再融资需求与企业社会责任报...——基于媒体关注的调节效应_张德容.pdf

第 37 卷 第 2 期 2023 年 3 月湖南工业大学学报Journal of Hunan University of TechnologyVol.37 No.2 Mar.2023 doi:10.3969/j.issn.1673-9833.2023.02.012收稿日期：2022-06-12基金项目：湖南省社科评审委基金资助项目（XSP20YBC210）作者简介：张德容（1964-），男，重庆万州人，湖南工业大学教授，硕士生导师，主要研究方向为财务与会计，E-mail：再融资需求与企业社会责任报告印象管理基于媒体关注的调节效应张德容，陈 颖（湖南工业大学 经济与贸易学院，湖南 株洲 412007）摘要：以 20102020 年沪深 A 股发布的社会责任报告中的上市企业为研究对象，实证检验了企业再融资需求对社会责任报告印象管理产生的影响，并进一步探究了媒体关注对二者关系的调节作用。研究结果表明，企业再融资需求对社会责任报告印象管理有显著的正向影响，并且此影响在非国有企业中会更加显著；媒体关注会强化再融资需求对社会责任报告印象管理程度的正向影响，一定程度上证实了媒体关注的市场压力假设。关键词：再融资需求；媒体关注；企业社会责任报告；印象管理中图分类号：F275 文献标志码：A 文章编号：1673-9833(2023)02-0082-08引文格式：张德容，陈 颖.再融资需求与企业社会责任报告印象管理：基于媒体关注的调节效应 J.湖南工业大学学报，2023，37(2)：82-89.Refinancing Needs and the Impression Management of the Corporate Social Responsibility Report：Moderating Effects Based on Media AttentionZHANG Derong，CHEN Ying（College of Economy and Trade，Hunan University of Technology，Zhuzhou Hunan 412007，China）Abstract：Taking as the research object the listed companies in the social responsibility report issued by Shanghai and Shenzhen A shares from 2010 to 2020,an empirical test has been carried out of the impact of corporate refinancing needs on the impression management of the social responsibility report,followed by a further exploration into the moderating effects of media attention on the relationship between the two.The research results show that corporate refinancing needs have a significant positive impact on the impression management of the social responsibility report,with a more significant impact on non-state-owned enterprises.Media attention helps to strengthen the positive impact of refinancing needs on the impression management degree of the social responsibility report,which to some extent confirms the market pressure assumption of media attention.Keywords：refinancing needs；media attention；corporate social responsibility report；impression management1 研究背景目前，人民需求已经从“物质”层面过渡到“精神”层面，意味着“ESG 标准”，即关注企业环境（environmental）、社会（social）和治理绩效83（governance）的社会责任评价标准，逐渐成为企业投资价值评估的重要参考。