• <tr id="yyy80"></tr>
  • <sup id="yyy80"></sup>
  • <tfoot id="yyy80"><noscript id="yyy80"></noscript></tfoot>
  • 99热精品在线国产_美女午夜性视频免费_国产精品国产高清国产av_av欧美777_自拍偷自拍亚洲精品老妇_亚洲熟女精品中文字幕_www日本黄色视频网_国产精品野战在线观看 ?

    黨組織參與治理、法律環(huán)境與企業(yè)社會責任信息披露質(zhì)量

    2021-08-05 22:29:27李雪鄧金瑞
    財會月刊·下半月 2021年7期
    關(guān)鍵詞:產(chǎn)權(quán)性質(zhì)企業(yè)社會責任

    李雪 鄧金瑞

    【摘要】通過手工搜集整理我國A股上市公司2012 ~ 2017年黨組織參與治理的面板數(shù)據(jù), 探尋黨組織參與治理對企業(yè)社會責任信息披露質(zhì)量的影響及其作用機制。 研究發(fā)現(xiàn): 黨組織參與治理能夠顯著提升企業(yè)社會責任信息披露質(zhì)量; 具體來看, 黨組織成員進入管理層和監(jiān)事會均能顯著提高企業(yè)社會責任信息披露質(zhì)量, 而黨組織成員進入董事會與企業(yè)社會責任信息披露質(zhì)量無顯著關(guān)系; 法律環(huán)境較差時, 黨組織參與治理對企業(yè)社會責任信息披露質(zhì)量提升的邊際效應(yīng)水平更高。 在進行穩(wěn)健性檢驗后, 研究結(jié)論依然成立。 作用路徑分析和拓展性檢驗結(jié)果表明: 黨組織參與治理對社會責任信息披露質(zhì)量的影響路徑中存在代理成本路徑和經(jīng)營風險路徑; 相較于非國有企業(yè)而言, 黨組織參與治理更能顯著提高國有企業(yè)的社會責任信息披露質(zhì)量。 研究結(jié)論可為完善黨組織參與治理機制與拓寬企業(yè)社會責任承擔與披露路徑提供參考。

    【關(guān)鍵詞】黨組織參與治理;企業(yè)社會責任;法律環(huán)境;產(chǎn)權(quán)性質(zhì)

    【中圖分類號】F234.4? ? ? 【文獻標識碼】A? ? ? 【文章編號】1004-0994(2021)14-0064-10

    一、引言

    21世紀以來, 全球性社會責任意識的覺醒和信息披露制度的完善引導(dǎo)著企業(yè)對社會責任的關(guān)注。 社會責任報告承載了公司財務(wù)報告以外的治理信息, 披露社會責任報告是上市公司傳遞自身信息的重要手段[1] 。 企業(yè)優(yōu)異的社會責任表現(xiàn)往往能贏得更高的社會聲譽, 得到更多消費者的信賴以及政府的支持[2] 。 但在現(xiàn)實中, 獐子島“扇貝游走”等事件頻出, 究其原因還是社會責任的缺失。 此外, 我國上市公司的社會責任信息披露的語言往往較為模糊, 難以為利益相關(guān)者提供有價值的決策依據(jù)[3] 。 在此宏觀背景下, 如何推動我國企業(yè)更好地履行社會責任并及時、準確地披露相關(guān)信息已經(jīng)成為不容忽視的問題。 已有研究表明, 眾多企業(yè)履行社會責任主要表現(xiàn)在行為層面, 而較少將社會責任落實到公司治理的權(quán)責分配與決策機制上[4] 。 因此, 要讓企業(yè)從“被動回應(yīng)”轉(zhuǎn)向“主動嵌入”, 將社會責任落實到企業(yè)內(nèi)部, 還需要通過公司治理結(jié)構(gòu)的安排[5] 。 政黨組織嵌入企業(yè)內(nèi)部對企業(yè)的影響是由內(nèi)而生的, 有學者指出, 黨組織參與治理能夠有效彌補公司內(nèi)部監(jiān)督和制衡力量的不足[6] 。 基于上述背景, 本文嘗試探尋黨組織參與治理與企業(yè)社會責任信息披露質(zhì)量之間的關(guān)系及作用路徑。

    本文可能的創(chuàng)新之處在于: 針對已有企業(yè)社會責任信息披露方面的研究, 學者們主要沿襲西方學術(shù)界的研究思路, 側(cè)重于探討公司治理、高管特征和制度等層面因素對企業(yè)社會責任的影響, 而忽略了我國公司治理模式中最具特色的環(huán)節(jié)——黨組織參與治理。 本文以黨組織參與治理為切入點, 探討了黨組織參與治理對企業(yè)社會責任信息披露質(zhì)量的影響及其作用機制, 豐富了企業(yè)社會責任信息披露質(zhì)量影響因素研究及中國特色公司治理理論。

    二、文獻綜述

    社會責任信息作為非財務(wù)信息的一種, 是信息使用者決策模型的重要變量, 其質(zhì)量直接影響信息使用者的決策效果[7] 。 而社會責任信息披露就是把企業(yè)已經(jīng)從事或計劃從事的社會責任活動及產(chǎn)生的經(jīng)濟、環(huán)境等方面的影響進行披露[8] 。 現(xiàn)有研究主要從公司治理、高管特征和制度等方面對影響企業(yè)社會責任信息披露質(zhì)量的因素進行了探討。 在公司治理方面, 外資參股帶來的地理距離加劇了代理問題, 導(dǎo)致外資股東對于企業(yè)信息披露的需求增加。 機構(gòu)投資者基于自身渠道豐富等優(yōu)勢, 有能力且有動機關(guān)注企業(yè)可持續(xù)發(fā)展并影響企業(yè)做出有關(guān)社會責任的戰(zhàn)略決策[9] 。 在高管特征方面, 企業(yè)管理層的道德水平越高, 其所管理企業(yè)的社會責任信息披露質(zhì)量也就越高[10] 。 高管的貧困經(jīng)歷、受教育水平和國際化視野都有助于提升企業(yè)社會責任水平[11] 。 分地區(qū)看, 重視性別平等性的地區(qū)文化有助于企業(yè)提升社會責任信息披露質(zhì)量[12] 。 在正式制度方面, 環(huán)境信息披露相關(guān)法律法規(guī)的出臺能顯著提升企業(yè)環(huán)境信息披露質(zhì)量[13] 。

    在進行企業(yè)社會責任信息披露這一行為的研究中, 離不開中國特色的經(jīng)濟制度背景。 當前大多數(shù)學者以產(chǎn)權(quán)性質(zhì)差異為分類標準進行研究, 主流研究結(jié)論是黨組織參與治理能產(chǎn)生積極的經(jīng)濟后果。 在國有企業(yè)中, 黨組織參與治理能夠弱化高級管理人員對貨幣性福利的需求, 抑制國有企業(yè)高管用以替代部分職務(wù)消費的隱性腐敗[14] 。 黨組織參與治理從企業(yè)內(nèi)部進行干預(yù), 規(guī)范了重大決策的工作流程, 從源頭上減少了國有資產(chǎn)流失的可能, 顯著提高了企業(yè)的并購溢價[15] 。 民營企業(yè)以盈利為經(jīng)營目的, 黨組織治理在民營企業(yè)中更多體現(xiàn)為協(xié)調(diào)勞資關(guān)系、維護職工權(quán)益的作用[16] 。

    經(jīng)過以上文獻梳理可以發(fā)現(xiàn), 學者們對于企業(yè)社會責任信息披露質(zhì)量的研究主要是從公司治理、高管特征和相關(guān)制度等方面尋找導(dǎo)致社會責任信息披露質(zhì)量差異的因素及對企業(yè)披露動機和披露水平的影響, 鮮有學者從黨組織參與治理視角研究政黨制度對企業(yè)社會責任信息披露質(zhì)量的影響。 而黨組織參與治理作為第三種政治干預(yù)方式, 已經(jīng)逐步融入我國公司治理體系, 研究黨組織參與治理對企業(yè)社會責任信息披露質(zhì)量的影響有利于推進黨的建設(shè)和公司治理融合發(fā)展。

