食品上市公司社會責任會計信息披露影響因素的實證,財務會計論文

食品上市公司社會責任會計信息披露影響因素的實證,財務會計論文本篇論文目錄導航：【題目】【第一章】【第二章】【第三章】【第四章】食品上市公司社會責任會計信息披露影響因素的實證【第五章】【結論/以下為參考文獻】第4章食操行業(yè)上市公司社會責任會計信息披露影響因素的實證4.1研究假設。筆者在參考已有的論文與著作分析研究的基礎上，結合食操行業(yè)上市公司的特點，抽選出公司規(guī)?！睸IZE〕、盈利能力〔ROA〕、股權性質(zhì)〔CH〕、償債能力〔LEV〕、二職合一〔DJ〕、獨立董事比例〔ID〕、成長能力〔GROW〕、首位股東持股比例〔HP1〕與重視程度〔EM〕九個解釋變量提出相對應的研究假設。1、公司規(guī)模與社會責任會計信息披露。WattsandZimmerman在政治成本理論中指出，規(guī)模越大的公司遭到的社會關注越多，其曝光率更高層次；所以，大公司通常選擇發(fā)布更多的信息以減輕或避免輿論壓力與懲罰。Foster〔1996〕在分析已有研究成果上總結得出：公司規(guī)模是研究結論中最為一致的影響因素，即規(guī)模越大的公司，越愿意發(fā)布較多的社會責任信息，以改善與公眾及之間的關系[48].因而，文章提出如下假設：H1:公司規(guī)模與食操行業(yè)上市公司社會責任會計信息披露呈現(xiàn)正相關關系。2、盈利能力與社會責任會計信息披露。MillsGardner從信號傳遞的角度討論了公司經(jīng)營業(yè)績與信息披露的關系，在模型檢驗與回歸分析的基礎上印證了兩者之間的正相關關系。Bowman〔1978〕通過研究發(fā)現(xiàn)，企業(yè)經(jīng)營業(yè)績會影響社會責任信息披露狀況，并指出信息披露狀況隨業(yè)績的提升而改善[49].基于上述分析，提出假設二：H2:食操行業(yè)上市公司社會責任會計信息披露與盈利能力正相關。3、股權性質(zhì)與社會責任會計信息披露。萬壽義等〔2020〕以上海證券交易所A股上市公司披露的社會責任報告為切入點，證實了國有企業(yè)的社會責任意識高于其他性質(zhì)的企業(yè)，其信息披露狀況更好[50].AjayAdhikari等〔2005〕指出，國有企業(yè)承受著更多的社會壓力，具有披露社會責任會計信息的內(nèi)在動力與外在壓迫力[51].因而，文章提出假設三：H3:食操行業(yè)上市公司社會責任會計信息披露與國有控股正相關。4、償債能力與社會責任會計信息披露。債權人關注的是企業(yè)還本付息能力，當企業(yè)能按期歸還本息時，債權人對企業(yè)信息披露的關注程度低，因此相關的信息披露較少。當企業(yè)處于債務危機時，債權人為了維護自個的利益往往會采取各種限制手段，這時企業(yè)為了緩解與債權人的矛盾，往往披露更多的信息以緩解外在壓力。因而，文章提出假設四：H4:食操行業(yè)上市公司社會責任會計信息披露與償債能力負相關。5、二職合一與社會責任會計信息披露。有學者從董事會領導構造分析以為，在董事長兼任總經(jīng)理的情況下，其傾向于從長遠打算，重視企業(yè)的形象與聲譽，更重視社會責任會計信息的披露。Forker〔2002〕通過實證驗證得出，在董事長不兼任總經(jīng)理的情況下，社會責任會計信息披露水平高于董事長兼任總經(jīng)理的狀況[52].綜合上述，文章得到下面假設：H5:二職合一與食操行業(yè)上市公司社會責任會計信息披露存在相關關系。6、獨立董事比例與社會責任會計信息披露。Chen指出，獨立董事人數(shù)占優(yōu)勢的公司，治理構造更為完善，信息披露行為更為規(guī)范[53].從公司治理層面分析，董事會的公正性影響公司治理質(zhì)量，而獨立董事是保持董事會公正性的關鍵因素，董事會中獨董比例越高，公司的管理監(jiān)督越到位，信息披露的數(shù)量與質(zhì)量更優(yōu)。基于此，文章提出假設六：H6:獨立董事占比越高，食操行業(yè)上市公司社會責任會計信息披露越好。