一、 引言

随着投资者、消费者和其他利益相关者对企业各方面行为透明度要求的不断提高，使得披露企业社会责任信息成为公司展示真实企业道德的重要手段。近年来，会计信息失真现象频发，企业能否严格的遵守相关法律法规的要求，披露真实可靠的财务信息受到了来自社会各方面的普遍关注。企业社会责任概念的内涵已然从企业公民、“三重底线”和可持续发展理论下的公司对公众的受托社会责任延伸为公司对投资者和其他利益相关者的受托财务责任。

当前会计领域有关企业社会责任与受托财务责任关系的研究，大部分聚焦于解决企业社会责任与盈余管理的关系问题。一种观点认为，管理者可能迫于一定的压力或者预期目标，通过会计政策选择和会计估计变更等手段来进行盈余管理。这种盈余管理行为将导致代理成本增加。Prior et al.(2008)认为盈余管理行为损害了利益相关者的集体利益，因此管理者借助企业社会责任信息披露，掩饰盈余操纵的行为，以避免利益相关者觉察。因而，披露社会责任信息的企业，其报告的会计信息可靠性较差。另一种观点认为，企业社会责任的履行与公司预期对社会道德的追求存在潜在的联系，履行社会责任的企业将约束盈余管理行为，使提供给投资者的财务信息更加透明和可靠。公众投资者实际上将公司提供透明的财务报告视为其应尽的社会责任。因此，在道德视角下，有社会责任感的公司将更加真实客观地报告其盈余信息，较少进行盈余管理(Yip et al., 2011)。

从现有文献发现，国内外学者将盈余管理作为会计信息可靠性的主要衡量指标。近年来，国外学者已关注到企业社会责任与会计信息可靠性之间的关系(Prior et al., 2008；Chih et al., 2008；Hong et al., 2011；Kim et al., 2012)，而我国学者对这类问题的研究起步较晚，少数学者从是否披露社会责任报告的角度研究企业社会责任与会计信息可靠性的关系(高利芳等，2011)，或以自愿披露社会责任报告的上市公司为样本来研究企业社会责任与会计信息可靠性的关系(王霞等，2014)。我们认为企业履行社会责任情况是企业对公开市场发布的一项重要的非财务信息，除了能揭示企业相关的社会责任战略执行情况，还应能够对企业的商业伦理总和进行间接反映。我国《企业会计准则--基本准则》将可靠性作为会计信息的首要质量特征，要求企业真实地记录和如实地报告已发生的经济事项及其结果，即将会计信息可靠性作为企业对外信息披露伦理的底线。此外，由于不同的财务报告目标对会计信息质量的要求和确认标准也不同，导致在研究企业社会责任与不同会计信息质量关系的理论基础存在差异。因此，本文从企业社会责任表现情况的角度出发，以会计信息可靠性为切入点，采用我国披露社会责任报告的所有上市公司为样本，考察上市公司的企业社会责任与会计信息可靠性的关系。此外，考虑到国有上市公司在公司制度和经营策略存在特殊性，利润最大化往往只是其众多经营目标中的一个，履行社会责任很大程度上是其本职义务，从而导致国有上市公司与民营上市公司在企业社会责任与会计信息可靠性关系上可能存在较大差异。为此，我们进一步考察了所有权性质在企业社会责任和会计信息可靠性关系中的调节作用。

本文以我国A股中2009-2013年披露社会责任报告的上市公司为样本，分别以信息客观性、盈余管理程度、异常应计利润以及盈余不透明度作为会计信息可靠性的代理变量，实证检验了企业社会责任与会计信息可靠性的关系，以及不同所有权性质对二者关系的影响。研究发现，社会责任表现越好的企业，其报告会计信息可靠性越强。此外，在考虑所有权性质差异对二者关系的影响时，发现相对于国有上市公司，民营上市公司企业社会责任与会计信息可靠性之间的正相关关系更为显著。

