企業(yè)社會(huì)責(zé)任履行與全要素生產(chǎn)率關(guān)系再討論

馬建威 王絨絨 閆新創(chuàng)

【摘 要】 近年來(lái)，學(xué)界對(duì)企業(yè)社會(huì)責(zé)任履行的經(jīng)濟(jì)后果研究已取得豐碩成果，但就其與全要素生產(chǎn)率關(guān)系及二者作用機(jī)制的探討卻十分匱乏。著眼于高質(zhì)量發(fā)展背景下企業(yè)社會(huì)責(zé)任履行產(chǎn)出成果，基于2010—2020年滬深A(yù)股上市公司數(shù)據(jù)，對(duì)企業(yè)社會(huì)責(zé)任履行與全要素生產(chǎn)率的關(guān)系及作用路徑進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)。研究結(jié)果表明：企業(yè)社會(huì)責(zé)任履行能夠促進(jìn)全要素生產(chǎn)率提升，且在控制內(nèi)生性、穩(wěn)健性問(wèn)題后該結(jié)論依然成立。進(jìn)一步研究發(fā)現(xiàn)，融資約束在二者關(guān)系中起部分中介作用，環(huán)境不確定性會(huì)弱化企業(yè)社會(huì)責(zé)任履行對(duì)全要素生產(chǎn)率的積極影響。同時(shí)，在非國(guó)有、相對(duì)清潔型企業(yè)中，社會(huì)責(zé)任履行對(duì)全要素生產(chǎn)率提升的促進(jìn)作用更加明顯。研究結(jié)論為政府制定相關(guān)政策、企業(yè)管理者提高公司治理水平提供了借鑒。

【關(guān)鍵詞】 企業(yè)社會(huì)責(zé)任履行； 全要素生產(chǎn)率； 融資約束； 環(huán)境不確定性

【中圖分類(lèi)號(hào)】 F234.3；F270? 【文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼】 A? 【文章編號(hào)】 1004-5937（2024）06-0097-08

一、引言

我國(guó)經(jīng)濟(jì)已由高速發(fā)展階段轉(zhuǎn)為高質(zhì)量發(fā)展階段，這種轉(zhuǎn)變是在新時(shí)代新背景下做出的重要判斷。促進(jìn)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展，不僅是社會(huì)經(jīng)濟(jì)可持續(xù)發(fā)展的基礎(chǔ)，更是適應(yīng)我國(guó)社會(huì)主要矛盾變化的重要舉措。企業(yè)作為微觀經(jīng)濟(jì)單元，是最重要的市場(chǎng)主體，其高質(zhì)量發(fā)展是經(jīng)濟(jì)實(shí)現(xiàn)高質(zhì)量發(fā)展的重要基石，而社會(huì)責(zé)任作為一種非市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)戰(zhàn)略，對(duì)企業(yè)實(shí)現(xiàn)高質(zhì)量發(fā)展的重要性不言而喻。從2002年制定企業(yè)社會(huì)責(zé)任相關(guān)的法律法規(guī)至2020年《社會(huì)責(zé)任管理體系要求及使用指南》的頒布，企業(yè)社會(huì)責(zé)任受到黨和國(guó)家以及社會(huì)各界的高度重視，成為我國(guó)轉(zhuǎn)變經(jīng)濟(jì)發(fā)展方式、實(shí)現(xiàn)可持續(xù)發(fā)展的重要推動(dòng)力[ 1 ]。但中國(guó)社科院公布的《企業(yè)社會(huì)責(zé)任藍(lán)皮書(shū)（2020）》中指出，2020年中國(guó)企業(yè)300強(qiáng)社會(huì)責(zé)任發(fā)展指數(shù)僅為36.0分，超四成企業(yè)社會(huì)責(zé)任發(fā)展指數(shù)低于20分，可見(jiàn)我國(guó)企業(yè)社會(huì)責(zé)任履行仍處于較低水平。長(zhǎng)期以來(lái)企業(yè)對(duì)社會(huì)責(zé)任的理解存在一定誤區(qū)，將法律合規(guī)性作為社會(huì)責(zé)任的活動(dòng)范圍，認(rèn)為社會(huì)責(zé)任就是慈善公益，忽略了對(duì)環(huán)保、員工、社區(qū)以及其他利益相關(guān)者等的責(zé)任。但作為“逐利”的社會(huì)經(jīng)濟(jì)組織，企業(yè)只有積極主動(dòng)承擔(dān)起對(duì)客戶、員工等眾多利益相關(guān)者的社會(huì)責(zé)任，才能在瞬息萬(wàn)變的大環(huán)境中獲得長(zhǎng)遠(yuǎn)發(fā)展。目前，絕大多數(shù)研究成果認(rèn)為社會(huì)責(zé)任履行可以給企業(yè)帶來(lái)積極影響，如緩解融資約束[ 2 ]、建立比較優(yōu)勢(shì)、擴(kuò)大品牌影響力、提升企業(yè)財(cái)務(wù)績(jī)效，并且對(duì)企業(yè)可持續(xù)科學(xué)發(fā)展具有重要的戰(zhàn)略性?xún)r(jià)值[ 3 ]。但也有學(xué)者認(rèn)為社會(huì)責(zé)任履行侵占了企業(yè)資源，容易成為管理層進(jìn)行盈余管理和推卸責(zé)任的工具[ 4 ]，違背了股東利益最大化原則。因此，企業(yè)社會(huì)責(zé)任履行有助于企業(yè)自身發(fā)展抑或加劇經(jīng)營(yíng)負(fù)擔(dān)而產(chǎn)生消極影響，值得進(jìn)一步討論。

