業績期望落差與企業社會責任戰略選擇

【中圖分類號】F275 【文獻標識碼】A 【文章編號】1004-0994（2025）15-0075-

一、引言

企業社會責任履行是微觀經濟主體實現可持續發展的根本動力，其為協調經濟發展、生態環境保護和社會價值創造提供了重要的指導（祝繼高等，2019）。我國政府工作報告、“十四五\"規劃等重要文件中也明確提出，有關部門要引導企業家自覺履行社會責任、參與社會公益和慈善事業，為營造良好的社會風氣做出應有的貢獻。在理論界和實務界，由于我國長期以來經歷了不同的經濟發展階段，學者們對企業社會責任的定義和內涵并未達成一致性理解。但綜合來看，企業社會責任是指企業在創造利潤、對股東和員工承擔法律責任的同時，還要承擔對消費者、社區和環境的責任（Zou等，2018）。這就要求企業必須超越把利潤作為唯一目標的傳統發展理念，強調在生產經營過程中既要注重對人的價值的關注，也要注重對環境、消費者和社會做出的貢獻。企業通過踐行以上經營發展理念，積極履行社會責任，能夠提高綜合競爭力，從而實現自身的可持續發展，這一觀點已逐漸成為理論界和實務界的共識。

影響企業社會責任履行的因素眾多，綜合已有研究文獻來看，可以分為以下兩個層面：第一個層面主要是從制度環境和行業因素等外部視角進行考察，研究認為，政府采購（張亮亮和代海芳，2023）、行業競爭壓力（譚雪，2017）和同行壓力（Cao等，2019）等會對企業社會責任履行產生影響。第二個層面主要是從個人特征、公司特征（Li等，2019）等內部視角進行考察，探究CEO性別（Zou等，2018）、高管教育背景（高楊和黃明東，2023）、薪酬結構（Fabrizi等，2014）、數字化轉型（李季鵬和王寶娟，2023）等因素對企業社會責任履行的影響。盡管已有文獻對企業社會責任履行的影響因素進行了豐富的探討，但可以發現的是，經營績效這一內生因素會如何影響企業對社會責任履行方式的選擇，還需要進一步深入討論，現有研究也為此提供了充分的探討空間。

企業可以被理解為基于目標導向的組織，其會依據自身績效的參照點來調整對行為模式的選擇（秦喜亮和田虹，2023）。當實際業績與參照點之間存在一定的相對差異時，業績期望差距由此形成，根據相對差異的方向，可以將業績期望差距分為業績期望順差和業績期望落差。不同的差距狀態對組織創新決策的選擇可以起到“風向標\"作用。對于組織的發展軌跡而言，由于扭轉失敗的動機一般會強于獲得成功的動機，相較于業績期望順差情境，處于業績期望落差情境下企業的決策行為選擇會更具多樣性。這也使得探討在業績期望落差狀態下，企業如何承擔社會責任更具有現實意義。并且，雖然有少數文獻關注到了業績反饋對企業社會責任評分的影響（魯悅和劉春林，2018），但并未意識到企業在不同的社會責任戰略中存在的選擇性差異。例如，慈善捐贈是企業“實質性\"的責任承擔（Wei等，2018），體現的是企業“如何做”的問題，對社會責任信息予以披露則是更“形式化\"的社會責任承擔方式。因此，慈善捐贈與企業社會責任信息披露是兩種不同的社會責任履行戰略，企業在業績期望落差的情境下，是否會根據自身的業績經營狀況進行不同的戰略選擇，是本文要探討的核心問題。

本文選取 2008～2022 年滬深A股上市公司數據，研究在業績期望落差情境下，企業會如何對其社會責任戰略進行選擇。本文的邊際貢獻在于：第一，將企業社會責任分解為企業\"如何做——慈善捐贈\"和\"如何說——企業社會責任信息披露\"兩個方面，探討業績期望落差企業在資源與能力雙重限制下是否會呈現出差異化的社會責任承擔形式。這既豐富了績效反饋理論在企業非市場行為領域的相關研究，也拓展了既有社會責任相關研究的邊界。第二，檢驗了在媒體關注的社會輿論環境下，企業面臨業績期望落差時做出的社會責任履行方式選擇，以及在不同CEO性別、不同企業特征和不同地區文化氛圍的情境下，業績期望落差企業的社會責任履行方式選擇的差異化。這為企業外部社會媒體等機構部門和企業內部發展戰略等相關機構部門開展監督管理、制定針對性的引導政策，從而促進企業履行社會責任提供了經驗證據。

