企業(yè)社會(huì)責(zé)任承擔(dān)影響信息風(fēng)險(xiǎn)嗎？
——基于邊界調(diào)節(jié)和中介傳導(dǎo)的雙重檢驗(yàn)

李新麗，萬壽義，程 俊

（1.鄭州航空工業(yè)管理學(xué)院a.商學(xué)院；b.經(jīng)濟(jì)學(xué)院，河南 鄭州450046;2.東北財(cái)經(jīng)大學(xué) 會(huì)計(jì)學(xué)院，遼寧 大連116025）

一、引言

黨的十九大將建設(shè)生態(tài)文明作為中華民族永續(xù)發(fā)展的千年大計(jì)，污染防治成為決勝全面建設(shè)小康社會(huì)的三大攻堅(jiān)戰(zhàn)之一。日益嚴(yán)峻的環(huán)境問題引發(fā)人們對(duì)企業(yè)社會(huì)責(zé)任高度關(guān)注，要求企業(yè)承擔(dān)社會(huì)責(zé)任的呼聲越來越高。 自2008年中國(guó)滬深證券交易所頒布相關(guān)法律法規(guī)以來，越來越多的企業(yè)通過發(fā)布CSR 報(bào)告形式展示社會(huì)責(zé)任承擔(dān)情況。 企業(yè)通過承擔(dān)社會(huì)責(zé)任樹立負(fù)責(zé)任的社會(huì)形象。 那么，負(fù)責(zé)任的企業(yè)一定會(huì)做出負(fù)責(zé)任的行為嗎？ 已有研究對(duì)企業(yè)承擔(dān)社會(huì)責(zé)任的動(dòng)機(jī)所持態(tài)度褒貶不一，目前主要形成兩派觀點(diǎn)——“自利工具”和“價(jià)值創(chuàng)造”［1］。“自利工具”假說基于委托代理理論視角，認(rèn)為管理層通過承擔(dān)企業(yè)社會(huì)責(zé)任滿足自身私利需要，借此掩蓋管理層的機(jī)會(huì)主義和敗德行為，企業(yè)社會(huì)責(zé)任發(fā)揮了“遮羞布”效應(yīng)。 而“價(jià)值創(chuàng)造”假說認(rèn)為負(fù)責(zé)任的企業(yè)通常會(huì)考慮利益相關(guān)者利益以及企業(yè)長(zhǎng)期價(jià)值，企業(yè)社會(huì)責(zé)任是維護(hù)關(guān)系基礎(chǔ)的無形資產(chǎn)，管理層借此吸引社會(huì)責(zé)任感強(qiáng)的投資者和消費(fèi)者，進(jìn)而獲取融資便利和提升經(jīng)營(yíng)業(yè)績(jī)。

圍繞上述兩派觀點(diǎn)，與本文相關(guān)的文獻(xiàn)主要聚焦于社會(huì)責(zé)任對(duì)企業(yè)總風(fēng)險(xiǎn)、系統(tǒng)風(fēng)險(xiǎn)、特質(zhì)風(fēng)險(xiǎn)、財(cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)和破產(chǎn)風(fēng)險(xiǎn)的影響，目前并未得出一致結(jié)論，主要存在三種結(jié)論。 第一種結(jié)論是企業(yè)承擔(dān)社會(huì)責(zé)任能降低總風(fēng)險(xiǎn)［2-3］、系統(tǒng)風(fēng)險(xiǎn)［4-6］、特質(zhì)風(fēng)險(xiǎn)［7-8］、財(cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)［9］和破產(chǎn)風(fēng)險(xiǎn)［10］，而企業(yè)不負(fù)責(zé)任行為將增加非系統(tǒng)風(fēng)險(xiǎn)［4］，較差的社會(huì)責(zé)任業(yè)績(jī)?cè)黾悠髽I(yè)特質(zhì)風(fēng)險(xiǎn)［8］。 第二種結(jié)論是：企業(yè)社會(huì)責(zé)任增加企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)。 Waddock 和Graves 認(rèn)為履行社會(huì)責(zé)任的企業(yè)未來面臨不確定性和法律訴訟風(fēng)險(xiǎn)，增加企業(yè)的經(jīng)營(yíng)風(fēng)險(xiǎn)和運(yùn)營(yíng)成本［11］。Kim 等根據(jù)企業(yè)社會(huì)責(zé)任的自利工具假說認(rèn)為，管理層通過積極承擔(dān)社會(huì)責(zé)任掩蓋自身的不當(dāng)行為，此時(shí)企業(yè)社會(huì)責(zé)任可能會(huì)增加企業(yè)的經(jīng)營(yíng)風(fēng)險(xiǎn)，甚至可能使企業(yè)面臨破產(chǎn)的風(fēng)險(xiǎn)［1］。 第三種結(jié)論是企業(yè)社會(huì)責(zé)任投資并未對(duì)企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)產(chǎn)生顯著影響［12］。 然而，鮮有文獻(xiàn)涉及企業(yè)層面的應(yīng)計(jì)質(zhì)量波動(dòng)性——信息風(fēng)險(xiǎn)。 本文以信息風(fēng)險(xiǎn)為切入點(diǎn)，從利益相關(guān)者的視角研究企業(yè)社會(huì)責(zé)任對(duì)信息風(fēng)險(xiǎn)的影響，為企業(yè)加強(qiáng)信息風(fēng)險(xiǎn)管理，實(shí)現(xiàn)信息質(zhì)量的提升提供重要的理論和實(shí)證依據(jù)。

