房地产企业社会责任信息披露、内部信息沟通与金融化.pdf

王玉 梁彦希 王渊房地产企业社会责任信息披露、内部信息沟通与金融化王玉 梁彦希 王渊 房地产企业社会责任信息披露、内部信息沟通与金融化作者简介：王玉，暨南大学国际商学院教授，邮箱：；梁彦希，南开大学金融学院硕士研究生，邮箱：；王渊（通讯作者），华南理工大学工商管理学院硕士研究生，邮箱：。QuarterlyNo.3，2022季刊2022年第3期ECONOMIC DEVELOPMENT STUDIES房地产企业社会责任信息披露、内部信息沟通与金融化王玉梁彦希王渊摘要：本文基于房地产企业纾困与治理现代化的背景，以20112021年中国A股房地产上市公司为样本，构建静态面板模型和动态GMM面板模型综合分析了房地产企业社会责任信息披露对不同程度金融化的影响，并以“三道红线”政策中的标准构建房地产企业过度金融化指标，验证社会责任信息披露对过度金融化的影响。同时，对企业内部信息沟通在房地产企业社会责任信息披露与企业金融化及过度金融化之间的调节作用进行了分析。研究发现，房地产企业社会责任信息披露对企业金融化呈现倒U型影响，能够显著抑制企业过度金融化；企业内部信息沟通负向调节了房地产企业社会责任信息披露对于企业金融化的促进作用，同时增强了房地产企业社会责任信息披露对于企业过度金融化的抑制作用。关键词：房地产企业；社会责任信息披露；金融化；企业内部信息沟通一、引言房地产是中国经济发展的重要乃至支柱性产业，其上下游产业链长，与人民群众生活关系密切，这些企业自身属性要求企业承担更多的社会责任（李超，2022）。同时，部分企业漠视自身应当承担的社会责任，对商品房的完工状况、施工的噪音与空气污染呈现放任态度，给社会和人民群众生活带来了负面影响（张伟平和曹廷求，2022）。恒大地产、融创等房企“爆雷”的相关案例也在提醒社会各界，房地产企业履行社会责任并不仅仅是房地产企业自身的事情，同样应接受社会各界的监督。基于此，房地产企业社会责任信息披露日渐成为研究领域的一大热点。对于房地产企业是否属于实体行业，学者进行了广泛的探讨。王化成等（2023）认为房地产企业持有的房地产具备金融属性，因此应当归类为非实体企业。但舒欢和邹维（2022）认为房地产企业在中国情境下具备实体企业属性，应当被归类为实体经济。结合 2022 年中国政府工作报告对于房地产行业的定性，本文采纳后者的看法，将房地产企业划分至实体行业。基于这一前提，本文对于房地产企业金融化是“由虚到虚”还是“脱实向虚”进行了界定，其是由原本实体经营转向金融资产配置的“脱实向虚”行为。57经济发展研究 2022年第3期受 2008 年金融危机影响以及 2020 年新冠肺炎疫情冲击，加之相关国家政策出台，越来越多非金融类企业将自身资产投入金融领域，以获取超额回报，企业呈现金融化趋势（李成等，2022）。房地产企业将资金投入金融市场，一方面能够促进企业获得超额回报、降低企业的资金使用成本、降低企业的杠杆率（蔡艳萍等，2019），但企业的过度金融化，特别是房地产企业的过度金融化会挤占实体投资和上下游供应商的货款给付，不利于企业的可持续发展（向为民等，2022）。房地产企业的产业链长、重资产运营、自身体量大，其合理金融化能够促进企业盘活低效资金，进而降低企业的周转风险（王修华，2021），这对上下游实体经济和保障民生具有重要影响。另一方面，房地产企业的过度金融化会增加企业金融风险，降低产业链可靠性，不利于优化产业结构和经济发展。基于此，国家出台了“三道红线”相关政策以抑制房地产过度金融化。但2020 年以来部分房地产企业金融流动性较弱，促进房地产企业在合理区间运行、防范系统性金融风险成为一个紧迫的任务。目前对于企业金融化概念主要从两方面进行界定。从整体过程角度而言，企业金融化就是指企业从事更多的非生产性经营活动，包括企业通过各种金融市场和金融工具来进行融资、风险管理和财务管理的过程。从单纯行为角度而言，企业金融化主要是企业为获取资本市场的超额利润进行的投融资行为（杜勇等，2019）。本文的房地产企业金融化主要从其融资行为以及融资程度的视角进行分析。近年来，随着上市公司内部治理和外部信息披露等相关制度更加完善，企业现代化程度更高（杨晓玲，2013）。企业内部治理与外部信息披露制度的现代化，一方面要求企业对外更加积极的履行社会责任、披露相关信息；另一方面要求企业对内盘活内部资源，促进企业高效运行，实现房地产企业的提质增效。