    三、理論分析和研究假設(shè)

    在上述研究的邏輯基礎(chǔ)上, 本文對黨組織參與治理影響企業(yè)社會責任信息披露的作用機制進行具體分析。

    首先, 黨組織參與治理能夠制衡代理沖突。 一方面, 管理層提高企業(yè)社會責任信息披露水平有利于打造企業(yè)的良好口碑, 向外界傳遞利好信息, 維護企業(yè)所有者的利益。 信息不對稱的存在為管理層追求自身利益而隱瞞對自身不利的社會責任信息提供了外部條件, 由此道德風險和逆向選擇可能會抑制企業(yè)社會責任信息披露[17] 。 黨組織參與治理能夠站在股東的角度進行決策制定、執(zhí)行和監(jiān)督, 通過組織專家討論和聽取群眾意見等途徑提高重大問題的決策效率, 使管理層和股東的利益趨于一致。 若管理層依然存在隱瞞社會責任信息披露等不當行為, 企業(yè)基層黨組織會對企業(yè)管理層實施懲戒性解除職位等系列措施。 另一方面, 黨組織通過黨內(nèi)表彰等方式對管理層進行激勵, 能夠減少管理層出于自身利益考慮而不充分披露社會責任信息的機會主義行為, 推動企業(yè)社會責任信息披露質(zhì)量的提高。

    其次, 黨組織參與治理能夠降低企業(yè)經(jīng)營風險。 黨組織參與治理的企業(yè)能夠更加及時和完整地了解并傳遞黨中央的精神, 一定程度上削弱了企業(yè)過高承擔風險的動機。 此外, 黨組織參與治理強調(diào)公司重大經(jīng)營決策行為的集體決策, 在決策的全過程實行民主方案討論、執(zhí)行與嚴格的監(jiān)督。 一方面能夠通過集思廣益的方式有效利用分散在不同決策主體之間的知識和資源, 以提高決策的效率和質(zhì)量, 避免極端決策的風險; 另一方面能夠有效抑制管理層的自由裁量權(quán), 從而降低由于管理層過度自信而導(dǎo)致的過高風險承擔。 基于資金供給假說, 當企業(yè)面臨的經(jīng)營風險較低時, 企業(yè)才有更多的人力和財務(wù)資源來履行社會責任并充分披露相關(guān)信息。 基于以上分析, 本文提出如下假設(shè):

    H1: 黨組織參與治理與企業(yè)社會責任信息披露質(zhì)量呈顯著正相關(guān)關(guān)系。

    進一步地, 外部環(huán)境也會對企業(yè)行為產(chǎn)生影響。 La Porta等[18] 最早開拓了法律與金融的融合研究視角, 此后學者們沿襲這一跨國比較研究范式, 研究發(fā)現(xiàn)擁有高質(zhì)量的司法、執(zhí)法系統(tǒng)的國家, 其上市公司治理的透明度更高、盈余信息更加豐富。 基于國家間的法律環(huán)境差異對上市公司信息披露質(zhì)量的影響, 可以合理延伸探討一國不同地區(qū)法律環(huán)境差異對上市公司信息披露行為的影響。 我國各個地區(qū)之間在經(jīng)濟發(fā)展水平、政府干預(yù)程度等方面存在較大差異, 各個地區(qū)的法治水平也不盡統(tǒng)一。 一般而言, 法律環(huán)境較好的地區(qū)對投資者的保護更全面, 對該地區(qū)上市公司的信息披露質(zhì)量要求更高, 因而當?shù)厣鲜泄镜呢攧?wù)與非財務(wù)信息相對更加公開透明。 良好的法律環(huán)境也意味著更嚴格的法律執(zhí)行和更高的信息披露違規(guī)成本, 從而引導(dǎo)和督促公司提高社會責任信息披露質(zhì)量。 基于以上分析, 本文提出如下假設(shè):

    H2: 法律環(huán)境與企業(yè)社會責任信息披露質(zhì)量呈顯著正相關(guān)關(guān)系。

    企業(yè)是特定制度環(huán)境下的運營主體, 制度環(huán)境決定了企業(yè)間的網(wǎng)絡(luò)關(guān)聯(lián)。 本文認為法律環(huán)境主要通過影響黨組織參與治理對代理沖突的制衡調(diào)節(jié)黨組織參與治理和企業(yè)社會責任信息披露質(zhì)量之間的關(guān)系。 在較好的法律環(huán)境下, “三會一層”的有效運行和多元化的信息披露渠道, 一方面使得投資者對管理者形成有效監(jiān)督, 促使管理者優(yōu)化社會責任決策; 另一方面增加了管理層違法成本, 從而減少了假公濟私等違法違規(guī)行為。 因此, 好的法律環(huán)境會替代和減弱黨組織參與治理對機會主義行為的制衡作用, 使得黨組織參與治理對企業(yè)社會責任信息披露質(zhì)量的作用減弱。 相反地, 在較差的法律環(huán)境下, 相關(guān)政策法規(guī)的執(zhí)行度降低, 信息披露渠道運行的有效性下降, 造成企業(yè)社會責任信息披露質(zhì)量下降。 因此, 差的法律環(huán)境為黨組織參與治理對機會主義行為制衡作用的發(fā)揮提供了機會, 從而增強了黨組織參與治理對企業(yè)社會責任信息披露質(zhì)量的提升作用。 基于此, 本文提出如下假設(shè):

    H3: 好的法律環(huán)境下, 黨組織參與治理對企業(yè)社會責任信息披露質(zhì)量的提升作用減弱。

    H4: 差的法律環(huán)境下, 黨組織參與治理對企業(yè)社會責任信息披露質(zhì)量的提升作用增強。

    綜上所述, 本文的研究邏輯如圖1所示。

    四、研究設(shè)計

    (一)樣本選取與數(shù)據(jù)來源

    本文選擇2012 ~ 2017年我國A股上市公司為研究對象, 同時對研究樣本進行了如下篩選: ①剔除金融、保險業(yè)樣本; ②剔除期間出現(xiàn)ST、?ST、PT情況的樣本; ③剔除企業(yè)控制變量缺失且無法補齊的樣本。 在此基礎(chǔ)上, 為避免數(shù)據(jù)極端值對研究結(jié)果的影響, 本文對變量進行了上下1%的縮尾處理, 最終得到9064個研究樣本。

    本文數(shù)據(jù)來源如下: ①黨組織參與治理部分原始數(shù)據(jù)來源于國泰安(CSMAR)數(shù)據(jù)庫的子數(shù)據(jù)庫上市公司人物特征, 通過“是否高管團隊成員”“是否董事會成員”與“是否監(jiān)事”及“具體職務(wù)”字段判斷上市公司董監(jiān)高與黨組織成員的任職重合情況并做進一步的手工處理。 ②企業(yè)社會責任信息披露質(zhì)量數(shù)據(jù)來自于潤靈環(huán)球責任評級公司的企業(yè)社會責任報告總評分。 其他數(shù)據(jù)來自于國泰安(CSMAR)數(shù)據(jù)庫。

    (二)變量測度

    1. 被解釋變量: 企業(yè)社會責任信息披露質(zhì)量(CSR)。 參考張蕊等[19] 的做法, 本文采用潤靈環(huán)球責任評級(RKS)的“A股上市公司企業(yè)社會責任報告評級數(shù)據(jù)庫”中對上市公司社會責任報告的總評分來衡量上市公司社會責任信息披露質(zhì)量。 該評分數(shù)值越大, 表示該上市公司社會責任信息披露質(zhì)量越高。

    2. 解釋變量: 黨組織參與治理(Party)。 參照馬連福等[6] 的做法, 以黨組織進入企業(yè)的“雙向進入”方式為切入點來度量黨組織參與治理這一解釋變量。 本文使用黨組織成員兼任董事會、管理層和監(jiān)事會職位總?cè)藬?shù)除以董事會、管理層和監(jiān)事會人數(shù)總和(Party)衡量黨組織參與治理的總程度, 分別用黨組織成員兼任董事會職位人數(shù)除以董事會規(guī)模(Party_B)、黨組織成員兼任管理層職位人數(shù)除以管理層規(guī)模(Party_C)、黨組織成員兼任監(jiān)事會職位人數(shù)除以監(jiān)事會規(guī)模(Party_S)來衡量黨組織進入董事會、管理層和監(jiān)事會的程度。

