權(quán)衡視角下企業(yè)社會(huì)責(zé)任行為研究

陶 宇

(重慶科技學(xué)院,重慶 401331)

一、問題的提出

2008年以來，履行企業(yè)社會(huì)責(zé)任(Corporate Social Responsibility，簡稱CSR)在中國逐步受到重視，相應(yīng)的研究也方興未艾[1]。然而，企業(yè)社會(huì)責(zé)任的履行程度不僅總體水平偏低，且在企業(yè)間存在極大的異質(zhì)性[2]。因此，需要理清企業(yè)社會(huì)責(zé)任的驅(qū)動(dòng)機(jī)制，從而推動(dòng)企業(yè)與利益相關(guān)者實(shí)現(xiàn)和諧共贏。令人遺憾的是尚缺乏對(duì)當(dāng)前中國企業(yè)社會(huì)責(zé)任履行的系統(tǒng)完整解答，更多的研究則著力于企業(yè)社會(huì)責(zé)任的履行后果。

關(guān)于企業(yè)社會(huì)責(zé)任動(dòng)力機(jī)制的探究可以劃分為三類：利他性視角、工具性視角與制度性視角。利他性視角認(rèn)為企業(yè)的社會(huì)責(zé)任出自于企業(yè)家或企業(yè)組織的倫理，其進(jìn)行諸如慈善捐贈(zèng)等社會(huì)責(zé)任行為時(shí)不考慮經(jīng)濟(jì)效益[3]。工具性視角則將企業(yè)社會(huì)責(zé)任視作企業(yè)可選擇的戰(zhàn)略工具，通過提升利益相關(guān)者的滿足度來增加企業(yè)價(jià)值。因?yàn)槠髽I(yè)履行社會(huì)責(zé)任會(huì)消耗稀缺的企業(yè)資源，一旦其降低企業(yè)價(jià)值，那么企業(yè)社會(huì)責(zé)任的可持續(xù)性將會(huì)喪失[4]。事實(shí)上，企業(yè)踐行社會(huì)責(zé)任是由于其可以提升企業(yè)聲譽(yù)、消費(fèi)者與雇員滿意度及強(qiáng)化組織承諾等。制度性視角主要強(qiáng)調(diào)外部環(huán)境對(duì)企業(yè)的影響，即企業(yè)履行社會(huì)責(zé)任的主要?jiǎng)訖C(jī)是適應(yīng)外部環(huán)境的變化，如適應(yīng)公眾對(duì)環(huán)保的需求而采用綠色供應(yīng)鏈，進(jìn)而提升企業(yè)的合法性[5]。由于工具性視角與制度性視角均強(qiáng)調(diào)了資源的重要性，更貼近企業(yè)自身發(fā)展與利益相關(guān)者滿足之間的現(xiàn)實(shí)，因而通常以二者作為企業(yè)社會(huì)責(zé)任動(dòng)力機(jī)制的主要解釋理論。二者的主要區(qū)別在于：工具性視角主要突出了企業(yè)在社會(huì)責(zé)任履行中的主動(dòng)性，而制度性視角則主要認(rèn)為企業(yè)被動(dòng)適應(yīng)環(huán)境。

上述研究雖指出了企業(yè)社會(huì)責(zé)任履行的可能原因，但是仍然存在以下不足：(1)企業(yè)社會(huì)責(zé)任行為往往是若干動(dòng)力機(jī)制的疊加，而以往研究將工具性視角與制度性視角進(jìn)行割裂，片面強(qiáng)調(diào)其被動(dòng)回應(yīng)或主動(dòng)嵌入，不僅缺乏對(duì)相關(guān)理論進(jìn)行整合，更無法對(duì)企業(yè)社會(huì)責(zé)任水平的參差不齊進(jìn)行解答；(2)企業(yè)社會(huì)責(zé)任履行可能存在一個(gè)目標(biāo)值，如基于工具性視角對(duì)企業(yè)社會(huì)責(zé)任與企業(yè)價(jià)值間關(guān)系的研究表明企業(yè)社會(huì)責(zé)任的踐行水平只有達(dá)到某個(gè)臨界值后才會(huì)實(shí)現(xiàn)企業(yè)價(jià)值的最大化?？紤]到企業(yè)社會(huì)責(zé)任的臨界值難以被直接觀測(cè)，在相關(guān)文獻(xiàn)中一個(gè)通行的做法是用企業(yè)社會(huì)責(zé)任的真實(shí)值作為替代變量。但是，企業(yè)社會(huì)責(zé)任的理想水平與實(shí)際水平之間由于受調(diào)整成本等因素的影響會(huì)存在較大的差異，進(jìn)而導(dǎo)致嚴(yán)重的偏誤；(3)以往的研究往往采用靜態(tài)方式進(jìn)行研究，從而無法捕捉企業(yè)社會(huì)責(zé)任存在的動(dòng)態(tài)調(diào)整行為，事實(shí)上企業(yè)社會(huì)責(zé)任也與其他企業(yè)行為類似存在動(dòng)態(tài)調(diào)整，而且，風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度的差異性也可能導(dǎo)致調(diào)整存在非對(duì)稱性。

