企業社會責任表現存在同群效應嗎

韓沈超（博士），潘家棟（博士）

一、引言

企業社會責任（Corporate Social Responsibility）從提出至今，在學術界展開了廣泛的探討?，F代企業履行企業社會責任是合規和道德的雙重要求，企業的發展與宏觀經濟的發展一樣，同樣需要考慮社會的福利和代際的影響，純粹的“理性經濟人”假設已經無法滿足當代社會的普遍要求。“十九大”報告重點強調了要激發和保護企業家精神，而企業社會責任可以解讀為企業家精神的一種責任規制。

同群效應（Peer Effect）或稱同群同質性（Peer Group Homogeneity），闡述的正是中國古諺語“近朱者赤，近墨者黑”所傳達的寓意，在學術界最早由美國教授 Coleman[1]提出，Alexander、Campbell[2]首先經驗地證實了同群效應在美國高中教育中的存在性。隨著同群效應研究的不斷發展，在不同的學科研究范疇，同群效應的表述演化為近鄰效應、傳染效應、羊群效應等[3][4]。在某些定義下，同群效應與溢出效應之間也具有相似之處。Zimmerman[5]定義若個體的表現或結果受到“同伴”群體的正面或負面影響，則存在同群效應。陸銘、張爽[6]提出同群之間的社會互動會通過改變個體的資源稟賦、心理狀態、信息結構等因素進而影響個體的外在表現。

同一地區抑或同一行業的企業基于相似的區位選擇、產品結構等客觀因素可以作為同群（Cluster）的存在。事實上，同一地區的企業或者企業家們往往表現出較強的共通點。同樣，同一行業的企業也會因為受到相似的行業系統性風險等劃分為同群。同群之間的企業是否會互相影響？當涉及履行企業社會責任的層面，“同伴”（Peer）企業又是否會表現出較強的一致性？如果是，同群效應背后的邏輯又是什么？這將是本文要重點探究和解答的三個疑問。

二、文獻綜述與研究假說

同群效應無時無處不在。汪匯等[7]基于戶籍分割視角，發現居民個體對社會和政府的信任受同群效應的影響。以往關于同群效應的研究集中于教育經濟學、社會心理學等領域，近年來其在公共經濟學和商業領域也得到了廣泛應用。Han[8]指出，由于企業之間的模仿和互動，致使審計公司規模出現兩極分化。Aerts et al.[9]以加拿大、法國和德國上市企業的環境信息披露表現為研究對象，證實了同行業模仿行為的存在。我國重污染行業上市公司環境信息披露的行業模仿行為亦得到了經驗結果的支持[10]。趙穎[11]發現我國非金融上市公司高管存在較為顯著的同群效應，其中外聘CEO的同群效應最顯著。高管薪酬同群效應的積極方面體現在其有助于企業價值的創造，且能降低企業在盈利方面的風險，表現為一種“共享式”的發展模式。上市公司的投資決策、并購決策、并購聲譽、企業資本結構決策、公司治理等行為存在明顯的同群效應[12][13][14][15][16][17][18]。

“管理者聲譽考慮”和“管理者信息學習”是同群效應發揮作用的重要前提[18]。“同業參照效應”的使用存在其尋租和辯護的根源[19]。在地方政府行為的外部影響下，同地區的企業投資行為存在顯著的同群效應[20]。Aerts et al.[9]指出，環境信息披露方式和結構不確定性是行業間模仿的動因。Nikolaeva、Bicho[21]發現，競爭模仿和信息壓力是企業自愿發布社會責任報告的決定性因素。

企業社會責任是評價企業聲譽的一個重要維度[22]。Shapiro[23]指出，企業聲譽來源于市場投資者隨時間累積而形成的穩定預期，聲譽有助于增加承諾的信度。Bertels、Peloza[24]和 Fombrun、Shanley[25]的研究進一步證實了企業社會責任的履行有利于提高企業的聲譽，從而激發消費者的購買意愿，并且能提高消費者對企業的忠誠度。企業社會責任具有外部性，這種溢出效應（或稱“傳染效應”）事實上與本文要研究的同群效應有莫大的共通之處[26][27]。

