马建威 王绒绒 闫新创
【摘 要】 近年来，学界对企业社会责任履行的经济后果研究已取得丰硕成果，但就其与全要素生产率关系及二者作用机制的探讨却十分匮乏。着眼于高质量发展背景下企业社会责任履行产出成果，基于2010—2020年沪深A股上市公司数据，对企业社会责任履行与全要素生产率的关系及作用路径进行实证检验。研究结果表明：企业社会责任履行能够促进全要素生产率提升，且在控制内生性、稳健性问题后该结论依然成立。进一步研究发现，融资约束在二者关系中起部分中介作用，环境不确定性会弱化企业社会责任履行对全要素生产率的积极影响。同时，在非国有、相对清洁型企业中，社会责任履行对全要素生产率提升的促进作用更加明显。研究结论为政府制定相关政策、企业管理者提高公司治理水平提供了借鉴。
【关键词】 企业社会责任履行； 全要素生产率； 融资约束； 环境不确定性
【中图分类号】 F234.3；F270 【文献标识码】 A 【文章编号】 1004-5937（2024）06-0097-08
一、引言
我国经济已由高速发展阶段转为高质量发展阶段，这种转变是在新时代新背景下做出的重要判断。促进经济高质量发展，不仅是社会经济可持续发展的基础，更是适应我国社会主要矛盾变化的重要举措。企业作为微观经济单元，是最重要的市场主体，其高质量发展是经济实现高质量发展的重要基石，而社会责任作为一种非市场竞争战略，对企业实现高质量发展的重要性不言而喻。从2002年制定企业社会责任相关的法律法规至2020年《社会责任管理体系要求及使用指南》的颁布，企业社会责任受到党和国家以及社会各界的高度重视，成为我国转变经济发展方式、实现可持续发展的重要推动力[ 1 ]。但中国社科院公布的《企业社会责任蓝皮书（2020）》中指出，2020年中国企业300强社会责任发展指数仅为36.0分，超四成企业社会责任发展指数低于20分，可见我国企业社会责任履行仍处于较低水平。长期以来企业对社会责任的理解存在一定误区，将法律合规性作为社会责任的活动范围，认为社会责任就是慈善公益，忽略了对环保、员工、社区以及其他利益相关者等的责任。但作为“逐利”的社会经济组织，企业只有积极主动承担起对客户、员工等众多利益相关者的社会责任，才能在瞬息万变的大环境中获得长远发展。目前，绝大多数研究成果认为社会责任履行可以给企业带来积极影响，如缓解融资约束[ 2 ]、建立比较优势、扩大品牌影响力、提升企业财务绩效，并且对企业可持续科学发展具有重要的战略性价值[ 3 ]。但也有学者认为社会责任履行侵占了企业资源，容易成为管理层进行盈余管理和推卸责任的工具[ 4 ]，违背了股东利益最大化原则。因此，企业社会责任履行有助于企业自身发展抑或加剧经营负担而产生消极影响，值得进一步讨论。
党的十九大报告指出全要素生产率是新发展理念的重要组成部分；二十大报告指出着力提高全要素生产率，并将其作为推动高质量发展这一重大主题内涵的任务之一。因此，全要素生产率作为衡量企业经营成果的综合性指标，促进其提升符合我国转变经济发展方式的趋势。但现有研究多以公司价值、企业绩效为落脚点，探讨企业社会责任履行的重要意义，少有研究从全要素生产率出发，分析企业社会责任履行的经济后果。基于此，本文聚焦社会责任履行经济后果，尝试理论分析与实证检验企业社会责任履行与企业全要素生产率之间的内在联系及二者间的作用机制，为推动企业全要素生产率提升提供实践路径与经验证据。
二、理论分析与研究假设
基于社会认同理论和信号传递理论，社会责任履行有助于企业获得竞争优势。企业积极履行社会责任在提升内部员工组织认同感、调动其工作积极性的同时，显着增强了对外部求职者的吸引力[ 5 ]，人力资源数量和质量的提升能够帮助企业获得创新所需要的知识储备，对全要素生产率提升产生积极影响。主动承担社会责任向外界传递了企业经营良好、有社会公德情怀的信号，为企业树立了良好形象，从而获得利益相关者认可。另外，企业通过披露社会责任报告减少了与利益相关者之间的信息不对称，有利于外部投资者掌握企业生产经营信息，增强投资信心，在一定程度上缓解企业面临的融资约束，保证企业有足够的金融资源开展业务活动[ 6 ]，进而有利于全要素生产率提升。从委托代理理论出发，主动承担社会责任有助于改善公司治理结构，减少委托代理问题，推动企业实现良性发展，促进全要素生产率提升。
