地區幸福感、市場化進程與企業社會責任
——基于我國民營上市公司的經驗證據

修宗峰

(中南大學商學院，湖南 長沙 410083)

引言

在我國市場經濟快速發展的同時，企業社會責任問題也日益凸顯。如何有效地推動企業社會責任履行已成為一個重要的社會議題。理論上，對這個問題的研究主要圍繞企業社會責任的動因展開，驅動企業社會責任的因素主要來自經濟發展、制度安排和道德規范等方面。其中，經濟動因和正式制度動因是主流觀點，其認為企業履行社會責任是出于提高企業競爭優勢、獲取經濟利益的考慮，或是對外部制度壓力的反應。道德規范等非正式制度動因卻往往被忽視，其對企業社會責任行為的影響只限于定性的、簡單的討論。但在我國正式制度已經基本形成的歷史時期，非正式制度對維護經濟社會秩序、促進經濟發展具有重要的作用，對非正式制度開展深入研究十分必要。

Sheldon(1924)[33]把公司社會責任與公司經營者滿足產業內外各種人類需要的責任聯系起來，并認為公司社會責任含有道德因素在內。Friedman(1989)[11]認為公司確實有社會責任并在遵守法律和相應的道德標準的前提下賺取更多的錢。Schwartz和Carroll(2003)[32]提出了企業社會責任的三領域模型，包括經濟、法律與道德領域，并認為同時滿足經濟、道德、制度三方面動因的狀態是理想狀態。如果社會責任淪為偽裝的利潤最大化行為，那么它就被歪曲成了道德空泛、毫無意義、進而完全無法識別的概念，真正的社會責任要求企業的良知、道德的示范、無私的付出、長期的投入和一致性的行動，而不是純粹的利益交換(Orlitzky等，2003)[26]。與缺乏社會責任的企業相比，企業的誠實、正直以及負責任的經營行為，能夠降低經營風險和不必要的費用支出，從而提升企業的財務績效(Thomas等，2004)[36]。上述文獻關于道德規范等非正式制度對企業社會責任影響的研究大部分側重于理論闡述，關于這方面更直接的經驗證據相對較少。

文獻綜述與理論分析

一、社會資本、地區幸福感與企業社會責任

1.社會資本與地區幸福感

幸福感是人們對生活的積極情感和正面認知評價(Deiner，2000)[7]。社會資本被認為是在解釋幸福感時被忽視的一個重要的遺漏變量(Diener和Oishi，2004)[8]。Putnam(2000)[29]較早注意到幸福感與社會資本之間的潛在關系，并運用美國的數據證明了這一點。信任和自由對幸福感具有正面效應(Layard，2005)[21]，家庭網絡、社區網絡等都能夠提高身體健康水平和主觀幸福感水平(Helliwell和Putnam，2004)[14]。文化和宗教也與幸福感密切相關(Helliwell等，2009)[15]。Kim等(2009)[18]在研究文化對幸福感的影響時發現關系型社會資本與幸福感、生活滿意度顯著正相關。Leung等(2011)[22]運用加拿大的樣本數據全面地考察了信任、網絡、規范、歸屬感等四類社會資本變量與幸福感之間的關系，研究發現所有這些社會資本變量均在不同程度上與幸福感顯密切相關。Bjrnskov(2008)[4]運用美國48個州的的數據實證檢驗發現社會信任與幸福感之間存在顯著正相關關系。運用不同國家和地區層面的調查數據，相關研究發現社會資本變量如信任等與幸福感顯著正相關，Bjrnskov(2003)[3]的研究表明，在解釋國家之間的幸福感差異時，社會資本是一個強有力的因素；更多的社會資本水平和較高的信任水平能夠提高幸福感水平以及降低自殺率，Helliwell(2006)[13]運用多個國家的調查數據發現了這一點；通過跨國經驗證據，Helliwell等(2009)[15]指出了社會關系變量在解釋幸福感國別差異方面的重要性；Hudson(2006)[16]運用15個歐洲國家數據發現制度信任對幸福感存在顯著正向影響；Sarracino(2012)[31]運用西歐、加拿大、澳大利亞和日本等的數據研究發現，關系型與非關系型社會資本與幸福感、生活滿意度等正相關。

