基于內(nèi)生性的企業(yè)社會(huì)責(zé)任與財(cái)務(wù)績效關(guān)系研究*

侯巧銘， 張寒月

(沈陽工業(yè)大學(xué) 管理學(xué)院， 沈陽 110870)

*本文已于2015-07-07 16∶40在中國知網(wǎng)優(yōu)先數(shù)字出版。 網(wǎng)絡(luò)出版地址：http：//www.cnki.net/kcms/detail/21.1558.C.20150707.1640.014.html

【管理與實(shí)務(wù)】

基于內(nèi)生性的企業(yè)社會(huì)責(zé)任與財(cái)務(wù)績效關(guān)系研究*

侯巧銘， 張寒月

(沈陽工業(yè)大學(xué) 管理學(xué)院， 沈陽 110870)

摘要：以2012—2013年滬深主板上市企業(yè)為研究樣本，依據(jù)利益相關(guān)者理論選用因子分析法構(gòu)建企業(yè)社會(huì)責(zé)任指數(shù)，選取主營業(yè)務(wù)總資產(chǎn)收益率衡量企業(yè)財(cái)務(wù)績效，根據(jù)回歸結(jié)果構(gòu)建聯(lián)立方程模型后采用聯(lián)立方程識(shí)別和豪斯曼檢驗(yàn)證明企業(yè)社會(huì)責(zé)任是內(nèi)生的，并運(yùn)用GMM法從內(nèi)生性視角實(shí)證考察了企業(yè)社會(huì)責(zé)任與財(cái)務(wù)績效的互動(dòng)關(guān)系。研究結(jié)果表明：企業(yè)社會(huì)責(zé)任與財(cái)務(wù)績效存在雙向正相關(guān)關(guān)系。該結(jié)論為企業(yè)承擔(dān)社會(huì)責(zé)任提供理論與實(shí)踐依據(jù)。

關(guān)鍵詞：企業(yè)社會(huì)責(zé)任； 財(cái)務(wù)績效； 內(nèi)生性； 利益相關(guān)者； 因子分析法； 豪斯曼檢驗(yàn)； 廣義矩估計(jì)

在全球經(jīng)濟(jì)一體化的市場環(huán)境下，企業(yè)成為社會(huì)的主體，掌握著大量的社會(huì)資源，企業(yè)為了可持續(xù)發(fā)展開始承擔(dān)社會(huì)責(zé)任。然而，承擔(dān)社會(huì)責(zé)任會(huì)無形增加企業(yè)成本，增加的成本對企業(yè)來說究竟是好事還是壞事?這是企業(yè)自身非常關(guān)心的問題。從短期來看，承擔(dān)社會(huì)責(zé)任使企業(yè)的成本增加，當(dāng)期利潤受到影響，財(cái)務(wù)績效會(huì)有所下降；但從長期來看，承擔(dān)社會(huì)責(zé)任會(huì)給企業(yè)帶來社會(huì)聲譽(yù)等無形資產(chǎn)，同時(shí)建立起消費(fèi)者等利益相關(guān)者的信任感，使企業(yè)實(shí)現(xiàn)產(chǎn)品或服務(wù)溢價(jià)，財(cái)務(wù)績效得以提升。那么企業(yè)社會(huì)責(zé)任與財(cái)務(wù)績效究竟有著怎樣的關(guān)系?本文重點(diǎn)從內(nèi)生性視角進(jìn)行研究，為企業(yè)承擔(dān)社會(huì)責(zé)任提供理論和實(shí)踐依據(jù)。

一、理論分析與研究假設(shè)

社會(huì)影響假說的支持者們認(rèn)為企業(yè)社會(huì)責(zé)任(CSR)履行得越好，財(cái)務(wù)績效(CFP)水準(zhǔn)越高。Freeman[1]18、Lou[2]、巴內(nèi)特(2007)[3]、Lu Wen-min等(2013)[4]、蔣紅蕓等(2013)[5]、李雍雅等(2014)[6]通過實(shí)證研究均證實(shí)了此觀點(diǎn)，其中CSR有助于提升CFP的機(jī)制主要有以下三方面：