7、成長能力與社會責任會計信息披露。處于成長期的公司需要獲取更多資源用來實現(xiàn)高速發(fā)展，因此位于高速發(fā)展階段的公司注重履行社會責任，偏好于通過社會責任會計信息向社會傳遞利好消息。另一方面，快速發(fā)展的公司資源消耗損費率高，確認、計量和報告社會責任會計信息無疑會加強其成本支出。因而，文章提出下面假設：H7:成長能力與食操行業(yè)上市公司社會責任會計信息披露存在相關關系。8、首位股東持股比例與社會責任會計信息披露。20世紀70年代末，JensenandMeckling從代理角度總結得出，對資本權利集中程度低的公司而言，積極主動的披露行為能夠使得代理成本得到下調(diào)，減輕甚至躲避所有權者與職業(yè)經(jīng)理人的沖突[54].當大股東擁有的股份數(shù)量較多時，其可直接從企業(yè)高管處獲取數(shù)據(jù)資料，此舉亦可減少信息披露成本。因而，文章提出下面假設：H8:首位股東持股比例與食操行業(yè)上市公司社會責任會計信息披露負相關。9、重視程度與社會責任會計信息披露。當前，社會責任會計信息披露大多是公司的自愿行為，因而公司的重視程度對該項信息披露行為的影響重大。王嘉瑋〔2020〕在驗證社會責任信息披露影響因素中，將重視程度作為解釋變量，實證得出越重視社會責任的公司，社會責任履行情況越佳，信息披露指數(shù)愈好[55].因而，文章提出下面假設：H9:公司的重視程度與食操行業(yè)上市公司社會責任會計信息披露正相關。4.2樣本設計。文章參考新浪財經(jīng)行業(yè)分類標準，選取2021年食操行業(yè)上市公司為全樣本，為消除極端值對實證結果的不利影響，剔除了1家ST公司和5家創(chuàng)業(yè)板公司，總計52個樣本。文章所有關于樣本公司社會責任信息數(shù)據(jù)均系筆者通過巨潮資訊網(wǎng)站及樣本公司官方網(wǎng)站披露的社會責任報告、財務會計年報收集整理所得，財務信息直接從CSMAR數(shù)據(jù)庫整理而來。在實證研究中，文章借用SPSS19.0做多元線性回歸分析，以求證解釋變量與被解釋變量的關系，探尋影響社會責任會計信息披露的重要因素。4.3因變量與自變量的選取。4.3.1因變量的選取。文章以食操行業(yè)樣本公司的社會責任指數(shù)〔CSDI〕為被解釋變量。截至當前，我們國家多數(shù)學者推崇基于利益相關者的視角披露此方面的信息。筆者選取的研究對象中，絕大多數(shù)公司的社會責任報告是基于利益相關者視角，闡述本身社會責任履行狀況的。因而，文章以利益相關者為基準評價研究對象的社會責任指數(shù)?？紤]食操行業(yè)產(chǎn)品的重要性與特殊性，文章將食品質(zhì)量安全納入披露內(nèi)容體系中，最終確定7個大類指標，24個小類指標。當前，公司社會責任指數(shù)衡量的方式主要有4種，詳細指會計法、聲譽法、內(nèi)容分析法和指數(shù)法。考慮會計法、聲譽法、內(nèi)容分析法存在缺陷較多，且使用較少；因而，文章選取當下使用較多，衡量結果較準確的方式方法--指數(shù)法。筆者根據(jù)貨幣性信息、描繪敘述性信息與無相關信息披露三種劃分形式賦予2分、1分與0分?？紤]到部分社會責任信息無法貨幣化，筆者根據(jù)社會責任信息的本質(zhì)，根據(jù)量化信息、認證機構信息、獎勵與榮譽信息，其他描繪敘述性信息，無相關信息披露分別賦值2分，1分，0分。華而不實因環(huán)境保衛(wèi)大類指標下設的遵守規(guī)定，制定環(huán)境保衛(wèi)政策小類指標無法量化，亦不牽涉機構認證與獎勵，故最高分為1分，其他小類指標最高分均為2分。因而，一個公司的社會責任指數(shù)最高得分是47分。4.3.2自變量的選取。文章將上述部分提及到的9個影響因素確以為自變量，詳細為：公司規(guī)?！睸IZE〕、盈利能力〔ROA〕、股權性質(zhì)〔CH〕、償債能力〔LEV〕、二職合一〔DJ〕、獨立董事比例〔ID〕、成長能力〔GROW〕、首位股東持股比例〔HP1〕與重視程度〔EM〕。