企業(yè)社會責任對風險承擔和價值的影響

陸 靜，徐 傳

(1. 重慶大學 經(jīng)濟與工商管理學院，重慶 400044; 2. 北京大學 匯豐商學院，廣東 深圳 518055)

在現(xiàn)代社會中，企業(yè)是最活躍的經(jīng)濟主體之一。根據(jù)公司治理的相關理論，企業(yè)的最終目的是為股東創(chuàng)造價值。然而，企業(yè)并非社會中孤立的經(jīng)濟細胞，它的許多活動都具有外部性。例如，企業(yè)在獲取經(jīng)營利潤的過程中，也要繳納稅收、支付員工薪酬等，這些都構成了企業(yè)承擔社會責任的部分?！捌髽I(yè)社會責任”(Corporate Social Responsibility，CSR)最早于1924年由Sheldon[1]提出。Sheldon認為，公司應該將自身的社會責任與公司經(jīng)營者滿足消費者需求的各種責任聯(lián)系起來；企業(yè)社會責任還含有道德因素，公司對社區(qū)的服務有利于增進社區(qū)福利。隨著經(jīng)濟發(fā)展，人們對于企業(yè)社會責任不斷加深的認識使很多公司愈發(fā)關注自己在社會中的形象和角色，全球范圍內(nèi)將企業(yè)社會責任努力融合在其商業(yè)活動中的公司數(shù)量也不斷增加[2]。國外最早從20世紀70年代開始公布社會責任報告，國際上影響力較大的企業(yè)社會責任報告標準是全球報告倡議組織(Global Reporting Initiative，簡稱GRI)發(fā)布的。2016年10月19日，GRI公布了首個可持續(xù)發(fā)展報告的國際標準GRI Standards，這個標準將于2018年7月1日取代過去的G4指南。中國深圳市在2007年5月發(fā)布了《關于進一步推進企業(yè)履行社會責任的意見》，之后國家還推出一系列企業(yè)社會責任的標準如《中國企業(yè)社會責任報告編寫指南》《關于國有企業(yè)更好履行社會責任的指導意見》等。在這個歷史大背景和未來新趨勢的推動下，企業(yè)社會責任逐漸成為一個對公司和公眾來說都非常重要的研究對象。

企業(yè)社會責任對公司有著重要的影響。在資本支出方面，Renneboog等[3]認為企業(yè)社會責任是否被資本市場所定價仍然是一個開放的問題。Kempf和Osthoff[4]直接檢驗了企業(yè)社會責任對公司權益資本支出的影響，采用1991—2004年的數(shù)據(jù)說明投資者可以在不損失他們?nèi)谫Y表現(xiàn)的情況下實現(xiàn)他們的社會責任目標。Ghoul等[5]發(fā)現(xiàn)企業(yè)社會責任高的公司可以獲得較便宜的股權資本，支持了相關文獻中企業(yè)社會責任實踐會增加公司價值、減少風險的論斷。在雇員吸引方面，Dutton等[6]發(fā)現(xiàn)職工和應聘者更加偏好那些對環(huán)境、社團友好并有著較高產(chǎn)品質(zhì)量的公司。Backhaus等[7]發(fā)現(xiàn)企業(yè)社會責任在應聘者挑選工作中起著重要的作用。資本支出、雇員等問題大都與公司價值及公司風險承擔水平有著緊密的聯(lián)系，而且企業(yè)社會責任對公司的財務指標和價值的影響會隨著研究樣本和方法的改變發(fā)生變化?，F(xiàn)有研究更多地針對歐美發(fā)達市場，國內(nèi)研究也僅僅圍繞某一行業(yè)或者某一上市公司開展。因此，以中國上市公司為對象，研究企業(yè)社會責任對公司價值和風險承擔的影響有著重要意義，對公司有著現(xiàn)實的指導價值，還能為中國企業(yè)社會責任的發(fā)展和研究作出一定貢獻。

本文的安排如下：第一部分是文獻回顧；第二部分是研究設計，構建了研究模型、企業(yè)社會責任變量、風險承擔變量、公司價值變量以及其他控制變量；第三部分是實證分析；第四部分是穩(wěn)健性檢驗；最后是結論。

一、文獻回顧

(一)企業(yè)社會責任

Sheldon[1]較早提出企業(yè)社會責任的概念。20世紀50年代人們更多地把社會責任看作是企業(yè)家與商人的價值觀而非公司的特質(zhì)[8]。事實上，Carroll[8]不僅追溯了20世紀50年代開始的企業(yè)社會責任建設的演變，他還指出，在20世紀60、70年代，企業(yè)社會責任建設不斷擴大。20世紀80年代，實證研究增多，替代主題開始成熟。這些替代主題包括公司社會績效、利益相關者理論和商業(yè)倫理理論等。Dahlsrud[9]指出，關于企業(yè)社會責任的定義多達37個。他通過對現(xiàn)有CSR定義的內(nèi)容分析，制定了CSR的五個維度，發(fā)現(xiàn)這些定義在很大程度上是一致的。因此他指出，企業(yè)社會責任的定義并非討論的關鍵，關鍵在于企業(yè)社會責任在特定環(huán)境下的社會構建。

至于企業(yè)社會責任對公司價值的影響，學術界有著不同的觀點。許多研究發(fā)現(xiàn)企業(yè)社會責任可以增加公司價值，如Robinson等[10]通過詢問可持續(xù)發(fā)展指數(shù)成員是否已經(jīng)產(chǎn)生價值，探討了企業(yè)可持續(xù)性、聲譽和公司價值之間的關系。他們指出加入道瓊斯可持續(xù)發(fā)展指數(shù)(DJSI)會導致公司股價永久性上漲，這表明被納入DJSI的利益超過與申請相關的成本。Roberts和Dowling[11]發(fā)現(xiàn)企業(yè)社會責任可以提高公司聲譽，并以此減少公司成本、提高價值。他們發(fā)現(xiàn)具有較好聲譽的公司能夠更好地維持持續(xù)的盈利能力，這證實了聲譽和財務績效之間存在積極的關系。

