企業(yè)社會責(zé)任對企業(yè)價值影響的微觀作用機理
—基于效率效應(yīng)與信譽效應(yīng)的分析

■ 宋麗娟（華中科技大學(xué)經(jīng)濟學(xué)院 武漢 430074）

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企業(yè)社會責(zé)任對企業(yè)價值影響的微觀作用機理
—基于效率效應(yīng)與信譽效應(yīng)的分析

■ 宋麗娟（華中科技大學(xué)經(jīng)濟學(xué)院 武漢 430074）

內(nèi)容摘要：本文探討企業(yè)社會責(zé)任對企業(yè)價值影響的微觀作用機理。研究表明：企業(yè)社會責(zé)任能夠?qū)崿F(xiàn)價值創(chuàng)造，其核心機制在于效率效應(yīng)與信譽效應(yīng)。而其中信譽效應(yīng)占主導(dǎo)地位，企業(yè)社會責(zé)任創(chuàng)造企業(yè)價值的關(guān)鍵在于信譽效應(yīng)，同時企業(yè)所處的外部環(huán)境越完善、上市年限越短、規(guī)模越大、盈利水平越強及負(fù)債水平越低，企業(yè)履行社會責(zé)任的動機就越強。因此，不僅需要政策壓力迫使企業(yè)履行社會責(zé)任，更需要引導(dǎo)利益相關(guān)者更好地進行回應(yīng)，使企業(yè)社會責(zé)任行為更快轉(zhuǎn)化為信譽資本，從而使企業(yè)更主動地去踐行社會責(zé)任。

關(guān)鍵詞：企業(yè)社會責(zé)任 企業(yè)價值 效率效應(yīng) 信譽效應(yīng)

問題的提出

企業(yè)規(guī)模的擴大是造成人類活動對自然環(huán)境影響加深的關(guān)鍵因素。企業(yè)過快發(fā)展導(dǎo)致的資源消耗以及人類生存環(huán)境的惡化，加之不斷覺醒的公民意識，成為20世紀(jì)50年代以來企業(yè)社會責(zé)任研究開展并逐漸深入的外部誘因（邵君利，2009）。在企業(yè)社會責(zé)任投資和企業(yè)價值關(guān)系的研究中，工具性視角的存在使得兩者關(guān)系的深入探討更加具有現(xiàn)實意義，因為一旦企業(yè)社會責(zé)任投資不能帶來企業(yè)經(jīng)營表現(xiàn)上的改善，企業(yè)社會責(zé)任行為在長期內(nèi)將喪失可持續(xù)性（Inoue Y et al.，2011）。

在此背景下，探討企業(yè)社會責(zé)任與企業(yè)價值的關(guān)系成為研究領(lǐng)域的重要課題（Endrikat J et al.，2014）。其中，最本質(zhì)的問題是探究是否更強的企業(yè)社會責(zé)任能夠帶來更高的企業(yè)價值。反對社會責(zé)任的學(xué)者認(rèn)為，企業(yè)社會責(zé)任方面的投入會增加管理層的可支配資源，從而進一步加重代理問題（Brammer S.，2008）；同時，支持者則認(rèn)為企業(yè)社會責(zé)任的履行不僅可以成為競爭優(yōu)勢的重要組成部分（Porter M E et al.，2006），而且通過提升企業(yè)聲譽、消費者與雇員滿意度及強化組織承諾等，進而起到提升企業(yè)價值的重要作用（Peterson D K，2004；Brammer S et al.，2005；Luo X et al.，2006）。

盡管較多的研究從實證層面上證實了企業(yè)社會責(zé)任的履行會帶來企業(yè)價值的提升，但這種正項效應(yīng)結(jié)論并不具有確定性（Margolis J D et al.，2003；Godfrey P C et al.，2007）。當(dāng)前，關(guān)于企業(yè)社會責(zé)任與企業(yè)價值的研究有上百篇，然而研究的結(jié)論卻存在一定程度上的差異—企業(yè)社會責(zé)任履行會提升企業(yè)價值、降低企業(yè)價值以及兩者并不存在關(guān)聯(lián)性。這種不確定性的關(guān)系對于企業(yè)社會責(zé)任的研究在廣度與深度上的拓展造成了一定程度的阻礙（Mcwilliams A et al.，2000；Margolis J D et al.，2003）。

