國(guó)有資本參股有助于提升民營(yíng)企業(yè)社會(huì)責(zé)任表現(xiàn)嗎?

阿布都合力力·阿布拉, 茹克耶姆·阿卜杜維力

(新疆財(cái)經(jīng)大學(xué) 會(huì)計(jì)學(xué)院,新疆 烏魯木齊 830012)

一、引言

隨著社會(huì)主義市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)制度的不斷完善,我國(guó)企業(yè)擺脫原經(jīng)濟(jì)體制,自主經(jīng)營(yíng)、自負(fù)盈虧,世界范圍的影響力也日趨顯著,經(jīng)濟(jì)利潤(rùn)最大化目標(biāo)的追逐使得企業(yè)正式淪為“經(jīng)濟(jì)動(dòng)物”。然而,在經(jīng)濟(jì)快速發(fā)展背后的食品安全、職工權(quán)益以及環(huán)境污染等社會(huì)問(wèn)題層出不窮,這將企業(yè)社會(huì)責(zé)任缺失問(wèn)題重新引入社會(huì)公眾視野。根據(jù)Carroll(1979)[1]社會(huì)責(zé)任四層次學(xué)說(shuō),企業(yè)作為社會(huì)的一員,在承擔(dān)經(jīng)濟(jì)責(zé)任的同時(shí)還應(yīng)關(guān)注社會(huì)問(wèn)題,積極履行法律、道德和慈善等責(zé)任,緩解相關(guān)者的利益沖突。這不僅是公眾之所求、道德之體現(xiàn),更是企業(yè)立足之根本、發(fā)展之保障。基于我國(guó)不同性質(zhì)企業(yè)在市場(chǎng)中發(fā)揮的功能不同,其面臨的競(jìng)爭(zhēng)壓力也有所差異。國(guó)有企業(yè)作為國(guó)民經(jīng)濟(jì)的“頂梁柱”和“壓艙石”,發(fā)揮著彌補(bǔ)市場(chǎng)失靈、維護(hù)市場(chǎng)穩(wěn)定以及實(shí)現(xiàn)社會(huì)主義制度優(yōu)越性等一般功能和特殊功能(徐傳諶和鄒俊,2011)[2],這決定了國(guó)有企業(yè)具有盈利性目標(biāo)和政策性任務(wù)等雙重壓力(Lin &Tan,1999)[3]。也正是這種天然的政治關(guān)聯(lián)使得國(guó)有企業(yè)擁有政策、資源、經(jīng)營(yíng)環(huán)境等先天優(yōu)勢(shì),在資金的使用上更加寬裕,并且國(guó)有企業(yè)投入與國(guó)家大政方針一致,國(guó)家鼓勵(lì)企業(yè)進(jìn)行社會(huì)責(zé)任投資;然而民營(yíng)企業(yè)先天不具備政治優(yōu)勢(shì),融資約束大,社會(huì)責(zé)任投入所帶來(lái)的財(cái)務(wù)績(jī)效風(fēng)險(xiǎn)高。因此,民營(yíng)企業(yè)社會(huì)責(zé)任表現(xiàn)遜色于國(guó)有企業(yè)(趙存麗和喬貴濤,2015)[4]。

2013年,中共十八屆三中全會(huì)提出的“積極發(fā)展混合所有制經(jīng)濟(jì)”新要求,為異質(zhì)資本交叉持股、國(guó)企民企融合發(fā)展奠定了政治基礎(chǔ)。作為現(xiàn)階段改善公司治理、優(yōu)化資產(chǎn)配置、激發(fā)企業(yè)活力、實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型升級(jí)的重要戰(zhàn)略舉措,無(wú)論是“國(guó)有企業(yè)引入非國(guó)有資本”的“正向混改”,還是“國(guó)有資本參股民營(yíng)企業(yè)”的“逆向混改”(趙璨等,2021;曾敏等,2022)[5-6]勢(shì)必會(huì)對(duì)企業(yè)原有運(yùn)營(yíng)制度邏輯產(chǎn)生沖突以及重新組合,進(jìn)而對(duì)企業(yè)的社會(huì)責(zé)任行為產(chǎn)生重要影響。然而現(xiàn)有文獻(xiàn)中圍繞國(guó)有企業(yè)展開(kāi)的混合所有制改革研究居多,針對(duì)民營(yíng)企業(yè)混合所有制改革影響社會(huì)責(zé)任表現(xiàn)的研究明顯不足。因此,試圖著重探究如下幾個(gè)問(wèn)題:(1)國(guó)有資本參股與民營(yíng)企業(yè)社會(huì)責(zé)任表現(xiàn)的關(guān)系如何?(2)國(guó)有資本參股是以怎樣的路徑影響民營(yíng)企業(yè)社會(huì)責(zé)任表現(xiàn)的?是緩解民營(yíng)企業(yè)融資約束還是提高資源配置效率?抑或是兩者兼而有之?(3)內(nèi)外部治理環(huán)境因素是否會(huì)起到調(diào)節(jié)作用?

以我國(guó)滬深A(yù)股民營(yíng)上市公司為樣本,通過(guò)整理上市公司前十大股東股權(quán)性質(zhì)及其持股比例數(shù)據(jù)對(duì)民企混改股權(quán)結(jié)構(gòu)進(jìn)行識(shí)別和有效測(cè)度,基于2010—2020年民營(yíng)企業(yè)的實(shí)證研究結(jié)果表明:從影響結(jié)果看,國(guó)有資本參股顯著提升了民營(yíng)企業(yè)社會(huì)責(zé)任表現(xiàn)。(2)從作用機(jī)制看,“資源效應(yīng)”和“優(yōu)化效應(yīng)”是國(guó)有資本參股提升民營(yíng)企業(yè)社會(huì)責(zé)任表現(xiàn)的作用機(jī)制,國(guó)有資本參股一方面通過(guò)緩解民營(yíng)企業(yè)融資約束來(lái)提升企業(yè)的社會(huì)責(zé)任表現(xiàn);另一方面通過(guò)提高民營(yíng)企業(yè)資產(chǎn)配置效率,進(jìn)而影響其社會(huì)責(zé)任表現(xiàn)。(3)從分組檢驗(yàn)結(jié)果看,相比于內(nèi)部控制質(zhì)量好及社會(huì)責(zé)任敏感度高的民營(yíng)企業(yè),內(nèi)部控制質(zhì)量差、社會(huì)責(zé)任敏感度低的民營(yíng)企業(yè)社會(huì)責(zé)任表現(xiàn)受國(guó)有資本參股影響更明顯,且國(guó)有資本參股對(duì)企業(yè)社會(huì)責(zé)任表現(xiàn)的提升效應(yīng)在低市場(chǎng)化程度地區(qū)更明顯。