首先，企業(yè)承擔(dān)社會(huì)責(zé)任可以降低資本成本。如：劉凱平(2012)[7]研究發(fā)現(xiàn)企業(yè)披露社會(huì)責(zé)任信息能使企業(yè)信息透明度升高，使信息不對稱水平下降，進(jìn)而降低企業(yè)資本成本。Goss和Roberts(2011)從貸款人的視角出發(fā)，研究企業(yè)社會(huì)責(zé)任與銀行貸款成本的關(guān)系，結(jié)果發(fā)現(xiàn)，企業(yè)社會(huì)責(zé)任履行較差的企業(yè)在支付貸款利率時(shí)要高出5~11個(gè)基點(diǎn)，而企業(yè)社會(huì)責(zé)任履行較好的企業(yè)支付貸款利率可以降低23個(gè)基點(diǎn)，因此，資本成本的降低會(huì)提升企業(yè)財(cái)務(wù)績效。

其次，企業(yè)履行社會(huì)責(zé)任可以收獲社會(huì)聲譽(yù)及美譽(yù)度等無形資產(chǎn)。Buysse和Verbeke(2003)指出，企業(yè)通過承擔(dān)社會(huì)責(zé)任而積累的無形資產(chǎn)可以使企業(yè)在發(fā)生危機(jī)時(shí)遭受的損失降低。Muller和Kraussl(2011)從聲譽(yù)角度研究發(fā)現(xiàn)，社會(huì)聲譽(yù)好的企業(yè)在危機(jī)中遭受的損失相對較少，是因?yàn)槁曌u(yù)的“保險(xiǎn)作用”。很多企業(yè)試圖通過援助重大災(zāi)難的企業(yè)慈善行為使企業(yè)形成一種“道德聲譽(yù)資本”，獲取關(guān)鍵資源以應(yīng)對危險(xiǎn)的發(fā)生，提升企業(yè)的財(cái)務(wù)績效。同時(shí)，企業(yè)承擔(dān)社會(huì)責(zé)任增加了社會(huì)聲譽(yù)后，能更好地吸引投資者從保證企業(yè)資金運(yùn)營，并易于獲得政府及社會(huì)的支持，這些無形資產(chǎn)的獲得可以提升企業(yè)財(cái)務(wù)績效。

最后，企業(yè)社會(huì)責(zé)任可以幫助企業(yè)獲得競爭優(yōu)勢，例如：殷格非(2005)提出，企業(yè)承擔(dān)社會(huì)責(zé)任可以提升企業(yè)經(jīng)濟(jì)效益，使其競爭優(yōu)勢進(jìn)一步凸顯。他指出，企業(yè)承擔(dān)社會(huì)責(zé)任可以進(jìn)一步轉(zhuǎn)變成為企業(yè)的核心競爭力，使企業(yè)逾越國際上的壁壘，進(jìn)而提升長期盈利能力。Porter和Kramer(2006)研究認(rèn)為，如果企業(yè)為了適應(yīng)外部環(huán)境的變化而被動(dòng)地接受企業(yè)社會(huì)責(zé)任，這樣不會(huì)凸顯企業(yè)的競爭優(yōu)勢，但若企業(yè)主動(dòng)承擔(dān)社會(huì)責(zé)任，不僅可以幫助其實(shí)現(xiàn)價(jià)值鏈的轉(zhuǎn)型，還可以提升競爭優(yōu)勢，進(jìn)而提高企業(yè)的財(cái)務(wù)績效。而Luo和Bhattacharya(2009)提出，企業(yè)履行社會(huì)責(zé)任可以提升企業(yè)在消費(fèi)者當(dāng)中的知名度和消費(fèi)者對企業(yè)的忠誠度，以此獲得競爭優(yōu)勢，這種競爭優(yōu)勢作為傳導(dǎo)力量使企業(yè)財(cái)務(wù)績效得以提升。