本文的主要贡献在于：第一，目前国内外有关企业社会责任的研究大多集中在企业社会责任与财务绩效的关系，本文对国内外有关企业社会责任履行的动机和目的进行了细致的梳理和分析，并结合我国披露企业社会责任报告的上市公司特征，分别从道德理论和战略管理理论两个视角对企业社会责任与会计信息可靠性的关系进行了论证和检验，丰富了国内关于企业社会责任以及其对会计信息可靠性影响的相关研究成果。第二，考察了不同所有权性质下，企业社会责任与会计信息可靠性关系的差异性，发现由于国有上市公司承担特殊的政治任务，且其社会责任的履行受到政府干预的影响较大，因此，民营上市公司的企业社会责任与会计信息可靠性的正相关关系表现的更为显著。最后，本文的研究结论对股东、债权人以及其他利益相关者通过企业披露的社会责任信息判断其报告的会计信息可靠性具有一定的启示，为监管部门和审计机构提高监管效率、降低审计风险，完善保护投资者利益的相关政策提供了参考。

二、 文献回顾

现有文献对企业履行社会责任动机和目标的研究主要基于两个视角展开，即机会主义视角和道德视角(Kim et al., 2012)。机会主义视角的研究从代理理论出发，认为管理层通过履行企业社会责任获得利益相关者的支持，形成管理层堑壕(Shleifer and Vishny, 1997)。管理层实施堑壕策略不但可以解决短期生存危机，同时还有助于对增值性长期项目进行投资。因为在大多数情况下，企业社会责任活动都会刺激利益相关者进行专用性投资，进而影响长期项目的发展(Surroca and Tribo, 2008)。随着长期项目投资的增加，公司规模不断扩张，有效的监管变得困难，而监管的无力导致道德风险的上升，管理者将更加容易从投资项目中谋取其私人利益(Kothari et al., 2005；Pyo and Lee, 2013)。McWilliams et al.(2006)认为企业社会责任的履行是一种管理者特权，即管理层利用履行企业社会责任的机会促进了其个人职业发展计划的实现。由此可见，这种观点将履行企业社会责任的行为视为管理者个人的机会主义行为。企业履行社会责任是为了管理者个人利益而不是公司和其他利益相关者的利益。基于上述观点，企业社会责任被认定为一种代理成本，管理者作为代理人利用企业社会责任来最大化其私人利益(客户保留、报酬、冲突解决和盈余管理)，而无视股东及其他利益相关者的财富增加。因此，代理理论认为企业社会责任是由于经理人出于对自身利益的考虑而产生的。

道德视角的支持者则从道德理论出发，认为企业履行社会责任或披露社会责任报告的行为是企业道德意识和追求的体现。Chun (2005)认为有道德的企业通常表现为诚实、可靠，有社会责任感。Kim et al.(2012)认为有道德责任感的企业管理者在决策时能够诚实守信，遵守道德规范，主动承担社会责任，同时兼顾所有利益相关者的利益，保证披露的财务报告信息真实可靠。一些研究认为企业履行社会责任的行为还符合合法性理论(Deegan，2002；Villiers and Staden, 2006)，该理论认为公司必须依法经营，且公司的价值观系统必须与所经营的社区价值观相一致。Phillips et al.(2003)认为履行社会责任的企业应当关注利益相关者的合法权益。Elbaz and Laguir (2014)认为合法性可以被视为一个操作性资源，企业作为社会契约的合法继承者，为了确保得到社会的持续支持，必须证明企业价值与社会价值的一致性。

与对企业履行社会责任的动机和目标存在不同观点一样，企业社会责任与会计信息可靠性之间关系的研究也未能达成一致。Chih et al.(2008)通过使用不同的盈余管理代理变量对企业社会责任与盈余管理的关系进行检验，但未得到一致性结论。研究发现，有社会责任感的公司更容易进行应计盈余管理，但是较少进行盈余平滑和避免盈余亏损。Prior et al.(2008)发现企业社会责任对盈余管理起调节作用。管理层利用履行企业社会责任掩饰无法长时间维持的盈余管理行为。Hong and Andersen (2011)采用美国市场的数据对企业社会责任与财务报告质量的关系进行研究，结果发现企业的社会责任感越强，其应计利润质量越高，从事真实盈余管理的行为越少。Kim et al.(2012)检验了履行社会责任的企业在经营决策和会计核算方面是否存在差异。研究发现，社会责任表现较好的企业较少通过应计利润操纵和真实活动操纵进行激进的盈余管理。