可能的貢獻(xiàn)在于:(1)豐富了有關(guān)企業(yè)承擔(dān)社會(huì)責(zé)任的影響因素研究。以往文獻(xiàn)主要從企業(yè)財(cái)務(wù)績(jī)效(黃保亮和侯文滌,2018)[7]、制度背景(Clarkson,1995;賈平興和劉益,2014)[8-9]、高管特征(許年行和李哲,2016;文雯和宋建波,2017;胡禮文和嚴(yán)一航,2023)[10-12]及行業(yè)屬性(楊忠智和喬印虎,2013)[13]等角度溯因企業(yè)承擔(dān)社會(huì)責(zé)任行為,鮮有從股權(quán)結(jié)構(gòu)安排角度展開(kāi)研究。以新一輪企業(yè)混合所有制改革通過(guò)逐步引入不同產(chǎn)權(quán)資本、員工持股、聯(lián)合投資、并購(gòu)重組等多種方式,促進(jìn)股權(quán)融合、資源整合、戰(zhàn)略合作,發(fā)展混合所有制經(jīng)濟(jì)的改革實(shí)踐出發(fā),探求國(guó)有資本參股形式的“逆向混改”能否通過(guò)股權(quán)結(jié)構(gòu)提升民營(yíng)企業(yè)的社會(huì)責(zé)任表現(xiàn)。(2)豐富了混合所有制改革的后果研究。以往文獻(xiàn)更多側(cè)重于混合所有制改革對(duì)企業(yè)創(chuàng)新(陳林和唐揚(yáng)柳,2014;羅宏和秦際棟,2019;朱磊等,2019;朱磊等,2022)[14-17]、現(xiàn)金持有(楊興全和尹興強(qiáng),2018)[18]、債務(wù)融資(吳秋生和獨(dú)正元,2019)[19]、股利分配(盧建詞和姜廣省,2018;黎文飛等,2020)[20-21]等投融資行為以及投資效率(許晨曦等,2020;李井林,2021;趙璨等,2021)[22-23,5]、并購(gòu)價(jià)值(李濟(jì)含和劉淑蓮,2020)[24]、財(cái)務(wù)績(jī)效(郝陽(yáng)和龔六堂,2017)[25]等經(jīng)濟(jì)后果的研究,鮮有文獻(xiàn)從企業(yè)社會(huì)責(zé)任表現(xiàn)的角度對(duì)混合所有制改革的非經(jīng)濟(jì)價(jià)值效應(yīng)傾注更多關(guān)注。從“資源效應(yīng)”和“優(yōu)化效應(yīng)”的視角深入分析國(guó)有資本參股對(duì)民營(yíng)企業(yè)社會(huì)責(zé)任表現(xiàn)的影響,為評(píng)價(jià)混合所有制改革的非經(jīng)濟(jì)效果提供直接的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)。(3)在一定程度上驗(yàn)證了混合所有制改革是一種“互利互惠”的戰(zhàn)略舉措。對(duì)于民營(yíng)企業(yè)而言,引入國(guó)有資本能夠有效緩解融資約束,彌補(bǔ)制度缺失帶來(lái)的各種損失;對(duì)于政府而言,企業(yè)能為其分擔(dān)更多的政策性任務(wù),促進(jìn)政府與市場(chǎng)改革,為進(jìn)一步深入推進(jìn)“逆向混改”提供參考依據(jù)。

二、文獻(xiàn)回顧與研究假設(shè)

(一)文獻(xiàn)回顧:混合所有制改革相關(guān)研究

混合所有制在中共十八屆三中全會(huì)上以頂層設(shè)計(jì)姿態(tài)登上了舞臺(tái),并被賦予了全新的高度與使命。自此,學(xué)者們從股權(quán)結(jié)構(gòu)和高層治理兩個(gè)維度(混合深入度、制衡度、控制權(quán)轉(zhuǎn)移、委派董監(jiān)高)展開(kāi)了大量研究。在國(guó)企混改中,非公有資本以股權(quán)形式進(jìn)入企業(yè),便形成非國(guó)有股東。非國(guó)有股東的“逐利天性”有助于降低政府干預(yù)(馬新嘯等,2021)[26],通過(guò)完善企業(yè)激勵(lì)和監(jiān)督機(jī)制,遏制管理者的“無(wú)所事事”抑或“胡作非為”(金宇超等,2016)[27],進(jìn)而達(dá)到提升業(yè)績(jī)和企業(yè)價(jià)值的目的。此外,還有不少研究從不同角度實(shí)證研究了混合所有制改革的影響。然而也有不少學(xué)者發(fā)現(xiàn)簡(jiǎn)單的股權(quán)混合并不能真正發(fā)揮“治理效應(yīng)”(馬連福等,2015;劉運(yùn)國(guó)等,2016;蔡貴龍等,2018;馮慧群和郭娜,2021)[28-31]。對(duì)此,有學(xué)者提出股權(quán)與控制權(quán)不對(duì)等配置邏輯(劉漢民等,2018;鄭志剛等,2019;李蒙等,2021)[32-34],具體是讓非國(guó)有股東委派高管甚至是超額委派,確保其正當(dāng)權(quán)利(馮慧群和郭娜,2021)[31]。