而資金提供假說認(rèn)為，財(cái)務(wù)績效水準(zhǔn)越高，企業(yè)社會(huì)責(zé)任履行得越好，原因是企業(yè)承擔(dān)社會(huì)責(zé)任的水平很大程度上取決于企業(yè)能夠提供的資源和企業(yè)的資金實(shí)力[7]。只有擁有杰出的財(cái)務(wù)績效，企業(yè)才能在正常運(yùn)營的基礎(chǔ)上承擔(dān)社會(huì)責(zé)任(Lee和Bannon，1997)，因此企業(yè)社會(huì)責(zé)任的表現(xiàn)受到其財(cái)務(wù)績效的影響，而反過來未必成立。Presten等(1991)[8]通過研究發(fā)現(xiàn)，當(dāng)期和以前的社會(huì)責(zé)任表現(xiàn)取決于企業(yè)財(cái)務(wù)績效。

隨著研究的不斷深入，學(xué)者們認(rèn)為企業(yè)社會(huì)責(zé)任和財(cái)務(wù)績效之間并不是單純的單向作用關(guān)系。Waddock和Graves(1997)發(fā)現(xiàn)企業(yè)社會(huì)責(zé)任和財(cái)務(wù)績效間存在交互關(guān)系，Margolish、Elfenbein和Walsh(2009)研究發(fā)現(xiàn)企業(yè)社會(huì)責(zé)任和財(cái)務(wù)績效存在雙向關(guān)系。同時(shí)，李國平等(2014)[9]提出企業(yè)社會(huì)責(zé)任和財(cái)務(wù)績效很可能并不是相互獨(dú)立的變量，二者之間可能以某種方式相互關(guān)聯(lián)，存在內(nèi)生互動(dòng)關(guān)系。

由前人的研究結(jié)論可知，企業(yè)社會(huì)責(zé)任不僅影響財(cái)務(wù)績效，也會(huì)受到財(cái)務(wù)績效的反作用，除了有CSR對CFP的促進(jìn)效應(yīng)外，還將產(chǎn)生CFP對CSR的反饋效應(yīng)，這就是兩者之間的內(nèi)生性?；诖?，提出本文假設(shè)：

假設(shè)企業(yè)社會(huì)責(zé)任和財(cái)務(wù)績效存在雙向正相關(guān)關(guān)系。

二、研究設(shè)計(jì)

1. 變量定義

(1) 企業(yè)社會(huì)責(zé)任(CSR)。本文以利益相關(guān)者理論為基礎(chǔ)，采用因子分析法構(gòu)建企業(yè)社會(huì)責(zé)任指數(shù)表示企業(yè)社會(huì)責(zé)任，具體評價(jià)指標(biāo)及計(jì)算公式如表1所示。

表1　企業(yè)社會(huì)責(zé)任評價(jià)指標(biāo)及計(jì)算方法

(2) 財(cái)務(wù)績效(CFP)。本文借鑒洪愛梅(2015)[10]提出的觀點(diǎn)，用主營業(yè)務(wù)總資產(chǎn)收益率作為企業(yè)財(cái)務(wù)績效的替代變量。

(3) 企業(yè)性質(zhì)(NATURE)。由于我國國情及企業(yè)性質(zhì)不同于國外，企業(yè)社會(huì)責(zé)任履行受到企業(yè)性質(zhì)較大的影響。本文采取大部分研究學(xué)者的做法，以是否為國有企業(yè)來衡量企業(yè)性質(zhì)，若是則取1，否則為0。

(4) 企業(yè)規(guī)模(SIZE)。Dierkes和科波克(1978)、特羅特曼和布拉德利(1981)研究指出，企業(yè)規(guī)模差異對企業(yè)承擔(dān)社會(huì)責(zé)任起著重要作用。企業(yè)規(guī)模越大，越會(huì)吸引全社會(huì)的關(guān)注度，在這種高關(guān)注度下，企業(yè)不得不去承擔(dān)一些社會(huì)責(zé)任。同時(shí)，不同規(guī)模的企業(yè)其財(cái)務(wù)績效也不同，本文用總資產(chǎn)自然對數(shù)衡量企業(yè)規(guī)模。

(5) 企業(yè)成長性(GROW)。企業(yè)的成長能力不同導(dǎo)致其資金使用和資源配置能力不同，企業(yè)成長性會(huì)對企業(yè)的財(cái)務(wù)績效產(chǎn)生一定影響，本文用總資產(chǎn)增長率衡量企業(yè)成長性。

