企業(yè)社會責任與資本結構動態(tài)調整

馮麗艷，朱雨潔，呂海文，肖 翔

（1.蘇州科技大學商學院，江蘇 蘇州 215009；2.北京交通大學經濟管理學院，北京 100091）

一、引言

根據Fischer（1989）［1］的資本結構動態(tài)權衡理論，企業(yè)的資本結構雖然處于變動中，但是會存在一個目標水平。當資本結構與目標水平存在差距時，若將其調整至目標水平帶來的收益大于調整成本，則企業(yè)就有動機調整資本結構使之趨向目標水平，且調整收益與調整成本的權衡決定了調整的速度。在現實經濟活動中，企業(yè)資本結構調整會受到哪些具體因素的影響得到了學者們的廣泛關注。研究發(fā)現，不僅經濟環(huán)境狀況（Gan 等，2021）［2］、經濟政策不確定性（Li 和Qiu，2021；Schwarz and Dalmácio，2021；王朝陽等，2018）［3-5］、產業(yè)政策（韓金紅和潘瑩，2021；吳非等，2020）［6-7］、融資融券制度（黃俊威和龔光明，2019）［8］、資本市場開放（程利敏等，2019）［9］等宏觀因素會影響企業(yè)資本結構調整，企業(yè)微觀因素如產品市場競爭（黃繼承和姜付秀，2015）［10］、經理薪酬激勵（黃繼承等，2016）［11］、高管團隊內部治理（張博等，2021）［12］、銀行關聯（張勝等，2017）［13］、管理者調整能力（陳志紅和李宏偉，2019）［14］等也會影響企業(yè)資本結構調整的水平和速度?，F有研究發(fā)現，融資成本是企業(yè)調整成本的主要構成之一，企業(yè)的融資約束越小面臨的交易成本越低，即企業(yè)承擔的調整成本越低。當其資本結構偏離目標水平時就會加速調整。

近年來，隨著社會進步和經濟制度的完善，企業(yè)需要承擔社會責任，已經從一個頗具爭議的話題逐漸成為政府、社會公眾以及企業(yè)的共識。當前，根據深交所、上交所發(fā)布的針對企業(yè)社會責任指引的政府文件，我國進入了企業(yè)社會責任強制及自愿披露階段。Goss和Roberts（2011）［15］研究發(fā)現，企業(yè)積極履行社會責任可以塑造優(yōu)質企業(yè)形象，構建良好的利益相關者關系，從而有效緩解外部融資約束。根據資源依賴理論和利益相關者理論，銀行、投資者等利益相關者更愿意將手中的金融資源提供給積極履行社會責任的企業(yè)，企業(yè)面臨的融資約束問題能夠因此得以緩解（冉戎等，2016）［16］。具體表現為：一方面，銀行提供更多利率較低的債務融資，降低企業(yè)債務融資成本；另一方面，投資者的投資意愿增強，降低了企業(yè)權益融資成本。企業(yè)的融資約束越小，面臨的交易成本越低，即企業(yè)承擔的調整成本較低，因而更有利于資本結構動態(tài)調整。

此外，企業(yè)承擔社會責任后積極披露相關信息的行為能夠增強企業(yè)信息透明度，降低信息不對稱程度，從而改善企業(yè)信息環(huán)境。而信息透明度也是影響企業(yè)資本結構調整的一項主要成本（林慧婷等，2016）［17］。由此可見，企業(yè)對社會責任承擔情況的披露能夠提高企業(yè)信息透明度，從而降低資本結構調整成本，進而有利于企業(yè)資本結構調整。因此，企業(yè)積極承擔社會責任并披露相關信息能夠進一步促進其資本結構動態(tài)調整。

現有關于社會責任經濟后果的研究主要關注社會責任對靜態(tài)資本結構的影響，較少關注企業(yè)社會責任對資本結構動態(tài)調整的影響。此外，已有關于資本結構動態(tài)調整影響因素的文獻主要關注宏觀經濟因素和微觀企業(yè)治理結構及財務行為因素，對企業(yè)履行社會責任是否會影響其資本結構調整缺乏現實證據。因此，本文嘗試從動態(tài)視角研究社會責任履行對企業(yè)資本結構調整的影響，并在此基礎上進一步探討企業(yè)社會責任對資本結構動態(tài)調整的影響路徑，以期豐富企業(yè)履行社會責任的經濟后果及資本結構動態(tài)調整影響因素的相關研究。

本文主要研究貢獻如下：①豐富了企業(yè)積極履行社會責任的經濟后果研究。已有文獻關于企業(yè)社會責任的價值創(chuàng)造效應并未有定論，本文從這一角度出發(fā)，同時將企業(yè)社會責任的兩個影響機制納入分析框架，豐富了企業(yè)社會責任經濟后果的研究視角；②提供了研究企業(yè)資本結構動態(tài)調整影響因素的新視角。現有關于資本結構動態(tài)調整影響因素的研究大多是基于企業(yè)特征、內部治理或宏觀環(huán)境等單一視角，而本文從企業(yè)社會責任這一非財務視角出發(fā)，揭示了企業(yè)承擔社會責任對其資本結構調整的積極促進作用。

