徐焱军 熊 艳 林子昂

1（暨南大学国际商学院，珠海 519070） 2（清华大学经济管理学院，北京 100084）

引 言

近年来，中国的生态环境问题频发，对经济与社会生态造成危害。在2019 年8 月，181 家美国的顶级公司的首席执行官们集结于华盛顿举办了“商务圆桌会议”。这次会议以现代企业的可持续发展为出发点，对基于利益相关者理论的企业价值最大化进行了深入的分析，使学界对CSR 更为重视。习近平总书记在党的二十大报告中明确指出，“高质量发展是全面建设社会主义现代化国家的首要任务”。这一指示，不仅促进了整个社会对企业社会责任的深入研究，同时也为企业社会责任的履行设定了更严格的标准。从经济意义上讲，企业既是追求利润的“经济人”，也是“社会人”，应当承担一定的社会责任。

已有研究发现，法律制度［1］和媒体监督［2］等外部因素会对企业社会责任产生影响。然而，在发展中国家，如中国，由于法律执行滞后和违法处罚较轻，外部因素对企业社会责任的约束效果十分有限［3］。另外，当外部因素促使公司承担社会义务时，公司有时候将其看作是压力，而不是自我约束。因此，最理想的情况是企业将社会责任内化成经营理念，积极与利益相关者合作。尽管学者已广泛研究了债权人、社区和董事会等利益相关者［4，5］的影响，但对员工在企业社会责任方面的影响研究相对较少。员工作为关键利益相关者，直接参与和监督企业的各项活动［6］，对公司治理发挥着不可或缺的作用。因此，本文选择中国的员工持股计划（Employee Stock Ownership Plan，简称ESOP）作为研究对象，旨在探讨该计划的激励效果，为企业社会责任研究提供新的视角。

我国的员工持股计划是企业内部治理和激励的一种形式。理论上，ESOP 与企业社会责任存在关联：（1） ESOP 被视为一种长期激励手段，实施ESOP 的公司更有可能投资于社会责任活动，关注企业的长期财务表现［7］；（2） ESOP 可以解决企业内部“搭便车” 的问题［8］，鼓励员工相互监督和合作，提高员工的谈判能力，推动公司更专注于企业社会责任；（3） ESOP 通过股权融资的方式，使企业拥有更多的财务资源，缓解企业的融资约束，进而提高企业履行社会责任的能力［9］。

基于此，本文将员工持股计划的实施看作准自然实验，并使用多期双重差分（DID）模型，实证检验其对企业社会责任的影响。研究发现，执行员工持股计划能显著增强企业的社会责任感，经多次稳健性检验后仍然成立。机制检验表明，员工持股计划通过缓解企业的融资约束，进而促进企业社会责任的履行。此外，异质性检验表明，在企业内部控制质量高、媒体关注度高以及行业竞争度高的情况下，员工持股计划对企业社会责任产生更强的正向影响。

本文从企业社会责任的角度，扩展了相关前因变量的研究。以往的研究从企业内外部视角进行探讨，重点关注了高管团队［10］和法律制度［1］等对企业社会责任的影响，但员工对企业社会责任参与的影响尚未得到充分研究。本文从企业内部角度出发，通过考察员工持股计划这一准自然实验，探讨了员工对企业社会责任的影响，弥补了内部因素对企业社会责任影响的研究不足；本文从员工持股计划的角度，拓展了其经济后果的研究。现有研究主要关注员工持股计划对企业现金流［11］、经营绩效［12］、审计收费［13］、公司价值［14］和企业创新［15］的影响。关于员工持股计划如何影响企业的社会责任的相关研究并不多见，本文研究是对员工所有权相关文献的有益补充。

1 文献回顾与研究假设

1.1 文献回顾

1.1.1 员工持股计划

员工持股计划是指公司将股票授予核心激励对象，建立企业和员工之间的利益共享机制，并以此来促进企业持续发展的一种激励计划。自2014 年，中国证监会颁布《关于上市公司实施员工持股计划试点的指导意见》 以来，学界对员工持股的研究方兴未艾。国内外对员工持股计划的实施动机和经济后果开展了大量的研究。

从实施动机来看，企业授予员工股权，会向外传递公司盈利能力强、未来成长性好的积极信号。市场投资者接收到内部员工自愿购买股票的信号后，会倾向于投资这样的企业。让员工成为公司的股东，有利于提高员工的主人翁意识，从而实现员工与公司的“利益绑定”，减少其可能产生的道德风险问题。此外，企业实施员工持股计划的动机还包括筹集资金、提高员工福利、塑造优秀的企业文化、节省税收以及反收购等［16］。从经济后果来看，已有研究表明员工持股计划的实施会提高企业的审计费用［13］以及促进企业的创新［15］等。