黨的十九大報(bào)告指出全要素生產(chǎn)率是新發(fā)展理念的重要組成部分；二十大報(bào)告指出著力提高全要素生產(chǎn)率，并將其作為推動(dòng)高質(zhì)量發(fā)展這一重大主題內(nèi)涵的任務(wù)之一。因此，全要素生產(chǎn)率作為衡量企業(yè)經(jīng)營(yíng)成果的綜合性指標(biāo)，促進(jìn)其提升符合我國(guó)轉(zhuǎn)變經(jīng)濟(jì)發(fā)展方式的趨勢(shì)。但現(xiàn)有研究多以公司價(jià)值、企業(yè)績(jī)效為落腳點(diǎn)，探討企業(yè)社會(huì)責(zé)任履行的重要意義，少有研究從全要素生產(chǎn)率出發(fā)，分析企業(yè)社會(huì)責(zé)任履行的經(jīng)濟(jì)后果。基于此，本文聚焦社會(huì)責(zé)任履行經(jīng)濟(jì)后果，嘗試?yán)碚摲治雠c實(shí)證檢驗(yàn)企業(yè)社會(huì)責(zé)任履行與企業(yè)全要素生產(chǎn)率之間的內(nèi)在聯(lián)系及二者間的作用機(jī)制，為推動(dòng)企業(yè)全要素生產(chǎn)率提升提供實(shí)踐路徑與經(jīng)驗(yàn)證據(jù)。

二、理論分析與研究假設(shè)

基于社會(huì)認(rèn)同理論和信號(hào)傳遞理論，社會(huì)責(zé)任履行有助于企業(yè)獲得競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)。企業(yè)積極履行社會(huì)責(zé)任在提升內(nèi)部員工組織認(rèn)同感、調(diào)動(dòng)其工作積極性的同時(shí)，顯著增強(qiáng)了對(duì)外部求職者的吸引力[ 5 ]，人力資源數(shù)量和質(zhì)量的提升能夠幫助企業(yè)獲得創(chuàng)新所需要的知識(shí)儲(chǔ)備，對(duì)全要素生產(chǎn)率提升產(chǎn)生積極影響。主動(dòng)承擔(dān)社會(huì)責(zé)任向外界傳遞了企業(yè)經(jīng)營(yíng)良好、有社會(huì)公德情懷的信號(hào)，為企業(yè)樹(shù)立了良好形象，從而獲得利益相關(guān)者認(rèn)可。另外，企業(yè)通過(guò)披露社會(huì)責(zé)任報(bào)告減少了與利益相關(guān)者之間的信息不對(duì)稱(chēng)，有利于外部投資者掌握企業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)信息，增強(qiáng)投資信心，在一定程度上緩解企業(yè)面臨的融資約束，保證企業(yè)有足夠的金融資源開(kāi)展業(yè)務(wù)活動(dòng)[ 6 ]，進(jìn)而有利于全要素生產(chǎn)率提升。從委托代理理論出發(fā)，主動(dòng)承擔(dān)社會(huì)責(zé)任有助于改善公司治理結(jié)構(gòu)，減少委托代理問(wèn)題，推動(dòng)企業(yè)實(shí)現(xiàn)良性發(fā)展，促進(jìn)全要素生產(chǎn)率提升。