簡言之，在解釋地域或個人幸福感差異時，信任、網絡、規范等社會資本變量作用重大。地區幸福感是對該城市的自然環境、交通狀況、發展速度、文明程度、賺錢機會、醫療衛生水平、教育水平、房價、人情味、治安狀況、就業環境、生活便利等指標的一個綜合全面的反映。根據上述關于幸福感與社會資本的相關研究，可將地區幸福感視為該城市的一個社會資本維度，地區幸福感程度的高低在某種程度上代表了該城市的信任、網絡、道德規范等社會資本水平的高低，地區幸福感功能的發揮類似于非正式制度安排。基于此，從社會資本的角度來解讀地區幸福感對于深入理解其潛在的公共治理功能更為恰當。

2.地區幸福感與企業社會責任

由于地區幸福感是地區社會資本的一個重要維度，因此，地區幸福感能夠發揮社會資本的類似作用。關于社會資本的作用，大多研究者承認社會資本具有外部性，認為其有正外部性和負外部性兩種情況。社會資本是一種具有正負外部性的私人物品(Dasgupta，2000)[6]。社會資本的正外部性主要體現在資源配置和形成非正式制度方面，它能夠有效地彌補市場缺陷，并具有較強的外部性，能夠提供共享信息、降低風險、減少機會主義行為，進而促進合作，減少交易成本。各種類型的資本都可能對社會帶來危害而不是福利，無法保證創造社會資本就一定能增加社會福利，與人力資本類似，社會資本同樣具有消極的一面(Ostrom，2000)[27]。盡管Putnam(1993)[28]強調了社團活動在促進合作行動方面的正面作用，但是Olson(1982)[25]指出社團活動可能對經濟增長具有負面效應，因為社團更可能在尋租活動中扮演特殊利益集團的角色。Knack和Keefer(1997)[19]研究發現社團活動并沒有對經濟績效產生影響，并認為一個明顯可能的解釋是Putnam(1993)[28]所提出的正面效應被Olson(1982)[25]所提出的負面效應所抵消。另外，社會關系往往與政治權力結合起來，形成政治上的裙帶關系，政治裙帶關系一方面可以給企業帶來可觀的利潤，另一方面卻可能危害到整個國家的發展。Fisman(2001)[10]、Faccio(2006)[9]的研究發現均支持這一點。因此，可以認為，社會資本的正外部性與負外部性是同時并存的，基于美德的社會行為所產生的社會資本具有正外部性，基于敗德的社會行為所產生的社會資本具有負外部性。地區幸福感同樣兼具正外部性和負外部性的作用特征，修宗峰和杜興強(2011)[43]關于幸福感與代理成本的研究發現支持這一點。

地區幸福感對企業社會責任履行的影響，一個重要的傳導機制就是企業家(或公司高管)個體自身。除正式制度如法律、合同之外，非正式制度同樣對社會個體價值判斷和行為選擇具有一定的約束力，地區幸福感這一社會資本變量也對企業家的價值觀和社會行為產生作用，而企業家的社會責任履行是一種重要的個體價值觀體現和社會行為。地區幸福感對企業家社會責任履行的影響具有正反兩方面的路徑依賴。

在全固態電位傳感器中固體接觸材料一直是最受關注的研究內容[8]。適合做固體接觸層的納米材料，一般需具備以下條件：①可逆的離子—電子轉變和足夠大的體積(或氧化還原)電容以獲得電位的穩定性；②具有良好的疏水性，以消除電子導體與離子選擇性膜之間的水層；③在離子—電子傳遞過程中具有良好的化學穩定性。目前，常用作全固態電位傳感器固體接觸層的納米材料有碳基納米材料和金屬納米材料。