值得注意的是，雖然學(xué)者多從企業(yè)社會責(zé)任與企業(yè)價值的關(guān)系方面進行探討，但在企業(yè)社會責(zé)任通過何種微觀機制影響企業(yè)價值，并通過相應(yīng)的數(shù)據(jù)提供經(jīng)驗支撐等方面的研究依然不足。龍文濱與宋獻中（2013）給出了一個可能性的解釋，即企業(yè)通過社會責(zé)任方面的投資可以增強其信譽資本，從而得到利益相關(guān)者的支持。與之相關(guān)的觀點還包括衛(wèi)武（2012）從提升企業(yè)聲譽方面探討企業(yè)價值的改進；此外，鄧美貞與王琬青（2012）認(rèn)為企業(yè)效率的改進是企業(yè)價值改善的關(guān)鍵中介。不過遺憾的是，相關(guān)的研究并沒有提供關(guān)于企業(yè)社會責(zé)任對企業(yè)價值影響相對較為完整的中介機制，往往局限于對某一方面的探究，而忽略了對于相應(yīng)機制力量的對比與檢驗；同時，基于中國企業(yè)客觀數(shù)據(jù)的經(jīng)驗證據(jù)尚未提出。事實上，能夠描繪出企業(yè)社會責(zé)任對企業(yè)價值影響的機制并被經(jīng)驗證據(jù)所證明的理論目前并不存在（Wood D J，2010），而問題的關(guān)鍵在于，只有厘清了這些機制，才能為企業(yè)社會責(zé)任的履行提供一個可持續(xù)的基礎(chǔ)，這也正是本文研究的核心所在。

本文通過全面考察企業(yè)社會責(zé)任、企業(yè)效率、信譽資本累積與企業(yè)價值之間的關(guān)系，嘗試探討企業(yè)社會責(zé)任對企業(yè)價值影響的微觀機制。首先，本文利用SFA方法測度出中國上市公司企業(yè)效率，考慮到樣本自選擇可能帶來內(nèi)生性問題，采用Heckman方法對企業(yè)社會責(zé)任與企業(yè)效率的關(guān)系進行了實證檢驗，結(jié)果表明企業(yè)社會責(zé)任的履行確實可以提升企業(yè)效率；其次是在納入樣本自選擇問題的基礎(chǔ)上，檢驗了企業(yè)社會責(zé)任對企業(yè)價值的微觀影響機制，結(jié)果表明企業(yè)社會責(zé)任確實可以實現(xiàn)價值創(chuàng)造，途徑有二：一是通過企業(yè)內(nèi)部效率的改進，二是通過外部信譽資本的累積，并且在這兩種效應(yīng)中，信譽資本的累積占主導(dǎo)地位。

企業(yè)社會責(zé)任對企業(yè)價值的影響機制分析

（一）效率效應(yīng)

企業(yè)能否實現(xiàn)最優(yōu)的投入產(chǎn)出比是企業(yè)效率的本質(zhì)，而這正是企業(yè)核心競爭力與可持續(xù)發(fā)展的源泉（張曉嵐等，2007）。企業(yè)社會責(zé)任投資則是雇員滿足度、管理層約束及技術(shù)革新的重要所在，同時也會短期內(nèi)增加企業(yè)的投入成本，從而影響企業(yè)的效率，產(chǎn)生價值效應(yīng)，這就是企業(yè)社會責(zé)任的效率效應(yīng)。

企業(yè)社會責(zé)任的效率效應(yīng)決定了履行社會責(zé)任并維持較高投資水平的企業(yè)，比之無社會責(zé)任投資和低水平社會責(zé)任投資的企業(yè)，其行為更可能引起企業(yè)效率的波動。具體而言：在一個共同的制度環(huán)境下，企業(yè)通過社會責(zé)任履行可以引導(dǎo)企業(yè)內(nèi)部成員建立起共同的組織承諾和價值觀，從而帶來組織的團結(jié)與穩(wěn)定，進而提升企業(yè)的效率（Darnall N et al.，2008）；企業(yè)通過社會責(zé)任履行可以為利益相關(guān)者提供更多關(guān)于企業(yè)的信息，從而對管理層形成更大的約束，一定程度上緩解企業(yè)的“委托-代理”矛盾。如企業(yè)社會責(zé)任信息的披露可以給債權(quán)人、合作伙伴等外部利益相關(guān)者更多的非財務(wù)信息，從而有助于其提升對企業(yè)的判斷能力，降低信息不對稱的風(fēng)險，從而實現(xiàn)對企業(yè)管理層提供更多的約束（何賢杰等，2012）；此外，企業(yè)出于社會的期望，進行諸如設(shè)備革新方面的投資，以降低環(huán)境污染，也可以帶來企業(yè)效率的提升（鄧美貞等，2012）。