然而，也有一些研究發(fā)現(xiàn)企業(yè)社會責任并不一定增加公司的價值，以財務績效為例，Margolis等[12]對過去251份相關文獻進行薈萃分析，發(fā)現(xiàn)企業(yè)社會責任與財務績效呈正相關但影響不大，過去10年的106個項目影響更小。同時，他們進行敏感性分析，以確定該關系是否會在特定條件下被加強，但除了部分公司財務績效被誤導外，許多偶然事件并不會造成影響。Nelling和Webb[13]研究了企業(yè)社會責任與財務績效之間的因果關系。他們發(fā)現(xiàn)，當使用傳統(tǒng)計量模型時，這兩個變量似乎存在相關性，但當使用時間序列固定效應模型時，企業(yè)社會責任和財務績效之間的關系卻弱得多。

相比于國外研究，國內(nèi)開展企業(yè)社會責任的研究較晚。中國學者對企業(yè)社會責任的研究始于20世紀末期。華惠毅[14]在1985年首次提出“企業(yè)社會責任”概念。另外，沈禹鈞[15]在《西方企業(yè)對社會責任的認識和履行》一文中也提到企業(yè)社會責任并指出企業(yè)行為的三種模式。在1990年，袁家方[16]對企業(yè)社會責任提出了如下定義：企業(yè)社會責任是企業(yè)在考慮自身生存與發(fā)展的同時，為了維護國家、社會和人們的根本利益，對社會需求和社會中存在的各種問題，企業(yè)應承擔的義務。吳祖明和陳國昌[17]在建立中國企業(yè)社會責任會計的構想中提出建立社會責任會計核算體系的重要性。陳承和王宗軍[18]提出企業(yè)社會責任是指企業(yè)通過價值分配來滿足股東利益和需求，并以增進社會總體福利和保證企業(yè)持續(xù)發(fā)展為目的的管理行為。

在企業(yè)社會責任對公司價值的影響上，國內(nèi)學者也得出了不同的結論。陳玉清和馬麗麗[19]基于利益相關者理論構建了社會責任貢獻的指標體系，用來揭示上市公司對社會責任的真實貢獻程度，并通過實證方式得出了企業(yè)社會責任與公司價值相關性不強的結論。而林漢川等[20]、龍文濱和宋獻中[21]則從不同的角度，在理論上得出了公司承擔社會責任能夠增加公司價值的結論。

(二)企業(yè)社會責任對風險承擔的影響

在企業(yè)社會責任與風險的關系上，Ayadi等[22]研究了企業(yè)社會責任與管理者風險承擔之間的關系，以及影響這一關聯(lián)的治理結構差異，并利用美國上市公司的樣本，發(fā)現(xiàn)較高企業(yè)社會責任的公司表現(xiàn)出更高的風險承擔水平。Erhemjamts等[23]考察了企業(yè)社會責任的決定因素及其對企業(yè)投資政策、組織策略和績效的影響，發(fā)現(xiàn)以資本支出為投資政策的代理變量與企業(yè)社會責任呈正相關，而且有著較低的風險承擔水平。

Harjoto和Laksmana[24]研究了風險承擔的兩個方面，認為企業(yè)社會責任是一種減少公司偏離最優(yōu)風險承擔水平的有效機制。他們假設企業(yè)社會責任是減少偏離最佳風險承擔的控制機制，因此企業(yè)社會責任既限制了過度的風險承擔，又降低了過度的風險規(guī)避。他們使用五項企業(yè)風險評估方法對1998年至2011年期間的1 718家美國公司進行分析，發(fā)現(xiàn)較強的企業(yè)社會責任與較低的風險承受水平相關。同時，通過研究企業(yè)社會責任對企業(yè)價值影響的機制以及企業(yè)社會責任對風險承擔的影響，他們發(fā)現(xiàn)了企業(yè)社會責任對公司價值之間的正向間接影響。因此，他們認為企業(yè)社會責任與公司價值呈正相關，企業(yè)社會責任會降低風險承擔水平。

而在企業(yè)社會責任對風險承擔的影響上，國內(nèi)研究非常少，劉傳俊和楊希[25]分析了滬深300指數(shù)2012—2014年的公司樣本，構造了5個利益相關者指標進行多元回歸，指出企業(yè)社會責任與風險承擔水平正相關。曹亞勇等[26]以RKS指標作為社會責任變量，基于2009年至2010年的社會責任報告，研究了社會責任信息披露對投資效率的影響，發(fā)現(xiàn)社會責任信息披露與投資效率正相關，與過度投資呈現(xiàn)負相關。

(三)評述

企業(yè)社會責任對公司價值的影響尚未得到統(tǒng)一的定論。在國外的研究中，大多數(shù)學者采用KLD數(shù)據(jù)庫中的指標進行分析，這在比較成熟的歐美市場來說較為方便，數(shù)據(jù)容易獲取，樣本量也比較大。此外，國外學者探究了企業(yè)社會責任通過何種途徑影響公司價值，其中Dhaliwal等[27]認為企業(yè)社會責任可以降低資本成本，進而提高公司價值；Sun和Cui[28]認為企業(yè)社會責任可以通過降低非系統(tǒng)風險來提高公司價值。