最近幾年,“逆向混改”也成為學(xué)者們討論的熱點(diǎn)。引入國(guó)有資本能夠顯著提高民營(yíng)企業(yè)的創(chuàng)新投入和創(chuàng)新水平,并隨所處內(nèi)外部環(huán)境的不同,異質(zhì)資本的影響程度也有所差異。董小紅等(2021)[35]基于政企關(guān)系、治理水平和社會(huì)責(zé)任的中介效應(yīng)來(lái)探討引入國(guó)有資本對(duì)民營(yíng)企業(yè)融資約束的影響。葉永衛(wèi)和張磊(2022)[36]則基于現(xiàn)金耗散假說(shuō)驗(yàn)證了國(guó)有資本參股促使民營(yíng)企業(yè)就業(yè)吸納能力的提升。然而“逆向混改”也存在消極作用。肖正等(2022)[37]研究發(fā)現(xiàn),國(guó)有資本進(jìn)入民營(yíng)企業(yè)通過(guò)提高代理成本、加大政府補(bǔ)助來(lái)增強(qiáng)管理者惰性,進(jìn)而推高民營(yíng)企業(yè)僵尸化風(fēng)險(xiǎn)。而很少有文獻(xiàn)涉及混改對(duì)民營(yíng)企業(yè)的社會(huì)責(zé)任表現(xiàn)的研究。因此,試圖從“逆向混改”角度出發(fā),探究國(guó)有資本對(duì)民營(yíng)企業(yè)社會(huì)性行為的影響效應(yīng)及其機(jī)制,為經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展提供企業(yè)層面的經(jīng)驗(yàn)借鑒。

(二)理論分析與研究假設(shè)

企業(yè)承擔(dān)社會(huì)責(zé)任作為一項(xiàng)社會(huì)性的投資活動(dòng),需要充足的資源和長(zhǎng)遠(yuǎn)的戰(zhàn)略規(guī)劃。深受不同的內(nèi)外部環(huán)境影響,企業(yè)傾向于將社會(huì)責(zé)任行為,尤其是慈善捐贈(zèng)行為,作為一種帶有保險(xiǎn)性質(zhì)的“防御策略”,抑或一種事后的“救火策略”。其中,戰(zhàn)略選擇理論為其提供了有力的理論解釋。該理論認(rèn)為,當(dāng)企業(yè)意識(shí)到外部環(huán)境不利時(shí),會(huì)積極進(jìn)行社會(huì)責(zé)任戰(zhàn)略選擇,究其緣由企業(yè)履行社會(huì)責(zé)任具有信息溝通效應(yīng),有助于企業(yè)獲得聲譽(yù)資本(Godfrey,2005)[38]。已有不少研究證明這一點(diǎn):企業(yè)承擔(dān)社會(huì)責(zé)任是掩蓋污染環(huán)境、虐待員工等丑惡行徑,轉(zhuǎn)移和分散投資者、媒體、公眾注意,減少違規(guī)被查處風(fēng)險(xiǎn)的機(jī)會(huì)主義行為(Godfrey,2005;高勇強(qiáng)等,2012;吉利等,2014;劉姝雯等,2019)[38-41]。

然而,需要強(qiáng)調(diào)的是,我國(guó)企業(yè)承擔(dān)社會(huì)責(zé)任仍處于抗拒和逃避狀態(tài)(鄒穎和趙亞軒,2021)[42]。相比國(guó)有企業(yè),民營(yíng)企業(yè)承擔(dān)社會(huì)責(zé)任所面臨的困難更多。其一,企業(yè)可投入社會(huì)責(zé)任活動(dòng)的經(jīng)濟(jì)資源有限,且“融資難融資貴”問(wèn)題較突出。究其緣由,國(guó)有企業(yè)實(shí)際控制人為政府,整體的債務(wù)評(píng)級(jí)要高于以自然人為控制人的民營(yíng)企業(yè),更多的經(jīng)濟(jì)資源自然會(huì)流向國(guó)有企業(yè)(曾敏等,2022)[6]。因此,國(guó)有資本參股后,能夠有效緩解民營(yíng)企業(yè)的融資約束,從而影響企業(yè)社會(huì)責(zé)任表現(xiàn)。具體體現(xiàn)在:一方面,國(guó)有資本參股能夠提高民營(yíng)企業(yè)資源獲取能力。當(dāng)國(guó)有資本參股民營(yíng)企業(yè)時(shí),更多的政府補(bǔ)貼、更有力的稅收政策會(huì)向民營(yíng)企業(yè)傾斜,幫助企業(yè)減少現(xiàn)金流出、減輕稅收負(fù)擔(dān)(郝陽(yáng)和龔六堂,2017;趙璨等,2021)[25,5],先天性不足在一定程度上得以彌補(bǔ)?？赏度胭Y源的增加能夠有效降低企業(yè)資金鏈斷裂風(fēng)險(xiǎn),進(jìn)而提高企業(yè)社會(huì)責(zé)任水平。另一方面,國(guó)有資本的參股向外界傳遞利好消息,提高投資者信任、減少各類不公平待遇。眾所周知,民營(yíng)企業(yè)所處的生存環(huán)境極為惡劣,“所有制歧視”“規(guī)模歧視”“信貸歧視”以及正式制度缺失帶來(lái)的產(chǎn)權(quán)侵害風(fēng)險(xiǎn)(鄒豐和張晨,2021)[43]往往都是企業(yè)經(jīng)營(yíng)所面臨的重要挑戰(zhàn)。比起更有可能受到產(chǎn)權(quán)侵害的民營(yíng)企業(yè),投資者更愿意將資源配給國(guó)有企業(yè)。而民營(yíng)企業(yè)獲得國(guó)有資本,無(wú)論是“企業(yè)主動(dòng)型”引入還是“政府主導(dǎo)型”引入,意味著企業(yè)與政府建立了”共生關(guān)系”(宋增基等,2014)[44],這一關(guān)系會(huì)形成一種保護(hù)機(jī)制,降低企業(yè)產(chǎn)權(quán)侵害風(fēng)險(xiǎn)、提高投資者信任、緩解各類不公平待遇。簡(jiǎn)言之,國(guó)有資本參股對(duì)企業(yè)社會(huì)責(zé)任產(chǎn)生正向影響。