就学术界而言，目前国内对于企业社会 ESG 和内部治理等话题与企业金融化之间关系的研究较少，研究结论也并不一致。此外，相关研究较少关注房地产行业，大多是对于整体上市公司或非金融企业的研究（阳旸等，2021）。就研究话题而言，大部分研究多关注于融资效率、代理成本等中介变量在其影响机制中的作用，而较少研究社会责任信息披露在信息流动方面的影响。而针对房地产企业金融化而言，现有学者对其普遍持有负面观点。但是从企业内部资源视角而言，企业合理金融化是企业盘活内部闲置资金，促进企业高效率发展的重要方式。目前，相关学者对于企业适度金融化与过度金融化之间研究，特别是考虑到企业发展现代化的思考相对较少。基于此，本文主要解决如下核心问题：首先，本文分析了在房地产企业中，社会责任信息披露如何影响企业金融化，能否促进企业的合理金融化以及降低企业的过度金融化；其次，本文分析了企业内部信息沟通如何在企业社会责任信息披露对金融化的影响过程中起到提质增效的作用。为了分析在企业治理现代化背景下，房地产企业的社会责任信息披露对于房地产企业金融化的影响作用，本文以中国 A 股房地产上市公司作为研究样本，从促进企业合理金融化、抑制过度金融化以降低金融风险的新视角，分析企业内部信息沟通在社会责任信息披露和企业金融化及过度金融化中的调节作用。本文的贡献主要体现在以下两个方面：一是在现实意义方面，分析了当前在国内房地产市场面临困境，房地产企业经过粗放式发展后向现代化转型中，房地产企业如何通过社会责任信息披露促进企业合理金融化、抑制过度金融化，并且进一步分析了企业完善高效的内58王玉 梁彦希 王渊房地产企业社会责任信息披露、内部信息沟通与金融化部信息沟通如何调节企业的社会责任披露与金融化的关系，促进企业获取社会和资本市场信任，进而实现可持续发展；二是在理论机理层面，从企业金融化的双元作用视角分析了房地产企业社会责任信息披露对金融化的倒 U 型影响，特别是对于企业内部信息沟通的调节作用进行了研究，为相关房地产市场发展的政策制定提供理论依据。二、研究假设（一）房地产企业的社会责任和社会责任信息披露企业社会责任是指企业组织通过透明和合乎道德的行为，为其决策和活动对社会和环境的影响而承担的责任（舒欢和邹维，2022）。房地产行业主要是以获取土地、建筑产出成果为经营对象，围绕房产建筑进行多样化经济活动的第三产业企业（王少华等，2020）。房地产行业与上下游产业具有很强的相关性，例如建筑业、采掘业、银行业、制造业等。同时，我国的房地产行业与国家政策以及各个地方的财政和税收政策同样具有极强的关联性（王欣，2021）。目前，对于房地产企业社会责任的定义并没有统一。但是，在部分省份对于房地产企业颁布了相关指引条例，如广东省房地产协会颁布并实施的广东省房地产企业社会责任指引对于房地产企业的社会责任履行进行了简单阐述。根据房地产企业特征与自身属性，本文对于房地产企业的社会责任披露进行界定。本文将合格的房地产企业社会责任信息披露定义为：企业在经营过程中对利益相关者充分披露决策事宜，对股东、员工、购房者和当地政府等主体充分披露自身的经济、法律和道德信息。在前人的研究中，对于企业信息披露影响企业生产经营行为和财务状况的研究已十分充分。但企业信息披露的内容涉及企业的财务报表、经营报告、重大事项、风险因素等方面的数据、分析和说明。而社会责任信息披露的内容涉及企业在环境保护、社会责任和公司治理等方面的政策、目标、措施、成果和影响。这二者对于企业生产经营和财务数据影响的作用机制并不完全相同，特别是在房地产这一对社会民生影响重大的行业中，研究企业社会责任信息披露具有重大意义。（二）社会责任信息披露与企业金融化在房地产企业粗放式发展时期，由于房地产企业面对的是庞大的增量市场，企业对于自身内部资源利用与向外界的信息披露等相关制度都并不完善。但随着房地产市场从增量市场逐渐转变为存量市场，企业原有的发展模式并不能适应现有市场发展。一方面是房地产企业不完善的内部治理机制无法及时有效的盘活企业内部资金资源，导致上下游供应商的回款速度与资金周转效率较低；另一方面，由于房地产企业原有不完善的信息披露制度无法及时有效地向市场与利益相关者传递有效信息，导致企业融资约束与融资压力过大。房地产企业正逐渐由粗放式发展转向精细化运作，逐渐向国际前沿的企业学习，促进企业的现代化转型。履行企业社会责任、完善信息披露制度等行为是企业治理现代化的一个重要特征（王欣，2021）。现有学者认为企业社会责任履行通过社会责任投入获得较好的企业外在形象。