Francis 等及Kravet 和Shevlin 定義信息風(fēng)險(xiǎn)，是指與投資者定價(jià)決策相關(guān)的企業(yè)特質(zhì)信息質(zhì)量較低及信息披露質(zhì)量較差的可能性，主要表現(xiàn)為信息質(zhì)量的不確定性和波動(dòng)性［13-14］。鮮有文獻(xiàn)運(yùn)用應(yīng)計(jì)質(zhì)量的波動(dòng)性衡量信息風(fēng)險(xiǎn)，包括固有信息風(fēng)險(xiǎn)和可操縱信息風(fēng)險(xiǎn)。 固有信息風(fēng)險(xiǎn)主要來源于企業(yè)固有的商業(yè)模式和經(jīng)營(yíng)環(huán)境，而可操縱信息風(fēng)險(xiǎn)反映固有信息風(fēng)險(xiǎn)之外的信息不確定性與風(fēng)險(xiǎn)。固有信息風(fēng)險(xiǎn)和可操縱信息風(fēng)險(xiǎn)的特征與不可分散的系統(tǒng)風(fēng)險(xiǎn)和可分散的特質(zhì)風(fēng)險(xiǎn)非常相似［15］。 不可分散的信息風(fēng)險(xiǎn)主要源于固有信息風(fēng)險(xiǎn)，而可操縱信息風(fēng)險(xiǎn)類似于企業(yè)特質(zhì)風(fēng)險(xiǎn)，它受到公司治理環(huán)境和外部制度環(huán)境的影響，具有可分散性［13］。 鑒于固有信息風(fēng)險(xiǎn)的不可分散性，本文主要研究企業(yè)社會(huì)責(zé)任承擔(dān)對(duì)可操縱信息風(fēng)險(xiǎn)的影響。 此外，依據(jù)制度理論,企業(yè)行為通常會(huì)受到所處制度環(huán)境的影響，表現(xiàn)為企業(yè)對(duì)制度環(huán)境的適應(yīng)性［16-17］。 因此,研究制度環(huán)境是否影響企業(yè)社會(huì)責(zé)任與信息風(fēng)險(xiǎn)之間的關(guān)系變得尤為重要。 進(jìn)一步，本文對(duì)企業(yè)社會(huì)責(zé)任承擔(dān)影響信息風(fēng)險(xiǎn)的作用路徑進(jìn)行中介效應(yīng)檢驗(yàn)，有助于理解企業(yè)社會(huì)責(zé)任承擔(dān)影響信息風(fēng)險(xiǎn)的深層次原因和路徑。

本文主要貢獻(xiàn)可以歸納為：第一，已有關(guān)于企業(yè)社會(huì)責(zé)任經(jīng)濟(jì)后果研究，主要聚焦于企業(yè)社會(huì)責(zé)任對(duì)盈余管理、財(cái)務(wù)績(jī)效、投資活動(dòng)、籌資活動(dòng)、股價(jià)崩盤風(fēng)險(xiǎn)以及分析師關(guān)注的影響，本文拓展了企業(yè)社會(huì)責(zé)任經(jīng)濟(jì)后果的研究范式體系。 第二，從治理效應(yīng)、信息效應(yīng)和聲譽(yù)效應(yīng)三條可能的傳導(dǎo)路徑闡述企業(yè)社會(huì)責(zé)任影響信息風(fēng)險(xiǎn)的傳導(dǎo)路徑，為深入理解企業(yè)社會(huì)責(zé)任影響信息風(fēng)險(xiǎn)的內(nèi)在機(jī)制提供經(jīng)驗(yàn)證據(jù)。 第三，鑒于我國(guó)地區(qū)市場(chǎng)化進(jìn)程和社會(huì)信任水平發(fā)展不平衡的特殊國(guó)情，引入調(diào)節(jié)變量交互項(xiàng)構(gòu)建拓展模型，考察了制度環(huán)境對(duì)企業(yè)社會(huì)責(zé)任和信息風(fēng)險(xiǎn)關(guān)系的調(diào)節(jié)作用，為合理地評(píng)估企業(yè)社會(huì)責(zé)任所產(chǎn)生的微觀治理效果提供了一個(gè)新的思路。 本研究成果將科學(xué)揭示企業(yè)社會(huì)責(zé)任對(duì)信息風(fēng)險(xiǎn)的影響規(guī)律，為提升信息質(zhì)量及實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展提供重要的理論指導(dǎo)和決策參考。

二、理論分析與研究假設(shè)

（一）企業(yè)社會(huì)責(zé)任與信息風(fēng)險(xiǎn)

依據(jù)利益相關(guān)者理論，企業(yè)管理者為確保組織的生存和發(fā)展，需要平衡股東、員工、客戶和社區(qū)的利益，在滿足股東利益的同時(shí)兼顧其他利益相關(guān)者利益有助于企業(yè)實(shí)現(xiàn)可持續(xù)發(fā)展。 企業(yè)積極承擔(dān)社會(huì)責(zé)任，樹立負(fù)責(zé)任的企業(yè)形象，有助于企業(yè)建立密切的利益相關(guān)者關(guān)系，進(jìn)而獲取智力資本、組織技能、聲譽(yù)等無形資產(chǎn)［18］。 于李勝和王艷艷認(rèn)為信息質(zhì)量是影響利益相關(guān)者決策的重要依據(jù)［19］。因此，企業(yè)真正的社會(huì)責(zé)任是為利益相關(guān)者提供高質(zhì)量的信息。

企業(yè)社會(huì)責(zé)任承擔(dān)可能對(duì)信息風(fēng)險(xiǎn)產(chǎn)生一定的影響。 基于價(jià)值創(chuàng)造假說，企業(yè)承擔(dān)社會(huì)責(zé)任的主要?jiǎng)訖C(jī)在于通過履行社會(huì)責(zé)任實(shí)現(xiàn)股東和利益相關(guān)者利益的聯(lián)合和統(tǒng)一。 在此假說下，企業(yè)傾向于向利益相關(guān)者提供高質(zhì)量的信息，這有助于抑制信息風(fēng)險(xiǎn)。 首先，企業(yè)將履行社會(huì)責(zé)任作為一種道德倫理責(zé)任，在道德準(zhǔn)繩的鞭策下企業(yè)從事符合倫理且對(duì)社會(huì)有益的事情。 負(fù)責(zé)任的企業(yè)通常擁有正直誠(chéng)信的道德倫理觀和較強(qiáng)的社會(huì)責(zé)任價(jià)值觀,管理層遵紀(jì)守法，更愿意遵守信息披露的相關(guān)法律法規(guī)和會(huì)計(jì)準(zhǔn)則的規(guī)定，傾向于為利益相關(guān)者提供高質(zhì)量的信息。 此外，Jones 認(rèn)為以道德倫理方法解決代理問題比使用設(shè)計(jì)的制度機(jī)制更能有效地約束管理層機(jī)會(huì)主義行為［20］。 企業(yè)的負(fù)責(zé)任行為更容易加強(qiáng)企業(yè)與利益相關(guān)者之間的信任與合作，這在一定程度上可以規(guī)避管理層短視行為，緩解第一類代理沖突，通常來說，注重社會(huì)責(zé)任的公司的代理成本較低［16］。 而代理成本越低，意味著管理層和股東的目標(biāo)函數(shù)越趨于一致，管理層進(jìn)行信息操控的可能性也越低［21］。 綜合而言，企業(yè)社會(huì)責(zé)任建設(shè)是一種重要的道德倫理行為，它能夠降低代理成本和信息操縱的可能性。