二、理論分析與研究假設

（一）業績期望落差與企業差異化社會責任承擔

企業是一個嵌人在交互網絡中的社會性營利組織，獲得發展是其存在的根本追求，企業做出的所有行為都以推動發展為最終目的。在業績期望落差情境下，企業面臨著較大的損失，決策者無可避免地會從生理和心理上感知到高程度的緊迫感，從而將實際業績低于期望水平的差距界定為一種對企業生存的嚴重威脅（宋鐵波等，2017），即業績期望落差誘發了企業的生存性行為（Desai，2008）。業績的過度下滑給企業帶來了“失控\"的壓力，在決策者的推動下，企業將表現出收窄信息渠道、收縮控制權和加強資源保護三種典型反饋（Mckinley等，2014）。這時，管理者會只關注有限信息，也更加傾向于選擇那些能夠在短期內解決業績下滑問題的經營策略。在業績期望落差情境下，企業處于有損失的“窮困\"狀況，企業成長受到來自內外部的阻力，社會責任對其而言是不愿也不敢涉及的“奢侈\"行為（Desai，2008）。當然，在企業行為的實踐中，即便業績期望落差發生，依然有企業對獲得外部合法性以實現可持續成長和發展保持追求，但前提是，其必須采取針對性的應對措施（呂迪偉等，2018），根據自身業績期望落差的不同狀況，對社會責任做出差異化的戰略選擇。慈善捐贈意味著企業需要發生“實質性”財務支出，這對處于業績期望落差狀態下的企業來說是一項較為沉重的財務負擔。但反觀社會責任信息披露，這種“策略性\"披露行為不需要企業發生額外的經濟支出就可以獲得社會群體和利益相關方的認可。因此，本文認為，隨著業績期望落差的加劇，企業會將生存作為首要的決策參照點，踐行差異化的社會責任戰略。

首先，在“策略性\"社會責任承擔上，社會責任信息披露是企業的一種非財務自愿性信息披露行為。隨著社會公眾和利益相關方監督意識的不斷增強，企業社會責任信息披露的重要性也日益凸顯（段釗等，2023）。依據信號傳遞理論，企業社會責任信息披露能夠發揮一定的信號效應。外部監督者會將社會責任相關信息的披露作為企業未來經營狀況的評估標準之一（Cao等，2019），這對處于業績期望落差狀態下的企業而言具有重要的影響。

具體而言，社會責任信息披露有利于緩解業績期望落差企業可能受到的負面輿論影響。在業績期望落差狀態下，經營績效未達到預期水平無疑向市場發出了企業經營不佳的負面信號。這不僅會影響信息相關者，特別是利益相關者對企業的認知評價，還可能導致公司已有的社會性等資源流失。因此，業績期望落差企業更愿意向外界釋放出其有能力扭轉現狀，擁有發展潛力的積極信號，以獲取更多的生存合法性反饋。而企業通過對社會責任信息的主動披露，能讓信息相關者意識到企業雖然處于業績期望落差狀態，但仍然具有承擔社會責任的強烈意愿。另一個層面可以理解為，對社會責任信息進行披露，是企業積極承擔社會責任的表征之一。此外，高水平的社會責任信息披露能通過信號效應，向公眾和資本市場傳遞出企業即使深陷困境，依然注重長遠發展并努力回饋社會的正面信息（魯悅和劉春林，2018）。這可能有助于企業獲得資本市場上更多資源的支持，進而縮小業績差距。因此，本文認為，隨著業績期望落差狀態的加劇，企業更傾向于進行“策略性”的社會責任信息披露。