1.1.2 企业社会责任

企业社会责任不仅对企业绩效和发展产生影响，还对整个社会的经济增长和平稳发展产生重要影响。目前，有关企业社会责任影响因素的研究主要涵盖企业特征、高管团队特征以及外部环境等几个关键方面。

（1） 企业内部特征的异质性对企业社会责任表现产生重要影响。企业规模与企业社会责任承担之间存在“U” 形关系，即大型企业和小型企业会更积极地承担社会责任，而中型企业的积极性最弱［17］。国有企业与非国有企业相比，经营目标更多元化，更加重视企业的社会责任。此外，国有企业受到更为严格的监管披露要求，通常提供更多的社会责任报告［18］。

（2） 企业的战略决策会受管理者的思维模式和价值取向的影响。因此，管理层的特征也在一定程度上影响企业的社会责任承担。已有研究表明，高管团队的多样性［10］，包括年龄、性别、婚育状况［19］、海外经历［20］等都对企业的社会责任产生影响。

（3） 企业的社会责任表现还会受到外部环境的显著影响。包括制度压力［21］和外资进入［22］等。另外，公众的信赖［23］、公司的文化［24］和公众的舆论监督［25］都能够在一定程度上提升公司承担社会责任的能力。需要强调的是，前面的两种方式都依赖于道德激励来起到效果，后一种方式则依赖于公众的舆论监管对公司进行限制。

1.2 理论分析与研究假设

本文认为员工持股计划影响企业社会责任可以从员工和企业两个角度进行分析。

从员工角度分析，员工持股计划能够产生“长期激励效应” 和“员工监督效应”。

（1） 从“长期激励效应” 来看，员工持股计划的本质是对员工进行股权激励，并通过股权的价值增长来奖励员工的绩效和忠诚度，这会对企业内部员工的行为产生显著影响。已有研究表明，当员工持有公司的股票时，员工对公司的责任感和归属感更加强烈［7］，进而提升其在企业生产经营和决策中的参与积极性，实现员工与公司的利益协同。作为一项长期激励手段，中国实施的员工持股计划往往有1～3 年甚至更长的锁定期，这使得员工更加看重公司的长期利益，而非短期股价波动，激励公司员工更多地参与企业社会责任活动，而且企业实施员工持股计划可以提升员工的地位，员工通过向管理层施压，能有效避免企业做出追求短期利益最大化的行为，促使企业社会责任的履行。

（2） 从“员工监督效应” 来看，相对于外部治理机构，员工作为企业内部的主体，更擅长监督公司是否存在不当行为。此外，持股员工涵盖了企业各个部门，且拥有较高的专业素养，这使得他们能够更敏锐地察觉高管的潜在机会主义行为，并采取行动来维护自身权益。根据Bielak 等（2007）［6］的研究，CEO 将员工视为对他们管理社会期望的最重要利益相关者之一。然而，现实中企业内部常常存在“搭便车” 问题，这使得员工对公司治理缺乏积极性。已有研究表明，员工持股计划将全体员工的利益与公司股价挂钩，在一定程度上增强了员工之间的监督［26］。企业实施员工持股计划可以通过同伴压力和共同监督来解决搭便车问题［8］。此外，员工持股计划进一步提升了他们监督的意愿和能力［27］，有助于激发员工积极参与公司治理，促使企业更加关注社会责任。

从企业角度分析，员工持股计划能够缓解企业的融资约束，进而提高企业的社会责任表现。

从企业内部来看，员工持股计划使用股权融资代替货币型薪酬，这不仅可以直接为企业补充流动资金［16］，还可以减少企业货币型薪酬的支出。从企业外部来看，员工作为内部信息优势方，认购公司股票，表明员工对公司未来成长和长远发展的信心。信息不对称理论认为，这会向资本市场传递积极的信号［28］，吸引更多的投资者关注，扩大企业资金来源，进而缓解企业的融资约束。已有研究表明，融资约束是影响企业履行社会责任的重要因素，在面临融资约束时，企业往往优先进行业务投资，然后再考虑社会责任投资等自由裁量活动［29］。因此当企业存在足够闲置财务资源时，才更有能力去履行社会责任［9］。