作为企业和外界投资者博弈的内生决策，企业社会责任报告受到外界各主体高度重视，因此主动承担并单独披露社会责任已经成为企业长期发展的必然选择。工具性利益相关者理论认为，社会责任报告中“报喜不报忧”的夸耀式披露能让企业以较少资源付出获取战略回报1，企业社会责任报告印象管理行为由此顺势而生。印象管理即企业管理者从利己角度出发，对披露的社会责任报告进行针对性的信息操纵行为，从而实现迎合外界信息使用者的目的2。印象管理式的讨巧行为阻碍了企业经济价值与社会价值的互通共融，社会责任报告究竟是企业的“价值利器”还是“自利工具”？在此背景下，研究社会责任报告印象管理的自利动因及其治理机制就显得尤为重要。企业再融资能扩大市场份额，广泛吸收社会资金，其重要性不言而喻。在利益牵制背景下，再融资优势与企业社会责任报告印象管理的短视行为之间是否存在因果关系？由于信息壁垒的存在，投资者在投资决策时，可能会选择从非财务信息，如企业履行社会责任情况的视角来窥探企业的经营状况3。管理层为获取“责任投资”，因而可能会存在动机漂洗社会责任履行情况。目前，学者们的已有研究，主要从社会责任报告可读性4、权益资本成本5、会计稳健性6等方面，对印象管理的影响因子展开探究，而较为系统地研究了企业再融资需求与社会责任报告印象管理之间关系的文献较少。此外，媒体作为企业的次要利益相关者，其在企业再融资需求和社会责任报告印象管理关系中扮演的角色尚无定论。学者研究结果表明，存在媒体对公司治理非正面效应的市场压力假设7，也有研究提出了监督假设，认为媒体对企业负面行为的报道会引起监管部门的关注，从而迫使企业修正不当行为8。关于媒体关注在两者关系中主要是起到责任监督作用还是市场压力作用，此问题需要进一步研究讨论。因此，本文拟在现有的学术成果基础上进行实证研究，探讨企业再融资需求对社会责任报告印象管理的影响，并解答媒体关注在企业再融资需求和社会责任报告印象管理之间的角色定位问题。2 理论分析与研究假设2.1 再融资需求与社会责任报告印象管理基于声誉理论，当企业陷于声誉危机和融资困境时，投资慈善机构等社会公益行为是行之有效的危机公关9，由此可以看出投资者倾向于支持社会声誉良好、愿意承担社会责任的企业，而较少向那些社会责任履行情况较差的企业伸出援手10。已有研究也表明长期机构投资者会对有更多环境资本支出的国有企业青睐有加11。因此，再融资需求大的企业存在自利动机披露“清洗”后的社会责任报告，有助于解决融资困境，缩小再融资缺口。同时，根据信号传递理论，树立优质企业形象可以增加投资者信心，降低其面临的信息风险，投资者有依据认为投资决策风险若已经降低，则会降低投资必要报酬率12-13。已有研究结果也表明了在中国民营企业中，贷款人会倾向于社会责任良好的环境友好型企业，企业环境绩效和债务利率也呈显著的负相关关系14。因此再融资需求大的企业致力于打造完美的道德企业形象，以缩减融资成本15，使得企业社会责任报告印象管理因管理层缩减融资成本的内在动机而成为必然。另外，企业披露社会责任报告的最根本动因是资源型动机16。从资源型动机视角出发，企业印象管理社会责任报告是为了将其直接转化为经济利益并降低“信贷歧视”概率。因此对于资金密集型企业，印象管理的自利行为很有可能是企业再融资需求的客观原因使然，很可能成为企业解决社会公众诉求的一种解耦策略，但此形象的取得源于叙事而非真相。由此，提出如下假设：H1 在其他条件不变的情况下，企业再融资需求和社会责任报告印象管理间存在显著的正相关关系。2.2 媒体关注的调节作用“大智移云”时代使得人们更加地依赖媒体，关于媒体对于公司治理的作用，传统观点认为媒体影响管理层行为主要是通过监督机制17和声誉机制18。本文借鉴已有研究成果，简单抽象出如下媒体治理的作用模型：CPrivate BenefitCPunishment+CReputational Cost。