在經(jīng)濟發(fā)展水平較高的發(fā)達市場，企業(yè)社會責任對公司價值和風險承擔的作用較為明顯，但對于中國這樣起步較晚而且企業(yè)社會責任近年來才被重視的新興市場，企業(yè)社會責任所反映的可能是一個弱勢的市場，其對公司價值和風險承擔的作用仍然有待探討，而且國內(nèi)的一些研究較多地是以某一行業(yè)或者年限較短的樣本進行分析，所以有必要采用大樣本來研究企業(yè)社會責任對公司價值和風險承擔的影響。

此外，現(xiàn)有研究很少考慮企業(yè)社會責任與公司價值和風險承擔之間的內(nèi)生性問題，大多直接以企業(yè)社會責任作為自變量探討其對公司其他變量的影響，而且也沒有對企業(yè)社會責任、公司價值與公司風險承擔水平內(nèi)在機制進行討論，沒有進行合理的穩(wěn)健性分析，導致結論并不太一致，所以深入挖掘它們的內(nèi)在機制并進行穩(wěn)健性分析是很有必要的。

(四)研究假設

企業(yè)社會責任是利益相關者理論的重要體現(xiàn)，是公司治理的重要維度，其對公司本身有著較為積極的影響。根據(jù)團隊生產(chǎn)理論可知，公司生產(chǎn)所需要的資源不是簡單相加，也不是為一個群體所有，所以要照顧不同群體的利益，依此才能獲取更多的資源。當企業(yè)照顧到其他利益相關者時，就能較高效地得到并整合所需要的資源，加快生產(chǎn)和成長，從而增加企業(yè)的價值。

企業(yè)經(jīng)營活動會有一定的風險，這里的風險主要指絕對量的風險，意為企業(yè)進行相關投融資或者經(jīng)營活動所產(chǎn)生的總體風險；風險承擔指的是相對量的風險，意為企業(yè)超出或者低于最優(yōu)風險水平的那部分風險，也即風險減去最優(yōu)風險水平的值，這對企業(yè)來說是一種潛在的不良因素。如果企業(yè)承擔過多的風險，也即風險承擔遠大于零，那么公司處于過多的風險之中就有更大的概率發(fā)生諸如破產(chǎn)等不利事件；如果企業(yè)承擔過少的風險，根據(jù)公司對股東利益最優(yōu)化的理論，公司管理層可能存在代理問題，因為過于保守的管理模式相對來說為股東帶來較低的利益，而管理層則有可能從中獲利，比如減少被收購的風險等。在本文中，同時考慮這兩種情況，將其超過或者低于最優(yōu)風險水平的部分取絕對值作為風險承擔變量。但是，企業(yè)社會責任通過考慮各方面利益，可以將公司引導至最優(yōu)的成長路徑中，因此在一定程度上可以消除風險承擔的存在。同時，風險承擔與企業(yè)社會責任也會對公司價值產(chǎn)生一個共同的耦合作用，在企業(yè)社會責任一定的情況下，較低的風險承擔可能更有利于公司價值的增加?；谝陨戏治觯覀兲岢鋈缦录僭O。

假設一：企業(yè)社會責任對風險承擔具有負相關的作用，即企業(yè)社會責任是一種減少公司偏離最優(yōu)風險水平的有效機制。較高的企業(yè)社會責任能夠?qū)⒐镜娘L險承擔水平保持在最佳水平上。

假設二：企業(yè)社會責任對公司價值具有正相關的作用，即企業(yè)社會責任越高，公司越有能力協(xié)調(diào)各利益相關方的利益，從而提高資源利用效率，提升公司價值。

假設三：企業(yè)社會責任和風險承擔對公司價值具有交互影響，企業(yè)社會責任可以通過風險承擔進一步加強對公司價值的影響，即企業(yè)社會責任通過影響公司風險承擔水平，使其維持在最佳水平上，進一步影響公司價值的高低，即企業(yè)社會責任越高，風險承擔水平越接近最佳水平也即其值越小，公司價值也越高。

二、研究設計

(一)模型設定

本文研究模型的總體框架分為三個部分。

首先計算風險承擔變量，關于風險承擔變量在上文中已有說明。風險變量指的是絕對量的風險，意為企業(yè)進行相關投融資或者經(jīng)營活動所產(chǎn)生的總體風險。本文的風險變量包括CEX(資本支出風險變量)、AEX(收購支出風險變量)、SROA(資產(chǎn)收益率標準差風險變量)。風險承擔指的是相對量的風險，意為企業(yè)超出或者低于最優(yōu)風險水平的那部分風險也即實際風險減去最優(yōu)風險水平的差值，在本文中，我們同時考慮這兩種情況，將其超過或者低于最優(yōu)風險水平的部分取絕對值作為風險承擔變量。

資本支出指的是每年公司資本性的支出，如果公司資本支出過高，則代表公司用于投資項目所承擔的風險可能偏高，資本支出過低則代表公司用于投資項目所承擔的風險可能偏低。收購支出指的是每年公司進行收購其他公司所產(chǎn)生的費用，收購支出過高，則代表公司用于收購其他公司所承擔的風險可能偏高，收購支出過低則代表公司用于收購其他公司所承擔的風險可能偏低。近五年資產(chǎn)收益率(ROA)的標準差衡量了公司會計收益率的波動性，如果公司對資產(chǎn)收益率波動性有較大的容忍度，也就是說當資產(chǎn)收益率的波動性很大的時候，公司仍然沒有采取具體措施，就代表公司承擔著較大的風險水平。

我們借鑒并改進了Bargeron等[29]的模型，用公司特征變量和宏觀變量對公司風險變量進行回歸，其模型具體表達如下：

CEXi,t=α10+α11SHreturnt+α12GDPGTHt+α13LEBITi,t-1+α14MBRi,t-1+α15LDEBTi,t-1+u1i,t(1)