但是由于企业的逐利性，企业往往会选择将资金投入金融市场追求超额收益，以实现股东财富最大化。但上述研究均将房地产企业与金融企业进行剔除，仅仅对于制造业企业进行研究。就房地产企业而言，其上下游产业链较长，且具有重资产重投入回报的属性，因此企业往往存在较大规模的资产。由59经济发展研究 2022年第3期于房地产企业融资大部分来自于地方银行，融资成本较高，在合理范围内配置相应的金融资产对企业发展起到正面影响，而过度金融化则会对企业产生负面效应。鉴于房地产行业和企业自身的特殊性，以及房地产企业金融化对于企业发展影响的“双元性”，因而本文推断房地产企业社会责任信息披露与金融化并非是简单的线性关系。根据信号传递理论，企业的社会责任信息披露作为一种积极的企业内部治理信号，能够降低企业在市场融资的潜在风险与不确定性，从而影响企业的金融化选择。Tori 和 Onaran（2018）实证研究发现企业过度金融化会降低投资效率；王少华等（2020）发现企业非过度金融化能提升企业效率，但过度金融化会导致企业减少实体投资；刘立夫和杜金岷（2021）研究发现企业适度金融化能提升企业价值，而过度金融化会降低企业价值。因此，信息披露制度较为规范、更具有社会责任承担义务的企业在一定程度上，会更倾向于将这部分闲置资金投入金融市场以盘活现有资源，从而降低企业资本成本，促进企业降本增效。在完善的企业社会责任信息披露下，市场对于企业的资产状况关注程度较高。同时这一举措也给资本市场传递企业良好发展的有利信号，降低企业融资约束，实现企业发展的正向循环。虽然企业的合理金融化能够增加企业收益，起到减缓融资约束的作用（黎文靖和李茫茫2017），但企业的过度金融化对于房地产企业将增加流动性风险，易引发企业金融风险（王立平和李蔓丽，2023）。对于企业而言，其发展具有一个合理的金融化程度，超过该金融化程度则不利于企业实现可持续发展。李小荣和徐腾冲（2022）认为完善的社会责任信息披露能够帮助企业在外部监督和内部治理的双重作用下实现良性发展。外部监督理论认为，企业作为社会的一部分，不仅要追求自身利益，还要考虑对社会和环境的影响。基于外部监督理论，社会责任信息披露可以促进企业合理金融化，提升其金融化的效果和价值，因此随着社会责任信息披露程度的增加，企业的合理金融化程度不断增加。同时，社会责任信息披露有助于减少企业过度金融化的动机和空间，因为基于外部监督理论，企业需要考虑其金融投资是否符合利益相关者的期望，同时由于社会责任信息披露会披露相关的金融投资对社会的潜在风险，因此能够抑制企业的不合理金融投资，同时抑制企业的过度金融化。基于内部治理理论，企业的社会责任信息披露代表企业有完善的内部控制和披露机制，能够在一方面促进企业的内部合规投融资，另一方面抑制企业的单纯逐利行为。因此对于房地产企业而言，有理由认为随着企业社会责任信息披露的完善，企业的合理金融化程度会不断提升，在到达金融化促进企业发展的阈值后，企业社会责任信息披露的完善会抑制企业的不合理金融化。换言之，完善的社会责任信息披露能够帮助企业在继续金融化带来的边际效应递减时抑制企业的金融化程度加深。基于上述分析，本文提出假设 1。H1：房地产企业社会责任信息披露与企业金融化程度呈现倒 U 型关系。（三）社会责任信息披露与企业过度金融化企业的融资效率往往与企业融资约束具有重要关系，这对房地产企业的金融化来说更为重要。由于目前我国资本市场并不完备，企业内外部的融资存在差异，企业融资受到约束（魏佳慧和耿成轩，2022）。房地产企业需要大量的资本来开展上下游产业链的物资采购与建设，但由于近年来房地产企业融资的相关约束和地方土地财政难以为继，加上新冠肺炎疫情的冲击，房地产企业的60王玉 梁彦希 王渊房地产企业社会责任信息披露、内部信息沟通与金融化业务萎缩，融资效率更加受限（刘骅和卢亚娟，2022）。由于企业巨大的资金需求，其融资成本居高不下，往往会选择将更多资金投入资本市场中，以谋求更多回报，并维持可观的利润。但是这部分业务会产生更大风险，导致企业的现金流不稳定（谭小玉和陈裕鑫，2022）。因此，企业的过度金融化给企业的发展带来了不良影响。在社会的关注下，房地产企业对自身社会责任相关信息进行充分披露，能够提高房地产企业的信息透明度，从而降低外部利益相关者的信息不对称程度，推动房地产企业可持续发展。信号传递理论认为，企业对于资本市场的充分的信息传递能够带来企业融资效率的提升（刘柏和刘畅，2019），企业融资效率的提升能够提高企业金融资产的配置效率与配置收益。