相比于国外学者的研究，国内学者对此类问题的研究尚鲜有问及。高利芳等(2011)对是否独立发布社会责任报告与会计信息质量的关系进行研究，结果发现，独立社会责任报告的发布与会计透明度正相关，但没有发现与信息价值相关性和可靠性的显著关系。王霞等(2014)认为强制披露企业社会责任报告的上市公司由于其披露行为并非是出于自愿进行的，因此，不是上市公司真实的社会责任的展现，故作者采用自愿披露企业社会责任报告的上市公司为研究样本。研究发现，是否披露社会责任报告对操纵性应计利润没有显著影响，自愿披露社会责任报告的公司真实盈余管理程度更低，更少进行财务重述；企业社会责任报告评级得分越高的公司真实盈余管理程度越低，发生财务重述的概率越低。但我们在文章的实证结果中发现，自愿披露企业社会责任报告的上市公司同时呈现出较高的盈利水平和较低的盈余管理程度，而相关研究已经证实具有较高盈利能力的公司进行盈余管理的动机较弱，且其选择的自愿披露企业社会责任报告的上市公司样本数量较少，而我国现阶段披露企业社会责任报告的上市公司以应规进行强制披露为主，因此，我们认为仅以自愿披露企业社会责任报告的上市公司为样本可能缺乏一定的代表性，难以对企业社会责任与会计信息可靠性的关系进行观测。

三、 研究假设

通过文献回顾，我们发现国外对于企业社会责任与会计信息可靠性关系的研究尚未得到一致性结论。企业社会责任的机会主义观认为企业社会责任与会计信息可靠性呈负相关关系，而道德观认为企业社会责任与会计信息可靠性呈正相关关系。现阶段我国对于企业社会责任的研究大多以企业是否披露社会责任报告为切入点, 并对企业社会责任信息披露与会计信息质量的关系达成了共识。但对于企业社会责任表现与会计信息质量关系的研究却寥寥无几。要想真正厘清我国履行社会责任的企业是否能够更好地完成受托财务责任，就应当将研究对象设定为所有披露企业社会责任的上市公司，从企业履行社会责任的实质出发，即对企业社会责任表现与会计信息可靠性的关系进行研究。换句话讲，社会责任表现较好的企业会报告更可靠的会计信息吗？

当前我国披露企业社会责任报告的上市公司可以分为强制披露和自愿披露两类。强制披露的公司主要由“上证公司治理板块”的样本公司和“深证100指数”的成分股公司构成，其中，“上证公司治理板块”的评选办法采取自愿申报原则，并依据资本市场相关法律法规的基本原则，分别从经营合规性指标、股东行为类指标、董事与高管类指标和信息披露类指标这四个方面进行评议并最终确定。由此可知，样本公司是由“好人举手”的原则形成的，其具有自律性强和市场形象好的特质；“深证100指数”的成分股作为深证A股市场中核心优质资产的代表，其具有高成长性，高流动性以及高投资价值的特点，因此，受到市场投资者(尤其是机构投资者)的广泛关注。而机构投资者从合法性视角对企业履行社会责任的行为进行监督，即要求企业在重视必要的经营性投入的同时，还要保护利益相关者的合法权益。而信息披露是帮助投资者了解企业相关信息和投资决策的重要方式，如实的信息披露受自身的道德约束影响。因此，有社会责任的管理者应能够实现道德自律，遵守信息披露的相关法律法规，向投资者提供真实可靠的会计信息(李伟阳，2010)。因此，我们认为强制披露企业社会责任报告的公司符合道德理论假说。自愿披露企业社会责任报告的公司通常将其社会责任履行作为一种信号传递机制，其目的是向各利益相关者传递自己是值得信任的，并通过实现声誉的提升以赢得各利益相关者的支持以及长期契约关系的建立。此外，企业社会责任对财务绩效的正向影响也获得了学者们的广泛证实。因此，道德理论还认为企业的道德追求不仅是单纯的满足社会期望，也是为自身实现盈利目标而做出的牺牲。基于战略管理理论，企业通过实施社会责任行为以提升自身声誉，从而实现吸引新客户和提高销售额的目的(周延风等，2007)。履行社会责任的企业会避免不道德行为给企业声誉带来的损害，进而抑制盈余管理行为(Kim et al., 2012)。因此，我们认为自愿披露企业社会责任报告的公司符合战略管理理论假说，基于以上分析，我们认为我国披露企业社会责任报告的上市公司其社会责任的履行符合道德理论和战略管理理论，有社会责任感的企业在决策时更能够保持诚实守信，遵守道德规范，其披露的财务报告信息更加真实可靠。鉴于此，我们提出假设1：