學者們多用單位的市場價值、總資產(chǎn)等來標榜單位的規(guī)模。思量到市場價值的穩(wěn)定性差，文章采用企業(yè)總資產(chǎn)衡量公司規(guī)模。其次，為縮減變量之間數(shù)值差異，筆者對該指標進行對數(shù)處理。行業(yè)內(nèi)多用總資產(chǎn)收益率來表示單位的獲利能力，筆者在文章中亦用該指標進行衡量。股權性質(zhì)和二職合一是虛擬變量，文章用數(shù)值1表示國有股權，用數(shù)值0表示非國有性質(zhì)；同理，用數(shù)值1代表董事長與總經(jīng)理職務由一人擔任，用數(shù)值0表示由兩人擔任。文章選擇常用的資產(chǎn)負債率反映償債能力。營業(yè)收入增長情況往往與公司所處生命周期嚴密相連，因而，為更確切地反映公司的成長能力，筆者選用該指標進行衡量。重視程度與信息披露之間有著密切的聯(lián)絡，文章以能否發(fā)布社會責任報告，能否有專項審議，在風險描繪敘述中提及食品安全風險與否等因素視作權衡重視與否的標準，重視取值1,不重視取值0.4.4模型構建。根據(jù)文章選取的因變量與自變量，構建如下模型：CSDI=+SIZE+ROA+LEV+CH+ID+DJ+GROW+HP1+EM+ε華而不實，是常數(shù)，、、、、、、、、是回歸系數(shù)，用來表示清楚自變量每變化一單位，因變量的改變量，ε是隨機誤差。4.5描繪敘述性統(tǒng)計分析。文章根據(jù)新浪財經(jīng)行業(yè)分類標準，選取食操行業(yè)上市公司為研究對象，剔除影響重大的ST公司和創(chuàng)業(yè)板公司，總計52個樣本。筆者從公司年報、社會責任報告中手工收集有關社會責任的信息。為反映出食操行業(yè)樣本對象社會責任履行現(xiàn)在狀況，筆者基于利益相關者的視角，并結合食操行業(yè)獨有特點，根據(jù)食品質(zhì)量安全、投資者權益、員工權益、消費者權益、國家級社區(qū)、環(huán)境保衛(wèi)、社會公益7個大類指標進行評價，根據(jù)大類指標下設的24個小類指標的評分結果，匯總得出52家食品上市公司社會責任指數(shù)。4.5.1因變量統(tǒng)計分析。文章選取社會責任指數(shù)〔CSDI〕作為因變量，結合已有研究理論，考量食操行業(yè)上市公司的特征，以七個大類指標，二十四個小類指標為基礎深切進入分析食操行業(yè)樣本對象頒布的社會責任信息，根據(jù)信息頒布的實際情況，評出各食品上市公司的CSDI.為從總體上反映所選對象在該方面數(shù)據(jù)資料的披露水平，筆者對CSDI做了統(tǒng)計分析。筆者選用的二十四個小類指標中，除了遵守規(guī)定，制定環(huán)境保衛(wèi)政策取0-1分外，其余23個小類指標均為0-2分。因而，二十四個小類指標合計最高分是47分。文章采用二十四個小類指標合計分數(shù)的均值反映單個企業(yè)的社會責任指數(shù)；故以總分47分為基準，社會責任指數(shù)滿分是1.96分。由表4-4可知，食品上市公司CSDI均值是1.13622分，社會責任會計信息披露狀況不盡如人意。極大值1.583分，與1.96分相比還存在較大差距，食操行業(yè)上市公司的信息披露水平仍需努力提升。52家樣本公司社會責任指數(shù)標準差較小，講明各樣本公司之間的信息披露水平相差不大，整體披露狀況較差。4.5.2自變量統(tǒng)計分析。筆者為探究社會責任會計信息披露的影響因子，以已有文獻與著作探析結果為依托，選取了包含公司規(guī)?！睸IZE〕、盈利能力〔ROA〕、股權性質(zhì)〔CH〕、償債能力〔LEV〕、二職合一〔DJ〕、獨立董事比例〔ID〕、成長能力〔GROW〕、首位股東持股比例〔HP1〕與重視程度〔EM〕在內(nèi)的九個因素作為自變量。筆者從國泰安數(shù)據(jù)庫中搜集有關九個自變量的信息，在這里基礎上運用EXCEL和SPSS19.0對數(shù)據(jù)進行整理與分析。自變量的描繪敘述性統(tǒng)計如表4-5.