此外，充分的社会责任信息披露反映了企业的道德感，相比着眼于眼下利益，它们更关注企业的长期可持续发展。在此基础上，企业出于更低的融资成本与更高的融资收益，以及对长远发展目标的考虑，会将资金更多投入实业生产中，挤占投向金融领域的资金，从而降低企业的过度金融化。据此，本文提出假设 2。H2：房地产企业社会责任信息披露程度越高，企业过度金融化程度越低。（四）企业内部信息沟通在房企社会责任信息披露与金融化关系中的调节效应社会责任信息披露能够显著提高企业管理者与利益相关者之间的信息传递质量（Zhang 等，2022）。当企业内部信息沟通渠道畅通的情况下，利益相关者等外部力量能更好地对企业进行监督，企业内部的代理问题将得到有效缓解（井润田等，2020），从而使管理者能够基于企业长期发展做出投资决策，着力发展实体主业，减少对金融资产的非理性逐利（Kanagasabai 和 Aggarwal，2021）。同时，企业完善的信息与沟通能够促进企业内部控制与管理的现代化（Wang 等，2023）。Luka 等（2022）研究表明，企业内部信息交流更加完善的企业，具有较透明和较为可信的信息披露机制。基于内部资源基础理论，企业较完善的信息与沟通降低了企业成本，增加了企业内源资本，降低了企业对于外源资金的使用需求，从而减少了企业向资本市场的投资（Han 和 Zhang，2016）。因此，在中国房地产企业中，有理由认为：企业内部信息沟通在房地产企业社会责任信息披露与金融化关系中呈现负向调节作用。基于上述分析，本文提出假设 3。H3：企业内部信息沟通在房地产企业社会责任信息披露与金融化关系中存在负向调节效应。三、研究设计（一）样本选取与数据来源本文选取 20112021 年中国沪深 A 股房地产上市企业作为研究样本，企业内部信息沟通数据来自 DIB 数据库，其余数据均来自 CSMAR 数据库。本文还对样本进行了如下处理：对于所有 ST和 PT 类企业进行了剔除；剔除相关数据异常或者缺失的样本。为了消除极端值的影响，本文对所有连续变量在 1%和 99%分位上进行缩尾处理，最终获得了 119 家房地产企业的 991 个有效样本。（二）变量定义1核心解释变量核心解释变量为房地产企业社会责任信息披露质量（CSI）。由于社会责任行为本身涉及多个维度，加之社会责任信息多以文字的形式报告，社会责任信息披露质量难以量化，理论界仍然缺61经济发展研究 2022年第3期乏统一和权威的度量方法。根据利益相关者理论，企业的社会责任被界定在“企业与利益相关者的关系”之上，满足了利益相关者的利益诉求，企业就承担了社会责任（Clarkson，1995）。因此，评价一个企业披露的社会责任信息质量的高低主要取决于是否披露了企业对利益相关者的社会责任履行状况，以及信息是否真实可靠。本文参考邹萍（2018）的方式，选取国泰安数据库中社会责任研究子库中“上市公司社会责任报告基本信息表”中的 11 个方面，作为衡量企业社会责任信息质量的基本标准，进行二元判断并计分求和，构建房地产企业社会责任信息披露质量指数，该指标越大，说明该房地产企业社会责任信息质量越高。2被解释变量被解释变量为房地产企业金融化程度（FIN）和房地产企业过度金融化程度（GFIN）。本文采用刘立夫和杜金岷（2021）关于金融资产占总资产的比重作为房地产企业金融化程度（FIN）的衡量方法，金融资产占比越高，代表房地产企业的金融化程度越高。同时，本文以“三道红线”相关指标为基础，即剔除预收款项后的资产负债率、净负债率和现金短债比，构建企业过度金融化程度指标。2020 年 8 月 23 日，住建部和中国人民银行与房地产企业座谈后，“三道红线”政策出台。“三道红线”规定如下：剔除预收款后的资产负债率不得大于 70%、净负债率不得大于100%、现金短债比不小于 1。根据“踩线”条数，房企被分为“红橙黄绿”四档，“红档”房企为“三道红线”均踩，依此类推，“绿档”房企没有踩中任何一条“红线”，四档房企的年度有息负债增速上限也被依次设定为 0.5%、10%和 15%，“红档”房企将不能新增有息负债。“三道红线”对于房地产企业的过度负债进行了限制。房地产企业的主要融资行为是银行贷款与发行债券，结合文首对企业金融化的定义，说明“三道红线”规制的房地产企业多为过度金融化企业。在房住不炒的政策背景下，“三道红线”政策的出台标志着房地产行业去金融化的开始，意在倒逼房企转型（王建勇和李艾琳，2021）。