H1：企业社会责任表现越好，其所报告的会计信息可靠性越强。

在我国资本市场中，国有上市公司占主导地位，国有上市公司具有特殊的公司制度和经营策略，且社会公众对于国有企业的社会责任与道德标准方面表现出更高的预期。因此，所有权性质差异为研究我国企业社会责任与会计信息可靠性之间的关系提供了新的视角。我们认为，国有与民营上市公司的企业社会责任与会计信息可靠性关系可能因为以下原因产生差异。第一，国有企业除经营任务外，还肩负着解决失业问题以维持社会稳定的政治任务，由于员工总量和薪资总额与原材料和机械设备存在配比原则，使得企业的冗余成本大幅增加(马永强、张泽南，2013)。因此，国有企业普遍面临资源利用效率不足问题，长期存在大量的非必要支出，难以完全按照市场效率原则衡量其经营成果，单纯依据市场标准对其履行企业社会责任的衡量可能有所偏差。第二，国有上市公司享有行政性垄断特权，因此，社会公众对其履行社会责任的期望水平也更高，从而使得国有企业的社会责任表现要强于非国有企业(徐珊、黄健柏，2015)。此外，国资委于2007年在《关于中央企业履行社会责任的指导意见》一文中对国有企业社会责任的履行提出了明确的要求。公众关注和政府干预使得国有企业履行社会责任可能已成常态，未必能对其会计信息可靠性产生显著影响；第三，近年来，随着民营上市公司逐渐发展壮大，其履行社会责任的意愿和能力不断提高，然而由于民营上市公司的发展程度不一，履行社会责任的情况差异较大。相对来讲，国有上市公司的社会责任履行情况可能更为集中而难以区分，这使得其对会计信息可靠性的影响相对于民营上市公司更难以捕捉。基于以上分析，我们提出假设2：

H2：相对于国有上市公司，民营上市公司企业社会责任与会计信息可靠性的正相关关系更为显著。

四、 研究设计 (一) 样本选择与数据来源

本文选取2009-2013年沪深两市A股中披露企业社会责任报告的上市公司为初始样本。为了使样本符合本文的研究需求，我们还进行了如下的样本筛选：(1)由于金融行业的特殊性，从样本中剔除金融保险类上市公司；(2)由于ST/PT类上市公司的财务业绩波动较大，为保证样本的一致性，因此将其剔除；(3)剔除缺少模型中所需数据的公司。经过以上筛选，我们共得到2457个样本，其中2009年391个，2010年410个，2011年483个，2012年558个，2013年615个。为了排除异常值的干扰，我们对模型中所有连续型变量，在上下1%处进行了Winsorize处理。

本文使用的所有权性质数据来自于色诺芬(CCER)数据库，企业社会责任报告的评级得分数据来自于润灵环球责任评级公司(RKS)开发的企业社会责任评级得分数据库，其他数据来自于国泰安(CSMAR)数据库，数据处理使用EXCEL2007软件进行，实证研究使用STATA12.0软件完成。

(二) 变量的界定 1. 企业社会责任的度量

本文借鉴已有文献的研究方法，采用润灵环球责任评级公司(RKS)对上市公司的社会责任报告评分结果作为企业社会责任衡量指标，该评分结果通过对企业社会责任报告进行结构化专家打分，进而间接的衡量企业社会责任表现。即企业发布的社会责任报告评分越高，说明企业社会责任表现越好。