（1）式中：CPrivate Benefit为管理层收益；CPunishment为行政处罚成本；CReputational Cost为声誉受损成本。当管理层机会主义行为的收益小于行政处罚成本和声誉受损成本之和时，监督机制下的行政介入和声誉机制下的自我约束使得管理层主动规范自身行为，媒体发挥对公司治理的正面效应，成为公司治理的外部渠道。但以上模型并未时刻成立，研究发现，在特定情况下，由于市场自我纠正和行政干预介入不足，媒体对公司治理的正面效应并非始终如一，很有可能给企业带来相反的市场压力效应19。研究证实，媒体会张德容，等再融资需求与企业社会责任报告印象管理基于媒体关注的调节效应第 2 期84湖南工业大学学报 2023 年通过资本市场影响企业行径，即通过报道企业信息披露质量影响企业形象，从而影响股价，进而可能导致管理层产生调整股价动因的冒险行径20。企业盈余管理行为是管理层为了达到迎合外界预期的目的，也是媒体关注导致的市场压力使然21。基于此，和媒体关注度低的企业相比，媒体关注度高的企业由于受到的社会关注度较大，面临着更残酷的经理人市场竞争，当其有再融资需求时，高强度的曝光会使管理者面临更大的外部市场压力22，媒体报道加快“坏事传千里”的速度让管理层更加担心融资失败负面报道的舆论风险，甚至于在短期内引起“羊群效应”。因此，管理者更倾向于采取社会责任报告印象管理的方式来缓解再融资压力。此外，我国股票市场发展较缓，个人投资者占市场主导地位，相较于机构投资者而言专业化程度较低，更易受到媒体舆论的影响。在全社会转型高质量发展背景下，企业管理层有动机借印象管理行为并以媒体之势取信于这部分个体受众以完成再融资23。以上，形成媒体关注对企业再融资需求和社会责任报告印象管理关系的调节机制，本文认为再融资需求对企业社会责任报告印象管理造成的影响在不同媒体关注程度的背景下并不一致，所以本文基于已有研究，提出如下媒体关注的市场压力假说：H2 媒体关注会强化再融资需求对社会责任报告印象管理程度的正向影响。3 研究设计3.1 样本选取与数据来源本文选取 20102020 年沪深 A 股中发布社会责任报告的上市企业为研究对象，并对数据作了如下处理：1）剔除金融保险类上市企业：2）剔除*ST 和ST 股；3）剔除数据缺失值和异常值，得到 25 178个有效观测值。社会责任报告印象管理数据取自和讯网公布的社会责任报告评分报告，已有研究证实其有较好信度，媒体报道数据取自报刊新闻量化舆情数据库，其他变量数据来自中国经济金融研究数据库（China Stock Market&Accounting Research Database，CSMAR）。实证研究中对所有连续变量都采取了上下 1%分位上进行 Wonsorize 的处理方式，以避免极端数据对结果的影响。3.2 变量定义3.2.1 被解释变量被解释变量为社会责任报告印象管理（VCsr_impi,t）。参考黄艺翔等24的研究，本文建立模型（2），使用其回归后的正残差表示企业进行印象管理的程度。残差很大程度上可以代表企业对社会责任报告的修饰程度。其中，残差为正代表企业存在社会责任报告印象管理的粉饰行为，增大了理想结果的可能性；负残差表明企业态度谨慎，在披露社会责任报告时进行了反向印象管理。由于负残差的样本不属于本文社会责任报告印象管理的定义范围，因此，本文在模型（2）估计结果的基础上将其剔除。选取以下变量作为控制变量：公司规模（VSize i,t）、企业性质（VSoe i,t）、资产负债率（VLev i,t）、总资产收益率（VRoa i,t）、权益市值账面价值比（VBm i,t）、管理层持股比例（VMshare i,t）、机构持股比例（VInstihold i,t）、高管薪酬（VSalary i,t）、经济环境（VDeveloped i,t）、上市地点（VExchange i,t）、是否强制信息披露（VVolunteer i,t）、年度（VYear）和行业（VIndustry）。社会责任信息披露水平（VCSRD i,t）为和讯网发布的社会责任报告评分总分，通过模型（2）回归得到的正残差衡量企业社会责任报告印象管理程度。