陈晓易，王玉荣，杨震宁

（对外经济贸易大学国际商学院，北京100029）

自20世纪80年代以来，中国经济增长迅速，但是经济高速增长的同时却伴随着高昂的社会和环境成本。在这样的宏观背景下，企业社会责任（CSR）的关注度日益提升。2016年，习近平同志在网络安全和信息化工作座谈会上强调：“只有富有爱心的财富才是真正有意义的财富，只有积极承担社会责任的企业才是最有竞争力和生命力的企业”。披露企业社会责任报告的上市公司逐年增多，数量从2010年的471份增长到2018年851份（数字统计自润灵环球评级机构）。履行社会责任能够为社会公众带来好处，但是否有益于企业价值的提升目前存在多种不同的声音［1］。

一、文献综述

从已有研究看，企业社会责任与企业价值之间的关系存在着争议［2］。Jo与Harjoto［3］基于利益相关者理论的研究表明，企业积极履行社会责任能够有效地提高经营绩效；Rubin［4］从代理问题视角出发，得出企业社会责任对企业绩效具有负向影响；此外，还有研究认为两者之间并无直接关系，例如，Eom和Nam［5］以韩国证券交易所的企业为研究对象，发现企业纳入社会责任投资指数对企业价值的提升并无显著影响。上述结论大多是以西方国家为研究对象，西方国家企业的组织结构和市场情况与亚洲或者中国企业有很大的差异，相比于发达经济体（如美国和欧洲国家），新兴经济体制下企业的管理者与股东间的代理成本相对较高［6］。因此，深入探讨我国本土情境下企业履行社会责任对企业价值的影响，以及这种影响会受到哪些因素的制约，具有重要的理论与现实意义。

企业履行社会责任的后果可能受其他因素的影响作用。组织惰性是组织保持既有结构形态不变的一种特性，但未得到学者足够重视［7］。有研究表明，当企业组织惰性达到一定程度时，其对组织绩效能够产生负向影响［8］；虽然李文茜等［9］指出组织惰性会影响企业社会责任对技术创新绩效的作用，但从现有研究看，针对组织惰性在履行社会责任提升企业价值过程中扮演的角色的研究较少。再者，近年来，一些严重缺乏社会责任的事件开始以行业性的社会责任缺失方式出现［10］。有研究表明，企业社会责任对道德形象好的企业具有更加正面的影响作用［11］，相对地，李远慧和张洁［12］指出由于公众可能会对污染性行业的企业履行社会责任的动机产生质疑，企业履行社会责任带来的益处会由于企业的特征减少。因此，组织惰性和社会责任行业敏感度是否影响社会责任影响企业价值的过程，值得进一步探讨。由于国有企业和非国有企业在众多方面（如企业目标）存在着差异［13］，本文进一步检验了上述影响在国有企业与非国有企业中是否存在着不同的影响。

如今，企业社会责任不仅仅是一种促进社会发展的慈善活动，也是一个为企业带来差异化竞争优势的战略投资行为［14］。鉴于此，对企业社会责任与企业价值之间的关系进行更加完备与深入的探讨是十分有必要的。本文基于利益相关者理论，通过2012—2016年沪深两市A股上市公司的数据，构建企业社会责任与企业价值关系的理论模型，并进行定量分析和实证检验，丰富社会责任领域的相关研究。此外，本文还将企业内部情境因素中的组织惰性和行业层面因素的社会责任行业敏感度引入研究框架中，探讨企业社会责任对企业价值发生作用的边界条件。