信號傳遞是企業市場價值得以實現的重要途徑。信號傳遞理論（下文稱“信號機制”）認為，由于資本市場存在信息不對稱，企業為在激烈的競爭中獲得比較優勢，通常會采取一系列行動，如披露企業社會責任履行報告等，向市場傳遞有效信息。同時，上述行為是已被同群企業監測和模仿的。因此，在競爭越激烈的行業，企業越有可能披露高質量的社會責任信息[28]。錢愛民、朱大鵬[29]從信號傳遞的視角驗證了企業履行社會責任內在動機的多元性。李余輝等[30]發現，企業履行社會責任是一種間接的信息傳遞方式，并且較高的企業社會責任水平能夠在分離均衡意義上準確傳遞供應商質量信息。此外，隨著外部競爭的加劇，信號傳遞動機會進一步加強[31]。因此，信號機制可以從內在動機上解釋企業為何要履行企業社會責任，同時由于競爭機制的存在，受到企業聲譽的外部性激勵，以及市場的資源約束和有限的市場份額，同群的企業有動機監測和模仿其他企業的企業社會責任表現，并基于此提高自身的企業社會責任表現進而參與競爭。

基于上述理論機制的描述，本文認為企業社會責任履行的表現由于受到聲譽外部性的激勵、信號機制的影響和競爭機制的強化，會表現出顯著的同群效應。由此，提出假設1：

假設1：企業社會責任表現存在顯著的區域同群效應。

馮曉嵐、武常岐[32]研究發現，中外企業之間規模相似程度提高，會增加我國本土龍頭企業模仿外商投資龍頭企業的傾向。由此，提出假設2和假設3：

假設2：企業社會責任表現存在顯著的行業同群效應。

假設3：企業社會責任表現的地區內、行業內同群表現出“強者愈強，弱者愈弱”的特征。

圖1 企業履行CSR表現的“同群效應”的影響機制

三、模型設定與數據說明

為探究企業社會責任是否存在同群效應，本文基于Leary、Roberts[12]和張敦力、江新峰[33]的研究方法，構建如下同群效應檢驗基本計量模型：

其中：CSR為企業社會責任表現；Peer_within Province為同一地區（省份）所有企業社會責任表現的中位數水平；Peer_within Industry為同一行業所有企業社會責任表現的中位數水平；X'為可能影響企業社會責任表現的主要控制變量，包括資產總額（Lasset）、公司所有制（State_owned）、可持續增長率（SGR）、每股收益（EPS）、財務杠桿水平（Leverage）、董事會規模（BOD：Board of Directors）和職工規模（Lemp）等。考慮到內生性的存在，本文進一步匯報穩健性檢驗的結果，并以企業社會責任報告的總頁數（Page）作為CSR的代理變量。

考慮到同群企業社會責任表現可能會與主要控制變量（如資產總額、職工規模等）共同影響個體企業社會責任表現，因此進一步設定融入交互項的調節效應檢驗模型（3）、模型（4）和模型（5）。

表1列示了本文主要變量的描述性統計結果。其中企業社會責任表現（CSR和Page）數據選取了權威性高、學術研究中廣泛使用的《潤靈環球（RKS）企業社會責任CSR評級數據報告》所公布的2013年和2014年所有上市公司的CSR評級數據（CSR_2013和CSR_2014）。其余主要控制變量數據來源于CSMAR數據庫，并對公司財務數據中的資產總額和職工規模進行對數化處理。公司所有制的刻畫采用了虛擬變量，當State_owned=1時，表明該企業為國有企業，其中國有企業的范圍包括國有股權比重較高的混合所有制企業；當State_owned=0時，表明該企業為非國有企業。表2顯示了自變量相關性的協方差矩陣，在所有自變量中僅有三組之間的相關性系數高于0.5。此外，表3顯示平均方差膨脹因子僅為1.96，遠小于10的臨界值，因此可以認為變量之間不存在嚴重的多重共線性。

表1 主要變量的描述性統計結果

表2 自變量相關性協方差矩陣

表3 方差膨脹因子檢驗結果

四、實證分析

1.實證檢驗結果。以表4中的回歸結果為基點，可以發現：企業社會責任表現的地區同群效應高度顯著，行業同群效應并不顯著，但是從系數的符號可以判斷，行業同群效應潛在為正。因此前文提出的假設1可以得到經驗結論的證實，假設2未能得到經驗結論的支持。此外，控制變量中，資產總額（Lasset）和職工規模（Lemp）對企業社會責任均表現出高度顯著的正向影響，財務杠桿（Leverage）對企業社會責任表現具有高度顯著的負向影響。證明規模越大的企業越有傾向提供較好的社會責任表現，這不僅是內部管理層等信息使用者的客觀需求，而且體現了媒體、政府部門等對“大企業”履行社會責任施加的外部壓力，而負債比重越高的企業越不傾向于提供較好的社會責任表現。管理層規模（BOD）同樣也對企業社會責任表現有顯著的正向影響，背后的邏輯在于管理層人數和結構的多樣性會促使企業考慮更多的社會責任和使命的問題，尤其是已有學者研究證實女性管理層的比重提升將有利于企業提升社會責任表現。公司所有制的虛擬變量（State_owned）對企業社會責任表現不具有顯著的影響，反映出履行社會責任已不再是國有企業的單方面表現，非國有企業同樣扛起了履行社會責任的大旗?？沙掷m增長率（SGR）對企業社會責任表現的影響不顯著，而每股收益（EPS）在部分回歸結果中對企業社會責任表現的影響顯著，且系數符號為正，因此可以大體認為企業發展能力對企業社會責任表現沒有顯著的影響，而企業的收益能力則在一定程度上可能有利于企業提高社會責任表現。