本文对过度金融化的具体构建方式如下：首先，剔除预收款项后的资产负债率计算方式为负债减去预收款项后除以总资产，将剔除预收款项后资产负债率大于 70%的赋值为 1，否则为 0。其次，净负债率计算方式为有息负债减去货币资金后除以所有者权益。需要说明的是，目前学界对于有息负债的界定并不相同。一般情况下，“短期借款”“长期借款”“应付债券”“一年内到期的非流动性负债”“一年内到期的融资租赁负债”“长期融资租赁负债”都是有息负债，而“应付票据”“应付账款”“其他应付款”亦有可能是有息的。因此，本文首先将全部可能及一定有息的负债项目加总，计算有息负债。为了确保结论的有效性，在稳健性检验中，我们将应付票据、应付账款、其他应付款三项剔除，得到新的有息负债。本文将净负债率超过 100%的企业赋值为 1，代表超过了“三道红线”政策限定值；同时将未超过 100%的企业赋值为 0，代表并未超限定值。再次，现金短债比计算方式为货币资金除以流动负债，将现金短债比未超过 1 的企业赋值为 1，代表超过三道红线政策限定值；将超过 1 的企业赋值为 0。最后，将三项指标赋值进行加总，得到了范围在 0 到 3 的企业过度金融化程度量化值。3调节变量调节变量为企业内部信息沟通（INF）。本文参考杨道广等（2019）的研究方法，采用 DIB 数据库中内部控制信息披露指数库中的内部信息沟通指数，反映了信息的收集及在企业内部和与企62王玉 梁彦希 王渊房地产企业社会责任信息披露、内部信息沟通与金融化业外部有关的沟通过程中的质量。4控制变量为控制企业中其他因素对于房地产企业金融化的影响，本文参考舒鑫（2020）等相关研究，将以下变量作为控制变量：企业规模（SIZE）、资产负债率（LEV）、股权性质（SOE）、有形资产比率（TAR）、现金及现金等价物周转率（CTR）、总资产净利率（ROA）、营业收入增长率（GRO）和股权集中度（COV）。（三）模型设定考虑到面板数据属性和房地产企业自身特征以及 Hausman 检验结果，本文采用固定效应模型进行检验和动态面板 GMM 模型进行综合分析。首先构建时间固定效应模型（1），验证房地产企业社会责任信息披露质量与企业金融化程度之间的关系。FINit=a0+a1CSIit+a2CSI2it+Controlsit+YEAR+it（1）其中，a0是常数项，a1是房地产企业社会责任信息披露质量的回归系数，a2是房地产企业社会责任信息披露平方项的系数，用以检验社会责任信息披露对两阶段金融化的倒 U 型影响。Controls是控制变量的集合，其中包含上文提到的企业规模、资产负债率、股权性质、有形资产比率、现金及现金等价物周转率、总资产净利率、营业收入增长率和股权集中度八个控制变量。i t为随机扰动项。若a1 0且显著，说明房地产企业完善的社会责任信息披露能够有效地促进企业金融化。另外，本文构建模型（2）来检验内部信息沟通对于房地产企业社会责任信息披露和金融化之间的调节作用。FINit=a0+a1CSIit+a2CSI2it+a3CSIitINFit+a4CSI2itINFit+a5INFit+Controlsit+YEAR+it（2）其中，a0是常数项，a1是房地产企业社会责任信息披露质量的回归系数，a2是房地产企业社会责任信息披露的平方项系数，a3是企业社会责任信息披露质量和企业内部信息沟通的交互项系数，a4是社会责任信息披露的平方项和企业内部信息沟通的交互项系数。Controls是控制变量的集合，it是随机扰动项。需要说明的是，在式（2）中，当a1a4 a2a3 0时，调节变量使倒 U 型曲线的拐点向右平移，反之则向左平移。当a4 0时，表明调节变量的调节效应使倒 U 型曲线变得更加平缓，反之则使倒 U 型曲线更加陡峭。若只采用时间固定效应模型进行分析，则容易出现内生性问题。为此本文构建系统 GMM 动态面板模型进行分析，选择房地产企业金融化（FIN）的一阶滞后项作为工具变量，以克服变量之间的内生性。其主效应与调节效应模型如式（3）和式（4）所示。FINit=a0+a1FINi,t 1+a2CSIit+a3CSI2it+Controlsit+YEAR+it（3）FINit=a0+a1FINi,t 1+a2CSIit+a3CSI2it+a4CSIitINFit+a5CSI2itINFit+a6INFit+Controlsit+YEAR+it（4）63经济发展研究 2022年第3期需要说明的是在式（3）和式（4）中a1为房地产企业金融化（FIN）的一阶滞后项的待估系数，其他待估系数与式（1）和式（2）类似。