價(jià)值創(chuàng)造假說認(rèn)為，企業(yè)履行社會(huì)責(zé)任的目的在于保護(hù)和提高企業(yè)聲譽(yù)，企業(yè)履行社會(huì)責(zé)任形成的聲譽(yù)資本和道德資本最終為企業(yè)提供“類似保險(xiǎn)”的作用，降低企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)［22］。 而注重聲譽(yù)的企業(yè)通常會(huì)約束自身的信息操縱行為，注重提高信息質(zhì)量。 綜合而言，價(jià)值創(chuàng)造假說認(rèn)為企業(yè)社會(huì)責(zé)任承擔(dān)代表著利益相關(guān)者利益至上，能夠提高企業(yè)聲譽(yù)和降低企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)。 價(jià)值創(chuàng)造假說認(rèn)為，注重社會(huì)責(zé)任企業(yè)的信息透明度通常較高。 道德型管理者通常將社會(huì)責(zé)任建設(shè)作為提高企業(yè)信息透明度的重要工具［23］。 Cui 等認(rèn)為負(fù)責(zé)任的企業(yè)通常注重優(yōu)化信息環(huán)境，通過信息披露提高信息透明度［2］。 信息透明度的提高降低了企業(yè)和投資者之間的信息不對(duì)稱程度，這有助于抑制信息風(fēng)險(xiǎn)。 基于上述原因，本文提出研究假設(shè)H1：

假設(shè)H1：企業(yè)社會(huì)責(zé)任承擔(dān)越好，相應(yīng)的信息風(fēng)險(xiǎn)就越低。

（二）市場(chǎng)化進(jìn)程、企業(yè)社會(huì)責(zé)任與信息風(fēng)險(xiǎn)

夏立軍和陳信元認(rèn)為企業(yè)行為通常會(huì)受到所處制度環(huán)境的影響，表現(xiàn)為趨利避害的適應(yīng)性［16］。因此，制度環(huán)境是否影響企業(yè)行為是公司治理研究的基礎(chǔ)。 許金花等認(rèn)為，轉(zhuǎn)型經(jīng)濟(jì)國(guó)家制度環(huán)境對(duì)微觀企業(yè)行為的影響更顯著［24］。 中國(guó)作為轉(zhuǎn)型經(jīng)濟(jì)國(guó)家的典型代表，最為顯著特征是不同省份的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平和法治化進(jìn)程存在顯著差異。 處于不同的制度環(huán)境地區(qū)，企業(yè)面臨的法律監(jiān)管強(qiáng)度存在差異，導(dǎo)致企業(yè)所處的信息環(huán)境存在一定的異質(zhì)性［25］。 首先，政府干預(yù)理論認(rèn)為，政府與市場(chǎng)的關(guān)系微妙且具有極端重要性，政府干預(yù)一方面具有“扶持之手”的特征，另一方面又具有“掠奪之手”的印記。 現(xiàn)有文獻(xiàn)表明，市場(chǎng)化進(jìn)程較高的地區(qū)，政府對(duì)經(jīng)濟(jì)的干預(yù)較少。 政府對(duì)經(jīng)濟(jì)的“扶持之手”可以提高資源配置效率［26］。 企業(yè)更傾向于通過正常市場(chǎng)渠道獲取發(fā)展所需要的資源，而無需通過信息操縱等不道德行為獲得政府手中核心關(guān)鍵戰(zhàn)略性資源。 因此，市場(chǎng)化進(jìn)程較高的地區(qū)，管理層進(jìn)行信息操縱的動(dòng)機(jī)與可能性較低。 其次，市場(chǎng)化進(jìn)程較高的地區(qū)通常具有完善的法制環(huán)境。 La Porta 認(rèn)為，完善的法治環(huán)境有助于緩解管理層與股東之間的代理問題，提高公司治理效率，抑制企業(yè)信息操縱行為［27］。 市場(chǎng)化進(jìn)程越低的地區(qū)，政府對(duì)經(jīng)濟(jì)的干預(yù)就越多，管理層進(jìn)行信息操縱的動(dòng)機(jī)和必要性也越強(qiáng)，這無疑增加企業(yè)信息風(fēng)險(xiǎn)，而在市場(chǎng)化程度較高的地區(qū)，通常法制環(huán)境較好，政府干預(yù)程度較低，企業(yè)進(jìn)行信息操縱的可能性也較低［28-29］，因此信息風(fēng)險(xiǎn)較低。 基于上述原因，本文提出研究假設(shè)H2：

假設(shè)H2：企業(yè)社會(huì)責(zé)任對(duì)信息風(fēng)險(xiǎn)的影響在市場(chǎng)化進(jìn)程越高的地區(qū)越顯著。

（三）社會(huì)信任、企業(yè)社會(huì)責(zé)任與信息風(fēng)險(xiǎn)

正式制度為企業(yè)經(jīng)營(yíng)活動(dòng)提供一定秩序，影響范圍較為恒定，而非正式制度作為正式制度的重要補(bǔ)充對(duì)公司治理產(chǎn)生重要的影響。 針對(duì)經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型發(fā)展國(guó)家，正式制度還存在很多不完善之處，以社會(huì)信任為代表的非正式制度在一定的程度上可以彌補(bǔ)體制漏洞［30］。 社會(huì)信任體現(xiàn)了社會(huì)成員彼此信任的總體水平，社會(huì)信任較高的地區(qū)通常具有一系列可以規(guī)范生產(chǎn)和企業(yè)行為的價(jià)值觀和準(zhǔn)則，這些價(jià)值觀和準(zhǔn)則對(duì)個(gè)人或組織的行為可以產(chǎn)生潛移默化的影響，強(qiáng)化個(gè)人或組織的社會(huì)責(zé)任感［31］。唐亮等研究發(fā)現(xiàn)社會(huì)信任可以有效促進(jìn)企業(yè)承擔(dān)社會(huì)責(zé)任, 崇尚誠(chéng)信的企業(yè)文化會(huì)潛移默化地影響高管的行為，高管更愿意接受維護(hù)公眾利益的價(jià)值觀念，這種道德訴求有助于企業(yè)承擔(dān)社會(huì)責(zé)任［32］。

