【正文】 學(xué)院 專業(yè)班級(jí) ： 會(huì)計(jì)學(xué) 會(huì)計(jì) 11 學(xué)生姓名 ： 王三 學(xué) 號(hào)： 0800000 指導(dǎo)教師 ： 戴華江 （副教授） 20xx 年 07 月 畢業(yè)論文中文摘要 我國 企業(yè) 社會(huì)責(zé)任會(huì)計(jì)信息披露影響因素實(shí)證研究 — 基于滬市生物制藥行業(yè) 20xx20xx 年數(shù)據(jù) 摘 要： 社會(huì)責(zé)任會(huì)計(jì)信息披露一直是人們研究的對(duì)象，但是其影響因素是直接關(guān)系著上市公司披露信息的關(guān)鍵，影響著一個(gè)行業(yè)甚至整個(gè)社會(huì)的企業(yè)社會(huì)責(zé)任會(huì)計(jì)信息披露的履行情況。Social Responsibility Accounting Informatio。 社會(huì)責(zé)任會(huì)計(jì)是以會(huì)計(jì)學(xué)為理論基礎(chǔ)，從經(jīng)濟(jì)和社會(huì)的角度出發(fā)，以貨幣和文字為計(jì)量手段， 以企業(yè)承擔(dān)的社會(huì)責(zé)任為中心而開展的會(huì)計(jì)活動(dòng)，反映的是企業(yè)應(yīng)承擔(dān)的社會(huì)責(zé)任，以及企業(yè)在處理與社會(huì)的關(guān)系時(shí)所應(yīng)承擔(dān)的義務(wù)及其履行的 情況，主要向政府及公眾全面反映企業(yè)對(duì)社會(huì)的各種影響，實(shí)現(xiàn)社會(huì)凈貢獻(xiàn)的最大化 [1]。本文通過對(duì)滬市生物制藥行業(yè)的影響因素進(jìn)行實(shí)證分析，分析企業(yè)在自愿披露社會(huì)責(zé)任會(huì)計(jì)信息的情況 下，哪些因素會(huì)影響企業(yè)披露社會(huì)責(zé)任會(huì)計(jì)信息的詳細(xì)程度。托尼 在社會(huì)責(zé)任會(huì)計(jì)信息披露的影響因素方面， Cowen（ 1987） 通過對(duì)美國 134家公司年度報(bào)告中的社會(huì)責(zé)任會(huì)計(jì)信息進(jìn)行研究，發(fā)現(xiàn)與披露社會(huì)責(zé)任會(huì)計(jì)信息水平 呈正相關(guān)的影響因素是公司規(guī)模、盈利能力、所屬行業(yè)的性質(zhì)和社會(huì)責(zé)任委員會(huì)的設(shè)立 [5]。于是，米克 （ Meaker） 提出了公司信息披露程度與財(cái)務(wù)杠桿呈正相關(guān)的假設(shè) [8]。常勛教授 （ 1990） 認(rèn)為，社會(huì)責(zé)任會(huì)計(jì)是指企業(yè)經(jīng)濟(jì)活動(dòng)對(duì)社會(huì)所帶來影響的計(jì)量和報(bào)告 [9]。 李雙龍 （ 20xx） 和李姝 （ 20xx） 從利益相關(guān)者角度的研究表明，利益相關(guān)者與企業(yè)經(jīng)濟(jì)績(jī)效具有正相關(guān)的關(guān)系 [13]。對(duì)于履行程度而言，西方比我國整體的水平高出很多 [16]。本文社會(huì)責(zé)任會(huì)計(jì)信息披露影響因素的實(shí)證分析，對(duì)我國整體生物行業(yè)社會(huì)責(zé)任會(huì)計(jì)信息披露研究具有一定的意義。 本文選取在上海證券交易所生物制藥行業(yè) 50 家企業(yè)為研究對(duì)象。 假設(shè) 1：盈利能力與社會(huì)責(zé)任會(huì)計(jì)信息披露水平存在相關(guān)性，但方向不確。 假設(shè) 2：資產(chǎn)負(fù)債率越高，社會(huì)責(zé)任 會(huì)計(jì) 信息披露水平越高。 公司規(guī)模越大，企業(yè)就越會(huì)重視其形象和信譽(yù)，企業(yè)所披露的社會(huì)責(zé)任信息則會(huì)越來越詳細(xì)。 對(duì)于上市國有公司而言，由于國有股是特殊持有人持有的，只對(duì)特定的主體反饋相關(guān)信息，所有者的權(quán)力被嚴(yán)重的分化，并且相對(duì)于國有股股東而言，缺 乏民間的監(jiān)督，所以披露的信息不盡詳細(xì)，或刻意隱瞞有關(guān)不好的資料。