表4 企業社會責任表現的地區和行業內同群效應檢驗回歸結果

在考慮調節效應的基礎上，地區同群企業社會責任表現的中位數與資產總額的交互項（Peer_with?in Province×Lasset）的系數符號為正，且通過了1%顯著性水平的檢驗，同樣地，地區同群企業社會責任表現的中位數與職工規模的交互項（Peer_within Prov?ince×Lemp）的系數符號也為正，且高度顯著，這個結果意味著地區同群企業社會責任表現分別與資產總額和職工規模共同影響個體企業社會責任表現。通過求解導數，個體企業社會責任表現對地區同群企業社會責任表現的邊際影響為CSR=-3.7214+0.4517Lasset，當 Lasset＞8.24 時 ，邊 際 影 響為正；CSR=-1.2344+0.2037Lemp，當Lemp＞6.06時，邊際影響也為正。通過代入Lasset和Lemp的樣本均值，可以得到邊際影響都為正。因此，本文可以進一步得到如下結論：地區同群企業社會責任表現與個體企業資產總額和職工規模共同調節作用于個體企業社會責任表現，且隨著個體企業資產總額和職工規模的增長，這種調節作用的效果會逐漸增強。行業同群企業社會責任表現的中位數與資產總額的交互項（Peer_within Industry×Lasset）未能通過顯著性水平的檢驗，因而不再展開討論。圖2為實證模型中調節效應檢驗的簡要示意圖，結論如上，不再贅述。

圖2 調節效應示意圖

表4中最后一列所示結果為穩健性檢驗的結果，本文采用企業社會責任報告的頁數（Page）作為工具變量替代原被解釋變量CSR_2014，實證檢驗的結果也更進一步證實了地區同群企業社會責任表現對個體企業社會責任報告的頁數具有高度顯著的正向影響，因此地區企業社會責任表現的同群激勵效應真實存在且高度顯著。

2.分位數回歸結果。分位數回歸（QR：Quan?tile Regression）方法最早由Koenker和Bassett提出，與一般的最小二乘法（OLS）回歸相比，OLS回歸是基于均值的回歸，而QR則能夠進一步考察解釋變量對整個條件分布的影響，據此本文考慮采用分位數回歸方法研究企業社會責任的地區同群表現和行業同群表現在不同分位數水平下對個體企業社會責任表現是否有顯著差異。在此基礎上，分析在何種分位數水平下，同群效應發揮的效果最為強烈。不同分位數回歸結果如表5和表6所示。

表5 企業社會責任的區域內同群效應檢驗 的分位數回歸結果

從表5的分位數回歸結果可知，隨著企業社會責任表現（CSR）越來越好，地區內同群（同一省份內的上市公司“同伴”）企業社會責任表現中位數（Peer_within Province）對個體企業社會責任表現的促進效果也越來越強（回歸系數顯著性增強，系數絕對值不斷變大）。此外，隨著企業社會責任表現的增強，資產總額（Lasset）、職工規模（Lemp）等對個體企業社會責任表現的促進效果也隨之增強。與此同時，財務杠桿（Leverage）隨著分位數的提高，對個體企業社會責任表現的負面影響也不斷強化。董事會規模（BOD）隨著分位數的提高，對個體企業社會責任表現的影響呈現倒“U”型特征的波動，這一結果顯示盡管董事會規模總體對企業社會責任表現具有正向作用，但是隨著企業社會責任的表現不斷加強，提升董事會規模對其的積極影響將會逐漸削弱。其余控制變量，如公司所有制（State_owned）、可持續增長率（SGR）和每股收益（EPS）對企業社會責任表現并未表現出顯著的影響，在分位數回歸中同樣未體現出顯著的特征。圖3直觀顯示了隨著分位數提高，表5中所示的各解釋變量對企業社會責任表現的影響的變化特征。

