內(nèi)外部社會責(zé)任與全要素生產(chǎn)率
——基于利益相關(guān)者視角

李 莉,李 師

(鄭州大學(xué) 商學(xué)院,河南 鄭州 450001)

我國經(jīng)濟(jì)正在從高速增長階段轉(zhuǎn)向高質(zhì)量發(fā)展階段。作為實現(xiàn)我國經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量與可持續(xù)發(fā)展的重要路徑,提高全要素生產(chǎn)率為推動質(zhì)量變革、效率變革、動力變革等提供了不竭動力。全要素生產(chǎn)率作為評價經(jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量的重要指標(biāo),是單位投入的產(chǎn)出水平,是除資本、勞動等要素投入外由技術(shù)進(jìn)步和管理水平提高所帶來的剩余,也是企業(yè)持續(xù)競爭力的重要來源[1]。企業(yè)是社會的基本組成單元,經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的實現(xiàn)是以企業(yè)的高質(zhì)量發(fā)展為基礎(chǔ)的,然而在經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型攻堅期,食品安全、環(huán)境污染、資源短缺、員工健康與安全、誠信危機(jī)等問題不斷出現(xiàn),影響了企業(yè)的可持續(xù)發(fā)展,也制約了經(jīng)濟(jì)的高質(zhì)量發(fā)展。因此,企業(yè)應(yīng)積極履行社會責(zé)任,將社會責(zé)任全面融入企業(yè)戰(zhàn)略管理, 實現(xiàn)企業(yè)與社會、企業(yè)與環(huán)境、企業(yè)與企業(yè)之間的協(xié)調(diào)發(fā)展。

企業(yè)履行社會責(zé)任是企業(yè)經(jīng)營發(fā)展不可忽視的重要環(huán)節(jié)。企業(yè)履行社會責(zé)任向公眾傳遞了企業(yè)主動履責(zé)和自覺接受監(jiān)督的信號,能夠獲取外部投資者的支持與青睞,從而吸納更多資源,進(jìn)而對企業(yè)績效產(chǎn)生積極影響[2]。同時,企業(yè)履行社會責(zé)任也可能帶有被動與防御的傾向,履行社會責(zé)任被當(dāng)作面子工程,成為管理者逐利行為的遮掩工具,這將增加企業(yè)經(jīng)營風(fēng)險、浪費企業(yè)資源[3]。目前學(xué)界中,關(guān)于企業(yè)社會責(zé)任與全要素生產(chǎn)率兩者關(guān)系的研究,實證結(jié)論不統(tǒng)一:有研究發(fā)現(xiàn)企業(yè)履行社會責(zé)任具有資源集聚效應(yīng)[4],能提高企業(yè)聲譽和改善管理層短視行為[5],從而提高企業(yè)競爭力和運行效率;也有部分學(xué)者發(fā)現(xiàn)兩者之間呈負(fù)向關(guān)系或不顯著關(guān)系[6-7]。

一方面,企業(yè)的可支配資源是有限的,企業(yè)履行社會責(zé)任會占用企業(yè)現(xiàn)有的發(fā)展資源,一定程度上會加重企業(yè)財務(wù)負(fù)擔(dān),進(jìn)而影響企業(yè)資源配置和生產(chǎn)效率。另一方面,企業(yè)積極履行社會責(zé)任,處理好與利益相關(guān)者的關(guān)系,傳遞了更多積極信號,能為企業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營帶來更多、更優(yōu)質(zhì)的資源,進(jìn)而緩解資金約束問題。企業(yè)履行社會責(zé)任的動機(jī)不同,可能會給企業(yè)帶來不同的影響。新制度理論認(rèn)為,企業(yè)會戰(zhàn)略性地采取兩類活動:一類是以內(nèi)部為重點,目的在于實現(xiàn)結(jié)構(gòu)變革;另一類是以外部為重點,目的在于獲得外部組織的認(rèn)可[8]。

因此,可以根據(jù)內(nèi)外部利益相關(guān)者的劃分將企業(yè)社會責(zé)任劃分為內(nèi)部社會責(zé)任與外部社會責(zé)任,并厘清不同利益相關(guān)者在企業(yè)社會責(zé)任與全要素生產(chǎn)率關(guān)系中的作用效果,進(jìn)而探討融資約束與技術(shù)創(chuàng)新的作用機(jī)制。本文的邊際貢獻(xiàn)可能體現(xiàn)在:一是拓展了企業(yè)社會責(zé)任的研究視角,相較于以往從整體來研究企業(yè)社會責(zé)任與全要素生產(chǎn)率的關(guān)系,本文將社會責(zé)任劃分內(nèi)部社會責(zé)任與外部社會責(zé)任,探討內(nèi)部、外部社會責(zé)任及兩者不一致對企業(yè)全要素生產(chǎn)率作用的差異,為企業(yè)履行內(nèi)、外部社會責(zé)任提供啟示;二是將技術(shù)創(chuàng)新與融資約束引入內(nèi)、外部社會責(zé)任與全要素生產(chǎn)率實證模型中,探討技術(shù)創(chuàng)新與融資約束在企業(yè)內(nèi)、外部社會責(zé)任與全素要生產(chǎn)率之間的作用差異,豐富了內(nèi)、外部社會責(zé)任與全要素生產(chǎn)率的機(jī)制研究。