此外，社會(huì)信任作為一種重要的非正式制度通過其威懾作用影響信息質(zhì)量。 曹春方等認(rèn)為，社會(huì)信任水平較高的地區(qū)，投資者對(duì)高質(zhì)量信息的需求較為迫切，社會(huì)信任的威懾懲罰機(jī)制迫使管理層采取相對(duì)理性的策略，對(duì)管理層信息操縱和信息管理行為形成強(qiáng)大威懾力［33］。 Garret 等認(rèn)為，高社會(huì)信任水平地區(qū)具有公正的程序規(guī)則和行政規(guī)則，這對(duì)管理層的信息操縱行為起到一定的約束和監(jiān)督作用，通常來說，社會(huì)信任水平和信息質(zhì)量正相關(guān)［34］。 綜上所述，社會(huì)信任對(duì)企業(yè)社會(huì)責(zé)任和信息風(fēng)險(xiǎn)之間的關(guān)系發(fā)揮外部邊界調(diào)節(jié)效應(yīng)。 基于上述原因，本文提出假設(shè)H3：

假設(shè)H3：企業(yè)社會(huì)責(zé)任對(duì)信息風(fēng)險(xiǎn)的影響在社會(huì)信任水平越高的地區(qū)越顯著。

三、研究設(shè)計(jì)

（一）數(shù)據(jù)來源與樣本選擇

鑒于和訊網(wǎng)社會(huì)責(zé)任評(píng)級(jí)機(jī)構(gòu)于2010年開始對(duì)上市公司社會(huì)責(zé)任報(bào)告進(jìn)行專業(yè)評(píng)級(jí)，計(jì)算信息風(fēng)險(xiǎn)時(shí)需要運(yùn)用超前一期的數(shù)據(jù)，考慮數(shù)據(jù)的可得性，本文選取2010—2019年中國(guó)滬深A(yù) 股上市公司為樣本。 在此基礎(chǔ)上，剔除金融類、ST 或*ST 類、數(shù)據(jù)缺失類、資不抵債類公司；為排除離群值的影響，對(duì)連續(xù)變量進(jìn)行上下1%Winsorize 處理,最終得到11321 個(gè)觀察值。 財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)來自國(guó)泰安CSMAR數(shù)據(jù)庫(kù)，部分?jǐn)?shù)據(jù)通過手工搜集得到,數(shù)據(jù)處理及實(shí)證檢驗(yàn)使用了Excel 2010 和Stata 15 軟件。

（二）模型設(shè)計(jì)與變量說明

為檢驗(yàn)本文研究假設(shè)，在借鑒現(xiàn)有文獻(xiàn)的基礎(chǔ)上，本文構(gòu)建如下模型：

被解釋變量信息風(fēng)險(xiǎn)（IR）。 現(xiàn)有文獻(xiàn)將信息風(fēng)險(xiǎn)分解為固有部分和可操縱部分，固有信息風(fēng)險(xiǎn)具有不可分散性，可操縱信息風(fēng)險(xiǎn)反映了可操縱信息空間和信息操縱的任意性，具有可分散性。 因此，本文僅研究可操縱信息風(fēng)險(xiǎn)，借鑒張文珂等［15］做法，運(yùn)用如下模型度量信息風(fēng)險(xiǎn)①。

模型（4）殘差標(biāo)準(zhǔn)差代表信息風(fēng)險(xiǎn)，在此基礎(chǔ)上運(yùn)用模型（5）和（6）將分解為固有信息風(fēng)險(xiǎn)和可操縱信息風(fēng)險(xiǎn)，具體分別方法如下：

利用模型（5）估計(jì)出參數(shù)β0、β1、β2、β3、β4和β5后，代入模型（6）得到固有信息風(fēng)險(xiǎn)（INIR），可操縱信息風(fēng)險(xiǎn)（IR）用模型（5）殘差來表示。

解釋變量企業(yè)社會(huì)責(zé)任（CSR）。 借鑒現(xiàn)有文獻(xiàn)的做法，本文采用和訊網(wǎng)發(fā)布的上市公司社會(huì)責(zé)任評(píng)級(jí)分?jǐn)?shù)衡量企業(yè)社會(huì)責(zé)任。控制變量的選取參照Kravet 和Shevlin［14］做法。具體變量定義見表1。

表1 主要變量定義表

四、實(shí)證結(jié)果與分析

（一）變量描述性統(tǒng)計(jì)

從表2 變量描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果可知，信息風(fēng)險(xiǎn)（IR）均值和標(biāo)準(zhǔn)差分別為0.001 和0.053，說明信息風(fēng)險(xiǎn)的普遍存在性，企業(yè)之間并不存在顯著差異。 企業(yè)社會(huì)責(zé)任（CSR）均值和標(biāo)準(zhǔn)差分別為28.410 和19.770，說明不同企業(yè)社會(huì)責(zé)任承擔(dān)情況存在顯著差異，企業(yè)社會(huì)責(zé)任的平均分僅為28.410，遠(yuǎn)遠(yuǎn)低于及格線。 因此，提高企業(yè)履行社會(huì)責(zé)任的積極性仍然任重道遠(yuǎn)。 社會(huì)信任水平（Trust）均值、標(biāo)準(zhǔn)差和中位數(shù)分別為3.421、0.171 和3.431。 其他控制變量：企業(yè)規(guī)模（Size）均值和標(biāo)準(zhǔn)差分別為22.390 和1.312，說明樣本公司的企業(yè)規(guī)模差異性不大。 公司成長(zhǎng)性（BM）均值和標(biāo)準(zhǔn)差分別為1.076 和1.017，均值和標(biāo)準(zhǔn)差較為接近，說明數(shù)據(jù)平穩(wěn)性尚好。 資產(chǎn)負(fù)債率（Lev）均值、標(biāo)準(zhǔn)差和中位數(shù)分別為0.500、0.202 和0.507，說明半數(shù)公司的資產(chǎn)負(fù)債率超過0.5。 董事長(zhǎng)和總經(jīng)理兩職合一（DUAL）的均值和標(biāo)準(zhǔn)差為0.190 和0.392，說明兩職合一的公司占樣本公司的19.0%。 獨(dú)立董事比例（OUTD）平均值為0.371，符合我國(guó)目前公司法對(duì)獨(dú)立董事的要求。

