贾娟娟，李 健

（北京理工大学 管理与经济学院，北京 100081）

面对企业相关利益者们越来越高的期望或需求带来的“压力”，企业开始为社会责任贡献更多的资源。然而，管理者们担心这样的额外成本会引起股东的不满，所以消极地对待企业社会责任，或者做出不明智的策略来应对这种需求“压力”，导致一边履行企业社会责任（如捐赠），一边引发社会问题（如破坏环境）的现象[1-2]。学界认为主要原因在于企业社会责任与财务绩效的关系仍不明确，管理者无法完全确定企业社会责任可以促进财务绩效。虽然大量关于两者关系的研究结果都呈现了积极的相关性，只有少部分研究结果为负相关或不相关[3-4]，但两者关系的分歧，以及分歧所产生的问题一直存在。学者们认为解决冲突的方法是：改变以往对企业社会责任的纯利他主义倾向，在企业社会责任的概念框架中加入对经济价值的思考[5]，使企业社会绩效具有明确的商务目的[6]。

为此，Porter和Kramer[7]提出企业社会责任应该在市场战略上加以应用，已获得竞争优势，使企业社会责任活动成为商业模式的一部分，形成战略性企业社会责任。Baumgartner[8]在Porter的理论基础上，结合共享价值理论，总结了战略企业社会责任（Strategic Corporate Social Responsibility，SCSR）并搭建了新的概念框架，认为战略性企业社会责任是一种通过满足社会需求来促进企业财务绩效的绩效模式。学者们相信战略性企业社会责任可以在产生良好社会印象时，正面促进企业财务绩效[9-10]。

越来越多的研究者开始思考战略企业社会责任的绩效模式。Mcwilliam和Siegel[11]结合资源基础理论（Resource-Based Theory，RBT）框架与经济学概念（供给需求），认为企业社会责任可以作为一种投资，产生不同的企业社会责任（Corporate Social Responsibility，CSR）属性；论证了战略性企业社会责任是一种差异化战略，对企业财务绩效产生正向影响。Russo和Fouts[12]验证了企业社会责任可以成为企业的一种具有竞争优势的资源，并发现企业环境绩效（Corporate Social Performance，CSP）越高，财务绩效越高。Husted和 Allen[13]通过对西班牙上市公司的测试，发现战略企业社会责任的创新管理有助于提高企业盈利能力，且可以协助大公司的价值创造。目前的文献大多为理论研究文献，而实证分析方面的结果非常稀少[14]，形成了研究缝隙。

鉴于此，本研究试图填补这一缝隙，采用2009—2019年A股上市公司财务数据、2016—2019年企业精准扶贫数据中产业扶贫项目支出数据，以投资视野看待战略性企业社会责任，分别检验持续性战略（连续3～5年慈善捐赠支出数据）和差异性战略（产业扶贫支出数据）两种投资战略与企业财务绩效的关系，并观察企业所有权属性是否会造成两者关系的差异性，以期为战略性企业社会责任绩效模型研究提供实证检验结果，同时也为企业战略性运营企业社会责任的方式方法提供参考。

本文的主要贡献为：在理论上，为概念性战略性企业社会责任绩效模式提供实证分析资料，尝试从将企业社会责任作为一种具有商业目的社会投资的角度来思考研究。在研究方法上，采用随机效应模型、最小方差二次无偏（Swamy & Arora，SA）型估计量。SA型估计量可以克服随机效应模型估计量的有偏性和非平衡面板数据带来的误差等问题[15]，得到最优估计量。在样本选择方面，对精准扶贫的研究从战略性企业社会责任投资的维度开始，它的战略投资更精准有效，本身含有慈善捐赠的特点和优势，还具有一定的市场性和差异性。

一、理论假设：两种战略对财务绩效的影响

基于共享价值（Creating Share Value，CSV）理论①共享价值理论：企业根据未满足的社会需求来提供产品或服务，以此获得竞争优势，同时促进社会价值（Social Value）和经济绩效（Economic Value）。，Baumgartner[8]169提出战略性企业社会责任是在传统企业社会责任的概念上结合战略管理方法形成的一种绩效模式：企业通过解决社会需求，同时促进其社会价值（Social Value）和经济价值（Economic Value）的绩效模式。战略性企业社会责任更关注企业与社会需求的关系，企业为了满足社会需求而提供产品和服务，会增加社会福利和社会价值。社会价值的测量很难量化，但经济价值的测量可以体现在企业财务绩效中（Corporate Financial Performance，CFP）[8]170，学者们认为如果企业参与社会责任活动的战略是明确的，那么其对财务绩效的影响也将是积极的[16]。

