本定义为低融资约束组，Z=0用表示。
第二步，选取资产负债率（LEV）、股利支付率（Div）、市场价值与账面价值的比率（M/B）、净营运资本与总资产的比值（NWC/TA）、息税前利润与总资产的比值（EBIT/TA）五个变量作为自变量，构建二元Logistic模型，即
第三步，将样本数据带入到该模型进行二元逻辑回归，相关变量的回归结果分别见表1。
然后，将回归得到的系数带入到如下的方程中：
第四步，根据以上模型计算样本公司的Z值，再根据计算出企业的融资约束FC值。
3.产权性质SOE。本文将产权性质设置为虚拟变量，国有企业为1，非国有企业为0。
（三）模型构建
根据上文所述的研究需求和变量定义，本研究采用多元线性回歸模型进行实证检验，基本线性结构方程如下：
为验证假设1，构建如下模型1：
为验证假设2，构建如下模型2：
其中，因变量为：融资约束;自变量分别为：社会责任信息披露质量;SOE：产权性质;：公司规模;：资产负债率;：市账比;：总资产净利率;：管理层持股份额;：资本支出。
三、实证分析
从表2可以看出，被解释变量融资约束FC与控制变量SIZE、LEV、Exp、M/B、ROA、MHLDN均在1%显著性水平上显著相关，与解释变量CSR、SOE在1%显著性水平上显著相关，这与先前的相关研究结论相符。另外，上表列示的融资约束FC与其他变量的相关系数都小于0.8，多元回归结果的可靠性不会因共线性问题受到损害。
从表3列示的结果可以看到，模型1与模型2调整后的分别为0.740、0.741，说明两个模型对变量之间的影响都有一定的解释能力。
针对假设1，我们预期企业披露社会责任信息的质量与企业的融资约束呈负相关关系。表3列示了被解释变量融资约束FC与各变量间的关系，我们可以看到，在回归模型中，自变量社会责任信息披露质量CSR的回归系数是-0.001，P值小于1%，FC和CSR的负相关关系显著，假设1得到证明。 我们可以发现，自变量社会责任信息披露质量的回归系数是-0.001，P值小于5%，二者的负相关关系显著，验证了假设1。另外，自变量社会责任信息披露质量与产权性质的交乘项CSR*SOE的回归系数是-0.002，P值小于5%，FC和CSR*SOE的负相关关系显著，说明相比国有企业，在非国有企业中，社会责任信息披露质量水平对融资约束的影响越显著。假设2得以证明。
（四）稳健性检验
本文采用KaplanandZingales进行实证研究获得的KZ指数公式重新计算融资约束，得到同样的结论。
FC=-1.0019*CF/TA-1.3148*C/TA-39.3678*DIV/TA+3.1392*Lev+0.2826*TobinQ
四、结论与建议
（一）结论
本文运用上市企业相关数据，基于产权异质的视角考察了社会责任信息披露质量对融资约束产生的影响，主要研究结论如下：
企业社会责任信息披露质量的提高会降低企业的融资约束，另外，相比国有企业，在非国有企业中，社会责任信息披露质量对融资约束的影响更显著。
（二）建议
1.针对政府来说。政府监管者应通过媒体等方式宣传提高社会责任信息披露质量的意义，政府监管者也应出台相关文件规范企业社会责任信息披露的内容与质量。
2.针对企业来说。企业应当提高社会责任信息披露的质量从而降低企业在融资过程中受到的限制。相对于国有企业，这对于非国有企业会更有实际价值。
3.针对投资者来说。不应只关注企业的短期投机利益，还应关注企业的社会责任观念、社会责任履行情况以社会责任披露状况等，树立社会责任投资理念。
参考文献：
[1]Bharath S. T，Sunder J，Sunder S. V，Accounting Quality and Debt Contracting[J]. The Accounting review，2008，83（1）：l-28.
[2]Chen H，J. Z. Chen，G. J. Lobo，et al. Association Between Borrower and Lender State Ownership and Accounting Conservatism[J]. Journal of Accounting Research，2010，48（5）：973-1014.
[3]Kumar，M，Bhole，L. M. & Saudagaran，S. M. Investment-cashflow sensitivity and access to foreign
capital of overseas listed Indian firms[J]. The Journal for Decision Makers，2003，28（1）：47-59.
[4]Love I. Financial development and financing constraints[J]. Review of Financial Studies，2003，16（3）：765-791.
[5]管亚梅，王嘉歆.企业社会责任信息披露能缓解融資约束吗？——基于A股上市公司的实证分析[J].经济与管理研究，2013（11）：76-84.
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[7]况学文，施臻懿，何恩良.中国上市公司融资约束指数设计与评价[J].山西财经大学学报，2010（05）：110-117.
[8]钱明，徐光，华沈弋.社会责任信息披露、会计稳健性与融资约束——基于产权异质性的视角[J].会计研究，2016（05）：9-17.
[9]魏志华，曾爱民，李博.金融生态环境与企业融资约束——基于中国上市公司的实证研究[J].会计研究，2014（05）：73-80.
[10]张悦玫，张芳，李延喜.会计稳健性、融资约束与投资效率[J].会计研究，2017（09）：35-40.