1 理論分析與研究假設(shè)

1.1 企業(yè)社會責(zé)任與全要素生產(chǎn)率

資源依賴?yán)碚撜J(rèn)為,企業(yè)會同所處的環(huán)境內(nèi)的控制發(fā)展資源的其他組織進(jìn)行互動,以獲取所需資源。企業(yè)履行社會責(zé)任、發(fā)布社會責(zé)任報告,實際上是一種與利益相關(guān)方相互溝通的手段,不僅能獲得有形資源,也能積累社會資本等企業(yè)發(fā)展所需的潛在資源。企業(yè)在衡量、比較社會資本的邊際收益和邊際成本的過程中,不斷調(diào)整資源的投入和產(chǎn)出,以實現(xiàn)效率最優(yōu)化[9]。企業(yè)履行社會責(zé)任,將利益相關(guān)者納入企業(yè)治理機(jī)制,有助于發(fā)揮外部監(jiān)督機(jī)制對內(nèi)部人決策的治理效應(yīng),減少管理者的短視行為[10],使其更加注重企業(yè)長期發(fā)展,從而有利于全要素生產(chǎn)率的提高。

企業(yè)履行內(nèi)部社會責(zé)任主要是滿足企業(yè)股東和員工等的利益訴求。企業(yè)履行對股東的責(zé)任,就是在合法合規(guī)的基礎(chǔ)上合理利用股東投入的資金,提高資金使用效率[11],從而提高企業(yè)效率。企業(yè)履行對員工的責(zé)任,就是不斷提高員工工作滿意度,促進(jìn)企業(yè)目標(biāo)與員工目標(biāo)的一致性。當(dāng)企業(yè)目標(biāo)與員工目標(biāo)一致時,員工的組織認(rèn)同感會提高,一定程度上降低了員工對本身利益與組織利益的感知差異,有助于抑制員工負(fù)面情緒的產(chǎn)生[12],從而實現(xiàn)企業(yè)目標(biāo)。并且,當(dāng)企業(yè)對員工創(chuàng)新失敗率的容忍程度較高時,也能在一定程度上減輕員工的顧慮,有效激發(fā)員工創(chuàng)新積極性,從而帶來企業(yè)管理成本的下降與效率的提升[13]。因此,企業(yè)履行內(nèi)部社會責(zé)任能提高企業(yè)經(jīng)濟(jì)效益。

企業(yè)外部社會責(zé)任包括對社區(qū)、環(huán)境、供應(yīng)商和消費者等外部利益相關(guān)者所履行的社會責(zé)任。企業(yè)維護(hù)穩(wěn)定的供應(yīng)商關(guān)系,可以減少庫存、降低采購成本、保證采購質(zhì)量和合作開發(fā)新產(chǎn)品等,從而減輕企業(yè)的經(jīng)營風(fēng)險、降低運營成本。企業(yè)積極履行對消費者的社會責(zé)任可以增加消費者對企業(yè)的認(rèn)同感和忠誠度,有利于穩(wěn)定客源、提高企業(yè)的品牌價值[11]。消費者傾向于購買那些主動履行責(zé)任、積極投身公益環(huán)保事業(yè)及維護(hù)企業(yè)員工利益等社會責(zé)任表現(xiàn)良好的企業(yè)的產(chǎn)品,并愿意為此支付更高議價[14]。外部社會責(zé)任涉及更多的是企業(yè)在環(huán)保和社會方面的投入,這些都有助于加強(qiáng)企業(yè)在外部利益相關(guān)者中的組織合法性和聲譽[15],有利于企業(yè)的長期發(fā)展。

基于以上分析,本文提出假設(shè):

H1:企業(yè)履行社會責(zé)任能夠促進(jìn)全要素生產(chǎn)率的提高;

H1a:企業(yè)履行內(nèi)部社會責(zé)任能夠促進(jìn)全要素生產(chǎn)率的提高;

H1b:企業(yè)履行外部社會責(zé)任能夠促進(jìn)全要素生產(chǎn)率的提高。

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

技術(shù)創(chuàng)新是企業(yè)競爭力的重要來源,是一項投入大、時間長、不確定性高的活動。社會責(zé)任意識較強(qiáng)的管理層通常具有比較長遠(yuǎn)的戰(zhàn)略眼光,因而具有較強(qiáng)創(chuàng)新意識。