2. 会计信息可靠性的度量

(1) 信息客观性的度量

Ijiri and Jaedicke (1966)提出以均方误差作为衡量数据客观性的计量模型。彭韶兵等(2008)提出当企业盈余的度量存在两种会计计量方法时，客观的方法应该产生较小的离差，因此将均方误差作为衡量信息客观性的指标。本文借鉴彭韶兵等(2008)的方法，将连续三年的会计收益与真实收益的均方误差作为衡量会计信息可靠性的指标。计算公式如下：

$ R{{E}_{i, t}}=\frac{1}{3}\sum\limits_{t-1}^{t+1}{{{\left(RO{{A}_{i, t}}-RCF{{O}_{i, t}} \right)}^{2}}} $

(1)

其中，RE_{i, t}为公司i第t年的信息客观性；ROA_i,t为公司i第t年的总资产收益率；RCFO_i,t为公司i第t年的总资产现金获取率。

(2) 盈余管理程度的度量

Healy and Walhlen (1999)认为盈余管理是经营者通过改变财务报告来误导利益相关者对公司业绩理解的行为，因此，将盈余管理作为衡量信息可靠性的指标。Shaw (2003)研究发现盈余管理程度与会计信息可靠性呈负相关关系。故本文将盈余管理程度作为会计信息可靠性的衡量指标。在我国资本市场，Dechow et al.(1996)提出的横截面修正Jones模型对盈余管理的检验效果表现最佳(黄梅和夏新平，2009)。因此，本文借鉴Dechow et al.(1996)的方法，采用修正Jones模型对样本公司进行分年度分行业回归来估计操纵性应计利润，计算公式如下：

$ \frac{T{{A}_{i, t}}}{ASSET{{S}_{i, t-1}}}={{\alpha }_{0}}\frac{1}{ASSET{{S}_{i, t-1}}}+{{\alpha }_{1}}\frac{\left(\Delta RE{{V}_{i, t}}-\Delta RE{{C}_{i, t}} \right)}{ASSET{{S}_{i, t-1}}}+{{\alpha }_{2}}\frac{PP{{E}_{i, t}}}{ASSET{{S}_{i, t-1}}}+{{\varepsilon }_{i, t}} $

(2)

其中：TA_i,t为公司i第t年的总应计利润(净利润减去经营活动现金流)，ASSETS_i,t-1为公司i第t-1年的总资产，△REV_i,t为公司i第t年的营业收入变动额，△REC_i,t为公司i第t年的应收账款变动额。PPE_i,t为公司i第t年的固定资产净值，ε_it为公司i第t年操纵性应计利润。我们用操纵性应计利润的绝对值来衡量公司的盈余管理程度EM。即操纵性应计利润的绝对值越大，盈余管理程度越高。

(3) 异常应计利润的度量

企业进行的盈余管理行为会导致营运资本的异常变动(贾平、陈关亭，2010)，因此，我们可以将营运资本应计项目作为衡量会计信息可靠性的代理变量。本文借鉴Dechow and Dichev (2002)的方法，将DD模型分年度分行业回归估计的异常应计利润作为衡量营运资本应计项目的指标。通过检验当前营运资本与上期经营现金流，当期经营现金流和下一期经营现金流的关系，从而得到营运资本应计项目的估计残差。残差反映营运资本与上期、当期和下期期间实际实现经营现金流的差异，因此，以每个观测值得到的残差的绝对值作为异常应计利润AA的衡量指标，即残差绝对值越大，异常应计利润越大。计算公式如下：

$ \frac{WC{{A}_{i, t}}}{ASSET{{S}_{i, t-1}}}={{\alpha }_{0}}+{{\alpha }_{1}}\frac{CF{{O}_{i, t-1}}}{ASSET{{S}_{i, t-1}}}+{{\alpha }_{2}}\frac{CF{{O}_{i, t}}}{ASSET{{S}_{i, t-1}}}+{{\alpha }_{3}}\frac{CF{{O}_{i, t+1}}}{ASSET{{S}_{i, t-1}}}+{{\varepsilon }_{i, t}} $

(3)

其中，WCA_i,t为公司i第t年的营运资本(用应收账款变动加上存货变动减去应付账款减去应交税费变动加上其他流动资产)；CFO_i,t-1、CFO_i,t和CFO_i,t+1分别表示公司i第t-1年、第t年和第t+1年的经营活动现金流，为避免异方差，将所有的变量均用上期总资产ASSETS_i,t-1进行标准化；ε_i,t为公司i第t年异常应计利润。