二、理論分析與假設提出

根據資本結構動態(tài)權衡理論，調整成本是影響企業(yè)資本結構動態(tài)調整的主要原因之一，由于企業(yè)進行融資活動時存在交易成本，其在判斷是否進行資本結構調整時會權衡調整成本與調整收益，當收益大于成本時，企業(yè)才會傾向于選擇調整資本結構。而融資成本是企業(yè)調整成本的主要構成之一，企業(yè)面臨的融資約束水平越低，需要承擔的融資成本也就越低，調整資本結構的成本也會隨之降低，當其資本結構偏離最佳狀態(tài)時就會加快進行調整。

近年來，越來越多的企業(yè)將積極履行社會責任作為自身可持續(xù)發(fā)展的重要目標，并通過良好的社會責任表現得到了利益相關者的認可和積極回饋，對自身的融資、投資等經營活動產生了積極的影響?；〒碥姷龋?020）［18］通過對相關文獻的梳理，發(fā)現良好的社會責任表現能夠傳遞出企業(yè)近階段財務狀況良好、經營成果豐碩、現金流量充足和經營風險較低等信息，因而增強利益相關者和潛在投資者信心，緩解融資約束。首先，外部資金供給者重視企業(yè)社會責任的履行會激勵企業(yè)積極承擔社會責任以獲取外部市場信賴，進而減少信息不對稱等問題，降低企業(yè)融資約束（Cheng 等，2014）［19］；其次，企業(yè)可以通過承擔社會責任提升自身聲譽，而聲譽良好的企業(yè)可以得到投資者更高的關注度，從而以較低的權益資本成本獲得融資，降低融資約束程度（Lin-Hi和Blumberg，2016）［20］；最后，相對于社會責任表現較差的企業(yè)，政府會將資金和政策傾向社會責任表現更佳的企業(yè)，降低后者融資約束水平（李增福等，2016）［21］。此外，企業(yè)社會責任表現是同時包含宏觀外部環(huán)境與微觀企業(yè)特征兩類信息的非財務信息，企業(yè)的社會責任承擔情況是否得到恰當披露同樣會影響企業(yè)融資約束水平。管亞梅和王嘉歆（2013）［22］、王詩雨等（2019）［23］認為，披露了社會責任業(yè)績報告的企業(yè)，其融資約束程度顯著低于沒有披露社會責任業(yè)績報告的企業(yè)，并且社會責任信息披露的質量越高越有利于其傳遞信號給投資者，促使投資者作出積極響應，緩解企業(yè)融資約束水平。

當企業(yè)融資約束較低時，其融資機會就會較充足，面臨的調整成本也較小，進而會加快其資本結構調整的速度（張淑惠和袁煥，2014）［24］。因此，積極履行社會責任對企業(yè)融資約束的緩解效應有助于降低資本結構調整成本，提高企業(yè)資本結構的調整速度。

此外，信息透明度也是影響企業(yè)資本結構調整的一項主要成本（林慧婷等，2016）［17］。在信息透明度較低的環(huán)境下，企業(yè)的盈余管理行為會增加，導致企業(yè)的風險溢價增加，提高了調整成本，進而阻礙企業(yè)資本結構動態(tài)調整。張志強等（2021）［25］、Byoun（2008）［26］研究證實，增強企業(yè)信息透明度有助于降低信息不對稱程度，從而降低企業(yè)資本結構調整的成本，促進資本結構動態(tài)調整。積極承擔社會責任的企業(yè)會更愿意向外部市場傳遞自身具有良好社會責任表現的信息，從而增強企業(yè)的信息透明度，改善信息環(huán)境。此外，自愿披露社會責任表現的企業(yè)盈余管理也比較低，能夠進一步改善信息環(huán)境（陳國輝等，2018）［27］。由此可見，良好的社會責任表現與披露對信息環(huán)境改善的促進作用能夠進一步降低企業(yè)資本結構調整成本，提高資本結構動態(tài)調整的速度。

基于上述分析，企業(yè)社會責任可以通過緩解融資約束和改善信息環(huán)境兩個作用機制降低企業(yè)資本結構的調整成本，進而提升資本結構動態(tài)調整速度。綜上，本文提出如下假設。

積極履行社會責任有利于企業(yè)資本結構動態(tài)調整，提高資本結構動態(tài)調整速度。

三、研究設計

（一）樣本選取與數據來源

本文以2010—2020 年中國滬深A 股上市公司數據為研究樣本，研究企業(yè)社會責任對資本結構及其動態(tài)調整的影響。和訊網公布的上市公司社會責任評級報告起始于2010 年，因此本文選擇2010—2020 年共11 年的連續(xù)數據。為消除內生性影響，對解釋變量及控制變量進行滯后一期處理。

本文的社會責任評分來源于和訊網，其他數據均來源于國泰安數據庫，選擇stata16.0 作為分析工具。為保證實證過程與程序結果的可靠性和準確性，按照下列四個標準對獲取的20 306 組初始樣本數據進行篩選處理：①刪除ST 和*ST 企業(yè)，因為ST 和*ST 企業(yè)的財務狀況、經營成果和現金流量情況存在異常；②剔除關鍵變量數據缺失的企業(yè)；③剔除金融行業(yè)企業(yè)，因為金融行業(yè)企業(yè)的業(yè)務和會計核算具有特殊性；④剔除資不抵債企業(yè)，即資產負債率大于1 或者資產負債率小于0 的企業(yè)，因為這類企業(yè)可能存在嚴重虧損、向股東超額分配利潤或面臨巨額賠償等情形，這與企業(yè)正常經營活動不一致，不具有普適性。另外，為消除異常值的影響，對連續(xù)型變量進行了1%和99%的縮尾處理。經過以上篩選處理后，最終得到10 806組觀測值。