其次，在“實質性\"社會責任承擔上，慈善捐贈是企業最為直觀的社會責任承擔形式之一。企業通過財務支出，直接體現了在社會責任方面“如何做”的履行理念（Liu等，2022）。但相較于社會責任信息披露這一相對“形式化”的履行方式，“實質性”的慈善捐贈無可避免地需要企業承擔更多的經濟成本。盡管既有研究證實了慈善捐贈能夠帶來企業聲譽（葉艷和李孔岳，2017）和品牌形象（Brammer和Millington，20O6）的提升等積極效果，但是在特殊的情境下，其也會產生一系列消極結果。例如，當企業處于業績期望落差狀態時，可支配經濟資源的匱乏將會成為掣肘企業進行慈善捐贈的不良因素?？梢?，即使“實質性”的慈善捐贈更有利于企業獲得生存合法性和公眾認可，但囿于業績期望落差狀態，企業對其也可能會“敬而遠之”。因此，本文認為，隨著業績期望落差狀態的加劇，企業越傾向于不進行“實質性\"的慈善捐贈。

基于上述分析，本文提出如下研究假設：

H1a：隨著業績期望落差狀態的加劇，企業越加傾向于進行“策略性”的社會責任信息披露。

H1b：隨著業績期望落差狀態的加劇，企業越加傾向于不進行“實質性”的慈善捐贈。

（二）媒體關注度的調節效應

根據上述分析，在業績期望落差狀態下，企業管理者會將維持生存作為首要的決策參照點，即隨著負向業績差距的增大，企業越傾向于增加“策略性\"的社會責任信息披露，而規避“實質性”的慈善捐贈。但企業是嵌入在一定的制度環境中的，其行為決策會受到環境的干擾，二者間的關系也可能在此情況下發生變化。特別地，承擔社會責任作為企業提升社會形象和聲譽的有效途徑，也應當會受到外部環境的影響。新聞媒體作為社會輿論媒介的監督力量，可能會促使業績期望落差企業改變原有的決策參照點而進行決策調整。因此，本文認為，媒體關注度會對業績期望落差與企業社會責任差異化戰略選擇產生一定的調節作用。

一方面，媒體關注度能夠強化業績期望落差與企業社會責任信息披露間的正向關系。作為社會輿論的信息傳播者和監督者，媒體的基本使命之一便是維護社會責任。其通過報道和關注企業的社會責任行為，滿足公眾對企業行為和社會問題的信息關注需求，同時憑借這一功能推動社會信息的有序傳播（Qi等，2023）。因此，當受到的媒體關注度較高時，處于業績期望落差狀態下的企業也更愿意通過披露更多的社會責任信息來獲取公眾信任，以提高企業社會形象。特別是當信息披露行為所付出的額外成本相對較低時，企業在業績期望落差狀態下對這種社會責任的承擔方式會呈現出更強的偏好。

另一方面，媒體關注度還能夠弱化業績期望落差與企業慈善捐贈間的負向關系。媒體作為社會輿論的監督者，具有對企業履行社會責任行為的監督作用，也即媒體的關注和報道可以對企業產生一定的壓力與引導作用（楊翹楚等，2023）。這一作用的發揮會對企業形成一種潛在的行為規制，促使企業更加深刻地認識到社會責任的重要性。在此背景下，迫于輿論的壓力，處于業績期望落差狀態下的企業可能也會選擇加大“實質性”的慈善捐贈，以改善與公眾的關系并樹立良好的社會形象，提升自身的生存合法性（劉亦文等，2023）。

因此，本文認為，媒體關注度越高，處于業績期望落差狀態下的企業越會披露更多社會責任信息，對慈善捐贈的投入也越多?；谏鲜龇治觯疚奶岢鋈缦卵芯考僭O：

H2a ：媒體關注度能夠強化業績期望落差與企業社會責任信息披露間的正向關系，即媒體關注度越高，處于業績期望落差狀態下的企業的社會責任信息披露行為越多。

H2b：媒體關注度能夠弱化業績期望落差與企業慈善捐贈間的負向關系，即媒體關注度越高，處于業績期望落差狀態下的企業的慈善捐贈越多。

三、研究設計

（一）樣本選擇與數據來源

本文選擇 2008～2022 年我國滬深A股上市公司為研究樣本，考察業績期望落差對企業社會責任戰略選擇的影響。企業慈善捐贈、社會責任信息披露以及相應的財務數據均來源于CSMAR數據庫，媒體關注度數據來源于CNRDS數據庫。在進行回歸分析之前，本文剔除了金融類上市公司、經營異常的企業樣本以及關鍵變量存在缺失的樣本。最終，共獲得34070個企業一年度觀測值。此外，為了避免數據異常值對檢驗結果的影響，本文對所有連續變量在前后 1% 的水平上進行了縮尾處理。