VCSRD i,t=0+1VSize i,t+2VSoe i,t+3VLev i,t+4VRoa i,t+5VBm i,t+6VMshare i,t+7VInstihold i,t+8VSalary i,t+9VDeveloped i,t+10VExchange i,t+11VVolunteer i,t+VYear+VIndustry+i,t，（2）式中：VCSRD i,t为社会责任信息披露水平；0为常数项系数；111为各控制变量估计系数；i,t为随机扰动项；i、t 分别为企业个体和时间。3.2.2 解释变量再融资需求（VDef i,t）目前主要有两种计算方式，即 Shyam-Sunder 提出的根据资金缺口计算再融资需求的方法25和 Demirguc-Kunt 提出的用于直接计算再融资需求的方法26。但由于根据资金缺口计算再融资需求的方法所需部分数据无法直接从财务报表中获取，计算结果可能存在一定偏差，因此本文选取Demirguc-Kunt 提出的用于直接计算再融资需求的方法，根据其改良过的计算过程如下：，（3）式中：VDef i,t为再融资需求；CA i,t为企业资产规模，用期末总资产衡量；CRoe i,t为企业净资产收益率。3.2.3 调节变量本研究中选择媒体关注（VMedia i,t）为调节变量。媒体关注与企业被媒体报道次数相关。企业被媒体报道数据来源于报刊新闻量化舆情数据库，利用该数据库获得样本企业每年被媒体报道的数量，将其加85张德容，等再融资需求与企业社会责任报告印象管理基于媒体关注的调节效应第 2 期1 再取自然对数即为衡量企业的媒体关注度。3.2.4 控制变量为了减少其他因素对主效应和调节效应的影响，借鉴已有研究文献，本文引入企业规模、资产负债率、总资产收益率、企业性质、机构持股比例、高管持股比例、高管薪酬、是否重污染行业、年度和行业等变量作为控制变量。各变量定义及说明见表 1。3.3 模型设计为了验证 H1，即在其他条件不变的情况下，企业再融资需求和社会责任报告印象管理之间存在显著的正相关关系，本文构建如下模型（4）：VCsr_imp i,t=0+1VDef i,t+2Vcontrol i,t+i,t。（4）式中：0为常数项系数；1为再融资需求的估计系数；2为其他控制变量的回归系数；Vcontrol i,t为前文设定的企业规模、资产负债率等控制变量。为验证 H2，即媒体关注会强化再融资需求对社会责任报告印象管理程度的正向影响，本文构建了模型（5）。此外，为消除多重共线性影响，本文对数据进行中心化处理后再交乘，以检验媒体关注的调节作用。VCsr_imp i,t=0+1VDef i,t+2VMedia i,t+3VDef i,t*Media i,t+4Vcontrol i,t+i,t。（5）式中：0为常数项系数；1为再融资需求估计系数；2为媒体关注估计系数；3为再融资需求与媒体关注程度交乘项的回归系数；4为其他控制变量的回归系数。4 实证结果与分析4.1 描述性统计变量描述性统计结果见表 2。据表 2 的描述性统计结果可知，社会责任报告印象管理（VCsr_imp i,t）的最大值和最小值分别为 50.720,5.607，平均数为 24.630，标准差为 9.138，表明我国企业社会责任报告的质量水平波动幅度较明显，离散程度较大。同时，反映出社会责任报告印象管理行为已成为普遍现象，企业整体社会责任意识还有待提高。再融资需求（VDef i,t）的最大值和最小值分别为 0.543,-0.269，两者存在一定差距，但属于不同大小规模和经营状况的企业再融资需求的合理差异，平均值约为0.090，标准差为 0.115，说明处于不同发展时期的企业再融资需求大小也并不一致，存在一定波动，但整体较为稳定。媒体关注（VMedia i,t）的最小值为 0，最大值为 8.011，均值为 4.776，标准差为 1.618，说明媒体对企业的关注报道已呈普遍态势，但对不同企业的关注程度不一。此外，总资产收益率（VRoa i,t）、公司规模（VSize i,t）、资产负债率（VLev i,t）、机构持股比例（VInstihold i,t）、高管持股比例（VMshare i,t）和高管薪酬（VSalary i,t）等样本数据分布较散，但各控制变量的分布均处于合理范围内。4.2 相关性分析对所有变量进行 Pearson 检测，得到变量间的相关性分析结果见表 3。由表可知，再融资需求（VDef i,t）与企业社会责任报告印象管理（VCsr_imp i,t）间的相关系数为 0.53，并且在 1%的水平上显著，这一结果表明 VDef i,t与 VCsr_imp i,t为显著的正向影响关系，即企业再融资需求越大，社会责任报告印象管理程度越大，初步验证前文给出的假设 H1 成立。