基于以上分析，提出假設(shè)：

Ha：企業(yè)社會(huì)責(zé)任履行能夠促進(jìn)全要素生產(chǎn)率的提升。

企業(yè)社會(huì)責(zé)任履行勢(shì)必會(huì)消耗內(nèi)部資源，如提升員工福利、慈善捐贈(zèng)等。而社會(huì)責(zé)任所占用的資源只有在一定程度上滿足利益相關(guān)者需求時(shí)，才有可能產(chǎn)生收益，且當(dāng)利益相關(guān)者對(duì)企業(yè)回報(bào)所產(chǎn)生的溢價(jià)能彌補(bǔ)社會(huì)責(zé)任的履行成本時(shí)，這種行為才能創(chuàng)造利潤(rùn)。有學(xué)者認(rèn)為，在我國(guó)資本市場(chǎng)中，企業(yè)基于道德倫理對(duì)消費(fèi)者所產(chǎn)生的影響較小，即社會(huì)責(zé)任履行所帶來(lái)的品牌影響力和聲譽(yù)提升可能很難彌補(bǔ)該行為的成本[ 7 ]。此外，這種“擠占效應(yīng)”使得企業(yè)創(chuàng)新活動(dòng)所依賴(lài)的資源被消耗，降低了創(chuàng)新活動(dòng)的有效性，不利于提高企業(yè)核心競(jìng)爭(zhēng)力，從而阻礙企業(yè)全要素生產(chǎn)率提升。從管理層自利角度出發(fā)，管理層可能會(huì)為保全自己的聲譽(yù)，基于信息不對(duì)稱(chēng)而借用社會(huì)責(zé)任履行作為信息遮蔽的工具。如高層管理人員為了推卸責(zé)任，利用社會(huì)責(zé)任為自己創(chuàng)造“聲譽(yù)保險(xiǎn)機(jī)制”，過(guò)度依賴(lài)該機(jī)制會(huì)造成企業(yè)資源浪費(fèi)，對(duì)企業(yè)運(yùn)行效率產(chǎn)生負(fù)面影響，不利于全要素生產(chǎn)率的提升。

基于以上分析，提出假設(shè)：

Hb：企業(yè)社會(huì)責(zé)任履行不能促進(jìn)全要素生產(chǎn)率的提升。

三、研究設(shè)計(jì)

（一）樣本選擇與數(shù)據(jù)來(lái)源

本文以2010—2020年滬深A(yù)股上市公司為研究對(duì)象，出于嚴(yán)謹(jǐn)性考慮，參照現(xiàn)有文獻(xiàn)數(shù)據(jù)選擇的方法對(duì)樣本進(jìn)行了篩選：首先，剔除ST、*ST類(lèi)企業(yè)；其次，剔除主要變量數(shù)據(jù)缺失的企業(yè)；最后，對(duì)所有的連續(xù)變量進(jìn)行上下1%Winsorize處理。最終得到樣本觀測(cè)值5 545個(gè)。其中，上市公司財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)主要來(lái)源于CSMAR和Wind數(shù)據(jù)庫(kù)，社會(huì)責(zé)任數(shù)據(jù)來(lái)自和訊網(wǎng)上市公司相關(guān)社會(huì)責(zé)任報(bào)告及年度報(bào)告專(zhuān)業(yè)評(píng)分。

（二）變量定義

1.被解釋變量

選取全要素生產(chǎn)率（TFP）為被解釋變量?，F(xiàn)有研究對(duì)微觀層面全要素生產(chǎn)率的衡量方法主要有OLS估計(jì)法、OP法、LP法和固定效應(yīng)估計(jì)法。OLS法和固定效應(yīng)法在衡量過(guò)程中存在一定的內(nèi)生性問(wèn)題，OP法的出現(xiàn)彌補(bǔ)了前兩種方法的不足，但仍存在一定缺陷（如用中間投資作為替代變量時(shí)，會(huì)因樣本中部分企業(yè)在某些年份未進(jìn)行投資而導(dǎo)致樣本被剔除），LP法則彌補(bǔ)了OP法的缺陷。本文借鑒魯曉東和連玉君對(duì)全要素生產(chǎn)率的計(jì)算方法，分別采用OP法和LP法進(jìn)行測(cè)算。LP法測(cè)算基本模型的被解釋變量，OP法測(cè)算穩(wěn)健性檢驗(yàn)時(shí)的被解釋變量。