二、研究假设

（一）企业社会责任与企业价值

利益相关者理论认为满足员工、顾客、供应商、组织等群体的需求是企业快速发展的关键［15］，社会责任作为一种典型的利益相关者导向行为，有助于企业建立并维系与利益相关者之间的良好关系，帮助企业获取对企业运营有利的支持与资源进而使企业获得竞争优势，从而提高企业绩效和价值［16］。首先，从消费者角度来看，积极履行社会责任的企业更容易赢得消费者的信任和好感，在提升顾客对企业产品的购买意愿的同时能够有效地提升企业的声誉和增加企业的市场竞争力［17-18］。同时，企业积极承担社会责任能够获得股东、员工、客户、供应商等利益相关者的认可和正面反馈，与利益相关者建立高效、和谐的互动关系，这种高效、和谐的互动关系可以视为企业的可持续竞争优势［19］，能够促使企业取得更好的效益，提升企业价值。此外，积极履行社会责任的企业更有可能获得政府相关部门的政策倾斜，更容易吸引利益相关者优质资本的持续投入，从而增加企业盈利的机会［20］。基于此，企业履行社会责任能在诸多方面提高企业价值，本文提出假设1：

企业社会责任与企业价值之间存在正向关系（H1）。

（二）组织惰性的调节作用

企业履行社会责任的效果还受组织惰性的影响。规模较大的企业往往具有较高的稳定性、规范性等优势，产生这些优势的同时，内部的组织流程和惯例就会愈加复杂且愈加难以改变［21］，即具有较高的组织惰性。积极履行社会责任的企业面对相关利益相关者的多样化诉求，需要尽最大努力尊重和满足利益相关者的利益，而当组织流程和惯例愈加复杂，企业在满足多样化诉求时不仅需要克服内外部资源的调整和权衡问题，同时也要面临由于组织流程方面过于复杂而出现的难以迅速调整的问题［8］，也就是说，当企业规模越大时，企业积极投身于履行社会责任时所进行的战略调整会受到复杂的组织惯例和流程的阻碍，进而导致企业价值提升的效率大大降低。因此，当组织惰性越大时，企业通过积极履行社会责任提升企业价值的促进作用就会减弱。基于此，提出假设2：

组织惰性会负向调节企业社会责任对企业价值的正向作用（H2）。

（三）企业社会责任行业敏感度的调节作用

近年来，食品安全、交通安全等严重缺乏社会责任的事件层出不穷，并且事件已不再局限于某个企业，开始以行业性的社会责任缺失方式出现。一些企业虽然参与慈善公益活动，但其内部存在压榨员工利益、污染环境等社会责任缺失行为。张璇等［1］、李远慧和张洁［12］验证了企业的某些特征（如污染性特性）能够影响CSR对企业市场价值的影响作用。

根据已有研究，采掘业、食品行业、重污染行业（如冶金、化工、石化、煤炭、火电、建材、造纸、酿造、制药、发酵、纺织、制革和采矿业）被列为社会责任敏感度较高的行业［22-23］。相对于社会责任敏感度低的行业中的企业，社会责任敏感度高的企业往往涉及污染环境、食品问题等行为而广受公众关注并且更容易受到公众的质疑［12］。当企业所处的行业社会责任敏感度较高时，公众的关注或质疑会对企业通过履行社会责任获得消费者信任和提升企业声誉的过程产生消极影响。其次，相对于行业社会责任敏感度较低的企业，所处行业敏感度较高的企业在履行企业社会责任时更容易被认为是有利可图。这种考虑会减少利益相关者优质资本的投入，减弱企业社会责任对企业价值的积极作用。基于此，提出假设3：

企业社会责任行业敏感度会负向调节企业社会责任对企业价值的正向作用（H3）。

三、研究设计

（一）样本选择和数据来源

本文选择了2012—2016年度披露社会责任报告并被润灵环球纳入评价系统的深沪两地上市的A股公司作为初始样本进行研究。企业社会责任数据来自于润灵环球责任评级（RKS）数据库，其余数据来自于国泰安数据库以及上市公司年报。借鉴已有研究的做法，本文剔除了以下公司：①ST类上市公司；②金融类、保险类、房地产类上市公司；③变量数据缺失的公司；④极端值。由此得到1674个观测值构成的研究样本，其中1092个国有企业样本、582个非国有企业样本。2012年为331个样本，2013年为339个样本，2014年为332个样本，2015年为335个样本，2016年为337个样本。本文采用Stata15.0软件进行统计和多元回归分析。

