企業(yè)社會(huì)責(zé)任與全要素生產(chǎn)率
——基于外部資源獲取和技術(shù)創(chuàng)新中介效應(yīng)的檢驗(yàn)

黃荷暑，王雨昕

（安徽大學(xué) 商學(xué)院，安徽 合肥230601）

一、引言

2020年初，因新冠肺炎疫情，企業(yè)受到極大沖擊。面對(duì)經(jīng)濟(jì)的下行與現(xiàn)階段高質(zhì)量發(fā)展的要求，企業(yè)當(dāng)務(wù)之急是提高生產(chǎn)效率，在既有要素投入不變的情況下達(dá)到最大產(chǎn)出，使全要素生產(chǎn)率（Total Factor Productivity，TFP）達(dá)到最優(yōu)。全要素生產(chǎn)率是指單位投入的產(chǎn)出水平，通常被視為除勞動(dòng)、資本等要素投入外的技術(shù)進(jìn)步和管理技能帶來(lái)的“剩余”[1]，不論對(duì)微觀企業(yè)價(jià)值創(chuàng)造還是對(duì)宏觀經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)都具有重要的意義[2]。李克強(qiáng)總理在2015年《政府工作報(bào)告》中提出要“增加研發(fā)投入，提高全要素生產(chǎn)率”，這是中國(guó)政府報(bào)告中首次提出“全要素生產(chǎn)率”這一概念。十九大報(bào)告進(jìn)一步指出，要“推動(dòng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量變革、效率變革、動(dòng)力變革，提高全要素生產(chǎn)率”。2019年7月，國(guó)務(wù)院發(fā)展研究中心“高質(zhì)量發(fā)展的目標(biāo)要求和戰(zhàn)略重點(diǎn)”課題組的《調(diào)查研究報(bào)告》（2019年第107號(hào)）再次強(qiáng)調(diào)，要以提升全要素生產(chǎn)率為重點(diǎn)推動(dòng)高質(zhì)量發(fā)展。

已有文獻(xiàn)較多關(guān)注了宏觀因素對(duì)全要素生產(chǎn)率的影響，如稅收征管[3]、節(jié)能減排[4]、環(huán)境規(guī)制[5]等。社會(huì)責(zé)任行為既是微觀企業(yè)管理層決策的結(jié)果，又對(duì)宏觀環(huán)境具有正外部性，可能也是全要素生產(chǎn)率的重要影響因素。此外，現(xiàn)有文獻(xiàn)多從財(cái)務(wù)績(jī)效視角考察社會(huì)責(zé)任的經(jīng)濟(jì)后果[6]，財(cái)務(wù)績(jī)效往往易被操控且無(wú)法充分反映企業(yè)價(jià)值增值路徑，全要素生產(chǎn)率則主要綜合企業(yè)勞動(dòng)、資本和產(chǎn)出等非利潤(rùn)指標(biāo)測(cè)度而得，衡量企業(yè)既定生產(chǎn)要素投入下最大化產(chǎn)出的能力，難以被操縱，因而更能真實(shí)反映企業(yè)的經(jīng)營(yíng)績(jī)效[7]。Ferrando 和Ruffieri（2018）[8]的研究表明，資源約束和技術(shù)創(chuàng)新是企業(yè)全要素生產(chǎn)率的最直接影響因素。因此，企業(yè)社會(huì)責(zé)任也可能通過(guò)獲取銀行信貸和政府補(bǔ)助等外部資源，緩解融資約束，促進(jìn)技術(shù)創(chuàng)新[9]，最終帶來(lái)企業(yè)全要素生產(chǎn)率的提升。

區(qū)別于已有文獻(xiàn)，本文試圖從外部資源獲取和技術(shù)創(chuàng)新的視角，通過(guò)中介效應(yīng)檢驗(yàn)，深入考察企業(yè)社會(huì)責(zé)任影響全要素生產(chǎn)率的作用機(jī)制，以檢驗(yàn)企業(yè)社會(huì)責(zé)任是否優(yōu)化了資源在企業(yè)內(nèi)部的配置效率，并為實(shí)現(xiàn)企業(yè)與社會(huì)共贏的社會(huì)責(zé)任模式提供經(jīng)驗(yàn)證據(jù)。