當(dāng)然，也有部分學(xué)者認(rèn)為企業(yè)在進行社會責(zé)任投資時會增加企業(yè)的投入成本，因而對企業(yè)的經(jīng)營帶來一定程度上負(fù)面的影響（李正，2006），同時企業(yè)也可能為了過分響應(yīng)利益相關(guān)者壓力造成對企業(yè)既定經(jīng)營目標(biāo)的偏離，而導(dǎo)致正常的企業(yè)運營受到阻礙，進而降低企業(yè)效率。

表1　變量定義及描述統(tǒng)計

表2　單因素均值及中位數(shù)檢驗

對企業(yè)社會責(zé)任的效率效應(yīng)進行檢驗是化解以上兩種截然相反論述爭執(zhí)的有效途徑，即通過實證檢驗的方式驗證企業(yè)社會責(zé)任究竟是正向提升企業(yè)效率，還是負(fù)向抑制企業(yè)效率？

（二）信譽效應(yīng)

利益相關(guān)者群體是在心目中建立起來的，通過對企業(yè)行為和表現(xiàn)進行判斷評價而形成的企業(yè)印象，即企業(yè)的信譽資本，可以影響企業(yè)的收益（Peloza J et al.，2011）。而企業(yè)社會責(zé)任投資作為一種異質(zhì)性行為可能帶來利益相關(guān)者更高的評價，從而影響企業(yè)的信譽水平，進而產(chǎn)生價值效應(yīng)，這就是企業(yè)社會責(zé)任的信譽效應(yīng)。

相比于無社會責(zé)任投資或低水平企業(yè)社會責(zé)任投資的企業(yè)，履行社會責(zé)任并維持較高投資水平的企業(yè)更可能是高信譽的企業(yè)。具體而言：企業(yè)在顧客方面進行社會責(zé)任投資，可以為企業(yè)在顧客群體中建立起更高的交易信譽資本，從而帶來顧客忠誠度、滿意度的提升，或降低其價格彈性，進而可能增加企業(yè)的銷量，或獲得更多的產(chǎn)品溢價，更有可能是二者效應(yīng)的疊加（Godfrey P C et al.，2009）；企業(yè)在投資者方面進行社會責(zé)任投資，不僅可以降低信息不對稱，緩解企業(yè)可能面臨的融資約束，更可以通過穩(wěn)定的投資者關(guān)系管理來維系好與投資者群體的關(guān)系，從而達到擴充融資對象及降低融資成本的效果（龍文濱等，2013）；企業(yè)在社區(qū)群體方面進行社會責(zé)任投資，尤其是此種社會責(zé)任行為往往出于規(guī)范性或自愿性的行為，當(dāng)此種行為被社區(qū)重復(fù)接收并進行累積后將會形成一種穩(wěn)定的道德信譽資本。此種資本雖然不能直接帶來收益，但可以在風(fēng)險事件發(fā)生時，扮演某種程度上的保險作用（Godfrey P C，2005）。

雖然大多數(shù)學(xué)者們肯定了企業(yè)社會責(zé)任的信譽效應(yīng)，但是其是否能發(fā)揮作用很大程度上取決于利益相關(guān)者對企業(yè)社會責(zé)任的回應(yīng)速度及力度（溫素彬等，2008），例如消費者對企業(yè)的社會責(zé)任投資回應(yīng)速度較快、力度較大時，則更可能影響消費者的購買行為，反之進行了社會責(zé)任投資的企業(yè)在企業(yè)價值表現(xiàn)方面不如未進行社會責(zé)任投資的企業(yè)，即企業(yè)社會責(zé)任信譽效應(yīng)可能存在一定程度上的滯后。因而，對這種滯后性的檢驗與探討也是本文對信譽效應(yīng)關(guān)注的關(guān)鍵點。

