基于制度誘因的政治關聯對企業社會責任影響分析

■ 陳秋萍（重慶大學經濟與工商管理學院 重慶 400044）

基于制度誘因的政治關聯對企業社會責任影響分析

■ 陳秋萍（重慶大學經濟與工商管理學院 重慶 400044）

本文以2005-2012年中國上市公司為樣本，研究了上市公司企業社會責任投入背后的制度性誘因。研究發現，存在政治關聯的上市公司企業社會責任水平顯著高于沒有政治關聯的上市公司，政治關聯強度是影響企業社會責任水平的關鍵因素。進一步研究發現，上市公司所處的制度環境負向調節政治關聯對上市公司企業社會責任的影響程度，政治關聯需求和制度環境完善程度對企業社會責任起到雙重調節作用。

CSR 上市公司 政治關聯制度因素

企業社會責任（簡稱CSR） 在諸多領域已經價值凸顯。學者們圍繞企業社會責任的內涵和內在驅動機制進行了大量的理論研究和經驗積累，但現有研究成果偏重于特質面因素而對制度面因素關注不夠。事實上，在中國的轉型經濟背景下，企業行為均不同程度受到政府因素的影響。正如Manuel（2008）所指出的，在轉軌經濟中政企關系并未受到嚴格規范，政府掌握著很多影響企業生存與發展的關鍵資源如市場準入牌照等。目前在中國經濟和制度雙轉型的背景下，企業通過建立政治關聯以獲取政府控制的稀缺性資源的動機很強。李四海（2010）認為企業社會公益行為受到政治關聯動機的調節明顯，當地方政府號召社會公益時，政治關聯企業的社會公益活動投入水平會顯著上升。社會公益雖然是企業社會責任的一環，但是從現有研究中可以發現企業社會責任與政治關聯的顯著相關關系。

本文的貢獻體現在兩個方面：現有研究較少探討企業社會責任背后的政治關聯誘因，本文為研究企業社會責任的微觀決定因素分析提供了一個獨特視角；本文發現企業社會責任投入行為背后的政治關聯動機，且兩者的傳導機制受到企業所處制度環境變遷的調節。本文結論有助于解釋近年來企業特別是上市公司的企業社會責任行為，也對研究轉型經濟中非正式制度的微觀運行機制有啟發意義。

理論分析和研究假設

企業的政治關聯是指企業通過正常或者非正常手段形成的隱性政治關系（Fisman，2001），政治關聯與政治干預存在很大差異，政治干預是政府為了公共利益或私人目的對企業實施的政治干預（Faccio，2006），而政治關聯是企業為謀求獲取政治分配的企業核心資源，采用各種方式與政府、司法等政治機構建立關聯。圍繞政治關聯對企業績效、市場準入和公司治理等方面的影響的研究文獻得到很大的發展，但鮮有文獻研究政治關聯對企業社會責任的影響效應。

Spencer（2005）認為中國尚未完全建立起一套有效區分政府和市場的制度體系，因此在這一體系下的商業活動不可避免會和政府發生關聯。Fan et al.，（2006）認為中國企業的持續增長受到政府資源配置的影響，因此企業有很強的動機建立政治關聯（political connections）。中國并不存在如政治獻金等國外公司的政治關聯手段，又伴隨著制度建設的不斷規范，公司通過賄賂等非法性手段來建立和維護政治關聯時會面臨的極大的法律風險（張建軍等，2005）。在這個制度變遷的背景下，企業通過企業社會責任的履行來建立政治關聯，不僅符合政府的政策目標，而且在操作層面具有合法性，代表公司具有符合公眾價值觀的道德準則，此種樹立公司的企業社會責任形象的方式被公司所普遍采用。因此，政治關聯與企業社會責任之間就存在緊密的聯系。

在實踐中，文獻研究發現上市公司中存在大量的高管政治關聯現象，且政治關聯多為企業主動爭取行為，是政府和企業相互影響的重要渠道。從政府和企業相互依賴的維度分析，政府和企業通過政治關聯建立了資源交換的聯系，企業在“得到資源”的同時必然也要“支付資源”。政治關聯企業需要與政府的政策目標保持一致，企業社會責任投入一方面合乎法律規則規避法律風險，另一方面又契合政府的政策目標，因此企業社會責任投入是維系政治關聯的重要途徑。承擔社會責任是地方政府的執政目標之一，企業通過承擔企業社會責任來“回報”政府；同時政治關聯的企業更加重視“企業社會責任”這一資源，會比非政治關聯企業有更強的動機增加企業社會責任投入水平。因此提出假設一。