本文選取2008—2017年滬深A(yù)股公司為研究樣本，使用Cobb-Douglas生產(chǎn)函數(shù)法（C-D生產(chǎn)函數(shù)法）與Levinsohn-Petrin法（LP法）度量全要素生產(chǎn)率，實(shí)證檢驗(yàn)企業(yè)社會(huì)責(zé)任對(duì)全要素生產(chǎn)率的影響及其作用路徑。

二、研究假設(shè)

（一）企業(yè)社會(huì)責(zé)任與全要素生產(chǎn)率

全要素生產(chǎn)率的提高涉及到企業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)的全過(guò)程，包括員工、供應(yīng)商、顧客、政府等利益相關(guān)者，而社會(huì)責(zé)任正是對(duì)這些利益相關(guān)者負(fù)責(zé)。蘇冬蔚和賀星星（2011）[10]基于新制度經(jīng)濟(jì)學(xué)的視角提出企業(yè)社會(huì)責(zé)任是市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)條件下利益相關(guān)者對(duì)企業(yè)逐利行為的一種非正式約束制度，引導(dǎo)企業(yè)不斷通過(guò)權(quán)衡社會(huì)資本的邊際收益和社會(huì)責(zé)任的邊際成本優(yōu)化內(nèi)在價(jià)值，從而實(shí)現(xiàn)生產(chǎn)效率的提高。Becchetti和Trovato（2011）[11]研究發(fā)現(xiàn)，企業(yè)社會(huì)責(zé)任產(chǎn)生的成本可能會(huì)被一些潛在的諸如作為產(chǎn)品質(zhì)量信號(hào)、滿足消費(fèi)者需求、關(guān)注員工內(nèi)在動(dòng)機(jī)以及最小化交易成本等方面的積極影響所抵消，因而不會(huì)顯著降低企業(yè)生產(chǎn)效率。如Aguilera等（2007）[12]發(fā)現(xiàn)企業(yè)對(duì)員工的績(jī)效、安全以及人文關(guān)懷等方面的投入，可以有效提升員工的工作滿意度和工作效率。Jones等（2010）[13]以芬蘭一家食品加工廠為例，發(fā)現(xiàn)當(dāng)引入績(jī)效工資后，生產(chǎn)率從9%提高至20%。因此，本文提出如下假設(shè)：

H1：企業(yè)社會(huì)責(zé)任有利于提升全要素生產(chǎn)率。

（二）企業(yè)社會(huì)責(zé)任、外部資源獲取與全要素生產(chǎn)率

現(xiàn)有研究認(rèn)為，僅依靠?jī)?nèi)部資金，企業(yè)無(wú)法通過(guò)固定資產(chǎn)、存貨以及研發(fā)等投資來(lái)提高自身的生產(chǎn)率。由于融資約束的存在，當(dāng)資金不足時(shí)企業(yè)往往會(huì)放棄有利的投資機(jī)會(huì)，進(jìn)而影響到最優(yōu)生產(chǎn)決策，最終導(dǎo)致資源配置扭曲，生產(chǎn)率降低[14]。對(duì)企業(yè)而言，社會(huì)責(zé)任行為是緩解融資約束的有效手段。首先，擁有良好社會(huì)責(zé)任評(píng)價(jià)的公司能夠獲取金融機(jī)構(gòu)的信任，從而獲得更多的借款金額或更低的貸款成本。Cheung 等（2018）[15]研究表明，在利益相關(guān)者導(dǎo)向程度較高的國(guó)家，企業(yè)社會(huì)責(zé)任表現(xiàn)越好，貸款成本越低。其次，企業(yè)可通過(guò)社會(huì)責(zé)任建立良好的政企關(guān)系，獲取政府補(bǔ)助[16]。政府需要對(duì)轄區(qū)負(fù)責(zé)以完成考核指標(biāo)或謀取地區(qū)發(fā)展，企業(yè)可以通過(guò)社會(huì)責(zé)任行為在一定程度上給予地方政府支持和幫助，如承擔(dān)環(huán)境治理類PPP項(xiàng)目以滿足政府對(duì)干凈社區(qū)環(huán)境的目標(biāo)，或者支持政府舉辦的公益項(xiàng)目滿足政府關(guān)懷居民的目標(biāo)，基于互惠交換原則，政府會(huì)給予企業(yè)一定的財(cái)政補(bǔ)貼等政策性資源。綜上分析，企業(yè)社會(huì)責(zé)任能夠通過(guò)增加金融機(jī)構(gòu)信任度，獲得更多銀行借款或政府補(bǔ)助，緩解融資約束，進(jìn)而提高全要素生產(chǎn)率。因此，本文提出如下假設(shè)：

