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在我国经济结构转型加快，国家大力倡导“两型社会”建设的背景下，企业社会责任问题备受关注.为实现“长期利益最大化”，理性的企业必须履行社会责任，缓和与利益相关者的摩擦、树立良好企业社会公民形象[1].
与此同时，企业的经济业务日趋复杂，盈余管理成为了一种普遍存在于企业的行为，企业盈余管理和社会责任信息披露的关系成为了各界广泛关注的焦点.盈余管理被认为是企业在会计准则的许可范围内对会计政策的择优选择行为，旨在实现企业利益或市场价值的最大化[2]，管理层通过会计手段进行盈余管理以达到向外界传递稳定的盈余预期，有利于提高股价、规避诉讼以及增强管理层信心[3].然而，盈余管理行为实际掩盖了真实盈余信息，误导了利益相关者对企业盈余信息的理解，也可能导致代理问题[4].因此，为缓和与利益相关者的摩擦，避免代理问题对公司价值的影响，企业将利用非财务信息如企业社会责任履行信息来进行印象管理获得声誉资本，释放积极信号，进而对业绩提升产生积极影响.
此外，产品市场竞争在参与公司治理的过程中与其他公司治理机制之间产生了一定的交互影响[5-6].企业社会责任信息披露作为一种利益相关者治理的表现方式，其对管理层经常盈余管理的作用机制也极有可能受外部竞争环境的影响.本文以此为切入点，主要探讨了企业社会责任信息披露(以下简称CSRD，Corporate Social Responsibility Disclosure)与盈余管理之间的作用机制，从而为那些注重企业社会责任的利益相关者的决策行为提供指导，并在此基础上，探究不同的产品市场竞争环境对两者关系的调节作用，以期更为深入地理解社会责任信息披露对盈余管理行为的作用机理.
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国内外学者从不同的角度对企业社会责任与盈余管理的关系进行研究，得出了差异化的结论.一方面，企业社会责任信息披露可以作为缓和管理层和利益相关者关系的一种手段，缓解盈余管理行为带来的代理问题. Prior等(2007)援引利益相关者代理理论和盈余管理框架，认为企业社会责任能应对利益相关者面对盈余管理的激进与警惕，是赢得利益相关者支持的强有力的工具，即企业社会责任的履行与盈余管理程度是正相关[1]. Chih等(2008)以46个国家的1653家企业作为研究样本，研究发现具有较好社会责任履行情况的企业在应计盈余管理中表现得更为突出[7].
另一方面，企业社会责任信息的披露则会使得管理层的盈余管理行为更容易被利益相关者察觉，这是管理层要避免的，故企业社会责任信息披露与盈余管理程度为负相关.黄人杰等(2010)指出，承担社会责任的企业将可能主动增加财务透明度，减少利润操控的机会主义行为，降低代理成本，这增加了管理层的盈余管理行为被识破的可能性，故注重社会责任的公司盈余管理行为将大大减少.
虽然目前相关研究没有统一的定论，但主要基于代理理论与利益相关者理论进行分析.笔者认为，鉴于我国企业透明度普遍较低，信息不对称程度较高，企业与利益相关者直接往往面临较为严重的委托代理冲突，企业更倾向于通过社会责任信息的披露向外传递公司优良的信号，从而缓解盈余管理行为带来的代理问题，提高投资者信心，从而实现公司价值的最大化.故笔者提出以下假设：
假设1：社会责任信息披露度高的企业，具有较高的盈余管理程度.
前人文献中尚未将企业社会责任信息披露、产品市场竞争和盈余管理联系到一起，而笔者将试图在这方面进行尝试.企业从事社会责任活动，进行社会责任信息披露，本质上是为了解决管理层与利益相关者的信息不对称.然而，产品市场竞争作为企业最为重要的外部治理机制之一，能够增强资源的有效配置，激励企业的有效生产，改善管理层与利益相关者的信息不对称程度[8].在竞争激烈的市场，信息不对称程度相对较低，公司信息相对透明，利益相关者更能够直接了解公司状况，因此CSR信息披露在调节盈余管理过程中信息不对称的功能相对弱化.但是，在低竞争程度的市场中，公司垄断或者寡头的管理层存在更强的利己主义动机，代理问题更为严重，因此管理层在进行盈余管理时，将有更为强烈的意愿通过CSR信息披露进行信号沟通，以缓和与利益相关者直接的代理冲突.根据以上分析，笔者提出以下假设：
假设2：处于低市场竞争度市场的企业，其社会责任信息披露对盈余管理程度具有更大的影响.