其二,企業(yè)承擔(dān)社會(huì)責(zé)任并非零成本,再加上企業(yè)內(nèi)部缺乏系統(tǒng)、科學(xué)的社會(huì)責(zé)任管理機(jī)制,難以有效將社會(huì)責(zé)任成本轉(zhuǎn)為財(cái)務(wù)績(jī)效(趙存麗和喬貴濤,2015)[4]。出于對(duì)企業(yè)利潤(rùn)減少、效率降低、成本增加的擔(dān)憂,管理當(dāng)局參與社會(huì)性活動(dòng)的內(nèi)在動(dòng)力不足。比起社會(huì)性活動(dòng),企業(yè)更傾向于開(kāi)展金融投資、購(gòu)買理財(cái)產(chǎn)品等活動(dòng),以此獲得短期收益(劉姝雯,2019)[41]。已有文獻(xiàn)證明企業(yè)金融化對(duì)實(shí)體投資具有“擠出效應(yīng)”(郭麗麗和徐珊,2021)[45],導(dǎo)致企業(yè)資源配置效率低下。當(dāng)民營(yíng)企業(yè)參與混改,國(guó)有資本背后的政府在一定程度上會(huì)干預(yù)企業(yè)的經(jīng)營(yíng)決策,鼓勵(lì)企業(yè)為其分擔(dān)政治任務(wù),將資源更多地用于提升社會(huì)責(zé)任表現(xiàn)上。當(dāng)然,獲得政府資源傾斜的民營(yíng)企業(yè)也將積極響應(yīng)國(guó)家號(hào)召,更愿意提高企業(yè)捐贈(zèng)水平。由此,提出假設(shè):

H1:國(guó)有資本參股顯著提升民營(yíng)企業(yè)社會(huì)責(zé)任表現(xiàn)。

內(nèi)部控制被認(rèn)為是保證企業(yè)經(jīng)營(yíng)管理合法合規(guī)、資產(chǎn)安全、財(cái)務(wù)報(bào)告真實(shí)可靠等的重要手段,也是影響企業(yè)社會(huì)責(zé)任表現(xiàn)的重要因素之一(劉浩等,2015)[46]。王海兵等(2011)[47]認(rèn)為,企業(yè)內(nèi)部控制的最大風(fēng)險(xiǎn)是企業(yè)社會(huì)責(zé)任風(fēng)險(xiǎn),若該風(fēng)險(xiǎn)失控,則會(huì)大大降低企業(yè)可持續(xù)發(fā)展的能力。高質(zhì)量的內(nèi)部控制有助于改善企業(yè)決策,及時(shí)預(yù)防對(duì)企業(yè)利益造成損失的行為,提高企業(yè)決策規(guī)劃的理性以應(yīng)對(duì)各個(gè)利益相關(guān)者的需求,進(jìn)而提升企業(yè)社會(huì)責(zé)任水平。內(nèi)部控制質(zhì)量較低的企業(yè)存在更嚴(yán)重的代理問(wèn)題,履行社會(huì)責(zé)任的意愿也相對(duì)較弱,國(guó)有資本的參股在一定程度上抑制民營(yíng)企業(yè)的自利行為,督促其履行更多的社會(huì)責(zé)任。由此,提出假設(shè):

H2:相比于內(nèi)部控制質(zhì)量高的企業(yè),國(guó)有資本參股對(duì)內(nèi)部控制質(zhì)量低的民營(yíng)企業(yè)社會(huì)責(zé)任表現(xiàn)的提升作用更顯著。

一般來(lái)說(shuō),在市場(chǎng)化程度高的地方,產(chǎn)品和要素市場(chǎng)更加完善,投資者的總體經(jīng)濟(jì)條件更好,企業(yè)外部融資相對(duì)而言更加便利(翟勝寶等,2014)[48],民營(yíng)企業(yè)吸引外來(lái)資本以促進(jìn)企業(yè)投資的可能性也相對(duì)較大。而在市場(chǎng)化程度較低地區(qū),投資者保護(hù)較弱,民營(yíng)企業(yè)所面臨的產(chǎn)權(quán)侵害風(fēng)險(xiǎn)更甚,同時(shí)企業(yè)缺乏外部融資渠道,很難應(yīng)付激烈的市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)。因此,市場(chǎng)化程度較低地區(qū)的民營(yíng)企業(yè)有較強(qiáng)動(dòng)機(jī)引入國(guó)有資本以維護(hù)自身權(quán)益,享受更多的政府補(bǔ)助與稅收優(yōu)惠,并且為博取政府的好感努力提升自身的社會(huì)責(zé)任表現(xiàn)。由此,提出假設(shè):

H3:相比于市場(chǎng)化程度高的地區(qū),國(guó)有資本參股對(duì)市場(chǎng)化程度低地區(qū)的民營(yíng)企業(yè)社會(huì)責(zé)任表現(xiàn)的提升作用更顯著。

社會(huì)責(zé)任敏感度也會(huì)影響企業(yè)的社會(huì)責(zé)任表現(xiàn)。社會(huì)責(zé)任敏感企業(yè)往往涉及食品安全,環(huán)境污染等問(wèn)題,這也使得這些領(lǐng)域受到更多媒體與公眾的關(guān)注。Campbell(2007)[49],高勇強(qiáng)等(2012)[39]等認(rèn)為比起社會(huì)責(zé)任敏感度低的企業(yè),社會(huì)責(zé)任敏感企業(yè)為掩蓋不負(fù)責(zé)任行為而進(jìn)行更多的慈善公益活動(dòng);韓金紅和楊小偉(2022)[50]的研究也驗(yàn)證了這一點(diǎn)。不難看出社會(huì)責(zé)任敏感度低的企業(yè)對(duì)社會(huì)性行為的追求并不如社會(huì)責(zé)任敏感度高的企業(yè)強(qiáng)烈。而當(dāng)國(guó)有資本參股后,在政府的干預(yù)下,社會(huì)責(zé)任敏感度低企業(yè)的社會(huì)責(zé)任表現(xiàn)可能會(huì)有所提升。因此,提出假設(shè):