基于以上分析，提出假设：
Ha：企业社会责任履行能够促进全要素生产率的提升。
企业社会责任履行势必会消耗内部资源，如提升员工福利、慈善捐赠等。而社会责任所占用的资源只有在一定程度上满足利益相关者需求时，才有可能产生收益，且当利益相关者对企业回报所产生的溢价能弥补社会责任的履行成本时，这种行为才能创造利润。有学者认为，在我国资本市场中，企业基于道德伦理对消费者所产生的影响较小，即社会责任履行所带来的品牌影响力和声誉提升可能很难弥补该行为的成本[ 7 ]。此外，这种“挤占效应”使得企业创新活动所依赖的资源被消耗，降低了创新活动的有效性，不利于提高企业核心竞争力，从而阻碍企业全要素生产率提升。从管理层自利角度出发，管理层可能会为保全自己的声誉，基于信息不对称而借用社会责任履行作为信息遮蔽的工具。如高层管理人员为了推卸责任，利用社会责任为自己创造“声誉保险机制”，过度依赖该机制会造成企业资源浪费，对企业运行效率产生负面影响，不利于全要素生产率的提升。
基于以上分析，提出假设：
Hb：企业社会责任履行不能促进全要素生产率的提升。
三、研究设计
（一）样本选择与数据来源
本文以2010—2020年沪深A股上市公司为研究对象，出于严谨性考虑，参照现有文献数据选择的方法对样本进行了筛选：首先，剔除ST、*ST类企业；其次，剔除主要变量数据缺失的企业；最后，对所有的连续变量进行上下1%Winsorize处理。最终得到样本观测值5 545个。其中，上市公司财务数据主要来源于CSMAR和Wind数据库，社会责任数据来自和讯网上市公司相关社会责任报告及年度报告专业评分。
（二）变量定义
1.被解释变量
选取全要素生产率（TFP）为被解释变量。现有研究对微观层面全要素生产率的衡量方法主要有OLS估计法、OP法、LP法和固定效应估计法。OLS法和固定效应法在衡量过程中存在一定的内生性问题，OP法的出现弥补了前两种方法的不足，但仍存在一定缺陷（如用中间投资作为替代变量时，会因样本中部分企业在某些年份未进行投资而导致样本被剔除），LP法则弥补了OP法的缺陷。本文借鉴鲁晓东和连玉君对全要素生产率的计算方法，分别采用OP法和LP法进行测算。LP法测算基本模型的被解释变量，OP法测算稳健性检验时的被解释变量。
2.解释变量
选取企业社会责任履行（CSR）作为解释变量，相关数据来源于和讯网企业社会责任数据库。和讯网从五个方面对企业社会责任履行情况进行了评估，并量化加总得到衡量企业社会责任履行的具体数值。
3.控制变量
借鉴现有文献，将企业规模（Size）、董事会规模（Scale）、董事会结构（Indep）、资产结构（Car）、盈利能力（Roe）、成长能力（Growth）、企业年龄（Age）、股权集中度（First）、高管持股（Regulator）作为控制变量。此外，模型还控制了年份（Year）和行业（Industry）效应。相关变量的测量方法如表1所示。
（三）研究模型
为验证企业社会责任履行对全要素生产率的影响，构建如下模型：
四、实证分析
（一）描述性统计
表2中，TFP的最大值为20.39，最小值为15.25，标准差为1.052，表明上市企业全要素生产率在不同年份、不同企业之间的差异明显。而CSR最小值为4.638，最大值为76.48，标准差为14.92，均值为26.48，表明我国企业社会责任履行情况参差不齐，从均值看仅有少数企业社会责任履行情况较好，绝大多数企业处于中低水平，这是由于我国企业社会责任发展还处于初级阶段。不同企业在规模、年龄、成长能力、盈利能力等方面呈现较大差异。均值为0.089、最大与最小值分别为0.329和0.003的Roe及均值为1.2、最大与最小值分别为5.342和0.231的Car反映出多数企业处于正常生产经营活动中且发展势头较好。
（二）回归分析