H2a：企業(yè)社會(huì)責(zé)任能夠通過(guò)獲取銀行信貸提升全要素生產(chǎn)率；

H2b：企業(yè)社會(huì)責(zé)任能夠通過(guò)獲取政府補(bǔ)助提升全要素生產(chǎn)率。

（三）企業(yè)社會(huì)責(zé)任、技術(shù)創(chuàng)新與全要素生產(chǎn)率

在新古典經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)模型中，全要素生產(chǎn)率是技術(shù)進(jìn)步對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)貢獻(xiàn)的外在體現(xiàn)[17]，因此，技術(shù)進(jìn)步是全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)的直接來(lái)源，而技術(shù)進(jìn)步離不開企業(yè)的創(chuàng)新活動(dòng)。Bengoa等（2017）[18]以西班牙各區(qū)域?yàn)檠芯繉?duì)象，發(fā)現(xiàn)公共研發(fā)資本顯著提高了生產(chǎn)率，并且從技術(shù)進(jìn)口中獲益匪淺。Huang等（2019）[19]從中國(guó)省級(jí)面板數(shù)據(jù)出發(fā)，發(fā)現(xiàn)研發(fā)活動(dòng)從企業(yè)自身研發(fā)和享受技術(shù)溢出紅利兩方面引起技術(shù)進(jìn)步，從而增加企業(yè)的全要素生產(chǎn)率。社會(huì)責(zé)任活動(dòng)有助于構(gòu)建廣泛的利益相關(guān)者網(wǎng)絡(luò)，幫助企業(yè)獲取競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)，保障企業(yè)創(chuàng)新活動(dòng)順利進(jìn)行。一方面，社會(huì)責(zé)任可以從利益相關(guān)者處獲取更多的資源，為企業(yè)提供充足的研發(fā)資金，而不必?cái)D占生產(chǎn)運(yùn)營(yíng)必須的資金，刺激研發(fā)創(chuàng)新；另一方面，良好的社會(huì)責(zé)任實(shí)踐可以增加企業(yè)共享利益相關(guān)者外部知識(shí)的機(jī)會(huì)，以此補(bǔ)充企業(yè)的內(nèi)部知識(shí)，促進(jìn)技術(shù)創(chuàng)新。因此，企業(yè)社會(huì)責(zé)任有利于營(yíng)造互惠互利的利益相關(guān)者氛圍，激勵(lì)技術(shù)創(chuàng)新，從而提升全要素生產(chǎn)率。因此，本文提出如下假設(shè)：

H3：企業(yè)社會(huì)責(zé)任能夠通過(guò)促進(jìn)技術(shù)創(chuàng)新提升全要素生產(chǎn)率。

三、研究設(shè)計(jì)