H4:相比于社會(huì)責(zé)任敏感度高的企業(yè),國(guó)有資本參股對(duì)社會(huì)責(zé)任敏感度低的民營(yíng)企業(yè)社會(huì)責(zé)任表現(xiàn)的提升作用更顯著。

根據(jù)上述理論分析和假設(shè)提出,得出全文的理論分析邏輯框架,如圖1所示。

圖1 邏輯框架圖

三、研究設(shè)計(jì)

(一)樣本選取與數(shù)據(jù)來(lái)源

考慮到和訊網(wǎng)自2010年起開(kāi)始披露企業(yè)社會(huì)責(zé)任評(píng)分?jǐn)?shù)據(jù),以2010—2020年滬深A(yù)股上市企業(yè)為研究對(duì)象。企業(yè)社會(huì)責(zé)任數(shù)據(jù)來(lái)自和訊網(wǎng),前十大股東性質(zhì)及持股比例等數(shù)據(jù)來(lái)自色諾芬數(shù)據(jù)庫(kù),其他財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)來(lái)源于國(guó)泰安數(shù)據(jù)庫(kù)。根據(jù)數(shù)據(jù)庫(kù)所提供的信息,選取實(shí)際控制人性質(zhì)為“民營(yíng)”的企業(yè),并對(duì)所獲得的數(shù)據(jù)作了如下處理:(1)剔除ST、*ST以及財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)不連貫的上市公司樣本當(dāng)年數(shù)據(jù)。(2)為了保持研究樣本企業(yè)資本結(jié)構(gòu)的一致性,剔除金融保險(xiǎn)類上市公司。(3)為避免財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)存在扭曲的可能性,剔除研究期間內(nèi)上市時(shí)間小于1年的公司樣本。(4)為消除預(yù)期結(jié)果受極端值的影響,所有連續(xù)型變量均進(jìn)行上下1%的縮尾處理。

(二)模型設(shè)定與變量定義

1.模型設(shè)定。借鑒李井林等(2021)的研究設(shè)計(jì),構(gòu)建如下模型檢驗(yàn)國(guó)有資本參股對(duì)民營(yíng)企業(yè)社會(huì)責(zé)任表現(xiàn)的影響:

(1)

式(1)中,CSPi,t為民營(yíng)企業(yè)i在t年度的社會(huì)責(zé)任表現(xiàn);Statei,t為民營(yíng)企業(yè)i在t年度所引入的國(guó)有股權(quán)比例,其系數(shù)為關(guān)注的重點(diǎn);Control為控制變量,則為誤差項(xiàng),反映那些未被觀察到的因素對(duì)因變量的影響。

2.變量定義。因變量為企業(yè)社會(huì)責(zé)任表現(xiàn)(CSP)。參考李井林(2021)[23]、董小紅(2021)[35]等做法,以和訊網(wǎng)企業(yè)社會(huì)責(zé)任報(bào)告評(píng)分作為因變量。該值越大,表明企業(yè)社會(huì)責(zé)任表現(xiàn)越好。

自變量為國(guó)有資本參股(State)。根據(jù)所收集的企業(yè)前十大股東性質(zhì)及其持股比例數(shù)據(jù),采用民營(yíng)企業(yè)是否存在國(guó)有資本參股(Dum_state)和國(guó)有資本參股比例(Num_state)作為因變量。具體定義為:當(dāng)樣本民營(yíng)企業(yè)前十大股東中包含國(guó)有股東時(shí),則視為存在國(guó)有資本參股,變量Dum_state賦值為1,否則為0;國(guó)有資本參股比例(Num_state)則為前十大股東中國(guó)有股東持股比例總和。

對(duì)以下變量進(jìn)行控制:股權(quán)集中度(Top10)、資產(chǎn)負(fù)債率(Lev)、成長(zhǎng)能力(Growth)、現(xiàn)金流比率(Cashflow)、董事會(huì)規(guī)模(Board)、董事會(huì)獨(dú)立性(Indepen)、兩職合一(Dual)、公司年齡(Age)。變量定義如下:

表1 變量定義

四、假設(shè)檢驗(yàn)結(jié)果分析

(一)描述性統(tǒng)計(jì)與相關(guān)性分析

表2是基本統(tǒng)計(jì)量結(jié)果,民營(yíng)企業(yè)社會(huì)責(zé)任表現(xiàn)(CSP)的均值為4.264、中位數(shù)為3.8、最大值與最小值相差25,表明上市民營(yíng)企業(yè)中承擔(dān)社會(huì)責(zé)任表現(xiàn)存在較大差異,并且約有一半企業(yè)社會(huì)責(zé)任表現(xiàn)低于平均值;國(guó)有資本參股(Dum_state、Num_state)的中位數(shù)為0,表明至少有50%的民營(yíng)企業(yè)中不存在國(guó)有資本參股;股權(quán)集中度(Top10)最大值為87.550、最小值為0.048、標(biāo)準(zhǔn)差為15.085,表明民營(yíng)企業(yè)股權(quán)集中度差異較大,再看平均值58.062,說(shuō)明我國(guó)民營(yíng)企業(yè)普遍存在股權(quán)過(guò)于集中現(xiàn)象。公司年齡(Age)均值為16(1)注:本文的公司年齡(FirmAge)是以公司成立年限加1取自然對(duì)數(shù)衡量的,因此由2.807換算得出公司年齡約為16。;虛擬變量社會(huì)責(zé)任敏感度(INDU)均值為0.741,說(shuō)明所選樣本中約有74%的企業(yè)屬于社會(huì)責(zé)任敏感性行業(yè)。

表2 主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)