一方面，企業家總是生活于一定的文化背景中，企業家精神包括企業家的道德倫理和價值觀取向，良好的企業家精神應包括誠實守信、自律節儉等品質。傳統觀點認為個體幸福感與積極的企業家精神存在正相關關系。地區幸福感強調的是個人同所處城市社會的依存性、相容性，個體對社會的眾多貢獻和社會對個體的認可與接納，以及個體對社會發展潛力的信心。地區幸福感水平越高，則該城市大多數市民個體的幸福感水平較高，而無論個體幸福感是來自于工作、生活、家庭還是社會。在幸福感程度較高的城市中，其所處的企業也具有較高的幸福感，企業的發展及其與員工家庭、社會交互的過程中，能讓企業的每一個人都獲得良好的幸福感。幸福城市的企業或企業家更有可能通過其超越利潤的社會責任和社會貢獻來追求更高的社會幸福感。

另一方面，中國經濟社會正處于“社會道德缺失”的轉型階段，這可能是我國改革必須付出的“社會成本”或“轉型代價”，這種道德的缺失沖破了傳統觀念和社會倫理的底線，部分企業家在經濟利益的驅動下，更是對企業誠信和社會責任置若罔聞。誠信與職業道德的缺失，導致我國企業家個體幸福感與積極企業家精神之間的正相關關系被削弱。當企業家尚未建立起誠實守信、承擔社會責任的積極契約精神時，企業家個體幸福感并不必然來自于對傳統道德規范的遵循，此時，企業家對經濟利益的追求所產生的敗德行為反而有可能將對企業家的個體幸福感產生一定的正向影響。這使得企業家并不以“遵紀守法、恪守道德底線”為榮，也不以“鉆法律漏洞、建隱性契約”為恥。對于企業家群體來說，他們的社會責任道德觀念是處在一定的社會發展階段并伴隨著企業的發展和財富的積累而不斷發展和提升的，“利他”或“利己”的過程也是分階段向上發展的。

二、地區幸福感與市場化進程

中國經濟改革開放以來所付出的一個代價就是收入差距的持續擴大，構成收入差距的主要部分的城鄉和地區間收入差距正在擴大(陸銘和陳釗，2004)[39]。如果追根溯源的話，城鄉和地區間的收入差距都在一定程度上與上述各項經濟分權改革政策有關。中國各地區之間在歷史、地理和政策等方面的條件差異非常大，在地區間競爭中，東部地區因為有著各方面比較優越的條件而獲得了相對更好的經濟發展績效，而且這種優勢具有自增強的效應，相對發達的地區一旦領先就很難被落后地區追趕(王永欽等，2007)[42]。在市場化程度較低的中西部地區，再分配體制松動而市場規范還未建立，體制漏洞較多，相關利益者的經濟行為必然要依賴社會網絡等機制來實現，社會資本的回報率較高；在市場化程度較高的東部地區，市場制度逐漸走向規范化，體制漏洞逐漸減少，相關利益者的經濟行為則較少依賴社會網絡等機制，社會資本收入效應降低。也就是說，在我國經濟發展和市場化的過程中，社會資本本身及其作用都會發生相應的變化。

社會資本作為一種非正式制度的作用體現在它與以市場為基礎的交換和分配體系的相互補充或者相互替代上(Stiglitz，2000)[34]。中國是一個在時間維度上市場化不斷加深，在空間維度上市場化存在差異的國家，來自中國的實證研究可以幫助研究者了解市場化將如何改變社會資本以及社會資本的作用，同時也為理解什么是社會資本，以及社會資本與市場制度的關系提供依據(陸銘和李爽，2008)[40]。趙劍治和陸銘(2009)[44]研究發現，在市場化程度較高的東部地區，社會網絡對收入的提高作用，以及社會網絡對于收入差距的貢獻度明顯高于中西部，并認為隨著中國轉型過程中市場化進程的推進，社會網絡的不平等對于收入差距的貢獻反而可能加大。Knight和Yueh[32]采用中國的城市調查數據研究了社會資本在勞動力市場上的作用，發現社會資本在私有部門的回報率高于國有部門，并進一步認為，隨著中國市場化程度的提高，私有部門不斷壯大，社會資本將會發揮越來越大的作用。但是，社會資本作為一種非市場力量的作用真的會被市場化加強嗎?Knight和Yueh(2002)[20]并沒有提供令人信服的證據。張爽等(2007)[45]關于社會資本的研究發現社會網絡和公共信任能顯著地減少貧困，并且隨著市場化程度的提高，社會資本減少貧困的作用總體上來說會降低。