（一）樣本選擇與數(shù)據(jù)來(lái)源

本文選取披露社會(huì)責(zé)任報(bào)告的滬深A(yù)股上市公司作為研究樣本，樣本期間為2008—2017年，并根據(jù)以下標(biāo)準(zhǔn)進(jìn)行篩選刪除：（1）樣本年份員工數(shù)少于100的公司；（2）金融行業(yè)公司；（3）ST類公司；（4）數(shù)據(jù)缺失的公司。最終，本文得到5 285個(gè)觀測(cè)值。文中企業(yè)社會(huì)責(zé)任評(píng)分?jǐn)?shù)據(jù)來(lái)源于潤(rùn)靈環(huán)球責(zé)任評(píng)級(jí)數(shù)據(jù)庫(kù)，企業(yè)性質(zhì)和交易狀態(tài)數(shù)據(jù)來(lái)源于CCER數(shù)據(jù)庫(kù)，其余數(shù)據(jù)均來(lái)源于CSMAR數(shù)據(jù)庫(kù)。為避免極端值影響，本文對(duì)所有連續(xù)型變量均進(jìn)行1%水平的Winsorize處理。

（二）變量定義

選取的變量及具體變量定義如表1所示。

表1 變量定義

（三）研究模型

為驗(yàn)證上述假設(shè)，本文構(gòu)建如下研究模型（1）：

進(jìn)一步地，為檢驗(yàn)社會(huì)責(zé)任影響全要素生產(chǎn)率的機(jī)制，本文使用中介模型進(jìn)行檢驗(yàn)，由于中介模型第一步與模型（1）一致，故在此基礎(chǔ)上構(gòu)建如下模型（2）和（3），與模型（1）共同組成中介模型。其中，MEDIATE為中介變量，包括銀行信貸LOAN、政府補(bǔ)助SUBSIDY和技術(shù)創(chuàng)新INNO：

四、實(shí)證分析

（一）描述性統(tǒng)計(jì)分析

TFP_OLS的均值為0.275，標(biāo)準(zhǔn)差為1.250；TFP_LP的均值為5.923，標(biāo)準(zhǔn)差為1.259，說(shuō)明不同企業(yè)的全要素生產(chǎn)率存在一定程度差距。CSR的標(biāo)準(zhǔn)差為12.140，四分之三分位數(shù)為44.515，說(shuō)明企業(yè)社會(huì)責(zé)任總體得分不高。政府補(bǔ)助SUBSIDY 的各數(shù)值（均值16.855，標(biāo)準(zhǔn)差1.875）與銀行借款LOAN（均值21.034，標(biāo)準(zhǔn)差2.075）相近，表明政府補(bǔ)助也是企業(yè)的重要資金來(lái)源之一。INNO的中位數(shù)為3.466，標(biāo)準(zhǔn)差為1.651，意味著企業(yè)對(duì)技術(shù)創(chuàng)新的重視程度不同，企業(yè)間的發(fā)展導(dǎo)向存在較大差異。以上結(jié)果因篇幅限制未予顯示。

（二）主要變量的相關(guān)性分析

CSR 與全要素生產(chǎn)率的兩種度量方式TFP_OLS 和TFP_LP 的相關(guān)系數(shù)均在1%水平上顯著為正，說(shuō)明企業(yè)社會(huì)責(zé)任與全要素生產(chǎn)率正相關(guān)，初步驗(yàn)證了假設(shè)H1。中介變量LOAN、SUBSIDY、INNO與CSR的相關(guān)系數(shù)均正向顯著，表明社會(huì)責(zé)任越高，企業(yè)獲得的銀行信貸與政府補(bǔ)助越多、進(jìn)行的研發(fā)活動(dòng)越多且越有質(zhì)量。并且，LOAN、SUBSIDY、INNO 與TFP_OLS、TFP_LP 的相關(guān)系數(shù)均正向顯著，說(shuō)明企業(yè)社會(huì)責(zé)任可以通過(guò)銀行信貸、政府補(bǔ)助和技術(shù)創(chuàng)新提高全要素生產(chǎn)率，與假設(shè)H2、假設(shè)H3的預(yù)期一致。以上結(jié)果因篇幅限制未予顯示。