研究設(shè)計

本文的經(jīng)驗分析可以分為如下四個環(huán)節(jié)：一是運用隨機前沿分析（SFA）對各樣本企業(yè)的效率值進行估算；二是在控制其它變量的前提下，檢驗企業(yè)社會責(zé)任對企業(yè)效率的影響；三是在控制其它變量的前提下，檢驗效率效應(yīng)與信譽效應(yīng)是否同時存在；四是采用Bootstrap技術(shù)對效率效應(yīng)、信譽效應(yīng)的顯著性及力量差異進行檢驗。

（一）企業(yè)社會責(zé)任的度量

衡量企業(yè)社會責(zé)任的方法有很多，包括污染控制績效法、聲譽指數(shù)法及內(nèi)容分析法等。受限于中國企業(yè)數(shù)據(jù)的可得性，關(guān)于社會責(zé)任的度量較多采用內(nèi)容分析法（張兆國等，2013）。以潤靈環(huán)球責(zé)任評級（RKS）最具代表性，其立足于權(quán)威的社會責(zé)任標(biāo)準(zhǔn)ISO26000，從整體、內(nèi)容與技術(shù)三個層面對社會責(zé)任的履行水平進行度量，并依據(jù)行業(yè)的特殊性進行修正。從某種程度上來說較為適宜度量當(dāng)前中國企業(yè)社會責(zé)任履行狀況，并在相關(guān)研究中得到廣泛采用（曹亞勇等，2012）。為此，本文也采用這一慣例以潤靈環(huán)球的社會責(zé)任綜合得分作為中國企業(yè)社會責(zé)任履行狀況的代理變量，以Csr記。

表3　多元回歸結(jié)果

表4　企業(yè)社會責(zé)任的效率效應(yīng)與信譽效應(yīng)

（二）基于SFA的企業(yè)效率度量

本文采用Battese與Coelli（1992）提出的針對面板數(shù)據(jù)進行的前沿生產(chǎn)函數(shù)，即BC92模型以計算樣本企業(yè)各年的效率值。關(guān)于投入產(chǎn)出的相關(guān)指標(biāo)，本文參考孫兆斌（2006）及何楓與陳榮（2008）等相關(guān)研究，模型具體設(shè)定為：

Ta、Yg與Fy分別表示固定資產(chǎn)凈額的自然對數(shù)、員工總?cè)藬?shù)的自然對數(shù)及費用支出的自然對數(shù)，以作為企業(yè)的投入指標(biāo)；Y選用主營業(yè)務(wù)利潤的自然對數(shù)及凈利潤的自然對數(shù)作為產(chǎn)出指標(biāo)，下文分析中以主營業(yè)務(wù)利潤為主要回歸變量，而以凈利潤作為穩(wěn)健性分析變量，分別記為Te_zylr與Te_jlr。同時，針對產(chǎn)出變量中可能出現(xiàn)的負(fù)值情況，本文參照何楓與陳榮（2008）的研究將其自然對數(shù)選為0.1，以盡量保證有足夠的樣本量規(guī)模。

v服從標(biāo)準(zhǔn)正態(tài)分布，而u服從截斷型半正態(tài)分布，取值范圍大于等于0，且二者相互獨立；Te取值范圍為0到1，當(dāng)Te為1時則表示對應(yīng)公司在該時間點處于前沿面上，一般情況下其取值范圍均小于1，即處于非效率狀態(tài)。

（三）企業(yè)價值的度量

關(guān)于企業(yè)價值的度量本文使用研究中較多采用的Tobin's Q值作為代理，其代表市場價值與重置成本之間的比率，反應(yīng)的是市場對企業(yè)成長性的評價。其值越高，表明企業(yè)的成長水平越高，投資者更愿意對企業(yè)進行投資。然而，由于重置成本獲取的難度較大，加之少部分上市公司尚未完成股權(quán)分置改革，或者股權(quán)分置改革后增加的部分限售流通股的市場價值不易度量，使Tobin's Q的度量顯得相對較為復(fù)雜。為此本文采用夏立軍與方軼強（2005）的計算方法：

Tobin's Q=市場價值/重置成本=（每股價格×流通股份數(shù)+（總股數(shù)-流通股份數(shù)）×每股凈資產(chǎn)+負(fù)債賬面價值）/總資產(chǎn)