2.解釋變量

選取企業(yè)社會(huì)責(zé)任履行（CSR）作為解釋變量，相關(guān)數(shù)據(jù)來(lái)源于和訊網(wǎng)企業(yè)社會(huì)責(zé)任數(shù)據(jù)庫(kù)。和訊網(wǎng)從五個(gè)方面對(duì)企業(yè)社會(huì)責(zé)任履行情況進(jìn)行了評(píng)估，并量化加總得到衡量企業(yè)社會(huì)責(zé)任履行的具體數(shù)值。

3.控制變量

借鑒現(xiàn)有文獻(xiàn)，將企業(yè)規(guī)模（Size）、董事會(huì)規(guī)模（Scale）、董事會(huì)結(jié)構(gòu)（Indep）、資產(chǎn)結(jié)構(gòu)（Car）、盈利能力（Roe）、成長(zhǎng)能力（Growth）、企業(yè)年齡（Age）、股權(quán)集中度（First）、高管持股（Regulator）作為控制變量。此外，模型還控制了年份（Year）和行業(yè)（Industry）效應(yīng)。相關(guān)變量的測(cè)量方法如表1所示。

（三）研究模型

為驗(yàn)證企業(yè)社會(huì)責(zé)任履行對(duì)全要素生產(chǎn)率的影響，構(gòu)建如下模型：

四、實(shí)證分析

（一）描述性統(tǒng)計(jì)

表2中，TFP的最大值為20.39，最小值為15.25，標(biāo)準(zhǔn)差為1.052，表明上市企業(yè)全要素生產(chǎn)率在不同年份、不同企業(yè)之間的差異明顯。而CSR最小值為4.638，最大值為76.48，標(biāo)準(zhǔn)差為14.92，均值為26.48，表明我國(guó)企業(yè)社會(huì)責(zé)任履行情況參差不齊，從均值看僅有少數(shù)企業(yè)社會(huì)責(zé)任履行情況較好，絕大多數(shù)企業(yè)處于中低水平，這是由于我國(guó)企業(yè)社會(huì)責(zé)任發(fā)展還處于初級(jí)階段。不同企業(yè)在規(guī)模、年齡、成長(zhǎng)能力、盈利能力等方面呈現(xiàn)較大差異。均值為0.089、最大與最小值分別為0.329和0.003的Roe及均值為1.2、最大與最小值分別為5.342和0.231的Car反映出多數(shù)企業(yè)處于正常生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)活動(dòng)中且發(fā)展勢(shì)頭較好。

（二）回歸分析

表3反映了利用模型分析企業(yè)社會(huì)責(zé)任履行對(duì)全要素生產(chǎn)率影響的回歸結(jié)果。列（1）、列（2）是雙向固定效應(yīng)模型結(jié)果，列（3）、列（4）是控制了年度與行業(yè)的隨機(jī)效應(yīng)模型結(jié)果。從列（1）、列（3）回歸結(jié)果看，CSR與TFP在1%的顯著性水平正相關(guān)，回歸系數(shù)均為0.006。列（2）、列（4）加入控制變量之后，CSR與TFP仍在1%顯著性水平正相關(guān)，系數(shù)變?yōu)?.002與0.001，整體回歸模型擬合程度較好。無(wú)論固定效應(yīng)模型還是隨機(jī)效應(yīng)模型均表現(xiàn)為企業(yè)社會(huì)責(zé)任履行與全要素生產(chǎn)率顯著正相關(guān)，說(shuō)明社會(huì)責(zé)任履行能促進(jìn)企業(yè)全要素生產(chǎn)率提升，即企業(yè)主動(dòng)承擔(dān)社會(huì)責(zé)任滿足了諸多利益相關(guān)者的要求，在人才及資金等方面得到支持，為提升全要素生產(chǎn)率提供了良好的運(yùn)營(yíng)基礎(chǔ)，Ha得到支持。同時(shí)，企業(yè)規(guī)模（Size）、資產(chǎn)結(jié)構(gòu)（Car）、盈利能力（Roe）、成長(zhǎng)能力（Growth）等與全要生產(chǎn)率顯著正相關(guān)，說(shuō)明規(guī)模較大、資產(chǎn)結(jié)構(gòu)合理和盈利能力強(qiáng)的企業(yè)，技術(shù)、資金保障較強(qiáng)，有較好的發(fā)展環(huán)境，可以為提升全要素生產(chǎn)率提供基礎(chǔ)保障。