（二）變量選取與模型構建

1.解釋變量

本文解釋變量為企業(yè)社會責任（Csr）。企業(yè)社會責任是企業(yè)通過透明和道德的行為，為利益相關者創(chuàng)造價值的責任和義務。本文借鑒馮麗艷等（2016）［28］的研究，采用和訊網企業(yè)社會責任評測體系來測度企業(yè)社會責任。

2.被解釋變量

郭雪萌等（2019）［29］認為，資本結構偏離度是資本結構調整速度的靜態(tài)體現，因此，本文的被解釋變量為企業(yè)資本結構調整速度（υ）和企業(yè)資本結構偏離度（Dev）。

企業(yè)資本結構包括負債和權益兩個部分，反映企業(yè)債務融資資金與權益融資資金所構成的比例關系。一部分學者選用資產負債率衡量企業(yè)資本結構（Lev），即負債總額與資產總額的比值；還有一部分學者認為無息負債并不能帶來稅盾收益，故而選用有息負債率衡量資本結構，有息負債率=（短期借款+一年內到期的非流動負債+ 長期借款+應付債券）/資產總額。因此，本文將分別以資產負債率和有息負債率作為企業(yè)資本結構的度量指標，定義Lev1 表示資產負債率，Lev2 表示有息負債率。

本文借鑒江龍等（2013）［30］、黃繼承和姜付秀（2015）［10］的研究，選用部分調整模型估計資本結構動態(tài)調整速度，構建模型（1）如下：

其中：Levi,t- Levi,t-1表示第t期資本結構與第t-1 期資本結構之差，此項差額衡量了本期的實際調整額；等式右邊表示第t期目標資本結構與第t-1期實際資本結構之差，此項差額衡量了企業(yè)資本結構的偏離情況；υi,t表示資本結構調整速度。

企業(yè)資本結構偏離度是企業(yè)第t期目標資本結構與第t-1 期實際資本結構差值的絕對值，即。郭雪萌等（2019）［29］認為，資本結構偏離度是資本結構調整速度的靜態(tài)體現。參考巫岑等（2019）［31］的研究，當資本結構調整速度較快時，資本結構偏離度會比較小。因此，本文將資本結構偏離度作為資本結構動態(tài)調整速度的替代變量，構建模型（2）如下：

本文分別以Dev1 表示資產負債率為代理變量的資本結構偏離度，以Dev2 表示有息負債率為代理變量的資本結構偏離度。模型中企業(yè)社會責任Csri,t-1的系數β1是用來檢驗企業(yè)社會責任對資本結構偏離程度的影響，如果β1的符號顯著為負，說明企業(yè)履行社會責任顯著降低了資本結構偏離程度，即企業(yè)履行社會責任水平越高，資本結構偏離程度越低，越有利于資本結構動態(tài)調整；如果β1的符號顯著為正，說明企業(yè)履行社會責任會導致企業(yè)實際資本結構偏離目標資本結構的程度提高，調整速度較低。

3.控制變量

本文涉及的控制變量包括企業(yè)規(guī)模（Size）、有形資產比例（Tangible）、成長性（Growth）、盈利能力（Profit）、非債務稅盾（Dep）、資本結構行業(yè)中位數（Lev_Med）、股權集中度（OC）、股權制衡度（CS）、董事會規(guī)模（Dsize）、高管持股比例（MO）。

4.資本結構動態(tài)調整模型

為驗證前文假設中企業(yè)社會責任與資本結構動態(tài)調整的內在作用機制和影響效應，本文借鑒Flannery 和Rangan（2006）［32］、姜付秀和黃繼承（2011）［33］等學者的做法，使用企業(yè)層面與資本結構相關的財務指標作為特征變量，擬合企業(yè)不同時期的目標資本結構（Lev*i,t）并進行回歸，構建目標資本結構模型（3）如下：

其中，Xi,t-1是滯后一期的企業(yè)特征變量。借鑒前人的研究，企業(yè)層面的相關特征變量主要包括：企業(yè)規(guī)模（Size）、有形資產比例（Tangible）、成長性（Growth）、盈利能力（Profit）、非債務稅盾（Dep）、資本結構行業(yè)中位數（Lev_Med）、股權集中度（OC）、股權制衡度（CS）、董事會規(guī)模（Dsize）、高管持股比例（MO）。

為了研究企業(yè)社會責任Csri,t-1對資本結構調整速度υi,t的影響，借鑒黃繼承和姜付秀（2015）［10］的研究，設定調整速度是常數項和影響因子的線性函數：

本文通過部分調整模型，將模型（1）（3）（4）進一步聯立后一步回歸，直接估算Csri,t-1的系數δ1。

首先，將模型（3）代入模型（1），通過資本結構部分調整模型估計目標資本結構，整理得到：

其次，將模型（4）代入模型（5），簡化整理得到：

模型（6）為資本結構動態(tài)調整模型的復合一步式回歸方程。這里需要關注是交乘項Csri,t-1×Levi,t-1系數δ1的相反數。如果δ1的符號顯著為負，說明企業(yè)社會責任會顯著提高企業(yè)資本結構動態(tài)調整速度，即企業(yè)社會責任水平越高，越有利于資本結構動態(tài)調整，調整速度越快；如果δ1的符號顯著為正，說明企業(yè)社會責任會顯著降低企業(yè)資本結構動態(tài)調整速度，即企業(yè)社會責任水平越高，調整速度越慢。