假設一：政治關聯正向促進企業社會責任水平。即相對于沒有政治關聯的公司而言，有政治關聯公司的企業社會責任水平越高；且政治關聯強度越大的公司，其企業社會責任水平越高。

表1 CSR指標體系

表2 控制變量定義

表3 樣本公司行業屬性

在中國轉型經濟的制度背景下，在制度環境不完善的區域，政府對資源配置發揮的作用越大。相對于非政治關聯企業，政治關聯企業更容易通過政治關聯從而獲得競爭性稀缺資源，同時相應也需要付出成本來契合政府目標。在制度環境更完善的區域，由于政治干預對資源分配的影響力下降，導致政治關系對企業發展的重要性下降，因此企業通過培育政治關聯謀求競爭優勢的動機會明顯下降，進而企業社會責任的投入水平就會降低。李四海（2010）研究指出，相對于市場化程度低、法治水平落后的區域而言，市場化程度高、法治水平發達區域中政治關聯企業進行社會捐贈的動機得到削弱。La Porta（1997）也指出在制度建設完善的區域，尋租的成本上升空間下降，導致企業與政府間的政治關系資產的價值下降。因此，制度環境的完善程度能顯著調節企業的政治關聯動機，進而調節企業是否將踐行企業社會責任作為政治關聯途徑，本文提出假設二。

假設二：政治關聯對企業社會責任的影響效應受到制度環境的負向調節。即相對于運行在不完善制度環境中的公司而言，當公司運行在更完善制度環境中時，政治關聯對企業社會責任投入水平的影響程度得到減弱。

變量與數據

（一）企業社會責任

官方文件中對企業社會責任的指標體系進行過界定，參考沈燕（2009）、張旭（2010）等關于CSR指標體系的研究基礎，本文考察企業對政府、投資者、員工、供應商和社區五個維度的責任，采用綜合責任水平來度量企業社會責任的價值總額，計算方法如表1所示。

Outcome analysis and reporting:according to formalized procedural protocols,a detailed statistical analysis plan will be created prior to study initiation.

（二）政治關聯

政治關聯的指標研究較為成熟，參考Fan等（2007）的研究設定，采用是否有政治關聯（POL）和政治關聯強度（POLITIC）兩個指標來度量企業的政治關聯。對POL設定為虛擬變量，如果企業的董事長或總經理滿足以下條件之一，則認為該企業存在政治關聯并取值為1，否則為0：現任或前任的政府官員；現任或前任的人大代表；現任或前任的政協委員。同時根據企業政治關聯的政府機構的行政級別，按照中央、省級、市級和縣（區）級及以下的層次分別賦值為4、3、2、1，通過對樣本企業的董事長和CEO的職務（含兼職）數據進行匯總并按其最高政治職務進行分數賦值，最后對董事長和CEO的分數進行加總得到該企業的政治關聯指數（POLITIC），用以刻畫其政治關聯強度。

（三）制度環境

樊綱等（2011）認為，由于地理差異、資源稟賦等多方面差異，我國不同區域的市場化程度和政府干預程度存在差異。制度環境越完善的地區，其市場化程度越高，政府干預程度越低；反之，制度環境越不完善的地區，其市場化程度越低，政府干預程度越高。我們設定制度環境變量REG，借鑒樊綱（2011）編制的《中國市場化指數-各地區市場化相對進程報告》，采用各區域的市場化指數來度量各上市公司所在區域的制度環境。參考借鑒賈明等（2010）對制度環境的定義方法，用市場化指數來衡量制度環境。市場化指數的數值越大表示制度環境越完善，并引入虛擬變量RE，當企業所處區域的市場化指數低于樣本中位數時，將其制度環境虛擬變量（RE）賦值為0，否則為1。

（四）控制變量

已有文獻研究發現企業規模、資產負債率、利潤水平、企業年齡和產權類型均對企業社會責任產生影響（蘇冬蔚等，2011；費顯政等，2010；馬龍龍等，2011），為了控制其他變量的影響效應，因此本文設置企業規模、資產負債率、利潤水平、企業年齡和產權類型為控制變量（見表2）。

（五）數據說明

本文樣本是2005 - 2012年深滬兩市的A股上市公司（已剔除st公司），另外由于金融業的行業特殊性剔除金融業公司，同時對數據缺失嚴重和數據異常的樣本進行剔除。對數據進行如上篩選后，我們得到816個公司，共6528個樣本。本文數據主要來源于CSMAR 數據庫及公司年度報告，表3是樣本公司的行業屬性。