此外，各变量间的相关系数设置较为合理，且 VIF 均值为 2.68，据此可以判断各变量间不存在严重的多重共线性问题，符合回归基本要求。表 1 变量及其定义Table 1 Variables with their definitions类型名称符号定义说明被解释变量解释变量调节变量控制变量社会责任报告印象管理再融资需求媒体关注企业规模资产负债率总资产收益率企业性质机构持股比例高管持股比例高管薪酬是否重污染行业年度行业VCsr_imp i,tVDef i,tVMedia i,tVSize i,tVLev i,tVRoa i,tVSoe i,tVInstihold i,tVMshare i,tVSalary i,tVPollute i,tVYearVIndustry利用模型（1）得到的正残差利用公式（3）计算得到的结果媒体报道数量加 1 取自然对数期末总资产的自然对数期末负债/期末资产净利润/平均净资产若为国有控股企业，取值为 1；否则，取值为 0机构持股数/企业总股数高级管理人员持股数/公司总股数薪酬排名前三的高级管理人员平均薪酬的自然对数重污染行业取值为 1，其他取 0虚拟变量，属于当前年度取值为1，否则为 0虚拟变量，属于当前行业取值为1，否则为 0表 2 变量描述性统计结果Table 2 Variable descriptive statistical results变量VCsr_imp i,tVDef i,tVMedia i,tVSize i,tVLev i,tVRoa i,tVSoe i,tVInstihold i,tVMshare i,tVSalary i,tVPollute i,t样本量25 17825 17825 17825 17825 17825 17825 17825 17825 17825 17825 178最小值 5.607-0.269 019.970 0.053-0.134 0 0 011.740 0最大值50.7200.5438.01126.1800.8720.2141.0000.8800.68715.3701.000平均值24.6300.0924.77622.2000.4250.0450.3640.3940.13613.3800.275中位数23.140 0.079 4.99022.030 0.418 0.040 0 0.403 0.00513.350 0标准差9.1380.1151.6181.2770.2040.0530.4810.2340.2000.6950.44686湖南工业大学学报 2023 年4.3 回归分析表 4 给出了本文假设的模型（4）（5）的全样本回归分析检验结果。注：括号内数值为 t 统计量，下同。表 4 中，列（1）为模型（4）的回归分析结果，模型（4）是以企业社会责任报告印象管理（VCsr_imp i,t）为被解释变量，探究解释变量再融资需求（VDef i,t）对其影响。结果显示，VDef i,t与 VCsr_imp i,t间的回归系数为 1.93，且在 1%水平上显著，表明企业再融资需求和社会责任报告印象管理间存在显著的正相关关系，假设 H1 得到验证。企业在短期内无法解决资金困境的情况下，经理人可能会采取高风险高收益的经营战略，以期重新取信于投资者。相较于面临较大法律风险的财务报告印象管理，作为上市公司非财务信息的重要组成部分，社会责任报告具有操作空间大且无需第三方审计的优势，因而管理层更倾向于进行社会责任报告印象管理满足投资者社会责任预期，因此再融资需求会正向影响企业社会责任报告印象管理。表 4 中列（2）为模型（5）的回归分析结果，模型（5）是在模型（4）的基础上，加入了调节变量媒体关注（VMedia i,t）以及再融资需求和媒体关注的交互项（VDef i,t*Media i,t），探究媒体关注对再融资需求和企业社会责任报告印象管理间的调节效应。结果显示，再融资需求（VDef i,t）与社会责任报告印象管理（VCsr_imp i,t）的回归系数为 1.235，且在 1%水平上显著为正，表明加入媒体关注及两者交互项后，企业再融资需求和社会责任报告印象管理仍显著正相关。