基于战略管理理论，假设企业追求利益最大化，将企业社会责任作为一种投资，即战略性企业社会责任投资，则可以在意图解决社会和环境问题的同时，计划获得财务回报[17]。在具体策略表现上，全球可持续投资联盟（GSIA）认为首先是投资与可持续性发展相关，其次与通过满足社会需求而产生社会影响力相关。于此，学界提出两种战略形式：持续性战略和差异性战略[1]119[18]。

（一）战略性企业社会责任的持续性战略

2010年，欧洲社会责任投资研究机构EuroSIF将社会责任投资改为可持续性投资，被认为是战略性企业社会责任的新发展方向，主要体现在长期持续性上。当企业对某个社会责任项目进行持续性投资时，会在某一段时间内拥有竞争优势或资源。首先，它会向消费者传达一种积极的信号，即公司长期关注某些社会问题，使消费者相信可以通过购买此类产品间接支持了某项公益事业，这是增加市场份额的好机会[19]。其次，相比那些采用战术性或一次性投资公益活动的企业，持续性投资社会责任项目的企业会更容易形成可信可靠的声誉属性，因为消费者相信能够在一个项目上持续投资的企业相对更无私，运营能力更强，更有能力保持高质量的产品，能够提高企业未来获利水平[20]。

在特定情况下如果出现社会投资的爆炸性增长[21]，在此领域内已经常驻的企业容易形成壁垒，使竞争对手不太可能以同等成本获得，从而形成了低成本战略优势[22]。针对战略性企业社会责任的年度投资水平，长远规划的战略性社会责任投资更能吸引道德投资者的关注，更容易获得贷款和融资[23]。美国西格尔国际投资集团（Siegel）给出的企业信用报告：潜在投资者会从机构评估公司对企业社会责任活动的评级（如道·琼斯可持续全球指数）中搜寻投资价值的公司，力图使其股票投资组合只包含社会责任正向效应的公司。

根据上述理论，提出如下研究假设：

H1.战略性企业社会责任（持续性战略投资）正向影响企业财务绩效，且持续时间越长对财务绩效影响越好。

（二）战略性企业社会责任的差异化战略

社会需求①在学界提出了社会需求概念的同时，也对社会需求做出了类型和影响的认知，如社会公益（如教育资助、扶贫基金）或减少公共社会问题（如污染、碳足迹）。随着经济、人口等社会因素的变化逐渐多样化，如随着职业妇女的增加，会产生公司母婴室、代理日托等社会需求；贫困人口增加，会产生对贫困人口扶植的社会责任诉求。越来越多的企业将社会责任纳入其营销策略，试图发现主要或潜在目标市场对社会责任的需求[1]124，通过满足这些社会需求从而获得更多的市场份额。

Mcwilliams和Siegel[1]119认为战略企业社会责任是一种差异化战略，是企业通过满足不同的社会需求，使其产品获得不同的社会责任属性，形成产品属性的差异化。产品（服务）差异化可以用来创造新的需求或为现有的产品（服务）要求更高的价格。不同的企业社会责任项目可以提供不同的社会责任属性，如对研发（R&D）的投资，可能产生创新的属性，企业投资环保原料或含有环保理念的生产程序，形成如“有机”“水培”等环保属性。这些新生成的属性对企业来讲是独一无二的，而对此属性概念意识较强的消费者不但会接受该产品的溢价，还会加大重复购买的力度。

随着资本开始在较贫穷的社区发挥作用，经济发展和社会进步的新机会成本增加[24]，当企业将参与投资的公益项目（如生态、扶贫标签）与自身的产品或服务联系起来时，战略性企业社会责任的产异化战略投资和运营就产生了[25]。企业根据自身特点，参与不同的产业扶贫项目，如农林产业扶贫、旅游扶贫等，会产生不同的公益责任属性。如大湖股份作为大型水产养殖公司，针对农林产业扶贫项目进行投资，开展生态保护与建设项目，同时产生精准扶贫和绿色环保两种属性，成为全国“万企帮万村”的先进企业，大湖有机鱼的销量也有所上升[26]。