回歸分析

（一）全樣本回歸

在回歸分析之前，首先對各個變量的相關系數進行分析，結果表明政治關聯與企業社會責任的相關系數顯著為正，而制度環境與企業社會責任的相關系數顯著為負。受篇幅的限制，沒有列出變量之間的相關系數表。

為防止偽回歸，首先我們對變量平穩性進行考察，本文采用Breitung檢驗等共同根統計量方法和PP-Fisher等不同根統計量方法對面板單位根進行檢定。通過表4可以發現全部變量的檢定都顯著拒絕“存在單位根”原假設，因此變量是屬于平穩序列，可以進行下一步計量回歸。

為了檢驗假設一，本文首先在全樣本中用虛擬變量POL界定是否有政治關聯，若上市公司有政治關聯則為1，否則為0。根據假設一，建立計量回歸模型（1），預計在全樣本中，POL顯著且回歸系數是正數。計量回歸模型（1）如下所示：

表4 面板單位根檢驗

表5 全樣本回歸結果（被解釋變量：CSR）

表6 政治關聯樣本的回歸結果（被解釋變量：CSR）

表7 嵌入制度背景的實證回歸結果（被解釋變量：CSR）

回歸結果如表5所示，Husman檢驗顯示使用固定面板回歸更能描述數據特征，因此我們主要關注模型的固定效應回歸結果。從表5可以看出，POL的回歸系數顯著且為正，這說明樣本存在政治關聯時對企業社會責任水平提高有顯著地促進效果。這與本文的假設一相一致，上市公司的政治關聯導致公司有更強的動機進行企業社會責任的投資。

（二）政治關聯樣本的政治關聯效應

全樣本回歸結果顯示了政治關聯對上市公司的企業社會責任水平產生促進效應，更進一步，我們將存在政治關聯的上市公司從全樣本中篩選出來，考察政治關聯強度對企業社會責任的影響效應。根據企業政治關聯的政府機構的行政級別，按照中央、省級、市級和縣（區）級及以下的層次分別賦值為4、3、2、1，通過對樣本企業的董事長和CEO的職務（含兼職）數據進行匯總并按其最高政治職務進行分數賦值，最后對董事長和CEO的分數進行加總得到該企業的政治關聯指數（POLITIC），用以刻畫其政治關聯強度。根據假設一，公司的政治關聯強度越大，越能促進公司的企業社會責任水平上升，預期政治關聯強度的回歸系數顯著且為正，本文構建計量回歸模型（2）如下：

表6顯示了回歸模型（2）的回歸結果，我們同樣主要關注模型的固定效應回歸結果。在表6的回歸結果中可以發現，政治關聯強度的回歸系數顯著且為正數，這說明上市公司的政治關聯強度越大，其越有動機進行企業社會責任投資。這一結果與回歸模型（1）的結論一致，進一步說明了研究結論的穩健性，刻畫了企業社會責任是否受到政治關聯的影響和影響程度，表明了假設一成立。

表6回歸結果還顯示，公司的資產規模越大，公司的利潤水平越高，公司成立時間越長，上市公司有越強的動機進行企業社會責任投入。機構投資者比重特征對企業社會責任投入水平有促進效應，而資產負債率的上升抑制了企業社會責任投入水平增長，這與回歸模型（1）的回歸結果相一致，也表明了回歸結論的穩健性。

（三）嵌入制度環境的分析框架

假設二認為政治關聯對企業社會責任的影響效應受到制度環境的負向調節。相對于運行在不完善制度環境中的公司而言，當公司運行在更完善制度環境中時，政治關聯對企業社會責任投入水平的影響程度得到減弱。本文建立計量回歸模型（3）來考察制度變量的調節效應，在回歸模型（3）中加入政治關聯與制度變量的交叉項POLTIC*REG，我們預期政治關聯的回歸系數顯著且為正，而政治關聯與制度變量的交叉項顯著且為負。

表7顯示了模型（3）的回歸結果，Hausman檢驗表明固定效應模型更能描述樣本結構，因此我們關注于固定效應回歸結果。在引入交叉項POLITIC*REG之后，政治關聯的回歸系數依然顯著為正，但交叉項POLITIC*REG的回歸系數則顯著為負。這一結果與預期一致，這說明在制度環境較好的區域，政治關聯對上市公司企業社會責任投入的影響效應得到削弱，反之，在制度環境較差的區域，政治關聯對企業社會責任投入水平的促進效應越顯著。這與假設二的結論相一致，在制度環境不完善的區域內，政府對上市公司的干預權和影響力較大，政治關聯影響上市公司企業責任的程度受到區域制度環境的影響。