基于此，本文從權(quán)衡視角出發(fā)，采用動(dòng)態(tài)面板系統(tǒng)GMM對(duì)2008—2016年滬深A(yù)股上市公司中選取的7 011個(gè)樣本進(jìn)行企業(yè)社會(huì)責(zé)任行為研究。通過本文的研究，我們?cè)噲D回答如下三個(gè)問題：企業(yè)社會(huì)責(zé)任的權(quán)衡機(jī)制是什么？企業(yè)社會(huì)責(zé)任是否存在目標(biāo)值？如果存在目標(biāo)值，在社會(huì)責(zé)任投資高偏與低偏其目標(biāo)值時(shí)，其調(diào)整行為如何？

本文其余部分安排如下：第二部分為理論基礎(chǔ)與研究假設(shè)；第三部分為研究設(shè)計(jì)，包括動(dòng)態(tài)調(diào)整模型設(shè)定及其檢驗(yàn)方法，目標(biāo)社會(huì)責(zé)任的衡量等；第四部分為實(shí)證分析，包括企業(yè)社會(huì)責(zé)任目標(biāo)值是否存在及對(duì)應(yīng)的調(diào)整周期等；第五部分為結(jié)論與啟示。

二、理論基礎(chǔ)與研究假設(shè)

(一)企業(yè)社會(huì)責(zé)任行為的靜態(tài)權(quán)衡

企業(yè)的生存與發(fā)展是置于某種制度環(huán)境之下的，因而企業(yè)行為具有依從性、習(xí)慣性和權(quán)宜性。其最核心的理念是企業(yè)行為在社會(huì)結(jié)構(gòu)中應(yīng)該是合理或恰當(dāng)?shù)?，即所謂的“合法性”[6]。正是在這種合法性機(jī)制的作用下，來自規(guī)制、規(guī)范與社會(huì)認(rèn)知等制度環(huán)境的壓力使企業(yè)踐行社會(huì)責(zé)任，從而獲取“合法性”及企業(yè)所需要的資源。與之并行的視角是工具性考量，企業(yè)履行社會(huì)責(zé)任可以改善同利益相關(guān)者的關(guān)系[7]，如提升消費(fèi)者滿意度，并提升企業(yè)的聲譽(yù)[8]，以形成企業(yè)的競(jìng)爭優(yōu)勢(shì)，從而實(shí)現(xiàn)企業(yè)價(jià)值的提升，并在企業(yè)面臨危機(jī)時(shí)發(fā)揮類保險(xiǎn)作用。然而，企業(yè)社會(huì)責(zé)任的履行有一定的成本，如機(jī)會(huì)成本、管理成本等，同時(shí)企業(yè)社會(huì)責(zé)任方面的投入會(huì)引致管理層可支配資源的增加，在中國目前公司治理機(jī)制尚不完善的情況下會(huì)進(jìn)一步加重代理問題。

基于此，理性的企業(yè)必然會(huì)進(jìn)行成本—收益分析，以確定最優(yōu)的企業(yè)社會(huì)責(zé)任水平。具體看，企業(yè)基于外部環(huán)境與內(nèi)部特征，當(dāng)企業(yè)社會(huì)責(zé)任的邊際收益與邊際成本相等時(shí)即達(dá)到最優(yōu)，這是靜態(tài)權(quán)衡理論的基本思想。這一理論預(yù)期雖無直接經(jīng)驗(yàn)證據(jù)的支撐，但是基于工具性視角的相關(guān)研究卻為其提供了間接性支持。Trumpp與Guenther[9]的研究表明企業(yè)環(huán)境責(zé)任與企業(yè)價(jià)值呈現(xiàn)U型關(guān)系，當(dāng)企業(yè)環(huán)境責(zé)任處于低水平時(shí)，其資源消耗及代理沖突效應(yīng)占據(jù)主導(dǎo)，即降低企業(yè)價(jià)值，但當(dāng)企業(yè)環(huán)境責(zé)任履行水平較高時(shí)，其可以充當(dāng)企業(yè)的戰(zhàn)略工具，提升企業(yè)的合法性及獲取相應(yīng)的外部資源，從而提升企業(yè)價(jià)值。Barnett與Salomon[10]運(yùn)用利益相關(guān)者影響力理論(Stakeholder Influence Capacity，簡稱SIC)，對(duì)1998—2006年美國上市公司的數(shù)據(jù)進(jìn)行了實(shí)證研究，結(jié)果表明二者為U型，即中等的社會(huì)責(zé)任水平并不會(huì)比低等社會(huì)責(zé)任水平所帶來的收益更大，即企業(yè)應(yīng)該傾向于維持非中等水平的社會(huì)責(zé)任。