針對類似的研究發現，社會學的市場轉型與社會分層等相關理論具有較強的解釋效力。目前學術界關于市場轉型與分層機制變化的討論，主要集中在以“再分配經濟”為基礎的分層機制在市場轉型中是否持續發揮作用的問題上，與之對應的問題是，在市場轉型過程中，社會階層尤其是精英階層，是循環的還是再生的(劉欣，2003)[38]。一方面，以Szelenyi(1978)[35]和Nee(1991、1996)[23][24]為代表的“市場轉型或精英再生論”者認為，市場轉型使得以再分配經濟為基礎的精英地位的衰落，從而產生了新的分層機制和新的精英階層(如企業家)，但這一階層的成員并非來自舊體制下的精英；這一理論強調市場在資源配置方面的主體作用，舊經濟體制下擁有更多社會資本的精英階層，將在市場轉型中逐漸喪失其優勢地位，即他們所擁有的社會資本的作用將被市場力量減弱，可以預期，社會資本所具有的資源配置的作用(正外部性抑或負外部性)將被市場化的力量所減弱。在“市場轉型或精英再生論”的指導下，這些擁有更多地區幸福感的精英階層將在市場化進程中逐漸喪失其主導地位，其對社會資源配置的控制能力下降，這些階層所擁有的地區幸福感對企業社會責任履行的影響力將被市場化進程的力量所減弱。另一方面，以Rona-Tas(1994)[30]與Bian和Logan(1996)[2]為代表的“權力持續或精英循環論”者則認為，再分配經濟體制下形成的分層機制具有延續性，昔日的精英在市場轉型中將繼續處于優勢階層地位；這一理論強調原有體制下的精英階層在市場轉型的過程中仍然控制著資源配置過程，社會資本作為一種非市場力量嵌入到市場機制中獲取更大的收益，因此可以預期，社會資本所具有的資源配置的作用(正外部性抑或負外部性)將被市場化的力量所增強。在“權力持續或精英循環論”的指導下，這些擁有更多地區幸福感的精英階層將在市場化進程中繼續鞏固其原來主導地位，仍然控制著社會資源的配置過程，這些階層所擁有的地區幸福感對企業社會責任履行的影響力將被市場化進程的力量所增強。

基于此，在我國新興加轉型的社會背景下，市場化進程如何影響地區幸福感作用于企業社會責任是一個有待檢驗的經驗性問題。

研究模型與變量設計

一、樣本選擇與數據來源

1.樣本選擇

本研究以2007～2009年滬深兩市的上市公司為研究對象，為了保證研究結果的可靠性，執行如下的樣本選擇程序：由于金融行業特殊性的影響剔除金融行業樣本公司；剔除ST類、其他缺失數據的樣本公司；考慮到國有上市公司受政策影響而承擔社會責任的現實情況，本文僅考察民營控制下的上市公司，若最終控制人為自然人則界定為民營控制；為了控制異常值對回歸結果的不利影響，對所有連續變量1～99%分位數以外的觀測值進行了Winsorize處理。最終獲得1428個樣本觀測值，其中2007年402個、2008年490個、2009年536個。

2.數據來源

上市公司的最終控制人、股權結構、交易狀態以及注冊地數據來自CCER；其他所有的財務數據來自CSMAR數據庫；市場化進程數據來自樊綱等(2010)[37]；2007～2009年的上市公司社會責任指數來自上海國家會計學院。幸福感數據來自我國新華社《瞭望東方周刊》和中國市長協會《中國城市發展報告》工作委員會截止目前提供的2007～2010年“十大幸福感城市排行榜”，如表1所示。

需要指出的是：(1)本文主要考察我國地級城市間幸福感的差異后果，樣本公司注冊所在地涉及到的地級城市共計158個，接近我國地級城市數量的50%；(2)表1中，東部地區幸福感城市個數為2007年8個、2008年7個、2009年5個、2010年4個，呈現出遞減趨勢，中西部地區幸福感城市個數為2007年2個、2008年3個、2009年5個、2010年6個，呈現出遞增趨勢，這在一定程度上說明：經濟發展水平與幸福感之間并非簡單的正向線性關系，經濟的發展并不能一直提升人們的幸福感。