因此本文認(rèn)為，流通股比例越 大 ，披露水平越高。 企業(yè)社會(huì)責(zé)任會(huì)計(jì)信息的計(jì)量 對(duì)企業(yè)社會(huì)責(zé)任會(huì)計(jì)信息披露的質(zhì)量好與否，本文是在對(duì)披露內(nèi)容分類的基礎(chǔ)上進(jìn)行評(píng)分定級(jí)來確定的。員工是根據(jù)它披露的數(shù)量化信息和非數(shù)量化信息詳細(xì)程度為評(píng)分標(biāo)準(zhǔn)。社區(qū)公益事業(yè)中的為社區(qū)提供的服務(wù)和組織文化活動(dòng) 是 根據(jù)數(shù)量化信息和非數(shù)量化信息詳細(xì)程度為評(píng)分標(biāo)準(zhǔn)，而慈善捐贈(zèng)是根據(jù)它的數(shù)量化信息詳細(xì)程度為評(píng)分細(xì)則。具體的定級(jí)評(píng)分標(biāo)準(zhǔn)如下表所示： 表 3 定級(jí)評(píng)分標(biāo)準(zhǔn) 該項(xiàng)目能夠既要用數(shù)量化信息又要用非數(shù)量化表達(dá) 該項(xiàng)目不能夠用數(shù)量化信息表達(dá)，只能用非量化信息表達(dá) 該項(xiàng)目可以不用非量化信息表達(dá)，必須用數(shù)量化信息表達(dá) A級(jí)（ 100%） 有較詳細(xì)的數(shù)量化信息和非數(shù)量化信息 有較詳細(xì)的非量化信息 有較詳細(xì)的數(shù)量化信息 B級(jí)（ 80%） 只有較詳細(xì)的數(shù)量化信息，非數(shù)量化信息不夠詳細(xì) 有一定的非量化信息 有一定的數(shù)量化信息 C 級(jí)（ 60%） 只有非 數(shù)量化信息，或數(shù)量化信息和非數(shù)量化信息均很簡(jiǎn)略 很簡(jiǎn)略 很簡(jiǎn)略 0 沒披露 沒披露 沒披露 影響因素的變量設(shè)計(jì) 本文在對(duì)影響因素進(jìn)行研究時(shí)，選取了對(duì)影響因素具有代表性的指標(biāo)，分別是凈資產(chǎn)收益率、資產(chǎn)負(fù)債率、 資產(chǎn)總額 的對(duì)數(shù)、流通股占總股數(shù)的比例、國有股占總股數(shù)的比例和董事長(zhǎng)與總經(jīng)理的職務(wù)。具體公式如下： 資產(chǎn)總額 的自然對(duì)數(shù) =In（ 期末平均 資產(chǎn)總額） 4． 流通股比例（ OSR） ：通過流通股的比例，可以看出上市公司的股權(quán)的流通性的大小。 β0：為常數(shù)項(xiàng) ； δ：誤差項(xiàng)。具體的比值并不作為評(píng)判的標(biāo)準(zhǔn)，只作為定級(jí)而已。 從表 5 中，還可以了解到凈資產(chǎn)收益率的相關(guān)指標(biāo)，最大值為 ，最小值為 ，平均值為 ，標(biāo)準(zhǔn)差為 ， 方差為 ， 可以看出每家上市公司的凈資產(chǎn)收益率的差異很大， 但是 生物制藥行業(yè)的整體的盈利能力較好。從國有股比例的相關(guān)指標(biāo)可以看出，最大值 ，最小值 ，平均值為 ，標(biāo)準(zhǔn)差是 ， 方差為 ，在統(tǒng)計(jì)的時(shí)候發(fā)現(xiàn)國家持股的情況隨著年份呈遞減趨勢(shì)，說明生物制藥行業(yè)整體 國有股比例 隨年份逐漸 偏低 。在相關(guān)性分析中，主要是看影響因素是否在 1%或 5%之間與 CSR 顯 淮海工學(xué)院二〇一 五 屆本科畢業(yè)論 文 第 11 頁 共 21 頁 著性相關(guān)。在1%的水平上，凈資產(chǎn)收益率 、 資產(chǎn) 對(duì)數(shù) 和國有股比例與 CSR 信息 顯著性正相關(guān)。流通股比例和董事長(zhǎng)與總經(jīng)理職權(quán)合一與 CSR 信息 在 1%與 5%上沒有顯著性相關(guān)。從表 7 中，我們可以看出假設(shè)指標(biāo)只有在小于等于 時(shí)，才能進(jìn)入模型，當(dāng)大于等于 的時(shí)候則會(huì)被剔除模型 ，不能進(jìn)行回歸分析。統(tǒng)計(jì)研究中表明當(dāng)調(diào)整后的R2 時(shí)，模型的解釋變量能力就能夠被接受。 