本文所用的變量設定及度量方法見表1所列。

四、實證結果與分析

（一）描述性統(tǒng)計

2010—2020 年樣本數據主要變量描述性統(tǒng)計，結果見表2所列。

表2 描述性統(tǒng)計結果

由表2可知，我國上市公司的企業(yè)社會責任平均得分為25.709，中位數為22.360，低于社會責任評分的平均水平，說明我國上市公司的企業(yè)社會責任水平總體處于較低狀態(tài)；企業(yè)社會責任最高分為74.630，最低分只有-2.980，標準差為17.253，說明我國上市公司的企業(yè)社會責任履行情況存在較大差異；資產負債率Lev1 的均值和中位數分別為0.453 和0.451，標準差為0.208。有息負債率Lev2的均值和中位數分別為0.188 和0.161，標準差為0.163，說明整體數據分布較為均勻，波動不大。

兩種方法衡量的資本結構偏離度（Dev1、Dev2）的標準差均較小，說明我國上市公司均存在資本結構偏離狀況，且個體差異不大，而資產負債率衡量的企業(yè)資本結構調整速度（υ1）的標準差為2 370，有息負債率衡量的企業(yè)資本結構調整速度（υ2）的標準差為113.111，且兩種方法衡量的資本結構調整速度最大值與最小值差異均較大，說明我國上市公司的資本結構調整速度有較大差異。這種分布特征為本文研究企業(yè)社會責任對資本結構動態(tài)調整的影響提供了數據支持。

此外，控制變量中企業(yè)規(guī)模（Size）、股權制衡度（CS）、董事會規(guī)模（Dsize）的標準差較大，有形資產比例（Tangible）、成長性（Growth）、盈利能力（Profit）、非債務稅盾（Dep）、資本結構行業(yè)中位數（Lev_Med）、股權集中度（OC）、高管持股比例（MO）的最大值與最小值均存在較大差異，這說明我國上市公司個體間的企業(yè)規(guī)模、成長性、盈利能力以及其他企業(yè)特征變量均存在較大差異，用這些變量擬合企業(yè)的目標資本結構具有一定的說服力。

（二）相關性分析

為了解各變量之間的關系，本文對各主要變量進行Spearman相關性分析，結果見表3所列。

表3 相關性分析結果

可以看出，企業(yè)社會責任表現與資本結構調整速度（υ1、υ2）正相關，說明社會責任表現越好，企業(yè)資本結構調整速度越高；企業(yè)社會責任表現與資本結構偏離度Dev1 顯著負相關，說明社會責任表現越好，企業(yè)資本結構偏離度越低。此外，變量間相關系數絕對值都比較小且總體上小于0.5，說明變量間的相關程度較低，且進一步的變量方差膨脹因子（VIF）檢驗顯示，所有變量的VIF值均遠小于10，也說明各解釋變量與被解釋變量間不存在多重共線性問題。

（三）目標資本結構擬合

本文利用企業(yè)資本結構部分調整模型（1）對企業(yè)目標資本結構進行擬合，估計資本結構調整速度和計算資本結構偏離度，結果見表4所列。

續(xù)表4

表4 目標資本結構擬合結果

表4 第（1）列和第（2）列分別表示以資產負債率和有息負債率衡量目標資本結構的擬合結果，可以看出，滯后一期的資產負債率Lev1t-1的系數為0.868，則對應的資本結構調整速度υ1 =（1-0.868）=0.132，滯后一期的有息負債率Lev2t-1的系數為0.864，相應的調整速度為υ2 =（1-0.864）=0.136，說明兩種負債率度量方式下資本結構調整速度差異不大。

在控制變量中，企業(yè)規(guī)模（Size）、有形資產比例（Tangible）、成長性（Growth）、股權制衡度（CS）、高管持股比例（MO）與目標資本結構均呈顯著正相關關系，說明企業(yè)規(guī)模大、有形資產比例高、成長性強、股權制衡度高及高管持股比例大的企業(yè)，更容易獲得債務融資，其目標資本結構越高；資本結構行業(yè)中位數（Lev_Med）在1%水平上與目標資本結構呈顯著正相關關系，說明資本結構行業(yè)中位數可能會顯著提高企業(yè)目標資本結構水平；盈利能力（Profit）與目標資本結構呈負相關關系且在1%的水平上顯著，說明企業(yè)盈利情況越好，企業(yè)內部留存收益會增多，進行外部融資的需求會下降，進而降低目標資本結構；非債務稅盾（Dep）與目標資本結構出現負相關關系并在1%水平上顯著，說明當企業(yè)非債務稅盾較高時，將會較少使用債務的節(jié)稅效應，使企業(yè)的目標資本結構水平呈現下降趨勢；股權集中度（OC）與企業(yè)目標資本結構在10%水平上呈現負相關關系，說明企業(yè)社會責任、股權集中度可能會顯著降低企業(yè)目標資本結構水平；模型回歸的R2值分別為0.863 和0.829，F值分別為3 938 和2 257，P值均為0.000，說明模型的擬合效果較好，得到的目標資本結構擬合值是有效的，這為后續(xù)分析企業(yè)社會責任與資本結構動態(tài)調整之間的關系提供了可靠的基礎。