從表7中可以看出在加入POLITIC*REG之后，POLITIC的回歸系數顯著且為正數，而POLITIC*REG的回歸系數顯著且為負數，這說明在市場化程度較高的區域，政治關聯對企業社會責任的影響程度削弱，反之亦然。在市場化程度較低的區域，政府對稀缺資源的控制力較強，企業有更強的動機通過維系政治關聯，進而獲得稀缺資源以謀求競爭優勢。這一結論與假設二相一致，制度環境負向調節政治關聯與農業企業社會責任間的正相關關系。

其它控制變量的回歸結果中，公司的資產規模、利潤水平、成立時間和機構投資者比例依然對上市公司企業社會責任投入起到正向促進，而公司的資產負債率水平對上市公司的企業社會責任起到抑制效果，這也與前文的回歸結果相一致，也說明了回歸結論的穩健性。

（四）分區域回歸

表7的回歸結果顯示制度環境對政治關聯和上市公司企業社會責任的正向關系起到負向調整效應，我們將政治關聯的上市公司樣本依據其所在區域細分為較好的制度環境和較差的制度環境兩個樣本組，進一步考察制度環境的影響效應。根據虛擬變量RE的設定，當企業所處地域的市場化指數低于樣本中位數時，將制度環境虛擬變量取值為0，否則為1。因此RE為1的上市公司屬于制度環境較完善的樣本組，RE等于0的上市公司屬于制度環境不完善的樣本組，分別對兩個樣本組進行回歸。

表8 較完善制度環境下樣本回歸結果（被解釋變量：CSR）

表9 不完善制度環境樣本回歸結果（被解釋變量：CSR）

根據假設二的觀點，相對于運行在不完善制度環境中的公司而言，當公司運行在更完善制度環境中時，政治關聯對企業社會責任投入水平的影響程度得到減弱。本文采用計量回歸模型（3）來考察制度變量的調節效應，我們預期在較好制度環境的樣本中，政治關聯和制度環境交叉項的回歸系數顯著且為正，且低于在較差制度環境樣本中的回歸系數。

表8和表9展示了較完善制度環境和不完善制度環境下樣本的回歸結果，根據Hausman檢驗系數，我們關注于固定效應回歸結果。在表8和表9中，加入POLITIC*REG之后，POLITIC的回歸系數顯著且都為正數，POLITIC*REG的回歸系數顯著且都為負數，分區域檢驗依然表明制度環境負向調節政治關聯和企業社會責任之間的正向關系，這也證實了回歸結論的穩健性。對比表8和表9中POLITIC*REG的回歸系數大小，可以發現表8中交叉項系數的絕對值大于表9，這意味著在較好的制度環境中，制度環境負向調節政治關聯與農業企業社會責任間關系的邊際效應更加明顯。這與假設二的結論相一致，在市場化程度較高的區域，政治關聯對企業社會責任的影響程度越弱。

（五）穩健性檢驗

為了確保研究結論的可靠性，采取如下穩健性檢驗方法：用樊綱《中國市場化指數—各地區市場化相對進程報告》中“市場中介發育和法律”這一指標替換“市場化指數”來衡量制度環境，并遵循同樣的計量回歸方法構建回歸模型，并進行回歸分析；剔除和替換控制變量，重新進行回歸。上述檢驗的回歸結果與本文的研究結果基本一致，因此筆者認為前文的結論是比較穩健的。

結論

本文得到如下結論：政治關聯正向促進企業社會責任水平。相對于沒有政治關聯的公司而言，有政治關聯公司的企業社會責任水平越高；且政治關聯強度越大的公司，其企業社會責任水平越高；政治關聯對企業社會責任的影響效應受到制度環境的負向調節。相對于運行在不完善制度環境中的公司而言，當公司運行在更完善制度環境中時，政治關聯對企業社會責任投入水平的影響程度得到減弱。

在中國轉軌經濟背景下，影響企業社會責任的因素除了企業異質性因素外，外部制度環境也發揮了深刻作用，“制度驅動型”企業社會責任更能描述企業決策過程。本文發現企業社會責任投入行為背后的政治關聯動機，且兩者的傳導機制受到企業所處制度環境變遷的調節。本文結論有助于解釋近年來企業特別是上市公司的企業社會責任行為，也對研究轉型經濟中非正式制度的微觀運行機制有啟發意義。

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