（三）企業(yè)社會(huì)責(zé)任與全要素生產(chǎn)率的多元回歸結(jié)果

表2 企業(yè)社會(huì)責(zé)任與全要素生產(chǎn)率

表2報(bào)告了企業(yè)社會(huì)責(zé)任與全要素生產(chǎn)率的回歸結(jié)果?？梢钥闯觯瑹o(wú)論被解釋變量為TFP_OLS還是為TFP_LP，CSR的系數(shù)均為正且在1%水平上顯著，說(shuō)明企業(yè)通過(guò)履行社會(huì)責(zé)任可以有效提高全要素生產(chǎn)率，證實(shí)了假設(shè)H1的成立。此外，在控制變量方面，資產(chǎn)負(fù)債率更低、固定資產(chǎn)占比更低、市賬比更高、上市存活時(shí)間越長(zhǎng)、股權(quán)集中度高、董事會(huì)規(guī)模越大、存在兩職合一現(xiàn)象、擁有較好區(qū)域經(jīng)濟(jì)環(huán)境的企業(yè)其全要素生產(chǎn)率更高。

（四）企業(yè)社會(huì)責(zé)任與全要素生產(chǎn)率：外部資源獲取的中介效應(yīng)

表3和表4為企業(yè)社會(huì)責(zé)任通過(guò)外部資源獲取影響全要素生產(chǎn)率的實(shí)證檢驗(yàn)結(jié)果，表3以銀行信貸為中介變量，表4以政府補(bǔ)助為中介變量。表3的結(jié)果顯示，當(dāng)被解釋變量為TFP_OLS時(shí)，列（1）和（2）中CSR系數(shù)顯著為正，列（3）中CSR 的系數(shù)仍然顯著為正但系數(shù)和顯著性水平均較列（1）有所下降，且Sobel Z 值為9.465，具有統(tǒng)計(jì)意義上的顯著性；當(dāng)被解釋變量為TFP_LP 時(shí)，列（4）和（5）中CSR 系數(shù)顯著為正，列（6）中CSR的系數(shù)仍然顯著為正但系數(shù)和顯著性水平均較列（4）有所下降，Sobel Z值為8.793，也具有統(tǒng)計(jì)顯著性，表明銀行信貸LOAN在企業(yè)社會(huì)責(zé)任與全要素生產(chǎn)率之間產(chǎn)生部分中介效應(yīng)，假設(shè)H2a成立。表4的結(jié)果顯示，不論被解釋變量為TFP_OLS，還是TFP_LP，政府補(bǔ)助SUBSIDY均通過(guò)了“企業(yè)社會(huì)責(zé)任—政府補(bǔ)助—全要素生產(chǎn)率”的中介效應(yīng)檢驗(yàn)，Sobel Z值分別為10.339和10.639，假設(shè)H2b成立。

表3 企業(yè)社會(huì)責(zé)任—銀行信貸—全要素生產(chǎn)率

（五）企業(yè)社會(huì)責(zé)任與全要素生產(chǎn)率：技術(shù)創(chuàng)新的中介效應(yīng)

表5為企業(yè)社會(huì)責(zé)任通過(guò)技術(shù)創(chuàng)新影響全要素生產(chǎn)率的實(shí)證檢驗(yàn)結(jié)果。當(dāng)被解釋變量為TFP_OLS時(shí)，列（1）和（2）中CSR的系數(shù)顯著為正，列（3）中CSR的系數(shù)仍然顯著為正但系數(shù)和顯著性水平均較列（1）有所下降，且Sobel Z值為9.196，在統(tǒng)計(jì)上顯著，表明技術(shù)創(chuàng)新在企業(yè)社會(huì)責(zé)任對(duì)全要素生產(chǎn)率的影響中存在部分中介效應(yīng)；當(dāng)被解釋變量為TFP_LP 時(shí)，技術(shù)創(chuàng)新的部分中介效應(yīng)依然成立，且Sobel Z 值為9.963。上述實(shí)證結(jié)果表明企業(yè)社會(huì)責(zé)任可以通過(guò)促進(jìn)技術(shù)創(chuàng)新提高全要素生產(chǎn)率，假設(shè)H3成立。