（二）變量測量

1.被解釋變量：企業社會責任信息披露（Information）和企業慈善捐贈（Donation）。在企業社會責任信息披露的測量上，本文參照季維等（2021）的研究，采用上市公司社會責任報告基本信息表中的12個指標進行衡量。這些指標可以分為企業對內部利益相關者、外部利益相關者以及第三方履行社會責任這三個維度，具體包括：是否經第三方機構審驗；是否參照GRI《可持續發展報告指南》；是否披露股東權益保護；是否披露債權人權益保護；是否披露職工權益保護；是否披露供應商權益保護；是否披露客戶及消費者權益保護；是否披露環境和可持續發展；是否披露公共關系和社會公益事業；是否披露社會責任制度建設和改善措施；是否披露安全生產內容；是否披露公司存在的不足。對于每一個指標而言，如果公司在年報中進行了披露則賦值為1，否則賦值為0。然后將這12個信息披露指標的得分進行匯總，得到企業社會責任信息披露（Information）。在企業慈善捐贈的測量上，本文參照Liu等（2022）的研究，采用企業年度慈善捐贈金額的自然對數進行測量，記為Donation。

2.解釋變量：業績期望落差 （Loss） 。本文采用以下三個步驟來計算業績期望落差：首先，計算歷史業績期望差距 （P_i，t-1-A_i，t-1） 。 P_i，t-1 表示企業i在第 t-1 期的實際業績， A_i，t-1 表示企業i在第 t-1 期的歷史期望業績。參考Chen（2008）的方法， A_i，t-1=（1-α₁）P_i，t-2+α₁A_i，t-2. 其中， α₁ 表示權重，本文在正文中匯報 α₁=0.4 時的檢驗結果，也即企業i在第 t-1 期的歷史期望業績 （A_i，t-1） 是企業i在第 t-2 期的實際業績（權重為0.6）和第 t-2 期的歷史期望業績（權重為0.4）的加權組合。其次，將企業的實際業績 （P_i，t-1） 與歷史期望業績 （A_i，t-1） 相減，如果計算結果小于0，則判斷為業績期望落差狀態。最后，參考呂迪偉等（2018）的做法，構建截尾的連續變量來衡量業績期望落差，也即相減數值小于0時則為業績期望落差，保留原始值，而相減數值大于0的部分全部取值為0。本文選取ROA來度量企業的經營業績狀況。

3.調節變量：媒體關注度（Media）。參照邵志浩和才國偉（2020）的研究，選取CNRDS數據庫中上市公司報紙和財經新聞的數量來衡量企業的媒體關注度。為了便于實證分析，本文將此數據進行對數化處理，得到最終的媒體關注度（Media）指標。

4.控制變量。為了更準確地分析業績期望落差對企業社會責任承擔的影響，本文參考以往研究，在模型中進一步控制了如下變量：企業年齡（Age），采用企業成立年份到統計當年的年限差值并取自然對數來衡量；企業規模（Size），采用期末總資產的自然對數來衡量；企業流動性（Liquidity），定義為企業流動資產與流動負債的比率；企業成長性（Growth），采用企業營業收入增長率來衡量；資產負債率（Leverage），定義為企業負債總額占資產總額的百分比；董事會規模（Board），采用董事會總人數來衡量；獨董比例（Indep），采用獨立董事占董事會總人數的比例來衡量；兩職合一（Dual），若董事長與總經理為一人則賦值為1，否則為0；股權集中度（Top1），采用第一大股東持股比例來衡量。

（三）模型設定與數據處理

為了驗證本文的研究假設，設定如下面板數據模型：

Informati on_i，t=α₀+α₁Loss_i，t+α₂Controls_i，t+μ_i+θ_t+?_n+ εi，t （1）

Information_i，t=β₀+β₀Loss_i，t+β₂Media_i，t+

Δβ₃Loss_i，t×Media_i，t+β₄Controls_i，t+μ_i+θ_t+?_n+ε_i，t

I εi，t

Donation_i，t=φ₀+φ₁Loss_i，t+φ₂Media_i，t+ Φ₃Loss_i，t×Media_i，t+Φ₄Controls_i，t+μ_i+θ_t+?_n+ε_i，t （204號