因此，战略性企业社会责任的差异化战略投资通过满足不同的社会需求，使企业产品获得不同的社会责任属性，会形成资源的稀缺性，并且竞争者很难通过模仿来复制这些属性。基于市场营销理论，通过满足社会需求而获得特殊社会责任属性的企业，更容易获得消费者的信任[27]，培养消费者的品牌忠诚度，最终提高了企业的财务绩效[28]。

基于此，提出如下假设：

H2.战略性企业社会责任（差异性战略投资）正向影响企业财务绩效。

（三）企业所有权属性对战略性企业社会责任的影响

不同所有权属性的企业为了在市场竞争环境获取有力的资源，以不同的方式应对政府政策的影响，并采取战略行为[29]。企业与政府建立联系的现象在很多国家都普遍存在，尤其在处于经济转型期的国家[30]。中国正处于经济转型期中，目前，政府对市场环境仍处在资源主导的地位。企业会通过慈善捐赠与政府建立联系，获得资源优势[31]。关于不同的所有权属性是否会影响企业社会责任的战略投资程度，及对财务绩效产生不同影响，目前没有统一的结论。

在以往的研究中，按照股权控制属性，将企业大致分为两种：国有企业与民营企业。国有企业是以国家为主要股权控制的企业，具有天然的政策与资源的优势，履行社会责任具有完成政治任务、满足国家政策的需求的性质[32]，有完成政策性目标的动机，大多是追求非经济性，如顺应国家社会经济发展战略、改变经济结构失衡的状况等[33]。基于履行社会责任是完成政治任务的动机，所以国有企业会领头履行社会责任，引领政策的导向，且投资量大，尤其在突发事件发生时，短期效应尤其明显[34]。所以，单一从企业社会责任的投资程度上，有研究结果表明国有企业的企业社会责任投资程度大于民营企业，对财务绩效的影响也大于民营企业。

制度理论的研究者提出：组织对压力来源的依赖程度越高，就越倾向于响应来源的需求。民营企业对政府资源有很强的依赖性，更希望通过履行社会责任来满足政府对解决社会问题的需求，从而与政府建立良好的关系，来获得政府资源或政策优惠[35]。所以更多的研究表明，相对于国有企业，民营企业更倾向于履行社会责任。企业在履行社会责任方面表得越好，越容易和政府建立关系，也就越容易获得国家贷款[36]和更多的税收优惠[37]。

基于此，提出如下假设：

H3.企业所有权属性对战略性企业社会责任与财务绩效关系产生差异性影响。

二、研究设计

（一）数据来源与样本选择

所有财务数据均通过国泰安数据库上市公司财务年报数据库搜集整理，针对战略性企业社会责任的持续性和差异化投资，分别选取2009—2019年中国沪深两市全部A股上市公司年报财务数据作为持续性投资数据，2016—2019年中国企业参与精准扶贫的总支出中产业扶贫支出项目作为差异化战略投资数据。

慈善捐赠数据根据年度财务报告中“营业外支出”一项中，含有对外捐赠、对外捐赠支出、捐赠支出、公益性捐赠支出等项目，进行手工搜集、整理获得。其中非公益性捐赠，物质捐赠不在收集范围内。另外，若备注此项捐赠支出为精准扶贫项目，则不记在慈善捐赠的支出中，避免出现多重共线性。精准扶贫数据时间窗口从国泰安数据库第一次发布开始（2016—2019年）提取符合本研究要求的产业扶贫项目支出作为差异性战略企业社会责任支出，不含其他项目的支出。最后，以企业年度报告和社会责任报告中的披露为依据进行检查，避免慈善数据中含有产业扶贫的项目投资数据。

依据研究惯例，对初始样本做如下选择：（1）剔除ST、PT类上市公司；（2）剔除金融行业上市公司；（3）剔除财务数据中慈善数据解释不清、分类不明的数据；（4）剔除关键变量数据严重缺失以及数据异常的上市公司，如总资产为负；（5）剔除财务数据明显错误、有财务造假现象的上市公司。为避免异常值的影响，对有效样本中的关键连续变量在1%和99%水平上进行Winsorize调整。总体样本为非平衡面板数据。