表2 變量描述性統(tǒng)計(jì)表

（二）多元回歸結(jié)果分析

1.基準(zhǔn)模型檢驗(yàn)：企業(yè)社會(huì)責(zé)任與信息風(fēng)險(xiǎn)的關(guān)系

表3 報(bào)告了模型（1）的回歸結(jié)果,第（1）～（3）列分別表示未加入控制變量的當(dāng)期數(shù)據(jù)、滯后一期的數(shù)據(jù)以及當(dāng)期數(shù)據(jù)等3 類數(shù)據(jù)與信息風(fēng)險(xiǎn)進(jìn)行回歸的結(jié)果，第（4）列表示年度行業(yè)均值與信息風(fēng)險(xiǎn)進(jìn)行回歸的結(jié)果。 表3 的回歸結(jié)果顯示企業(yè)社會(huì)責(zé)任與信息風(fēng)險(xiǎn)存在顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系，說明社會(huì)責(zé)任承擔(dān)情況越好，企業(yè)信息風(fēng)險(xiǎn)就越低，驗(yàn)證了本文研究假設(shè)H1。 此外，控制變量公司規(guī)模（Size）、賬面市值比（BM）、經(jīng)營(yíng)現(xiàn)金流比率（OCFR）、董事會(huì)規(guī)模（BNUM）、四大審計(jì)（Big4）與信息風(fēng)險(xiǎn)（IR）負(fù)相關(guān)，與模型的預(yù)期相一致。

表3 企業(yè)社會(huì)責(zé)任與信息風(fēng)險(xiǎn)回歸結(jié)果

（續(xù)表3）

2.制度環(huán)境、企業(yè)社會(huì)責(zé)任與信息風(fēng)險(xiǎn)

現(xiàn)有文獻(xiàn)主要運(yùn)用王小魯?shù)仁袌?chǎng)化指數(shù)作為正式制度環(huán)境的代理變量，指數(shù)值越大代表市場(chǎng)化進(jìn)程越高，地區(qū)制度環(huán)境越好［35］。 國(guó)外學(xué)者主要運(yùn)用World Values Surveys （WVS）系統(tǒng)獲取國(guó)家、地區(qū)社會(huì)信任水平數(shù)據(jù)。本文運(yùn)用中國(guó)綜合社會(huì)調(diào)查數(shù)據(jù)（CGSS）對(duì)社會(huì)信任水平進(jìn)行衡量，CGSS 是中國(guó)第一個(gè)大型社會(huì)調(diào)查項(xiàng)目，涵蓋中國(guó)社會(huì)發(fā)展過程中不同的問題。 針對(duì)社會(huì)信任水平，相關(guān)問題是“總的來說，您是否同意在這個(gè)社會(huì)上，絕大多數(shù)人都是值得信任的？ ”，這一問題的回答可以代表地區(qū)社會(huì)信任水平［36］。 目前CGSS 已經(jīng)公開的調(diào)查數(shù)據(jù)涵蓋2010—2013年、2015年和2017年，較為連續(xù)，被多個(gè)學(xué)科學(xué)者廣泛應(yīng)用。 考慮到社會(huì)信任水平在很長(zhǎng)一段時(shí)間內(nèi)具有穩(wěn)定性［37-38］，借鑒劉笑霞和李明輝的做法，對(duì)于缺乏調(diào)查數(shù)據(jù)的2014年、2016年、2018年和2019年，分別運(yùn)用2013年、2015年、2017年和2017年數(shù)據(jù)代替［36］。 運(yùn)用模型（2）和（3）驗(yàn)證本文研究假設(shè)H2 和H3。 如果交乘項(xiàng)CSR×Market 和CSR×Trust 的系數(shù)顯著為負(fù)，說明企業(yè)社會(huì)責(zé)任對(duì)信息風(fēng)險(xiǎn)的影響在制度環(huán)境越好的地區(qū)越顯著。

回歸結(jié)果如表4 所示，企業(yè)社會(huì)責(zé)任與市場(chǎng)化進(jìn)程交乘項(xiàng)（CSR×Market）在1%的水平顯著為負(fù)。研究結(jié)果表明，市場(chǎng)化進(jìn)程較高的地區(qū)，管理層進(jìn)行信息操縱的動(dòng)機(jī)與可能性較低，市場(chǎng)化進(jìn)程擴(kuò)大了企業(yè)社會(huì)責(zé)任對(duì)信息風(fēng)險(xiǎn)的影響。 企業(yè)社會(huì)責(zé)任與社會(huì)信任水平的交乘項(xiàng)（CSR×Trust）在1%的水平顯著為負(fù)，說明社會(huì)信任對(duì)管理層信息操縱和信息管理行為形成強(qiáng)大的威懾力，社會(huì)信任擴(kuò)大了企業(yè)社會(huì)責(zé)任對(duì)信息風(fēng)險(xiǎn)的影響。

表4 市場(chǎng)化進(jìn)程和社會(huì)信任水平對(duì)企業(yè)社會(huì)責(zé)任與信息風(fēng)險(xiǎn)關(guān)系的調(diào)節(jié)效應(yīng)

（續(xù)表4）

五、穩(wěn)健性檢驗(yàn)

（一）內(nèi)生性檢驗(yàn)

本研究采用控制年份和行業(yè)的固定效應(yīng)，在一定程度上消除了遺漏變量所引起的內(nèi)生性問題。考慮到企業(yè)社會(huì)責(zé)任和信息風(fēng)險(xiǎn)可能存在反向因果關(guān)系，因此需要進(jìn)行內(nèi)生性檢驗(yàn)。 本文采用工具變量法進(jìn)行回歸。 借鑒現(xiàn)有文獻(xiàn)的做法，選取同一地級(jí)市的社會(huì)責(zé)任行業(yè)均值（CSR_location）和滯后兩期的社會(huì)責(zé)任（L2CSR）作為工具變量，并運(yùn)用兩階段最小二乘法（2SLS）進(jìn)行內(nèi)生性檢驗(yàn)。 同時(shí)，考慮到在滿足球型擾動(dòng)項(xiàng)，兩階段最小二乘法是最有效率的，但如果擾動(dòng)項(xiàng)存在自相關(guān)或者異方差，兩階段最小二乘法估計(jì)可能存在偏誤，此時(shí)廣義矩估計(jì)（GMM）最有效率。因此，本文還報(bào)告了廣義矩估計(jì)回歸結(jié)果②。