此外，本文还构建模型（5）、（6）对房地产企业社会责任信息披露质量与企业过度金融化之间关系及企业内部信息沟通的调节效应进行验证。GFIN 为企业过度金融化程度，其余变量与（1）、（2）相似，若a10 且显著时，说明企业内部信息沟通质量对于企业社会责任信息披露和企业过度金融化之间的关系具有负向调节作用。GFINit=a0+a1CSIit+a3INFit+Controlsit+YEAR+it（5）GFINit=a0+a1CSIit+a2CSIitINFit+a3INFit+Controlsit+YEAR+it（6）四、实证检验（一）描述性统计变量的描述性统计结果如表 1 所示。房地产企业金融化程度的最小值为 0，最大值为 44.93%，表明房地产企业大多配置了一定数量的金融资产，但不同企业的金融化水平差异较大。房地产企业过度金融化以“三道红线”指标为基础构建，最大值为 3，均值为 1.61，说明超半数企业至少踩中“一道红线”，存在过度金融化倾向。房地产企业社会责任信息披露质量的最小值为 0，最大值为 11，标准差较大，说明不同房地产企业的社会责任披露质量差异较大。表1描述性统计结果变量名称社会责任信息披露质量企业金融化程度企业过度金融化程度内部信息沟通质量第一大股东持股比率企业规模资产负债率股权性质有形资产比率现金及现金等价物周转率总资产净利率营业收入增长率符号CSIFINGFININFCOVSIZELEVSOETARCTRROAGRON991991991991991991991991991991991991均值4.6652.0031.6162.81651.79023.6000.6600.5160.9862.8530.0244.331标准差3.1105.0870.8071.18715.371.4150.1740.5000.0386.8020.04528.340最小值000013.57019.3200.09600.4780.031-0.533-4.201最大值1144.93035.95086.16028.2601.34711189.8000.200772.800（二）回归分析房地产企业社会责任信息披露与企业金融化以及企业内部信息沟通的回归结果如表 2 所示。由表 2 的（3）列和（4）列可见，AR（1）的 P 值均为超过 0.05，AR（2）的 P 值均大于 0.10，Sargan 检验的 P 值均大于 0.10，Wald chi2 检验的 P 值均小于 0.05，说明模型符合 GMM 动态面板64王玉 梁彦希 王渊房地产企业社会责任信息披露、内部信息沟通与金融化模型估计要求，本文选取的工具变量（FIN 的一阶滞后项）有效。由表 2 的（1）、（3）列和（2）、（4）列对比可得出，静态面板时间固定效应模型和动态面板 GMM 模型回归系数方向基本一致，后文均采用动态面板 GMM 模型结果进行解释。表2企业金融化影响因素与调节效应回归结果FINt-1CSICSI2SIZELEVSOETARCTRROAGROCOVINFCSIINFCSI2INFAdj.R2AR（1）AR（2）FWald chi2Hausman testSargan testN（1）静态面板时间固定0.148*（0.056）-0.008*（-0.389）0.164（0.164）-3.728*（1.299）0.765*（0.318）-5.799（4.240）0.077*（0.026）0.956（4.335）-0.002（0.006）-0.043*（0.011）0.0405.947*25.219*991（2）静态面板时间固定0.483*（0.128）-0.043*（-0.902）0.207（0.165）-3.648*（1.300）0.634*（0.322）-5.585（4.230）0.077*（0.026）1.099（4.316）-0.002（0.006）-0.044*（0.011）0.353（0.248）-0.122*（0.042）0.0150*（0.964）0.0495.487*27.621*991（3）动态面板GMM模型0.543*（43.889）0.341*（4.408）-0.044*（-6.141）0.089（0.404）-1.958*（-2.893）3.722（1.612）-0.074