（二）变量的选择

1.因变量

企业财务绩效，研究基于企业资源对CSR战略基础配置对财务绩效的影响，管理者在制定战略方案时会主要关注对财务绩效的影响[38]。因此，会计类指标更能直接反映财务绩效，根据以往学者的研究采用净资产收益率（ROE）作为财务绩效的度量指标[39]。为确保研究结果的稳健性，将采用总资产报酬率（ROA）进行稳健性检验[40]。

2.自变量

选择慈善捐赠为自变量的原因是：首先，在企业社会责任投资研究中，慈善捐赠作为单一变量经常被学者们采用[41-42]。其次，慈善捐赠更能体现本次研究对数据的要求，具有战略性且不具有强制性，在法律之外，这样可以更好地观察战略性企业社会责任的市场表现。在Carroll[43]的企业社会责任金字塔模型中，慈善责任处于顶端，不具备如环保责任的法律强制性特点，更多地体现了企业社会责任的自愿性，企业可以选择对慈善项目的投资程度，具有一定的弹性，与企业的实际目标紧密相关。

针对战略性企业社会责任投资的持续性研究，采用对总体数据按要求逐步追踪筛选的方式，将慈善捐赠投资变量分为三类：（1）总体慈善捐赠数据为企业慈善捐赠传统投资（Phi）；（2）将原始数据中连续三年及以上投资慈善捐赠的企业作为战略性企业慈善捐赠持续性投资（Phi_3）；（3）在三年及以上投资参与慈善捐赠的企业中，追踪连续五年及以上投资慈善捐赠的企业作为样本公司，同时剔除无法连续投资五年及以上的公司数据，最后得到的数据为战略性企业慈善捐赠长期持续性投资（Phi_5）。

针对战略性企业社会责任投资的差异性研究，从企业参与精准扶贫的投资数据中提取产业扶贫支出作为战略性企业社会责任差异性投资（Pia）。

3.控制变量

借鉴以往研究并根据本研究针对资源投资方面的需要，首先选择影响企业财务绩效的公司基本面因素、长期较稳定的资源特征因素等作为控制变量，如企业规模（Size）、企业资本结构（LEV）和企业增长率（Growth）； 其次选择和投资相关且稳定影响财务绩效的变量：企业账面市值比（BM）和机构持股比例（INST）。

4.哑变量

哑变量为企业所有权性质（SOE），按照公司实际控制人性质，国有控股为国有企业，取值为1；其他非国有控股企业为民营企业，取值为0。其中不包括含有外资股权的企业。

具体变量说明如表1所示。

（三）模型设计

根据所选变量来检验研究所提出的假设，定义模型，其中企业财务绩效是企业社会责任传统投资、战略投资、差异投资和控制变量（企业规模Size、企业资本结构LEV、企业增长率Growth、企业账面市值比BM、机构持股比例INST）的函数

首先，需要一个传统企业社会责任与财务绩效的绩效模型作为参照，设定回归模型

其中，CFP为企业财务绩效；εit为随机干扰项；CSR为企业社会责任投资的代理变量，由企业慈善捐赠投资来衡量。Controls表示一系列对企业财务绩效影响较强的控制变量，包括：企业规模（Size）、企业年龄 （Age）、企业资本结构 （LEV）、企业增长率（Growth）、企业账面市值比（BM）和机构持股比例（INST）。

其次，为考察战略企业社会责任（持续性战略）对财务绩效的影响，设定回归模型

其中，SCSR_3表示战略企业社会责任持续性投资，由连续三年及以上企业慈善捐赠投资来衡量；SCSR_5表示战略企业社会责任长期持续性投资，由连续五年及以上企业慈善捐赠投资来衡量。

再次，为考察战略企业社会责任（差异化战略）对财务绩效的影响，设定回归模型

其中，SCSR_P表示战略性企业社会责任差异化战略投资，由精准扶贫数据中产业扶贫资金投资来衡量。

最后，为考察企业所有制对战略社会责任与企业财务绩效关系的影响，设定分组回归模型

其中，在基本回归模型不变的情况下，代表战略性企业社会责任投资的主要变量分别为CSRit、SCSR_3it、SCSR_5it和SCSR_Pit，以企业所有权性质为类别定义，进行各变量分组回归。SOE表示企业所有权性质，当SOE为1时，企业为国有制企业；SOE为0时，企业为民营企业。