雖然相關(guān)基于發(fā)達(dá)國家的研究支持了靜態(tài)權(quán)衡理論，但處于新時(shí)代的中國市場(chǎng)是否也適用該理論，即是否存在企業(yè)社會(huì)責(zé)任的最優(yōu)值？基于此，本文提出如下假設(shè)。

假設(shè)1：中國企業(yè)社會(huì)責(zé)任履行過程中存在最優(yōu)值，企業(yè)會(huì)沿著該目標(biāo)值進(jìn)行調(diào)整。

(二)企業(yè)社會(huì)責(zé)任行為的動(dòng)態(tài)權(quán)衡

然而在具體的社會(huì)責(zé)任履行過程中，企業(yè)會(huì)由于資源的限制及風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度的偏好導(dǎo)致較難以實(shí)現(xiàn)最優(yōu)的水平，即與目標(biāo)值產(chǎn)生偏離。為此，企業(yè)需要采用增加或降低股利、利息、員工福利及公益性捐贈(zèng)支出，及提高或降低社會(huì)責(zé)任信息披露水平等手段進(jìn)行調(diào)整。但由于調(diào)整本身及調(diào)整過程均會(huì)消耗企業(yè)的稀缺資源，從而帶來調(diào)整成本，同時(shí)企業(yè)不同的風(fēng)險(xiǎn)偏好也會(huì)導(dǎo)致調(diào)整速度的差異。

顯然，與目標(biāo)值的偏離可能出現(xiàn)兩種情況：社會(huì)責(zé)任投資過度與社會(huì)責(zé)任投資不足。在不同情況下，企業(yè)朝向目標(biāo)值調(diào)整的成本會(huì)有極大的異質(zhì)性，同時(shí)也與企業(yè)對(duì)不同偏離狀態(tài)的風(fēng)險(xiǎn)偏好有關(guān)，進(jìn)而導(dǎo)致調(diào)整速度并非兩側(cè)對(duì)稱。具體看，當(dāng)企業(yè)將資源過多分配于利益相關(guān)者管理之上時(shí)，企業(yè)把握其他投資機(jī)會(huì)的能力就會(huì)明顯不足，從而在短期內(nèi)導(dǎo)致盈利能力下降，更因?yàn)樵谥袊卫頇C(jī)制不完善的前提下，進(jìn)一步加劇“委托—代理”矛盾。相較而言，過低的社會(huì)責(zé)任投資水平所帶來的成本則明顯不同。社會(huì)責(zé)任投資不足可能導(dǎo)致公司對(duì)外部制度環(huán)境響應(yīng)不足，更無法調(diào)動(dòng)起利益相關(guān)者的再回饋，從而導(dǎo)致其在競(jìng)爭過程中相較于高社會(huì)責(zé)任投資的公司處于相對(duì)劣勢(shì)，無法有效地獲取外部環(huán)境的支持。然而，中國整體的社會(huì)責(zé)任履行水平相對(duì)偏低，且利益相關(guān)者反饋的意愿和能力尚不足，過高的社會(huì)責(zé)任所帶來的收益遠(yuǎn)遠(yuǎn)無法彌補(bǔ)其對(duì)應(yīng)的成本[11]。從中國社科院經(jīng)濟(jì)學(xué)部企業(yè)社會(huì)責(zé)任研究中心發(fā)布的《中國企業(yè)社會(huì)責(zé)任藍(lán)皮書(2016)》看，2016年中國300強(qiáng)企業(yè)的社會(huì)責(zé)任指數(shù)僅為35.1分，雖較2009年的15.2分翻了一倍，但70%的企業(yè)仍然低于60分的及格線，整體上中國的企業(yè)社會(huì)責(zé)任尚處于起步階段[12]。對(duì)中國上市公司而言，相較于社會(huì)責(zé)任過度投資帶來的管理成本及代理成本增加，低社會(huì)責(zé)任投資水平帶來的負(fù)面影響則顯得微不足道，即上市公司在社會(huì)責(zé)任投資過度情況下的調(diào)整行為會(huì)更加積極。

基于此，本文提出如下假設(shè)，來驗(yàn)證中國企業(yè)社會(huì)責(zé)任實(shí)踐中是否存在動(dòng)態(tài)權(quán)衡。

假設(shè)2：中國企業(yè)社會(huì)責(zé)任高(上)偏時(shí)的調(diào)整速度明顯快于低(下)偏時(shí)的調(diào)整速度，具有明顯的非對(duì)稱特征。

三、研究設(shè)計(jì)

(一)動(dòng)態(tài)調(diào)整模型及檢驗(yàn)方法

基于前面的論述，本文運(yùn)用Nerlove提出的部分調(diào)整模型(又稱為存量調(diào)整模型)來對(duì)權(quán)衡視角下的企業(yè)社會(huì)責(zé)任調(diào)整行為進(jìn)行分析：