二、研究模型與變量設計

運用如下模型考察地區幸福感與上市公司社會責任之間的關系：

采用如下模型檢驗我國地區市場化進程的空間差異性對地區幸福感與社會責任之間關系的影響：

因變量CSR為上海國家會計學院編制的2007～2009年上市公司社會責任指數，該指數是其依據社會責任國際(SAI)發起實施的SA8000標準，并結合我國具體國情設計而成，涵蓋環境、節能、員工培訓等8大類；解釋變量HAPNESS為地區幸福感啞變量，具體包括：(1)HAPcity5，若樣本公司注冊所在地的幸福感城市排名為前五名，則HAPcity5取值為1，否則取值為0；HAP2city，若樣本公司所在地的幸福感排名在2007～2009年2年榜上有名，則HAP2city取值為1，否則取值為0。

表1 中國2007～2010年“十大幸福感城市排行榜”

其他控制變量如下：INDEXMAR為上市公司注冊地的市場化進程(樊綱等，2010)，東部地區的市場化進程相對較快，中西部相對較慢；HHI5為前五大股東股權集中度；TOBINQ為年末公司市場價值與負債賬面價值之和與資產賬面價值的比值；ROE為年末凈資產收益率；LEV為年末資產負債率；SIZE為年末總資產的自然對數；LNNUMBER為年末員工人數的自然對數；FREECFO為年末公司經營活動現金流量與總資產的比率；AUDIT為審計師規模，若審計師為國際四大取值為1，否則取值為0；COMP為公司前三名高管人員平均薪酬的自然對數；INDUST為20個行業啞變量(對制造業進行了細分)；YEAR為2個年度啞變量。

實證結果與分析

一、地區幸福感、社會資本與民營上市公司社會責任指數

表2列示了不同地區幸福感變量HAPcity5、HAP2city下的回歸結果，為了表明研究結果的穩健性同時提供了White Robust、Cluster Robust(由于幸福感城市的樣本公司存在群聚現象，因此，根據樣本公司所在城市進行ClusterRobust調整)下的統計量。當幸福感變量為HAPcity5時，White Robust下的HAPNESS回歸系數為-0.026且在5%的水平下顯著(p值為0.023)，Cluster Robust下的HAPNESS回歸系數為-0.026且在5%的水平下顯著(p值為0.023)；當幸福感變量為HAP2city時，White Robust下的HAPNESS回歸系數為-0.020且在5%的水平下顯著(p值為0.030)，Cluster Robust下的HAPNESS回歸系數為-0.020且在10%的水平下顯著(p值為0.071)。上述回歸結果說明，在幸福感水平高的城市，其所在地的民營上市公司履行的社會責任水平較低，這表明地區幸福感對民營上市公司社會責任履行的影響具有負外部性。這一現象的出現與我國所處的轉型經濟社會階段具有密切關系。

表2 地區幸福感與上市公司社會責任指數CSR

正如Grootaert和Van Bastelaer(2002)[12]所指出的，一個集團的社會資本對所有集團都會產生正面影響或負面影響，到底哪種影響占主導地區，答案可能得在文化和制度兩種因素中尋找。一方面，在我國新興市場環境下，地區幸福感這一非正式制度安排并沒有對與企業社會責任相關的正式制度產生積極的補充或者替代作用，與企業社會責任相關正式制度安排有待深入制定和實施；另一方面，社會交換和社會規范的相關理論認為，社會資本豐富的個體更會表現出助人行為和具有更高的工作積極性與奉獻精神，以回饋他人的幫助和維護社會網絡的存續，與之相反，在我國轉軌市場經濟下，幸福感程度較高城市的民營企業并沒有更多表現出應有的“利他”行為和奉獻精神，而更多表現出“利己”的經濟特征。其中，社會道德缺失是一個不容忽視的潛在原因。在轉軌時期，社會發展過程中更多地呈現出“重經濟利益”的特質，導致企業家一些社會締約活動失去道德底線，此時企業家個體幸福感并不必然來自于對傳統道德的遵循。企業家受經濟利益的驅動所產生的敗德行為有可能對企業家的個體幸福感產生一定的正向影響，企業家不以承擔社會責任為榮，也不以逃避社會責任為恥，受此影響，地區幸福感越高的地區其所在民營上市公司履行的社會責任水平反而越低。