(6) 企業(yè)財(cái)務(wù)杠桿(LEV)。企業(yè)負(fù)債情況不同對企業(yè)的財(cái)務(wù)債效必然會(huì)產(chǎn)生影響。

(7) 公司治理指標(biāo)。在企業(yè)社會(huì)責(zé)任與財(cái)務(wù)績效關(guān)系的研究中，一些公司治理指標(biāo)會(huì)對企業(yè)財(cái)務(wù)績效產(chǎn)生影響。張兆國等(2013)[10]，鹿翠、匡慧(2011)[11]，李兆華、盧麗(2011)[12]，溫素彬、方苑(2008)[13]均通過實(shí)證研究證明了這一觀點(diǎn)，因此本文在研究中根據(jù)已有文獻(xiàn)資料選取股權(quán)集中度、流通股比例、獨(dú)立董事比例、董事長與總經(jīng)理是否雙職合一以及高管薪酬5個(gè)公司治理指標(biāo)作為兩者研究的外生變量，使研究結(jié)論更加準(zhǔn)確。

變量指標(biāo)及其計(jì)算公式如表2所示。

表2　變量指標(biāo)及其計(jì)算公式

2. 模型構(gòu)建

本文首先構(gòu)建企業(yè)社會(huì)責(zé)任對財(cái)務(wù)績效影響的單方程基礎(chǔ)模型(1)和財(cái)務(wù)績效對企業(yè)社會(huì)責(zé)任影響的單方程基礎(chǔ)模型(2)。

CFP=a0+a1CSR+a2NATURE+a3SIZE+

a4GROW+a5LEV+a6OC+a7PSO+

a8RID+a9DUAL+a10MS+ε1

(1)

CSR=b0+b1CFP+b2NATURE+b3SIZE+

b4GROW+b5LEV+b6OC+b7PSO+

b8RID+b9DUAL+b10MS+ε2

(2)

然后將通過OLS回歸結(jié)果對外生變量進(jìn)行篩選，確定每個(gè)模型的最優(yōu)解釋變量集，如式(3)、(4)所示。

(3)

(4)

最后根據(jù)回歸結(jié)果建立聯(lián)立方程模型，運(yùn)用廣義矩估計(jì)(generalized method of monents，簡稱GMM法)處理企業(yè)社會(huì)責(zé)任與財(cái)務(wù)績效的內(nèi)生性關(guān)系[14-16]。

3. 樣本選取及數(shù)據(jù)來源

本文以2012—2013年滬深主板上市企業(yè)為研究樣本，在剔除金融保險(xiǎn)業(yè)、ST類及極端值和缺失值樣本后共獲得1267個(gè)有效樣本。數(shù)據(jù)主要來自于國泰安數(shù)據(jù)庫，數(shù)據(jù)分析處理采用Eviews 8.0軟件。

三、實(shí)證分析

1. 企業(yè)社會(huì)責(zé)任指數(shù)

企業(yè)社會(huì)責(zé)任(CSR)變量采用因子分析法構(gòu)建企業(yè)社會(huì)責(zé)任綜合指數(shù)。

(1) 因子分析的適合性檢驗(yàn)

對因子進(jìn)行KMO和Bartlett檢驗(yàn)，結(jié)果如表3所示。

表3　KMO和Bartlett檢驗(yàn)結(jié)果

由表3可以看出，KMO值為0.724，大于0.5，數(shù)據(jù)比較理想；Bartlett球形檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量的觀測值為11060.481，相伴概率接近于0，小于顯著性水平0.01，說明該組數(shù)據(jù)適合作因子分析。

(2) 因子提取與因子載荷矩陣求解

各主成分解釋原始變量總方差的情況如表4所示。

表4　各主成分解釋的總方差

從表4得知，本次提取過程中前6個(gè)公因子的累積方差貢獻(xiàn)率為80.180%，大于75%，因此這6個(gè)公因子比較充分地保留了原始變量信息，因子分析效果較為理想。