(1)

(2)

其中，ρ為常數(shù)項(xiàng)，xkit為影響社會(huì)責(zé)任的相關(guān)因素，ξi和θt分別為個(gè)體與時(shí)間效應(yīng)，νit為干擾項(xiàng)。將式(2)帶入式(1)，整理可得：

(3)

其中，α=ργ；δ0=1-γ；δk=γβk；ηi=γξi；λt=γθt；εit=γνit。同時(shí)，為了對(duì)比分析，本文還進(jìn)一步探討了對(duì)應(yīng)的靜態(tài)模型：

(4)

顯然，靜態(tài)模型假定企業(yè)社會(huì)責(zé)任行為不存在調(diào)整成本，公司可以時(shí)刻保證最優(yōu)的社會(huì)責(zé)任值，即調(diào)整系數(shù)γ=1，而這也是相關(guān)對(duì)社會(huì)責(zé)任影響因素進(jìn)行探討的常用模型。

因而，當(dāng)調(diào)整系數(shù)顯著異于0，且不為1時(shí)，則支持本文假設(shè)1關(guān)于企業(yè)社會(huì)責(zé)任行為靜態(tài)權(quán)衡的論述。

關(guān)于組間差異的檢驗(yàn)方法，本文采用Bootstrap技術(shù)進(jìn)行，以克服小樣本帶來的估計(jì)偏誤。具體步驟如下：(1)將樣本隨機(jī)等分為三等分，記為上偏、中偏與下偏組；(2)分別對(duì)上偏與下偏時(shí)的樣本進(jìn)行模型(3)的估計(jì)，以獲取對(duì)應(yīng)的系數(shù)差異；(3)重復(fù)進(jìn)行步驟(1)和(2)的過程，統(tǒng)計(jì)最終真實(shí)差異大于抽樣差異的概率，即實(shí)證p值。若該值在特定置信水平之下，則拒絕二者調(diào)整速度無差異的原假設(shè)。

(二)動(dòng)態(tài)面板模型的估計(jì)

值得注意的是，在本文的主模型(3)中，包含了被解釋變量的滯后一期CSRit-1，因而本文的估計(jì)是一個(gè)動(dòng)態(tài)估計(jì)過程。傳統(tǒng)的OLS與FE估計(jì)均沒有對(duì)內(nèi)生性進(jìn)行考慮，從而導(dǎo)致估計(jì)結(jié)果的非一致性。一階差分廣義矩估計(jì)方法(first-difference GMM)是解決該問題的一個(gè)可行思路，但是，由于該方法選用水平滯后項(xiàng)作為工具變量，會(huì)出現(xiàn)弱工具問題，因而文獻(xiàn)中常采用系統(tǒng)廣義矩估計(jì)方法(system GMM)。該方法由于利用了水平方程的相關(guān)信息，綜合了樣本更多的信息，因而可以有效克服弱工具問題?；诖?，本文選用系統(tǒng)廣義矩估計(jì)方法(system GMM)來處理內(nèi)生性問題，同時(shí)通過AR檢驗(yàn)及Sargan檢驗(yàn)對(duì)自相關(guān)及工具變量的合理性進(jìn)行檢驗(yàn)。

(三)企業(yè)社會(huì)責(zé)任的代理指標(biāo)

關(guān)于企業(yè)社會(huì)責(zé)任的度量方式，文獻(xiàn)中通常采用如下三種方式[注]當(dāng)然，也有部分研究采用慈善捐贈(zèng)或環(huán)境責(zé)任水平作為企業(yè)社會(huì)責(zé)任的代理指標(biāo)，但由于其沒有涵蓋到企業(yè)的各利益相關(guān)者，本文在此不將其單列。：(1)內(nèi)容分析法[15]；(2)借用某些機(jī)構(gòu)發(fā)布的社會(huì)責(zé)任排名，如KLD社會(huì)責(zé)任數(shù)據(jù)庫與潤靈環(huán)球責(zé)任評(píng)級(jí)等[16]；(3)采用由上海證券交易所2008年發(fā)布《關(guān)于加強(qiáng)上市公司社會(huì)責(zé)任承擔(dān)工作的通知》計(jì)算得出的每股社會(huì)責(zé)任貢獻(xiàn)值[17]。然而，考慮到中國社會(huì)責(zé)任尚處于起步階段，報(bào)告的真實(shí)性還有待于進(jìn)行檢驗(yàn)，如企業(yè)往往著重于其準(zhǔn)備做的，而是否進(jìn)行了投資值得懷疑，同時(shí)也缺乏令人信服和廣泛采用的社會(huì)責(zé)任機(jī)構(gòu)排名。基于此，本文利用每股社會(huì)責(zé)任貢獻(xiàn)值作為因變量，該指標(biāo)不僅涵蓋了企業(yè)對(duì)應(yīng)的利益相關(guān)者，同時(shí)利用相關(guān)財(cái)務(wù)信息保證了其真實(shí)可比性。其中，每股社會(huì)貢獻(xiàn)值=(凈利潤+所得稅費(fèi)用+營業(yè)稅金及附加+支付給職工以及為職工支付的現(xiàn)金+本期應(yīng)付職工薪酬-上期應(yīng)付職工薪酬+財(cái)務(wù)費(fèi)用+捐贈(zèng)-排污費(fèi)及清理費(fèi))/期初和期末總股數(shù)的平均值。