*（-13.620）-0.474（-0.292）-0.023（-4.251）0.016*（1.924）-2.575*0.854158.139*44.219991（4）动态面板GMM模型0.535*（42.946）0.573*（3.853）-0.062*（-4.103）0.166（0.751）-1.920*（-2.557）3.806*（1.681）-0.069*（-12.256）-0.637（-0.370）-0.024*（-4.289）0.017*（1.801）0.347*（2.505）-0.074*（-1.648）0.005*（1.225）-2.551*0.890154.421*47.636991注：*、*、*分别表示在1%、5%和10%水平上显著，括号内为z值，下同。65经济发展研究 2022年第3期表 2 列（3）为社会责任信息披露质量与企业金融化的动态面板 GMM 模型基准回归，结果显示社会责任信息披露质量对房地产企业一阶金融化程度显著正向影响，社会责任信息披露质量对房地产企业二阶金融化程度显著负向影响。这表明房地产企业社会责任信息披露质量对金融化程度呈现先促进后抑制的倒 U 型影响，假设 1 成立。表 2 列（2）和列（4）为加入内部信息沟通这一调节变量后的回归结果。CSI2INF结果显著为正，说明企业内部信息沟通对于企业社会责任信息披露与金融化的倒 U 曲线中为负向调节。根据前文公式（4）曲线拐点平移判别式小于 0，说明企业内部信息沟通使得原有倒 U 曲线拐点左移。同时，CSI2INF结果显著为正，则说明企业内部信息沟通使得原有倒 U 曲线更加平缓。换言之，企业内部信息沟通对于社会责任信息披露对金融化程度较低时的促进作用程度强度更小但作用范围更深，对于金融化程度较高时的抑制作用同理。原因在于信息披露、沟通质量能够显著提高企业管理者与利益相关者之间的传递效果，在利益相关者等外部力量的共同监督下，企业内部的代理问题将得到有效缓解，从而使管理者能够基于企业长期发展做出投资决策，减少对金融资产的逐利，假设 3 成立。为了进一步探究社会责任信息披露质量对金融化程度较高企业的影响，本文以“三道红线”涉及的指标为基础，构建了过度金融化指标，并进行回归分析，结果如表 3 所示。列（5）为社会责任信息披露质量与企业过度金融化的基准回归，回归结果表明，社会责任信息披露质量在 5%的水平上显著抑制企业过度金融化，其逻辑主要在于社会责任信息披露质量较好的企业，更加注重声誉，将资源投资于利益相关者，承担社会责任，减少大规模金融投资或金融资产的配置，假设 2 成立。列（6）为加入企业内部信息沟通这一调节变量后的回归结果，结果表明社会责任信息披露质量会抑制企业过度金融化，企业内部信息沟通会加强社会责任信息披露质量对企业过度金融化的抑制作用。（三）异质性检验考虑到企业产权性质在房地产企业的融资成本与社会责任信息披露与履行的区别，从国有企业与非国有企业角度进行了异质性分析，如表 4 所示。结果显示，无论是对于表3企业过度金融化回归结果CSISIZELEVSOETARCTRROAGROCOVINFCSIINFAdj.R2FHausman testN（5）静态面板固定效应-0.018*（0.007）0.003（0.020）1.389*（0.159）0.132*（0.039）0.462（0.520）0.000（0.003）-1.311*（0.531）0.000（0.001）-0.000（0.001）0.16523.736*32.014*991（6）静态面板固定效应-0.012*（0.016）-0.001（0.020）1.360*（0.160）0.144*（0.040）0.515（0.520）0.001（0.003）-1.314*（0.531）0.000（0.001）0.000（0.001）0.044*（4.030）-0.003*（-2.956）0.16619.764*36.218*99166王玉 梁彦希 王渊房地产企业社会责任信息披露、内部信息沟通与金融化表 4社会责任信息披露对金融化影响异质性检验Fint-1CSICSI2SIZELEVTARCTRROAGROCOVINFCSIINFCSI2INFFAR（1）AR（2）Hausman testSargan testAdj.R2Wald