企業社會責任可以相互傳遞嗎?
——基于滬深A股上市公司的空間計量分析

潘孝珍

(杭州電子科技大學會計學院，浙江 杭州 310018)

引言

從20世紀90年代開始，履行社會責任越來越受到我國企業的重視。據潤靈環球統計，2009～2017年依次有471、518、582、644、681、701、747和795家上市公司發布企業社會責任報告，企業數量保持逐年增長。可見，我國企業的社會責任意識在不斷提高，但現實中與企業社會責任形象相背離的現象卻又時常發生，如萬科“毒地板”事件、長生生物“問題疫苗”事件等，無不沖擊著企業的社會形象。如何有效引導和激勵企業真正履行社會責任，成為當前學術界極為關注的話題。

就如法律不會強制要求個人必須“做好事”一樣，也不會強制要求企業必須履行社會責任，企業承擔社會責任的根本動力來自個體內在的認知、情感和精神追求。因此，許多文獻強調從企業治理結構特征角度，分析企業履行社會責任的影響因素。Jizi et al.(2014)使用美國大型商業銀行的數據研究表明，提高董事會獨立性和董事會規模有利于促進企業履行社會責任[4]。王士紅(2016)的研究表明，高管團隊平均任職年限對企業社會責任披露有顯著負向影響，但年齡和教育水平的影響不顯著[17]。此外，管理層的創新能力、管理能力等特征有助于提升企業社會責任水平(楊春方，2009)[20]。更為細致的研究表明，自戀型CEO與傲慢型CEO相比，其所在上市公司會承擔更多的社會責任，并且更容易受到同類上市公司社會責任決策的影響(Tang et al.，2018)[6]。此外，由于女性高管的行為特征與男性高管有較大差異，許多文獻將視角集中于女性高管，研究表明女性高管人數比例、持股比例與企業社會責任正相關(Cook和Glass，2018)[1]。

當然，就像個人“做好事”可能受到他人影響一樣，企業履行社會責任也可能受到各種外部因素的影響。Hasan et al.(2018)[3]、宋建波和盛春艷(2009)[16]等認為，政府、行業協會、工會等機構對企業履行社會責任有著重要影響，尤其是政府可以通過法律和相關激勵政策，引導企業更多地履行社會責任。從實證研究視角來看，Vukic(2018)對歐洲10個國家69家上市公司的研究表明，企業履行社會責任的程度與股東、供應商、員工、社區和消費者等利益相關者有顯著的正相關關系[7]。黃偉和陳釗(2015)基于我國12個城市1268家企業的調查數據研究表明，外資企業通過供應鏈壓力對我國企業的社會責任表現有積極影響，且該影響僅當我國企業是外資企業的供應商時才顯著[10]。此外，李增福等(2016)研究發現，我國民營上市公司為了實現避稅，往往通過策略性慈善捐贈樹立良好的企業形象[11]。Show(2009)則指出，商業道德能夠促進企業履行社會責任[5]。從企業所處的外部環境來看，修宗峰(2015)研究表明，地區幸福感對民營上市公司的社會責任有一定的負面效應[19]。彭玨和陳紅強(2015)則強調在市場化進程度越高的地區，內部控制對企業社會責任的促進作用更強[14]。

綜上所述，當前學術界分別從企業治理結構、外部利益相關者、內外部文化差異等方面，對企業社會責任的影響因素展開一系列的理論與實證研究。然而，被共同忽略的一個重要問題是，企業履行社會責任是否存在空間互動效應。現實中往往存在“物以類聚”的現象，社會責任表現優秀的模范企業會為周圍企業樹立良好榜樣，督促周圍企業承擔更多的社會責任，其研究難點在于，如何量化一家企業從周圍企業獲得的社會責任榜樣力量的強弱程度。基于上述分析，使用2011～2017年滬深A股非金融企業樣本，采用空間面板數據模型，對企業社會責任的空間互動效應進行實證研究。本文嘗試回答如下兩個問題：一是構造微觀層面的空間權重矩陣對企業社會責任的榜樣力量進行量化，驗證企業履行社會責任在空間上是否能夠相互傳遞；二是使用王小魯等(2017)[18]制定的市場化指數，驗證企業社會責任的空間互動效應在不同法制環境水平下是否存在差異。