AEXi,t=α20+α21SHreturnt+α22GDPGTHt+α23LEBITi,t-1+α24MBRi,t-1+α25LDEBTi,t-1+u2i,t(2)

SROAi,t=α30+α31SHreturnt+α32GDPGTHt+α33LEBITi,t-1+α34MBRi,t-1+α35LDEBTi,t-1+u3i,t(3)

其中CEXi,t代表i公司第t年的資本支出，AEXi,t代表i公司第t年的收購支出，SROAi,t代表i公司第t-4到t年的資產(chǎn)收益率(ROA)的標準差，SHreturnt代表第t年上證綜合指數(shù)的年收益率，GDPGTHt代表第t年國內(nèi)生產(chǎn)總值的增長率，LEBITi,t-1代表i公司第t-1年的息稅前利率與總資產(chǎn)之比，MBRi,t-1代表i公司第t-1年市場賬面價值之比，LDEBTi,t-1代表i公司第t-1年總負債與總資產(chǎn)之比，u1i,t、u2i,t、u3i,t分別代表3個回歸方程的殘差項。

通過上述回歸來計算風險承擔變量，也就是將上述風險變量回歸后所得殘差取絕對值分別作為資本支出、收購支出、5年ROA標準差衡量的公司風險偏離最佳水平的差值，即有：

RESI-CEX=|u1i,t|

(4)

RESI-AEX=|u2i,t|

(5)

RESI-ROA=|u3i,t|

(6)

RESI-CEX為資本支出風險變量回歸后殘差的絕對值，RESI-AEX為收購支出風險變量回歸后殘差的絕對值，RESI-ROA為ROA波動風險變量回歸后殘差的絕對值。回歸結果如表1所示。

表1 風險承擔變量回歸結果

注：*、**、***分別為10%、5%、1%顯著性，括號內(nèi)為t值

表1的結果與Bargeron等[29]較為相近。在上述回歸之后，分別提取回歸之后的殘差項，然后對其取絕對值，作為風險承擔變量也即偏離最佳風險承擔水平的差值，殘差項的值越大，說明風險承擔水平越高，殘差項的值越小，說明風險承擔水平越低。因此，在對殘差項取絕對值之后，風險承擔變量越大，說明偏離最佳風險水平的程度越大。

其次，以潤靈公司2009—2015年社會責任報告中對各上市企業(yè)社會責任表現(xiàn)及社會責任報告所給評分為企業(yè)社會責任的代理變量，以托賓Q即公司市場價值和重置成本的比值為公司價值的代理變量，探討企業(yè)社會責任對偏離最佳風險水平差值的風險承擔變量和公司價值的影響。

(7)

(8)

(9)

(10)

其中，CSRSCOREi,t代表i公司第t年的社會責任總得分，CONTROLi,t代表i公司第t年的控制變量，ε1、ε2、ε3、ε4為4個回歸方程的殘差項，F(xiàn)irmValuei,t代表i公司第t年的公司價值。

最后，本文通過引入企業(yè)社會責任(CSRSCORE)和風險承擔變量(RESI)的交互項(interaction effect)來考慮風險承擔變量與企業(yè)社會責任交互之后對公司價值的影響。含有交互項的模型可以理解為因變量對解釋變量的偏效應或半彈性，交互項在考慮一個自變量情況下，另一個自變量對因變量的影響，也即交互影響，在有交互項的模型中須添加相應的自變量。交互項的使用也較為廣泛，比如Alex和Sudarshan[30]在研究信息來源對投資價格的敏感性分析中，引入國家和時間的交互項來研究其對投資的敏感性綜合影響。在本文中，我們引入交互項的原因是考慮到企業(yè)社會責任對公司價值影響的情況下，風險承擔變量是否會通過企業(yè)社會責任對公司價值產(chǎn)生交互的綜合影響，以此反映風險承擔是否成為企業(yè)社會責任對公司價值的影響路徑，具體模型如下：

FirmValuei,t=β0+δ1CSRSCOREi,t+β2RESIi,t,m+τCSRSCOREi,t×RESIi,t,m+

(11)

其中，CSRSCOREi,t代表i公司第t年的社會責任總得分，CONTROLi,t代表i公司第t年的控制變量，RESIi,t,m代表i公司第t年第m種風險承擔變量的值，εL為殘差。τ為CSRSCOREi,t×RESIi,t,m交互項的系數(shù)。

(二)企業(yè)社會責任變量

企業(yè)社會責任采用潤靈環(huán)球公司的評分為代理變量。潤靈環(huán)球責任評級是潤靈公益事業(yè)咨詢(RLCCW)公司自主研發(fā)的中國首個企業(yè)社會責任報告評級系統(tǒng)，也即MCTI2012評價體系。潤靈環(huán)球的社會責任評級中分別有M(整體性)、C(內(nèi)容性)、T(技術性)、I(行業(yè)性)以及總分。整體性指的是對企業(yè)社會責任戰(zhàn)略方面有效性、公司相關管理層治理有效性，以及各利益相關方對其評價等；內(nèi)容性指的是社會責任在對社區(qū)、環(huán)境、產(chǎn)品戰(zhàn)略，以及社會可持續(xù)發(fā)展等方面的評價；技術性指的是對內(nèi)容的相對平衡性、相關創(chuàng)新能力，以及是否按照相關行業(yè)規(guī)范的評價。潤靈公司的企業(yè)社會責任報告評級是直接對上市公司發(fā)布的社會責任報告進行量化評級分析，體現(xiàn)了上市公司的社會責任表現(xiàn)。