(3) 因子命名

旋轉(zhuǎn)后的因子載荷得分如表5所示。

表5　旋轉(zhuǎn)成分矩陣

由表5可知，衡量各個(gè)利益相關(guān)者的財(cái)務(wù)指標(biāo)分別在6個(gè)公因子上有較高載荷，這6個(gè)公因子分別命名為債權(quán)人因子(CSR1)、股東因子(CSR2)、政府因子(CSR3)、供應(yīng)商因子(CSR4)、員工因子(CSR5)、消費(fèi)者因子(CSR6)。

(4) 企業(yè)社會(huì)責(zé)任指數(shù)

因子得分系數(shù)矩陣如表6所示。

根據(jù)因子得分系數(shù)矩陣和初始變量經(jīng)標(biāo)準(zhǔn)化處理后的值得出以下6個(gè)因子得分函數(shù)，同時(shí)以6個(gè)因子方差貢獻(xiàn)率占累計(jì)貢獻(xiàn)率的比重作為權(quán)數(shù)計(jì)算企業(yè)社會(huì)責(zé)任因子得分指數(shù)，如式(5)所示。

CSR= 25.152%CSR1+17.743%CSR2+

13.361%CSR3+9.280%CSR4+

7.485%CSR5+7.160%CSR6

(5)

2. 描述性統(tǒng)計(jì)

各變量描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果如表7所示。

表6　因子得分系數(shù)矩陣

表7　各變量描述統(tǒng)計(jì)量

從表7得知，目前滬深主板上市公司企業(yè)社會(huì)責(zé)任指數(shù)的均值為-0.011，說明目前我國滬深主板上市企業(yè)履行社會(huì)責(zé)任的整體水平不高，應(yīng)該進(jìn)一步加強(qiáng)。主營業(yè)務(wù)總資產(chǎn)收益率均值為3.44%，最大值為66.12%，最小值為-42.43%，說明上市公司之間的財(cái)務(wù)績效差異較大。主要外生變量方面，企業(yè)成長性均值為16.38%，最大值為937.23%，最小值為-69.20%，也說明滬深主板上市企業(yè)成長性差異較大；資產(chǎn)負(fù)債率的均值為52.88%，說明滬深主板上市企業(yè)總體負(fù)債水平較為合理，最大值為銀泰資源(109.42%)，已資不抵債，最小值為桂林旅游(4.59%)；第一大股東的持股比例均值為36.47%，最大值為89.41%，說明滬深主板上市企業(yè)股權(quán)集中度相對較高，存在一股獨(dú)大現(xiàn)象；董事長兼職總經(jīng)理的平均值為14%，說明滬深主板上市企業(yè)雙職合一現(xiàn)象不嚴(yán)重。

3. 聯(lián)立方程確定及識(shí)別

本文采用OLS對模型(1)和(2)中的外生變量進(jìn)行篩選，進(jìn)一步檢測外生變量是否存在多重共線性并獲得每個(gè)被解釋變量的最優(yōu)子集，得到優(yōu)化模型(3)和(4)，OLS運(yùn)行結(jié)果如表8所示。

由表8可知，Control1中包括NATURE、GROW、LEV、OC、PSO、MS變量，Control2中包括NATURE、SIZE、GROW、LEV、MS變量。優(yōu)化模型調(diào)整后的R2分別為0.277、0.261；說明這兩個(gè)回歸方程的擬合優(yōu)度都很好，DW值分別為1.925、2.018，經(jīng)驗(yàn)上認(rèn)為DW在1.8~2.2之間時(shí)接受原假設(shè)，所以優(yōu)化模型殘差均不存在自相關(guān)。在多重共線測度方面，兩個(gè)模型各自包括的外生變量的方差膨脹因子均在1左右，且容差大部分接近于1，說明各個(gè)外生變量之間不存在多重共線性。

表8　OLS結(jié)果

注：***、*分別表示系數(shù)在1%、10%水平上顯著。

根據(jù)回歸結(jié)果建立聯(lián)立方程模型判斷企業(yè)社會(huì)責(zé)任與財(cái)務(wù)績效是否存在內(nèi)生性，如式(6)、(7)所示。

CFP=e0+e1CSR+e2NATURE+e3GROW+

e4LEV+e5OC+e6PSO+e7MS+

e8CFPt-1+ε5

(6)