理論分析與研究假設

企業的經營目標在于實現股東價值最大化，而承擔社會責任直接消耗了企業的有限經濟資源，加重了企業的成本負擔，因此企業履行社會責任只能是自愿的公益性活動。但是，仍有諸多理論認為企業應該主動承擔社會責任。例如，長期價值理論認為，盡管承擔社會責任可能不利于短期價值，但卻有利于促進企業的長期價值；利益相關者理論認為，企業除了向股東負責外，還需要考慮供應商、雇員、社區、債權人等利益相關者的利益；企業公民理論則指出，企業應該像公民一樣享受權利、承擔義務，為社會的和諧穩定貢獻應有之力。因此，根據自身能力承擔一定的社會責任，成為企業生存于社會的必然要求。實際上，可以將作為法人的企業與自然人進行類比：經濟學將自然人假設為實現自身利益最大化的經濟人，但即便如此，馬斯洛的需求層次理論仍然指出，個人除了生理需求、安全需求等低層次需求外，也會產生自我實現等高層次需求。對企業而言，如果說實現盈利只是滿足低層次的為股東創造價值的需求，那么承擔社會責任可以成為滿足企業自我實現的高層次需求。因此，在一定程度上，可以將履行社會責任看成是企業的內在需求。

企業在日常經營過程中，需要與其他企業產生業務往來，并通過員工業務交流、新聞媒體報道等多種途徑，對各自承擔的社會責任情況進行溝通交流。如果履行社會責任是企業內在需求的話，那么企業之間就有可能對各自的社會責任履行情況進行攀比。因此，Goins和Gruca(2008)[2]、費顯政等(2000)[8]等文獻指出，企業社會責任具有傳染效應，即企業社會責任的后果將會跨越企業邊界，對其他同類企業產生影響。在現實中往往可以觀察到，當某個自然災害發生時或某個弱勢群體需要幫助時，如果有一家企業伸出援助之手，其積極承擔社會責任的事跡經過媒體報道，或者僅僅是員工私底下的溝通傳遞以后，往往就會有更多企業同時伸出援助之手。在這個過程中，帶頭履行社會責任的企業顯然樹立了榜樣作用，使得企業承擔社會責任的積極性相互傳遞，整體上提高了社會福利水平。但是，根據空間計量經濟學理論，盡管事物之間普遍關聯，但空間上較近的事物之間的關聯性比較遠的事物更強。就像人的交際圈是有限的一樣，企業之間關于履行社會責任的交流空間廣度也是有限的，模范企業樹立的榜樣力量在空間上會隨著距離的增加而衰減。因此，如果將空間相關企業定義為與一家企業在空間距離上相關聯的企業，其空間相關強度與企業間的直線距離成反比，那么可以提出如下假設11。

H1：企業履行社會責任具有空間互動效應，一家企業承擔的社會責任水平與其空間相關企業的社會責任水平成正比。

根據馬斯洛的需求層次理論，人的需求是有層次遞進關系的，只有當低層次的需求得到滿足以后，高層次的需求才會出現。企業履行社會責任也是如此，它是企業實現社會價值的重要途徑，但一般來說只有當企業具有良好的盈利能力，能夠在市場競爭中占據主動地位時，才會產生較強的自我實現需求。相反，當企業的盈利能力較弱，甚至連年虧損，在市場競爭中處于不利地位時，企業更多考慮的是如何壓縮成本、開拓市場，對于承擔社會責任的需求往往非常薄弱。此時，即使企業承擔了一定的社會責任，也往往是感受外部環境壓力而不得不采取的措施。因此，企業在承擔社會責任時，除了實現企業社會價值外，同時也可能具有股東價值最大化的雙重屬性，期望以短期的成本付出為企業帶來長期的價值回報。

但是，履行社會責任能否為企業創造良好的市場聲譽，并形成長期價值回報，在不同的法制環境下有著較大差異。我國地域遼闊，各地區的市場化進程不盡相同，東部沿海地區的經濟發展水平比較高，市場化程度也相對比較高，地方政府為了適應社會經濟發展水平，往往致力于創造良好的地區法制環境，但中西部地區卻恰好相反(李增福等，2016)[11]。因此，在研究企業行為時，一個不可忽略的重要事項是考慮不同法制環境下的企業行為邏輯差異。就本文而言，法制環境好的地區意味著當地企業能夠獲得更多法律制度保障，市場競爭機制也更完善，此時履行社會責任的企業與不履行社會責任的企業相比，更容易獲得市場利益相關者的認可，包括消費者、供應商、政府、社區等，更愿意與社會責任水平高的企業開展合作，從而為企業帶來更多長期利益。相反，在法制環境差的地區，市場化程度相對較低，承擔社會責任并不能為企業樹立良好的社會形象，反而需要通過利益輸送等灰色途徑獲得利益相關者的認可，此時企業的社會責任積極性相對較低。因此，可以預見的是，模范企業履行社會責任帶給其他企業的榜樣力量，在不同的法制環境下有著較大差異，本文提出如下假設2。