    3. 調(diào)節(jié)變量: 法律環(huán)境(Law)。 參照周澤將和雷玲[20] 的研究, 本文選取王小魯?shù)萚21] 的市場中介組織發(fā)育和法律制度環(huán)境評分作為法律環(huán)境(Law)的替代變量, 并采用插值法補充了2017年的數(shù)據(jù)。

    4. 控制變量。 參考相關(guān)研究, 選取第一大股東持股比例、成長能力、企業(yè)規(guī)模、現(xiàn)金持有水平、獨立董事比例、資產(chǎn)負債率作為本文的控制變量, 并依據(jù)證監(jiān)會2012版上市公司行業(yè)分類指引標準進行行業(yè)虛擬變量的劃分, 除制造業(yè)按照二級代碼分類外其他行業(yè)代碼均按一級代碼分類。 變量定義的匯總見表1。

    (三)模型設(shè)定

    黨組織參與治理能夠直接影響企業(yè)日常經(jīng)營管理活動的決策和執(zhí)行, 有效降低委托代理成本和信息不對稱的風險, 引導(dǎo)企業(yè)樹立長遠發(fā)展的目標、積極響應(yīng)社會關(guān)切, 提高企業(yè)社會責任信息披露質(zhì)量。 為了檢驗H1, 本文參照張蕊等[19] 的研究, 構(gòu)建了如下多元回歸模型:

    其中: Controlsi,t代表一組控制變量, 具體見表1; α0、α1、α2代表系數(shù); εi,t代表隨機誤差項。

    五、實證結(jié)果與分析

    (一)描述性統(tǒng)計

    主要變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果見表2。 由表2可知, 樣本企業(yè)黨組織參與治理指標的均值為0.017, 說明2012 ~ 2017年樣本企業(yè)黨組織嵌入董事會、管理層和監(jiān)事會的程度并不高; 其標準差為0.042, 說明黨組織參與治理水平在企業(yè)間的差別不顯著。 企業(yè)社會責任信息披露質(zhì)量的均值為41.041, 而極差達到59.323, 且樣本標準差為12.452, 說明滬深兩市A股上市公司企業(yè)社會責任信息披露質(zhì)量存在較為顯著的差異。

    (二)回歸結(jié)果與分析

    表3呈現(xiàn)了黨組織參與治理與企業(yè)社會責任信息披露質(zhì)量的回歸結(jié)果。 由表3可見, 黨組織參與治理與企業(yè)社會責任信息披露質(zhì)量在5%的顯著水平上呈正相關(guān)關(guān)系, H1得到驗證。 進一步研究發(fā)現(xiàn), 黨組織進入董事會與企業(yè)社會責任信息披露質(zhì)量的回歸系數(shù)不顯著; 黨組織進入管理層和監(jiān)事會分別在5%和1%的顯著性水平上對企業(yè)社會責任信息披露質(zhì)量產(chǎn)生正向影響。 這可能是因為黨組織的目標融合了社會性、政治性等多重因素, 而董事會更傾向于追求經(jīng)濟效率。 具有政治資本的黨組織成員在業(yè)務(wù)層面可能更容易迎合多數(shù)人的觀點, 較少對企業(yè)的董事會決議提出異議[22] 。 當黨組織進入董事會時, 相當于監(jiān)督者與決策者的身份合而為一, 從不相容職務(wù)分離原則考慮, 其監(jiān)督職能會大打折扣。 而黨組織進入管理層能夠直接在決策的實際執(zhí)行中來影響其具體履行及披露社會責任的行為。 監(jiān)事會作為我國公司的內(nèi)部監(jiān)督機構(gòu), 與外部監(jiān)督主體相比具有天然的信息優(yōu)勢, 獲取信息的成本較低, 是保障公司合法運營的有力安排。 黨組織進入監(jiān)事會能將行政監(jiān)督融入公司內(nèi)部監(jiān)督中, 增大公司的合法性壓力, 進而有助于社會責任信息披露質(zhì)量的提升。

    自La Porta等[18] 從法律制度的視角分析導(dǎo)致國家間金融水平不同的原因開始, 學者們逐漸意識到法律環(huán)境能夠?qū)ζ髽I(yè)行為產(chǎn)生重要影響。 我國不同地區(qū)的法律環(huán)境存在一定差異。 在法律環(huán)境較好的地區(qū), 公司信息傳遞機制暢通, 在一定程度上能夠抑制管理層的機會主義行為。 而在法律環(huán)境較差的地區(qū), 公司的信息披露機制得不到保障, 為管理層侵占公司利益等行為提供了機會。 這也為黨組織參與治理提供了更大的施展空間, 即黨組織參與治理的內(nèi)部治理和法律環(huán)境的外部治理之間存在一定的替代性。 為了檢驗法律環(huán)境與企業(yè)社會責任信息披露質(zhì)量的關(guān)系以及法律環(huán)境對黨組織參與治理與企業(yè)社會責任信息披露質(zhì)量間關(guān)系的調(diào)節(jié)作用, 本文在模型(1)中加入法律環(huán)境以及黨組織參與治理和法律環(huán)境的交乘項Party×Law, 構(gòu)建了如下模型:

    表4和表5報告了法律環(huán)境與企業(yè)社會責任信息披露質(zhì)量的關(guān)系以及法律環(huán)境調(diào)節(jié)作用的回歸結(jié)果, 可見H2、H3和H4得到驗證。 表4中, 法律環(huán)境與企業(yè)社會責任信息披露質(zhì)量在1%的顯著性水平上呈正相關(guān)關(guān)系, H2得到驗證。 交乘項系數(shù)在5%的顯著性水平上為負, 驗證了H3和H4。 當法律環(huán)境較差時, 信息傳遞通道容易受到阻滯, 股東與管理層之間的代理問題更加突出, 為黨組織參與治理的內(nèi)部監(jiān)督作用發(fā)揮提供了空間。 因此, 黨組織參與治理在法律環(huán)境較差的情況下對企業(yè)社會責任信息披露質(zhì)量的提升作用較強。 當法律環(huán)境較好時, 黨組織進入管理層和監(jiān)事會對企業(yè)社會責任信息披露質(zhì)量的促進作用減弱了; 反之, 黨組織進入管理層和監(jiān)事會對企業(yè)社會責任信息披露質(zhì)量的促進作用增強了。 具有政治資本的黨組織成員在業(yè)務(wù)層面更容易迎合多數(shù)人的觀點, 較少對企業(yè)的董事會決議提出異議[22] , 黨組織進入董事會的作用會因此而大打折扣, 故黨組織進入董事會對企業(yè)社會責任信息披露質(zhì)量的提升無顯著影響。 而黨組織進入管理層和監(jiān)事會分別是在決策的實際執(zhí)行中和全程監(jiān)督中來影響企業(yè)具體履行及披露社會責任的行為。 在外部法律環(huán)境較差時, 研討會上的集思廣益與行政監(jiān)督的融入能夠有效地促使企業(yè)做好社會責任承擔與信息披露工作, 黨組織進入管理層與監(jiān)事會對法律環(huán)境產(chǎn)生替代作用。

    (三)穩(wěn)健性檢驗

    1. 變更變量的度量方法。 為了檢驗研究結(jié)論的穩(wěn)健性, 本文變更黨組織參與治理的度量方法, 使用是否存在黨組織成員在董事會、監(jiān)事會或者管理層任職的虛擬變量衡量黨組織參與治理。 其中, 變量黨組織參與治理(Party)衡量黨組織成員是否在董事會、監(jiān)事會或者管理層任職, 若是則取1, 否則取0; 其他變量也按照上述規(guī)則進行取值。 回歸結(jié)果如表6所示, 回歸結(jié)果依然支持前文相關(guān)假設(shè)。