(三)其他變量

首先，本文需要控制經(jīng)理人的特征變量，比如經(jīng)理人的年齡(CEOAGE)、經(jīng)理人的性別(CEOMALE)，以及經(jīng)理人是否兼任董事(DIRCEO)。因為有文獻表明，這些變量會影響風險承擔和公司價值。在風險承擔方面，Serfling[31]認為經(jīng)理人的年齡會影響公司風險政策，而Faccio等[32]認為經(jīng)理人的性別會影響公司的風險承擔。在公司價值方面，Cline和Yore[33]表明這些經(jīng)理人特征變量會影響公司的價值。

其次，本文還控制了董事會特征變量，比如董事會平均年齡(DIRAGE)、董事會平均任期(DIRREN)、董事會中獨立董事的比率(INDDIR)等，因為Goldman和Rocholl[34]、Faleye[35]的研究表明，這些變量也會影響公司的風險承擔和價值。

最后還控制了已有文獻中與公司風險承擔有關的公司特征變量[36-37]，比如雇員數(shù)量(EMPLOY)、營業(yè)收入增長率(SALETH)和總資產(chǎn)(ASSET)等。

本文數(shù)據(jù)主要來自國泰安數(shù)據(jù)庫(CSMAR)、銳思數(shù)據(jù)庫(RESSET)、WIND數(shù)據(jù)庫等，具體變量定義如表2。

考慮到深圳證券交易所除了A股主板外，還有創(chuàng)業(yè)板和中小板，而后兩者有較多新興產(chǎn)業(yè)領域的公司，其對企業(yè)社會責任的參與度不夠深入，所以本文選擇2008—2015年上海證券交易所剔除ST公司后的上市公司為樣本，由于部分變量(如SROA)的需求，實際用到的樣本為2004—2015年的數(shù)據(jù)。

表2 變量定義及數(shù)據(jù)來源

三、實證分析

(一)描述性統(tǒng)計

從表3可以看到，風險變量CEX(資本支出與總資產(chǎn)之比)的平均值為0.05，而最大值也為0.55，說明資本支出與總資產(chǎn)之比在公司中普遍較高，較符合市場規(guī)律；風險變量AEX(收購支出與總資產(chǎn)之比)的平均值為0.64，而其最大值為364.46，說明不同公司之間的收購支出相差較大，甚至還有超過本身資產(chǎn)去收購其他公司的，這在市場上也有類似的情況，比如歷史上曾有KKR公司對其他公司進行高杠桿收購的行為；風險變量SROA(5年ROA的標準差)平均值為0.06，最大值為19.27，說明樣本公司的ROA波動還是比較大，從側(cè)面說明有些公司的風險承擔水平可能處于較高的水平。然后是各個風險變量超過最佳風險水平偏差的風險承擔變量的描述統(tǒng)計。RESI-CEX、RESI-AEX、RESI-ROA的平均值分別為0.03、1.35、0.07，最小值均為0，最大值則分別為0.49、361.15和19.15，說明收購支出普遍存在較高偏離最佳風險水平的行為，這也說明了收購行為本身就是一種比較偏離最佳風險水平的行為。而企業(yè)社會責任評分的相關變量，CSRSCORE(總分)的平均分為38.3，最小值11.69，最大值89.3，說明各公司之間的社會責任質(zhì)量還是有較大的差別，而且整個上證上市公司的企業(yè)社會責任表現(xiàn)并不是特別理想，與國內(nèi)企業(yè)社會責任起步不久有較大的關系，CSRM、CSRC、CSRT、CSRI的平均值分別是12.63、17.84、6.75和2.18，說明社會責任評分的小項中公司的表現(xiàn)也不是很突出，相對來說在報告內(nèi)容性方面較其他方面表現(xiàn)較好，但是總體的質(zhì)量仍然需要提升。

表3 主要變量的描述性統(tǒng)計

(二)相關分析

從表4可以看出，企業(yè)社會責任的總分CSRSCORE和小項得分CSRM、CSRC、CSRT、CSRI均有較大的相關性，這也說明評級分數(shù)在一定程度上是一致的，而且公司價值變量和評級分數(shù)有較大的相關性，和風險承擔變量RECI-CEX、RECI-AEX、RECI-ROA也有一定的相關性，同時風險承擔變量之間的相關性相對較弱，說明不同的風險承擔變量之間沒有較大的關聯(lián)，同時采用三種相對來說沒有太大關聯(lián)的變量能夠提高回歸分析結果的穩(wěn)健性。

從表5中可以看出，其他自變量以及控制變量在一定程度上還是有相關性的，比如GDPGTH(國內(nèi)生產(chǎn)總值的增長率)和大部分控制變量相關性較高，這也說明一個國家的生產(chǎn)總值能夠有效地影響市場和公司層面的變量，對SHreturn(上證綜合指數(shù)的收益率)、CEOAGE(經(jīng)理人年齡)、CEOMALE(經(jīng)理人性別)、DIRAGE(董事會董事平均年齡)、INDDIR(獨立董事比率)等管理層、董事會變量均有較大的相關性。而且董事會層面的變量之間也有較大的相關性。SALETH(營業(yè)收入增長率)則與LEBIT(息稅前利潤與總資產(chǎn)之比)、MBR(市場價值與賬面價值之比)有較大的相關性。

表4 企業(yè)社會責任(CSR)與因變量相關分析

注：*表示在5%及以上的水平顯著

表5 其他變量相關分析

注：*表示在5%及以上的水平顯著

(三)回歸分析

1.CSR對風險承擔的影響

對于企業(yè)社會責任與風險承擔變量的回歸，本文利用最小二乘法(OLS)方法并且采用兩維度(公司水平和年)聚類標準誤差[38]來提高回歸結果的穩(wěn)健性?；貧w結果如表6和表7所示。