(四)目標(biāo)社會(huì)責(zé)任值的衡量

本文通過權(quán)衡理論及前期相關(guān)研究來確定式(2)中用以擬合社會(huì)責(zé)任目標(biāo)值的相關(guān)變量。首先，外部制度環(huán)境會(huì)對(duì)企業(yè)產(chǎn)生壓力，迫使企業(yè)履行社會(huì)責(zé)任，以獲取合法性。關(guān)于制度環(huán)境的常用指標(biāo)是市場(chǎng)化指數(shù)，但由于該指標(biāo)在樣本期間內(nèi)多年未更新，導(dǎo)致樣本缺失。同時(shí)，通過平均值等方法補(bǔ)全后容易導(dǎo)致其變化不足以與公司個(gè)體效應(yīng)貢獻(xiàn)相匹配，因而選取人均真實(shí)GDP來度量，這主要是考慮到經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的提升不僅會(huì)通過公眾壓力等途徑影響企業(yè)社會(huì)責(zé)任水平，更是由于其與制度環(huán)境存在極強(qiáng)的相關(guān)性[18]。其次，無論是制度性視角，抑或是工具性視角的企業(yè)社會(huì)責(zé)任投資都需要企業(yè)資源進(jìn)行匹配，并與企業(yè)治理結(jié)構(gòu)相關(guān)聯(lián)[19]。因而，相關(guān)文獻(xiàn)中還包括了企業(yè)規(guī)模、財(cái)務(wù)杠桿、企業(yè)治理結(jié)構(gòu)、盈利能力等變量。最后，企業(yè)特質(zhì)(如行業(yè)歸屬、企業(yè)文化及管理層的風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度等)及時(shí)間推移也會(huì)對(duì)企業(yè)社會(huì)責(zé)任行為產(chǎn)生影響，因而在式(2)中加入了虛擬變量ξi和θt，加以控制。

(五)樣本選取與數(shù)據(jù)來源

本文的初始樣本為2008—2016年[注]之所以選取2008—2016年的樣本數(shù)據(jù)，是因?yàn)?008年通常被視作中國企業(yè)社會(huì)責(zé)任的元年。所有的A股上市公司[注]因?yàn)锳股與B、H股面臨的市場(chǎng)監(jiān)管環(huán)境不一樣，進(jìn)而對(duì)企業(yè)的社會(huì)責(zé)任行為產(chǎn)生影響，因而本文僅選取A股上市公司以剔除市場(chǎng)監(jiān)管環(huán)境帶來的影響。，同時(shí)遵循通行的做法剔除了金融類、ST/PT類、兼并重組類、事實(shí)上資不抵債及存在缺失數(shù)據(jù)的上市公司。同時(shí)，考慮到動(dòng)態(tài)權(quán)衡理論檢驗(yàn)要求樣本在各年內(nèi)平衡分布，從而篩選出由779個(gè)上市公司共9年構(gòu)成的平衡面板，共計(jì)7 011個(gè)樣本。

本文所有財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)均根據(jù)CSMAR數(shù)據(jù)庫整理得到，GDP數(shù)據(jù)根據(jù)歷年中國統(tǒng)計(jì)年鑒整理得到。表1列示了主要變量的基本統(tǒng)計(jì)量和計(jì)算方法。平均而言，中國上市公司的每股社會(huì)責(zé)任貢獻(xiàn)值為1.227 3元，但值得注意的是，每股社會(huì)責(zé)任貢獻(xiàn)值的標(biāo)準(zhǔn)差較大，最大值與最小值之間的差距為3.223 7元，表明社會(huì)責(zé)任的履行水平參差不齊。這些都從側(cè)面驗(yàn)證了本文從靜態(tài)權(quán)衡與動(dòng)態(tài)權(quán)衡兩個(gè)層面對(duì)企業(yè)社會(huì)責(zé)任行為進(jìn)行研究的必要性及科學(xué)性。

表1 變量定義及描述統(tǒng)計(jì)

資料來源：根據(jù)CSMAR數(shù)據(jù)庫整理及歷年中國統(tǒng)計(jì)年鑒整理得到

四、實(shí)證分析

(一)單因素分析

在正式回歸之前，本文還通過單因素分析，探討不同社會(huì)責(zé)任履行水平間公司差異。根據(jù)公司每股社會(huì)責(zé)任貢獻(xiàn)值的第33分位數(shù)與66分位數(shù)將樣本等分為3個(gè)區(qū)間，并使用學(xué)生t檢驗(yàn)計(jì)算了最高(第3三分位)與最低(第1三分位)區(qū)間的外部環(huán)境與內(nèi)部特征均值差異，結(jié)果如表2所示。