從內(nèi)部社會責(zé)任來看,當(dāng)企業(yè)履行較好的股東責(zé)任時,能夠增加股東的信任。當(dāng)股東認(rèn)為企業(yè)經(jīng)理人值得信任時,將會更加支持企業(yè)的創(chuàng)新決策,從而降低新產(chǎn)品開發(fā)過程中的交易成本和機(jī)會主義行為,進(jìn)而提高企業(yè)創(chuàng)新的效率[16]。當(dāng)企業(yè)履行較好的員工責(zé)任時,能增加員工的職業(yè)安全感,從而減輕由于創(chuàng)新失敗而產(chǎn)生的顧慮,激發(fā)員工的創(chuàng)新積極性[17]。因此,企業(yè)履行內(nèi)部社會責(zé)任能夠有效提高企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新水平,對全要素生產(chǎn)率的提高具有正向作用。從外部社會責(zé)任來看,當(dāng)企業(yè)積極履行外部社會責(zé)任時,可以幫助企業(yè)獲得良好的聲譽[18],為維持和提升現(xiàn)有的聲譽,管理層會形成自我約束,相應(yīng)地減少代理人問題,從而促進(jìn)企業(yè)的持續(xù)創(chuàng)新行為[19]。

結(jié)合以上分析,本文提出假設(shè):

H2:企業(yè)履行社會責(zé)任可以提高技術(shù)創(chuàng)新從而提高企業(yè)全要素生產(chǎn)率;

H2a:企業(yè)履行內(nèi)部社會責(zé)任可以提高技術(shù)創(chuàng)新從而提高企業(yè)全要素生產(chǎn)率;

H2b:企業(yè)履行外部社會責(zé)任可以提高技術(shù)創(chuàng)新從而提高企業(yè)全要素生產(chǎn)率。

1.3 企業(yè)社會責(zé)任、融資約束與全要素生產(chǎn)率

融資約束會影響企業(yè)在生產(chǎn)方面的投入,影響企業(yè)投資決策與資源配置,進(jìn)而影響企業(yè)全要素生產(chǎn)率的提高。當(dāng)企業(yè)進(jìn)行固定資產(chǎn)投資時,由于借貸約束的存在,固定資產(chǎn)投資水平將低于最優(yōu)的投資水平[20],企業(yè)的生產(chǎn)效率將會受到影響。當(dāng)企業(yè)融資困難時,即使企業(yè)可以獲取部分資本,但也要承受較高的成本代價,企業(yè)的資本結(jié)構(gòu)將無法達(dá)到最優(yōu)狀態(tài)[21],從而出現(xiàn)生產(chǎn)要素不匹配現(xiàn)象,進(jìn)而影響全要素生產(chǎn)率的提升。

融資約束的產(chǎn)生主要源于信息不對稱,即投資者無法掌握公司全部信息。企業(yè)履行社會責(zé)任時所傳遞的非財務(wù)信息可以使投資者更加了解企業(yè),一定程度上緩解了信息不對稱程度。社會責(zé)任表現(xiàn)突出的企業(yè),更容易獲得較低的銀行貸款利率和較長期限的貸款,以及進(jìn)行更低的股權(quán)融資[22-24]。企業(yè)履行內(nèi)部社會責(zé)任,能夠幫助企業(yè)取得較高水平的經(jīng)營業(yè)績[25],從而獲得市場投資者的認(rèn)可與青睞,進(jìn)而更容易從資本市場中獲得融資。從外部社會責(zé)任的角度來看,企業(yè)與外界利益相關(guān)者建立良好關(guān)系,能夠改善企業(yè)形象,帶來更多的聲譽資本[26],而聲譽能夠降低信息不對稱產(chǎn)生的事前信息搜集成本和事后監(jiān)督成本,進(jìn)而緩解企業(yè)融資約束[27]。企業(yè)外部社會責(zé)任是政府職能的一種補充,相較于內(nèi)部社會責(zé)任更容易被政府看到,可以成為企業(yè)獲取政治資源的手段[28]。并且,當(dāng)企業(yè)履行更多的環(huán)境治理與慈善捐贈等方面的社會義務(wù)時,其向政府傳遞的是積極履行社會責(zé)任的信號,能夠得到更多的政策支持。

基于以上分析,本文提出假設(shè):

H3:企業(yè)履行社會責(zé)任能緩解企業(yè)融資約束壓力從而提高企業(yè)全要素生產(chǎn)率;

H3a:企業(yè)履行內(nèi)部社會責(zé)任能緩解企業(yè)融資約束壓力從而提高企業(yè)全要素生產(chǎn)率;