CSR=f1CFP+f2NATURE+f3SIZE+

f4GROW+f5LEV+f6MS+

f7CSRt-1+ε6

(7)

為了控制內(nèi)生變量之間相互影響的滯后性，在聯(lián)立方程中分別加入內(nèi)生變量的一階滯后變量CSRt-1、CFPt-1，分別代表2012年的企業(yè)社會(huì)責(zé)任和財(cái)務(wù)績效。

上述聯(lián)立方程中共有2個(gè)內(nèi)生變量，9個(gè)前定變量(7個(gè)外生變量，2個(gè)內(nèi)生滯后變量)。由本文設(shè)定的聯(lián)立方程模型設(shè)定，其聯(lián)立方程識(shí)別判定如表9所示。

表9　聯(lián)立方程識(shí)別判定

本文通過階條件和秩條件對聯(lián)立方程進(jìn)行識(shí)別。在兩個(gè)模型中，均包括2個(gè)內(nèi)生變量(m=2)，不包含前定變量的個(gè)數(shù)分別為2個(gè)、3個(gè)(k=2，k=3)，可知k≥m-1，聯(lián)立方程是可以識(shí)別的。然后通過秩條件判斷每個(gè)方程的識(shí)別性，通過移項(xiàng)將方程組制成聯(lián)立方程判定表(見表9)。按照秩條件定義可以看出，每個(gè)模型的秩均為1，綜合階條件和秩條件結(jié)果，判定聯(lián)立方程是過度識(shí)別的。

4. 內(nèi)生性檢驗(yàn)

接下來通過采用Houseman(1978)提出的設(shè)定誤差的方法對企業(yè)社會(huì)責(zé)任進(jìn)行內(nèi)生性檢驗(yàn)，擬選擇保守速動(dòng)比率(CQR)作為企業(yè)社會(huì)責(zé)任的工具變量。

首先將CSR對工具變量CQR和所有外生變量作回歸分析，提取殘差RES-CSR，然后將殘差加入到聯(lián)立方程模型中的財(cái)務(wù)績效決定模型再作回歸分析，觀察殘差顯著性。若殘差RES-CSR的系數(shù)顯著則說明存在內(nèi)生性，如果不顯著則說明不存在內(nèi)生性。豪斯曼(Houseman)檢驗(yàn)結(jié)果如表10所示。

表10　Houseman檢驗(yàn)結(jié)果

由表10可以看出，殘差RES-CSR的系數(shù)在5%的檢驗(yàn)水平上顯著不為0，可知解釋變量CSR是內(nèi)生的，本文采用聯(lián)立方程GMM來處理內(nèi)生性問題。

5. 基于內(nèi)生性的廣義矩估計(jì)

GMM運(yùn)行結(jié)果如表11所示。

表11　聯(lián)立方程GMM結(jié)果

注：***、**分別表示系數(shù)在1%、5%水平上顯著。

由表11可知，使用聯(lián)立方程GMM法可以證實(shí)企業(yè)社會(huì)責(zé)任與財(cái)務(wù)績效存在雙向正相關(guān)關(guān)系，均在1%的水平上顯著，本文中假設(shè)得到證實(shí)。這表明在企業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營過程中，企業(yè)社會(huì)責(zé)任不僅對財(cái)務(wù)績效有著促進(jìn)效應(yīng)，同時(shí)財(cái)務(wù)績效對企業(yè)社會(huì)責(zé)任也有著反饋效應(yīng)。

關(guān)于其他變量，企業(yè)性質(zhì)、資產(chǎn)負(fù)債率和流通股比率與財(cái)務(wù)績效沒有顯著相關(guān)；企業(yè)成長性、資產(chǎn)負(fù)債率與企業(yè)社會(huì)責(zé)任沒有顯著相關(guān)，該結(jié)果與OLS回歸存在差異。同時(shí)，在聯(lián)立方程GMM法下，聯(lián)立方程調(diào)整后的R2分別為0.456和0.537，和OLS相比，模型的擬合優(yōu)度提升很多，說明在研究企業(yè)社會(huì)責(zé)任與財(cái)務(wù)績效關(guān)系時(shí)內(nèi)生性問題不容忽略，OLS得到的回歸結(jié)果是有偏差的，本文使用GMM法后的研究結(jié)論更加嚴(yán)謹(jǐn)。