表5 企業(yè)社會(huì)責(zé)任—技術(shù)創(chuàng)新—全要素生產(chǎn)率

五、穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為解決變量度量帶來(lái)的誤差，本文使用Olley和Pakes提出的半?yún)?shù)OP法，以企業(yè)當(dāng)期投資作為不可觀測(cè)生產(chǎn)率沖擊的代理變量測(cè)算全要素生產(chǎn)率，對(duì)提出的假設(shè)重新檢驗(yàn)，實(shí)證結(jié)果與前文無(wú)實(shí)質(zhì)性變化，表明本文的結(jié)論是穩(wěn)健的。

考慮到企業(yè)社會(huì)責(zé)任報(bào)告披露可能存在樣本自選擇問(wèn)題，造成估計(jì)偏誤，因此本文使用Heckman兩步法重新檢驗(yàn)，選取同年度同地區(qū)其他公司是否披露社會(huì)責(zé)任報(bào)告的均值充當(dāng)排除性約束變量。在控制樣本自選擇問(wèn)題后，CSR與TFP_OLS、TFP_LP的系數(shù)均顯著為正，與前文結(jié)論一致。以上回歸結(jié)果因篇幅限制未予顯示。

六、結(jié)論

本文以2008—2017年滬深A(yù)股上市公司為樣本，對(duì)社會(huì)責(zé)任是否提高了全要素生產(chǎn)率及其影響機(jī)制進(jìn)行了實(shí)證檢驗(yàn)。研究發(fā)現(xiàn)：（1）企業(yè)社會(huì)責(zé)任對(duì)全要素生產(chǎn)率具有積極作用，在使用Heckman兩階段法控制樣本自選擇問(wèn)題后結(jié)果無(wú)實(shí)質(zhì)性變化。（2）企業(yè)社會(huì)責(zé)任可通過(guò)獲取外部資源和提升技術(shù)創(chuàng)新提高全要素生產(chǎn)率。

本文的邊際貢獻(xiàn)：（1）已有研究較少關(guān)注微觀因素對(duì)全要素生產(chǎn)率的影響，本文從微觀企業(yè)自主決策行為出發(fā)，考察了企業(yè)社會(huì)責(zé)任與全要素生產(chǎn)率之間的關(guān)系，豐富了全要素生產(chǎn)率影響因素的研究。（2）本文揭示了企業(yè)社會(huì)責(zé)任通過(guò)外部資源獲取和技術(shù)創(chuàng)新提升全要素生產(chǎn)率，從資源配置效率的角度檢驗(yàn)了企業(yè)社會(huì)責(zé)任的真實(shí)經(jīng)濟(jì)后果，為企業(yè)能夠通過(guò)社會(huì)責(zé)任行為實(shí)現(xiàn)企業(yè)與社會(huì)雙贏提供經(jīng)驗(yàn)證據(jù)。

本文研究的啟示意義：（1）本文的研究表明當(dāng)前中國(guó)企業(yè)的社會(huì)責(zé)任行為并非是高投入低回報(bào)的短期性行為。社會(huì)責(zé)任通過(guò)對(duì)企業(yè)資源的再分配提高了資源的投入產(chǎn)出效益，實(shí)現(xiàn)了資源配置功能，意味著社會(huì)責(zé)任活動(dòng)是有利于企業(yè)價(jià)值的提升、實(shí)現(xiàn)企業(yè)和社會(huì)雙贏的持續(xù)性行為，有助于為企業(yè)自身和社會(huì)公眾客觀評(píng)價(jià)社會(huì)責(zé)任提供證據(jù)。（2）社會(huì)責(zé)任報(bào)告作為重要的非財(cái)務(wù)報(bào)告信息，受到了廣泛關(guān)注，監(jiān)管機(jī)構(gòu)等應(yīng)完善現(xiàn)有社會(huì)責(zé)任報(bào)告的披露機(jī)制，提高信息披露質(zhì)量。