表5 第（1）列是兩階段最小二乘法第一階段的回歸結(jié)果，工具變量CSR_location 和L2CSR 與自變量CSR 均在1%水平上顯著正相關(guān)，Shea's Partial R2為0.316，F(xiàn) 值為669.358，超過經(jīng)驗(yàn)值10，P 值接近于0，拒絕了第一階段弱工具變量的原假設(shè)。第（2）列企業(yè)社會(huì)責(zé)任與信息風(fēng)險(xiǎn)在1%水平上顯著負(fù)相關(guān)，Hasen J 值為0.089，P 值為0.769，說明工具變量滿足外生性要求，結(jié)合第一階段的弱工具變量檢驗(yàn)結(jié)果，說明工具變量是有效的。 兩階段最小二乘法回歸結(jié)果依然支持本文假設(shè)。 第（3）列代表廣義矩估計(jì)回歸結(jié)果，企業(yè)社會(huì)責(zé)任與信息風(fēng)險(xiǎn)在1%水平上顯著負(fù)相關(guān)，Hasen J 值為0.089，P 值為0.769，說明工具變量滿足外生性條件，結(jié)合第一階段的弱工具變量檢驗(yàn)結(jié)果，說明工具變量是有效的。 廣義矩估計(jì)回歸結(jié)果依然支持本文研究假設(shè)。

表5 兩階段最小二乘法和廣義矩估計(jì)

（二）變量替換法

1.替換企業(yè)社會(huì)責(zé)任的度量方法

考慮到變量度量誤差引起的結(jié)論不穩(wěn)健，本文運(yùn)用潤(rùn)靈環(huán)球企業(yè)社會(huì)責(zé)任（CSR）評(píng)級(jí)分?jǐn)?shù)替換和訊網(wǎng)社會(huì)責(zé)任（CSR）評(píng)級(jí)分?jǐn)?shù)進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。借鑒王沖和謝雅璐做法，運(yùn)用修正Jones 模型計(jì)算的殘差絕對(duì)值衡量信息風(fēng)險(xiǎn)（IR）［39］。 借鑒向銳和章成蓉運(yùn)用DD 模型殘差的絕對(duì)值衡量信息風(fēng)險(xiǎn)（IR）［40］。

表6 為穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果，第（1）列解釋變量為潤(rùn)靈環(huán)球企業(yè)社會(huì)責(zé)任（CSR）評(píng)級(jí)分?jǐn)?shù)；第（2）列被解釋變量為修正Jones 模型殘差絕對(duì)值，第（3）列被解釋變量為DD 模型殘差絕對(duì)值。 由第（1）列回歸結(jié)果可知，變換解釋變量企業(yè)社會(huì)責(zé)任（CSR）度量方法，企業(yè)社會(huì)責(zé)任（CSR）與信息風(fēng)險(xiǎn)（IR）負(fù)相關(guān)關(guān)系仍然成立。 由第（2）和第（3）列回歸結(jié)果可知，企業(yè)社會(huì)責(zé)任（CSR）與信息風(fēng)險(xiǎn)（IR）均在1%水平上負(fù)相關(guān)，替換被解釋變量之后本文研究結(jié)論仍然成立。

表6 企業(yè)社會(huì)責(zé)任與信息風(fēng)險(xiǎn)：使用其他社會(huì)責(zé)任和信息風(fēng)險(xiǎn)指標(biāo)

六、進(jìn)一步分析

（一）企業(yè)社會(huì)責(zé)任影響信息風(fēng)險(xiǎn)的路徑一：信息透明度

從信息理論來看，價(jià)值驅(qū)動(dòng)下的企業(yè)社會(huì)責(zé)任確實(shí)是為了企業(yè)長(zhǎng)遠(yuǎn)發(fā)展，管理層注重維護(hù)與投資者、消費(fèi)者、供應(yīng)商以及社區(qū)的紐帶關(guān)系，并通過提供可靠和透明財(cái)務(wù)報(bào)告迎合利益相關(guān)者。 已有研究表明，道德型管理者將社會(huì)責(zé)任作為提高企業(yè)信息透明度的重要工具，積極承擔(dān)社會(huì)責(zé)任的企業(yè)通常具有較高的倫理道德，信息透明度通常較高［23］。 Gelb 和Strawser 發(fā)現(xiàn)社會(huì)責(zé)任表現(xiàn)越好的企業(yè)，越傾向于為利益相關(guān)者提供高質(zhì)量的會(huì)計(jì)信息［41］。 Kim 等發(fā)現(xiàn)社會(huì)責(zé)任表現(xiàn)好的企業(yè)較少進(jìn)行盈余管理，注重提高信息披露的質(zhì)量［21］。Shafer 發(fā)現(xiàn)企業(yè)正直誠(chéng)信的倫理氛圍和社會(huì)責(zé)任價(jià)值觀可以增強(qiáng)管理層和員工的道德意識(shí)和社會(huì)責(zé)任感，影響其在信息披露決策中的價(jià)值判斷，減少信息操縱等不道德行為，披露高質(zhì)量信息的可能性較高，相應(yīng)的信息風(fēng)險(xiǎn)較低［42］。Easley 和O’ Hara 認(rèn)為，信息風(fēng)險(xiǎn)與信息披露的數(shù)量和質(zhì)量有關(guān)，提高信息披露的數(shù)量與質(zhì)量有助于投資者對(duì)企業(yè)進(jìn)行科學(xué)合理的評(píng)估，減少投資者估計(jì)偏誤，降低影響投資者決策的信息風(fēng)險(xiǎn)［43］。 因此，信息透明度越高的企業(yè)信息風(fēng)險(xiǎn)越低。

借鑒周曉蘇和吳錫皓做法，采用盈余激進(jìn)度和盈余平滑度十分位排序后的加權(quán)平均數(shù)作為信息透明度的代理變量［44］③。 同時(shí)，借鑒溫忠麟和葉寶娟中介效應(yīng)檢驗(yàn)方法，通過三步法建立三個(gè)模型進(jìn)行中介效應(yīng)檢驗(yàn)［45］。 第一步如模型（1）所示，第二步如模型（7）所示，第三步如模型（8）所示。