（四）模型选择

在选择模型时，遵寻以往研究经验，首先进行了Hausman检验，检验结果拒绝原假设，单纯从技术检验的结果上看，建议使用固定效应模型。但在对产业扶贫数据进行固定效应模型回归时，出现了系数不显著的情况，原因跟非平衡面板数据可能造成因素误差有关。其次，在非平衡面板数据选择模型的问题上，不少学者给出了不同的看法，认为不需要从非平衡面板中提取平衡面板，或填值成为平衡面板，这样会破坏数据的随机性和有效性[44]；在固定效应仍然可以使用的情况下，随机效应模型照样可以进行广义最小二乘法估计，只要找到合适的方法对其方差组合进行一致的估计，就可以找到无偏且最优的估计量[45]。因此，研究认为有必要按照Baltagi[46]给出的模型检验路径进行检验，找到更合理的回归效应模型。

非平衡面板数据（Unbalanced Panel），即每个时期观测到的个体不完全相同，往往这些典型的 “不平衡”现象，更有可能是在经济学研究中被经验设定的标准形式[46]15。非平衡面板数据并不影响计算离差形式的组间估计量，所以仍可以选择固定效应模型，估计结果有效但不是最优；对于随机效应模型估计量有偏的，必须要找到合适的方法对其方差组合进行一致的估计才可克服有偏达到最优估计量[47]。

ANOVA方法是估计方差分量时最常用的方法之一，Swamy和 Arora[48]利用组间和组内回归均方误来估计方差分量，得到SA型估计量。Jennrich和 Sampson度[49]认为，极大似然估计方法（Maximum Likelihood Estimate，ML）也能够为非平衡面板数据随机效应模型的方差组合进行估计，但极大似然估计量的缺点是没有考虑由于回归系数而损失的自由度。Patterson[50]通过将似然函数分解成两部分来弥补这个缺点，得到有约束极大似然估计量（Restrcied Maximum Likelihood Estimate，REML）。

巴尔塔基[46]对带有非平衡单因素误差的回归模型进行了扩展的蒙特卡罗模拟研究，发现简便的ANOVA估计量可以得到回归系数的最优估计，但当方差分量比例ρ＞1且数据有严重的非平衡现象时，ANOVA型估计量劣于ML、REML。作为对错误设定的检查，至少应该使用一种ANOVA方法和ML方法来观察估计量的差异[46]157。

综合以往研究，本文根据巴尔塔基[46]160给出的模型观察方法进行模型选择。为了最优估计量的正确性，不至于出现绝对的错误，如正负反向，故设定固定效应模型为观察模型，同时为了避免异方差、自相关干扰等情况，最后选定观察模型为双向固定模型采用聚类稳健性标准误。

通过Stata 15, 分别采用Swamy和 Arora[48]的SA型估计量、ML和REML进行参数估计，然与固定效应模型（FE）所得到的参数结果一起进行观察比较，回归模型稳健性实验结果如表2所示。

表2 回归模型稳健性实验结果

结果显示，SA模型与EF模型的估计系数无明显差别，无绝对错误；与REML模型的估计系数结果相似，与ML结果有细微差别。所有模型估计结果均在1%水平上显著。其余变量也在1%统计水平上显著，只有FE的SIZE在5%水平上显著，但不影响整个参数估计与研究。全部模型ρ值最大值为EF模型，为0.587 4，最小值为SA模型，为0.418 8。与Baltagiet[46]162的研究结果相似，SA估计量克服非平衡因素误差对回归系数的影响，使估计结果相对最优。因此，研究将主要依据 SA估计量来分析战略性企业社会责任对企业财务绩效的影响因素。

三、实证结果分析

（一）描述性统计

变量的描述性统计结果经过处理后的自变量中的企业慈善捐赠（取自然对数）均值为12.50，标准差为2.09，与早期学者的处理结果（Mean=11.36，Sd=2.0）相近[51]。从统计结果上看，长期战略投资（五年）的均值（12.56）略微大于短期战略投资（三年）的均值（12.48），说明在投资的持续性和程度上长期的战略投资大于短期。

值得注意的是，产业扶贫和慈善数投资数据的最小值都为0，而战略慈善投资的最小值为4.36，长期战略的慈善投资数据最小值为5.01，初步印证了以往研究中提出的：当企业并非自愿履行企业社会责任时，如利用慈善捐赠来缓解社会舆论压力，此项投资是有0倾向的；但当企业将慈善捐赠作为其长期战略运营的一部分，0倾向就会消失。