其中，每股價格以年末平均股價計，其它均為當(dāng)年年末數(shù)（連玉君等，2007）。

（四）模型檢驗

如果樣本的觀察值不是隨機選取的，將會導(dǎo)致出現(xiàn)樣本的內(nèi)生性問題，從而影響估計結(jié)果的性質(zhì)，即所謂的樣本選擇問題（Heckman J J，1979）。在企業(yè)社會責(zé)任的相關(guān)研究中，樣本的選擇性偏誤得到了極大的重視（Jo H et al.，2011），即某些變量既會對企業(yè)社會責(zé)任投資與否產(chǎn)生影響，同時對企業(yè)效率與企業(yè)價值產(chǎn)生影響，那么傳統(tǒng)的最小二乘法等方法僅對參與社會責(zé)任的企業(yè)進行回歸得到的結(jié)果很有可能是有偏差的?；诖?，本文采用Heckman兩階段對可能存在的樣本選擇性偏誤進行控制。具體而言：一是采用Probit對影響企業(yè)社會責(zé)任行為的因素進行檢驗，得到逆Mills值；二是將逆Mills值作為控制變量，檢驗企業(yè)社會責(zé)任是否對企業(yè)效率及企業(yè)價值產(chǎn)生影響。

關(guān)于企業(yè)社會責(zé)任影響因素、企業(yè)效率影響因素及企業(yè)價值影響因素方程中控制變量的選取，本文主要參考了李正（2006），周中勝、何德旭與李正（2012），孫兆斌（2006）及何楓與陳榮（2008）的研究成果。具體的模型設(shè)定形式如下：

本文通過將上市公司的注冊地劃分為東、中與西三個地區(qū)的方式探討外部環(huán)境的影響（連玉君等，2009）；此外，為了避免上市公司年限可能存在的時間趨勢，本文通過第33和66分位值為分界點將樣本公司分成三組，從而形成“成熟上市公司”、“中等上市公司”與“年輕上市公司”的分類。其它變量的具體定義方式如表1所示。

表5　穩(wěn)健性分析結(jié)果

若式（6）與式（7）中系數(shù)μ均顯著，則表明存在樣本的選擇性偏誤；若式（6）中的τ，式（7）中的λ及τλ均顯著，則表明企業(yè)社會責(zé)任的效率效應(yīng)存在；若式（7）中的κ顯著，則表明在控制了效率效應(yīng)后，企業(yè)社會責(zé)任的信譽效應(yīng)亦存在；若在滿足效率效應(yīng)與信譽效應(yīng)均存在的情況下，本文還需要檢驗κ-τλ是否顯著異于0，即效率效應(yīng)與信譽效應(yīng)力量大小的檢驗。值得注意的是，τλ與κ-τλ并無明確的標(biāo)準(zhǔn)誤差，本文采用Bootstrap技術(shù)抽樣1000次得到。

（五）樣本選擇和數(shù)據(jù)來源

本文選擇2008-2012年的中國上市公司作為初選樣本。并對這些公司執(zhí)行如下的篩選過程：選取2008年1月1日前上市且僅發(fā)行A股的上市公司 ；剔除金融類上市公司及經(jīng)過特殊處理（ST/ PT）的上市公司；剔除事實上資不抵債的上市公司，即負(fù)債率已經(jīng)高于100%的上市公司；為了避免發(fā)生兼并重組的影響，剔除資產(chǎn)成長率及銷售成長率增長大于100%的上市公司；剔除相關(guān)數(shù)據(jù)不全的上市公司。從而共篩選出由1220個公司共5年構(gòu)成的非平衡面板，共計5859個樣本。其中，履行社會責(zé)任的樣本數(shù)為1831，未履行社會責(zé)任的樣本數(shù)為4028。同時，為了克服離群值的影響，本文采用“Winsorize”命令處理1%離群值。本文所有數(shù)據(jù)處理和模型估計工作均采用STATA13.0完成。

關(guān)于企業(yè)社會責(zé)任的數(shù)據(jù)來源于RKS數(shù)據(jù)庫，其它財務(wù)數(shù)據(jù)均根據(jù)CSMAR數(shù)據(jù)庫整理得到。表1列示了主要變量的基本統(tǒng)計量和計算方法。僅有31%的樣本在2008-2012年間至少履行過一次社會責(zé)任，有超過69%的樣本未履行過社會責(zé)任；在履行社會責(zé)任的樣本中平均得分僅為31.7915分（3.4592以e為底取指數(shù)得到），遠未達到60分的及格水平。這進一步表明不僅需要對影響企業(yè)社會責(zé)任行為的因素進行探究，更需要對企業(yè)社會責(zé)任與企業(yè)價值的關(guān)系及對應(yīng)的微觀傳導(dǎo)機制做出回答，以促使企業(yè)更為主動的踐行社會責(zé)任。