基于以上分析，本文提出研究假设：

H1：实施员工持股计划能提高企业社会责任表现。

2 数据与研究设计

2.1 样本选择与数据来源

本文选择2009～2021 年A 股上市公司作为研究样本。同时，对数据做了如下处理：（1） 剔除金融行业样本；（2） 剔除被ST、∗ST 及PT 的公司样本；（3） 剔除宣告但实际停止实施员工持股计划的样本；（4） 剔除变量遗漏的样本；（5） 为了减轻极端值的影响，对所有连续变量在1%和99%的水平上进行了Winsorize 缩尾处理。最终获取21564 个样本观测值。其中，员工持股计划数据来源于WIND 数据库，企业社会责任数据来源于和讯网，其余数据均来自CSMAR 数据库。

2.2 变量选取

2.2.1 被解释变量

企业社会责任（CSR）。和讯网发布的上市公司社会责任报告，数据样本较为齐全，是研究公司社会责任的主要工具。参考文雯和宋建波（2017）［20］的研究，本文选择和讯网的数据来衡量企业社会责任。和讯网发布的CSR分数越高，代表企业履行社会责任情况越好。

2.2.2 核心解释变量

员工持股计划（DID），代表的是公司是否执行了员工持股计划。参考Li 等（2022）［30］的研究，如果一家公司i在第t年执行了员工持股计划，那么这家公司在第t年以及之后年度的DID取值为1，其他年份取值为0。若公司i在整个样本研究期间内未实施员工持股计划，则该公司所有年度的DID均取值为0。

2.2.3 控制变量

本文参考Boubakri 等［31］和张多蕾等（2022）［32］的研究，选择如下可能会影响到企业社会责任的控制变量：企业规模（SIZE）、盈利能力（ROA）、财务杠杆（LEV）、企业年龄（AGE）、董事会规模（BOARD）、董事会独立性（INDR）、两职合一（DUAL）、股权制衡度（BALC）、销售收入增长率（SALE）、产权性质（SOE）、固定资产比率（PPA）、托宾Q 值（TOBINQ）、审计质量（BIG4）。具体的变量定义见表1。

表1 变量定义表

2.3 模型设定

考虑到不同企业之间实施员工持股计划的时间存在差异，为科学评估员工持股计划对企业社会责任的影响，本文参考强国令和王一婕（2023）［33］的做法，构建多期双重差分（DID）模型实证检验员工持股计划对企业社会责任的影响，模型设定如下：

其中，i代表个体，t代表年份，CSRit是被解释变量，即企业社会责任。DIDit是核心解释变量，用来判断公司i在第t年是否执行了员工持股计划。CONTROLSit代表公司层面的控制变量。此外，模型还加入个体固定效应FIRM和年份固定效应YEAR，εit为随机误差项。在回归分析中，若α1系数显著为正，则验证了本文假设。

3 实证结果分析

3.1 变量描述性统计

表2 展示了模型核心变量的描述性统计。其中，上市企业的社会责任评分CSR的平均数是24.3907，最大值是74.6400，最小值是－3.3700。这说明中国的上市公司在社会责任履行方面还有很大的提升潜力，并且不同企业之间的社会责任履行差异很大。员工持股计划DID的均值是0.1196，说明在样本期间实施或存在员工持股计划的企业数量仍比较少，只占总样本的11.96%。此外，控制变量的取值均处于合理范围内。

表2 描述性统计

3.2 基准回归

表3 报告了员工持股计划对企业社会责任影响的回归结果。其中，列（1） 纳入了交互项DID，且控制了个体、年份固定效应，列（2） 在列（1）的基础上加入了控制变量。回归结果显示，员工持股计划（DID）的回归系数均显著为正。这说明，实施员工持股计划显著地增强了企业社会责任的承担，由此验证了假设1。

表3 基准回归结果

在控制变量中，（1） 企业规模（SIZE）、盈利能力（ROA）、销售收入增长率（SALE）、托宾Q 值（TOBINQ）的系数均显著为正，说明规模大、盈利和投资能力强的企业通常承担更多的社会责任。这可能是因为企业社会责任投资是一项长期投资，其回报通常不是直接的财务回报，因此需要企业具备足够的能力来支持；（2） 财务杠杆（LEV）和固定资产比率（PPA）的系数在回归中均显著为负，这说明了负债率高和固定资产比率高的企业通常承担较少的社会责任，因为这些企业可能受到了资金支持的限制。