其中mv 代表中介變量信息透明度（Tran）。 由表7 第（2）列可知，企業(yè)承擔(dān)社會(huì)責(zé)任增加了信息透明度，第（3）列表示企業(yè)社會(huì)責(zé)任和信息透明度共同作用于信息風(fēng)險(xiǎn)，信息透明度越高的企業(yè)，相應(yīng)的信息風(fēng)險(xiǎn)越低，Sobel 檢驗(yàn)在1%的水平上顯著，說明信息透明度在企業(yè)社會(huì)責(zé)任與信息風(fēng)險(xiǎn)之間發(fā)揮部分中介效應(yīng)。

表7 企業(yè)社會(huì)責(zé)任、信息透明度與信息風(fēng)險(xiǎn)

（續(xù)表7）

（二）企業(yè)社會(huì)責(zé)任影響信息風(fēng)險(xiǎn)的路徑二：代理成本

從代理理論來看，價(jià)值驅(qū)動(dòng)下的企業(yè)社會(huì)責(zé)任注重企業(yè)長(zhǎng)遠(yuǎn)發(fā)展，通常企業(yè)社會(huì)責(zé)任表現(xiàn)越好，其管理層的道德標(biāo)準(zhǔn)就越高，使用道德倫理方法解決代理問題比使用設(shè)計(jì)的制度機(jī)制更能有效地約束管理層機(jī)會(huì)主義行為［20］。 此外，現(xiàn)代契約理論認(rèn)為，企業(yè)是一系列利益相關(guān)者契約關(guān)系的集合體，企業(yè)是利益相關(guān)者實(shí)現(xiàn)多元價(jià)值追求的平臺(tái)。 在價(jià)值創(chuàng)造的過程中，社會(huì)責(zé)任發(fā)揮著越來越重要的作用，企業(yè)通過承擔(dān)社會(huì)責(zé)任增加了與利益相關(guān)者之間的信任與合作。 利益相關(guān)者的監(jiān)督作用有助于規(guī)避管理層短視行為，降低管理層與利益相關(guān)者之間的代理成本［23］。 代理成本是影響信息質(zhì)量的重要因素，通常來說，代理成本越低，管理層就越盡職勤勉，越傾向于披露高質(zhì)量的信息［21］。

借鑒羅進(jìn)輝方法，運(yùn)用經(jīng)營(yíng)費(fèi)用率衡量代理成本，該指標(biāo)反映了管理層由于過度在職消費(fèi)所造成的浪費(fèi)，可以用于評(píng)價(jià)管理層所花費(fèi)的超過預(yù)算的消費(fèi)及其他代理成本，經(jīng)營(yíng)費(fèi)用率越高，股東與管理層之間的代理問題就越嚴(yán)重［46］。 表8 第（1）列企業(yè)社會(huì)責(zé)任與信息風(fēng)險(xiǎn)在1%水平上顯著負(fù)相關(guān)，第（2）列企業(yè)社會(huì)責(zé)任（CSR）與代理成本（AC）關(guān)系不顯著。 第（3）列表示企業(yè)社會(huì)責(zé)任和代理成本共同作用于信息風(fēng)險(xiǎn)的回歸結(jié)果。根據(jù)溫忠麟和葉寶娟中介效應(yīng)檢驗(yàn)方法，如果第（1）列CSR 系數(shù)和第（2）列CSR 系數(shù)有一個(gè)不顯著就需要進(jìn)行Sobel 檢驗(yàn)，表8 Sobel 檢驗(yàn)結(jié)果在10%的水平上顯著，說明代理成本在企業(yè)社會(huì)責(zé)任與信息風(fēng)險(xiǎn)之間發(fā)揮部分中介效應(yīng)。

表8 企業(yè)社會(huì)責(zé)任、代理成本與信息風(fēng)險(xiǎn)

（續(xù)表8）

（三）企業(yè)社會(huì)責(zé)任影響信息風(fēng)險(xiǎn)的路徑三：企業(yè)聲譽(yù)

社會(huì)責(zé)任本質(zhì)上被理解為維護(hù)關(guān)系基礎(chǔ)的無形資產(chǎn)，企業(yè)通過承擔(dān)社會(huì)責(zé)任建立密切的利益相關(guān)者關(guān)系［18］，從而提高企業(yè)聲譽(yù)資本和財(cái)務(wù)業(yè)績(jī)［47］。國(guó)內(nèi)學(xué)者也得到了與上述一致的結(jié)論。田虹和姜雨峰發(fā)現(xiàn)企業(yè)社會(huì)責(zé)任和環(huán)境責(zé)任對(duì)企業(yè)聲譽(yù)具有正向的推動(dòng)作用［48］。 齊麗云等認(rèn)為滿足利益相關(guān)者訴求的社會(huì)責(zé)任能夠增加企業(yè)聲譽(yù)［49］。 而企業(yè)聲譽(yù)的有效契約理論認(rèn)為，企業(yè)各契約方存在嚴(yán)重的信息不對(duì)稱，契約方主要借助企業(yè)提供的信息數(shù)量和質(zhì)量作出相關(guān)決策，但由于信息的復(fù)雜性和專業(yè)性，契約方識(shí)別高質(zhì)量的信息變得尤為困難［50］。 企業(yè)聲譽(yù)作為契約方對(duì)企業(yè)過去行為的綜合評(píng)判，為契約方判斷信息質(zhì)量提供了顯示機(jī)制和甄別機(jī)制，契約方借助企業(yè)聲譽(yù)較為準(zhǔn)確地識(shí)別企業(yè)信息質(zhì)量的高低［51］。 此外，企業(yè)聲譽(yù)具有排他性和難以模仿性，是企業(yè)日積月累和花費(fèi)大量的成本形成的，企業(yè)為避免聲譽(yù)資本的貶值和流失，傾向于主動(dòng)披露高質(zhì)量的信息維護(hù)聲譽(yù)資本。 企業(yè)聲譽(yù)實(shí)質(zhì)是高質(zhì)量信息的一種擔(dān)保機(jī)制，出于對(duì)企業(yè)聲譽(yù)的追求，企業(yè)傾向于降低信息操縱行為，提高信息披露質(zhì)量［52］，這有助于降低信息風(fēng)險(xiǎn)。