    2. 樣本自選擇檢驗。 由于我國并未強制性要求企業(yè)披露社會責任報告, 這使得企業(yè)社會責任信息披露質(zhì)量的取值存在“斷尾”現(xiàn)象, 從而可能產(chǎn)生嚴重的樣本選擇偏差問題。 因此, 本文采用Heckman二階段回歸法來檢驗是否存在樣本自選擇問題。

    第一階段, 通過樣本選擇方程Yit=ωZit+φit來計算個體企業(yè)發(fā)布社會責任報告的概率, 采用Probit回歸得出逆米爾斯比率[λ]。 其中Yit為上市公司發(fā)布企業(yè)社會責任報告的決策函數(shù), 如果ωZit+φit≤0, 則Yit=0, 即企業(yè)不發(fā)布企業(yè)社會責任報告, 否則代表企業(yè)發(fā)布。 Zit為影響上市公司發(fā)布社會責任報告的可觀察變量集, ω為待估計參數(shù), φit為隨機擾動項。 參考郭文忠和周虹[23] 的研究, 選擇產(chǎn)品競爭度作為識別變量, 用赫芬達爾指數(shù)HHI來衡量, 即企業(yè)營業(yè)收入占所處行業(yè)總體營業(yè)收入比重的平方和。 根據(jù)選擇方程得到的估計ω值可計算出逆米爾斯比率λ。 第二階段, 利用選擇樣本將逆米爾斯比率λ作為修正變量加入回歸方程。 如果λ顯著不為0, 證明存在選擇性偏誤, 應(yīng)采用Heckman二階段模型控制選擇偏差, 否則選擇性偏誤不存在。

    表7是Heckman選擇方程及結(jié)果方程的回歸結(jié)果。 從表7中可以看出, 結(jié)果方程中的逆米爾斯比率[λ]顯著不為0, 說明樣本存在自選擇偏差, 應(yīng)采用Heckman二階段模型對選擇偏差進行修正。 在選擇方程中, HHI指數(shù)、資產(chǎn)負債率和黨組織參與治理均與企業(yè)是否發(fā)布社會責任報告正相關(guān)。 在結(jié)果方程中, 黨組織參與治理與企業(yè)社會責任信息披露質(zhì)量在1%的顯著性水平上正相關(guān), 可見模型經(jīng)修正后假設(shè)是成立的。

    3. 內(nèi)生性檢驗。 黨組織參與治理與企業(yè)社會責任信息披露質(zhì)量之間可能存在內(nèi)生性問題, 即企業(yè)社會責任評價高的企業(yè)可能本來就更加注重企業(yè)黨建工作, 積極將黨組織融入企業(yè)內(nèi)部治理體系中, 提高了黨組織參與治理的程度。 本文采用傾向得分匹配法檢驗黨組織參與治理與企業(yè)社會責任信息披露質(zhì)量之間是否存在內(nèi)生性問題。 首先對于黨組織參與治理對企業(yè)社會責任信息披露質(zhì)量的影響進行傾向得分匹配, 參照曹文婷[24] 的做法, 通過選取企業(yè)規(guī)模、第一大股東持股比例、資產(chǎn)負債率、兩職分離率和現(xiàn)金持有水平對上市公司是否存在黨組織參與治理的啞變量進行Probit回歸。 然后進行最近鄰匹配、卡尺匹配和核匹配, 分別得到黨組織參與治理影響企業(yè)社會責任信息披露質(zhì)量的平均處理效應(yīng)。 結(jié)果如表8所示。 從表8中可以看出, 匹配后雖然平均處理效應(yīng)下降但仍顯著, 說明控制企業(yè)規(guī)模等變量后, 黨組織參與治理下企業(yè)社會責任信息披露質(zhì)量顯著高于無黨組織參與治理的企業(yè)社會責任信息披露質(zhì)量。 由此可以推斷, 黨組織參與治理對企業(yè)社會責任信息披露質(zhì)量有顯著的提升作用。

    (四)作用路徑分析

    為識別黨組織參與治理對企業(yè)社會責任信息披露質(zhì)量提高效應(yīng)的傳導(dǎo)路徑, 參考Baron和Kenny[25] 的檢驗方法進行中介效應(yīng)檢驗, 設(shè)定路徑Path a、Path b和Path c如下:

    其中: CSRi,t為社會責任信息披露質(zhì)量指標; Partyi,t為黨組織參與治理指標; Mediatori,t代表中介變量, 本文中指代理成本和經(jīng)營風險; Controlsi,t為系列控制變量, 具體參見表1。 根據(jù)前文理論分析中的“代理成本”和“經(jīng)營風險”路徑, 本文選取了代理成本和經(jīng)營風險2個指標, 其中: Mfeei,t為代理成本指標, 用管理費用率(管理費用/主營業(yè)務(wù)收入)衡量; Riski,t為經(jīng)營風險指標, 參考余明桂等[26] 的研究, 利用企業(yè)的盈利波動性來衡量。 ROAi為企業(yè)i相應(yīng)年度的息稅前折舊及攤銷前利潤(EBITDA)與當年末資產(chǎn)總額(ASSET)的比率。 在計算盈利波動性時, 先對企業(yè)每一年的ROA利用行業(yè)平均值進行調(diào)整, 然后計算企業(yè)在每一觀測時段內(nèi)經(jīng)行業(yè)調(diào)整的ROA標準差, 具體如下:

    其中: i代表企業(yè); n代表觀測時間段內(nèi)的年度, 取值1 ~ 3; X代表某行業(yè)的企業(yè)總數(shù); k代表該行業(yè)的第k家企業(yè)。 由于我國上市公司高管的任期一般是3年, 所以本文以3年為一個觀測時段。 Sobel Z值的計算公式為:

    其中, a和sa分別為Path b中α1的估計系數(shù)和標準誤, b和sb分別為Path c中α2的估計系數(shù)和標準誤。

    1. 代理成本路徑分析。 黨組織參與治理站在股東的角度進行決策, 并能夠給管理層一定的監(jiān)督壓力和激勵動力, 有效制衡了代理沖突。 表9列示了代理成本的路徑效應(yīng)檢驗結(jié)果。 從第(2)列可以看出, 黨組織參與治理能夠顯著降低企業(yè)的代理成本。 第(3)列展示了在控制代理成本的基礎(chǔ)上, 黨組織參與治理對社會責任信息披露質(zhì)量的回歸結(jié)果, 可以看到兩者的回歸系數(shù)依舊顯著且這一系數(shù)顯著小于Path a中兩者的回歸系數(shù)。 此外, Sobel Z值在1%的水平上顯著。 這說明黨組織參與治理能夠顯著降低企業(yè)代理成本, 進而推動了企業(yè)社會責任信息披露質(zhì)量的提升。

    2. 經(jīng)營風險路徑分析。 企業(yè)的經(jīng)營風險會增加企業(yè)的外部融資成本, 同時企業(yè)也需要保留更多的資源以應(yīng)對風險。 而企業(yè)履行社會責任并披露社會責任信息需要充足的資源, 尤其是財務(wù)資源, 即企業(yè)只有在維持自身正常運營的基礎(chǔ)上才有能力更好地履行并披露社會責任。 黨組織代表著廣大人民的利益, 傾向于帶來經(jīng)濟和社會等多方面的效益, 通過嚴格有效地執(zhí)行黨和中央的相關(guān)政策抑制管理層過度承擔風險的動機, 并以科學的決策程序降低風險承擔, 進而推動企業(yè)社會責任信息披露質(zhì)量的提升。 表10列示了經(jīng)營風險的路徑效應(yīng)檢驗結(jié)果。 從第(2)列可以看出, 黨組織參與治理能夠顯著降低企業(yè)的經(jīng)營風險。 第(3)列展示了控制經(jīng)營風險的基礎(chǔ)上, 黨組織參與治理對社會責任信息披露質(zhì)量的回歸結(jié)果, 可以看到兩者的回歸系數(shù)依舊顯著且這一系數(shù)顯著小于Path a中兩者的回歸系數(shù)。 此外, Sobel Z值在1%的水平上顯著。 這說明黨組織參與治理能夠顯著降低企業(yè)的經(jīng)營風險, 進而推動企業(yè)社會責任信息披露質(zhì)量的提升。