2 國有股比例(NSR) 步進(jìn)（準(zhǔn)則 : Ftoenter 的概率 = .050， Ftoremove 的概率 = .100）。在共線性統(tǒng)計(jì)量中，資產(chǎn) 對(duì)數(shù) 、 國有股比例 和資產(chǎn)負(fù)債率這三個(gè)自變量的容忍度分別為 、 、 ，都大于 ，同時(shí)三個(gè)自變量的方差膨脹因子 VIF 值均遠(yuǎn)小于 5， 可以看出這三個(gè)自變量之間不存在多重共線性問題。具體的公式是 =（原始數(shù)據(jù) 最小值） /（最大值 最小值） 100，因?yàn)閿?shù)值全體偏小，所以全部擴(kuò)大 100。 在前一種方法分析時(shí)，社會(huì)責(zé)任會(huì)計(jì)信息 披露水平的最大值為 90，最小值為 60，平均值為 ，標(biāo)準(zhǔn)差為 ， 方差為 。在相關(guān)性分析中，主要看影響 因素 是否在 1%或 5%之間是否 與因變 淮海工學(xué)院二〇一 五 屆本科畢業(yè)論 文 第 15 頁 共 21 頁 量 顯著性相關(guān) 。資產(chǎn) 對(duì)數(shù) 與 CSR 信息 的相關(guān)系數(shù)為 ；國有股比例與 CSR 信息 的相關(guān)系數(shù)為 。 回歸性分析分析 進(jìn)行回歸性分析，主要是看變量之間是否存在共線性，如存在共線性，采用逐步回歸分析法，是對(duì)變量之間的共線性進(jìn)行補(bǔ)救。 通過輸入移出的變量模型，可以看出在六個(gè)假設(shè)中，只有 資產(chǎn)對(duì)數(shù) 、國有股比例和資產(chǎn)負(fù)債率才能進(jìn)入軟件中進(jìn)行數(shù)據(jù)的分析。由于 R2 的數(shù)值會(huì)隨著樣本容量的增加而變大，從而導(dǎo)致含義被曲解，因此引入調(diào)整 R2。說明回歸模型 3 中自變量與因變量的線性擬合度良好，因變量與自變量之間存在線性相關(guān)。凈資產(chǎn)收益率、 資產(chǎn)對(duì)數(shù) 和國有股比例 與 CSR 信息披露呈 正相關(guān)；資產(chǎn)負(fù)債率 與 CSR 信息披露呈 負(fù)相關(guān)。二是：在模型匯總中，第一種方法的調(diào)整的 R 方大于第二種方法的調(diào)整的 R 方。 第一， 盈利能力（ ROE）通過多元回歸性檢驗(yàn)，與原假設(shè)相符。 第三，公司規(guī)模（ SIZE） 與社會(huì)責(zé)任信息的披露 呈 正相關(guān)，與原假設(shè)相符。 第五，國有股比例（ NSR）與社會(huì)責(zé)任 會(huì)計(jì) 信息披露水平呈正相關(guān)，與原假設(shè)相符，但是方向不對(duì)。 實(shí)證結(jié)果評(píng)判 通過上述實(shí)證得出結(jié)論是：凈資產(chǎn)收益率、 資產(chǎn)對(duì)數(shù) 和國有股比例與社會(huì)責(zé)任 會(huì)計(jì) 信息披露水平有顯著性相關(guān)，且呈正相關(guān)。在描述性分析中，得出了指標(biāo)的具體極值， 均差等。公司特征的具體指標(biāo)有盈利能力（凈資產(chǎn)收益率）、財(cái)務(wù)杠桿（資產(chǎn)負(fù)債率）、公司規(guī)模（ 資產(chǎn)總額 的對(duì)數(shù)）。第三，在影響因素的 選取時(shí)，只是選取一部分具有代表 性 的指標(biāo)，對(duì)于其他可能影響社會(huì)責(zé)任會(huì)計(jì) 信息披露的其他 因素，如政策的發(fā)布、政府的引導(dǎo)、公司的競(jìng)爭(zhēng)力等等（誤差項(xiàng)）影響因素都沒有考慮到，也 可能 會(huì)造成實(shí)證結(jié)果的偏差。文中通過對(duì)上市公司的社會(huì)責(zé)任 會(huì)計(jì) 信息的披露水平的影響因素進(jìn)行實(shí)證分析，得出一下結(jié)論： 第一 ， 資產(chǎn)負(fù)債率 （ ALR） 、流通股比例 （ OSR） 和董事長(zhǎng)與總經(jīng)理兩職合一 （ CEO） 與社會(huì)責(zé)任會(huì)計(jì)信息 在 1%或 5%上沒有顯著性 。 本文在進(jìn)行實(shí)證分析的過程，也存在一些不足： 第一，在選取數(shù)據(jù)， 沒有涉及到深市的生物制藥公司和眾多的非上市公司，時(shí)間跨度不長(zhǎng)和行業(yè)的單一性。 