基于內生性的企業社會責任與財務績效關系研究——來自中國上市公司的經驗證據

尹開國，劉小芹，陳華東

(1.三峽大學經濟與管理學院，湖北 宜昌 443002;2.華中科技大學管理學院，湖北 武漢 430074)

一、問題提出

盡管人們對企業積極履行超越經濟和法律層面的道德責任存在期望，當今社會各個方面也存在諸多推動企業履行社會責任的因素，但企業社會責任在國內商業界的普及仍然困難重重。企業社會責任往往被看作是提高企業經營成本的一種負擔，而在一個健全的市場制度下，企業追求利潤、為客戶創造價值以及承擔社會責任之間，不僅不矛盾，而且應是基本一致的［1］。按照Raynard和Forstater(2002)［2］關于企業社會責任階段性的觀點，由于我國大部分企業仍處于從第一代企業社會責任向第二代企業社會責任的轉型過程中，清楚地闡釋為何開始轉型有利于企業發展顯得尤為重要。這里的關鍵是為轉型提供一個合適的商業機會，也就是說，企業社會責任應與盈利這一動機保持一致而不是對立［3］。

那么，企業社會責任與財務績效之間的關聯性究竟為何?自20世紀70年代以來，西方學者率先對這一問題進行了深入探討。Margolis和Walsh(2003)［4］分析了自 Moskowitz(1972)［5］以來 109項將企業社會責任作為自變量用以預測財務績效的實證研究，發現支持正相關、不相關和負相關的文獻分別為54篇、28篇和7篇，另有20項研究結論不明確。考慮到之前綜述文獻“點票式”方法的不足，Orlitzky等(2003)和 Allouche和 Laroche(2005)［6-7］應用薈萃分析考察了相關文獻，發現先前的研究結論主要支持了二者之間的正相關關系。通過進一步對企業社會責任、財務績效等核心變量的測度方法進行分類以增強實證結論的可比性，van Beurden 和 G?ssling(2008)［8］應用薈萃分析考察了自1990年以來34篇有代表性的經驗研究文獻，發現支持正相關、不相關和負相關的文獻分別為23篇、6篇和2篇。自2005年以來，國內學術界也逐步開始關注這一領域的經驗研究。沈洪濤(2005)、田虹(2009)、楊自業和尹開國(2009)、張兆國等(2013)等都報告了二者的正相關關系［9-12］，而李正(2006)、溫素彬和方苑(2008)則發現，當期承擔社會責任越多，企業績效越差，但從長期看，承擔社會責任并不會降低企業價值［13-14］。

正如 Rowley和 Berman(2000)［16］所指出的，“企業社會責任與財務績效的關系非常復雜，簡單地研究兩者之間的直接相關關系只是一個描述性的結果。”盡管大部分已有的經驗研究支持了企業社會責任與財務績效之間的正相關關系，但這樣一種關系在理論和實踐中遠未明確［15］。本文試圖重點關注企業社會責任與財務績效關聯性經驗研究中的內生性問題。先前的研究大多集中于單向關系的討論，而忽略兩者之間互為因果的可能。盡管在有關理論假說中屢有涉及，目前關于企業社會責任和財務績效二者交互關系的經驗研究還不多見。顯然，弄清這一問題對于深入理解企業履行社會責任的動因、資源約束和經濟后果、增進企業自覺履行社會責任的戰略意識是極為重要的，這也構成了本文研究的出發點和主要創新之處。

本文后續結構安排如下:第二部分是理論分析與研究假設;第三部分是研究設計;第四部分展開實證分析;第五部分為研究結論與啟示。

二、理論分析與研究假設

先前的大部分理論假說認為企業社會責任和財務績效之間存在單向或雙向的正相關關系。Cornell和 Shapiro(1987)［17］最先提出，如果企業疏于滿足各類非股東的預期將會造成市場恐懼，進而增加公司的風險貼水，導致較高的成本或損失獲利機會。Preston和 O'Bannon(1997)［18］進而將上述觀點發展為社會影響假說，認為公司社會責任水平越高，越能滿足各類利益相關者需求，公司的社會聲譽就越好，對財務績效將有正的影響。良好管理理論認為，從公司管理和運營角度，高水平的社會責任履行需要良好的戰略和管理能力支持，而這與高水平的財務績效對企業的能力要求一致［19-20］。同時，人們往往預期社會責任表現好的企業也將擁有更好的商業信用和市場行為，從而使企業品牌獲得聲譽溢價;客戶、員工和投資者等各類市場參與者將會透過消費、接受雇傭、投資等行為對企業的良好管理行為進行獎勵［21］。利益相關者契約成本理論認為，企業如果遵守隱性的社會契約，滿足社會期望，有助于最小化利益相關者關系維護成本，并得到較高的財務報酬［22-23］。與上述大部分論斷不同的是，資金供給假說認為，企業履行社會責任水平很大程度上取決于企業能夠提供的資金，這是企業社會責任與財務績效正相關關系的解釋邏輯，反過來則未必成立［18］。