表3反映了利用模型分析企业社会责任履行对全要素生产率影响的回归结果。列（1）、列（2）是双向固定效应模型结果，列（3）、列（4）是控制了年度与行业的随机效应模型结果。从列（1）、列（3）回归结果看，CSR与TFP在1%的显着性水平正相关，回归系数均为0.006。列（2）、列（4）加入控制变量之后，CSR与TFP仍在1%显着性水平正相关，系数变为0.002与0.001，整体回归模型拟合程度较好。无论固定效应模型还是随机效应模型均表现为企业社会责任履行与全要素生产率显着正相关，说明社会责任履行能促进企业全要素生产率提升，即企业主动承担社会责任满足了诸多利益相关者的要求，在人才及资金等方面得到支持，为提升全要素生产率提供了良好的运营基础，Ha得到支持。同时，企业规模（Size）、资产结构（Car）、盈利能力（Roe）、成长能力（Growth）等与全要生产率显着正相关，说明规模较大、资产结构合理和盈利能力强的企业，技术、资金保障较强，有较好的发展环境，可以为提升全要素生产率提供基础保障。
（三）稳健性检验与内生性处理
1.稳健性检验
使用LP法测算全要素生产率时可能会忽略企业投资在生产率中发挥的作用，而OP法弥补了LP法的这一缺陷，因此，为保证上述回归结果的稳定性与科学性，采用OP法测算的全要素生产率代替基本回归中的被解释变量，进行稳健性检验。更换被解释变量之后，回归结果如表4列（1）所示，企业社会责任履行（CSR）对全要素生产率（TFP）的促进作用通过了5%的显着性水平检验，得到的结论与原模型保持一致，结果具有稳健性。
2.内生性问题处理
（1）滞后一期
企业社会责任履行与全要素生产率之间可能存在一定的双向因果关系，即企业全要素生产率越高，企业发展质量水平越高，因而企业越有能力主动承担社会责任，这种可能存在的双向因果关系造成一定的内生性问题。因此，本部分在回归分析中将解释变量分别进行了“t+1”“t+2”期处理，一定程度上缓解了二者之间的互逆影响，结果如表4列（2）和列（3）所示。当解释变量滞后一期时，其在1%显着性水平与被解释变量显着正相关；当解释变量滞后两期时，其对被解释变量产生正向影响，但未通过显着性检验，说明企业社会责任履行虽对全要素生产率的促进作用存在一定的滞后性，但滞后两期时这种促进作用不再明显。
（2）工具变量法
通过对解释变量进行滞后项模型估计，一定程度上缓解了双向因果引起的内生性问题。本文进一步运用工具变量法削弱内生性问题带来的影响。通过固定效应的离差变化解决遗漏变量问题后使用工具变量法。一是借鉴权小锋等[ 4 ]的做法，使用同行业其他企业社会责任均值（Csr_ind）作为工具变量；二是借鉴Lewbel[ 8 ]的研究，使用解释变量离差的三次方（Csr_dev）作为工具变量。通过理论分析，以上二者与企业社会责任履行具有较高的相关性，但与企业全要素生产率并不具有明显的关系。工具变量第一阶段结果如表4列（4）所示，工具变量与解释变量在1%显着性水平正相关，一定程度上表明工具变量的选取有效；第二阶段回归结果如表4列（5）所示，企业社会责任履行对全要素生产率的促进作用通过了1%的显着性水平检验。可以得出，在控制了可能存在的内生性问题之后，假设依然成立，即企业社会责任履行对全要素生产率的提升有显着促进作用。
五、进一步分析
（一）融资约束的中介作用
企业积极履行社会责任向外界传递了企业经营向好的信号，能够在一定程度上缓解企业与利益相关者的信息不对称，提升外部投资者对企业的了解程度，有助于增强投资者的投资信心，为企业获取更多的金融资源，降低其面临的融资约束程度，进而有利于企业全要素生产率的提升。因此，企业社会责任履行促进全要素生产率提升的过程中，融资约束可能起着一定中介作用。
为了检验融资约束对企业社会责任履行和全要素生产率关系的中介作用，采用温忠麟等的做法，在模型（1）的基础上构建模型（2）、模型（3）进行中介效应检验。
利用KZ指数来衡量融资约束程度，数值越高表明企业面临的融资困境越大，数据来源于CSMAR数据库。模型（1）中的社会责任履行与全要素生产率的系数？茁1显着为正，存在中介效应的基础。表5列（1）、列（2）汇报了融资约束在企业社会责任履行与全要素生产率关系中所起的中介作用结果，模型（2）中系数？琢1为-0.011，社会责任履行对融资约束的缓解作用通过1%的显着性水平检验。模型（3）中的？酌1、？酌2分别通过5%、1%的显着性水平检验，系数分别为0.001、-0.021，说明融资约束在解释变量与被解释变量之间存在部分中介效应，即企业社会责任履行可以在一定程度上缓解融资约束，而融资约束的缓解可以进一步促进企业全要素生产率的提升。
（二）环境不确定性的调节作用