H2：在法制環境較好的地區，企業社會責任具有空間互動效應；在法制環境較差的地區，企業社會責任不存在空間互動效應。

研究設計

一、變量定義

構建企業社會責任指數是評價我國企業履行社會責任水平的最佳方法，當前我國學術界在衡量企業社會責任水平時，主要使用和訊網提供的企業社會責任評分(馮麗艷等，2016；劉柏和盧家銳，2018)[9][12]和潤靈環球提供的企業社會責任評分(權小鋒等，2015)[15]。和訊網的企業社會責任評分原始數據主要來自企業財務報表，潤靈環球的企業社會責任評分原始數據只來自企業社會責任報告，而我國A股市場每年公布社會責任報告的企業仍是少數，僅占全部上市公司的20%左右。由于空間面板數據模型要求使用強平衡面板數據，對研究樣本的數量和連續性要求比較高，因此本文選擇樣本覆蓋面更廣的和訊網企業社會責任評分作為衡量指標。

和訊網提供的上市公司社會責任評分除了總評分外，還分別按照股東責任、員工責任、利益相關者責任、環境責任、納稅與公益責任進行分項評分。其中：股東責任權重30%，包括盈利、償債、回報、信批、創新等5個二級指標，共計18個三級指標；員工責任權重15%，包括績效、安全、關愛員工等3個二級指標，共計7個三級指標；利益相關者責任權重15%，主要是指企業承擔的對于供應商、客戶和消費者權益責任，包括產品質量、售后服務、誠信互惠3個二級指標，共計5個三級指標；環境責任權重20%，包括環境治理1個二級指標，下含環保意識、環境管理體系認證、環保投入金額、排污種類數、節約能源種類數等5個三級指標；納稅與公益責任權重20%，包括貢獻價值1個二級指標，下含所得稅占利潤總額比、公益捐贈金額等2個三級指標。為了更為全面地分析企業社會責任在空間上的互動關系，本文除了使用企業社會責任評分CSR_all作為被解釋變量外，還分別以這5個子項目CSR_stock、CSR_staff、CSR_exter、CSR_envir和CSR_socia作為被解釋變量。

既然旅游者具有其自身的特殊性，并且外出旅游就是為了放松，享受閑暇時間的自由，那么就應該在充分理解游客的基礎上，做出有針對性的安排，來減少其不文明行為發生的機會。既然游客喜歡刻字或者涂鴉，那么就可以給游客提供涂鴉的專門空間和位置，在景區的適當位置建立游客涂鴉區或者留言區，這樣的管理措施就是有意識的“順”的行為，然后，在通過其他的規則、標識等方式進行“導”，可以大幅度降低游客發生不文明行為的可能性。

本文的解釋變量是企業社會責任空間滯后項W·CSR，其中W是空間權重矩陣，CSR是本文使用的6個的被解釋變量。獲取空間權重矩陣的步驟如下：首先，搜集整理上市公司披露的詳細注冊地址，通過百度地圖“拾取坐標系統”獲取上市公司的詳細經緯度坐標數據；其次，根據兩家上市公司的經緯度坐標數據計算它們的地面直線距離，并以該距離的倒數作為它們的空間距離權重；最后，將所有公司相互間的空間距離權重數據排成對稱矩陣，即可得到空間權重矩陣。例如，假設樣本中有n家上市公司，通過經緯度坐標數據計算得到的上市公司i和上市公司j的空間直線距離為rij，那么i和j的空間權重系數為wij=1/rij，則可以定義空間權重矩陣如下：