6. 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

本文穩(wěn)健性檢驗(yàn)主要從數(shù)據(jù)上進(jìn)行，采用同樣的方法選取2011—2012年間1233家滬深主板上市企業(yè)為樣本，通過OLS和廣義矩估計(jì)分別進(jìn)行驗(yàn)證，得到的結(jié)論與前文大致相同，限于篇幅數(shù)據(jù)未列出。

四、結(jié)論

本文以2012—2013年滬深主板上市企業(yè)為研究樣本，運(yùn)用聯(lián)立方程GMM法從內(nèi)生性視角實(shí)證考察了企業(yè)社會(huì)責(zé)任與財(cái)務(wù)績效的互動(dòng)關(guān)系，結(jié)果表明企業(yè)社會(huì)責(zé)任與財(cái)務(wù)績效存在雙向正相關(guān)關(guān)系。

本研究表明，在研究企業(yè)社會(huì)責(zé)任與財(cái)務(wù)績效關(guān)系時(shí)，要充分考慮企業(yè)社會(huì)責(zé)任的內(nèi)生性影響，否則難以得出可靠的結(jié)論。同時(shí)，本研究對深入了解企業(yè)社會(huì)責(zé)任與財(cái)務(wù)績效的內(nèi)生性關(guān)系起到了一定的啟示作用。

參考文獻(xiàn)：

[1]Freeman R E.A stakeholder approach [M].Boston：Pitman Publishing Inc，1984.

[2]Luo X，Bhattacharya C.The debate over doing good：corporate social performance，strategic marketing levers，and firm-idiosyncratic risk [J].Journal of Marketing，2009(6)：198-213.

[3]Barnett M L.Stakeholder influence capacity and the variability of financial returns to corporate social responsibility [J].Academy of Management Review，2007，32(3)：794-816.

[4]Lu W M.The relationship between corporate social responsibility and corporate performance：evidence from the US semiconductor industry [J].International Journal of Production Research，2013，51(19)：5683-5695.

[5]蔣紅蕓，景珊珊.企業(yè)社會(huì)責(zé)任與財(cái)務(wù)績效相關(guān)性研究 [J].會(huì)計(jì)之友，2013(1)：49-52.

[6]李雍雅，呂理哲.房地產(chǎn)企業(yè)社會(huì)責(zé)任與財(cái)務(wù)績效相關(guān)性的分析 [J].統(tǒng)計(jì)與決策，2014(17)：161-163.

[7]劉凱平.企業(yè)社會(huì)責(zé)任與權(quán)益資本成本關(guān)系研究 [J].現(xiàn)代商貿(mào)工業(yè)，2012(5)：39-40.

[8]Preston L E，O’Bannon D P.The corporate social-financial performance relationship：a typology and analysis [J].Business and Society，1997，36(4)：419-429.

[9]李國平，張倩倩，周宏.企業(yè)社會(huì)責(zé)任與財(cái)務(wù)績效：理論、方法與檢驗(yàn) [J].經(jīng)濟(jì)學(xué)動(dòng)態(tài)，2014(6)：138-146..A stakeholder approach [M].Boston：Pitman Publishing Inc，1984.

[2]Luo X，Bhattacharya C.The debate over doing good：corporate social performance，strategic marketing levers，and firm-idiosyncratic risk [J].Journal of Marketing，2009(6)：198-213.

[3]Barnett M L.Stakeholder influence capacity and the variability of financial returns to corporate social responsibility [J].Academy of Management Review，2007，32(3)：794-816.

[4]Lu W M.The relationship between corporate social responsibility and corporate performance：evidence from the US semiconductor industry [J].International Journal of Production Research，2013，51(19)：5683-5695.

[5]蔣紅蕓，景珊珊.企業(yè)社會(huì)責(zé)任與財(cái)務(wù)績效相關(guān)性研究 [J].會(huì)計(jì)之友，2013(1)：49-52.