二、地區幸福感與上市公司社會責任指數：市場化進程的作用

表3列示了市場化進程如何影響地區幸福感與民營上市公司社會責任之間的關系，結合表2中變量HAPNESS的回歸結果，著重考察HAPNESS*INDEXMAR的回歸系數。當幸福感變量為HAPcity5時，White Robust下的HAPNESS*INDEXMAR回歸系數為-0.015且在1%的水平下顯著(p值為0.010)，Cluster Robust下的HAPNESS*INDEXMAR的回歸系數為-0.015且在1%的水平下顯著(p值為0.000)；當幸福感變量為HAP2city時，White Robust下的HAPNESS*INDEXMAR回歸系數為-0.011且在1%的水平下顯著(p值為0.008)，Cluster Robust下的HAPNESS*INDEXMAR的回歸系數為-0.011且在1%的水平下顯著(p值為0.000)。因此，根據表2中變量HAPNESS回歸系數顯著為負，表3中HAPNESS*INDEXMAR回歸系數均顯著為負，這說明隨著市場化進程的加劇，地區幸福感對民營上市公司社會責任產生的負外部性反而增強了，這支持社會學的“權力持續或精英循環”理論。

為進一步檢驗表3研究結果的穩健性，按照市場化進程INDEXMAR的中位數進行分組，這一分組方法能夠在一定程度上反映我國市場化進程的東西部地區差異，若INDEXMAR大于(或等于)其中位數，則變量Dindexmar等于1(東部地區)，否則為0(中西部地區)。表4提供了分組后的回歸結果(限于篇幅，僅報告White Robust下的回歸結果)。在HAPcity5下Dindexmar=1時，HAPNESS的回歸系數為-0.035且在5%的水平下顯著(p值為0.015)，但Dindexmar=0時HAPNESS的回歸系數為-0.003但不顯著；在HAP2city下Dindexmar=1時，HAPNESS的回歸系數為-0.029且在5%的水平下顯著(p值為0.025)，但Dindexmar=0時HAPNESS的回歸系數為-0.013但不顯著。這些結果說明，隨著市場化進程的加劇，地區幸福感對民營上市公司社會責任履行的負外部性反而增強了。這與表3的研究發現是一致的。

表3 地區幸福感與上市公司社會責任指數CSR：市場化進程的作用

表4 地區幸福感與上市公司社會責任指數CSR：按INDEXMAR中位數分組

為深入理解表3與表4的研究結論，根據Stiglitz(2000)[34]的觀點，可能存在著一個社會資本密集度與社會發展水平的倒U型關系，即在市場經濟發展的初期，社會資本能夠在很大程度上彌補市場機制的作用，隨著市場的深化與正式制度的建立，正式制度會逐漸取代以社群為基礎的關系網絡的作用，相關的社會資本的價值也會隨之下降。目前，我國仍處于Stiglitz(2000)[34]所說的市場經濟初期。中國的漸進式改革之所以成功，很大程度上是由于漸進式改革使原來自我實施的關系型合約沒有受到很大程度的破壞，在正式合約缺位時，關系型合約仍然能夠維持社會經濟的運行(王永欽，2006)[41]，關系型的社會資本嵌入到市場機制中正在發揮著更大的作用，上述研究證據支持這一觀點。本文研究發現，在市場化程度較高的城市地區，地區幸福感對社會責任的負外部性作用要明顯高于市場化程度較低的城市地區。這一橫截面上的回歸結果可能預示著，隨著我國市場化進程的推進，地區幸福感的不對稱性對于企業社會責任履行的負面影響反而可能加大。