其中，下標i表示企業，t表示年份，n表示行業。Infor-mation表示企業社會責任信息披露，Donation表示企業慈善捐贈，Loss表示業績期望落差，Media表示媒體關注度。Controls表示控制變量集合，具體包括企業年齡、企業規模、企業流動性、企業成長性、資產負債率、董事會規模、獨董比例、兩職合一和股權集中度。 μ_i，θ_t，?_n 分別表示個體、年份和行業固定效應。 ε_i，t 為隨機誤差項。

四、實證結果與分析

（一）描述性統計

表1為變量的描述性統計結果。企業社會責任信息披露（Information）的均值為5.0339，標準差為3.1793，意味著不同企業間的社會責任信息披露水平有所不同。企業慈善捐贈（Donation）的最小值、均值和最大值分別為0、2.3652和7.9763，說明不同企業的對外捐贈水平存在較大差異。業績期望落差（Loss）的均值為-0.0149，標準差為0.0375，說明不同企業的業績期望落差程度不同。其他變量的均值和標準差均處于合理范圍之內。

表1 描述性統計

（二）回歸分析

1.基準回歸。表2列示了本文的基準回歸結果。其中，列 （1）～ 列（3）將企業社會責任信息披露（Information）作為被解釋變量，在回歸模型中逐步引人所有控制變量?？梢园l現，解釋變量Loss的系數均顯著為負，且通過了 5% 水平的顯著性檢驗。鑒于業績期望落差是截尾的非正數，結果表明，隨著業績期望落差程度的增大，企業社會責任信息披露水平會有所提升，也即企業更加傾向于進行“策略性\"的社會責任信息披露。由此，H1a成立。列（4）～列（6）將企業慈善捐贈（Donation）作為被解釋變量，同樣在回歸模型中逐步引人所有控制變量?？梢园l現，解釋變量Loss的系數均顯著為正，且通過了至少 5% 水平的顯著性檢驗。鑒于業績期望落差是截尾的非正數，結果表明，隨著業績期望落差程度的增大，企業慈善捐贈水平會有所降低，也即企業更加傾向于不進行“實質性\"的慈善捐贈。由此，H1b得到數據支持。

2.內生性分析。

（1）工具變量法。本文采用企業所在二級行業其他企業業績期望落差的均值（IV）作為工具變量來緩解可能存在的內生性問題。選取該變量作為工具變量的合理性在于，企業所在行業其他企業業績期望落差的均值與某一企業的業績期望落差相關，但與焦點企業的社會責任承擔水平無關，同時滿足工具變量的相關性和外生性假設。結果顯示，IV與Loss顯著正相關，Loss與Information的回歸系數依然顯著為負，Loss與Donation的回歸系數依然顯著為正，驗證了基準回歸結果的可靠性。

（2）Heckman兩階段回歸。為了避免樣本選擇偏差度越高，處于業績期望落差狀態下的企業的慈善捐贈也會越多。因此，H2b得到數據支持。

表2 基準回歸結果

注：括號內為標準誤；*表示 plt;0.1 ，**表示 plt;0.05 ，***表示 plt;0.01 下同。

（四）穩健性檢驗

1.更換解釋變量測量方式。為了增強結果的穩定性，更換企業歷史期望業績的測量方式，根據企業第 t-2 期的實際業績（權重為0.3）和第 t-1 期的實際業績（權重為0.7）的加權平均值計算企業的歷史期望業績，計算得到新的業績期望落差（Loss1）。結果顯示，隨著業績期望落差程度的增大，企業更傾向于進行“策略性\"的社會責任信息披露，且更加傾向于不進行“實質性\"的慈善捐贈。當媒體關注度較高時，處于業績期望落差狀態下的企業對慈善捐贈的投入會相對更多，對社會責任信息的披露也更多。這進一步支持了H1a、H1b、H2a和H2b。