實證分析

（一）單因素分析

在正式進行回歸分析之前，本文按照企業(yè)是否參與社會責(zé)任進行分組對單因素的均值及中位數(shù)進行了統(tǒng)計檢驗，如表2所示。

就企業(yè)社會責(zé)任行為的影響因素而言，企業(yè)所在地區(qū)、企業(yè)是否為重污染行業(yè)、企業(yè)上市年限、企業(yè)規(guī)模及盈利水平均對企業(yè)社會責(zé)任投資決策產(chǎn)生影響，而與企業(yè)負(fù)債率似乎沒有直接關(guān)系；就企業(yè)社會責(zé)任對企業(yè)效率及企業(yè)價值的影響而言，履行企業(yè)社會責(zé)任的企業(yè)都是企業(yè)效率較高的企業(yè)，而企業(yè)價值的差異雖然為正，但其均值差異并未通過統(tǒng)計檢驗。這表明企業(yè)履行社會責(zé)任與否對企業(yè)價值并無影響，因而需要通過Heckman兩步法糾正樣本選擇性偏誤，進而較為精確的估計出企業(yè)社會責(zé)任對企業(yè)價值的影響。

（二）回歸檢驗分析

本文分別對企業(yè)社會責(zé)任行為影響因素，企業(yè)社會責(zé)任對企業(yè)效率的影響及企業(yè)社會責(zé)任對企業(yè)價值的影響機制進行了回歸分析，結(jié)果如表3所示。

1.企業(yè)社會責(zé)任影響因素。從外部環(huán)境看，東部地區(qū)的企業(yè)最傾向于履行社會責(zé)任，中部次之，而西部最差，這與周中勝、何德旭與李正（2012）的研究類似，即外部壓力越大，企業(yè)越有動力履行社會責(zé)任；重污染行業(yè)屬性也呈現(xiàn)出類似的結(jié)論，這主要是由于重污染行業(yè)受到的政策監(jiān)管與輿論壓力更強，因而其或被動或主動的進行社會責(zé)任投資（李正，2006）；此外，年份效應(yīng)的檢驗結(jié)果也顯示出履行社會責(zé)任的企業(yè)越來越多。

從上市時間看，企業(yè)處于成熟上市階段時比較不傾向于履行社會責(zé)任，而中等與年輕的上市公司更傾向于履行社會責(zé)任，這可能是由于此類公司更希望通過社會責(zé)任行為增強公司的可見性（Udayasankar K，2008）；企業(yè)的規(guī)模越大，盈利能力越強，其越傾向于履行社會責(zé)任，這符合冗余資源假說（賈興平，2014）；此外，企業(yè)的負(fù)債水平對企業(yè)社會責(zé)任的影響顯著為負(fù)，而單因素分析的結(jié)果并不顯著，這主要是由于單因素分析時沒有控制其它變量的影響，而這一結(jié)果進一步表明當(dāng)企業(yè)面臨較大的還款壓力時，其在社會責(zé)任方面的可用資源就會減少，甚至不進行社會責(zé)任投資（Brammer S et al.，2005）。

2.企業(yè)社會責(zé)任與企業(yè)效率。在企業(yè)效率的方程中，Lamda的系數(shù)在1%的水平上高度顯著表明確實存在樣本選擇性偏誤，本文通過Heckman兩步法進行回歸，是較為合理的。

企業(yè)社會責(zé)任的回歸系數(shù)為0.0336，且在1%的水平上高度顯著，表明企業(yè)社會責(zé)任的履行確實會帶來企業(yè)效率的提升，即企業(yè)社會責(zé)任履行引起的雇員滿足度提升、管理層約束及技術(shù)革新的收益，比企業(yè)社會責(zé)任引起的投入增加及可能的經(jīng)驗?zāi)繕?biāo)偏離成本大。這也表明了企業(yè)社會責(zé)任效率效應(yīng)的τ值有了經(jīng)驗證據(jù)支持，具體效率效應(yīng)存在與否還需要進行下一步的檢驗；從控制變量的影響看，企業(yè)規(guī)模對企業(yè)效率的影響顯著為負(fù)，而其它因素則正向促進企業(yè)效率的提高，但股權(quán)集中度水平的影響僅在10%的水平上顯著。