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本文研究样本为我国沪深股市交易所上市公司2008-2013年的面板数据，数据来源于WIND数据库与CSMAR数据库.借鉴已有的研究经验，我们对原始样本做了如下处理：①剔除金融行业相关的上市公司；②剔除样本被冠以ST的上市公司样本；③剔除2008-2013年间发生过被兼并重组的企业；④剔除在观察期内上市时间不足1年的公司；⑤剔除2008-2013年间未发布《企业社会责任报告》的企业.经处理后，总样本包含514家企业共计1981个样本点，分布在23个不同行业.
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参考前人大多数研究[9]，本文对盈余管理程度的计量采用修正的改进Jones模型(Kothari，200)，该模型在原修正Jones模型加入上一期的总资产回报率作为业绩的替代变量，同时在销售额变动的基础上扣除应收账款的变动，从而能更准确地侦测盈余管理现象.模型表述具体如下：
其中，Y计算式为P/At-1，Z计算式为N/At-1，P是t期的总应计利润，等于净利润减去经营活动现金流量的差，At-1是公司t-1期的期末总资产，N为非操控性应计利润；X1公式为1/At-1，X2公式为(ΔV-ΔB)/At-1，X3公式为F/At-1，X4等于Rt-1，ΔV是营业收入变化量，ΔB是应收账款变化量；F是公司t期的期末固定资产总额；R是公司总资产回报率.此外，参考朱敏等(2014)的做法，在传统估计方程中引入常数项，以消除可能的异方差及缓和模型缺少规模变量而导致的估计偏差.模型的计算方法为：先将数据代入模型(1)中进行参数估计，再将估计的参数代入模型(2)计算得出N，最后再利用模型(3)计算出E，即可操控应计利润，E如果不为零，则证明存在盈余管理行为.在实证设计中，我们更关注应计利润被调节的程度，故取E0为盈余管理的绝对值.
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我国对企业社会责任问题的研究起步较晚，各项数据的统计也比较有限，为较好地反应企业对利益相关者的社会责任履行情况，本文使用企业社会责任信息披露度指标来作为衡量指标.参照CSMAR社会责任研究数据库及Ernst & Ernst(1976)的社会责任信息披露指数法，设置企业对各方利益相关者保护的披露情况0-1变量，包括是否经第三方机构审验等共12项，具体为：若企业披露了上述12项中的某一项即得1分，若未披露则为0分，为避免人为分配权重带来的主观性，将各项信息的权重均视为1.最后CSR信息披露度为各企业得分与总分的比值.
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借鉴张欢等(2014)的做法，使用赫芬达尔-赫希曼指数(HHI，用H表示)反映产业的市场集中度.其计算方式为
其中，
Xi为企业i的销售额或总资产.为提高同一产业内企业销售收入指标的可比性，采用企业主营业务收入数据.当HHI指数越小时，产业的集中程度越低，产业内的竞争越激烈，企业行为的相互影响程度就越大，反之亦然.
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为避免可能影响盈余管理与社会责任信息披露关系的遗漏变量问题，选取一系列控制变量.根据前人文献，公司规模(S)、财务杠杆(L)、以及所有权性质(O)都是影响盈余管理程度的关键因素.另外，机构投资者持股比例(I)、营业收入增长率(G)、总资产回报率(R)、固定资产率(T)等因素也会以不同的机理影响公司的盈余管理行为.最后，还加入了行业虚拟变量和年度虚拟变量以控制行业和年度的固定效应.
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为验证所提假设，构建主要多元回归模型如下：
其中，E0表示盈余管理的程度，即可操控应计利润的绝对值. S表示一系列控制变量，包括公司规模、财务杠杆、盈利能力、固定资产率、营业收入增长率、机构持股比例以及代表样本年度和行业的虚拟变量. D表示企业社会责任信息披露度，H表示赫芬达尔-赫希曼指数，反应企业所在行业的竞争程度.
在实证分析中，为验证不同条件下企业社会责任信息披露与盈余管理程度的可能存在的差异化的关系，还将样本按盈余调整方向、所有权性质、市场竞争程度等划分成不同子样本进行分组回归.此外，考虑到样本数据属于典型的短面板，本文报告的t值均采用稳健标准误差.
2.1. 样本选择与数据来源
2.2. 变量的选择与度量
2.2.1. 盈余管理
2.2.2. 企业社会责任信息披露(D)
2.2.3. 产品市场竞争
2.2.4. 控制变量
2.3. 实证模型
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表 1报告了本文变量的全样本描述性统计.从其中可以看出，盈余管理指标(E)均值为0.001 11，标准差为0.108 67，说明我国上市公司普遍存在盈余管理行为，且正负两个方向的盈余管理规模相当，平均水平接近于0.盈余管理程度(E0)是盈余管理指标的绝对值，均值为0.071 57，标准差为0.081 76，这意味着企业进行盈余管理程度的差异较大.企业社会责任信息披露(D)均值为0.643 95，最小值0.083 33，而最大值为0.916 67，表明样本企业的CSR信息披露程度整体较好，但两极分化的情况也很严重.产品市场竞争度(H)均值为0.183 4，标准差为0.179 12，说明大部分企业处于竞争激烈的环境中，竞争环境也存在较大分化.