chi2N国有企业（1）静态面板固定效应0.417*（-0.982）-0.018*（-1.030）0.052（-0.267）-5.125*（-2.140）0.173（-13.244）0.109（-0.103）1.994（-8.318）-0.004（-0.014）-0.053*（-0.018）3.569*14.709*0.027511511动态面板GMM模型0.467*（73.566）0.709*（8.692）-0.084*（-11.012）0.656*（3.178）-3.153*（-4.307）-7.436*（-3.922）-0.015*（-2.523）-6.646*（-6.364）-0.006（-0.991）0.003（0.525）-1.940*1.43843.612599.070*（2）静态面板固定效应1.515*（-0.703）-0.118*（-0.976）0.112（-0.267）-4.657*（-2.137）1.165（-13.187）0.111（-0.102）1.739（-8.279）-0.004（-0.014）-0.054*（-0.018）0.239（-0.207）-0.426（-0.348）0.038（0.026）3.38716.356*0.037511动态面板GMM模型0.408*（15.691）0.581*（2.632）-0.073*（-3.266）1.199*（2.571）-5.273*（-3.163）-96.662*（-2.493）-0.039*（-2.351）-13.962*（-2.296）0.003（0.454）-0.043*（-2.388）-0.018（-0.131）-0.082（-0.899）0.011（1.175）-1.887*1.22119.5920.037511非国有企业（3）静态面板固定效应0.117（0.225）-0.02（-0.026）0.107（-0.212）-1.577（-1.737）-7.016（-4.018）0.065*（-0.024）-1.107（-4.697）-0.001（-0.005）-0.038*（-0.012）3.416*24.346*0.026480动态面板GMM模型0.669*（31.995）0.203*（2.506）-0.032*（-3.019）-0.146（-0.469）-0.043（-0.039）-8.807（-1.108）-0.041*（-4.655）5.135（1.464）-0.044*（-10.341）0.017（0.958）-2.250*-0.60213.70326.145*480480（4）静态面板固定效应-0.075（-0.536）0.065（0.065）0.128（-0.215）-1.832（-1.738）-6.791（-4.004）0.067*（-0.024）-1.001（-4.673）0.000（-0.005）-0.036*（-0.012）0.573（-0.318）-0.064（-0.167）0.01（0.019）3.235*22.87*0.036动态面板GMM模型0.648*（27.412）0.279*（1.417）-0.016*（-1.637）-0.494（-0.406）0.641（0.104）-2.262（-0.275）-0.045*（-3.709）3.616（0.471）-0.043*（-5.633）0.014（0.752）0.334*（1.398）-0.055*（-3.855）0.001*（2.103）-2.274*-0.57812.77911.991*48067经济发展研究 2022年第3期国有企业还是非国有企业，企业社会责任信息披露对于金融化的倒 U 型影响均成立。但对于国有企业而言，其倒 U 曲线为先陡峭后平缓。换言之，社会责任信息披露带来的社会各界关注有利于国有企业实现合理金融化融资，但对于超过限度的金融化抑制作用则较弱。产生这一现象的原因可能是在于国有企业出于防范系统性金融风险的原因，其超过合理限度的金融化程度较弱，因此社会责任信息披露的抑制作用也相对较弱。相较于国有企业，非国有企业无论是倒 U 曲线的促进作用部分还是抑制部分，社会责任信息披露的作用均未达到国有企业程度。其原因可能在于国有企业更重视对于社会责任的履行和披露，因此对于企业金融化的影响程度更深，非国有企业则相反。在非国有企业中，企业内部信息沟通程度提升能够提升企业在内部和外部进行沟通协作的效率。这一效率的提升能够降低企业沟通等营运和过程成本，在另一方面也能够促进企业内部交流机制的流程改革。随着企业进行这些现代化治理进程的改革，企业能够显著降低企业