表2 不同社會(huì)責(zé)任履行水平區(qū)間內(nèi)各變量的均值

注：1.t值為第1三分位與第3三分位差異顯著性的檢驗(yàn)值；2.***、**和*分別表示在1%、5%和10%水平上顯著

整體而言，社會(huì)責(zé)任履行水平最高與最低組之間的差異在1%水平上顯著，再一次表明了企業(yè)社會(huì)責(zé)任履行的參差不齊，需要對(duì)其行為進(jìn)行科學(xué)解釋。同時(shí)，各組之間的公司特征指標(biāo)均存在顯著的差異。如企業(yè)規(guī)模(TA)、財(cái)務(wù)杠桿(LEV)、股權(quán)集中度(SHRCR)及凈資產(chǎn)收益率(ROE)均在1%水平上顯著，且均與社會(huì)責(zé)任水平正相關(guān)；企業(yè)年齡則與企業(yè)社會(huì)責(zé)任水平負(fù)相關(guān)，且在5%水平上顯著；兩組之間的外部環(huán)境似乎沒有顯著差異，但這可能是由于單因素分析沒有控制住其他變量的影響，因而還需要通過多元回歸分析進(jìn)行進(jìn)一步探究。

(二)靜態(tài)權(quán)衡檢驗(yàn)

表3分別列示出了關(guān)于靜態(tài)模型(4)與動(dòng)態(tài)模型(3)的估計(jì)結(jié)果。其中，靜態(tài)模型中的OLS為不考慮個(gè)體異質(zhì)性的估計(jì)，而FE為考慮個(gè)體異質(zhì)性的固定效應(yīng)估計(jì)結(jié)果；動(dòng)態(tài)模型中除OLS與FE外，還重點(diǎn)采用系統(tǒng)廣義矩估計(jì)方法(system GMM)來克服CSR滯后一期帶來的內(nèi)生性問題。通過AR與Sargan檢驗(yàn)的結(jié)果可知估計(jì)結(jié)果滿足殘差一階自相關(guān)，二階不相關(guān)及工具變量不存在過度識(shí)別的相關(guān)假定。

通過比較變量系數(shù)及顯著性在各模型間的變化，可以發(fā)現(xiàn)其具有較強(qiáng)的穩(wěn)定性，再一次驗(yàn)證了模型設(shè)定的合理性。企業(yè)規(guī)模(TA)、資產(chǎn)負(fù)債率(LEV)及凈資產(chǎn)收益率(ROE)均會(huì)對(duì)企業(yè)社會(huì)責(zé)任產(chǎn)生正向影響，表明企業(yè)規(guī)模帶來的可見性及與凈資產(chǎn)收益率相關(guān)聯(lián)的冗余資源是企業(yè)進(jìn)行社會(huì)責(zé)任投入的關(guān)鍵約束條件。外部環(huán)境(GDP)、股權(quán)結(jié)構(gòu)(SHRCR)與企業(yè)年齡(AGE)的系數(shù)在系統(tǒng)GMM估計(jì)中并不顯著。

對(duì)比動(dòng)態(tài)模型中的三個(gè)估計(jì)結(jié)果，可以發(fā)現(xiàn)采用不同估計(jì)方法得到的關(guān)于企業(yè)社會(huì)責(zé)任滯后一期的系數(shù)存在明顯的差異，但滿足GMM估計(jì)結(jié)果(0.525 5)介于FE(0.382 8)與OLS(0.758 4)之間的假定，表明GMM估計(jì)結(jié)果是較為合理的。

根據(jù)GMM的估計(jì)結(jié)果可知，中國上市公司存在目標(biāo)值，向目標(biāo)社會(huì)責(zé)任調(diào)整的速度為0.474 5(1-0.525 5)，對(duì)應(yīng)的調(diào)整半周期為1.460 8。換言之，公司只需要大約1年多的時(shí)間就可以達(dá)到新均衡態(tài)的一半。之所以出現(xiàn)這么快的調(diào)整速度，主要是因?yàn)楸疚囊云髽I(yè)的實(shí)際支出來度量企業(yè)社會(huì)責(zé)任值，而非通過涉及企業(yè)制度或文化相關(guān)的變量來度量。

綜上所述，我們無法拒絕假設(shè)1，即中國上市公司會(huì)在權(quán)衡外部壓力、公司特征及成本的基礎(chǔ)上，確定一個(gè)最優(yōu)的企業(yè)社會(huì)責(zé)任值，并傾向于向這一目標(biāo)值調(diào)整。平均而言，公司完成向一個(gè)新的均衡態(tài)一半的調(diào)整約需1.460 8年。