（二）主要变量界定

主要研究变量的定义见表1。

1.企业社会责任

为了保证数据的独立性和客观性，本文采用第三方评级机构——润灵环球责任评级发布的A股上市公司社会责任报告总评分结果作为企业社会责任履行情况的衡量指标［24-25］。润灵环球评级是根据企业社会责任报告中反映的企业社会责任履行情况以及披露情况进行评分，该评级结果反映了企业社会责任履行和披露等情况。整个评级体系在整体性（M）、内容性（C）、技术性（T）和行业性（I）4个维度指标基础上对企业社会责任质量进行评价，然后对4个维度指标得分赋予不同权重，计算企业社会责任总分［26］。

2.企业价值

本文采用托宾Q作为企业价值的衡量指标，托宾Q是基于股权投资者对上市公司未来回报情况的预期而计算的市场价值，一般认为比ROA、ROE等会计核算指标更准确地反映企业的投资行为对企业市场价值的影响［27］。本研究旨在检验企业社会责任对企业价值的影响，由于该影响具有一定的滞后性，而财务业绩等会计指标难以反映公司的长期业绩，而托宾Q指标能够有效地结合企业财务数据和市场数据，其不仅包含企业过去的绩效，还体现了对企业未来的预期，计算的结果更加准确、贴近实际，有利于最终研究结果的稳定性［28］，因此，本研究选用托宾Q作为因变量企业价值的衡量指标。

3.社会责任行业敏感度

参考沈洪涛［22］、张正勇［23］、刘柏和卢家锐［10］的做法，把采掘业、食品行业、重污染行业（如冶金、化工、石化、煤炭、火电、建材、造纸、酿造、制药、发酵、纺织、制革和采矿业）列为社会责任敏感性行业，并参照证监会于2012年颁布的《上市公司行业分类指引》进行分类，如果属于上述行业取1，否则取0。

4.组织惰性

借鉴李文茜等［9］的做法，本研究以企业总资产衡量组织惰性。为消除异方差和变动因素的影响，对企业总资产取自然对数后的值来衡量组织惰性。

5.控制变量

借鉴 Kao等［29］、唐亮和赵佳佳［20］关于 CSR 与企业价值的研究，控制以下变量：研发投入强度、股权集中度、偿债能力、政府补助。

表1 变量定义

四、实证分析结果

（一）描述性分析

表2为描述性统计，主要变量的最小值、均值、最大值和标准差的描述性统计结果以及对国有与非国有企业的特点做的独立样本T检验。由表2可知，国有与非国有各项指标均值差异T检验都显著，说明存在显著不同。企业社会责任均值为40.483，最小值为16.697，最大值为87.948，标准差为12.287，企业社会责任的分数差别显著，并且国有企业的企业社会责任显著高于非国有企业。非国有企业托宾Q明显高于国有企业（2.583>1.795），说明投资者对于非国有企业有着更高的预期，这也与黄珺和贺国亮［30］的研究一致。社会责任行业敏感度的虚拟变量均值是0.606，说明行业中有60.6%的行业是社会责任敏感性行业。政府是国有企业的最大股东，相对于非国有企业第一大控股股东持股比例较高（43.156>32.234）。国有企业的政府补助高于非国有企业。非国有企业的研发强度大于国有企业。国有企业的负债比率相对较高，说明国有企业具有相对较高的信贷能力。

表2 主要变量的描述性统计及T检验表

图1为不同产权性质的企业社会责任核密度分布图，由图可知，在企业社会责任评分为33左右的范围内主要是非国有企业居多，而在企业社会责任比较高的区域主要是国有企业居多，与刘柏和卢家锐［10］的不同产权性质的企业社会责任描述相一致，这是符合实际情况的。非国有企业首要目标是追求利润最大化，而国有企业在追求利益最大化的同时需要兼顾政治目标，所以产权性质不同其企业社会责任行为也有一定的差异。