    (五)拓展性檢驗

    眾多文獻從產(chǎn)權(quán)性質(zhì)的角度探討了公司治理的經(jīng)濟后果, 而中國特色的經(jīng)濟制度安排差異一定程度上決定了黨組織參與治理的深度與廣度, 可能使得黨組織參與治理的經(jīng)濟后果存在差異, 本文按產(chǎn)權(quán)性質(zhì)差異進行分組回歸, 結(jié)果見表11。 可見, 國有企業(yè)中黨組織參與治理能夠在1%的顯著性水平上提升企業(yè)社會責任信息披露質(zhì)量, 而非國有企業(yè)中黨組織參與治理提升企業(yè)社會責任信息披露質(zhì)量的顯著性水平為5%。 運用基于似無關(guān)模型的SUR檢驗來進行組間系數(shù)差異的檢驗, 表12報告了檢驗結(jié)果。

    對于國有企業(yè)而言, 其經(jīng)濟、政治、社會等層面的多元目標是由其自身屬性引申而來的。 國有企業(yè)在追求國有資產(chǎn)保值增值的同時也要兼顧廣大人民的利益, 積極承擔社會責任無疑是利益兼顧的方式之一。 再加上黨組織對國有企業(yè)高管擁有人事任免權(quán), 因此國有企業(yè)黨組織參與治理帶來的合法性壓力更大, 能夠及時糾正企業(yè)偏差, 傳遞社會主義核心價值觀。 相較而言, 非國有企業(yè)黨組織參與治理的深度和廣度要弱于國有企業(yè)。 因此, 國有企業(yè)相比非國有企業(yè)黨組織參與治理能夠更好地發(fā)揮作用, 促進企業(yè)社會責任信息披露質(zhì)量的提升。

    六、結(jié)論與啟示

    本文利用2012 ~ 2017年我國A股上市公司面板數(shù)據(jù), 探索了黨組織參與治理對企業(yè)社會責任信息披露質(zhì)量的影響及其作用機制。 研究發(fā)現(xiàn): 黨組織參與治理能夠顯著促進企業(yè)社會責任信息披露質(zhì)量的提升; 黨組織進入管理層和監(jiān)事會能夠顯著正向影響企業(yè)社會責任信息披露質(zhì)量, 而黨組織進入董事會對企業(yè)社會責任信息披露質(zhì)量無明顯作用。 考慮外部環(huán)境的影響, 發(fā)現(xiàn)法律環(huán)境與企業(yè)社會責任信息披露質(zhì)量呈顯著正相關(guān)關(guān)系。 而在法律環(huán)境較差的情況下, 黨組織參與治理對企業(yè)社會責任信息披露質(zhì)量的提升效果更顯著。 同時本文用變更變量度量方式等方法進行了穩(wěn)健性檢驗, 文章結(jié)論保持不變。 進一步分析得出: 黨組織參與治理對社會責任信息披露質(zhì)量的影響路徑中存在代理成本路徑和經(jīng)營風險路徑; 相較于非國有企業(yè)而言, 黨組織參與治理更能顯著提高國有企業(yè)的社會責任信息披露質(zhì)量。

    本文的研究結(jié)論對完善黨組織參與治理機制與拓寬企業(yè)社會責任承擔與披露路徑提供了一定的參考價值: 首先, 在企業(yè)層面上, 不斷建立健全黨組織參與治理的機制, 創(chuàng)新黨組織的“再組織化”新思路。 在黨員干部和公司領(lǐng)導(dǎo)班子的培養(yǎng)方面, 創(chuàng)新培養(yǎng)機制, 采用黨建崗與業(yè)務(wù)崗交叉輪崗的模式, 促進黨建工作與業(yè)務(wù)工作的融合, 真正把黨組織融入公司治理結(jié)構(gòu)中。 在企業(yè)文化建設(shè)方面, 黨組織應(yīng)重點開展黨中央重要思想宣傳與引領(lǐng)工作。 其次, 政府等相關(guān)部門除在價值觀和輿論導(dǎo)向上適度引導(dǎo)企業(yè)強化社會責任意識、及時督促企業(yè)全面承擔社會責任之外, 還需要集中力量完善《勞動法》、《環(huán)境資源法》等法律制度, 有效發(fā)揮經(jīng)濟與環(huán)境的協(xié)同發(fā)展效應(yīng)。 同時, 企業(yè)的內(nèi)外部治理機制存在一定關(guān)聯(lián)關(guān)系, 當企業(yè)所在省份、地區(qū)的法律環(huán)境較差時, 應(yīng)當適時調(diào)整職務(wù)設(shè)置, 鼓勵黨組織通過進入管理層和監(jiān)事會的方式參與公司治理。

    由于數(shù)據(jù)獲取和研究方法的局限, 本文存在一些不足之處, 如未能深入分析黨組織參與治理的任期特征對企業(yè)社會責任信息披露質(zhì)量的影響、企業(yè)所處生命周期是否影響了黨組織參與治理與企業(yè)社會責任信息披露質(zhì)量的關(guān)系等。 未來可以從以上方面對黨組織參與治理對企業(yè)社會責任信息披露質(zhì)量的影響做進一步研究。

    【 主 要 參 考 文 獻 】

    [1] Connelly B. L., Certo S. T., Ireland R. D.. Signaling Theory:

    A Review and Assessment[ J].Journal of Management,2011(1):39 ~ 67.

    [2] 焦娟妮,范鈞.顧客——企業(yè)社會價值共創(chuàng)研究述評與展望[ J].外國經(jīng)濟與管理,2019(2):72 ~ 83.

    [3] 郭曄,蘇彩珍,張一.社會責任信息披露質(zhì)量提高企業(yè)的市場表現(xiàn)了么?[ J].系統(tǒng)工程理論與實踐,2019(4):885 ~ 887.

    [4] 高漢祥.公司治理與社會責任:被動回應(yīng)還是主動嵌入[ J].會計研究,2012(4):58 ~ 64+95.

    [5] 劉連煜.公司治理與公司社會責任[M].北京:中國政法大學出版社,2001:77 ~ 78.

    [6] 馬連福,王元芳,沈小秀.中國國有企業(yè)黨組織治理效應(yīng)研究——基于“內(nèi)部人控制”的視角[ J].中國工業(yè)經(jīng)濟,2012(8):82 ~ 95.

    [7] Bushman R. M., Smith A. J.. Financial Accounting Information and Corporate Governance[ J].Journal of Accounting and Economics,2001(1):237 ~ 333.

    [8] 劉文綱,唐立軍.我國企業(yè)社會責任信息披露機制的構(gòu)建[ J].經(jīng)濟與管理研究,2009(7):93 ~ 94.

    [9] 王士紅.所有權(quán)性質(zhì)、高管背景特征與企業(yè)社會責任披露——基于中國上市公司的數(shù)據(jù)[ J].會計研究,2016(11):53 ~ 60+96.

    [10] Kim Y., Park M. S., Wier B.. Is Earnings Quality Associated with Corporate Social Responsibility?[ J].The Accounting Review,2012(3):761 ~ 796.

    [11] 許年行,李哲.高管貧困經(jīng)歷與企業(yè)慈善捐贈[ J].經(jīng)濟研究,2016(12):133 ~ 146.

    [12] 張婷婷.區(qū)域文化對企業(yè)社會責任信息披露質(zhì)量的影響——來自中國上市公司的證據(jù)[ J].北京工商大學學報(社會科學版),2019(1):31 ~ 39+80.

    [13] 畢茜,彭玨,左永彥.環(huán)境信息披露制度、公司治理和環(huán)境信息披露[ J].會計研究,2012(7):39 ~ 41.

    [14] 嚴若森,吏林山.黨組織參與公司治理對國企高管隱性腐敗的影響[ J].南開學報(哲學社會科學版),2019(1):176 ~ 190.

    [15] 陳仕華,盧昌崇.國有企業(yè)黨組織的治理參與能夠有效抑制并購中的“國有資產(chǎn)流失”嗎?[ J].管理世界,2014(5):106 ~ 120.