H3b:企業(yè)履行外部社會責(zé)任能緩解企業(yè)融資約束壓力從而提高企業(yè)全要素生產(chǎn)率。

1.4 內(nèi)外部社會責(zé)任不一致的調(diào)節(jié)作用

在實際情況中,如果企業(yè)沒有平衡好內(nèi)外部社會責(zé)任的履行,出現(xiàn)一種社會責(zé)任的履行程度超過或落后于另一種社會責(zé)任,就會出現(xiàn)企業(yè)履行內(nèi)外部社會責(zé)任不一致的情況。如果企業(yè)履行了較多的內(nèi)部社會責(zé)任而忽視了外部利益相關(guān)者,那么將難以得到外部利益相關(guān)者的支持。如果企業(yè)履行的社會責(zé)任沒有向外界進(jìn)行充分的傳達(dá),那么很有可能被外界認(rèn)為其沒有很好地履行社會責(zé)任,這將影響企業(yè)聲譽,對企業(yè)發(fā)展產(chǎn)生負(fù)面影響。當(dāng)企業(yè)更多履行的是外部社會責(zé)任時,可能會獲得公眾認(rèn)可,但如果缺少內(nèi)部活動與之匹配,也可能被外界認(rèn)為是在進(jìn)行虛假宣傳。當(dāng)企業(yè)履行的外部社會責(zé)任大于內(nèi)部社會責(zé)任時,員工會覺得自身沒有受到與外界利益相關(guān)者同等的重視,從而產(chǎn)生消極情緒,降低工作激情[29],這將不利于企業(yè)健康發(fā)展。

據(jù)此,本文提出假設(shè):

H4:企業(yè)履行內(nèi)外部社會責(zé)任不一致會削弱企業(yè)社會責(zé)任對全要素生產(chǎn)率的正向影響。

2 研究設(shè)計

2.1 研究樣本及數(shù)據(jù)來源

本文以滬深兩市A股上市企業(yè)為研究對象,由于和訊網(wǎng)社會責(zé)任評分自2010年開始,所以選擇樣本期間為2010—2021年。剔除ST或*ST等經(jīng)營異常的公司樣本;剔除金融類和主要變量有缺失的公司樣本;為了避免極端值對實證結(jié)果可能造成的偏差,對連續(xù)變量進(jìn)行了上下1%的縮尾處理,最終得到3915個企業(yè)的29774個有效樣本。企業(yè)社會責(zé)任數(shù)據(jù)來自和訊網(wǎng),研發(fā)投入數(shù)據(jù)來自中國研究服務(wù)平臺CNRDS,其余數(shù)據(jù)均來自國泰安數(shù)據(jù)庫。

2.2 變量定義

2.2.1 被解釋變量

本文選取的被解釋變量為全要素生產(chǎn)率(tfp)。本文參考魯曉東等[30]的研究,采用Levinsohn和Petrin提出的全要素生產(chǎn)率估計方法。

2.2.2 解釋變量

本文選取的解釋變量為企業(yè)社會責(zé)任(csr)。借鑒王正軍等[31]的變量衡量方式,采用和訊網(wǎng)每年公布的企業(yè)社會責(zé)任綜合評分來測度。其中,以對股東和員工的權(quán)益履行情況衡量內(nèi)部社會責(zé)任(icsr)履行情況,以對供應(yīng)商、客戶、消費者、社會和環(huán)境的權(quán)益履行情況衡量外部社會責(zé)任(ecsr)履行情況。

2.2.3 融資約束

融資約束(sa)本身難以量化,國內(nèi)外學(xué)者通常借助一些變量作為指標(biāo)。常見的測度方法為SA指數(shù),計算公式為SA=-0.737×SIZE+0.043×SIZE^2-0.04×AGE。其中,SIZE為企業(yè)總資產(chǎn)的自然對數(shù),AGE為企業(yè)經(jīng)營年度。由于該指數(shù)的計算不包含財務(wù)數(shù)據(jù),避免了內(nèi)生性影響,結(jié)果比較穩(wěn)健。因此,本文采用SA指數(shù)來測度融資約束的程度,其值越大,說明融資約束情況越嚴(yán)重。

2.2.4 技術(shù)創(chuàng)新

參考林玲等[32]的變量選取,用企業(yè)當(dāng)年研發(fā)投入的對數(shù)衡量企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新投入(rd)。

2.2.5 內(nèi)外部社會責(zé)任不一致

參照劉宗華等[29]的方法,通過內(nèi)外部社會責(zé)任的差值來計算社會責(zé)任履行不一致的程度,由于數(shù)值有正有負(fù),因此取絕對值來衡量。