其中，對角線上的元素w11=…=wnn=0。對上述矩陣進行行標準化，得到的矩陣即為本文使用的空間權重矩陣。可以看到，企業之間的空間距離越近則權重越大，反之則越小。因此，空間權重矩陣可以反映社會責任模范企業的榜樣力量在空間上的影響力大小，空間距離越近的企業影響力越強，空間距離越遠的企業影響力越弱。以空間權重矩陣W乘以企業社會責任水平CSR，即可以得到企業社會責任的空間滯后項W·CSR，它反映一家企業的所有空間相關企業以空間距離權重加權后的總體社會責任水平。由于和訊網提供的企業社會責任評分信息豐富，對應不同的被解釋變量，W·CSR涵蓋6不同的指標，分別是：企業社會責任空間滯后項W·CSR_all、股東責任空間滯后項W·CSR_stock、員工責任空間滯后項W·CSR_staff、利益相關者責任空間滯后項W·CSR_exter、環境責任空間滯后項W·CSR_envir和納稅與公益責任空間滯后項W·CSR_socia。

參考Tang et al.(2018)[6]、王士紅(2016)[17]等文獻，本文使用的控制變量包括：(1)反映企業股權性質的控制變量：國有股比重Stateshare和管理層持股比重Manashare；(2)反映企業治理結構的控制變量：股權集中度Concentration和兩職合一Duality；(3)反映企業收益狀況的控制變量：現金流充裕度Cash和資產收益率Roa；(4)反映企業資產狀況的控制變量：財務杠桿Leve和資產對數Ln_Asset；(5)反映企業獲得稅收激勵程度的控制變量：有效稅率Taxrate。相關變量的計算方法如表1所示。

二、模型構建

為了驗證企業社會責任是否具有空間互動效應，本文構造如下空間面板數據模型：

表1 變量定義

其中，Year為年度啞變量，Industry為行業啞變量，γ為個體固定效應，擾動項μ的生成過程為μ=ρW·μ+ε，ε～N(0,σ2In)。為了得到一致的估計結果，本文使用準最大似然估計法(Quasi-Maximum Likelihood，QML)對該空間面板數據模型進行固定效應估計。基于研究目的，本文主要關注λ的參數估計結果：如果λ的系數顯著為正，則表明企業社會責任存在正向空間互動效應，模范企業積極履行社會責任能夠帶動周圍企業更多地履行社會責任；如果λ的系數顯著為負，則表明企業社會責任存在負向空間互動效應，模范企業積極履行社會責任反而會降低周圍企業的社會責任水平；如果λ的系數未通過顯著性檢驗，則表明企業社會責任不存在空間互動效應，模范企業積極履行社會責任對周圍企業的社會責任水平沒有影響。

三、樣本選擇

本文以2011～2017年滬深A股上市公司作為研究樣本，參照研究慣例剔除金融業上市公司樣本，剔除資產總額、負債總額或所得稅費用小于0的異常指標樣本，并對連續型變量進行臨界值為2.5%的winsor縮尾處理。由于空間面板數據模型要求使用強平衡面板數據，一旦某個樣本在某個年度缺失數據，就無法使用該數據集進行模型估計。和訊網提供的企業社會責任評分數據的時間區間是2010～2017年，為了最大限度地保證樣本量，本文嘗試了不同的時間跨度組合，最終選擇樣本量最大的時間區間2011～2017年作為樣本區間，共計8225個樣本。和訊網的企業社會責任評分數據通過網絡爬蟲方法獲取，企業經緯度坐標數據根據詳細注冊地址查詢百度地圖獲得，其他相關數據來自國泰安CSMAR數據庫。

表2 變量的描述性統計結果

實證結果與分析

一、描述性統計

表2報告了變量的描述性統計結果，可以看到我國上市公司的企業社會責任CSR_all的平均值為29.35、中位數為23.71，表明一半以上樣本企業的社會責任水平低于總體平均值，而最大值為73.78、最小值為9.57，表明企業間的社會責任水平差異較大。從社會責任5個子項目的統計指標來看，最大值和最小值的差異非常大，尤其是利益相關者責任CSR_exter和環境責任CSR_envi的最小值和中位數都等于0，表明一半以上樣本企業在這兩項的得分等于0，它們的社會責任表現亟待提高。其他變量的統計結果也可以看到，我國上市公司在股權性質、治理結構、收益狀況、資產狀況以及稅負水平等方面都有著較大差異。