因变量企业财务绩效的代理变量总资产收益率（ROE）的均值为0.1，标准差为0.007。变量的描述性统计如表3所示。

表3 变量的描述性统计

根据上市公司所有权属性进行分组，国有企业（SOE=1），民营企业（SOE=0），对不同所有权企业在战略企业社会责任投资规模进行组间差异检验，结果发现，各种特征变量相比均值通过均值t检验在1%水平上显著。主要变量的分组检验结果如表4所示。从整体慈善捐赠的投资上看，国有企业略大于民营企业0.10（12.52 – 12.42），尤其在长期战略企业社会责任投资规模上高于民营企业0.22（12.66– 12.44）。差异战略投资则是民营企业高于国有企业0.17（4.76 – 4.59）。总体来看两种所有权的企业对社会责任的投资差别细微，与以往研究中显示的民营企业在社会责任投资程度中大于国营企业的结果不同。

表4 主要变量的分组检验

（二）回归结果分析

1.战略性企业社会责任对财务绩效的关系回归结果

实证总体检验两份样本数据下代表战略性企业社会责任的持续性战略和差异性战略投资对企业财务绩效的影响，即对假设H1、H2进行检验。回归结果如表5所示。

表5 战略性企业社会责任对财务绩效关系的回归结果

首先，M1模型结果确认控制变量对财务绩效的影响与以往文献研究结果相符，其中账面市值比（BM）显著为负，企业规模（Size）、资本结构（LEV）、成长率（Growth）和机构持股比例（INST）均显著为正。在M1模型设定的基础上，分别将传统企业社会责任投资、战略性企业社会责任持续性战略投资（短期与长期）、差异性战略投资（产业扶贫）带入回归方程，依次得到M2～M5的结果。

在M2结果中，传统企业社会责任投资（慈善捐赠）的系数为0.003 6，在1%水平上显著异于零，与Frederik[52]①Plewinia提交的慈善捐赠与财务绩效元分析报告中，前十年的中国数据相似。提交的元分析报告结果相似，说明传统的企业社会责任履行与企业财务绩效的关系仍处在平稳的正相关状态，没有太多的改变。M3结果主要反映了战略性企业社会责任持续性战略投资（短期）与财务绩效的关系，其系数估计值为0.004 7，在1%水平上显著。在M4中，持续性战略投资（长期）的系数估计值为0.004 5，在1%水平上显著；与M3结果相比，微低于其系数估计值0.002（0.004 7– 0.004 5），但在研究样本均值中，战略企业社会责任五年期投资的均值高于三年期投资27%（12.75– 12.48）。总体来看，说明战略性企业社会责任的持续性战略投资正向影响企业财务绩效，且相对传统企业社会责任（r=0.003 6），系数有明显提高；但在持续性时间上，战略企业社会责任的持续性战略投资（长期）的收益没有增长，反而有所下降。所以，H1部分成立。

M5战略性企业社会责任差异化战略的估计系数为0.001 7,在10%水平上显著，可以证明假设H2成立。

2.企业所有权对战略性企业社会责任与财务绩效关系的影响

所有权对回归结果的影响如表6所示。战略性企业社会责任持续性战略投资（短期）结果显示，民营企业仅少于国有企业0.000 1（0.004 8 – 0.004 7）；在长期方面（M8、M9），民营企业多于国有企业0.000 1（0.004 6 – 0.004 5），所有结果在1%水平上显著。差异化战略投资的相关结果显示，民营企业少于国有企业0.000 5（0.001 2 – 0.000 7），但结果不显著。不同属性企业的相关系数相差0.000 1，太过细微，结果几乎相同，说明不同企业所有权属性对战略性企业社会责任与财务绩效的关系几乎没有产生差异性影响。基于此，H3不成立。

表6 所有权对回归结果的影响

（三）稳健性分析

1.回归模型的估计方法

本文采用双向固定效应模型聚类稳健性标准误进行回归，参照模型本身已经通过聚类稳健性标准误来修正了异方差和自相关的问题，检验结果与最后采用的随机效应模型的SA估计结果基本一致，而随机效应模型本身没有异方差的问题，说明模型稳健性检验结果是一致的。