問題，本文采取Heckman兩階段法進行內生性檢驗。首先，以企業是否存在業績期望落差為被解釋變量，以前述回歸中的所有控制變量為外生變量進行回歸。然后，將第一階段計算得到的逆米爾斯比率（IMR）代人第二階段進行回歸。結果顯示，Loss與Information的回歸系數依然顯著為負，Loss與Donation的回歸系數依然顯著為正，再次驗證了基準回歸結果的可靠性。

（三）調節效應檢驗

限于篇幅，以上內生性檢驗結果未列示，留存備索。

表3為調節效應檢驗結果。列（1）和列（2）是被解釋變量為企業社會責任信息披露（Information）的回歸結果，可以發現，無論納人控制變量與否，業績期望落差與媒體關注度的交互項 （Loss×Media ）的回歸系數均顯著為負，表明媒體關注度能夠強化業績期望落差與企業社會責任信息披露之間的正向關系，即媒體關注度越高，處于業績期望落差狀態下的企業的社會責任信息披露行為越多，H2a成立。列（3）和列（4）是被解釋變量為企業慈善捐贈（Donation）的回歸結果，可以發現，無論納入控制變量與否，業績期望落差與媒體關注度的交互項（Loss×Media）的回歸系數均顯著為負，說明媒體關注度能夠弱化業績期望落差與企業慈善捐贈之間的負向關系，即媒體關注

2.更換調節變量測量方式。在此部分，本文將媒體關注度（Media）變量細分為正面報道（Media1）、中立報道（Media2）和負面報道（Me-dia3），重新進行回歸。結果顯示，媒體關注度依然能夠強化業績期望落差與企業社會責任信息披露間的正向關系，且弱化業績期望落差與企業慈善捐贈間的負向關系。因此，H2a和H2b依然成立。

3.調整模型設定。隨著時間的推移，企業所在行業本身的系統結構及其外部環境都可能發生改變，這可能致使不同行業在時間序列的發展中存在一定差異，進而影響到回歸結果的可靠性。基于此，本文進一步控制了行業隨時間變化的影響。結果顯示，在考慮了行業隨時間變化的影響后，本文的結論依然穩健。

表3 調節效應檢驗結果

限于篇幅，以上穩健性檢驗結果未列示，留存備索。

（五）異質性分析

前文主要聚焦于對企業整體層面的探討，忽略了一些異質性因素對二者間關系可能產生的非對稱性影響。在此部分，本文聚焦于CEO個體特征、企業特征以及地區文化因素視角展開異質性分析。

1.CEO性別的差異。心理學與組織行為學的研究表明，性別差異將導致不同的行為與后果，男性與女性會系統性地表現出差異化決策風格（Hoang等，2019）。通常而言，女性CEO的成長經歷及社會化分工角色促使其更具親社會性，可能會在企業社會責任承擔方面更為慷慨。因此本文認為，相較于男性CEO，女性CEO在業績期望落差狀態下對企業社會責任信息的披露和慈善捐贈都會更多。為了驗證上述猜想，本文設定CEO性別的虛擬變量（Gender），若CEO為女性則賦值為1，男性則賦值為0。在此基礎上，設定業績期望落差與CEO性別的交互項（Loss×Gender并將其代人回歸模型，結果如表4中列（1）和列（2）所示?？梢钥闯?，Loss×Gender的系數均顯著為負。由此說明，相較于男性CEO，CEO為女性的企業在業績期望落差狀態下對企業社會責任信息的披露和慈善捐贈更多。

2.企業性質的差異。相較于非家族企業，家族企業的長期經營導向使其具有長期決策視野，更加注重建立“家族王朝”、實施跨代控制等長遠目標而非僅僅提升短期經營績效（Gomez-Mejia等，2010）。此外，在業績期望落差狀態下，企業處于“窮困\"的損失情境，會向市場傳遞一種企業可能會破產的風險信號，這對于家族聲譽而言是一種威脅。此時出于對家族社會情感財富的維護，家族企業將更有動機向利益相關者證明企業的承擔能力，加強對企業社會責任信息的披露并提升慈善捐贈水平。為了驗證上述猜想，本文設定企業性質這一虛擬變量（Family），若企業為家族企業則賦值為1，非家族企業賦值為0。在此基礎上，設定業績期望落差與企業性質的交互項（Loss×Family）并將其代人回歸模型，結果如表4中列（3）和列（4）所示?？梢钥闯?，Loss×Family的系數均顯著為負。由此說明，相較于非家族企業，處于業績期望落差狀態下的家族企業的社會責任信息披露和慈善捐贈更多。