另外，本文借鑒屈耀輝（2006）［34］的研究，將企業(yè)資本結構調整分為三種狀態(tài)：調整速度υ大于0.05為向目標資本結構的趨向調整；調整速度υ小于-0.05 為向目標資本結構的背離調整；調整速度υ處于-0.05～0.05的范圍內為資本結構未發(fā)生調整的靜止狀態(tài)。分別代入模型（1）進行回歸，結果見表5所列。

表5 資本結構調整速度概況

從表5 可以看出，以資本結構Lev1 對應的調整速度υ1 為例，處于趨向狀態(tài)的企業(yè)占總樣本的67.54%。其中，約41.61%的企業(yè)處于過度趨向調整狀態(tài)，約1.11%的企業(yè)恰好調整至目標資本結構，約13.96%的企業(yè)表現出部分趨向目標資本結構，說明趨向調整是我國企業(yè)資本結構動態(tài)調整的大方向；目標資本結構背離調整的樣本企業(yè)比例達到30.96%，說明資本結構背離調整也是企業(yè)常見的調整狀態(tài)之一，這可能是企業(yè)股權融資不穩(wěn)定或者經營狀況與債務規(guī)模不匹配產生的結果；另外，還有2.95%的樣本企業(yè)沒有對目標資本結構進行調整，處于靜止狀態(tài)。以資本結構Lev2 對應的調整速度υ2 為例，其調整速度概況與資本結構Lev1 相似，56.68%的樣本企業(yè)處于趨向調整狀態(tài)，40.38%的樣本企業(yè)處于背離調整狀態(tài)，資本結構靜止的樣本企業(yè)比例達到13.49%。

（四）企業(yè)社會責任對資本結構動態(tài)調整的影響效應

本文借鑒郝東洋等（2015）［35］、王朝陽等（2018）［5］、郭雪萌等（2019）［29］的做法，采用固定效應（FE）的回歸方法檢驗企業(yè)社會責任對資本結構動態(tài)調整速度的影響效應，利用模型（6）對樣本進行回歸，結果見表6 中PanelA。為檢驗企業(yè)社會責任對資本結構偏離度的影響，對模型（2）采用固定效應（FE）的方法進行回歸，結果見表6 中PanelB。

續(xù)表6

表6 企業(yè)社會責任對資本結構動態(tài)調整的回歸結果

從PanelA中可以看出，以資產負債率為代理變量的資本結構Lev1t-1系數在1%的水平上顯著為正，交乘項Csr×Lev1t-1系數為-0.154，在1%的水平上顯著為負，說明企業(yè)積極履行社會責任會顯著提高資本結構動態(tài)調整速度。根據模型（6）的推導，交乘項Csr×Lev1t-1的系數為-0.154，即企業(yè)社會責任每提高一個標準差，資本結構動態(tài)調整速度則提高0.154/0.617=0.250。同理，交乘項Csrt-1×Lev2t-1的系數也顯著為負，說明企業(yè)積極履行社會責任會顯著提高資本結構動態(tài)調整速度，本文的主假設得到驗證。

由PanelB可知，企業(yè)社會責任Csrt-1對資本結構偏離度Lev1、Lev2 的回歸系數均顯著為負。第（1）列中企業(yè)社會責任Csrt-1的系數為-0.003，且在5%的水平上顯著，第（2）列中企業(yè)社會責任Csrt-1的系數為-0.005，且在1%的水平上顯著，表明在兩種資本結構衡量方式下，企業(yè)社會責任與資本結構偏離度均表現出顯著的負向關系，說明積極履行社會責任可以降低企業(yè)資本結構的偏離程度，也從另一視角反映資本結構動態(tài)調整速度的提高。

（五）穩(wěn)健性分析

1.替換變量法

為驗證實證結果的可靠性，本文選用替換變量法驗證企業(yè)社會責任對資本結構動態(tài)調整的影響效應，借鑒權小鋒等（2015）［36］的研究，選用潤靈環(huán)球的社會責任評級數據替換和訊網社會責任評分，對模型（6）進行回歸。由于潤靈環(huán)球的社會責任評級對象是主動披露社會責任報告的上市公司，因此潤靈環(huán)球的社會責任評級數據樣本量較少。通過替換變量法驗證企業(yè)社會責任對資本結構動態(tài)調整的影響效應，結果見表7所列。

表7 企業(yè)社會責任對資本結構動態(tài)調整速度的回歸結果（替換變量法）

從表7可以看出，在以資產負債率Lev1和有息負債率Lev2分別作為企業(yè)資本結構代理變量的情況下，得到交乘項Csr×Lev1t-1或Csr×Lev2t-1的系數均顯著為負的結果，此時資本結構動態(tài)調整速度顯著為正。這與前文的研究結論一致，說明企業(yè)積極履行社會責任會提高資本結構動態(tài)調整速度。

2.改變模型回歸的估計方法

為驗證實證結果可靠性，本文通過改變模型回歸的估計方法對模型（6）進行穩(wěn)健性檢驗。借鑒郝東洋等（2015）［35］、王朝陽等（2018）［5］、郭雪萌等（2019）［29］的做法，分別采用隨機效應（RE）和極大似然估計（MLE）檢驗企業(yè)社會責任對資本結構動態(tài)調整速度的影響效應，回歸結果見表8 PanelA所列。為檢驗企業(yè)社會責任對資本結構偏離度的影響，對模型（2）分別采用隨機效應（RE）和極大似然估計（MLE）的方法進行回歸，結果見表8 PanelB所列。