环境不确定性是指企业管理层对外部环境的信息掌握不充分，对未来企业所处环境变化无法预测的一种状态。企业的生产经营活动是在一定的外部环境中进行的，其行为逻辑要随环境的变化而变化。一方面，环境不确定性在一定程度上可能促进企业创新投入，通过创新来应对因外界环境变化而对企业经营造成的影响，并且技术更新很大程度上有助于全要素生产率提升。另一方面，外部环境的变化使得企业原本稳定的营商环境遭到冲击，使得管理层无法及时回应利益相关者的诉求，企业为此需制定有效的竞争策略，加强营销投入[ 1 ]等以抵御外部风险冲击。但受到资源的限制，这种行为势必会侵占企业在社会责任履行方面的投入，从而削弱企业社会责任履行对全要素生产率提升的促进作用。
为检验环境不确定性对企业社会责任履行和全要素生产率关系的调节作用，在模型（1）的基础上加入环境不确定性变量及企业社会责任履行与环境不确定性的交互项（CSR×EU），构建模型（4）：
其中，环境不确定性（EU）借鉴申慧慧等的做法，以期末营业收入作为被解释变量，年度为解释变量，将OLS回归得到的残差作为非正常销售收入。再以企业过去5年非正常销售收入的标准差除以过去5年销售收入的平均值，得到未经行业调整的环境不确定性，以该结果除以行业中位数后的值作为环境不确定性的代理变量，即EU。
表5列（3）显示了环境不确定性对企业全要素生产率的影响。结果表明，加入环境不确定性变量后，社会责任履行与全要素生产率仍在1%的水平显着正相关。环境不确定性显着正向影响全要素生产率，即环境不确定性可能刺激企业为增强核心竞争力而进行创新等活动，有助于全要素生产率的提升。列（4）回归结果表明，环境不确定性与企业社会责任履行的交互项和全要素生产率在1%的显着性水平负相关，说明环境不确定性在企业社会责任履行与全要素生产率的关系中起负向调节作用，即环境不确定性弱化了企业社会责任履行对全要素生产率的促进作用，当企业面临的环境不确定性较高时，企业社会责任履行的动机减弱，更愿意将资源投入到创新等活动中，增强自身能力以应对风险。
（三）异质性讨论
为进一步讨论不同性质及行业差异下企业社会责任履行对全要素生产率的影响，本部分从产权异质性、行业异质性两方面进行影响差异分析。
1.产权异质性
在我国经济体制背景下，国有企业规模较大，拥有更多的资源，因而有着较高的融资优势，国有属性使其积极投身到社会公益中。相对于国有企业，非国有企业通常是在追求经济利益的基础上履行社会责任，追求的是自身利益最大化，而社会责任是间接目标，社会责任履行的目的性更强，由于缺乏来自制度的压力，其社会责任履行更加体现为自愿行为，这种行为对全要素生产率提升的促进效果可能更加明显。因此，本部分进行了分样本检验。在模型（1）中引入了产权属性虚拟变量Soe，Soe=1代表国有上市企业，Soe=0代表非国有上市企业。
根据表6列（1）、列（2）的回归结果，国有企业社会责任履行对全要素生产率的提升有促进作用，但并不显着；而非国有企业中二者的正相关关系通过1%显着性水平检验，且其系数值较大。由此可见，社会责任履行对全要素生产率提升的促进作用在非国有企业中更加明显。国有企业承担着经济、政治和社会责任，除了追求经济利益外，还需要履行社会职能，如解决地方就业、维持经济稳定发展等，其社会责任履行更多来源于制度压力；而非国有企业社会责任履行是基于成本收益原则做出的选择，因此经济效果更有可能高于国有企业。
2.行业异质性
当前我国经济转向高质量发展阶段，这就要求企业必须转变传统的粗放式发展模式，制定企业可持续发展战略。对于污染集中型企业而言，其更需积极履行社会责任来应对利益相关者的舆论批评，以降低来自社会公众的压力。但在企业有限的资源条件下，为转移利益相关者对企业污染治理的关注而更多地履行社会责任，这势必会侵占企业用以提升绩效的资源，且污染治理的成果需要高投入的保障和长时间的积累，短期内难以见效。相对清洁型企业，由于受到外界利益相关者压力较小，企业社会责任履行的效果更容易显现。因此，相较于污染集中型企业来说，相对清洁型企业的社会责任履行对全要素生产率提升的促进效果更加明显。