淮海工學(xué)院二〇一 五 屆本科畢業(yè)論 文 第 20 頁 共 21 頁 參 考 文 獻(xiàn) [1] 張梓琪 ． 我國電力行業(yè)上市公司社會(huì)責(zé)任會(huì)計(jì)信息披露研 [D]．淮海工學(xué)院，20xx． [2] David． F． Linowes． SocioEconomic Accounting[J]． The Journal of Accounting，1968（ 11）： 4556． [3] 托尼 第二， 對(duì)指標(biāo)打分具有一定的主觀性。 第三， 資產(chǎn)總額 的自然對(duì)數(shù)（ SIZE）與社會(huì)責(zé)任會(huì)計(jì)信息披露水平呈正相關(guān)。從同一組的同學(xué)的數(shù)據(jù)的統(tǒng)計(jì)中，可以看出我國生物制藥行業(yè)上市公司披 露的社會(huì)責(zé)任信息比較全面 。 但也可能存在一些影響因素影響了結(jié)論的合理性： 第一， 在選取數(shù)據(jù)， 本文只對(duì)在上海證券交易所生物制藥行業(yè)的公司進(jìn)行了研究， 時(shí)間跨度不長(zhǎng)和行業(yè)的單一性。在多元回歸分析中，對(duì)相關(guān)性進(jìn)行了進(jìn)一步的分析，最終得出回歸性方程。 第二，在生物制藥行業(yè)的社會(huì)責(zé)任信息的披露水平上，本文采用兩種分析方法 從不同角度 進(jìn)行比較，從而綜合得到影響社會(huì)責(zé)任會(huì)計(jì)信息披露的因素。 第六，董事長(zhǎng)與總經(jīng)理兩職合一（ CEO） 未通過檢驗(yàn)進(jìn)入模型，與假設(shè)不符。 第四，公司流通股比例（ OSR）未能通過統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)進(jìn)入所 建模型，與社會(huì)責(zé)任 會(huì)計(jì) 信息披露水平?jīng)]有顯著相關(guān)關(guān)系，與原假設(shè)不符。 第二，資產(chǎn)負(fù)債率（ ALR） 未通過多元回歸性檢驗(yàn) ， 與原假設(shè)不符。四是：在回歸系數(shù)中，兩種方法的共線性統(tǒng)計(jì)量中容忍度都大于 和方差膨脹因子都小于 5，說明變量之間不存在共性的問題。文本通過兩種方法進(jìn)行生物制藥行業(yè)的影響因素的實(shí)證 分析得到：凈資產(chǎn)收益率、 資產(chǎn)對(duì)數(shù) 和國有股比例會(huì)影響上市公司社會(huì)責(zé)任 會(huì)計(jì) 信息的披露水平。在共線性統(tǒng)計(jì)量中， 資產(chǎn)對(duì)數(shù) 、 國有股 比例和資產(chǎn)負(fù)債率這三個(gè)自變量的容忍度分別為 、 、 ，都大于 ，同時(shí)三個(gè)自變量的方差膨脹因子 VIF值均遠(yuǎn)小于 5， 可以 看出這三個(gè)自變量之間不存在多重共線性問題。 從表 14 中可以看出，模型3 中的調(diào)整判定系數(shù) R2 值最大，為 ，說明模型 3 中的解釋變量能力最強(qiáng)。 表 14 模型匯總 模型 R R方 調(diào)整 R方 標(biāo)準(zhǔn)估計(jì)的誤差 1 .284a .080 .076 2 .342b .117 .108 3 .385c .148 .135 在模型匯總中，模型 3 的優(yōu)度擬合是最優(yōu)的。 2 國有股比例(NSR) . 步進(jìn)（準(zhǔn)則 : Ftoenter 的概率 = .050， Ftoremove 的概率 = .100）。資產(chǎn)負(fù)債率、流通股比例和董事長(zhǎng)與總經(jīng)理職權(quán)合一與 CSR 信息 相關(guān)性較弱。 表 12 相關(guān)性分析表 P值 凈資產(chǎn)收益率（ ROE） 資產(chǎn)負(fù)債率（ ALR） 資產(chǎn)對(duì)數(shù)（ SIZE） 流通股比例(OSR) 國有股比例(NSR) 董事長(zhǎng)與總經(jīng)理職權(quán)合一(CE0) CSR 凈資產(chǎn)收益率（ ROE） 1 .161* .055 .058 .163* 資產(chǎn)負(fù)債率（ ALR） 1 .212** .102 資