    [16] 董志強,魏下海.黨組織在民營企業(yè)中的積極作用——以職工權(quán)益保護為例的經(jīng)驗研究[ J].經(jīng)濟學動態(tài),2018(1):14 ~ 26.

    [17] Hemingway C. A., Maclagan P. W.. Managers' Personal Values as Drivers of Corporate Social Responsibility[ J].Journal of Business Ethics,2004(1):31 ~ 44.

    [18] La Porta R., Lopez-de-Silanes F., Shleifer A.. Law and Finance[ J].Journal of Political Economy,1998(6):1113 ~ 1155.

    [19] 張蕊,蔣煦涵.黨組織治理、市場化進程與社會責任信息披露[ J].當代財經(jīng),2019(3):130 ~ 139.

    [20] 周澤將,雷玲.紀委參與改善了國有企業(yè)監(jiān)事會的治理效率嗎?——基于代理成本視角的考察[ J].財經(jīng)研究,2020(3):34 ~ 48.

    [21] 王小魯,樊綱,胡李鵬.中國分省份市場化指數(shù)報告(2018)[M].北京:社會科學文獻出版社,2019:1 ~ 211.

    [22] 柳學信,孔曉旭,王凱.國有企業(yè)黨組織治理與董事會異議——基于上市公司董事會決議投票的證據(jù)[ J].管理世界,2020(5):116 ~ 133+13.

    [23] 郭文忠,周虹.高管團隊特征、市場化程度與企業(yè)社會責任履行——基于Heckman兩階段模型的分析[ J].技術(shù)經(jīng)濟與管理研究,2020(2):66 ~ 70.

    [24] 曹文婷.風險投資影響新三板企業(yè)價值:作用機制、內(nèi)生性及企業(yè)異質(zhì)性探討[ J].北京工商大學學報(社會科學版),2020(1):64 ~ 75+104.

    [25] Baron? R. M., Kenny? D.. The Moderator-Mediator Variable Distinction in Social Psychological Research: Conceptual, Strategic, and Statistical Considerations[ J].Journal of Personality and Social Psychology,1986(5):1173 ~ 1182.

    [26] 余明桂,李文貴,潘紅波.管理者過度自信與企業(yè)風險承擔[ J].金融研究,2013(1):149 ~ 163.