也有部分理論假說認為企業社會責任和財務績效之間存在單向或雙向的負相關關系。例如，源于代理理論的管理者機會主義假說認為，當管理者報酬計劃與短期利潤和股票價格密切相關時，管理者對自身利益的追逐會導致公司社會責任與財務績效呈負相關關系。例如，當財務績效出色時，管理者會試圖減少社會責任支出以增加短期收入;而即使從事社會責任活動會損害整體績效，管理者仍會基于自身利益從事企業社會責任活動［18］。而以 Friedman(1978)［24］為代表的自由主義經濟學家實質上是權衡假說的支持者，他們認為，為了滿足擁有不同訴求的各類利益相關者，企業在對有限的資源進行使用和分配時需要進行權衡，而承擔社會責任會強化企業資源硬約束，進而對企業財務績效產生消極作用。此外，“機構投資者短視理論”認為，由于機構投資者普遍面臨短期業績壓力，積極從事社會責任相關活動的公司會被視為損害企業價值被那些只關心短期回報的機構投資者懲罰［25］。

盡管存在上述論調各異的理論和觀點，我們認為，從企業經營環境和管理實踐角度來看，社會責任已經成為企業獲取社會資本和保持企業競爭優勢的重要途徑［26］，企業社會責任已經不再是可以忽略的戰略選擇。社會責任履行水平是企業倫理和價值觀的外化，負責任的經營有利于獲取市場信任，可持續地取得利益相關者的各類資本投入，因此有利于企業財務績效的提高。同時，財務績效構成了企業社會責任的約束變量，企業財務績效水平越高，履行社會責任的能力和動力就越強。二者存在相輔相成、內生互動的交互影響，而不是簡單的單向決定關系。基于上述理論分析，本研究提出如下假設:

假設H:企業社會責任履行水平與財務績效存在積極的交互作用。

假設Ha:企業社會責任表現越好，企業財務績效水平越高。

假設Hb:企業財務績效水平越高，企業社會責任表現越好。

三、研究設計

(一)研究樣本

本文以2009年、2010年發布社會責任報告的A股上市公司為研究樣本①潤靈環球從2009年開始發布社會責任報告評級(對應2008年度報告)，2010年對社會責任報告評級體系做了修正。為保證評級依據一致性，我們選擇2010年至2011年作為樣本期間。，在剔除金融保險類、ST類及財務數據缺失的樣本并消除IPO效應后，總計得到859個有效樣本，其中2009年417個、2010年442個。

(二)變量定義和數據來源

1.內生變量

(1)企業財務績效(CFP)。企業財務績效的衡量方法主要有兩種:一種是基于市場方法來測量企業的財務績效，如 Tobin's Q;另一種是基于會計指標來測量企業的財務績效，如總資產收益率ROA、凈資產收益率ROE。考慮到中國股票市場發育不是很健全，我們傾向于采用會計數據來測量企業財務績效［27］。由于ROA、ROE等常用財務指標易受盈余管理影響，我們借鑒陳小悅和徐曉東(2001)［28］的做法，選擇總資產主營業務收益率作為企業財務績效的替代變量，該變量的分子是主營業務利潤，降低了人為盈余操縱的可能性，是企業長期經營過程中對企業經營狀況有標識能力的指標［29］。

(2)企業社會責任(CSR)。借鑒朱松(2011)、周中勝等(2012)［30-31］的做法，我們采用第三方評級機構RLCCW發布的A股上市公司社會責任報告評級結果作為企業社會責任的代理變量。RCLLW開發了MCT社會責任報告評價體系，該體系采用結構化專家打分法，分別從整體性(M)、內容性(C)、技術性(T)三方面進行評級打分，并發布了社會責任評級報告，具有較強的客觀性［12］，能夠較好地反映企業履行社會責任的水平。

2.外生變量

(1)是否自愿披露社會責任報告(VOLC)。根據RLCCW發布的社會責任評級報告，將自愿發布取1，應規發布(強制)取0。自2009年起，上交所強制披露范圍仍保持為“金融板塊+(A+海外)+標準治理”板塊，深交所仍保持為“深圳100指數”成分股。