2.2.6 控制變量

參考現(xiàn)有研究,本文選取了企業(yè)規(guī)模、企業(yè)年齡、凈資產(chǎn)收益率、股權(quán)集中度、董事會規(guī)模、獨立董事占比、兩職合一、企業(yè)價值等作為控制變量。具體變量及變量定義見表1。

表1 變量及定義

2.3 模型設(shè)計

參照王正軍等[31]構(gòu)建的模型構(gòu)建了本文的模型(1),用來檢驗假設(shè)1。

tfpi,t=β0+β1csri,t/icsri,t/ecsri,t+β2controlsi,t+

β3∑industry+β4∑year+εi,t

(1)

其中,tfp等變量參照表1;controls表示控制變量,為控制行業(yè)和年份的影響,本文加入了行業(yè)和年份效應(yīng);i代表企業(yè)個體;t表示年份;ε為隨機(jī)誤差項;β0為常數(shù)項,β1—β4為待定系數(shù)。據(jù)上述分析,預(yù)期β1符號為正,即企業(yè)社會責(zé)任對全要素生產(chǎn)率具有正向影響。

為驗證假設(shè)2、假設(shè)3,本文參考江艇[33]的研究,構(gòu)建了模型(2)來檢驗解釋變量對中介變量的影響。

medi,t=α0+α1csri,t/icsri,t/ecsrit+α2controlsi,t+

α3∑industry+α4∑year+εi,t

(2)

其中,med代表中介變量,包括技術(shù)創(chuàng)新(rd)和融資約束(sa);α0為常數(shù)項,α1—α4為待定系數(shù)。

為驗證假設(shè)4,本文構(gòu)建了模型(3):

tfpi,t=α5+α6csri,t+α7gapi,t+α8c_csri,t*

c_gapi,t+α9controlsi,t+α10∑industry+

α11∑year+εi,t

(3)

為避免多重共線性的影響,對csr與gap進(jìn)行了中心化處理。其中,α5為常數(shù)項,α6—α11為待定系數(shù);c_csr和c_gap分別為中心化的企業(yè)社會責(zé)任與內(nèi)外部社會責(zé)任不一致。

3 實證結(jié)果與分析

3.1 描述性統(tǒng)計

對主要變量進(jìn)行了描述性統(tǒng)計,結(jié)果如表2所示。LP法計算的tfp均值為16.02,最大值為18.99,最小值為13.81,標(biāo)準(zhǔn)差為1.04。從csr來看,平均值為23.86,最小值為-3.52,最大值為73.77,標(biāo)準(zhǔn)差為15.11,說明樣本企業(yè)社會責(zé)任履行情況千差萬別,整體上我國上市企業(yè)社會責(zé)任履行情況不理想,社會責(zé)任報告質(zhì)量不佳。內(nèi)外部社會責(zé)任上,icsr平均值為16.43,ecsr平均值為7.42,整體上內(nèi)部社會責(zé)任履行情況較外部社會責(zé)任好,但平均水平都較低,差異較大。size、roe的標(biāo)準(zhǔn)差分別為1.29、0.14,說明各企業(yè)之間存在一定區(qū)別。ownship均值為34.62,與中國上市企業(yè)股權(quán)比較集中的特點相符合。tobinq值大致為2,說明樣本公司市值是總資產(chǎn)的2倍左右。企業(yè)規(guī)模不同,董事會人數(shù)會存在區(qū)別,獨立董事占比也有差異,兩職合一的均值為0.29,說明大致3成上市企業(yè)存在兩職合一的情況。

表2 描述性統(tǒng)計

3.2 回歸結(jié)果分析

表3報告了模型(1)的實證結(jié)果。從第(1)列看,企業(yè)社會責(zé)任在1%的顯著性水平下與全要素生產(chǎn)率正相關(guān),證實了企業(yè)履行社會責(zé)任有利于全要素生產(chǎn)率的提高;第(2)列加入控制變量后,顯著性不變。從(3)(4)列看,內(nèi)部社會責(zé)任與全要素生產(chǎn)率在1%的水平下顯著正相關(guān)。從(5)(6)列看,外部社會責(zé)任與全要素生產(chǎn)率在1%的水平下顯著正相關(guān)。從系數(shù)大小看,內(nèi)部社會責(zé)任對全要素生產(chǎn)率的影響更大。上述結(jié)果證實了本文的假設(shè)H1、H1a、H1b。