3.3 稳健性检验

3.3.1 平行趋势检验

多期DID 模型的使用前提是实验组和对照组符合平行趋势假设的预期。为避免多重共线性的干扰，本文以上市公司员工持股计划实施之前的第1 期作为比较基准，进行平行趋势检验并进一步考察其动态效应，结果如图1 所示。可以看出，上市公司实施ESOP 的前几年，DID 系数并不显著，处理组企业和对照组企业的平行趋势基本一致；上市公司实施ESOP 当年，DID 系数虽然显著为正，但是比较小，说明此时员工持股计划对企业社会责任的正向影响比较弱；上市公司实施ESOP 的后几年，DID 系数显著为正并呈现上升趋势，表明员工持股计划对企业社会责任承担具有持续的促进作用。

图1 平行趋势检验

3.3.2 安慰剂检验

考虑到在模型之外可能存在一些随机因素使得员工持股计划的实施效果受到干扰，本文使用如下安慰剂检验方法：（1） 根据基准回归中DID变量的分布情况，实施500 次的随机抽样，从而生成“伪政策虚拟变量”；（2） 再次回归，检验其系数与P值的分布状况。研究结果如图2 所示。“伪政策虚拟变量” 的回归系数在企业社会责任的影响下呈现出近似正态分布的特征，其平均值几乎为0，而且远低于基准回归系数，P 值大多超过0.1。这表明员工持股计划对企业社会责任的影响并非由其他随机性因素导致，本文得到的结论可靠。

图2 安慰剂检验

3.3.3 内生性检验

考虑到员工持股是由企业内生决定的，高社会责任的企业通常希望员工分享他们的价值观和使命感，并通过员工持股的方式来增强员工对企业社会责任的投入［34］。鉴于此，上文所使用的模型可能存在样本选择问题。因此，本文使用PSMDID 检验和工具变量法，以减轻样本选择偏差。

（1） PSM－DID 检验：本文选择模型（1） 中的所有控制变量作为协变量，采用最近邻匹配，进行PSM－DID 检验。经过匹配处理后的各个参数的标准偏移都低于10%，通过平衡性检验。剔除没有被匹配的样本后，本文利用多期DID 模型重新进行回归，回归结果见表4 的列（1）、（2）。DID的回归系数显著为正，一定程度上表明基准回归结果是稳健的。

（2） 工具变量法：本文使用同行业同省（区、市）其他公司的ESOP 均值作为工具变量，即IV＿ESOP。由于员工股权激励在地区之间存在相似性［35］，因此，同一省（区、市）实施员工持股计划的整体情况可能会影响单个企业是否采用员工持股计划，符合工具变量的相关性；此外，同行业同省（区、市）其他公司的ESOP 均值并不会直接影响企业的社会责任表现，符合工具变量的外生性。表5 中的列（1）、（2） 展示了两阶段最小二乘法（2SLS）回归的结果。从工具变量的检验结果来看，F 值超过10，表明不存在弱工具变量问题。对反向因果的潜在内生性问题进行处理后，DID的回归系数依然显著为正，与基准回归结果保持一致。

表5 工具变量法

3.3.4 其他稳健性检验

（1） 改变解释变量的衡量方式：参考周冬华等（2019）［36］的做法，本文重新划分员工持股计划实施年份。具体而言，如果公司员工持股计划的股东大会公告时间在7 月份及之后，则将其视为下一年的员工持股计划。重新划分ESOP 的实施年份之后，再次对基准回归进行检验，表6 列（1）报告了回归结果。DID的回归系数显著为正，说明基准回归结果稳健。

表6 其他稳健性检验

（2） 更换样本区间：2019 年底暴发的公共卫生事件对全球经济带来巨大冲击，对市场主体企业也造成了强烈的负面影响。为了避免其对企业社会责任表现可能的干扰，本文剔除了2019 年之后的样本，再次对基准回归进行检验，表6 的列（2） 报告了回归结果。DID的回归系数显著为正，说明基准回归结果稳健。

（3） 剔除“好” 企业：较高的托宾Q 值表明公司的市值相对于其资产净值较高，这通常被视为“好” 的企业。这些公司认为存在投资机会，因此愿意投入更多资本进行业务扩张，这可能会对本文的研究结果产生干扰。因此，本文剔除了托宾Q 值高于年份均值的样本，再次对基准回归进行检验，表6 的列（3） 报告了回归结果。DID的回归系数显著为正，说明基准回归结果稳健。

4 机制检验

企业社会责任的履行需要大量的资金支持，因此融资约束往往是限制企业社会责任承担的重要原因［37］。已有研究发现，企业实施员工持股计划，能够帮助企业筹集资金［16］，缓解企业内部的融资约束问题。为检验员工持股计划是否可以通过缓解企业的融资约束，进而提高企业的社会责任表现，本文参考温忠麟和叶宝娟（2014）［38］的研究，通过逐步回归法检验中介效应，在基准回归模型的基础上分别设定模型（2） 和模型（3）。