表6 企業(yè)社會責任(CSR)與風險承擔變量的回歸結果

注：*、**、***分別為10%、5%、1%顯著性，括號內(nèi)為t值

從表6可以看出，CSRSCORE(企業(yè)社會責任變量)與RESI-CEX(資本支出代表的風險承擔變量)、RESI-AEX(收購支出代表的風險承擔變量)、RESI-ROA(ROA標準差代表的風險承擔變量)均呈負相關，而且分別在1%和5%水平上顯著，這個與Harjoto等[39]的實證分析結果一致，也說明本文的假設一成立，也即企業(yè)社會責任和偏離最佳風險承擔水平的程度呈負相關，也就是說企業(yè)社會責任是一種減少公司偏離最優(yōu)風險承擔水平的有效機制。較高的企業(yè)社會責任能夠?qū)⒐镜娘L險承擔水平保持在最佳水平上，根據(jù)利益相關方理論和資源依賴理論，這可能是因為良好的企業(yè)社會責任是以各利益相關方都能得到最好的利益分配為目標，包括股東和其他利益相關方，比如雇員或者消費者。當公司風險承擔水平偏離最佳水平的時候，企業(yè)社會責任作為一個補償性的因素使得資源在投資者和非投資者之間得到重新平衡?？紤]到公司資源的有限性，過度投資于風險水平較高的項目上可能會忽視非投資者的需要，這些非投資者反過來可能會使用他們的權利來限制公司得到他們控制的資源(比如雇員會由于較差的工作環(huán)境抵制勞動，客戶會由于較差的滿意度而不購買產(chǎn)品)。因此當公司風險承擔超過了最佳水平，企業(yè)社會責任會起到負向的調(diào)節(jié)作用。當風險承擔水平低于最優(yōu)水平時，關注企業(yè)社會責任的經(jīng)理人必須在不減少他們對非投資者責任的情況下增加風險性的投資。過度的風險規(guī)避會使得公司對股東有著較少的吸引力，他們就會限制對未來增長的資金供應。考慮到有限的資源，利益相關者管理要求經(jīng)理人關注那些同時滿足投資者和非投資者利益的項目。所以，企業(yè)社會責任是一種減少公司偏離最優(yōu)風險承擔水平的有效機制，假設一成立。

另外，從回歸結果還可以看出，企業(yè)社會責任評分每增加1%，分別可以減少0.03%的資本支出的風險承擔偏差，減少0.5%的收購支出的風險承擔偏差，以及減少0.06%的資產(chǎn)收益率(ROA)的風險承擔偏差。這里，企業(yè)社會責任調(diào)節(jié)ROA波動性的力度最大，收購支出次之，資本支出最小。

表7 企業(yè)社會責任小項得分對RESI-CEX的回歸分析

注：*、**、***分別為10%、5%、1%顯著性，括號內(nèi)為t值

接著，本文對企業(yè)社會責任評分中的每個小項，即整體性得分(CSRM)、內(nèi)容性得分(CSRC)、技術性得分(CSRT)、行業(yè)性得分(CSRI)分別對RESI-CEX、RESI-AEX、RESI-ROA進行回歸分析，探究每個小項的分數(shù)對風險承擔變量之間的關系。由于篇幅所限，這里僅報告了企業(yè)社會責任小項得分對RESI-CEX(資本支出所代表的偏離最佳風險水平的風險承擔變量)的回歸分析，表7中列(1)、列(2)、列(3)、列(4)分別是整體性、內(nèi)容性、技術性和行業(yè)性的回歸結果。從中可以發(fā)現(xiàn)整體性得分、內(nèi)容性得分、技術性得分分別在5%、5%、1%水平上與RESI-CEX變量顯著負相關，這與上述關于總分的回歸結果相吻合，只有行業(yè)性得分與風險承擔變量顯著性不高，可能是由于行業(yè)性得分在2010年才開始統(tǒng)計，所以有一些偏差。

表8 企業(yè)社會責任(CSR)對公司價值的回歸分析

注：*、**、***分別為10%、5%、1%顯著性，括號內(nèi)為t值

未報告的關于RESI-AEX的回歸結果表明，企業(yè)社會責任小項得分對RESI-AEX(收購支出所代表的偏離最佳風險水平的風險承擔變量)的回歸分析中發(fā)現(xiàn)內(nèi)容性得分、行業(yè)性得分分別在5%、1%水平上與RESI-AEX變量顯著負相關，這個與上述關于總分的回歸結果相吻合，只有技術性得分和整體性得分與風險承擔變量顯著性不高，可能是由收購支出的數(shù)據(jù)量較少引起的。但是其他兩個方面的得分仍然保持著結果的穩(wěn)健性。

未報告的關于RESI-ROA的回歸結果表明，企業(yè)社會責任小項得分對RESI-ROA(5年ROA標準差所代表的偏離最佳風險水平的風險承擔變量)的回歸分析發(fā)現(xiàn)整體性、內(nèi)容性得分、技術性得分、行業(yè)性得分分別在1%、1%、5%、1%水平上與RESI-ROA變量顯著負相關，這個與上述關于總分的回歸結果相吻合。尤其是行業(yè)性得分對風險承擔變量的影響較大，每一單位的行業(yè)性得分可以降低0.004 36單位的風險偏差。