表4

3.企業所處地區文化氛圍的差異。儒家文化作為非正式制度之一，對人們的思想和行為產生了深遠的影響。從企業家角度來看，我國企業家的價值觀普遍會受到儒家文化的影響，并反映在具體的經營管理上（黃少安等，2023）。在儒家文化氛圍的長期浸染下，我國的企業主會主動將社會責任履行內化為行為準則。從社會公眾的角度來看，儒家氛圍更為濃厚的地區，公眾的倫理道德水平相對更高，人們會用更高的道德標準與規范主動約束自身行為，形成較強的道德輿論，從而也會對他人言行進行約束。因此，在儒家文化氛圍較強的地區，即使處于業績期望落差狀態，企業仍然會努力承擔社會責任，加大社會責任信息披露和慈善捐贈力度。為了驗證上述猜想，本文采用上市公司注冊地100公里內的孔廟數量來衡量儒家文化，并以該指標的中位數為依據進行分組，中位數及以上的樣本為儒家文化氛圍強的地區，中位數以下的樣本為儒家文化氛圍弱的地區。同時設定儒家文化的虛擬變量（Confucian），將儒家文化氛圍強的地區賦值為1，儒家文化氛圍弱的地區賦值為0。在此基礎上，設定業績期望落差與儒家文化的交互項（Loss×Confucian）并將其代人回歸模型，結果如表4中列（5）和列（6所示。可以看出，Loss×Confucian的系數均顯著為負。由此說明，在儒家文化氛圍強的地區，處于業績期望落差狀態下的企業的社會責任信息披露和慈善捐贈更多。

五、結論與啟示

本文基于我國 2008～2022 年滬深A股上市公司數據實證檢驗了企業在面臨業績期望落差的情境下，對社會責任戰略選擇的差異及媒體關注度對此的調節作用，在此基礎上，進一步探究了CEO性別、企業性質以及企業所處地區文化氛圍的異質性影響，得到以下結論：第一，在業績期望落差情境下，企業在履行社會責任時會存在一定的“避實就虛\"傾向，即在業績期望落差狀態下，企業會傾向于選擇進行“策略性”的社會責任信息披露，而較少進行“實質性\"的慈善捐贈；第二，媒體關注度不僅能夠強化業績期望落差與企業社會責任信息披露間的正向關系，還可以弱化業績期望落差與企業慈善捐贈間的負向關系；第三，當處于業績期望落差狀態時，CEO為女性的企業、家族企業以及處于儒家文化氛圍濃厚地區的企業的慈善捐贈會相對更多，對社會責任信息的披露也更多。

基于以上研究結論，本文主要得出以下三個方面的啟示：第一，在業績期望落差狀態下，企業受到資源和能力的雙重限制，如何生存成為企業決策的首要參照點。本文研究發現，業績期望落差情境會促使企業在履行社會責任時存在一定的“避實就虛\"傾向。因此，決策者在對企業的社會責任戰略進行評判時，應當全面深人地進行了解，在關注企業社會責任履行行為的過程中“形實并重”，從更加“實質性”的角度綜合評價企業的社會責任承擔情況，從而為政府部門制定政策以激勵企業加大社會責任承擔提供更加全面的參考。第二，媒體關注度在推動業績期望落差企業履行社會責任方面起到了重要的作用。研究發現，雖然處于業績期望落差狀態下的企業面臨著一定的經濟損失，會對企業決策產生剛性影響，但媒體關注度能夠加大企業對社會責任信息披露的力度，并弱化企業對慈善捐贈的規避程度。因此，有關部門可加大外部媒體等社會力量在企業社會責任承擔中的引導或規制作用，呼呼企業加大對“實質性\"社會責任承擔的投入。第三，政府部門可繼續完善社會責任的實施和監督機制，加大對慈善文化制度的宣傳，提高文化軟實力，從源頭上提升企業自覺履行社會責任的積極性。

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（責任編輯·校對：陳晶喻晨）