表3 回歸結(jié)果

注:*、**、*** 分別代表在10% 、5%、1%水平下顯著,括號內(nèi)數(shù)字為t值;表4—表10同。

3.3 穩(wěn)健性檢驗

3.3.1 改變被解釋變量的計算方法

Olley和Pakes發(fā)展了基于一致半?yún)?shù)估計值的方法,該方法以投資額為代理變量,但并非每個企業(yè)都有正的投資額,所以樣本損失較多,因此,本文采用OP方法計算的全要素生產(chǎn)率進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗。Wooldridge在OP方法與LP方法的基礎(chǔ)上進(jìn)行了改進(jìn),在異方差和序列相關(guān)的情況下能得到穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤,因此,本文采用Wooldridge估計方法計算的全要素生產(chǎn)率進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗。如表4所示,(1)(2)(3)列是采用OP方法計算的企業(yè)全要素生產(chǎn)率,(4)(5)(6)列是采用Wooldridge估計方法計算的企業(yè)全要素生產(chǎn)率,結(jié)果與上述研究結(jié)果基本一致,說明改變變量測算方法不會影響本文結(jié)論。

3.3.2 替換或增加控制變量

用與控制變量意義相似的指標(biāo)替代或增加影響全要素生產(chǎn)率的其他變量。如,以總資產(chǎn)收益率(roa)替換凈資產(chǎn)收益率(roe),增加衡量企業(yè)現(xiàn)金流動性的變量(cash)。結(jié)果如表5所示。由表5可知,替換或者增加控制變量后,得到的結(jié)果與上述回歸結(jié)果基本一致。

表4 改變被解釋變量的計算方法進(jìn)行的穩(wěn)健性檢驗

表5 替換或增加控制變量的回歸結(jié)果

3.4 內(nèi)生性問題

企業(yè)全要素生產(chǎn)率會受多種因素的作用,并且全要素生產(chǎn)率越高,企業(yè)越有可能履行更多的社會責(zé)任。為了緩解遺漏重要變量與反向因果關(guān)系所帶來的內(nèi)生性問題,本文采用工具變量對主模型進(jìn)行檢驗。借鑒吳迪等[17]的做法,本文選擇了企業(yè)所在地其他企業(yè)的社會責(zé)任均值(csr_prv)作為工具變量。企業(yè)所在地的其他企業(yè)的社會責(zé)任水平可以反映企業(yè)所在地區(qū)的社會責(zé)任平均水平。受共同因素作用,各企業(yè)的社會責(zé)任具有一定相關(guān)性。但是,同地區(qū)其他企業(yè)的社會責(zé)任與本企業(yè)的全要素生產(chǎn)率不存在直接關(guān)系,具有一定外生性。本文對工具變量做了弱工具檢驗,如表6所示,其F值均大于10,拒絕弱工具檢驗的原假設(shè)。在表6第(1)列中,第一階段回歸中csr_prv與csr在1%的水平上明顯正相關(guān),具有一定相關(guān)性;第(2)列中,csr與tfp在1%的水平下顯著為正,表明企業(yè)社會責(zé)任與全要素生產(chǎn)率仍具有顯著正向關(guān)系。同理,第(4)列中,icsr在1%的水平下顯著為正,表明企業(yè)內(nèi)部社會責(zé)任與全要素生產(chǎn)率仍具有顯著正向關(guān)系;第(6)列中,ecsr在1%的水平下顯著為正,表明企業(yè)外部社會責(zé)任與全要素生產(chǎn)率仍具有顯著正向關(guān)系?；貧w結(jié)果進(jìn)一步證實了研究結(jié)論的有效性。

3.5 機(jī)制檢驗

3.5.1 技術(shù)創(chuàng)新與融資約束的中介作用

表7列示了企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新與融資約束的中介作用的檢驗結(jié)果。從第(1)列看,csr與企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的關(guān)系雖為正但并不顯著;第(2)列,icsr與技術(shù)創(chuàng)新的系數(shù)在5%的水平下顯著為正;第(3)列,ecsr與技術(shù)創(chuàng)新的系數(shù)為負(fù)但不顯著。該結(jié)果說明:內(nèi)部社會責(zé)任能有效促進(jìn)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新從而提高全要素生產(chǎn)率,驗證了假設(shè)H2a;但技術(shù)創(chuàng)新沒有在ecsr與tfp關(guān)系中發(fā)揮中介作用,假設(shè)H2b未得到驗證。在一定程度上也說明,企業(yè)外部社會責(zé)任的履行可能會分散企業(yè)資源,使企業(yè)將重心轉(zhuǎn)移到社會關(guān)系的維護(hù)上,從而影響了企業(yè)創(chuàng)新[34]。第(4)列,csr與sa在1%的水平下負(fù)相關(guān);第(5)列中,icsr與sa在1%的水平負(fù)相關(guān);第(6)列,ecsr與sa在1%的水平負(fù)相關(guān),說明企業(yè)履行內(nèi)外部社會責(zé)任均能有效緩解融資約束壓力,從而對tfp產(chǎn)生積極作用。本文結(jié)果驗證了假設(shè)H3、H3a與H3b,說明融資約束在內(nèi)外部社會責(zé)任與全要素生產(chǎn)率的關(guān)系中發(fā)揮了中介作用。