3.企業(yè)社會責(zé)任與企業(yè)價值的機制檢驗。在企業(yè)價值的方程中，Lamda的系數(shù)在1%的水平上高度顯著表明確實存在樣本選擇性偏誤，本文通過Heckman兩步法進行回歸，是較為合理的。

如前所述，系數(shù)κ與λ的顯著性是該方程的關(guān)鍵。首先，企業(yè)效率對企業(yè)價值的系數(shù)λ為1.2955，且通過了1%水平下的顯著性檢驗，這進一步為效率效應(yīng)的存在提供了經(jīng)驗證據(jù)，然而τλ的顯著性在上述方程中，并無法給出明確的經(jīng)驗證據(jù)，還有待于進行Bootstrap分析；其次，在控制了效率效應(yīng)的影響后，信譽效應(yīng)的系數(shù)κ為0.2220且通過了5%水平下的顯著性檢驗，這表明外部利益相關(guān)者的回應(yīng)在本文選取的一年內(nèi)并不存在時滯。同時，也可以粗略的認(rèn)為企業(yè)社會責(zé)任可以實現(xiàn)價值創(chuàng)造，因為τ與λ均為正，其乘積也一定為正，只是可能與0無統(tǒng)計學(xué)差異；最后，企業(yè)規(guī)模與負(fù)債率會降低企業(yè)的價值，但是股權(quán)集中度則有助于提升企業(yè)價值。

4.效率效應(yīng)與信譽效應(yīng)力量對比。雖然，κ的顯著性可以由企業(yè)價值方程給出，但為了保證結(jié)果的可比性，對κ、τλ與κ-τλ的顯著性，均通過Bootstrap技術(shù)給出。具體的設(shè)置如下：種子數(shù)設(shè)置為12345，抽樣的次數(shù)限定為1000次。具體的效應(yīng)檢驗結(jié)果如表4所示。

從表4可以看出，Bootstrap估計系數(shù)κ的t值為2.3650，比較接近于企業(yè)價值方程中估計出的2.2909，表明該方法是較為可行的。就效率效應(yīng)的值而言，其為0.0435，且通過了1%水平的顯著性檢驗；信譽效應(yīng)的值為0.2220，也通過了1%水平的顯著性檢驗；同時，信譽效應(yīng)占總效應(yīng)的比重約為84%，而效率效應(yīng)占總效應(yīng)的比重約為16%，且二者的差異通過了5%水平的顯著性檢驗。

（三）穩(wěn)健性檢驗

1.企業(yè)社會責(zé)任影響因素的再探討。如前所述，本文考慮到外部環(huán)境變量數(shù)據(jù)更新相對較為緩慢，通過將上市公司注冊地劃分為東、中、西三個地區(qū)的方式來進行處理。本文運用上市公司注冊地人均真實GDP的自然對數(shù)方式作為外部環(huán)境的替代變量，這種選擇主要基于兩個方面：一是，外部制度環(huán)境與經(jīng)濟增長具有極強的相關(guān)性（樊綱等，2011），而這相對于企業(yè)的行為而言是一種外生變量，因而比較合適作為制度環(huán)境的替代變量；二是，相關(guān)經(jīng)驗研究也表明經(jīng)濟增長水平對企業(yè)社會責(zé)任行為具有重要影響（黎文靖，2013）。

出于篇幅考慮，回歸結(jié)果5中僅列示出相關(guān)核心變量的估計結(jié)果及效率效應(yīng)與信譽效應(yīng)的值。從表5的估計結(jié)果可以看出，樣本自選擇偏誤依然存在，需要通過Heckman兩步法進行糾正；效率效應(yīng)與信譽效應(yīng)均存在，分別占比為13%與87%，且信譽效應(yīng)的主導(dǎo)地位也在5%水平上顯著。

2.企業(yè)效率的再度量。如前所述，本文在度量企業(yè)效率時分別選用了主營業(yè)務(wù)利潤與凈利潤兩個產(chǎn)出變量，并以Te_ zylr為回歸的主變量，而以Te_jlr為穩(wěn)健性分析的變量。

從表5的估計結(jié)果可以看出，樣本自選擇偏誤在1%的水平上顯著，需要通過Heckman兩步法進行糾正；回歸結(jié)果仍然表明企業(yè)社會責(zé)任可以實現(xiàn)價值創(chuàng)造，且效率效應(yīng)與信譽效應(yīng)均存在，并通過了1%的水平的顯著性檢驗，二者分別占比為13%與87%，同時信譽效應(yīng)的主導(dǎo)地位也在5%水平上顯著。