圖1顯示了2011～2017年我國上市公司的企業社會責任評分的變化趨勢。可以看到，2011～2013年上市公司的社會責任評分從31.4上升到34.1，但在2014年急劇下跌到25.2。此后，2014～2016年繼續保持上升趨勢，2016年時恢復到2011年的31.4。但是，2017年再次大幅度下跌到22.3。可以看出，我國上市公司的社會責任水平在歷年里存在較大的波動性，其原因可能是我國上市公司未將履行社會責任常態化，或僅僅將履行社會責任作為企業樹立社會形象的途徑，企業可能根據不同年度的輿論環境、宏觀經濟環境或突發事件等，相機抉擇地履行社會責任。

圖2顯示了2017年我國上市公司分行業的企業社會責任評分情況。可以看到，住宿和餐飲業的企業社會責任評分最高，達到34.7，且前4個行業的評分明顯高于其他行業。從批發和零售業到綜合類共計10個行業的企業社會責任評分處于23.0到20.0的區間內，行業間差距相對較小。建筑業和農、林、牧、漁業的企業社會責任評分低于20.0，它們也是利潤率水平相對較低的行業。

表3 空間面板數據模型的固定效應估計結果

圖3顯示了2017年我國上市公司分省份的企業社會責任評分情況。可以看到，評分最高的省份是黑龍江的24.4，評分最低的省份是寧夏的17.4，各省份間的企業社會責任評分差距并不如年度和行業間的差距大。絕大部分省份的企業社會責任評分都超過20.0，僅四川、河南、新疆、陜西和寧夏的評分低于20.0。從評分靠前的省份來看，既有經濟水平相對發達的北京、河北、上海等省份，也有經濟水平相對靠后的黑龍江、山西等省份，表明企業社會責任表現優秀與當地經濟發展水平的關系不大。但是，從評分靠后的省份來看，主要都是經濟水平較為落后的中西部地區，表明企業社會責任表現落后與當地經濟發展水平存在較大關聯。

二、空間面板數據模型估計結果

表3報告了空間面板數據模型的固定效應估計結果。從列(1)可見，當被解釋變量為企業社會責任評分CSR_all時，對應的空間滯后項W·CSR_all的系數為0.453，且在1%的顯著性水平上顯著，表明我國上市公司的企業社會責任在總體上存在正向互動效應，模范企業履行更多的社會責任，能夠帶動周圍其他企業承擔更多的社會責任。列(2)到(6)顯示的是被解釋變量為企業社會責任評分CSR_all的5個子項目得分時的模型估計結果。其中，列(2)的被解釋變量是股東責任評分CSR_stock，對應的空間滯后項W·CSR_stock的系數盡管為正，但未通過顯著性檢驗，表明我國上市公司的股東責任不存在空間互動效應，模范企業履行更多的股東責任，并不能通過樹立榜樣力量帶動其他企業履行股東責任2。列(3)到列(5)的被解釋變量分別是員工責任評分CSR_staff、利益相關者責任評分CSR_exter和環境責任評分CSR_envir，它們對應的空間滯后項分別是W·CSR_staff、W·CSR_exter和W·CSR_envir，也都在1%的顯著性水平上顯著為正，表明我國上市公司的員工責任、利益相關者責任和環境責任都具有空間互動效應，模范企業履行更多的員工責任、利益相關者責任和環境責任，都能為其他企業樹立良好的榜樣力量，并激勵其他企業履行更多的該三項責任。列(6)的被解釋變量是納稅與公益責任CSR_socia，對應的空間滯后項W·CSR_socia的系數顯著為負，表明我國上市公司的納稅與公益責任存在負向空間互動效應，模范企業履行更多的納稅與公益責任，會降低周圍企業的納稅與公益責任水平，可能的原因在于我國企業的納稅意識相對薄弱，且政府對企業從事公益活動的政策支持力度仍有待提高。因此，表3的實證研究結果表明，從總體的企業社會責任評分角度來看，我國上市公司履行社會責任存在正向空間互動效應，模范企業積極履行社會責任能夠帶動周圍企業更多地履行社會責任，從而證明假設1在總體上成立。從企業社會責任評分的各個子項目來看，不同子項目的空間互動效應存在較大差異，其中員工責任、利益相關者責任和環境責任存在正向空間互動效應，與理論預期一致。但是，股東責任不存在空間互動效應，納稅與公益責任存在負向空間互動效應，與理論預期不一致。