經(jīng)自然對數(shù)處理后，公司規(guī)模的極大值是24.399,極小值是19.950,標準差是0.966,樣本公司之間公司規(guī)模存在一定差異。盈利能力的最小值-0.153,最大值0.233,反映出食操行業(yè)上市公司之間盈利能力較不平衡。股權性質(zhì)與二職合一是虛擬變量，極大值為1,極小值為0,均值分別為0.173、0.288,靠近0;表示清楚52家公司中少有國有性質(zhì)的公司，董事長與總經(jīng)理職務由同一人擔任的現(xiàn)象不多。償債能力指標極大值是0.933,極小值是0.028,均值是0.35343,這三個數(shù)值表示清楚樣本公司間償債能力存在一定的差距。獨立董事比例極大值是0.583,極小值是0.250,反映出各企業(yè)在董事會中布置的獨立董事數(shù)量差異較大。成長能力的左端值是-0.564,右端值是2.732,中間值是0.0839,食品上市公司的成長速度普遍較為緩慢。首位股東擁有股份比例的上限值是0.602,下限值是0.109,企業(yè)之間股權集中程度相異顯著。重視程度的均值為0.135,標準差為0.3446,講明樣本企業(yè)對社會責任會計信息披露的重視程度低，且企業(yè)間相差較大。4.6多元線性回歸結果。根據(jù)文章構建的模型，使用SPSS19.0進行多元線性回歸分析，實證結果。方差擴大因子〔VIF〕用于診斷自變量之間能否存在共線性問題，對于經(jīng)濟類指標，其值小于10表示清楚所檢測對象無共線性問題[56].由上表VIF10可知，自變量之間不存在共線性情形，無需對自變量進行特殊處理。D-W用于檢測自變量之間的序列相關性，其值在2附近則表示清楚選取的自變量無序列相關性。上表中D-W=1.822,位于2附近，自變量不存在序列相關。方程擬合度是驗證自變量對因變量解釋力度的有力指標，通常用R2表示；表4-6中R2=0.605,表示清楚文章構建的多元線性回歸方程擬合度高，解釋變量對被解釋變量的闡釋力度強。同時，筆者在運用SPSS19.0進行多元線性回歸分析時，勾選了殘差P-P圖與散點圖以進一步闡釋回歸方程的擬合度及自變量對因變量的解釋力度。當多元線性回歸方程殘差分布服從正態(tài)分布時，可用最小二乘法對其做進一步分析。圖4-1表示清楚，殘差分布狀況較好，是展開多元線性回歸分析的一種理想狀況。其次，基于統(tǒng)計學角度，殘差呈現(xiàn)無規(guī)則散亂分布是較好的狀態(tài)，表示清楚方程擬合度高，自變量對因變量解釋力度強。如此圖4-2所示，文章構建線性回歸方程的殘差分布狀況較好，所構建方程能較為真實地反映現(xiàn)實狀況。綜上所述，文章所選取的自變量不存在自相關問題，方程擬合度高，自變量對因變量解釋力度強。4.7實證分析結論。基于上文回歸結果，文章將實證檢驗結論匯總如下：〔1〕文章回歸結果顯示，公司規(guī)模變量與因變量正相關，H1被驗證通過。政治成本學講充分解釋了這一點：規(guī)模越大的公司被曝光的概率越高，為降低除經(jīng)營管理外的成本，此類公司會選擇積極履行社會責任，主動發(fā)布社會責任會計信息。〔2〕盈利能力與CSDI之間呈現(xiàn)正向關系。該回歸結果證實了假設二。為避免檸檬效應,盈利能力強的公司更傾向于發(fā)布社會責任會計信息以區(qū)別于盈利能力差的公司。其次，社會責任會計信息披露需要消耗損費人力、物力、財力，盈利能力較弱的企業(yè)處于資源劣勢，自然在信息披露方面或是力不從心或是無暇顧及。因而，獲利水平較高的公司更有能力和意愿發(fā)布社會責任會計信息?！?〕股權性質(zhì)未通過檢驗。我們國家食操行業(yè)上市公司國有控股企業(yè)數(shù)量有限，其次，食操行業(yè)不屬于三類強迫披露社會責任會計信息的行業(yè)范疇，因而其在實證分析中影響特別有限。其次，食品安全事件使食操行業(yè)上市公司備受矚目，大型食品公司為保住市場地位在信息披露方面更是不敢掉以輕心，其自主自愿意識更強，故此變量在社會責任信息披露中影響不大?！?〕償債能力與因變量負相關。實證結果與文章假設一致。筆者以為，當單位償債能力較好時來自債權方的壓力較小，單位信