進(jìn)一步對(duì)各變量進(jìn)行Pearson相關(guān)性檢驗(yàn),結(jié)果未報(bào)告(2)由于篇幅限制,相關(guān)性檢驗(yàn)、多重共線性檢驗(yàn)結(jié)果均未報(bào)告,若有所需,可向作者索取。。企業(yè)社會(huì)責(zé)任表現(xiàn)(CSP)與國(guó)有資本參股變量Dum_state和Num_state的Pearson相關(guān)系數(shù)分別為0.039、0.051,并且均在1%的水平上顯著,初步證實(shí)了假設(shè)H1;除了董事會(huì)獨(dú)立性(Indepen)和兩職合一(Dual),其他變量均與因變量(CSP)在1%的水平上呈現(xiàn)顯著正相關(guān)關(guān)系,而董事會(huì)獨(dú)立性和兩職合一與企業(yè)社會(huì)責(zé)任表現(xiàn)負(fù)相關(guān)。另外,通過(guò)多重共線性檢驗(yàn)結(jié)果得知主要變量之間不存在共線性問(wèn)題,預(yù)期不會(huì)對(duì)實(shí)證結(jié)果產(chǎn)生影響。

(二)單變量分析

樣本是否存在國(guó)有資本參股分組的單變量檢驗(yàn)結(jié)果如表3所示。可以看出,所選取的樣本中存在國(guó)有資本參股的企業(yè)少于國(guó)有資本非參股企業(yè);國(guó)有資本參股的民營(yíng)企業(yè)社會(huì)責(zé)任表現(xiàn)要顯著高于國(guó)有資本非參股企業(yè),并且國(guó)有資本參股與否在1%的置信水平通過(guò)了均值和中位數(shù)的T檢驗(yàn);另外,Mann-Whitney U檢驗(yàn)(又稱秩和檢驗(yàn))結(jié)果同樣表明兩者之間存在顯著差異。

表3 國(guó)有資本參股組間差異檢驗(yàn)結(jié)果

(三)多變量回歸分析

1.國(guó)有資本參股對(duì)民營(yíng)企業(yè)社會(huì)責(zé)任表現(xiàn)的影響。為檢驗(yàn)假設(shè)H1,首先采用普通最小二乘估計(jì)法(OLS)對(duì)模型(1)進(jìn)行回歸,檢驗(yàn)結(jié)果如表4的第(1)列所示。因變量Dum_state的回歸系數(shù)為正并且在1%的水平上顯著,說(shuō)明國(guó)有資本參股顯著正向影響民營(yíng)企業(yè)的社會(huì)責(zé)任表現(xiàn),支持假設(shè)H1。就控制變量來(lái)說(shuō),股權(quán)集中度(Top10)、公司成長(zhǎng)能力(Growth)、現(xiàn)金流比率(Cashflow)以及董事會(huì)規(guī)模(Board)均與企業(yè)社會(huì)責(zé)任表現(xiàn)顯著正相關(guān);資產(chǎn)負(fù)債率(Lev)卻與企業(yè)社會(huì)責(zé)任表現(xiàn)顯著負(fù)相關(guān),可能是因?yàn)楫?dāng)企業(yè)負(fù)債更多的時(shí)候往往都不愿意將資源用于提升社會(huì)責(zé)任表現(xiàn)上。另外,董事會(huì)獨(dú)立性(Indepen)和兩職合一(Dual)與企業(yè)社會(huì)責(zé)任水平在統(tǒng)計(jì)上不顯著,可能的原因是我國(guó)尚未形成完善發(fā)達(dá)的獨(dú)立董事市場(chǎng),董事會(huì)都由內(nèi)部董事所支配,這使得獨(dú)立董事制度的執(zhí)行大打折扣。

表4 假設(shè)檢驗(yàn)

經(jīng)過(guò)上述分析可得,國(guó)有資本參股提高1個(gè)百分點(diǎn),民營(yíng)企業(yè)社會(huì)責(zé)任表現(xiàn)則提高0.187個(gè)百分點(diǎn)。然而OLS回歸只能得到國(guó)有資本參股對(duì)民營(yíng)企業(yè)社會(huì)責(zé)任表現(xiàn)的條件期望影響,并且最小二乘模型中殘差平方和容易受到極端值的影響,回歸結(jié)果難免出現(xiàn)偏誤。再者OLS回歸只能大體上反映自變量對(duì)因變量的影響,對(duì)處于不同分位點(diǎn)的因變量,自變量是否也能起到作用我們無(wú)從得知。基于此,采用Koenker &Bassett(1978)提出的分位數(shù)回歸對(duì)模型(1)進(jìn)行再次檢驗(yàn)。分位數(shù)回歸是對(duì)均值回歸的拓展,分位數(shù)回歸假設(shè)因變量(企業(yè)社會(huì)責(zé)任表現(xiàn)CSP)條件分布的分位數(shù)是自變量(國(guó)有資本參股Dum_state)的線性函數(shù),可以估計(jì)自變量對(duì)因變量在每個(gè)分位點(diǎn)上的影響。表4的(2)～(6)列顯示了0.1、0.3、0.5、0.7和0.9共5個(gè)分位點(diǎn)的回歸結(jié)果?？梢钥闯?只有0.1和0.3兩個(gè)分位點(diǎn)顯著;從0.5分位點(diǎn)到0.9分位點(diǎn),隨著分位點(diǎn)的升高,國(guó)有資本參股對(duì)民營(yíng)企業(yè)社會(huì)責(zé)任表現(xiàn)的影響在整體上逐漸減弱,但是在統(tǒng)計(jì)上并不顯著,原因可能是當(dāng)企業(yè)社會(huì)責(zé)任表現(xiàn)本身就比較高時(shí)幾乎不會(huì)受到國(guó)有資本參股與否的影響。

2.分組檢驗(yàn)。從企業(yè)內(nèi)部控制質(zhì)量、企業(yè)所屬地區(qū)市場(chǎng)化程度以及企業(yè)社會(huì)責(zé)任敏感度等方面展開(kāi)。

(1)企業(yè)內(nèi)部控制質(zhì)量的影響。采用迪博內(nèi)部控制指數(shù)對(duì)企業(yè)內(nèi)部控制質(zhì)量加以量化,并按照年度中位數(shù)分為高低組。檢驗(yàn)結(jié)果如表5列(1)和列(2)所示,在內(nèi)部控制質(zhì)量低組Dum_state的系數(shù)在更大且在更高的顯著性水平上顯著,表明國(guó)有資本參股在內(nèi)部控制質(zhì)量低的民營(yíng)企業(yè)中發(fā)揮效用更顯著,假設(shè)H2得證。Sobel檢驗(yàn)同樣證實(shí)了這一點(diǎn)。