2.度量指标控制

为了检验研究结果的可靠性，采用两种处理方式：首先，为排除研究变量中异常值的影响，对连续性变量进行了1%和99%的Winsorize缩尾处理；其次，在M2～M5中，将总资产报酬率ROA作为企业财务绩效的替代变量进行稳健性检验，以降低度量指标偏差造成对财务绩效产生影响，重新估计M2～M5后，结果如表7所示。前三者估计系数均在1%水平上显著异于零，M5估计系数在10%水平上显著，扰动项ρ最大值为0.783 1，在可接受的范围内。所有结果与基于净资产收益率ROE指标得到的结论一致，进一步验证了战略性企业社会责任的持续性投资与差异性投资正向影响财务绩效。说明主要模型研究结论总体上没有显著差异。

表7 稳健性检验

3.变量相关性分析

主要变量的Pearson相关性分析结果如表8所示。检验表明传统企业社会责任投资（Phi）与财务绩效相关系数为0.179 0，初步表明企业履行社会责任与财务绩效正相关；战略性企业社会责任持续性投资（Phi_3）与长期持续性投资（Phi_5）相关系数分别为0.204 8和0.205 7，表明战略性企业社会责任会高于传统企业社会责任投资，整体系数会根据企业的战略性投资持续性有逐步增加的现象，但长期投资的增长比较微弱。此外，账面市值比（BM）与财务绩效负相关，表明账面市值比较低的上市公司财务绩效相对较高；企业规模（size）、资本结构（LEV）、成长性（Growth）、机构持股比例（INST）与财务绩效正相关，表明规模较大、成长性较好、机构持股比率较高、有较理想资本结构的企业财务绩效相对较高。所有相关系数均在10%水平上显著。此外，自变量、控制变量、因变量的关系和符号与预期一致，且自变量与控制变量之间相关系数值远低于经典文献中0.8的多重共线性阈值，产业扶贫数据（Pia）与慈善捐赠的相关系数最大值为0.315 7，说明前期对产业扶贫和慈善捐赠的数据分离工作是有效的，两者没有出现多重共线的情况，基本不会对后续回归结果造成影响。

表8 主要变量的相关系数

为了使多元线性方程回归结果更具有研究意义，确保整个解释变量之间并不存在严重的多重共线性，对方差膨胀因子进行分析，发现方差膨胀因子基本在2.49～1.08左右，平均值只有1.61，说明解释变量和控制变量之间存在多重共线性的几率很小，所用变量进行回归的结果具有一定的可信度。

四、结论与思考

本文探讨了在投资视野下，战略性企业社会责任与企业财务绩效的关系。基于共享理论，探讨了在投资视野下，两种战略性企业社会责任投资对财务绩效的影响。通过2009—2019年A股上市公司慈善捐赠支持数据、2016—2019年企业精准扶贫数据中产业扶贫项目支出数据进行实证检验，得到如下结论：（1）战略性企业社会责任（持续性战略投资与差异性战略投资）正向影响企业财务绩；但随着持续性投资时间越长，财务绩效反而有所下降；（2）与传统社会责任不同，企业所有权属性不会对战略性企业社会责任与财务绩效的关系产生差异性影响，当国有企业和民营企业开始将企业社会责任视为企业战略的一部分，两种企业的社会责任表现日渐趋同。

研究结果为战略性企业社会责任绩效模型的理论研究提供了相应的实证分析，填补了部分空隙，也对战略性企业社会责任在市场环境运营中可能碰到的问题和未来新的社会责任发展提出两点思考：（1）实证研究结果发现投资持续时间增长，财务绩效反而有所下降，原因可能是企业管理的战略应用能力疲于支持企业针对社会责任项目进行集中的、长期的投资。以往研究认为：企业管理效率低下会削弱慈善捐赠对企业绩效的促进作用[53]。这也印证了人力资源管理在企业社会责任战略运营中的重要作用，履行企业社会责任可以帮助管理者更好地发展管理技能和能力，管理部门可以地分配组织内资源，以适应具有挑战性的外部环境变化[54]。（2）以投资视角分析精准扶贫，企业参与精准扶贫具有战略性意义，是具有中国特色的战略性企业社会责任发展的开端。整体扶贫项目经过精准识别和细分，已经形成了具体的、有针对性的扶贫项目，推动了企业社会责任项目投资的聚焦效应。企业社会责任从粗放的分类开始细化成更具有目标性的社会责任项目，企业结合自身特点有的放矢地参与各类社会责任项目，具有一定的市场性。因此，拟在未来的研究中针对精准扶贫的全部数据性质，更深入地研究战略性企业社会责任目标集聚投资的发展。