(4) 盈余不透明度的度量

透明度的概念最早于1998年由巴塞尔银行监管委员会提出，是指信息公开披露的可靠性与及时性。Hirst and Hopkins (1998)以投资者为实验对象，研究发现，透明度较高的会计信息能够帮助投资者更容易地识别管理层的盈余管理，提高投资者对会计信息的判断能力。Bhattacharya et al.(2003)将盈余不透明度定义为公司报告的盈余分布无法真实地反应经济盈余分布的程度，并提出了三个衡量盈余透明度的指标，包括盈余激进度、避免亏损度和盈余平滑度。其中避免亏损度用来衡量一个经济体总体的盈余透明度。由此可知，盈余不透明度的度量是着重地反应透明度概念中的可靠性方面。因此，本文选用盈余激进度作为衡量盈余不透明度EO的替代指标, 即盈余激进度的值越大，表明盈余透明度越差。计算公式如下：

$ E{{O}_{i, t}}=T{{A}_{i, t}}/ASSET{{S}_{i, t-1}} $

(4)

其中：EO_i,t为公司i第t年的盈余不透明度，TA_i,t为公司i第t-1年总应计利润，ASSETS_i,t-1为公司i第t-1年的总资产。

(三) 模型构建

为了验证假设1，本文以AIR作为衡量会计信息可靠性的代理变量，建立如下模型检验企业社会责任与会计信息可靠性的关系。

$ \begin{align} & AI{{R}_{i, t}}={{\beta }_{0}}+{{\beta }_{1}}CS{{R}_{i, t}}+{{\beta }_{2}}SIZ{{E}_{i, t}}+{{\beta }_{3}}LE{{V}_{i, t}}+{{\beta }_{4}}MT{{B}_{i, t}} \\ & +{{\beta }_{5}}RO{{A}_{i, t}}+{{\beta }_{6}}AG{{E}_{i, t}}+{{\beta }_{7}}LOS{{S}_{i, t}}+YEAR+INDU+{{\varepsilon }_{i, t}} \\ \end{align} $

(5)

其中：AIR为上文所述的信息客观性RE、盈余管理程度EM、异常应计利润AA以及盈余不透明度EO。为了避免相关遗漏变量的问题，本文借鉴已有研究成果，并结合我国资本市场特征，选取公司规模、财务杠杆、公司成长性、盈利能力、上市年数、是否亏损作为本文研究中的控制变量，同时对年度和行业的影响也加以控制。

为了验证假设2，所有权性质对企业社会责任与会计信息可靠性关系的影响，我们在模型(5)中加入表示所有权性质的虚拟变量STATE及其交乘项STATE×CSR，构建出模型(6)进行回归。如果所有权性质的差异会影响企业社会责任与会计信息可靠性的关系，即相对于国有上市公司，民营上市公司企业社会责任与会计信息可靠性的关系更为显著，则交乘项STATE×CSR的系数预期应显著为正。

$ \begin{align} & AI{{R}_{i, t}}={{\beta }_{0}}+{{\beta }_{1}}CS{{R}_{i, t}}+{{\beta }_{2}}STAT{{E}_{i, t}}+{{\beta }_{3}}STAT{{E}_{i, t}}+{{\beta }_{4}}CS{{R}_{i, t}}+{{\beta }_{5}}LE{{V}_{i, t}} \\ & +{{\beta }_{6}}MT{{B}_{i, t}}+{{\beta }_{7}}RO{{A}_{i, t}}+{{\beta }_{8}}AG{{E}_{i, t}}+{{\beta }_{9}}LOS{{S}_{i, t}}+YEAR+INDU+{{\varepsilon }_{i, t}} \\ \end{align} $

(6)