再融资需求与媒体关注程度交乘项（VDef i,t*Media i,t）在 1%水平上也显著为正，实证结果支持假设 H2，即媒体关注会强化再融资需求对社会责任报告印象管理程度的正向影响。资本市场中媒体主要通过监督、声誉及市场压力机制参与企业治理，实证结果表明媒体对再融资需求和企业社会责任报告印象管理间的影响主要为市场压力效应。无论新闻报道是否真实媒体关注都会影响股价资本市场特征，改变管理层行为特征。企业释放再融资需求信号伴随的高媒体关注度势必放大再融资信息市场反应，若企业有不良社会履责情况，理性投资者会迅速调整投资偏差，管理者本着规避舆论风险和吸引外界投资原则存在动机粉饰企业社会责任报告，倾向于采取社会责任报告印象管理的办法缓解再融资压力，因此媒体关注会强化再融资需求对社会责任报告印象管理程度的正向影响。5 稳健性检验本文采取以下方法进行稳健性检验：1）替换被解释变量，以润灵环球 CSR 评分代入模型（2）重新计算正残差（VCsr_imp i,t)，并将其作为被解释变量重新进行实证检验，结果见表5中列（1）；2）替换调节变量，将媒体关注根据报道倾向分表 3 变量间相关性分析结果Table 3 Results of correlation analysis between variables 注：*、*、*分别代表 1%,5%,10%水平上显著，下同。变量VCsr_imp i,tVDef i,tVSize i,tVLev i,tVRoa i,tVSoe i,tVInstihold i,tVMshare i,tVSalary i,tVPollute i,tVCsr_imp i,t10.53*0.38*0.02*0.50*0.20*0.32*-0.15*0.29*-0.01*VDef i,t10.12*-0.07*0.86*-0.06*0.15*0.06*0.26*-0.03*VSize i,t10.53*-0.05*0.34*0.44*-0.35*0.45*0.06*VLev i,t1-0.37*0.30*0.22*-0.33*0.11*0.02*VRoa i,t1-0.14*0.07*0.18*0.19*-0.03*VSoe i,t10.38*-0.48*-0.03*0.07*VInstihold i,t1-0.51*0.19*0.02*VMshare i,t1-0.08*-0.06*VSalary i,t1-0.10*VPollute i,t1表 4 模型（4）（5）的回归分析结果Table 4 Regression analysis results of models 4 and 5变量VDef i,tVMedia i,tVDef i,t*Media i,tVSize i,tVLev i,tVRoa i,tVSoe i,tVInsitihold i,tVMshare i,tVSalary i,tVPollute i,tVYear i,tVIndustry i,tVcons i,tR-squaredVCsr_imp i,t（1）1.93*(5.03)2.121*(45.227)-4.436*(-23.188)68.776*(74.346)0.504*(3.881)1.15*(9.678)-0.844*(-3.724)2.419*(45.465)-0.511*(-3.137)控制控制-54.628*(-44.372)0.847 VCsr_imp i,t（2）1.235*(3.182)0.168*(7.83)0.763*(8.704)2.08*(44.362)-4.455*(-23.349)69.568*(75.16)0.498*(3.853)1.166*(9.827)-0.827*(-3.659)2.418*(45.597)-0.536*(-3.3)控制控制-54.522*(-44.396)0.84887张德容，等再融资需求与企业社会责任报告印象管理基于媒体关注的调节效应第 2 期为正面媒体关注（VMedia1 i,t）和负面媒体关注（VMedia2 i,t）两类，分别用正面加中性媒体报道数量之和及负面媒体报道数量衡量，两者都作加 1 并取自然对数处理，表 5 中列（2）和列（3）分别为使用正面媒体关注和负面媒体关注为调节变量后的结果；3）对价值型解释变量进行价格指数平减，次处理后重新回归的检验结果见列（4）；4）考虑到可能产生的内生性问题，采用滞后一期的再融资需求（VL.Def i,t）作为工具变量，并使用两阶段最小二乘回归（2SLS）以确保回归结果的稳定性，回归检验的结果见列（5）。