（三）穩(wěn)健性檢驗(yàn)與內(nèi)生性處理

1.穩(wěn)健性檢驗(yàn)

使用LP法測(cè)算全要素生產(chǎn)率時(shí)可能會(huì)忽略企業(yè)投資在生產(chǎn)率中發(fā)揮的作用，而OP法彌補(bǔ)了LP法的這一缺陷，因此，為保證上述回歸結(jié)果的穩(wěn)定性與科學(xué)性，采用OP法測(cè)算的全要素生產(chǎn)率代替基本回歸中的被解釋變量，進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。更換被解釋變量之后，回歸結(jié)果如表4列（1）所示，企業(yè)社會(huì)責(zé)任履行（CSR）對(duì)全要素生產(chǎn)率（TFP）的促進(jìn)作用通過(guò)了5%的顯著性水平檢驗(yàn)，得到的結(jié)論與原模型保持一致，結(jié)果具有穩(wěn)健性。

2.內(nèi)生性問(wèn)題處理

（1）滯后一期

企業(yè)社會(huì)責(zé)任履行與全要素生產(chǎn)率之間可能存在一定的雙向因果關(guān)系，即企業(yè)全要素生產(chǎn)率越高，企業(yè)發(fā)展質(zhì)量水平越高，因而企業(yè)越有能力主動(dòng)承擔(dān)社會(huì)責(zé)任，這種可能存在的雙向因果關(guān)系造成一定的內(nèi)生性問(wèn)題。因此，本部分在回歸分析中將解釋變量分別進(jìn)行了“t+1”“t+2”期處理，一定程度上緩解了二者之間的互逆影響，結(jié)果如表4列（2）和列（3）所示。當(dāng)解釋變量滯后一期時(shí)，其在1%顯著性水平與被解釋變量顯著正相關(guān)；當(dāng)解釋變量滯后兩期時(shí)，其對(duì)被解釋變量產(chǎn)生正向影響，但未通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，說(shuō)明企業(yè)社會(huì)責(zé)任履行雖對(duì)全要素生產(chǎn)率的促進(jìn)作用存在一定的滯后性，但滯后兩期時(shí)這種促進(jìn)作用不再明顯。

（2）工具變量法

通過(guò)對(duì)解釋變量進(jìn)行滯后項(xiàng)模型估計(jì)，一定程度上緩解了雙向因果引起的內(nèi)生性問(wèn)題。本文進(jìn)一步運(yùn)用工具變量法削弱內(nèi)生性問(wèn)題帶來(lái)的影響。通過(guò)固定效應(yīng)的離差變化解決遺漏變量問(wèn)題后使用工具變量法。一是借鑒權(quán)小鋒等[ 4 ]的做法，使用同行業(yè)其他企業(yè)社會(huì)責(zé)任均值（Csr_ind）作為工具變量；二是借鑒Lewbel[ 8 ]的研究，使用解釋變量離差的三次方（Csr_dev）作為工具變量。通過(guò)理論分析，以上二者與企業(yè)社會(huì)責(zé)任履行具有較高的相關(guān)性，但與企業(yè)全要素生產(chǎn)率并不具有明顯的關(guān)系。工具變量第一階段結(jié)果如表4列（4）所示，工具變量與解釋變量在1%顯著性水平正相關(guān)，一定程度上表明工具變量的選取有效；第二階段回歸結(jié)果如表4列（5）所示，企業(yè)社會(huì)責(zé)任履行對(duì)全要素生產(chǎn)率的促進(jìn)作用通過(guò)了1%的顯著性水平檢驗(yàn)。可以得出，在控制了可能存在的內(nèi)生性問(wèn)題之后，假設(shè)依然成立，即企業(yè)社會(huì)責(zé)任履行對(duì)全要素生產(chǎn)率的提升有顯著促進(jìn)作用。

五、進(jìn)一步分析

（一）融資約束的中介作用

企業(yè)積極履行社會(huì)責(zé)任向外界傳遞了企業(yè)經(jīng)營(yíng)向好的信號(hào)，能夠在一定程度上緩解企業(yè)與利益相關(guān)者的信息不對(duì)稱(chēng)，提升外部投資者對(duì)企業(yè)的了解程度，有助于增強(qiáng)投資者的投資信心，為企業(yè)獲取更多的金融資源，降低其面臨的融資約束程度，進(jìn)而有利于企業(yè)全要素生產(chǎn)率的提升。因此，企業(yè)社會(huì)責(zé)任履行促進(jìn)全要素生產(chǎn)率提升的過(guò)程中，融資約束可能起著一定中介作用。