2. CSR對公司價值的影響

從表8中可以看出，企業(yè)社會責任變量(CSRSCROE)在1%的水平上和公司價值變量TOBINQ顯著正相關，說明企業(yè)社會責任對公司價值具有正相關的作用，即企業(yè)社會責任越高，公司越有能力協(xié)調(diào)各利益相關方的利益，從而提高資源利用效率，提升公司價值，這個和本文的假設二是一致的。雖然相關學者在對企業(yè)社會責任的研究中大量地檢驗了企業(yè)社會責任和公司表現(xiàn)的關系，其結果為不確定性[40]，但是在中國這個市場上，以上交所公司為研究對象發(fā)現(xiàn)，企業(yè)社會責任對公司價值有著顯著的正相關，這與Margolis等[12]、Roberts和Dowling[11]等的結論相同。這可能是由于隨著市場和社會越來越關注企業(yè)社會責任的表現(xiàn)，比如消費者越來越偏好有著較好社會責任貢獻的公司，政府對承擔社會責任較多的公司也有著一系列優(yōu)惠政策，公司的規(guī)模和效益會隨著這些資源的獲取而變得更加有競爭力，因此相對某一領域其他承擔社會責任較少的公司來說有著更好的發(fā)展機會，因此公司的價值逐漸上升，進而股東對該公司的期望越來越高，可能投入更多的資金，在這種良性循環(huán)之下，公司價值逐漸上升。所以從某一層面來說，企業(yè)社會責任對公司價值有著促進作用，為此，假設二成立。

在對企業(yè)社會責任小項得分對公司價值回歸之后發(fā)現(xiàn)整體性、內(nèi)容性得分、技術性得分、行業(yè)性得分分別在1%、1%、1%、5%水平上與公司價值變量TOBINQ顯著正相關，這個與上述關于總分的回歸結果相吻合。說明各個小項的得分和總分有較好的一致性，從側(cè)面也檢驗了企業(yè)社會責任對公司價值正相關作用。

3.CSR的交互項分析

這里采用引入交互項分析針對中國上海證券交易所的上市公司，探究企業(yè)社會責任和風險承擔能否對公司價值有交互影響及其影響方向，也即研究本文的假設三。

從表9中可以看出，企業(yè)社會責任和風險承擔的交互項對公司價值的影響方向并不確定而且也并不顯著，說明企業(yè)社會責任并沒有通過風險承擔變量對公司價值產(chǎn)生進一步的影響，這與Harjoto和Laksmana[24]的結論并不一致，可能的原因有：(1)目前中國的上市公司所處的環(huán)境相比于國外來說并不是特別發(fā)達，在國外比如歐洲或者美國市場上某些規(guī)律和機制在國內(nèi)市場上并不完全適用，所以企業(yè)社會責任通過風險承擔對公司價值產(chǎn)生影響的機制沒有很好地體現(xiàn)在國內(nèi)市場上，因此會有表9的結果。(2)就國內(nèi)而言，企業(yè)社會責任的概念較晚才被人們所認知，很多上市公司的經(jīng)理人或者董事會成員沒有充分認識到企業(yè)社會責任對公司價值的影響，所以企業(yè)社會責任對公司價值的影響并沒有被充分地挖掘出來，因而并不能通過風險承擔來間接影響公司價值。(3)國內(nèi)上市公司以盈利為主要目的，自然而然也會以股東的利益為首要考慮點，所以很多時候往往風險較大的項目會產(chǎn)生較大的盈利和利潤，公司處于風險偏好的立場來投資和運營公司，所以偏離最佳風險水平的風險承擔變量并不能很好地起到傳導企業(yè)社會責任對公司價值的作用。

因此，對中國上交所上市公司而言，風險承擔并不是企業(yè)社會責任影響公司價值的間接途徑，假設三不成立。

四、穩(wěn)健性檢驗

(一)替換公司價值變量

上文中采用了TOBINQ作為公司價值的變量，這里采用其他可以衡量公司價值的變量來檢驗其和企業(yè)社會責任之間關系的穩(wěn)健性。本文使用銳思數(shù)據(jù)庫中公司價值(EV)來檢驗其穩(wěn)健性，公司價值一般可解釋為該企業(yè)預期自由現(xiàn)金流量以其加權平均資本成本為貼現(xiàn)率折現(xiàn)的現(xiàn)值。和前文一樣，在采取公司價值EV變量和企業(yè)社會責任總分的回歸分析的同時，分別與企業(yè)社會責任小項得分進行回歸，表10中列(1)、列(2)、列(3)、列(4)分別是整體性、內(nèi)容性、技術性和行業(yè)性的回歸結果。從中可以看出，CSRSCORE、CSRM、CSRC、CSRT分別在1%、1%、1%、1%水平上與公司價值EV顯著正相關，雖然CSRI與公司價值之間不顯著，但總體來說，企業(yè)社會責任與公司價值之間正相關，公司的社會責任表現(xiàn)好，公司價值逐漸上升，所以從某一層面看，企業(yè)社會責任對公司價值有著促進作用，因此本文的假設二的結論具有穩(wěn)健性。