模型中的主要变量定义参见表 1。

五、 实证结果与分析 (一) 描述性统计

表 2列示了本文主要变量的描述性统计分析，以及按所有权性质对样本进行分组的统计结果。由结果可知：(1)从全样本统计分析结果可以发现，信息客观性RE的均值为0.009，盈余管理程度EM的均值为0.052，异常应计利润AA的均值为0.053，盈余不透明度EO的均值为-0.008，说明我国上市公司报告的会计信息可靠性水平整体较高。企业社会责任评分结果CSR的均值为36.308，最大值为75.106，最小值18.230，这表明我国上市公司整体社会责任表现较差，且不同上市公司的企业社会责任表现存在很大差异。(2)从各变量按所有权性质分组的均值T检验的结果可以发现，在会计信息可靠性水平方面，国有上市公司的值均显著低于民营上市公司的值。此外，在社会责任表现方面，国有上市公司的值要显著高于民营上市公司的值。

(二) 相关性分析

表 3列示了对本文主要变量进行Pearson和Spearman相关性分析结果。由结果可以发现，各主要变量的相关性系数的绝对值均小于0.5，说明回归模型中各变量之间不存在严重的多重共线性问题。信息客观性RE、盈余管理程度EM、异常应计利润AA和盈余不透明度EO两两变量之间均在5%的统计水平上显著正相关，这在一定程度上说明了本文选择这四个指标作为会计信息可靠性的代理变量是合理的。此外，企业社会责任CSR与信息客观性RE、盈余管理程度EM、异常应计利润AA和盈余不透明度EO均呈显著负相关关系，初步验证了假设1的推测。

(三) 回归分析

为了验证假设1，我们分别用会计信息可靠性的四个代理变量，对企业社会责任与会计信息可靠性的关系进行实证检验。结果如表 4所示，以信息客观性RE作为会计信息可靠性的代理变量时，企业社会责任CSR的系数为负，但未达到10%的显著性水平；以盈余管理程度EM作为会计信息可靠性的代理变量时，企业社会责任CSR的系数在5%的水平上显著为负，说明企业社会责任表现越好，盈余管理程度越低；以异常应计利润AA作为会计信息可靠性的代理变量时，企业社会责任CSR的系数在1%的水平上显著为负，说明企业社会责任表现越好，异常应计利润越小。以盈余不透明度EO作为会计信息可靠性的代理变量时，企业社会责任CSR的系数在5%的水平上显著为负，说明企业社会责任表现越好，盈余透明度越强。综上结果可以发现，只有以信息客观性RE作为代理变量的回归中，没有得到支持假设1的结果，其他三个代理变量均验证了假设1的推测，即企业社会责任表现越好，其所报告的会计信息可靠性越强。

在验证假设2时，我们以上述回归为基础，将样本按所有权性质分为国有和民营上市公司两组，并将代表所有权性质STATE的交乘项加入到模型中进行回归。结果如表 5所示，当以盈余管理程度EM和盈余不透明度EO作为会计可靠性的代理变量时，交乘项STATE×CSR的系数为负但不显著，未能得到支持假设2的结果。而以信息客观性RE和异常应计利润AA作为会计可靠性的代理变量时，所有权性质均表现出对企业社会责任与会计信息可靠性关系的影响，交乘项STATE×CSR的系数显著为正，表明相对于国有上市公司，民营上市公司企业社会责任与会计信息可靠性的正相关关系更为显著，进而验证了假设2的推测。

(四) 稳健性检验

为了增加研究结论的可靠性，我们进行了如下的稳健性检验：

1.变量测试误差问题。为了避免变量选择偏差对结论的影响，我们分别以净资产收益率和净资产现金获取率计算的信息客观性、基本Jones模型计算的盈余管理程度、修正DD模型计算的异常应计利润以及采用盈余平滑度度量的盈余不透明度作为会计信息可靠性的替代衡量指标，对模型(5)和模型(6)进行重新回归。经过上述稳健性测试，假设1和假设2的结论仍然不变。

2.样本自选择问题。企业社会责任表现会影响会计信息可靠性这一结论可能存在样本自选择偏误，企业社会责任表现可能由企业自身特征所决定，企业自身特征也会影响会计信息可靠性水平，故我们借鉴Heckman (1979)两阶段法对研究模型进行修正。首先，构建一个虚拟变量CSR_dum作为因变量(当企业社会责任表现大于样本中值时，该变量取1，否则取0)；然后，除上文所述的公司规模、财务杠杆、公司成长性、盈利能力、上市年数以及是否亏损等代表公司特征的变量作为控制变量外，我们还将代表董事会特征(董事会规模、独立董事比例和董事会会议次数)、股权结构(股权集中度和股权制衡度)以及审计质量(是否“四大”)的变量作为外生变量纳入到模型中加以控制，设置一个关于企业社会责任概率的实证模型；最后，对该模型运用Probit回归计算IMR (Inverse Mill's Ratio)，再将IMR作为控制变量代入原模型中回归。