表8 企業(yè)社會責任對資本結構動態(tài)調整速度的回歸結果（改變模型回歸的估計方法）

根據表8 PanelA第（1）列隨機效應的估計結果，交乘項Csr×Lev1t-1的系數為-0.119，即企業(yè)社會責任每提高一個標準差，資本結構動態(tài)調整速度則提高0.119/0.844=0.141；交乘項Csr×Lev1t-1和Csr×Lev2t-1的系數在極大似然估計（MLE）方法下也顯著為負，說明企業(yè)積極履行社會責任會顯著提高資本結構動態(tài)調整速度，與前文的研究結論一致。

由PanelB可知，企業(yè)社會責任Csrt-1對資本結構偏離度Dev1、Dev2 的回歸系數在隨機效應（RE）和極大似然估計（MLE）的方法下均顯著為負，說明兩種資本結構衡量方式下，無論是采用隨機效應（RE）還是極大似然估計（MLE）的回歸方法，企業(yè)社會責任均負向影響資本結構偏離度，說明積極履行社會責任可以降低企業(yè)資本結構的偏離程度，也從另一視角反映資本結構動態(tài)調整速度的提高。

（六）異質性分析

前文研究顯示，企業(yè)社會責任無論是對資本結構動態(tài)調整速度的影響還是對資本結構偏離度的影響，模型檢驗結果基本一致，因此，在異質性分析以及之后的部分僅針對企業(yè)社會責任對資本結構動態(tài)調整速度的影響進行研究。

1.考慮負債水平差異的影響

為檢驗企業(yè)社會責任對不同負債水平的資本結構動態(tài)調整速度的影響效應，本文按照負債水平差異對樣本進行分組，定義Levi,t-Lev*i,t＞0 為過度負債樣本組，定義Levi,t-Lev*i,t＜0 為負債不足樣本組，利用模型（6）分別進行回歸，結果見表9所列。

表9 企業(yè)社會責任對不同負債水平資本結構動態(tài)調整速度的回歸結果

從表9可以看出，在以資產負債率Lev1和有息負債率Lev2分別作為企業(yè)資本結構代理變量的情況下，過度負債樣本組中的企業(yè)社會責任Csr 與資本結構的交乘項Csr×Lev1t-1或Csr×Lev2t-1的系數均顯著為負，負債不足樣本組中的企業(yè)社會責任Csr 與資本結構的交乘項Csr × Lev1t-1或Csr ×Lev2t-1的系數也均為負，但是均不顯著，說明在兩個分組樣本中表現出了非對稱的特征，企業(yè)履行社會責任對資本結構動態(tài)調整速度的促進作用在過度負債組中更加顯著。

2.考慮產權性質差異的影響

為檢驗企業(yè)社會責任對不同產權性質企業(yè)的資本結構動態(tài)調整速度的影響效應，本文采用固定效應（FE）回歸方法，對國有企業(yè)樣本和非國有企業(yè)樣本進行分組回歸，結果見表10所列。

表10 企業(yè)社會責任對資本結構動態(tài)調整速度的產權異質性回歸結果

從表10 可以看出，在以資產負債率Lev1 和有息負債率Lev2分別作為企業(yè)資本結構代理變量的情況下，無論是非國有企業(yè)樣本組還是國有企業(yè)樣本組，交乘項Csr×Lev1t-1或Csr×Lev2t-1的系數都顯著為負，但非國有企業(yè)樣本組的系數絕對值大于國有企業(yè)樣本組，說明企業(yè)履行社會責任對調整速度的促進作用存在產權異質性，非國有企業(yè)積極承擔社會責任能夠更好地提高資本結構動態(tài)調整速度。

3.考慮污染程度差異的影響

為檢驗企業(yè)社會責任對不同污染程度企業(yè)的資本結構動態(tài)調整速度的影響效應，本文采用固定效應（FE）的回歸方法，對重污染樣本和輕中污染樣本進行分組回歸，結果見表11所列。

表11 企業(yè)社會責任對資本結構動態(tài)調整速度的污染程度異質性回歸結果

從表11 可以看出，在以資產負債率Lev1 和有息負債率Lev2分別作為企業(yè)資本結構代理變量的情況下，重污染樣本組的企業(yè)社會責任Csr 與資本結構的交乘項Csr×Lev1t-1或Csr×Lev2t-1的系數都顯著為負，輕中污染樣本組的企業(yè)社會責任Csr與資本結構的交乘項Csr×Lev1t-1或Csr×Lev2t-1的系數也均為負，但均不顯著，說明在兩個分組樣本中表現出了非對稱的特征，企業(yè)履行社會責任對資本結構動態(tài)調整速度的促進作用在重污染樣本組中更加顯著。

五、企業(yè)社會責任影響資本結構動態(tài)調整的機制分析

基于前文的理論分析，企業(yè)社會責任可以通過緩解融資約束和改善信息環(huán)境兩種優(yōu)化融資環(huán)境的作用機制對資本結構決策行為產生影響，為有效提高資本結構動態(tài)調整速度提供保障。為驗證融資約束和信息環(huán)境是否在企業(yè)社會責任與資本結構動態(tài)調整中發(fā)揮機制作用，本文借鑒溫忠麟等（2004）［37］的中介效應檢驗法，在模型（4）的基礎上將企業(yè)社會責任Csr 變?yōu)橹薪樽兞縈，得到模型（7）：