表3 靜態(tài)模型與動(dòng)態(tài)模型對(duì)比結(jié)果

注：1.所有參數(shù)估計(jì)值均為兩階段廣義矩(GMM)估計(jì)量，通過xtdpdsys命令附加“Twostep”選項(xiàng)實(shí)現(xiàn)，括號(hào)中為t值；2.***、**和*分別表示在1%、5%和10%水平上顯著；3.調(diào)整半周期=ln2/(1-),為CSRi，t-1的系數(shù)估計(jì)值；4.AR(1)(p值)與AR(2)(p值)分別表示一階與二階序列相關(guān)檢驗(yàn)得到的結(jié)果與p值；5.Sargan (dP值)為工具變量檢驗(yàn)的結(jié)果，其中括號(hào)內(nèi)的值分別表示自由度與p值

(三)動(dòng)態(tài)權(quán)衡檢驗(yàn)

為了對(duì)假設(shè)2進(jìn)行檢驗(yàn)，本文選取2008—2011年為觀測(cè)期，以2012—2016年為檢驗(yàn)期。通過上文中定義的偏離度，以其33和66分位數(shù)劃分上偏與下偏。之所以選用2011年作為節(jié)點(diǎn)，主要是這種劃分方式可以保證樣本在觀測(cè)期與檢驗(yàn)期的分布均勻。同時(shí)，筆者也采用了諸如2009與2010等劃分方式，發(fā)現(xiàn)結(jié)果并無明顯變化。

從表4的結(jié)果可以看出，上偏組的樣本其調(diào)整半周期為1.184 5，而下偏組的調(diào)整半周期為1.616 5，對(duì)應(yīng)的實(shí)證p值為0.007 0，在1%的水平下顯著。這表明上偏組的調(diào)整速度確實(shí)快于下偏組的調(diào)整速度，從而支持本文的假設(shè)2。對(duì)于這樣一個(gè)結(jié)果，我們可以進(jìn)行如下解讀：一方面，雖然外部環(huán)境壓力迫使企業(yè)履行社會(huì)責(zé)任，但企業(yè)也需要根據(jù)自身特性，衡量對(duì)應(yīng)的成本收益，來保證公司發(fā)展的可持續(xù)性。實(shí)際上，正是當(dāng)前利益相關(guān)者的回應(yīng)力度不足，才導(dǎo)致部分企業(yè)傾向于進(jìn)行低水平企業(yè)社會(huì)責(zé)任投資(下偏組)；另一方面，由于部分企業(yè)引導(dǎo)利益相關(guān)者回應(yīng)的能力不足，致使高水平企業(yè)社會(huì)責(zé)任投資(上偏組)調(diào)整更為積極，同時(shí)也表明上市公司治理機(jī)制還需要進(jìn)一步完善。

表4 企業(yè)社會(huì)責(zé)任調(diào)整速度的非對(duì)稱性

注：1.所有參數(shù)估計(jì)值均為兩階段廣義矩(GMM)估計(jì)量，通過xtdpdsys命令附加“Twostep”選項(xiàng)實(shí)現(xiàn)，括號(hào)中為t值；2.***、**和*分別表示在1%、5%和10%水平上顯著；調(diào)整半周期=ln2/(1-),為CSRit-1的系數(shù)估計(jì)值；3.AR(1)(p值)與AR(2)(p值)分別表示一階與二階序列相關(guān)檢驗(yàn)得到的結(jié)果與p值；4.Sargan (dP值)為工具變量檢驗(yàn)的結(jié)果，其中括號(hào)內(nèi)的值分別表示自由度與p值；5.關(guān)于Bootstrap的種子數(shù)為12 356，抽樣次數(shù)為1 000

當(dāng)然，值得注意的是下偏組的公司面臨的外部環(huán)境及自身特征等因素更為相近，即外部壓力不足、公司規(guī)模較小的相關(guān)企業(yè)，而這也是下偏組中相關(guān)變量顯著性不足的重要原因。

五、結(jié)論與啟示

企業(yè)無論是在被動(dòng)的壓力驅(qū)使下，還是在主動(dòng)的戰(zhàn)略選擇中，承擔(dān)社會(huì)責(zé)任已經(jīng)成為必然。但推動(dòng)企業(yè)踐行社會(huì)責(zé)任的機(jī)制尚不明晰，無法對(duì)當(dāng)前社會(huì)責(zé)任表現(xiàn)進(jìn)行有信服力的解答，從而更好地指導(dǎo)企業(yè)踐行社會(huì)責(zé)任?；诖?，本文從權(quán)衡視角對(duì)企業(yè)社會(huì)責(zé)任行為進(jìn)行研究。具體而言：理性的企業(yè)基于外部環(huán)境與內(nèi)部特征的考量確定企業(yè)社會(huì)責(zé)任投資策略，當(dāng)企業(yè)社會(huì)責(zé)任的邊際收益與邊際成本相等時(shí)即達(dá)到最優(yōu)，即公司價(jià)值最大，這就是企業(yè)社會(huì)責(zé)任行為的靜態(tài)權(quán)衡；同時(shí)，由于企業(yè)對(duì)不同偏離狀態(tài)下的風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度存在差異，進(jìn)而導(dǎo)致低偏與高偏其目標(biāo)值時(shí)，對(duì)應(yīng)的調(diào)整速度也會(huì)存在差別。