其中，SAit表示融资约束，其他变量与基准回归模型相同。如果系数β1显著，则继续检验系数γ1和γ2。如果γ1不显著，仅γ2显著，则说明融资约束起到完全中介作用；如果γ1的系数显著，并且系数值小于α1，则说明融资约束起到部分中介作用。

表7 列（1） 显示员工持股计划（DID）对融资约束（SA）的回归系数显著为负，说明员工持股计划的实施能缓解企业的融资约束。表7 列（2） 显示在加入融资约束（SA）后，员工持股计划（DID）对企业社会责任（CSR）的回归系数仍显著为正，但相比基准回归系数有所下降，这表明融资约束在员工持股计划对提高企业社会责任表现中起到部分中介的作用。

表7 机制检验

5 异质性分析

5.1 内部控制的异质性分析

已有研究表明，有效的内部控制不仅有助于员工持股计划的实施，还能增强其影响力［39］。因此，高质量的内部控制是公司实施员工持股计划的关键因素，引入和执行员工持股计划须建立在健全的制度和有效的信息环境基础上。基于此，本文依据内控指数的中位数将样本划分为内部控制质量高和内部控制质量低两组，进行分组检验，结果如表8 的列（1）、（2） 所示。高内部控制质量组DID的回归系数显著为正，而低内部控制质量组DID的回归系数不显著。

表8 异质性检验

5.2 媒体关注度的异质性分析

一个公司的知名度受媒体关注程度影响，而参与社会活动可以提高媒体关注度，塑造企业形象。研究发现，备受媒体关注的公司会面临更高级别的审查［40］，因此在员工压力下，其更关注企业社会责任，实现长期绩效。基于此，本文使用标题出现公司的新闻总数来衡量媒体关注度，并依据其中位数将样本划分为媒体关注度高和媒体关注度低两组，进行分组检验，结果如表8 的列（3）、（4） 所示。高媒体关注度组DID的回归系数显著为正，而低媒体关注度组DID的回归系数不显著。

5.3 行业竞争度的异质性分析

在激烈的市场竞争中，企业需要通过差异化竞争策略来提高竞争力。社会责任有助于企业与竞争对手区分开来，带来竞争优势［41］。此外，激烈竞争还促使企业管理层强化内部控制和关注利益相关者需求，减少信息不对称［42］。基于此，本文选择赫芬达尔—赫尔曼指数（HHI）来衡量行业竞争度，并依据其中位数将样本划分为行业竞争度高和行业竞争度低两组，进行分组检验，结果如表8 的列（5）、（6） 所示。高行业竞争度组DID的回归系数显著为正，而低行业竞争度组DID的回归系数不显著。

6 结论与政策建议

本文基于2009～2021 年A 股上市公司数据，利用和讯网的社会责任评分方法，来评估企业的社会责任表现。本文将实施员工持股计划看作一项准自然实验，构建多期双重差分模型，经过理论和实证研究，得出以下结论：（1） 通过对样本数据的观察和基准回归检验，本文发现企业实施员工持股计划能显著提高其社会责任表现，且该结论经多次稳健性检验之后，结论保持不变；（2）通过机制检验，本文发现员工持股计划可以缓解企业的融资约束，进而提高企业社会责任履行；（3） 通过异质性检验，本文发现在内部控制质量高、媒体关注度高以及行业竞争度高的企业，实施员工持股计划对企业社会责任的正向效应显著增强。

基于以上研究结论，本文提出以下政策建议：

（1） 优化股权分配方案，建立动态考核调整机制。企业应定期对员工的工作绩效进行考核，并以此来动态调整股权激励对象。此外，企业还可以实施差异化的股权激励政策，给予高绩效的员工更高的持股比例，以此来激励员工参与到企业活动，为企业社会责任履行注入动力。

（2） 适度调整锁定期和存续期，实现企业与员工的长期利益一致。企业在进行股权分配时，应该充分考虑员工持股计划的长期激励效果。上市公司可以通过适当延长员工持股计划的锁定期和存续期，甚至将锁定期设置到员工退休或辞职，以此实现持股员工和企业的长期利益绑定。

（3） 完善相关法律制度，为员工参与社会责任活动提供制度保障。我国的员工持股计划起步晚，实践经验不足，缺乏完备的法律法规保障。因此，相关部门应当进一步明确员工持股计划的法律地位，完善相关的法律法规体系建设，推动员工持股计划朝着规范化、制度化转变，充分发挥员工在提升企业社会责任履行中的作用。