(二)內(nèi)生性檢驗

在企業(yè)社會責任與對風險承擔和價值的影響研究中，可能存在一些內(nèi)生性問題，所以這里還進行了內(nèi)生性的檢驗。

表9 企業(yè)社會責任與風險承擔的交互項分析

注：*、**、***分別為10%、5%、1%顯著性，括號內(nèi)為t值

首先，本文使用滯后一年的企業(yè)社會責任指標而不是采用當年的企業(yè)社會責任指標。當年的企業(yè)社會責任對當年的公司管理風險承擔的決策有影響時，這些結果是否表現(xiàn)在接下來的年份中，即上一年度的企業(yè)社會責任是否對下一年度偏離最佳風險水平的偏差還有公司價值產(chǎn)生影響？這里保持控制變量和回歸方式不變?；貧w結果如表11所示。列(6)、(7)、(8)、(9)分別是LCSRSCORE(滯后一年的企業(yè)社會責任變量)和RESI-CEX(資本支出所代表的偏離最佳風險水平的風險承擔變量)、RESI-AEX(收購支出所代表的偏離最佳風險水平的風險承擔變量)、RESI-ROA(5年ROA標準差所代表的偏離最佳風險水平的風險承擔變量)、TOBINQ(公司價值)。從表中可以看出，除了收購支出，其余結果均和上述結果一致。LCSRCSORE在1%顯著性上與RESI-CEX、RESI-ROA顯著負相關，在1%顯著性上與TOBINQ顯著正相關，說明當年的企業(yè)社會責任對當年在資本支出和ROA波動的公司管理風險承擔的決策有影響時，這些結果會表現(xiàn)在接下來的年份中，而對收購支出的影響較小，可能的原因是收購支出并非每年都有，而且收購行為本身就不具有年度間的連續(xù)性，會依據(jù)公司本身的一些戰(zhàn)略行為而產(chǎn)生，所以上一年度的企業(yè)社會責任對下一年度的收購支出風險承擔決策影響較??；而當年的企業(yè)社會責任對下一年度的公司價值也具有相同的影響，更加顯示出企業(yè)社會責任對一家公司的重要性，承擔好當年的企業(yè)社會責任能夠有效增加公司下一年度的價值，使得公司發(fā)展更加具有連貫性。

表10 公司價值(EV)與企業(yè)社會責任的回歸分析結果

注：*、**、***分別為10%、5%、1%顯著性，括號內(nèi)為t值

表11 滯后一年的企業(yè)社會責任與風險承擔及價值回歸結果

注：*、**、***分別為10%、5%、1%顯著性，括號內(nèi)為t值

表12 兩階段回歸(2SLS)第一階段

注：*、**、***分別為10%、5%、1%顯著性，括號內(nèi)為t值

其次，考慮到企業(yè)社會責任變量與其他變量可能存在內(nèi)生性，在風險承擔變量方面，除了企業(yè)社會責任可以影響其偏離最佳風險水平之外，經(jīng)理人和董事會的特征變量可能會影響風險承擔相關的決策，因此會有內(nèi)生性存在的影響。鑒于此，我們采用了兩階段回歸(2SLS)來檢測，第一階段的回歸檢驗經(jīng)理人和董事會特征變量對企業(yè)社會責任的影響，第二階段檢驗企業(yè)社會責任對偏離最佳風險承擔水平的偏差的影響。相關回歸結果如表12、表13所示。從表中可以發(fā)現(xiàn)，雖然企業(yè)社會責任和經(jīng)理人及董事特征之間確實存在內(nèi)生性，但是企業(yè)社會責任對風險承擔偏差的影響仍然保持上述的結論，即企業(yè)社會責任與風險承擔距離最佳風險承擔水平的偏差呈顯著負相關，說明其是調(diào)節(jié)風險承擔朝著最佳水平發(fā)展的有效機制，假設一的結論穩(wěn)健。

表13 兩階段回歸(2SLS)第二階段

注：*、**、***分別為10%、5%、1%顯著性，括號內(nèi)為t值

最后，我們還采用行業(yè)分類的行業(yè)企業(yè)社會責任中位數(shù)作為工具變量(IV)來代表企業(yè)社會責任表現(xiàn)[40]，結果如表14所示。雖然RESI-AEX、RESI-ROA顯著性有所降低，但是企業(yè)社會責任仍然與RESI-CEX在1%水平上顯著負相關，企業(yè)社會責任仍然與TOBINQ在1%水平上顯著正相關，總體而言，上述結論是穩(wěn)健的。

表14 工具變量(IV)回歸結果

注：*、**、***分別為10%、5%、1%顯著性，括號內(nèi)為t值

(三) 剔除金融類公司

考慮到樣本數(shù)據(jù)中存在一些金融行業(yè)的公司，這些行業(yè)會由于有較高的風險承擔水平而被監(jiān)測，也會有一些監(jiān)管的措施和限制來控制過高的風險承擔，因此在排除了金融領域(比如銀行、保險和其他金融企業(yè))公司后再一次進行了回歸檢驗，結果如表15所示。從表15中看出，企業(yè)社會責任仍然分別在10%、5%、1%水平上與RESI-CEX、RESI-AEX、RESI-ROA顯著負相關，企業(yè)社會責任與TOBINQ在1%水平上顯著正相關，所以假設一、假設二的結論在排除金融行業(yè)類公司后穩(wěn)健。

表15 剔除金融行業(yè)樣本的回歸分析

注：*、**、***分別為10%、5%、1%顯著性，括號內(nèi)為t值

五、結論

首先，本文在Bargeron[29]模型的基礎上，根據(jù)中國的實際情況進行了修改和完善，經(jīng)過一系列的處理得到風險承擔變量作為衡量最優(yōu)風險承擔水平的代理變量；其次，采用潤靈公司2008—2015年的企業(yè)社會責任報告數(shù)據(jù)為企業(yè)社會責任的代理變量，對上述得到的風險承擔變量和公司價值變量進行計量分析，以此研究企業(yè)社會責任對二者的影響；最后，采用交互項來探究企業(yè)社會責任與公司價值、風險承擔內(nèi)在的聯(lián)系。本文發(fā)現(xiàn)：(1)企業(yè)社會責任和偏離最佳風險承擔水平的偏差(也即風險承擔)呈負相關；(2)企業(yè)社會責任對公司價值起到顯著的正向作用；(3)企業(yè)社會責任和風險承擔對公司價值的交互影響不確定，企業(yè)社會責任并沒有通過風險承擔變量對公司價值產(chǎn)生進一步影響。在經(jīng)過多種穩(wěn)健性檢驗之后，上述結論穩(wěn)健。