借鑒宋獻(xiàn)中等的方法，手工搜集和整理了《財(cái)富》中文版2010年以來“最受贊賞的中國(guó)公司”排行榜數(shù)據(jù)，如果企業(yè)入選“最受贊賞的中國(guó)公司”排行榜，則企業(yè)聲譽(yù)（REPU）賦值為1，否則為0。表9第（1）列企業(yè)社會(huì)責(zé)任在1%水平上顯著降低信息風(fēng)險(xiǎn)。 第（2）列企業(yè)社會(huì)責(zé)任在5%水平上顯著提高企業(yè)聲譽(yù)。 第（3）列企業(yè)社會(huì)責(zé)任和企業(yè)聲譽(yù)共同作用于信息風(fēng)險(xiǎn)，此時(shí)企業(yè)聲譽(yù)與信息風(fēng)險(xiǎn)的關(guān)系不顯著。 為驗(yàn)證企業(yè)聲譽(yù)的中介傳導(dǎo)路徑，本文進(jìn)行Sobel 檢驗(yàn)，由表9 可知，Sobel 檢驗(yàn)的結(jié)果不顯著，企業(yè)聲譽(yù)在社會(huì)責(zé)任與信息風(fēng)險(xiǎn)的關(guān)系中未發(fā)揮中介效應(yīng)。

表9 企業(yè)社會(huì)責(zé)任、企業(yè)聲譽(yù)與信息風(fēng)險(xiǎn)

七、研究結(jié)論與啟示

本文選取2010—2019年中國(guó)滬深兩市A 股上市公司為樣本，研究了企業(yè)社會(huì)責(zé)任承擔(dān)對(duì)信息風(fēng)險(xiǎn)的影響。本文主要結(jié)論歸納為：（1）社會(huì)責(zé)任承擔(dān)越好的企業(yè)，其信息風(fēng)險(xiǎn)就越低。運(yùn)用兩階段最小二乘法和廣義矩估計(jì)解決可能存在的內(nèi)生性問題，并用解釋變量和被解釋變量的替換進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)，本文研究結(jié)論依然成立。 （2）制度環(huán)境擴(kuò)大了企業(yè)社會(huì)責(zé)任對(duì)信息風(fēng)險(xiǎn)的抑制作用，具體來說，市場(chǎng)化進(jìn)程和社會(huì)信任水平越高的地區(qū)，企業(yè)社會(huì)責(zé)任對(duì)信息風(fēng)險(xiǎn)的抑制作用就越顯著。 （3）通過構(gòu)建中介效應(yīng)模型進(jìn)行路徑機(jī)理分析，企業(yè)社會(huì)責(zé)任主要通過信息透明度和代理成本抑制信息風(fēng)險(xiǎn)，而企業(yè)聲譽(yù)并未在兩者之間發(fā)揮中介傳導(dǎo)作用。

本文結(jié)論啟示如下：（1）從實(shí)踐上來說，本文研究結(jié)論為相關(guān)政策建議的提出提供了一定的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)。 研究結(jié)論表明監(jiān)管部門出臺(tái)的一系列與企業(yè)社會(huì)責(zé)任有關(guān)的政策具有積極的經(jīng)濟(jì)影響，企業(yè)貫徹相關(guān)政策并積極承擔(dān)社會(huì)責(zé)任，可為利益相關(guān)者提供高質(zhì)量的信息。 （2）從制度層面來說，本文研究結(jié)論為制度環(huán)境對(duì)微觀企業(yè)行為的影響提供了一定的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)。 鑒于制度環(huán)境的重要性，政府要切實(shí)繼續(xù)優(yōu)化制度環(huán)境，從制度層面為企業(yè)的高質(zhì)量發(fā)展保駕護(hù)航。 （3）機(jī)制檢驗(yàn)表明，企業(yè)承擔(dān)社會(huì)責(zé)任確實(shí)能夠提高企業(yè)聲譽(yù)，而聲譽(yù)并未在企業(yè)社會(huì)責(zé)任和信息風(fēng)險(xiǎn)之間發(fā)揮中介效應(yīng)。 因此，從社會(huì)層面來說，利益相關(guān)者尤其是投資者和分析師應(yīng)將企業(yè)聲譽(yù)納入投資決策范圍之內(nèi)，形成全社會(huì)注重聲譽(yù)的氛圍和風(fēng)氣，從而發(fā)揮聲譽(yù)對(duì)企業(yè)行為的引導(dǎo)作用。

注釋：

①TCAi,t=企業(yè)當(dāng)期總應(yīng)計(jì)=（ΔCAi,t-ΔCLi,t-ΔCashi,t+ΔSTDEBTi,t），ΔCAi,t表示公司i 第t年流動(dòng)資產(chǎn)變化額，ΔCLi,t表示公司i 第t年流動(dòng)負(fù)債變化額，ΔCashi,t表示公司i 第t年現(xiàn)金變化額，ΔSTDEBTi,t表示公司i 第t年流動(dòng)負(fù)債的變化值中包含債務(wù)的變化值，CFO 表示企業(yè)經(jīng)營(yíng)活動(dòng)現(xiàn)金流，Asseti,t表示公司i 第t年末總資產(chǎn)，σ(CFO)代表經(jīng)營(yíng)活動(dòng)現(xiàn)金流的標(biāo)準(zhǔn)差，σ(Sales)代表主營(yíng)業(yè)務(wù)收入標(biāo)準(zhǔn)差，OperCycle 代表營(yíng)運(yùn)周期的自然對(duì)數(shù)，NegEarn 代表營(yíng)業(yè)利潤(rùn)為負(fù)的概率。

②在球型擾動(dòng)項(xiàng)的假定下，2SLS 是最有效率的，如果擾動(dòng)項(xiàng)存在異方差或自相關(guān)，則廣義矩估計(jì)有效率，因此，本文同時(shí)使用兩階段最小二乘法和廣義矩估計(jì)解決內(nèi)生性問題。

③盈余激進(jìn)度EAit=ACCit/Assetit-1, 盈余平滑度ESit=SD （CFOit-3/Assetit-4,CFOit-2/Assetit-3,CFOit-1/Assetit-2,CFOit/Assetit-1）/SD（NIit-3/Assetit-4, NIit-2/Assetit-3, NIit-1/Assetit-2, NIit/Assetit-1）,考慮到EA 和ES 越大，信息透明度越低，本文對(duì)EA 和ES進(jìn)行十分位排序進(jìn)行趨同化處理：EA 和ES 越大，排序越小。 Tranit=［Deciles（EAit）+ Deciles（EAit）］/2