    猜你喜歡
    產(chǎn)權(quán)性質(zhì)企業(yè)社會責任
    誰會高估企業(yè)全面預(yù)算管理成熟度
    會計之友(2016年23期)2017-01-09 08:41:44
    外部沖擊、企業(yè)投資與產(chǎn)權(quán)性質(zhì)
    董事—經(jīng)理兼任影響企業(yè)投資效率了嗎?
    企業(yè)產(chǎn)權(quán)性質(zhì)、治理結(jié)構(gòu)與社會責任信息披露
    企業(yè)社會責任進展與研究
    智富時代(2016年12期)2016-12-01 15:10:30
    淺談企業(yè)社會責任的品牌傳播
    中國市場(2016年40期)2016-11-28 03:32:28
    論企業(yè)社會責任的法律規(guī)制
    我國制藥企業(yè)社會責任信息披露研究
    商(2016年27期)2016-10-17 04:10:10
    信貸政策、產(chǎn)權(quán)性質(zhì)與資本結(jié)構(gòu)關(guān)系
    試論零售商“綠色”企業(yè)文化的培育
    成年女人毛片免费观看观看9| 亚洲18禁久久av| 国产av一区在线观看免费| 可以在线观看的亚洲视频| 久久精品人妻少妇| 欧美乱色亚洲激情| 少妇的逼水好多| 熟女少妇亚洲综合色aaa.| 在线看三级毛片| 亚洲国产色片| 欧美黑人巨大hd| 听说在线观看完整版免费高清| 国产蜜桃级精品一区二区三区| 欧美区成人在线视频| 欧美大码av| 麻豆成人午夜福利视频| 精品免费久久久久久久清纯| 哪里可以看免费的av片| 亚洲精品亚洲一区二区| 国产99白浆流出| 亚洲最大成人中文| 亚洲国产日韩欧美精品在线观看 | 国产亚洲精品av在线| 色尼玛亚洲综合影院| 亚洲成a人片在线一区二区| 国产真实乱freesex| 高清毛片免费观看视频网站| 听说在线观看完整版免费高清| 亚洲国产精品sss在线观看| 国产黄片美女视频| 91麻豆av在线| 桃色一区二区三区在线观看| 好男人在线观看高清免费视频| 日韩 欧美 亚洲 中文字幕| 亚洲精品一区av在线观看| ponron亚洲| 女人高潮潮喷娇喘18禁视频| 久久欧美精品欧美久久欧美| 国产精品久久电影中文字幕| 国产精品永久免费网站| 国产在线精品亚洲第一网站| 欧洲精品卡2卡3卡4卡5卡区| 欧美丝袜亚洲另类 | 不卡一级毛片| 成人国产一区最新在线观看| 日本与韩国留学比较| 久久久成人免费电影| 男女下面进入的视频免费午夜| 黄片小视频在线播放| 90打野战视频偷拍视频| 亚洲av熟女| 99在线视频只有这里精品首页| 97超级碰碰碰精品色视频在线观看| 蜜桃久久精品国产亚洲av| 真实男女啪啪啪动态图| 看片在线看免费视频| 特级一级黄色大片| 熟女电影av网| 网址你懂的国产日韩在线| 午夜福利在线观看免费完整高清在 | www日本黄色视频网| 午夜免费观看网址| 少妇的逼好多水| 69人妻影院| 国模一区二区三区四区视频| 男人的好看免费观看在线视频| 国产亚洲av嫩草精品影院| 无人区码免费观看不卡| 久久伊人香网站| 99久久精品一区二区三区| 欧美绝顶高潮抽搐喷水| 亚洲国产高清在线一区二区三| 在线观看av片永久免费下载| 中文字幕人成人乱码亚洲影| 午夜免费观看网址| 国产精品精品国产色婷婷| 亚洲黑人精品在线| 午夜激情福利司机影院| 美女高潮的动态| 精品人妻一区二区三区麻豆 | 中文字幕精品亚洲无线码一区| 高清毛片免费观看视频网站| 国产视频内射| 天堂影院成人在线观看| 欧美日韩瑟瑟在线播放| 成人国产一区最新在线观看| 国产男靠女视频免费网站| 久久99热这里只有精品18| 国产精品一区二区三区四区久久| 舔av片在线| 最近最新免费中文字幕在线| 中文字幕精品亚洲无线码一区| 欧美国产日韩亚洲一区| 国产高清三级在线| 搡老熟女国产l中国老女人| 国语自产精品视频在线第100页| 12—13女人毛片做爰片一| www日本黄色视频网| 国产精品三级大全| 久久久久久大精品| 日韩av在线大香蕉| 成人午夜高清在线视频| 美女cb高潮喷水在线观看| 免费在线观看亚洲国产| 精品久久久久久久久久久久久| 国产亚洲精品综合一区在线观看| 手机成人av网站| 亚洲精品亚洲一区二区| 精品国产三级普通话版| 久久久国产精品麻豆| 欧美在线一区亚洲| 一进一出抽搐动态| 最近最新中文字幕大全电影3| 精品久久久久久久人妻蜜臀av| 国产乱人伦免费视频| 在线观看av片永久免费下载| 丰满的人妻完整版| 五月玫瑰六月丁香| а√天堂www在线а√下载| 免费观看的影片在线观看| 色视频www国产| 最新美女视频免费是黄的| 亚洲一区二区三区不卡视频| 日韩欧美 国产精品| 欧美在线黄色| 亚洲av成人av| 国产精品久久久久久人妻精品电影| 黄色片一级片一级黄色片| 欧美中文综合在线视频| 看免费av毛片| 老司机在亚洲福利影院| 两个人视频免费观看高清| 美女高潮喷水抽搐中文字幕| 国产精品爽爽va在线观看网站| 欧美成人一区二区免费高清观看| 禁无遮挡网站| 亚洲精品456在线播放app | 亚洲精品粉嫩美女一区| 99国产精品一区二区蜜桃av| 在线免费观看不下载黄p国产 | 丰满乱子伦码专区| 老鸭窝网址在线观看| 久久九九热精品免费| 亚洲欧美激情综合另类| 国产69精品久久久久777片| 怎么达到女性高潮| av专区在线播放| 国产乱人伦免费视频| 午夜福利18| 亚洲专区中文字幕在线| 国产精品免费一区二区三区在线| 综合色av麻豆| 白带黄色成豆腐渣| 亚洲乱码一区二区免费版| 十八禁网站免费在线| 亚洲aⅴ乱码一区二区在线播放| 欧美日韩一级在线毛片| 欧美国产日韩亚洲一区| 久久精品国产综合久久久| 成年女人看的毛片在线观看| 午夜福利18| a级毛片a级免费在线| 午夜福利视频1000在线观看| 午夜福利成人在线免费观看| 啦啦啦韩国在线观看视频| 婷婷精品国产亚洲av| 99国产极品粉嫩在线观看| 精品国产美女av久久久久小说| 久久精品影院6| av视频在线观看入口| 免费在线观看亚洲国产| 国产精品野战在线观看| 在线a可以看的网站| 成人三级黄色视频| 亚洲国产欧美人成| 好男人在线观看高清免费视频| 尤物成人国产欧美一区二区三区| 特级一级黄色大片| 麻豆久久精品国产亚洲av| 一区福利在线观看| 成年女人永久免费观看视频| 嫁个100分男人电影在线观看| 成人18禁在线播放| 国产成+人综合+亚洲专区| 国产精品国产高清国产av| 国产午夜福利久久久久久| 国产精品香港三级国产av潘金莲| 久久久久久国产a免费观看| 18禁裸乳无遮挡免费网站照片| 欧美中文日本在线观看视频| 99热精品在线国产| 在线观看免费视频日本深夜| 在线视频色国产色| 亚洲国产欧洲综合997久久,| 69人妻影院| bbb黄色大片| 精品一区二区三区av网在线观看| 又黄又爽又免费观看的视频| 欧美+亚洲+日韩+国产| 成人三级黄色视频| 精品久久久久久久毛片微露脸| 最近最新免费中文字幕在线| 精品无人区乱码1区二区| 99热这里只有是精品50| 免费无遮挡裸体视频| 久久久久久九九精品二区国产| 婷婷六月久久综合丁香| 69人妻影院| 桃色一区二区三区在线观看| 国内精品久久久久精免费| 在线观看66精品国产| 最好的美女福利视频网| 日本精品一区二区三区蜜桃| 亚洲精品影视一区二区三区av| 久久久久性生活片| 国产精品一区二区免费欧美| 亚洲色图av天堂| 在线观看一区二区三区| 少妇裸体淫交视频免费看高清| 欧美色欧美亚洲另类二区| 免费人成在线观看视频色| 成人av一区二区三区在线看| 高清日韩中文字幕在线| 日韩av在线大香蕉| 欧美中文日本在线观看视频| 少妇的逼水好多| 国产高清视频在线播放一区| 丰满的人妻完整版| 岛国在线免费视频观看| 国产精品亚洲av一区麻豆| 久久久久免费精品人妻一区二区| 无遮挡黄片免费观看| 久久香蕉国产精品| 一本一本综合久久| 亚洲在线自拍视频| 久久精品91蜜桃| 岛国视频午夜一区免费看| 十八禁人妻一区二区| 亚洲天堂国产精品一区在线| 精品国产超薄肉色丝袜足j| 97超视频在线观看视频| 最后的刺客免费高清国语| 高清在线国产一区| 757午夜福利合集在线观看| 神马国产精品三级电影在线观看| 久久久久久国产a免费观看| 九九在线视频观看精品| 国产一区二区在线观看日韩 | 麻豆成人午夜福利视频| 美女被艹到高潮喷水动态| 好男人电影高清在线观看| 久久久久久国产a免费观看| 国产成人aa在线观看| 亚洲中文日韩欧美视频| 日韩欧美 国产精品| 长腿黑丝高跟| 麻豆国产av国片精品| 天堂网av新在线| 亚洲电影在线观看av| 99精品欧美一区二区三区四区| 日本一二三区视频观看| 九色国产91popny在线| 国语自产精品视频在线第100页| 黄色女人牲交| 亚洲欧美日韩卡通动漫| 国产精品永久免费网站| 亚洲专区国产一区二区| 精品国产美女av久久久久小说| 免费人成视频x8x8入口观看| 国产精品 欧美亚洲| 国产乱人伦免费视频| 欧美最新免费一区二区三区 | 国产乱人视频| 欧美丝袜亚洲另类 | 国产淫片久久久久久久久 | 99热只有精品国产| 国产精华一区二区三区| 中文字幕久久专区| 午夜影院日韩av| 日日干狠狠操夜夜爽| 亚洲精品乱码久久久v下载方式 | 熟女电影av网| 草草在线视频免费看| 一区二区三区免费毛片| 制服人妻中文乱码| 