由表可知，回归结果与之前分析基本一致，表明本文研究是较为稳健的。表 5 稳健性检验结果Table 5 Robustness test results变量VDef i,tVD.Def i,tVL.Def i,tVSize i,tVLev i,tVRoa i,tVSoe i,tVInstihold i,tVMshare i,tVSalary i,tVPollute i,tVMedia1 i,tVDef*Media1 i,tVMedia2 i,tVDef i,t*Media2 i,tVYear i,tVInd i,tVcons i,tObservationsR-squaredVCsr_imp i,t（1）0.101*(4.966)0.166*(49.753)-0.273*(-21.618)-0.336*(-6.009)0.095*(12.122)0(-0.046)0.130*(6.422)0.045*(15.217)0.028*(2.667)控制控制3.072*(40.052)5 5500.945VCsr_imp i,t（2）1.203*(3.098)2.085*(44.441)-4.469*(-23.419)69.487*(74.932)0.496*(3.836)1.156*(9.743)-0.857*(-3.792)2.413*(45.499)-0.537*(-3.308)0.158*(7.097)0.867*(8.97)控制控制-54.372*(-44.292)25 1780.848VCsr_imp i,t（3）1.134*(2.91)2.078*(44.345)-4.432*(-23.233)69.9*(75.461)0.502*(3.886)1.176*(9.925)-0.776*(-3.433)2.421*(45.683)-0.538*(-3.315)0.194*(9.127)0.864*(8.707)控制控制-54.408*(-44.319)25 1780.848VCsr_imp i,t（4）1.951*(5.075)2.126*(45.363)-0.043*(-23.222)0.672*(74.196)0.005*(3.944)0.011*(9.595)-0.008*(-3.652)2.418*(45.405)-0.005*(-3.086)控制控制-0.525*(-44.274)25 1780.842VCsr_imp i,t（5）1.449*(6.89)0.090*(37.64)-0.233*(-6.78)1.369*(3.06)0.107*(20.96)0.084*(7.89)0.076*(-5.95)0.012*(3.21)-0.016*(-3.51)控制控制0.820*(13.60)21 3350.475 6 产权异质性回归分析本文基于产权性质不同，将样本分为国有控股企业和非国有控股企业两组进行分组回归，进一步研究再融资需求对社会责任报告印象管理的影响是否会因企业产权性质的不同而产生差异。在分组回归中，继续采用双向固定效应模型，控制年份和行业。产权异质性回归分析结果如表6所示，其中列（1）与列（2）分别报告了国有企业和非国有企业中再融资需求对企业社会责任报告印象管理影响程度差异。对于国有企业，再融资需求与社会责任报告印象管理系数不显著；而对于非国有企业，融资需求与社会责任报告印象管理在 1%水平上显著为正，即企业再融资需求和社会责任报告印象管理之间的正相关关系在非国有企业中更为显著。原因在于，和非国有企业不同，国有企业管理层的主要任命方式为行政任命，其面对的融资压力较小，而且国有企业的政府“隐形担保人”使其遇到经营瓶颈时相较于非国有企业更容易获得政府和银行的资金扶持，所有制属性的不同，致使国有企业管理层的融资限制约束较小。国有企业管理层因再融资需求进行社会责任报告印象管理的动机明显小于非国有企业，其报告相较更真实。这一结果证实：企业再融资需求与社会责任报告印象管理之间的关系在不同企业性质中存在较大差异，企业因再融资需求动因进行印象管理的行径在非国有企业中尤为明显。