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表 2展示了模型(4)的全样本回归结果.回归结果表 2第(1)列显示，企业规模、固定资产率、机构持股比例、所有权性质与企业盈余管理程度呈负向关系，而财务杠杆、盈利能力、成长性与企业盈余管理程度呈正向关系，几个变量均在10%水平上显著，这表明，企业规模越大、固定资产比例越低、机构持股比例越低、财务杠杆越高、盈利能力越强、成长性越好的非国有企业更倾向于进行较大程度的盈余管理，反之亦然.在表 2(2)、(3)、(4)列中，我们在控制变量的基础上分别单独及同时引入企业社会责任信息披露(D)及市场竞争程度(H)，回归的结果均显示，变量D回归系数均在5%水平上显著为正，说明企业社会责任信息披露与盈余管理程度正相关，也即企业存在通过披露社会责任信息来掩盖盈余管理的行为存在.与此同时，HHI指数与盈余管理程度在各模型中均在10%水平上显著为正，也即市场竞争将抑制企业的盈余管理行为.根据以上分析，假设1得证.
表 3报告了不同盈余操纵方式下的模型回归结果，从表中可以看出两个分组的明显差异.进行正向应计利润盈余管理(利润调高)的情形下，无论是企业社会责任信息披露还是产品市场竞争度对盈余管理程度的影响均不显著，反观负向应计利润盈余管理(利润调低)的分组，D与H分别在1%、10%水平上与盈余管理程度正相关，这意味着，CSR信息披露程度越大，市场竞争越弱，企业将进行更多的负向应计利润盈余管理，而这种关联在正向应计利润盈余管理中并不存在.对于负向调整应计利润的盈余管理行为，相当于企业将对外展示出较差的业绩表现，这必然引起企业利益相关者的关注与监督，而此时企业管理层将有更大的动机通过披露社会责任信息来缓解与利益相关者的矛盾，从而掩饰自身的盈余操纵行为，而对于产品市场竞争，也具有类似的机制.
为探索不同的产品市场竞争环境中CSR信息披露与盈余管理程度之间关系的差异性，我们按各年HHI指数高低将全样本分为3组，取边缘两组分别进行回归分析，结果如表 4所示.其中，表 4第(1)列报告了低市场竞争度下CSR信息披露与企业盈余管理的关系，第(2)列报告了高市场竞争度下两者关系.结果显示处于高市场竞争环境的企业，CSR信息披露与盈余管理程度并无统计上的显著关系，而在低市场竞争环境的企业，两者关系在10%水平上显著为正.这说明随着市场竞争程度的加剧，信息不对称程度也在下降，通过披露社会责任信息来掩饰盈余操纵行为的机制也被逐渐弱化，假设2得证.
3.1. 描述性统计
3.2. 实证结果及分析
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根据委托代理理论及利益相关者理论的分析框架，企业进行盈余管理和披露社会责任信息是一套互相关联的“组合拳”，而两者关系又与企业本身特性及外部环境息息相关.本文以沪深两市2008-2013年自愿披露社会责任报告的上市公司为研究样本，实证检验了企业社会责任信息披露、市场竞争度与盈余管理程度的关系.结果表明，企业社会责任信息披露与盈余管理程度正相关，而市场竞争度与盈余管理负相关，即CSR信息披露程度越大，市场竞争度越小，企业将倾向于进行更大程度的盈余管理，这说明了进行盈余操纵的企业会使用披露社会责任信息，通过“印象管理”来缓解委托代理问题，而随着市场竞争度的提高，信息不对称情况得以缓解，盈余管理行为将得到抑制.进一步在按不同纬度分割的子样本中发现，在进行负向应计利润调整的盈余管理时，CSR信息披露与盈余管理程度存在显著正向关系，而在进行正向调整时该关系不存在.再考虑市场竞争环境，发现在CSR信息披露与盈余管理程度的正向关系只在低竞争度市场上是显著的，这也表明了随着市场竞争的加剧，信息不对称程度降低，其外部治理的能力也在增强，这将弱化企业通过CSR信息披露来掩饰盈余管理行为的机制.本文结论表明，企业管理层出于追求私利的动机，社会责任信息披露可能成为掩饰其操纵盈余、降低盈余报告质量的工具，而这种行为在不同特性的企业和外部环境中又会存在差异.这将有助于公众对社会责任信息披露行为形成客观的认识，也有助于监管部门鉴别企业履行社会责任的动机，规范和监管企业管理层的行为，并针对不同的情形采取差异化的措施.
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