[6]李雍雅，呂理哲.房地產(chǎn)企業(yè)社會(huì)責(zé)任與財(cái)務(wù)績效相關(guān)性的分析 [J].統(tǒng)計(jì)與決策，2014(17)：161-163.

[7]劉凱平.企業(yè)社會(huì)責(zé)任與權(quán)益資本成本關(guān)系研究 [J].現(xiàn)代商貿(mào)工業(yè)，2012(5)：39-40.

[8]Preston L E，O’Bannon D P.The corporate social-financial performance relationship：a typology and analysis [J].Business and Society，1997，36(4)：419-429.

[9]李國平，張倩倩，周宏.企業(yè)社會(huì)責(zé)任與財(cái)務(wù)績效：理論、方法與檢驗(yàn) [J].經(jīng)濟(jì)學(xué)動(dòng)態(tài)，2014(6)：138-146.

[10]洪愛梅.上市公司主營業(yè)務(wù)總資產(chǎn)收益率指標(biāo)與凈資產(chǎn)收益率指標(biāo)之比較 [J].市場周刊，2005(10)：36-39.

[11]尹開國，劉小芹，陳華東.基于內(nèi)生性的企業(yè)社會(huì)責(zé)任與財(cái)務(wù)績效關(guān)系研究 [J].中國軟科學(xué)，2014(6)：99-107.

[12]張兆國，靳小翠，李庚秦.企業(yè)社會(huì)責(zé)任財(cái)務(wù)績效之間交互跨期影響實(shí)證研究 [J].會(huì)計(jì)研究，2013(8)：32-39.

[13]鹿翠，匡慧.企業(yè)社會(huì)責(zé)任與財(cái)務(wù)績效關(guān)聯(lián)性實(shí)證研究 [J].財(cái)會(huì)通訊，2011(7)：23-24.

[14]李兆華，盧麗.企業(yè)社會(huì)責(zé)任與財(cái)務(wù)績效相關(guān)性研究 [J].財(cái)務(wù)與會(huì)計(jì)，2011(2)：81-85.

[15]溫素彬，方苑.企業(yè)社會(huì)責(zé)任與財(cái)務(wù)績效關(guān)系的實(shí)證研究：利益相關(guān)者視角的面板數(shù)據(jù)分析 [J].中國工業(yè)經(jīng)濟(jì)，2008(10)：150-160.

[16]畢金玲.會(huì)計(jì)穩(wěn)健性發(fā)揮作用么：來自中國上市公司股權(quán)再融資的經(jīng)驗(yàn)證據(jù) [J].重慶工商大學(xué)學(xué)報(bào)：社會(huì)科學(xué)版，2015，32(2)：35-42.

Research on relationship between endogenous corporate

social responsibility and financial performance

HOU Qiao-ming, ZHANG Han-yue

(School of Management, Shenyang University of Technology, Shenyang 110870, China)

Abstract：The major companies listed in the Shanghai Stock Exchange and the Shenzhen Stock Exchange from 2012 to 2013 are taken as the research sample. A index is constructed by factor analysis according to the stakeholder theory. The total assets yield of the main business is selected to measure the financial performance of the companies. The simultaneous equations are constructed according to the results of regression analysis. The identification and Houseman test of the simultaneous equations prove that corporate social responsibility is endogenous. The relationship between corporate social responsibility and financial performance is empirically reviewed from endogenous perspective by using GMM method. The result shows that there is a positive correlation between corporate social responsibility and financial performance. This conclusion provides theoretical and practical basis for companies to undertake the social responsibility.

Key words：corporate social responsibility; financial performance; endogenousness; stakeholder; factor analysis; Houseman test; generalized method of monents

(責(zé)任編輯：吉海濤)

中圖分類號(hào)：C939

文獻(xiàn)標(biāo)志碼：A

文章編號(hào)：1674-0823(2015)04-0329-08

doi：10.7688/j.issn.1674-0823.2015.04.08

作者簡介：侯巧銘(1978-)，男，遼寧義縣人，講師，博士生，主要從事戰(zhàn)略管理與決策、公司治理等方面的研究。

基金項(xiàng)目：遼寧省教育廳一般項(xiàng)目(W2012021)。

收稿日期：2015-04-12