表 6报告了企业社会责任与会计信息可靠性关系的Heckman第二阶段回归结果，由结果可以发现，除以信息客观性RE作为会计信息可靠性的代理变量时，企业社会责任CSR的系数为负，但未到达显著性水平外，在其余三个会计信息可靠性的代理变量的回归中，企业社会责任CSR的系数均显著为负，且IMR的系数都不显著，与上文的普通最小二乘法(OLS)的回归结果基本一致，假设1的结论仍然成立。

表 7报告了所有权性质对企业社会责任与会计信息可靠性的关系影响的Heckman第二阶段回归结果。由结果可知，以信息客观性RE和异常应计利润AA作为会计可靠性的代理变量时，IMR的回归系数均在统计水平上显著，存在样本自选择性偏误问题，但交乘项STATE×CSR的系数依旧显著为正，这表明在控制了自选择后，所有权性质能够对企业社会责任与会计信息可靠性的正相关关系产生显著影响，假设2的结论仍然成立。

3.内生性问题。代理理论认为企业履行社会责任是管理层的机会主义行为，企业当期报告的会计信息可靠性较低时，会通过履行较好的社会责任以掩饰其操纵盈余的行为，反之当企业的社会责任表现较好时，管理层会存在操纵盈余的动机，此时导致了由于反向因果关系造成的内生性问题。而本文的研究认为企业社会责任是企业道德意识和追求的体现，企业社会责任表现较好的企业能够报告可靠的会计信息，而对于当期会计信息可靠性较强的企业会履行较好的社会责任，现阶段尚未有文献支持这一反向因果关系，但为了增加结果的可靠性，本文采用滞后一期的企业社会责任表现和企业社会责任表现的年度行业均值作为工具变量，采用两阶段最小二乘法(2SLS)进行重新检验。

表 8报告了企业社会责任与会计信息可靠性关系采用工具变量法的回归结果。由结果可以发现，在四个会计信息可靠性的代理变量的回归中，企业社会责任CSR的系数均为负，且以盈余管理程度EM、异常应计利润AA和盈余不透明度EO作为会计信息可靠性的代理变量时，企业社会责任CSR的系数均通过了显著性检验，这表明使用工具变量法的回归结果仍然支持假设1的结论。

表 9报告了采用工具变量法对所有权性质对企业社会责任与会计信息可靠性关系影响的回归结果。由结果可知，当以信息客观性RE和异常应计利润AA作为会计可靠性的代理变量时，交乘项STATE×CSR的系数均在10%统计水平上显著为正，这表明所有权性质能够显著影响企业社会责任与会计信息可靠性的正相关关系，使用工具变量法的检验结果仍然支持假设2的结论。

六、 结论

本文以2009-2013年我国沪深两市A股上市公司为研究样本，实证检验了企业社会责任与会计信息可靠性的关系，并进一步探究了所有权性质对二者关系的影响。研究结果发现：社会责任表现较好的企业，能够遵守相关法律法规的要求，披露真实可靠的财务信息；由于国有上市公司受到较多的政府约束和公众关注，因此，社会责任表现与会计信息可靠性的正相关关系在民营上市公司中表现的更为显著。

本文的研究结论表明：我国企业履行社会责任行为符合道德理论和战略管理理论，即企业社会责任表现越好，其所报告的会计信息可靠性越强，这说明履行社会责任较好的企业，能够做到诚实守信地实现受托财务责任的要求。财务报告使用者不仅能够从社会责任信息中了解到更多与企业相关的其他事宜，还可以通过企业的社会责任表现情况对企业承担受托财务责任作出判断。此外，本文的经验结果为独立第三方的社会责任评价数据库的有用性提供了证据支持，这将有助于未来有关企业社会责任相关研究的发展。