精品不卡国产一区二区三区| 美女高潮喷水抽搐中文字幕| 女警被强在线播放| 日韩欧美在线乱码| 欧美av亚洲av综合av国产av| 一夜夜www| 亚洲久久久久久中文字幕| 岛国在线观看网站| 久久久成人免费电影| 18禁裸乳无遮挡免费网站照片| 亚洲av成人精品一区久久| 老熟妇仑乱视频hdxx| 亚洲精品粉嫩美女一区| 很黄的视频免费| 天天一区二区日本电影三级| 国产私拍福利视频在线观看| 亚洲最大成人手机在线| 欧美成人免费av一区二区三区| 日本熟妇午夜| 精华霜和精华液先用哪个| 中国美女看黄片| 国产av一区在线观看免费| 亚洲电影在线观看av| 久久久久久国产a免费观看| 女警被强在线播放| 国产精品一区二区免费欧美| 国产乱人视频| 两个人视频免费观看高清| 久久人妻av系列| 久久久久久人人人人人| 欧美性感艳星| 国产单亲对白刺激| 黄色日韩在线| 亚洲乱码一区二区免费版| 十八禁网站免费在线| 午夜激情福利司机影院| 欧美丝袜亚洲另类 | 丝袜美腿在线中文| 一卡2卡三卡四卡精品乱码亚洲| 国产精品一区二区三区四区免费观看 | 小蜜桃在线观看免费完整版高清| 日韩成人在线观看一区二区三区| 久久久久久久精品吃奶| xxx96com| 精品人妻偷拍中文字幕| av在线天堂中文字幕| 日韩欧美在线二视频| 国产一级毛片七仙女欲春2| 久久精品综合一区二区三区| 中出人妻视频一区二区| 又黄又爽又免费观看的视频| 久久精品国产自在天天线| 嫁个100分男人电影在线观看| 国产激情偷乱视频一区二区| 亚洲成人中文字幕在线播放| 18禁在线播放成人免费| 成人鲁丝片一二三区免费| 又黄又爽又免费观看的视频| 亚洲18禁久久av| 国产单亲对白刺激| 在线天堂最新版资源| 综合色av麻豆| 内地一区二区视频在线| 亚洲一区二区三区色噜噜| 亚洲av一区综合| 久久人妻av系列| 精品国产超薄肉色丝袜足j| 90打野战视频偷拍视频| 成人亚洲精品av一区二区| 中文亚洲av片在线观看爽| 成人特级av手机在线观看| 亚洲av不卡在线观看| 欧美日韩黄片免| 制服丝袜大香蕉在线| 国产在视频线在精品| 婷婷精品国产亚洲av在线| 天天躁日日操中文字幕| 国产激情偷乱视频一区二区| 一a级毛片在线观看| 麻豆国产av国片精品| 国产精品99久久久久久久久| 97超视频在线观看视频| 国产精品久久电影中文字幕| 精品电影一区二区在线| 午夜免费激情av| 少妇熟女aⅴ在线视频| 国产精品爽爽va在线观看网站| 国产又黄又爽又无遮挡在线| 国产午夜精品久久久久久一区二区三区 | 国产精品女同一区二区软件 | 一a级毛片在线观看| 日韩高清综合在线| 在线播放无遮挡| 国产不卡一卡二| 国产淫片久久久久久久久 | 国产高清三级在线| 无遮挡黄片免费观看| 青草久久国产| 亚洲欧美日韩东京热| 国产欧美日韩精品亚洲av| 亚洲欧美精品综合久久99| 999久久久精品免费观看国产| av视频在线观看入口| 窝窝影院91人妻| 久久婷婷人人爽人人干人人爱| 免费在线观看亚洲国产| 夜夜看夜夜爽夜夜摸| 一个人免费在线观看电影| 欧美日韩亚洲国产一区二区在线观看| 成人av一区二区三区在线看| 午夜福利在线观看吧| 熟妇人妻久久中文字幕3abv| www.999成人在线观看| 色综合欧美亚洲国产小说| 日韩精品青青久久久久久| 母亲3免费完整高清在线观看| 看黄色毛片网站| 国产精品久久久久久精品电影| 国产成人aa在线观看| av天堂中文字幕网| 久久精品综合一区二区三区| 色综合欧美亚洲国产小说| 国产免费一级a男人的天堂| 欧美zozozo另类| 成人精品一区二区免费| 男女做爰动态图高潮gif福利片| 国产成人av教育| 久久国产精品影院| 中文字幕熟女人妻在线| 欧美大码av| 久久人人精品亚洲av| 1024手机看黄色片| 国产精品亚洲美女久久久| 国产成年人精品一区二区| 国产精品亚洲av一区麻豆| 国产精品久久久久久久电影 | 国产亚洲精品一区二区www| 波多野结衣高清作品| 99久久综合精品五月天人人| 久久久久久人人人人人| 日韩欧美精品免费久久 | 国产亚洲精品久久久com| 国产伦在线观看视频一区| 99在线人妻在线中文字幕| 亚洲久久久久久中文字幕| 国产野战对白在线观看| 1024手机看黄色片| 欧美日韩精品网址| 极品教师在线免费播放| 精品国内亚洲2022精品成人| 国产精品久久久人人做人人爽| 国产精品亚洲av一区麻豆| 老汉色∧v一级毛片| 国产精品久久久久久人妻精品电影| 搡老熟女国产l中国老女人| 88av欧美| 亚洲人成网站在线播| 嫩草影视91久久| 成人性生交大片免费视频hd| 九九在线视频观看精品| 欧美激情在线99| 亚洲无线观看免费| 国产三级黄色录像| 色尼玛亚洲综合影院| 日韩欧美精品v在线| 日韩有码中文字幕| 精品国产超薄肉色丝袜足j| 老鸭窝网址在线观看| 国产成+人综合+亚洲专区| 亚洲性夜色夜夜综合| 精品久久久久久久人妻蜜臀av| 天天躁日日操中文字幕| 午夜老司机福利剧场| 内射极品少妇av片p| 午夜福利免费观看在线| 男女那种视频在线观看| 男女下面进入的视频免费午夜| 日本黄色片子视频| 大型黄色视频在线免费观看| 国产成人影院久久av| 又黄又爽又免费观看的视频| 深爱激情五月婷婷| 啦啦啦韩国在线观看视频| 宅男免费午夜| 国产精品 欧美亚洲| 国产不卡一卡二| 女人被狂操c到高潮| 亚洲 国产 在线| 午夜精品久久久久久毛片777| 小说图片视频综合网站| 男女视频在线观看网站免费| netflix在线观看网站| 哪里可以看免费的av片| 午夜久久久久精精品| 草草在线视频免费看| 精品午夜福利视频在线观看一区| 色在线成人网| 国产精品美女特级片免费视频播放器| 国产精品98久久久久久宅男小说| 99国产综合亚洲精品| 久久久久久久久中文| 国产成人福利小说| 国产色婷婷99| 精品国产美女av久久久久小说| 欧美国产日韩亚洲一区| 精品国产三级普通话版| 又爽又黄无遮挡网站| 亚洲美女黄片视频| 国内精品久久久久久久电影| 每晚都被弄得嗷嗷叫到高潮| 在线观看美女被高潮喷水网站 | 亚洲欧美激情综合另类| 老熟妇仑乱视频hdxx| 国产亚洲精品久久久com| 熟女电影av网| 18美女黄网站色大片免费观看| 岛国在线观看网站| 欧美zozozo另类| 少妇熟女aⅴ在线视频| 99国产综合亚洲精品| 国产亚洲精品av在线| 噜噜噜噜噜久久久久久91| 真人做人爱边吃奶动态| www.999成人在线观看| 精品一区二区三区av网在线观看| 国产欧美日韩一区二区三| 欧美中文综合在线视频| 亚洲美女视频黄频| 久久伊人香网站| 男女下面进入的视频免费午夜| 成年女人毛片免费观看观看9| 亚洲精品日韩av片在线观看 | 757午夜福利合集在线观看| 日日干狠狠操夜夜爽| 色老头精品视频在线观看| 最近视频中文字幕2019在线8| 一级毛片高清免费大全| 五月玫瑰六月丁香| 欧美中文综合在线视频| 日韩 欧美 亚洲 中文字幕| 精品久久久久久成人av| 久久亚洲精品不卡| 成人18禁在线播放| 在线观看一区二区三区| 人妻久久中文字幕网| 一区福利在线观看| 亚洲人成网站在线播| 久久精品国产自在天天线| 亚洲不卡免费看| 免费电影在线观看免费观看| 日本一本二区三区精品| 五月玫瑰六月丁香| 看免费av毛片| 成年女人永久免费观看视频| 国产激情偷乱视频一区二区| 乱人视频在线观看| 香蕉久久夜色| 一夜夜www| 少妇高潮的动态图| 中亚洲国语对白在线视频| 欧美日韩精品网址| 亚洲精品久久国产高清桃花| 熟女电影av网| 精品一区二区三区视频在线 | 久久九九热精品免费| 国产午夜福利久久久久久| 久久久国产成人免费| 亚洲专区中文字幕在线| 美女 人体艺术 gogo| 久久久久亚洲av毛片大全| 日本撒尿小便嘘嘘汇集6| 国产免费一级a男人的天堂| av女优亚洲男人天堂| 99久久久亚洲精品蜜臀av| 热99re8久久精品国产| 又粗又爽又猛毛片免费看| 一级黄片播放器| 美女免费视频网站| 日韩欧美在线二视频| 久久精品国产清高在天天线| 精品久久久久久久久久免费视频| 天堂动漫精品| av专区在线播放| 天天添夜夜摸| 99国产精品一区二区三区| 老鸭窝网址在线观看| 日本黄色视频三级网站网址| 一级作爱视频免费观看| 91字幕亚洲| 欧美丝袜亚洲另类 | 欧美在线一区亚洲| 老熟妇乱子伦视频在线观看| 99久久无色码亚洲精品果冻| 小说图片视频综合网站| 亚洲av免费高清在线观看| 精品人妻偷拍中文字幕| 日本撒尿小便嘘嘘汇集6| 国产野战对白在线观看| 成人亚洲精品av一区二区| av欧美777| 国产高清三级在线| 久久久久久国产a免费观看| 国产精品99久久久久久久久| 夜夜爽天天搞| 动漫黄色视频在线观看| 免费在线观看成人毛片| 国产成人系列免费观看| 丰满人妻熟妇乱又伦精品不卡| 国产精品免费一区二区三区在线| 亚洲人成网站高清观看| 麻豆国产97在线/欧美| 一区二区三区国产精品乱码| 亚洲精品国产精品久久久不卡| 久久久久免费精品人妻一区二区| 亚洲av第一区精品v没综合| 成人国产综合亚洲| 一本一本综合久久| 午夜免费成人在线视频| 99久国产av精品| 亚洲,欧美精品.| 麻豆一二三区av精品| 观看美女的网站| 亚洲人成网站在线播放欧美日韩| 最近在线观看免费完整版| 欧美日本亚洲视频在线播放| 人妻久久中文字幕网| 亚洲av免费在线观看| 免费一级毛片在线播放高清视频| 亚洲av一区综合| 手机成人av网站|