表4 基于不同法制環境子樣本的模型估計結果

三、基于法制環境的進一步分析

為了驗證不同的法制環境下，我國企業社會責任是否依然存在空間互動效應，本文進一步使用王小魯等(2017)編制的“中國市場化指數”中的“市場中介組織的發育和法律制度環境評分”對全國各省份進行排序[18]，排序在前三分之一的省份為法制環境較好的省份，排序在中間三分之一的省份為法制環境中等的省份，排序在后三分之一的省份為法制環境較差的省份。根據企業注冊地所在省份將全部樣本分成三個子樣本，得到法制環境較好、中等、較差三個子樣本的樣本量各為5719、1932和574個。表4報告了基于不同法制環境子樣本的空間面板數據模型的固定效應估計結果。

表4中Part A報告的是基于法制環境較好的子樣本的模型估計結果。從表4中列(1)到列(6)與表3中列(1)到列(6)的估計結果對比中可以看到，盡管各列的空間滯后項W·CSR的系數在具體數值上有所差異，但系數的符號方向和顯著性水平卻完全一致，表明基于全樣本實證研究驗證的企業社會責任空間互動效應在法制環境較好的子樣本中依然成立。可見，較好的法制環境為企業提供了健全的法律制度保障和完善的市場競爭機制，使履行社會責任的企業能夠獲得更高的市場認可度，從而激勵企業積極承擔社會責任。Part B和Part C分別報告了基于法制環境中等和法制環境較差的子樣本的模型估計結果，可以看到除了列(16)中利益相關者責任評分CSR_exter的空間滯后項W·CSR_exter顯著為負外，其他所有的空間滯后項W·CSR的系數都未通過顯著性檢驗，這表明當企業所處的法制環境中等或較差時，企業無法獲得有效的法律制度保障，所處的市場競爭環境也不夠完善，使企業履行社會責任不能獲得市場認可，削弱了企業的社會責任積極性。此時，即使模范企業積極承擔社會責任，樹立起了一定的榜樣，但仍不足以激勵其他企業承擔社會責任。因此，表4的模型估計結果可以證明假設2成立，法制環境在企業履行社會責任上扮演了非常重要的角色，好的法制環境能夠使企業履行社會責任在空間上相互傳遞，模范企業的社會責任榜樣力量能夠得到有效發揮。

四、穩健性檢驗

為了確認研究結果的可靠性，本文進一步做了如下的穩健性檢驗：

1.由于式(1)中不管個體效應γ是否與其他解釋變量相關，固定效應估計結果都是一致的，因此表3和表4都采用固定效應方法進行估計。但是，當個體效應γ與其他解釋變量不相關時，隨機效應會比固定效應的估計結果更有效，因此本文進一步使用隨機效應方法對模型進行估計。基于全樣本的空間面板數據模型的隨機效應估計結果如表5所示，列(1)到列(6)的所有空間滯后項的系數符號和顯著性水平都與表3一致，表明我國上市公司企業社會責任的空間互動效應不會由于估計方法差異而發生變化。

表5 空間面板數據模型的隨機效應估計結果

表6 空間面板數據模型的Change模型估計結果

2.式(1)是變量都為基數值的Level模型，為了盡可能避免模型可能存在遺漏變量等導致的內生性問題，參照潘奇(2018)[13]等文獻在研究企業社會責任時采用Change模型作為穩健性檢驗的方法，將所有連續型變量改為一階差分值，得到空間面板數據模型的Change模型如下：

對式(2)進行固定效應估計，結果如表6所示。可以看到，即使采用Change模型，表6中列(1)到列(6)的所有空間滯后項的系數符號和顯著性水平都與表3的結果一致。

3.由于企業社會責任指數為基數值，不同企業的得分差異可能較大，本文進一步嘗試將所有企業社會責任指數進行對數化，再進行固定效應估計，模型估計結果仍與表3一致，具有較強的穩健性。

4.由于股權集中度和資產收益率在實證研究中存在不同的衡量方法，本文嘗試將股權集中度的衡量方法替換為前三大股東持股比例之和、前五大股東持股比例之和以及前十大股東持股比例之和，將資產收益率的衡量方法替換為凈利潤除以期初資產總額和期末資產總額的平均值，但上述控制變量衡量方法的調整都不會改變本文的研究結論。