為了檢驗(yàn)融資約束對(duì)企業(yè)社會(huì)責(zé)任履行和全要素生產(chǎn)率關(guān)系的中介作用，采用溫忠麟等的做法，在模型（1）的基礎(chǔ)上構(gòu)建模型（2）、模型（3）進(jìn)行中介效應(yīng)檢驗(yàn)。

利用KZ指數(shù)來(lái)衡量融資約束程度，數(shù)值越高表明企業(yè)面臨的融資困境越大，數(shù)據(jù)來(lái)源于CSMAR數(shù)據(jù)庫(kù)。模型（1）中的社會(huì)責(zé)任履行與全要素生產(chǎn)率的系數(shù)？茁1顯著為正，存在中介效應(yīng)的基礎(chǔ)。表5列（1）、列（2）匯報(bào)了融資約束在企業(yè)社會(huì)責(zé)任履行與全要素生產(chǎn)率關(guān)系中所起的中介作用結(jié)果，模型（2）中系數(shù)？琢1為-0.011，社會(huì)責(zé)任履行對(duì)融資約束的緩解作用通過(guò)1%的顯著性水平檢驗(yàn)。模型（3）中的？酌1、？酌2分別通過(guò)5%、1%的顯著性水平檢驗(yàn)，系數(shù)分別為0.001、-0.021，說(shuō)明融資約束在解釋變量與被解釋變量之間存在部分中介效應(yīng)，即企業(yè)社會(huì)責(zé)任履行可以在一定程度上緩解融資約束，而融資約束的緩解可以進(jìn)一步促進(jìn)企業(yè)全要素生產(chǎn)率的提升。

（二）環(huán)境不確定性的調(diào)節(jié)作用

環(huán)境不確定性是指企業(yè)管理層對(duì)外部環(huán)境的信息掌握不充分，對(duì)未來(lái)企業(yè)所處環(huán)境變化無(wú)法預(yù)測(cè)的一種狀態(tài)。企業(yè)的生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)活動(dòng)是在一定的外部環(huán)境中進(jìn)行的，其行為邏輯要隨環(huán)境的變化而變化。一方面，環(huán)境不確定性在一定程度上可能促進(jìn)企業(yè)創(chuàng)新投入，通過(guò)創(chuàng)新來(lái)應(yīng)對(duì)因外界環(huán)境變化而對(duì)企業(yè)經(jīng)營(yíng)造成的影響，并且技術(shù)更新很大程度上有助于全要素生產(chǎn)率提升。另一方面，外部環(huán)境的變化使得企業(yè)原本穩(wěn)定的營(yíng)商環(huán)境遭到?jīng)_擊，使得管理層無(wú)法及時(shí)回應(yīng)利益相關(guān)者的訴求，企業(yè)為此需制定有效的競(jìng)爭(zhēng)策略，加強(qiáng)營(yíng)銷(xiāo)投入[ 1 ]等以抵御外部風(fēng)險(xiǎn)沖擊。但受到資源的限制，這種行為勢(shì)必會(huì)侵占企業(yè)在社會(huì)責(zé)任履行方面的投入，從而削弱企業(yè)社會(huì)責(zé)任履行對(duì)全要素生產(chǎn)率提升的促進(jìn)作用。

為檢驗(yàn)環(huán)境不確定性對(duì)企業(yè)社會(huì)責(zé)任履行和全要素生產(chǎn)率關(guān)系的調(diào)節(jié)作用，在模型（1）的基礎(chǔ)上加入環(huán)境不確定性變量及企業(yè)社會(huì)責(zé)任履行與環(huán)境不確定性的交互項(xiàng)（CSR×EU），構(gòu)建模型（4）：

其中，環(huán)境不確定性（EU）借鑒申慧慧等的做法，以期末營(yíng)業(yè)收入作為被解釋變量，年度為解釋變量，將OLS回歸得到的殘差作為非正常銷(xiāo)售收入。再以企業(yè)過(guò)去5年非正常銷(xiāo)售收入的標(biāo)準(zhǔn)差除以過(guò)去5年銷(xiāo)售收入的平均值，得到未經(jīng)行業(yè)調(diào)整的環(huán)境不確定性，以該結(jié)果除以行業(yè)中位數(shù)后的值作為環(huán)境不確定性的代理變量，即EU。