表6 企業社會責任的行業內同群效應檢驗的分位數回歸結果

從表6的分位數回歸結果可以發現：隨著企業社會責任表現不斷加強，行業內同群（同一行業內的上市公司“同伴”）企業社會責任表現中位數對企業社會責任的正向影響同樣不斷強化，在10、25、50、75分位均不顯著，而90分位為顯著。其余結論與表4分位數回歸的結果基本一致。圖4直觀顯示了隨著分位數提高，表6所示各解釋變量對企業社會責任表現的影響的變化特征。

3.進一步討論：同群效應中競爭效應和馬太效應何者占主導？在圖1所示的企業社會表現的同群效應的影響機制中，同一地區或者同一行業的企業為何會受到同群表現的影響？背后的邏輯基點在于競爭效應的發揮。正如前文中提到的聲譽機制和信號機制，它們都是企業選擇模仿和試圖趕超同群企業的重要動機。因此，進一步地，本文在前文研究的基礎上，引入全新的解釋變量同一地區和同一行業同群企業社會責任表現的標準差——Sdev_within Province和Sdev_within Industry分別用于表示同一地區和同一行業同群企業社會責任表現的波動情況。表7為基于前文模型（1）和模型（2），并替換關鍵解釋變量后的實證檢驗結果。此外，通過加入被解釋變量CSR_2013，考察除了橫向的同群效應，縱向的成長效應的存在性。

表7的穩健性回歸進一步從同群效應所引發的競爭效應和馬太效應角度給予了經驗證據，第（1）列所示結果表明：地區內同群企業在社會責任表現的差異采用地區內同群企業社會責任表現的標準差（Sdev_within Province）表示，Sdev_within Province的值越高，表明同一省域內企業社會責任表現的波動越大，競爭越激烈，越有可能觸發競爭效應，且Sdev_within Province的數值與地區內企業數量呈高度正相關關系，間接印證了高競爭度的說法；而企業社會責任表現波動越小，表明穩定性越強，越有可能由于“故步自封”觸發馬太效應。在此基礎上，表7的回歸結果顯示地區內同群企業社會責任表現的波動對個體企業社會責任表現具有顯著的正向影響。進而表明地區同群企業社會責任表現波動越激烈，對個體企業社會責任表現的促進作用越強，因此可以認為在同群效應中競爭效應占據主導，即激烈的企業社會責任表現競爭（企業社會責任表現波動強烈）有利于提升個體企業的社會責任表現。

圖3 企業社會責任的地區同群效應檢驗的分位數回歸結果示意圖

圖4 企業社會責任的行業同群效應檢驗的分位數回歸結果示意圖

表7中第（2）列的穩健性回歸結果表明：同一行業內，企業社會責任表現的波動與個體企業社會責任表現的關系并不顯著，這意味著馬太效應可能超越了競爭效應，同一行業內的企業如果歷史社會責任表現良好，可能會隨時間變得更好，而表現相對較弱的企業可能由于追趕的動力不足而“原地踏步”，這一結果與前文中的結論大體保持了一致。

表7中第（3）列的穩健性回歸結果顯示：上一年度的企業社會責任表現（CSR_2013）對本年度企業社會責任表現具有顯著的正向影響，據此可以認為企業社會責任表現具有橫向和縱向的雙面影響。其中，縱向具有顯著的正自回歸的影響，即成長效應顯著成立；而橫向具有顯著的同群效應的正外部性影響。在這雙重作用力之下，可以預見上市公司的企業社會責任表現會不斷趨于完善和強化。

表7 考慮競爭的同群效應檢驗結果

五、研究結論與政策啟示

本文可以得到如下基本結論：①企業社會責任表現具有高度顯著的地區同群效應，但行業同群效應并不顯著。②在同一省份內，企業社會責任表現的中位數與企業資產總額和職工規模共同地調節作用于企業社會責任表現，且隨著資產總額和職工規模的提升，調節效應不斷加強。③根據分位數回歸的結果，隨著企業社會責任表現（CSR）越來越好，地區同群企業社會責任表現中位數對個體企業社會責任表現的促進效果也越來越強，行業內同群企業社會責任表現中位數對企業社會責任表現的正向影響同樣不斷強化。④地區內同群企業社會責任表現波動越激烈，對個體企業社會責任表現的促進作用越強，因此在地區同群效應中競爭效應占據主導。行業內同群企業社會責任表現波動對個體企業社會責任表現的影響并不顯著。此外，企業社會責任表現除了具有顯著的橫向同群效應，還有顯著的縱向成長效應。

結合本文的研究結論可知，企業社會責任表現在地區內具有顯著的同群效應，因此，應通過內部強化和外部激勵等方式提升地區標桿企業的社會責任表現，并發揮其“領軍企業”的示范效應，有助于提升地區內所有企業的平均社會責任表現，并最終促進社會福利的優化。