表6 內(nèi)生性問題的控制

表7 融資約束和技術(shù)創(chuàng)新的中介作用

3.5.2 內(nèi)外部社會責(zé)任不一致的調(diào)節(jié)作用

表8列示了內(nèi)外部社會責(zé)任不一致的調(diào)節(jié)作用。第(1)列未加入控制變量,交乘項c_csr*c_gap在1%的水平下顯著為負(fù);第(2)列加入控制變量后,交乘項的顯著性不變,其系數(shù)依然顯著為負(fù)。實證結(jié)果驗證了假設(shè)H4,即內(nèi)外部社會責(zé)任不一致在社會責(zé)任與全要素生產(chǎn)率關(guān)系中起負(fù)向調(diào)節(jié)作用。企業(yè)履行內(nèi)外部社會責(zé)任能有效提高企業(yè)全要素生產(chǎn)率,但是也要注意各方利益的平衡,重視內(nèi)外部利益相關(guān)者的訴求。若內(nèi)外部社會責(zé)任履行程度的差距過大,則會削弱企業(yè)履行社會責(zé)任的正向影響,反而不利于企業(yè)的健康發(fā)展。

表8 內(nèi)外部社會責(zé)任不一致的調(diào)節(jié)作用

4 基于產(chǎn)權(quán)性質(zhì)與行業(yè)性質(zhì)的討論

4.1 基于產(chǎn)權(quán)性質(zhì)的討論

由于企業(yè)產(chǎn)權(quán)性質(zhì)不同,其資源約束、行為決策和目標(biāo)等均存在一定差異。國有企業(yè)的屬性決定了其在實現(xiàn)經(jīng)濟(jì)利潤增長的同時,還要履行維持社會穩(wěn)定、保障就業(yè)等多重責(zé)任,注重非經(jīng)濟(jì)目標(biāo)的實現(xiàn)。相比之下,非國有企業(yè)面臨的生產(chǎn)壓力更大,其履行社會責(zé)任的經(jīng)濟(jì)動機(jī)更強(qiáng),企業(yè)社會責(zé)任與企業(yè)經(jīng)營、投融資和資源配置等活動的關(guān)系也更為密切。內(nèi)部社會責(zé)任會影響企業(yè)創(chuàng)新,企業(yè)在創(chuàng)新方面的投入也會影響企業(yè)創(chuàng)新。國有企業(yè)在資源上雖具有優(yōu)勢,但由于競爭壓力小,研發(fā)創(chuàng)新的動力相對較弱[35]。并且,出于政治目標(biāo)及受制度約束而實行的企業(yè)社會責(zé)任投資, 反而會占用技術(shù)創(chuàng)新資源。相比之下,非國有企業(yè)能更好平衡企業(yè)的投入與產(chǎn)出[36]。從融資約束的角度看,國有企業(yè)由于與政府關(guān)系密切,相對更容易獲得政府支持和稅收優(yōu)惠,受到的融資約束較小,因此履行社會責(zé)任對緩解融資約束的作用就小。而非國有企業(yè)通過積極履行社會責(zé)任,樹立良好形象,有助于企業(yè)獲得政府以及外界的信任與支持,緩解企業(yè)的融資約束問題。結(jié)合以上分析,在非國有企業(yè)中,社會責(zé)任對全要素生產(chǎn)率的影響相對更為明顯。

表9列示了基于國有企業(yè)與非國有企業(yè)的異質(zhì)性討論。由表9可以看出,在csr與tfp的關(guān)系中,在非國有企業(yè)中csr系數(shù)為0.003,在1%的水平下顯著,大于國有企業(yè)的0.001;組間系數(shù)差異檢驗,Prob>chi2 為0.0002,小于0.1,說明存在顯著差異。在icsr與tfp的關(guān)系中,非國有企業(yè)中icsr系數(shù)為0.012,在1%的水平下顯著,大于國有企業(yè)的0.007,且組間系數(shù)差異檢驗通過。在ecsr與tfp的關(guān)系中,在非國有企業(yè)中icsr系數(shù)為0.002,在1%的水平下顯著,國有企業(yè)系數(shù)不顯著,且組間系數(shù)差異檢驗通過?？傮w上,在非國有企業(yè)中,企業(yè)社會責(zé)任對全要素生產(chǎn)率的正向影響更大。