图1 不同产权性质下的企业社会责任核密度分布

（二）相关分析

回归之前先对各变量进行Pearson相关性分析，具体分析结果见表3。由表3可知，各变量间的相关性系数基本低于0.5，这表明本研究在进行回归分析过程较少受到多重共线性的影响。除此之外，本研究还进行了VIF分析，本研究所涉及变量的VIF值远远小于10。从上述两点可知这些变量间不存在多重共线性关系，可以进行后续的回归分析。

表3 相关性分析结果

（三）回归分析

本文通过豪斯曼（Hausman）检验判断样本数据是适合采用固定效应模型还是随机效应模型。结果显示显著拒绝原假设，因此本研究采取固定面板效应模型来进行估计，这种模型一定程度上可以解决由于不随时间变化的遗漏变量与解释变量有关带来的内生性问题。依次在模型中放入控制变量、主效应变量、调节变量与相关的交互项，为减少异方差的影响，回归分析中已采用稳健性标准误。具体见表4。

模型1是基础模型，只放入控制变量，分析结果表明该模型整体显著（F=3.51，p<0.01），其中股权集中度对企业价值有显著的负向影响，这与过去研究结果一致。模型2在模型1的基础上加入企业社会责任来验证主效应，整体模型显著（F=6.97，p<0.01），解释变量的回归系数为0.028，系数为正且在1%的水平上显著，说明企业社会责任与企业价值存在显著的正向促进作用，因此H1得到验证。

模型3和模型4用来验证调节效应假设。模型3在模型2的基础上加入组织惰性、组织惰性与企业社会责任的交互项，结果表明组织惰性与企业社会责任的交互项对企业价值有着显著的负向影响（β=-0.022，p<0.01），因此H2得到验证。模型4在模型2的基础上加入行业敏感度、行业敏感度与企业社会责任的交互项，由表4可见，企业社会责任和行业敏感度交互项的回归系数为负且显著，说明行业敏感度负向调节企业社会责任与企业价值之间的关系，因此H3得到验证。

（四）进一步检验

由于交互项回归假定两组特征差异不明显，主要用于考察不同调节变量情形下自变量和因变量关系的差异，而分组回归相对于交互项回归更适用于两组在特征上存在系统差异（如国有企业和非国有企业）。因此，在检验不同产权背景下企业社会责任对企业价值可能存在的不同影响时，对总样本进行分组检验。对非国有企业样本和国有企业样本分别按照如上过程进行分析，回归结果见表5和表6。

对于非国有企业样本而言，主效应模型整体显著（F=4.20，p<0.01），解释变量的回归系数为 0.053，系数为正且在1%的水平上显著。验证组织惰性调节效应的模型3整体显著（F=3.92，p<0.01）且组织惰性与企业社会责任的交互项对企业价值有显著的负向影响。由模型4可知，行业敏感度与企业社会责任交互项的回归系数为0.063，系数为负且在5%的水平上显著。与总样本回归结果基本一致。

对于国有企业样本而言，主效应模型整体显著（F=5.38，p<0.01），解释变量 CSR的回归系数为0.017，且对企业价值具有显著的正向影响。验证组织惰性调节效应的模型3整体显著（F=4.46，p<0.01）且组织惰性与企业社会责任的交互项对企业价值有显著的负向影响。均与总样本回归结果一致。由表6的模型4可知，行业敏感度与企业社会责任的交互项对企业价值具有负向影响，但在统计学上不显著。

由表5和表6可知，国有企业和非国有企业样本企业社会责任系数在1%上均显著为正。实证研究中，单独比较样本系数的显著性水平可能会存在偏差［31-32］。为了比较两组系数是否存在显著性差异，本文采用邹至庄检验（Chow Test），结果接受了原假设，说明两个系数间并不存在显著性差异。也就是说，本研究样本中，非国有企业履行社会责任提升企业价值与国有企业履行社会责任提升企业价值的程度并无显著差异。