(2)市場環境指數(MID)。市場化指數來自樊綱等(2011)［32］所著《中國市場化指數——關于各地區市場化相對進程2011年報告》，該報告中最新的市場化指數為2009年，與本文采用的樣本年度契合。

(3)研發(RD)。由于國內上市公司研發支出披露還沒有統一的標準，再加上大部分上市公司沒有披露研發支出的資金額度，導致這方面的數據缺失。考慮到研發投入屬于公司無形資產的投入，所以我們用無形資產與總資產的比值作為研發支出的代理變量。

(4)社會責任行業敏感度(INDU)。參考沈洪濤(2007)和張正勇(2012)［33-34］等關于社會責任信息披露研究的做法，分別將采掘業、食品行業、重污染行業(冶金、化工、石化、煤炭、火電、建材、造紙、釀造、制藥、發酵、紡織、制革和采礦業)列為社會責任敏感性行業，并參照中國證券監督委員會頒布的《上市公司行業分類指引》進行分類，如果屬于上述行業則取1，否則取0。

為了提高模型精確度，除上述外生變量以外，我們還將成長性(GROW)、財務杠桿(LEV)、終極控制人性質(STATE)、公司規模(SIZE)、第一大股東持股比例(SHC)、股權制衡度(SHB)、高管持股(EXE)、獨立董事比例(OUTD)、CEO兩職合一(DUAL)、流通股比率(PSO)和樣本年度(YEAR)等可能對企業社會責任和財務績效產生顯著影響的變量納入控制。表1列示了所有變量及其定義。

表1 變量定義一覽

3.數據來源

社會責任評級得分來源于第三方評級機構潤靈公益事業咨詢(RLCCW)開發的2010、2011年度評級數據庫，樣本公司的財務數據和公司治理數據來自國泰安數據庫(CSMAR)，市場環境指數來自樊綱等［32］所著《中國市場化指數——關于各地區市場化相對進程2011年報告》。股權制衡度等部分數據經過手工整理、計算。

(三)研究方法

在本節簡單描述性統計和相關性分析基礎上，后續實證分析將主要分為以下幾步:第一步，不考慮內生性影響，采用OLS回歸檢驗當期企業社會責任與當期財務績效的單向關系;第二步，考慮內生性問題，基于聯立方程分析當期社會責任與當期財務績效之間的交互關系;第三步，進一步研究跨期的企業社會責任與財務績效之間的關系，具體包括研究滯后一期社會責任對當期財務績效的影響及滯后一期財務績效對當期社會責任的影響。

基于上述思路，我們首先構建考慮企業社會責任影響的財務績效決定模型和考慮企業財務績效影響的社會責任決定模型如下:

其中，Determinants1和Determinants2分別表示影響企業財務績效和企業社會責任的變量集。由于本文選擇了先前研究文獻中大部分對企業社會責任和財務績效有顯著影響的變量(具體的變量定義見表1)，后文將首先采用逐步回歸分析對變量進行篩選，從而獲得最優的解釋變量集，并基于逐步回歸分析結果建立聯立方程。

(四)描述性統計和相關性分析

表2列出了各個變量的描述性統計。目前公司社會責任整體處于較低水平，兩年均值為32.76;不同公司的社會責任履行水平相差懸殊，標準差為11.90，最小值為11.69，最大值為80.29。

表3列出了變量間的Pearson相關系數矩陣。企業財務績效與企業社會責任在5%的水平上顯著正相關，與行業敏感度、股權制衡度、高管持股、CEO兩職合一、財務杠桿、企業性質、公司規模、流通股比例顯著相關;與其他變量沒有顯著相關性。企業社會責任與企業性質、公司規模、第一大股東持股比例、獨立董事持股比例、是否自愿披露有顯著相關性，與其他各變量沒有顯著相關性。此外，其他各變量間除第一大股東持股比例與股權制衡度外，其他變量間相關性系數都遠低于0.4，相關性較弱，不存在嚴重的多重共線性。

表2 變量的描述性統計

表3 主要變量pearson相關系數矩陣

四、實證分析

(一)當期企業社會責任與企業財務績效間的單向影響

1.當期企業社會責任對財務績效影響的OLS回歸

為了對模型進行優化，提高模型估計精度，我們首先采用單向后退逐步回歸(uni-directionalbackwards)方法，利用p值最大t值最小的原則逐個刪除變量，選擇自變量的最優子集。本文將顯著性水平設為0.1，若某一個變量的p值大于0.1時，則將該變量從回歸方程中剔除。模型(1)經過單向后退逐步回歸，最后得到的回歸方程如下:

其中 Determinants3包括 VOLC、INDU、GROW、LEV、STATE、SIZE、SHC、SHB。

采用OLS方法對模型(3)進行回歸分析，結果見表4。F值在1%的水平上顯著，可知模型的擬合度很好;D.W.值為1.956，接近于2，殘差之間不存在自相關關系。另外，本文采用方差擴大因子法來判斷自變量之間是否存在多重共線性，表4中所有自變量的VIF均小于3，且容許值都大于0.3，各自變量之間不存在嚴重的多重共線性。企業社會責任外生假設下，在控制了其他影響財務績效的變量之后，回歸結果顯示當期社會責任與當期財務績效在1%的水平上顯著正相關，假設Ha得到初步支持。

表4 當期企業社會責任對當期財務績效影響的OLS回歸結果

2.當期企業財務績效對當期企業社會責任影響的OLS回歸

與財務績效決定模型優化方法一樣，為選出影響社會責任的最優自變量，本文對模型(2)也做了單項逐步后退回歸，最后得到的最優回歸模型為:

其中 Determinants4包括 LEV、STATE、SIZE、EXE、YEAR。

采用OLS方法對模型(4)進行回歸分析，結果見表5。F值顯著，模型擬合度很好;D.W.值為1.987，接近于2，殘差之間不存在自相關;解釋變量之間的VIF小于2，容忍度大于0.7，解釋變量之間不存在嚴重的多重共線性。回歸結果顯示，當期企業財務績效與當期企業社會責任呢在1%的水平上顯著正相關，不考慮內生性，假設Hb得到初步支持。

表5 企業財務績效對企業社會責任影響的OLS回歸結果

(二)當期企業社會責任與當期財務績效的交互影響

考慮到由于OLS回歸結果可能忽略了由于變量間因果關系引致的內生性問題，有必要進一步揭示企業社會責任和財務績效間可能存在的交互影響。

首先，我們基于逐步回歸結果建立如下聯立方程模型:

模型(5)在模型(3)的基礎上，增加了企業財務績效的滯后變量CFPt-1。模型(6)與模型(4)形式一致。

上述聯立方程中共有2個內生變量，11個前定變量(包括10個外生變量，1個滯后內生變量)。本文通過識別的階條件和秩條件來判斷模型的識別情況。將模型(5)和模型(6)等式右邊的變量都移到等式左邊，再將方程組列成表。按照秩條件的定義，從表中可以得出模型(5)的矩陣為［-f5-f6］，模型(6)的矩陣為［-e2-e3-e4-e8-e9-e10］，可以看出兩個模型的秩都為1，因此，模型5和模型(6)都滿足秩條件，能夠識別(表6)。綜合聯立方程識別的階條件和秩條件結果，上述聯立方程是過度識別的。

隨后，我們根據Hausman檢驗考察企業社會責任是否具有內生性。首先將企業社會責任對所有的外生變量做回歸分析，提取殘差RESID_CSR。然后將殘差RESID_CSR加入到CFP的結構模型(5)中做回歸分析，觀察RESID_CSR的顯著性。內生性檢查結果列于表7。RESID_CSR的t值為-5.135，p值為0.000，在1%的水平上顯著，內生性存在。為此，本文將采用系統估計法來控制內生性影響。

表6 聯立方程識別判斷表

表7 內生性檢驗

接著，我們對聯立方程采用整體的系統回歸估計。相對于采用單個方程回歸估計來說，如果聯立方程的誤差項存在跨方程相關，系統估計法能得到更有效的估計，同時方程中的參數被同時確定。在眾多系統估計法中，GMM允許隨機擾動項存在異方差和自相關形式，估計的參數比其他方法得到的更貼近現實。

GMM對聯立方程的估計結果列于表8。模型(5)和模型(6)的解釋度分別為28.7%、21.2%，自變量對因變量有一定的解釋能力。聯立方程的D.W.值都接近2，不存在自相關問題。

表8 聯立方程的GMM估計結果

控制內生性以后，模型(5)、模型(6)的回歸結果都顯示當期企業社會責任與當期企業財務績效在1%的水平上顯著正相關。與OLS回歸結果相比，回歸系數的方向和顯著性均沒有發生明顯變化，研究假設H、Ha、Hb均得到支持。

此外我們注意到，與當期單方程的OLS回歸結果相比，是否自愿披露、行業敏感度、第一大股東持股比例和股權制衡度與企業財務績效不再具有顯著相關性，其他變量對企業財務績效和社會責任的分別影響與前述OLS回歸結果基本一致。