結(jié)論與啟示

無論是企業(yè)被動響應(yīng)利益相關(guān)者的壓力，還是出于提升競爭優(yōu)勢的考量，一個不容忽視的事實是企業(yè)的責(zé)任時代已經(jīng)來臨。然而，企業(yè)社會責(zé)任投資一旦降低企業(yè)價值，將喪失可持續(xù)的基礎(chǔ)。出于對此方面的考慮，關(guān)于企業(yè)社會責(zé)任與企業(yè)價值關(guān)系的研究屢見不鮮。但相關(guān)研究不僅沒有對企業(yè)社會責(zé)任是否影響企業(yè)價值給出明確的答案，更缺乏對應(yīng)機制的完整闡釋，并提供經(jīng)驗證據(jù)支持。企業(yè)社會責(zé)任應(yīng)通過效率效應(yīng)與信譽效應(yīng)影響企業(yè)的價值，履行社會責(zé)任并維持較高投資水平的企業(yè)，比之無社會責(zé)任投資和低水平社會責(zé)任投資的企業(yè)，其行為更可能引起企業(yè)效率的波動，進而對企業(yè)的價值產(chǎn)生影響；同時，履行社會責(zé)任的企業(yè)更可能帶來利益相關(guān)者更高的評價，從而影響企業(yè)信譽的水平，進而產(chǎn)生價值效應(yīng)。

本文運用2008-2012年中國A股上市公司的數(shù)據(jù)進行了實證檢驗。一是運用隨機前沿分析（SFA）對各樣本企業(yè)的效率值進行估算；二是在控制其它變量的前提下，運用Heckman兩步法對樣本選擇性偏誤進行糾正，直接檢驗企業(yè)社會責(zé)任對企業(yè)效率的影響，發(fā)現(xiàn)高社會責(zé)任投資的企業(yè)確實是企業(yè)效率更高的企業(yè)；三是在控制其它變量的前提下，運用Heckman兩步法對樣本選擇性偏誤進行糾正，檢驗效率效應(yīng)與信譽效應(yīng)是否同時存在，發(fā)現(xiàn)企業(yè)社會責(zé)任確實可以實現(xiàn)價值創(chuàng)造，高企業(yè)社會責(zé)任投資的企業(yè)確實擁有更高的企業(yè)信譽資本；四是采用Bootstrap技術(shù)對效率效應(yīng)、信譽效應(yīng)的顯著性及力量差異進行檢驗，結(jié)果表明無論是效率效應(yīng)，還是信譽效應(yīng)均存在，但信譽效應(yīng)扮演著更為重要的角色。同時，本文還對企業(yè)社會責(zé)任行為的影響因素進行了探討，結(jié)果表明企業(yè)所處的外部環(huán)境越完善、上市年限越短、規(guī)模越大、盈利水平越強及負(fù)債水平越低，企業(yè)履行社會責(zé)任的動機就越強。

本文的結(jié)論有助于強化對企業(yè)社會責(zé)任的認(rèn)識，尤其是協(xié)調(diào)好企業(yè)社會責(zé)任履行與企業(yè)價值之間的關(guān)系。企業(yè)社會責(zé)任可以實現(xiàn)價值創(chuàng)造，但企業(yè)價值創(chuàng)造中有84%左右是依托于信譽效應(yīng)提升的。因而，對于政府而言，雖然法規(guī)政策壓力可以迫使企業(yè)履行社會責(zé)任，但是如果在形成壓力的同時，可以進一步引導(dǎo)外部利益相關(guān)方更好地回應(yīng)企業(yè)社會責(zé)任的表現(xiàn)，那么就可以使企業(yè)更有動力去履行企業(yè)社會責(zé)任；對于企業(yè)而言，需要根據(jù)外部環(huán)境、自身規(guī)模、盈利能力及負(fù)債水平確定對應(yīng)的企業(yè)社會責(zé)任戰(zhàn)略，在踐行社會責(zé)任的同時注重與外部利益相關(guān)者進行協(xié)調(diào)，降低信譽效應(yīng)可能的滯后性，進而實現(xiàn)企業(yè)與利益相關(guān)者的和諧共贏。

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