基于此，根据《上市公司环境信息披露指南》，将火电、钢铁、水泥、煤炭、冶金、化工、采矿业等16类行业定义为污染集中型行业，其余行业定义为相对清洁型行业。结合2012年证监会公布的《上市公司行业分类指引》设定虚拟变量，将属于污染集中型行业的企业Industry设定为1，其余企业的Industry设定为0。通过模型（1）进行分组回归，结果如表6列（3）、列（4）所示，污染集中型和相对清洁型企业社会责任履行与全要素生产率均在1%的水平显着正相关。但相对而言，清洁型企业的社会责任履行系数更大，这表明社会责任履行对全要素生产率的积极作用在相对清洁型企业中更加显着。
六、结论与启示
（一）研究结论
本文以我国沪深A股上市公司为例，研究企业社会责任履行与全要素生产率之间的关系，同时分析融资约束在二者之间所起的中介作用及环境不确定性对二者的调节作用，并考察了不同企业间二者关系的差异。研究发现：（1）企业社会责任履行对全要素生产率提升具有明显的促进作用，即企业社会责任履行程度越高，越有助于全要素生产率的提升，并且经稳健性与内生性检验后，二者的正向关系依然成立。（2）融资约束在二者之间起部分中介作用，即社会责任履行一定程度缓解了融资约束进而有助于全要素生产率的提升。（3）环境不确定性对二者的关系具有负向调节效应，即环境不确定性会弱化社会责任履行对全要素生产率的积极影响。（4）通过异质性分析发现，非国有、相对清洁型企业的社会责任履行对全要素生产率提升的促进作用更加显着。
（二）研究启示
基于研究结论得出的启示有：第一，虽然社会责任履行侵占了企业资源、加重了经营负担，但得到了利益相关者的认可，为提升企业竞争力提供了基础。因此，政府应尽快完善社会责任履行的相关法律法规，为企业积极践行社会责任提供有力的政策保障，从微观层面上为经济发展的转型升级赋能。第二，企业应在建立完善绩效评价体系时将社会责任绩效纳入其中，健全企业信息披露机制，积极向外界传递社会责任履行信息，减少与利益相关者的信息不对称，提升企业形象与声誉，增强投资者信心，一定程度上缓解融资约束，促进企业提升全要素生产率。第三，在面对环境不确定性时，企业高管应立足于长远利益，规避短视行为给企业带来的消极影响。当环境不确定性较低时，企业理应重视外部资源的积累，增加社会责任的投资，提高企业品牌影响力和美誉度。当环境不确定性较高时，企业可以适度减少社会责任的履行，转向创新等方面投资，以提高核心竞争力，进一步实现企业绩效的增长。第四，社会责任履行的经济效果受到产权异质性的影响，非国有企业社会责任表现更有利于全要素生产率的提升。因此，非国有企业应在均衡考虑所有利益相关者利益诉求的基础上，积极制定并实施社会责任战略。对于国有企业而言，需要进一步完善社会责任协作机制，推动企业社会责任发展，确保为经济高质量发展持续赋能。
【参考文献】
［1］ 崔登峰，邵伟.企业社会责任、营销能力与企业绩效：基于环境不确定性的调节［J］.经济与管理研究，2018，39（7）：134-144.
［2］ 卢佳友，张申.企业社会责任履行、媒体关注与融资约束［J］.会计之友，2021（10）：110-116.
［3］ 李姝，谢晓嫣.民营企业的社会责任、政治关联与债务融资：来自中国资本市场的经验证据［J］.南开管理评论，2014，17（6）：30-40，95.
［4］ 权小锋，吴世农，尹洪英.企业社会责任与股价崩盘风险：“价值利器”或“自利工具”？［J］.经济研究，2015，50（11）：49-64.
［5］ 陶欣欣，江轩宇，谢志华，等.社会责任履行影响企业劳动投资效率吗［J］.会计研究，2022（6）：120-133.
［6］ 张麟，王夏阳，陈宏辉，等.企业承担社会责任对求职者会产生吸引力吗：一项基于实验的实证研究［J］.南开管理评论，2017，20（5）：116-130.
［7］ 邓新明，田志龙，刘国华，等.中国情景下企业伦理行为的消费者响应研究［J］.中国软科学，2011（2）：132-153.
［8］ LEWBEL A.Constructing instruments for regressions with measurement error when no additional data are available，with an application to patents and R&D［J］.Econometrica：Journal of the Econometric Society，1997，65（5）：1201-1213.