(三)企業社會責任與企業財務績效間的跨期影響

1.滯后一期企業社會責任對當期企業財務績效的OLS回歸

消除內生性的另外一個方法是考慮企業社會責任與企業財務績效間的跨期影響。考慮到企業社會責任對財務績效的影響可能存在滯后效應，我們采用OLS方法檢驗滯后一期企業社會責任對當期企業財務績效的影響。滯后一期企業社會責任采用2009年417家和2010年442家上市公司的潤靈社會責任報告評級得分，當期企業財務績效采用對應公司2010年和2011年的總資產主營業務收益率。

控制變量設定與模型(3)一致，構建回歸模型如下:

OLS回歸結果列于表9。F值顯著，D.W.值為1.970，不存在殘差自相關，方程擬合度較好。滯后一期的企業社會責任對當期企業財務績效在1%的水平上顯著正相關，進一步支持了假設Ha。

表9 滯后一期企業社會責任對當期財務績效的OLS回歸結果

2.滯后一期企業財務績效對當期企業社會責任的OLS回歸

滯后一期企業財務績效采用對應公司2008年和2009年的總資產主營業務收益率，當期企業社會責任采用對應公司2009年和2010年的潤靈社會責任報告評級得分。

控制變量設定與模型(4)一致，構建回歸模型如下:

OLS回歸結果列于表10。F值顯著，D.W.值為1.979，不存在殘差自相關。滯后一期的企業財務績效對當期企業社會責任在1%的水平上顯著正相關，進一步支持了假設Hb。

表10 滯后一期企業財務績效對當期社會責任的OLS回歸結果

(四)穩健性檢驗

穩健性測試從以下3個方面展開:(1)我們采用三階段最小二乘法(3SLS)對當期的聯立方程進行系統估計，3SLS回歸系數的符號和顯著性與GMM回歸結果一致(表11)。(2)考慮到橫截面數據普遍的存在異方差問題，我們采用分位數回歸中的特例中位數回歸對當期和跨期的單一方程模型進行分析，回歸結果與普通最小二乘法(OLS)回歸結果一致。(3)我們用細分行業控制變量替換模型中的行業敏感性變量，進一步檢驗企業社會責任與財務績效的關系，當期和跨期回歸結果都表明，用行業啞變量替換行業敏感度變量后，文章所有重要結論均保持不變。限于篇幅，上述(2)和(3)中的穩健性測試結果未予列出，作者留檔備索。

表11 模型(5)和模型(6)的GMM、3SLS回歸結果對比

五、研究結論與啟示

重點關注以往本領域經驗研究中普遍忽視的內生性問題，本文以2009年、2010年發布社會責任報告的非金融業A股上市公司為樣本，試圖進一步明確當期和跨期企業社會責任與財務績效之間的內生互動關系。實證分析結果表明:(1)企業社會責任外生假設下，當期企業社會責任對當期財務績效具有顯著正向影響，反之亦然。(2)企業社會責任內生假設下，當期企業社會責任與當期財務績效之間相互影響、互為因果。(3)考慮跨期影響的回歸結果與當期回歸結果并無顯著差異。

上述實證發現一方面豐富了本領域研究的經驗素材，同時也引發了我們關于企業社會責任戰略動因及其與競爭優勢培育關系的深層次思考。正如我們在前言中提到的，在理論和實務界，對企業究竟是否應該履行企業社會責任、企業履行社會責任是否有利于可持續發展等問題仍然存在諸多爭議。張維迎(2007)指出，這一現象背后的根本分歧在于反對社會責任者隱含的意思是利潤本身是反社會責任的［1］。沿襲這一邏輯，企業社會責任自然被看作是提高企業經營成本的一種負擔。我們認為，形成上述錯誤認識的前提在于從根本上否定或低估了企業現實社會責任表現后的主觀戰略動機和資源配置能力。也就是說，在履行企業社會責任的相關決策過程中，企業有充分的動機和能力將有限的資源配置到能帶來價值最大化的社會責任項目中，企業社會責任表現正是這一戰略能動過程的結果。

從實踐意義上，本文研究結論帶給我們的啟示主要在于:一方面，以財務績效為主要表征的企業資源稟賦的確構成了企業履行社會責任的硬約束，企業應有所為、有所不為，不能盲目攀比、不計后果;另一方面，公司積極投身于社會責任方面的戰略投資更有可能吸引各類利益相關者優質資本的持續投入，并獲得良好的長期財務表現，那種狹隘地認為企業社會責任只會增加成本而不會帶來任何收益的短視觀點必然有損企業長期競爭力。

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