進一步檢驗與分析

一、地區幸福感與民營上市公司社會責任之間關系的進一步檢驗

為使表2的研究結論更加可靠，引入因變量CSRDIS：若上市公司在2007～2009年單獨披露社會責任報告，則CSRDIS取值為1，否則取值為0，即單獨披露社會責任報告的上市公司更可能履行更多的社會責任。運用Logistic方法，分別報告了Huber-White Robust、Cluster Robust調整下的回歸結果，如表5所示。在HAPcity5下，Huber-White Robust下的HAPNESS回歸系數為-0.828且在1%的水平下顯著(p值為0.006)，Cluster Robust下的HAPNESS回歸系數為-0.828且在1%的水平下顯著(p值為0.000)；在HAP2city下，Huber-White Robust下的HAPNESS回歸系數為-0.508且在5%的水平下顯著(p值為0.026)，Cluster Robust下的HAPNESS回歸系數為-0.508且在5%的水平下顯著(p值為0.033)。這些回歸結果說明，在幸福感高的城市，其所處民營上市公司單獨披露社會責任報告的可能性更小，即其履行的社會責任水平更低，與表2的研究發現是一致的，這表明地區幸福感對民營上市公司社會責任的履行產生了負面影響，地區幸福感具有負外部性。

表5 地區幸福感與上市公司是否單獨披露社會責任報告CSRDIS

二、地區幸福感、市場化進程與社會責任的進一步檢驗

為使表3的研究結論更加可靠，并且考慮到地區幸福感2007～2010年排名(表1)變化較大，因此引入測試變量HAP3city：若樣本公司所在地的幸福感排名在2007～2010年3年榜上有名，則HAP3city取值為1，否則取值為0。相關回歸結果如表6所示(限于篇幅，僅報告了White Robust下的回歸結果)。

從PanelA可以看出，White Robust下的HAPNESS*INDEXMAR回歸系數為-0.011且在5%的水平下顯著(p值為0.022)，這與表4的研究發現相一致，結合表3中變量HAPNESS的回歸結果，這說明隨著市場化進程的加劇，地區幸福感對民營上市公司社會責任產生的負面作用反而增強了；從PanelB可以看出，在HAP3city下Dindexmar=1時，HAPNESS的回歸系數為-0.032且在10%的水平下顯著(p值為0.053)，但Dindexmar=0時HAPNESS的回歸系數為0.002但不顯著，這與表4的研究發現相一致。這些研究結果同樣說明，隨著市場化進程的加深，地區幸福感對民營上市公司社會責任履行的負外部性增強了。

表6 幸福感HAP3city、市場化進程與社會責任指數CSR

研究結論與啟示

隨著市場經濟體制改革的深入推進，企業社會責任暴露出更多的嚴峻問題，這引起了社會公眾、政府機構和研究者的關注和擔憂。在關于企業社會責任的正式制度尚未健全之前，考察非正式制度對企業社會責任的影響具有一定的理論價值和實踐意義。結合我國城市地區的現實并借鑒中介機構關于地區幸福感的排名，本文初步解讀和分析了地區幸福感的公共治理功能，與社會資本的作用機制相類似，地區幸福感具有一定的資源配置功能，能夠在某種程度上彌補市場缺陷，并具有較強的正負外部性。為此，基于社會學和心理學的相關理論，本文研究了地區幸福感與民營上市公司社會責任履行的關系以及市場化進程對這一關系的影響。

本文研究發現：(1)在幸福感程度較高的城市地區，其上市公司履行的社會責任水平反而較低；(2)地區幸福感對上市公司社會責任的負外部性隨著市場化進程的加劇而增強。在某種意義上講，本文的研究結果是令人感到沮喪和失望的，但這些研究結果仍然表明，地區幸福感的負外部性是客觀存在的，并且隨著市場化進程的加劇進一步作用于企業社會責任的履行上。與企業社會責任相關的正式制度缺失或者不健全以及社會道德約束作用弱化是導致地區幸福感對民營企業社會責任產生負外部性影響的一個重要原因。本研究有助于更好地理解地區幸福感的作用機制以及進一步認識地區幸福感與市場體制之間的關系，為政府機構相關正式制度的建立和健全提供理論支持和決策依據，相關研究結論對當前構建和諧社會、幸福社會具有一定的指導意義。