表9 產(chǎn)權(quán)性質(zhì)的異質(zhì)性實證結(jié)果

4.2 基于行業(yè)性質(zhì)的討論

在高質(zhì)量發(fā)展理念下, 社會公眾越發(fā)重視上市企業(yè)在環(huán)境保護(hù)方面所做的努力。對于重污染行業(yè)的上市企業(yè),其更易受外界關(guān)注與監(jiān)督,迫于輿論壓力會投入較多資源用于污染治理,這在一定程度上會擠占原本用于技術(shù)創(chuàng)新的資源。而且,在人們的固有印象中,重污染行業(yè)的生產(chǎn)經(jīng)營活動通常帶有嚴(yán)重的污染性,所以這部分企業(yè)即便履行了社會責(zé)任,投資者的投資熱情仍然不高。因此,重污染企業(yè)的社會責(zé)任對其全要素生產(chǎn)率的影響相對非重污染行業(yè)小。

表10列示了行業(yè)異質(zhì)性的實證結(jié)果。在csr與tfp的關(guān)系中,非重污染行業(yè)中csr系數(shù)為0.003,在1%的水平下顯著,大于重污染行業(yè)的0.001;組間系數(shù)差異檢驗,Prob>chi2 為0.0111,小于0.1,通過檢驗。在icsr與tfp的關(guān)系中,非重污染行業(yè)中icsr系數(shù)在1%的水平下顯著,大于重污染行業(yè)的系數(shù),但Prob>chi2 為0.4939,未通過組間系數(shù)差異檢驗。兩者不存在顯著差異,在一定程度上也說明了,重污染企業(yè)社會責(zé)任的履行雖會占用企業(yè)資源,但它們可能更注重技術(shù)方面的投入,以支持“節(jié)能減排”目標(biāo)的實現(xiàn),所以在內(nèi)部社會責(zé)任與全要素生產(chǎn)率的關(guān)系中兩組并未存在顯著差異。在ecsr與tfp的關(guān)系中,在非重污染行業(yè)中ecsr系數(shù)為0.002,在1%的水平下顯著為正,大于重污染行業(yè)企業(yè)系數(shù),且通過檢驗?？傮w上,在非重污染行業(yè)中,企業(yè)社會責(zé)任對全要素生產(chǎn)率的影響更大。

表10 行業(yè)的異質(zhì)性實證結(jié)果

5 結(jié)論與啟示

5.1 結(jié)論

本文以2010—2021年滬深兩市A股上市企業(yè)為樣本進(jìn)行研究,發(fā)現(xiàn)企業(yè)社會責(zé)任與全要素生產(chǎn)率顯著正相關(guān);內(nèi)部、外部社會責(zé)任均對全要素生產(chǎn)率有促進(jìn)作用;內(nèi)部社會責(zé)任可以通過促進(jìn)技術(shù)創(chuàng)新、緩解融資約束提高企業(yè)全要素生產(chǎn)率;外部社會責(zé)任通過減輕企業(yè)面對的融資約束壓力從而實現(xiàn)企業(yè)全要素生產(chǎn)率的增長;內(nèi)外部社責(zé)任不一致會削弱企業(yè)社會責(zé)任的正向作用。進(jìn)一步研究發(fā)現(xiàn),非國有企業(yè)與非重污染行業(yè)企業(yè)積極履行社會責(zé)任更能促進(jìn)全要素生產(chǎn)率的提高。

5.2 啟示

首先,企業(yè)應(yīng)有戰(zhàn)略發(fā)展目光,重視履行社會責(zé)任。企業(yè)履行社會責(zé)任雖會占用企業(yè)資源,但從整體上對全要素生產(chǎn)率具有提升作用,有利于企業(yè)長遠(yuǎn)發(fā)展。所以,企業(yè)在發(fā)展經(jīng)濟(jì)的同時,應(yīng)加強(qiáng)社會責(zé)任方面的投入,實現(xiàn)經(jīng)濟(jì)與環(huán)境“雙贏”。其次,從共同創(chuàng)造價值的角度來說,企業(yè)要平衡好內(nèi)外部社會責(zé)任,發(fā)揮內(nèi)外部社會責(zé)任對企業(yè)發(fā)展的良好推動作用,促進(jìn)企業(yè)全面健康發(fā)展。此外,企業(yè)應(yīng)重視技術(shù)創(chuàng)新,提高創(chuàng)新失敗容忍度,以社會責(zé)任引領(lǐng)企業(yè)價值創(chuàng)新,以創(chuàng)新驅(qū)動企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展。再次,企業(yè)要從環(huán)境、社會和公司治理等方面全面披露社會責(zé)任相關(guān)信息,提高信息可信度,從而改善企業(yè)融資約束狀況,優(yōu)化企業(yè)資源配置。最后,根據(jù)企業(yè)性質(zhì)與自身特點,充分利用各項社會責(zé)任的積極作用,以實現(xiàn)企業(yè)的穩(wěn)健發(fā)展。