表5列（3）顯示了環(huán)境不確定性對(duì)企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響。結(jié)果表明，加入環(huán)境不確定性變量后，社會(huì)責(zé)任履行與全要素生產(chǎn)率仍在1%的水平顯著正相關(guān)。環(huán)境不確定性顯著正向影響全要素生產(chǎn)率，即環(huán)境不確定性可能刺激企業(yè)為增強(qiáng)核心競(jìng)爭(zhēng)力而進(jìn)行創(chuàng)新等活動(dòng)，有助于全要素生產(chǎn)率的提升。列（4）回歸結(jié)果表明，環(huán)境不確定性與企業(yè)社會(huì)責(zé)任履行的交互項(xiàng)和全要素生產(chǎn)率在1%的顯著性水平負(fù)相關(guān)，說(shuō)明環(huán)境不確定性在企業(yè)社會(huì)責(zé)任履行與全要素生產(chǎn)率的關(guān)系中起負(fù)向調(diào)節(jié)作用，即環(huán)境不確定性弱化了企業(yè)社會(huì)責(zé)任履行對(duì)全要素生產(chǎn)率的促進(jìn)作用，當(dāng)企業(yè)面臨的環(huán)境不確定性較高時(shí)，企業(yè)社會(huì)責(zé)任履行的動(dòng)機(jī)減弱，更愿意將資源投入到創(chuàng)新等活動(dòng)中，增強(qiáng)自身能力以應(yīng)對(duì)風(fēng)險(xiǎn)。

（三）異質(zhì)性討論

為進(jìn)一步討論不同性質(zhì)及行業(yè)差異下企業(yè)社會(huì)責(zé)任履行對(duì)全要素生產(chǎn)率的影響，本部分從產(chǎn)權(quán)異質(zhì)性、行業(yè)異質(zhì)性?xún)煞矫孢M(jìn)行影響差異分析。

1.產(chǎn)權(quán)異質(zhì)性

在我國(guó)經(jīng)濟(jì)體制背景下，國(guó)有企業(yè)規(guī)模較大，擁有更多的資源，因而有著較高的融資優(yōu)勢(shì)，國(guó)有屬性使其積極投身到社會(huì)公益中。相對(duì)于國(guó)有企業(yè)，非國(guó)有企業(yè)通常是在追求經(jīng)濟(jì)利益的基礎(chǔ)上履行社會(huì)責(zé)任，追求的是自身利益最大化，而社會(huì)責(zé)任是間接目標(biāo)，社會(huì)責(zé)任履行的目的性更強(qiáng)，由于缺乏來(lái)自制度的壓力，其社會(huì)責(zé)任履行更加體現(xiàn)為自愿行為，這種行為對(duì)全要素生產(chǎn)率提升的促進(jìn)效果可能更加明顯。因此，本部分進(jìn)行了分樣本檢驗(yàn)。在模型（1）中引入了產(chǎn)權(quán)屬性虛擬變量Soe，Soe=1代表國(guó)有上市企業(yè)，Soe=0代表非國(guó)有上市企業(yè)。

根據(jù)表6列（1）、列（2）的回歸結(jié)果，國(guó)有企業(yè)社會(huì)責(zé)任履行對(duì)全要素生產(chǎn)率的提升有促進(jìn)作用，但并不顯著；而非國(guó)有企業(yè)中二者的正相關(guān)關(guān)系通過(guò)1%顯著性水平檢驗(yàn)，且其系數(shù)值較大。由此可見(jiàn)，社會(huì)責(zé)任履行對(duì)全要素生產(chǎn)率提升的促進(jìn)作用在非國(guó)有企業(yè)中更加明顯。國(guó)有企業(yè)承擔(dān)著經(jīng)濟(jì)、政治和社會(huì)責(zé)任，除了追求經(jīng)濟(jì)利益外，還需要履行社會(huì)職能，如解決地方就業(yè)、維持經(jīng)濟(jì)穩(wěn)定發(fā)展等，其社會(huì)責(zé)任履行更多來(lái)源于制度壓力；而非國(guó)有企業(yè)社會(huì)責(zé)任履行是基于成本收益原則做出的選擇，因此經(jīng)濟(jì)效果更有可能高于國(guó)有企業(yè)。