表 6 产权异质性回归分析结果Table 6 Property right heterogeneity regression analysis results变量VDef i,tVSize i,tVLev i,tVRoa i,tVInstihold i,tVMshare i,tVSalary i,tVPollute i,tVYear i,tVIndustry i,tVcons i,tObservationsR-squared VCsr_imp i,t（1）0.138(0.197)2.321*(23.85)-6.229*(-15.053)71.256*(37.011)2.078*(8.034)-4.927*(-2.46)2.336*(21.499)-1.102*(-3.44)控制控制-55.186*(-22.244)9 1630.806 VCsr_imp i,t（2）3.357*(7.406)2.036*(39.077)-4.001*(-19.633)67.063*(65.798)0.893*(7.237)-0.176(-0.849)2.33*(39.587)-0.321*(-1.699)控制控制-53.386*(-37.327)16 0150.87888湖南工业大学学报 2023 年7 结论与建议7.1 结论本文以沪深 A 股 20102020 年发布社会责任报告的上市公司为研究对象，实证检验了再融资需求对社会责任报告印象管理的影响以及不同媒体关注程度对二者关系的影响，得出以下结论：1）企业再融资需求和社会责任报告印象管理间存在显著正相关关系，这说明再融资需求压力确实是企业进行社会责任报告印象管理的内在动因之一；2）企业性质的不同会导致管理者印象管理行径的不一，企业再融资需求和社会责任报告印象管理间的正相关关系在非国有企业中更显著；3）媒体关注会强化再融资需求对社会责任报告印象管理程度的正向影响，从管理者压力驱动和损失规避等角度证实媒体监督对企业治理的正面作用并非一直成立。7.2 建议企业社会责任报告印象管理行为影响了社会责任报告质量，阻碍企业市场价值的实现。因此，提出以下建议：1）企业面对再融资需求带来的压力时应做出合理反应，社会责任报告印象管理的“治标”行为只能从形式上满足大众对于社会责任的要求，企业应认识到利益相关者真正关心的是社会责任报告背后的企业行为和价值，从战略角度理解社会责任发展对企业的长期影响，积极寻找“标本兼治”的解决方法，要将社会责任作为竞争战略和经营目标，并高质量披露社会责任报告，减少信息壁垒的影响，减缓再融资需求压力。2）政府应制定相关法律法规加大对非国有企业的资金支持，出台相应帮扶政策，减轻其融资压力，从而减少非国有企业社会责任报告印象管理的短视行为，提高其社会责任报告的真实性。此外，相关监管机构应完善社会责任信息披露制度，最大限度防止企业过度进行印象管理而使得信息披露不完整、不真实、不及时，提高整体的社会责任报告质量水平。3）加强和完善媒体监督机制建设，发挥媒体的监督治理作用，提升深度报道比例，使其有效抑制企业不正当行为，正向引导企业再融资需求动因导致的社会责任报告印象管理行为。本文尚有如下不足之处：1）由于社会责任报告评分具有一定的主观成分，故社会责任报告印象管理程度的衡量在准确性方面还有待加强；2）本文所选取样本无法涵盖所有变量，实验结果有相对出入。这将在今后的研究中进一步探讨。参考文献：1 KAPSTEIN E B.The Corporate Ethics CrusadeJ.Foreign Affairs，2001，80(5)：105.2 颜转运，戴蓓蓓，纪 曼.媒体关注、产权性质与企业社会责任报告印象管理 J.会计之友，2020(13)：88-93.YAN Zhuanyun，DAI Beibei，JI Man.Media Attention,Property Rights and Corporate Social Responsibility Report Impression ManagementJ.Friends of Accounting，2020(13)：88-93.3 DYCK A，VOLCHKOVA N，ZINGALES L.The Corporate Governance Role of the Media：Evidence from RussiaJ.The Journal of 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