表5 分組檢驗(yàn)

表6 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

(2)企業(yè)所屬地區(qū)市場(chǎng)化程度的影響。采用樊綱市場(chǎng)化指數(shù)來(lái)衡量地區(qū)的市場(chǎng)化程度(3)注:由于方案告知書只更新到2016年,其余四年是根據(jù)平均增長(zhǎng)率推算所得。。檢驗(yàn)結(jié)果如列(3)和列(4)所示,市場(chǎng)化程度高組Dum_state的系數(shù)在1%的水平上顯著為正,而在低組系數(shù)不顯著,表明國(guó)有股權(quán)參與對(duì)民營(yíng)企業(yè)社會(huì)責(zé)任表現(xiàn)的影響僅在市場(chǎng)化程度較高的地區(qū)起作用,假設(shè)H3未得到支持?？赡苁且?yàn)槭袌?chǎng)化程度低的地區(qū)所面臨的環(huán)境壓力較小,企業(yè)通過(guò)社會(huì)責(zé)任表現(xiàn)來(lái)向投資者傳遞信息的意愿較小。

(3)企業(yè)社會(huì)責(zé)任敏感度的影響。高勇強(qiáng)等(2012)[39]認(rèn)為社會(huì)責(zé)任敏感度高的企業(yè)往往因環(huán)境污染、食品安全等問(wèn)題受到社會(huì)公眾的關(guān)注。為轉(zhuǎn)移公眾注意力,避免不負(fù)責(zé)任行為被報(bào)道,社會(huì)責(zé)任敏感度高的企業(yè)通常會(huì)積極承擔(dān)社會(huì)責(zé)任。參考以往文獻(xiàn)的做法,按照證監(jiān)會(huì)《上市公司行業(yè)分類指引》進(jìn)行行業(yè)分類(4)注:將采掘業(yè)、食品行業(yè)、重污染行業(yè)(主要包括冶金、化工、石化、煤炭、火電、建材、造紙、釀造、制藥、發(fā)酵、紡織、制革和采礦業(yè))列為社會(huì)責(zé)任敏感性行業(yè),若樣本企業(yè)屬于上述行業(yè)取1,否則取0。。檢驗(yàn)結(jié)果列(5)和列(6)所示,在兩組中Dum_state的系數(shù)均顯著為正,表明社會(huì)責(zé)任敏感度高與否,國(guó)有資本參股均能提高民營(yíng)企業(yè)社會(huì)責(zé)任表現(xiàn),而在敏感度低組該作用更顯著,并且通過(guò)了Sobel的組間系數(shù)差異檢驗(yàn),假設(shè)H4得到支持。

3.穩(wěn)健性檢驗(yàn)。(1)自變量滯后一期。為解決自變量與因變量互為因果導(dǎo)致的內(nèi)生問(wèn)題,將自變量滯后一期再進(jìn)行檢驗(yàn),回歸結(jié)果未發(fā)生實(shí)質(zhì)變化。(2)雙向固定效應(yīng)模型?；趯?duì)未觀測(cè)到的不隨時(shí)間變化的企業(yè)個(gè)體異質(zhì)性的考慮,同時(shí)固定企業(yè)個(gè)體和時(shí)間效應(yīng),重新進(jìn)行回歸估計(jì)。(3)替換變量。第一,借鑒羅宏和秦際棟(2019)對(duì)國(guó)有資本參股的認(rèn)定方法,采用企業(yè)前十大股東中國(guó)有股東持股比例總和(Num_state)對(duì)自變量進(jìn)行替換。第二,借鑒買生和楊一蘇(2017)[51]的做法,采用每股社會(huì)貢獻(xiàn)值來(lái)衡量企業(yè)社會(huì)責(zé)任表現(xiàn)(5)具體計(jì)算公式:每股社會(huì)貢獻(xiàn)值=(凈利潤(rùn)+所得稅費(fèi)用+稅金及附加+財(cái)務(wù)費(fèi)用+應(yīng)付職工薪酬年末數(shù)-應(yīng)付職工薪酬年初數(shù)+支付給職工以及為職工支付的現(xiàn)金+公益性捐贈(zèng))/年末總股數(shù)。。(4)改變樣本范圍。以2013年為時(shí)間節(jié)點(diǎn),檢驗(yàn)混合所有制改革對(duì)民營(yíng)企業(yè)社會(huì)責(zé)任表現(xiàn)的影響。一系列檢驗(yàn)結(jié)果均與前文基本一致,進(jìn)一步證明研究結(jié)論具有穩(wěn)健性。

4.機(jī)制檢驗(yàn)。前文結(jié)果表明,國(guó)有資本參股能夠正向影響民營(yíng)企業(yè)社會(huì)責(zé)任表現(xiàn),通過(guò)幾組穩(wěn)健性檢驗(yàn),得出一致的結(jié)論。那么,國(guó)有資本參股是如何影響企業(yè)社會(huì)責(zé)任表現(xiàn)的,背后的表現(xiàn)路徑又是怎樣的呢?根據(jù)前文分析可知,國(guó)有資本參股能夠緩解民營(yíng)企業(yè)的融資約束,以此提升其社會(huì)責(zé)任表現(xiàn)。而有學(xué)者研究發(fā)現(xiàn)異質(zhì)資本也可通過(guò)提高資產(chǎn)配置效率來(lái)影響企業(yè)社會(huì)責(zé)任行為(董小紅等,2021)[35]。對(duì)此,國(guó)有資本參股究竟是通過(guò)融資約束機(jī)制影響民營(yíng)企業(yè)社會(huì)責(zé)任,還是通過(guò)資源配置機(jī)制?抑或兩者兼而有之?下面分別對(duì)這兩條路徑進(jìn)行機(jī)制檢驗(yàn)。