本文運(yùn)用2008—2016年中國A股上市公司的數(shù)據(jù)進(jìn)行了實(shí)證檢驗(yàn)。其一，基于部分調(diào)整模型探討企業(yè)社會(huì)責(zé)任的權(quán)衡調(diào)整，運(yùn)用動(dòng)態(tài)面板系統(tǒng)GMM(system GMM)進(jìn)行實(shí)證估計(jì)。結(jié)果表明企業(yè)社會(huì)責(zé)任投資過程中存在一個(gè)目標(biāo)值，企業(yè)會(huì)沿著該值調(diào)整，平均而言調(diào)整的半周期為1.460 8年，符合靜態(tài)權(quán)衡理論。這意味著中國的企業(yè)社會(huì)責(zé)任投資存在極強(qiáng)的理性，會(huì)在外部壓力、公司特征與成本之間確定最優(yōu)的社會(huì)責(zé)任投資。其二，運(yùn)用Bootstrap技術(shù)對(duì)高偏與低偏情況下的調(diào)整速度進(jìn)行差異性檢驗(yàn)，以探討企業(yè)在不同偏離度下的風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度是否存在差別。與動(dòng)態(tài)權(quán)衡預(yù)期一致，風(fēng)險(xiǎn)承受能力的差別導(dǎo)致朝目標(biāo)值的調(diào)整速度存在差異，當(dāng)企業(yè)的社會(huì)責(zé)任水平高偏于最優(yōu)值時(shí)，呈現(xiàn)出較快的調(diào)整速度，而低偏于目標(biāo)社會(huì)責(zé)任時(shí)，調(diào)整速度較慢，對(duì)應(yīng)的調(diào)整半周期差異為0.432 0年。因?yàn)檫^高的社會(huì)責(zé)任水平會(huì)消耗較多的企業(yè)資源，更會(huì)在一定程度上加重代理問題，而過低的社會(huì)責(zé)任投資水平則只會(huì)導(dǎo)致對(duì)外部環(huán)境的響應(yīng)不足，即無法充分調(diào)動(dòng)利益相關(guān)者的支持，這也側(cè)面表明中國企業(yè)社會(huì)責(zé)任尚處于起步階段，制度環(huán)境的壓力及利益相關(guān)者的回應(yīng)機(jī)制尚不完全。其三，本文的實(shí)證研究還表明企業(yè)所處的外部環(huán)境越完善、規(guī)模越大、盈利水平越強(qiáng)，企業(yè)履行社會(huì)責(zé)任的程度就越高。

本文的結(jié)論對(duì)于企業(yè)社會(huì)責(zé)任的研究具有兩方面的啟示：(1)從理論上看，權(quán)衡視角是基于工具性視角和制度性視角的結(jié)合，通過實(shí)證分析可以看出企業(yè)社會(huì)責(zé)任的調(diào)整存在極強(qiáng)的理性，會(huì)進(jìn)行成本收益之間的權(quán)衡。因此，對(duì)于企業(yè)社會(huì)責(zé)任驅(qū)動(dòng)機(jī)制的研究不應(yīng)將利他性視角、工具性視角與制度性視角相分割，而應(yīng)從各維度結(jié)合的角度看待問題。(2)從實(shí)踐上看，對(duì)于政府而言，企業(yè)在下偏時(shí)的調(diào)整速度慢于上偏時(shí)的調(diào)整速度，在下偏時(shí)存在更高的風(fēng)險(xiǎn)容忍度，因此政府可以提高對(duì)企業(yè)社會(huì)責(zé)任的管制力度，驅(qū)使企業(yè)在壓力下履行社會(huì)責(zé)任。同時(shí)，政府也可以完善補(bǔ)貼獎(jiǎng)勵(lì)機(jī)制，以激勵(lì)手段調(diào)動(dòng)企業(yè)積極性。對(duì)于利益相關(guān)者而言，企業(yè)通過改善與利益相關(guān)者的關(guān)系可以增強(qiáng)企業(yè)競(jìng)爭優(yōu)勢(shì)，從而提升企業(yè)價(jià)值，因此利益相關(guān)者可以積極響應(yīng)企業(yè)社會(huì)責(zé)任行為，以良性的互動(dòng)來激發(fā)企業(yè)的主觀能動(dòng)性，從而提升企業(yè)社會(huì)責(zé)任的上限。