將模型（7）代入模型（5），簡化整理得到模型（8）：

其中，M表示中介變量，在本部分研究中指的分別是融資約束KZ 和信息環(huán)境Analyst。這里需要關注交乘項Mi,t-1×Levi,t-1的系數δ1的相反數。

為了測度解釋變量對中介變量的影響，本文建立企業(yè)社會責任Csr 與中介變量M的回歸方程：

（一）融資約束機制分析

本文借鑒魏志華等（2014）［38］的研究，采用反映融資約束程度的KZ 指數（KZ）作為融資約束的代理變量，KZ指數的計算方法如模型（10）：

其中：CFi,t為經營現金凈流量；DIVi,t為現金股利；CASHi,t為企業(yè)現金持有量；ASSETi,t-1為滯后一期總資產。通過排序邏輯回歸，得到各個企業(yè)的融資約束值，根據模型測算出的KZ指數越大，說明企業(yè)的融資約束程度越高。

本文通過模型（9）檢驗解釋變量企業(yè)社會責任Csr 與中介變量融資約束KZ 的關系，結果見表12所列。

表12 企業(yè)社會責任與融資約束的回歸結果

可以看出，企業(yè)社會責任Csr 對融資約束KZ的影響在1%的水平上顯著為-0.411，說明企業(yè)社會責任表現越好，企業(yè)受到的融資約束越小。

為檢驗融資約束KZ 與被解釋變量調整速度之間的對應關系，本文將模型（8）中的M定義為融資約束KZ 進行回歸，得到表13 第（1）和第（4）列回歸結果?？梢钥闯?，融資約束KZ 與滯后一期資本結構Lev1t-1或Lev2t-1的交乘項都在1%的水平上顯著為正，說明融資約束程度越低，資本結構動態(tài)調整速度越快，實證結果與前面理論分析一致；為檢驗在控制融資約束KZ 的情況下企業(yè)社會責任Csr 是否會對調整速度產生影響，對模型（8）同時加入自變量Csr 和中介變量融資約束KZ 進行固定效應回歸，得到表13 第（3）和第（6）列的回歸結果?？梢钥闯?，交乘項Csr × Lev1t-1的系數顯著為-0.108，交乘項Csr × Lev2t-1的系數也顯著為負，表明在控制融資約束KZ 的影響下，企業(yè)社會責任對資本結構動態(tài)調整速度仍然產生顯著的正效應。

表13 企業(yè)社會責任、融資約束與資本結構動態(tài)調整速度的回歸結果

根據前文表6 PanelA的結果，企業(yè)社會責任Csr 對資本結構調整速度產生影響的總效應見表13第（2）和第（5）列所列。

由表13 第（2）列可知，Csr × Lev1t-1的系數顯著為-0.154，則企業(yè)社會責任Csr 對資本結構動態(tài)調整速度的總效應c=0.154；由表12可以看出，企業(yè)社會責任Csr 對中介變量融資約束KZ 的影響效應a=-0.411；由表13 第（3）列可以看出，Csr ×Lev1t-1的系數顯著為-0.108，則企業(yè)社會責任Csr對資本結構動態(tài)調整速度的直接效應c'= 0.108，可見加入融資約束變量后企業(yè)社會責任Csr 對資本結構動態(tài)調整速度的影響效應有所降低，說明融資約束在其中發(fā)揮著中介作用。此外，表13 第（3）列中KZ × Lev1t-1的系數顯著為0.027，表明融資約束KZ 對資本結構動態(tài)調整速度的影響效應b= -0.027。根據溫忠麟等（2004）[37]的中介效應檢驗方法，得到融資約束中介效應程度ab/c=7.2%，說明融資約束KZ 在企業(yè)社會責任Csr 對資本結構動態(tài)調整速度的關系中發(fā)揮著部分中介效應。同理，表13 第（5）和第（6）列中以有息負債率為代理變量衡量資本結構的情況下，融資約束KZ在企業(yè)社會責任Csr 對資本結構動態(tài)調整速度的關系中也發(fā)揮著同樣的部分中介效應。

（二）信息環(huán)境機制分析

隨著我國市場化改革與制度不斷完善，為更好應對資本市場中的信息環(huán)境問題，分析師開始加入資本市場，通過向投資者提供信息獲取收益。Ding 等（2020）［39］、黃俊威和龔光明（2019）［8］認為分析師在挖掘企業(yè)信息并預測未來數據中獲利的同時，客觀上增加了管理者隱瞞信息的困難程度，這也敦促管理者對相關信息進行更加及時、準確的披露。Hou 等（2021）［40］的研究也同時證實了分析師的關注與信息環(huán)境之間存在正相關關系。

本文采用分析師跟蹤人數的倒數（Analyst）作為信息環(huán)境的代理變量，發(fā)現跟蹤該企業(yè)的分析師人數越多，企業(yè)的信息環(huán)境越透明。因此，分析師人數的倒數是一個負向指標，變量Analyst 的數值越大，企業(yè)信息環(huán)境越差。由于CSMAR 數據庫從2014年才開始引入分析師數據，因此，信息環(huán)境回歸中樣本數量相對較少。

根據逐步檢驗法，本文對解釋變量企業(yè)社會責任Csr 與中介變量信息環(huán)境Analyst 的關系進行檢驗，將模型（9）進行回歸，結果見表14所列。

表14 企業(yè)社會責任與信息環(huán)境的回歸結果

從表14可以看出，企業(yè)社會責任Csr對信息環(huán)境Analyst的影響在5%的水平上顯著為-0.034，說明企業(yè)社會責任表現越好，企業(yè)所處的信息環(huán)境越好。