5.由于空間面板數據模型要求使用強平衡面板數據，為了最大限度地保留樣本量，本文最終選擇2011～2017年作為樣本區間，得到1175個截面共計8225個樣本用于模型估計。本文嘗試改變樣本區間：當樣本區間為2010～2017年時，得到962個截面共計7692個樣本；當樣本區間為2012～2017年時，得到1324個截面共計7944個樣本。但估計結果表明，樣本區間的變化不會改變本文的研究結論。

6.由于個別企業在樣本期間內發生了行業變更，為了控制行業變更對企業履行社會責任產生的影響，本文在空間面板數據模型中加入了行業啞變量。但是，由于發生行業變更的企業畢竟是少數，導致行業啞變量在年度間的變異很小，而使用固定效應進行模型估計時，模型本身已經考慮了企業不隨時間變化的個體異質性對于企業履行社會責任的影響，此時放入行業啞變量反而有可能增加模型估計方差，降低模型估計結果的精度。從對表3和表4的實際估計結果來看，各模型的行業啞變量基本上都未能通過顯著性檢驗。因此，本文嘗試刪除行業啞變量，只控制年度效應進行模型估計，回歸結果仍然與表3和表4一致，具有較強的穩健性。

結論與建議

空間計量方法是研究變量間空間互動關系的重要方法，但目前大量的研究都只局限于省級或地市級宏觀層面數據的實證研究，尚未有文獻從微觀層面上考慮企業履行社會責任的空間互動關系。本文使用2011～2017年滬深A股上市公司數據，以企業注冊地址計算企業間的直線距離作為空間權重矩陣，對我國上市公司的社會責任是否可以相互傳遞進行實證研究，研究結果表明：我國企業社會責任具有空間互動效應，企業社會責任可以相互傳遞，從總體的企業社會責任評分、員工責任評分、利益相關者責任評分和環境責任評分來看，企業履行社會責任水平與其空間相關企業的社會責任水平成正比，模范企業履行社會責任能夠帶動周圍其他企業更多地承擔社會責任。同時，法制環境對于企業履行社會責任的空間互動效應有著重要影響，在法制環境較好的地區，企業社會責任可以相互傳遞，但在法制環境中等或較差的地區，企業社會責任不存在空間互動效應。

基于上述研究結論，本文政策建議包括：1.鑒于企業社會責任在總體上存在空間互動效應，應充分發揮模范企業的帶頭作用，加大對社會責任優秀企業的宣傳力度，樹立榜樣力量，從而激勵更多的企業積極履行社會責任。2.鑒于法制環境對于企業社會責任的空間互動效應存在關鍵影響，我國各級政府應積極加強法制環境建設，發揮市場機制在資源配置中的基礎性作用，從而促進企業社會責任空間互動效應的發揮。3.鑒于作為企業社會責任子項目的股東責任不存在空間互動效應，我國應進一步完善公司治理結構，著力解決第一類代理問題和第二類代理問題，使企業管理層的經營決策能夠真正體現廣大股東的根本利益。4.鑒于作為企業社會責任子項目的納稅與公益責任存在空間上的負向互動效應，我國應加強國家稅收政策的宣傳工作，促進政府財政收支的透明化，強化企業納稅意識，并進一步提高企業從事公益活動的政策支持力度。

注釋

1.需要說明的是，由于本文以企業間的空間距離構造空間權重矩陣，其隱含的經濟學意義是，企業履行社會責任程度受到越近距離外部企業的影響越大，受到越遠距離外部企業的影響越小。因此，企業社會責任相互傳遞的經濟現象，更多的是由企業間相互學習導致，社會責任表現優秀的模范企業會為周圍企業樹立良好榜樣，督促周圍企業承擔更多的社會責任。相反，該經濟現象不會由“潮涌現象”導致，因為如果“潮涌現象”成立，那么由于受某共同因素影響，企業履行社會責任程度的相互影響水平將會一致，不會受到空間距離遠近的影響，而這與本文的理論分析不符。

2.根據和訊網企業社會責任指數的構造方法，全部二級指標中除了股東責任下含的盈利、償債兩個二級指標(占企業社會責任評分CSR_all13%的權重，占股東責任評分CSR_stock43%的權重)在理論上不能相互傳遞外，其他指標反映的企業特征在理論上都能夠相互傳遞，這可能也是導致實證分析結果中股東責任空間滯后項W·CSR_stock的回歸系數不顯著的重要原因。