（五）稳健性检验

为证实上述实证结论的可靠性，本文进行了稳健性检验。一是以托宾Q的自然对数作为企业价值的测量指标，重复以上实证研究过程，回归分析结果见表7中模型1～模型3；二是去掉观测值小于10的样本后重新进行回归，分析结果见表7中模型4～模型6。这两种方式的稳健性检验与前文基本一致，表明本文的研究结论是比较稳健和可靠的。

表4 回归分析结果表

表5 非国有企业的回归分析结果表

表6 国有企业的回归分析结果表

表7 回归分析结果表

五、结语

（一）研究结论

本文基于利益相关者理论，采用面板数据固定效应模型探讨企业社会责任与企业价值之间的关系，为研究企业社会责任与企业价值之间的关系提供了一个思路。结果表明，企业社会责任对企业价值具有显著的正向影响作用。企业可以通过积极履行社会责任来提高声誉、建立品牌形象和增加市场影响力等，而声誉、品牌形象和市场影响力本身就是一种非常稀缺的差异化优势，同时企业可以通过履行社会责任建立与利益相关者良好的关系，从而提升企业价值。

从组织层面视角出发，探讨了组织惰性对于企业社会责任与企业价值之间关系的调节作用。过去已有的关于组织惰性的研究大都关注组织惰性的影响因素以及组织惰性会给企业带来的结果［33］，其中包括对企业社会责任的直接作用［34］，然而对组织惰性在企业绩效影响机制中的权变作用研究较少。本研究在一定程度上填补了这一研究空白，通过研究组织惰性对企业社会责任与企业价值之间关系的调节作用，研究发现组织惰性会减弱企业社会责任对企业价值的正向作用，从而揭示了组织惰性是企业社会责任与企业价值之间关系中重要的权变因素。

从行业层面视角出发，探讨了社会责任行业敏感度对于企业社会责任与企业价值之间关系的调节作用，明确了不同行业环境下企业社会责任对企业价值的不同作用，深化了对企业社会责任与企业价值之间关系的理解。关于社会责任行业敏感度的研究较少，已有研究大多是将行业敏感度作为控制变量，例如研究社会责任披露问题［22］，鲜有将其作为权变因素进行研究。通过探讨社会责任行业敏感度对于企业社会责任与企业价值之间关系的调节作用，本研究发现，与组织惰性相同，社会责任行业敏感度会阻碍企业通过履行社会责任进而提升企业价值这一过程。这表明除了企业层面的组织惰性以外，行业层面的社会责任行业敏感度也是影响企业社会责任与企业价值之间关系的重要权变因素，然而需要关注的是，与非国有企业不同，对国有企业而言，行业敏感度对企业社会责任与企业价值之间关系的调节作用并不显著，这可能是由于国有企业常常以政治目标为主，民众认为其“犯错成本”太高，因此，即使企业处于敏感性行业中，企业社会责任对企业价值的促进作用也不会显著减弱。

（二）启示

虽然短期来看，CSR对企业而言是一种成本，但本研究的结果表明，企业履行CSR对企业价值具有积极的影响。从自身发展的角度出发，企业应该积极履行社会责任，才能提高利益相关者的满意度，获得更高的声誉，并且更有可能获得投资者的信赖，从而提升企业价值。再者，对于规模比较大的企业，若将履行企业社会责任视为提升企业价值，管理层需要对企业自身的情况加以考量，如是否存在难以改变的组织流程与惯例等惰性因素。管理层在具体的实践过程中需要通过采取一些措施（如提高某些制度的组织灵活性等）克服这些惰性因素带来的负面影响。此外，相关的管理人员还需要考虑到行业层面的因素。对于处于社会责任敏感度较高的行业中的企业来说，在进行决策制定时相关的管理人员需要意识到其对企业社会责任提升企业价值的过程会产生重要的影响，从行业监管部门的角度，应该引导企业更好地履行社会责任，建立规范的披露体系，并针对企业的特征对其进行更好地宣传，从而使企业通过履行社会责任提升企业价值，获得社会公众和资本市场的认可。