(1)國(guó)有資本參股影響民營(yíng)企業(yè)社會(huì)責(zé)任表現(xiàn)的融資約束機(jī)制。以SA指數(shù)作為融資約束的衡量指標(biāo)(6)具體公式:SA=-0.737Size+0.043Size2-0.04Age;其中,Size為企業(yè)規(guī)模,以企業(yè)總資產(chǎn)取對(duì)數(shù)來(lái)衡量;Age為企業(yè)年齡,以樣本觀測(cè)年份減去企業(yè)注冊(cè)年份來(lái)衡量;借鑒董小紅等(2021)對(duì)SA指數(shù)進(jìn)行了取絕對(duì)值的處理,該指數(shù)越大,說(shuō)明企業(yè)融資約束程度越大。,檢驗(yàn)結(jié)果如表7列(1)和列(2)所示。列(1)反映了國(guó)有資本參股與融資約束顯著負(fù)相關(guān);列(2)反映了加入融資約束這一中介變量后,Dum_state系數(shù)相比表4列(1)有所減小,融資約束系數(shù)為負(fù),表明國(guó)有資本參股能夠有效緩解融資約束,進(jìn)而提升民營(yíng)企業(yè)社會(huì)責(zé)任表現(xiàn)。另外,Sobel檢驗(yàn)的Z統(tǒng)計(jì)量在1%的水平上顯著,進(jìn)一步證實(shí)了融資約束的中介效應(yīng)。

表7 機(jī)制檢驗(yàn)

(2)國(guó)有資本參股影響民營(yíng)企業(yè)社會(huì)責(zé)任表現(xiàn)的資源配置機(jī)制。選取資產(chǎn)收益率(ROA)度量企業(yè)的資產(chǎn)配置效率,該值越大效率越高。列(3)反映了國(guó)有資本參股正向影響資產(chǎn)配置效率;列(4)反映了資產(chǎn)配置效率在國(guó)有資本參股與民營(yíng)企業(yè)社會(huì)責(zé)任表現(xiàn)之間發(fā)揮的中介效應(yīng)也成立。

綜上,國(guó)有資本參股影響民營(yíng)企業(yè)社會(huì)責(zé)任表現(xiàn)有兩條路徑,即緩解融資約束和提高資源配置效率,這主要是因?yàn)楫愘|(zhì)資本在緩解民營(yíng)企業(yè)融資約束的同時(shí)在一定程度上也提高了民營(yíng)企業(yè)的資產(chǎn)配置效率,從而促進(jìn)社會(huì)責(zé)任表現(xiàn)的提升。

五、結(jié)論與啟示

激活非國(guó)有企業(yè)活力,支持非國(guó)有經(jīng)濟(jì)健康持續(xù)發(fā)展是現(xiàn)階段重點(diǎn)關(guān)注的議題之一。選取2010—2020年A股上市民營(yíng)企業(yè)為樣本,研究分析民營(yíng)企業(yè)與國(guó)有資本的合作對(duì)社會(huì)責(zé)任表現(xiàn)的影響,結(jié)果表明:(1)國(guó)有資本參股顯著提升了民營(yíng)企業(yè)社會(huì)責(zé)任表現(xiàn)。(2)從國(guó)有資本參股與民營(yíng)企業(yè)社會(huì)責(zé)任表現(xiàn)的傳導(dǎo)機(jī)制看,國(guó)有股權(quán)即可緩解民營(yíng)企業(yè)融資約束,也可提高資源配置效率,從而達(dá)到企業(yè)社會(huì)責(zé)任表現(xiàn)的提升效果。(3)從內(nèi)外部環(huán)境因素的調(diào)節(jié)效應(yīng)看,地區(qū)市場(chǎng)化程度與國(guó)有資本參股存在一定的互補(bǔ)效應(yīng),在市場(chǎng)化程度較高的地區(qū),國(guó)有資本參股對(duì)民營(yíng)企業(yè)社會(huì)責(zé)任表現(xiàn)的影響更顯著,而在市場(chǎng)化程度較低的地區(qū),該作用就不那么明顯;社會(huì)責(zé)任敏感度和企業(yè)內(nèi)部控制質(zhì)量則與國(guó)有資本參股呈現(xiàn)出一定的替代效應(yīng),即國(guó)有資本參股對(duì)民營(yíng)企業(yè)社會(huì)責(zé)任表現(xiàn)的影響在社會(huì)責(zé)任敏感度低且內(nèi)部控制質(zhì)量差的企業(yè)更顯著。

政策啟示是:(1)積極推進(jìn)異質(zhì)資本合作,提高企業(yè)資源獲取能力,進(jìn)行資源合理配置。結(jié)果表明,民營(yíng)企業(yè)通過(guò)與國(guó)有資本合作,形成多元化的股權(quán)主體,能在一定高程度上得到政府庇護(hù),獲得更多補(bǔ)貼與稅收優(yōu)惠,從而緩解自身融資約束,并相應(yīng)承擔(dān)國(guó)有資本的政策性負(fù)擔(dān),提升社會(huì)責(zé)任表現(xiàn)。因此,民營(yíng)企業(yè)混合所有制改革需從廣度和深度同時(shí)推進(jìn),實(shí)現(xiàn)異質(zhì)資本的相互融合,相互制衡。(2)環(huán)境是影響企業(yè)行為決策的重要因素。民營(yíng)企業(yè)能否持續(xù)健康發(fā)展,更多取決于國(guó)有資本參股是否真正發(fā)揮其優(yōu)勢(shì),內(nèi)外部環(huán)境是否為其提供保障。研究發(fā)現(xiàn),地區(qū)市場(chǎng)化程度越高,國(guó)有資本參股對(duì)民營(yíng)企業(yè)社會(huì)責(zé)任表現(xiàn)的提升作用越明顯。因此,提高民營(yíng)企業(yè)社會(huì)責(zé)任表現(xiàn)還需從根源上解決民營(yíng)企業(yè)所面臨的制度困境,力求營(yíng)造良好的營(yíng)商環(huán)境。