為檢驗信息環(huán)境Analyst與被解釋變量調整速度的關系，本文將模型（8）中的M定義為信息環(huán)境Analyst 進行回歸，得到表15 第（1）和第（4）列回歸結果?？梢钥闯?，信息環(huán)境Analyst 與滯后一期的資本結構Lev1t-1或Lev2t-1的交乘項都在1%的水平上顯著為正，說明信息環(huán)境越好，資本結構動態(tài)調整速度越快，實證結果與前面的理論分析一致；為檢驗在控制信息環(huán)境Analyst 的情況下企業(yè)社會責任Csr 是否會對調整速度產生影響，對模型（8）同時加入自變量Csr 和中介變量信息環(huán)境Analyst 進行固定效應回歸，得到表15 第（3）和第（6）列回歸結果。可以看出，企業(yè)社會責任Csr 與滯后一期資本結構Lev1t-1的交乘項Csr × Lev1t-1的系數顯著為-0.108，則企業(yè)社會責任Csr 對資本結構動態(tài)調整速度的影響效應為0.108，同理，企業(yè)社會責任Csr 與滯后一期資本結構Lev2t-1的交乘項Csr × Lev2t-1的系數也顯著為-0.148，說明在控制信息環(huán)境Analyst 的影響下，企業(yè)社會責任對資本結構動態(tài)調整速度仍然產生顯著正效應。

表15 企業(yè)社會責任、信息環(huán)境與資本結構動態(tài)調整速度的回歸結果

根據前文表6 PanelA的結果，企業(yè)社會責任Csr 對資本結構調整速度產生影響的總效應見表15第（2）和第（5）列所列。

由表15 第（2）列可知，Csr × Lev1t-1的系數顯著為-0.154，則企業(yè)社會責任Csr 對資本結構動態(tài)調整速度的總效應c= 0.154；由表14可知，社會責任Csr 對信息環(huán)境Analyst 的中介效應a=-0.034；由表15第（3）列可知，在控制信息環(huán)境Analyst的情況下，Csr × Lev1t-1的系數顯著為-0.108，則企業(yè)社會責任Csr 對資本結構動態(tài)調整速度的直接效應c'= 0.108?？梢姡尤胄畔h(huán)境變量后企業(yè)社會責任Csr 對資本結構動態(tài)調整速度的影響效應有所降低，說明信息環(huán)境在其中發(fā)揮中介作用。此外，表15 第（3）列中Analyst × Lev1t-1的系數顯著為0.076，說明信息環(huán)境對資本結構動態(tài)調整速度的影響效應b=-0.076。根據溫忠麟等（2004）[37]的中介效應檢驗方法，得到信息環(huán)境的中介效應程度ab/c= 1.7%，說明信息環(huán)境在企業(yè)社會責任Csr 對資本結構動態(tài)調整速度的關系中發(fā)揮部分中介效應，且其中介效應弱于融資約束。同理，表15 第（5）和第（6）列中以有息負債率為代理變量衡量資本結構的情況下，信息環(huán)境在企業(yè)社會責任Csr 對資本結構動態(tài)調整速度的關系中也發(fā)揮同樣的部分中介效應。

綜上所述，融資約束和信息環(huán)境在企業(yè)社會責任及資本結構動態(tài)調整的關系中都發(fā)揮著中介作用，相比于信息環(huán)境機制，融資約束機制在企業(yè)社會責任及調整速度間的影響程度更加明顯。

六、結論與啟示

（一）結論

本文以我國滬深A 股上市公司2010—2020 年數據為樣本，研究了企業(yè)社會責任對資本結構動態(tài)調整的影響，得出以下結論：①基于企業(yè)社會責任與資本結構動態(tài)調整影響效應的研究發(fā)現，企業(yè)積極履行社會責任能夠顯著提高資本結構動態(tài)調整速度，過度負債企業(yè)、非國有企業(yè)、重污染企業(yè)積極履行社會責任對資本結構動態(tài)調整速度的正向促進作用更突出；②基于企業(yè)社會責任與資本結構動態(tài)調整影響機制的研究發(fā)現，融資約束和信息環(huán)境在企業(yè)社會責任與資本結構動態(tài)調整的關系中發(fā)揮中介作用，積極履行社會責任的企業(yè)可以通過緩解融資約束和改善信息環(huán)境提高資本結構調整速度。

（二）啟示

本文研究結論表明良好的社會責任表現能夠提高企業(yè)資本結構動態(tài)調整速度。一方面，企業(yè)積極履行社會責任對企業(yè)資本結構趨向于最優(yōu)水平的動態(tài)調整具有正向作用；另一方面，通過積極承擔社會責任增加資源獲取能力也是企業(yè)資本結構決策優(yōu)化的一個重要渠道。據此，本文得到如下政策啟示：首先，從政府層面來看，政府應建立和完善企業(yè)社會責任的評價體系、披露制度及激勵懲罰機制，引導企業(yè)積極貫徹社會責任理念；其次，從企業(yè)層面來看，企業(yè)應將社會責任納入企業(yè)戰(zhàn)略，加大對企業(yè)社會責任的投入，進而優(yōu)化與利益相關者的關系，增強資源獲取能力，提升企業(yè)價值；最后，從投資者層面來看，投資者要重視企業(yè)社會責任表現所反映的投資價值，降低自身投資風險。