2.行業(yè)異質(zhì)性

當(dāng)前我國(guó)經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)向高質(zhì)量發(fā)展階段，這就要求企業(yè)必須轉(zhuǎn)變傳統(tǒng)的粗放式發(fā)展模式，制定企業(yè)可持續(xù)發(fā)展戰(zhàn)略。對(duì)于污染集中型企業(yè)而言，其更需積極履行社會(huì)責(zé)任來(lái)應(yīng)對(duì)利益相關(guān)者的輿論批評(píng)，以降低來(lái)自社會(huì)公眾的壓力。但在企業(yè)有限的資源條件下，為轉(zhuǎn)移利益相關(guān)者對(duì)企業(yè)污染治理的關(guān)注而更多地履行社會(huì)責(zé)任，這勢(shì)必會(huì)侵占企業(yè)用以提升績(jī)效的資源，且污染治理的成果需要高投入的保障和長(zhǎng)時(shí)間的積累，短期內(nèi)難以見(jiàn)效。相對(duì)清潔型企業(yè)，由于受到外界利益相關(guān)者壓力較小，企業(yè)社會(huì)責(zé)任履行的效果更容易顯現(xiàn)。因此，相較于污染集中型企業(yè)來(lái)說(shuō)，相對(duì)清潔型企業(yè)的社會(huì)責(zé)任履行對(duì)全要素生產(chǎn)率提升的促進(jìn)效果更加明顯。

基于此，根據(jù)《上市公司環(huán)境信息披露指南》，將火電、鋼鐵、水泥、煤炭、冶金、化工、采礦業(yè)等16類(lèi)行業(yè)定義為污染集中型行業(yè)，其余行業(yè)定義為相對(duì)清潔型行業(yè)。結(jié)合2012年證監(jiān)會(huì)公布的《上市公司行業(yè)分類(lèi)指引》設(shè)定虛擬變量，將屬于污染集中型行業(yè)的企業(yè)Industry設(shè)定為1，其余企業(yè)的Industry設(shè)定為0。通過(guò)模型（1）進(jìn)行分組回歸，結(jié)果如表6列（3）、列（4）所示，污染集中型和相對(duì)清潔型企業(yè)社會(huì)責(zé)任履行與全要素生產(chǎn)率均在1%的水平顯著正相關(guān)。但相對(duì)而言，清潔型企業(yè)的社會(huì)責(zé)任履行系數(shù)更大，這表明社會(huì)責(zé)任履行對(duì)全要素生產(chǎn)率的積極作用在相對(duì)清潔型企業(yè)中更加顯著。

六、結(jié)論與啟示

（一）研究結(jié)論

本文以我國(guó)滬深A(yù)股上市公司為例，研究企業(yè)社會(huì)責(zé)任履行與全要素生產(chǎn)率之間的關(guān)系，同時(shí)分析融資約束在二者之間所起的中介作用及環(huán)境不確定性對(duì)二者的調(diào)節(jié)作用，并考察了不同企業(yè)間二者關(guān)系的差異。研究發(fā)現(xiàn)：（1）企業(yè)社會(huì)責(zé)任履行對(duì)全要素生產(chǎn)率提升具有明顯的促進(jìn)作用，即企業(yè)社會(huì)責(zé)任履行程度越高，越有助于全要素生產(chǎn)率的提升，并且經(jīng)穩(wěn)健性與內(nèi)生性檢驗(yàn)后，二者的正向關(guān)系依然成立。（2）融資約束在二者之間起部分中介作用，即社會(huì)責(zé)任履行一定程度緩解了融資約束進(jìn)而有助于全要素生產(chǎn)率的提升。（3）環(huán)境不確定性對(duì)二者的關(guān)系具有負(fù)向調(diào)節(jié)效應(yīng)，即環(huán)境不確定性會(huì)弱化社會(huì)責(zé)任履行對(duì)全要素生產(chǎn)率的積極影響。（4）通過(guò)異質(zhì)性分析發(fā)現(xiàn)，非國(guó)有、相對(duì)清潔型企業(yè)的社會(huì)責(zé)任履行對(duì)全要素生產(chǎn)率提升的促進(jìn)作用更加顯著。

（二）研究啟示

基于研究結(jié)論得出的啟示有：第一，雖然社會(huì)責(zé)任履行侵占了企業(yè)資源、加重了經(jīng)營(yíng)負(fù)擔(dān)，但得到了利益相關(guān)者的認(rèn)可，為提升企業(yè)競(jìng)爭(zhēng)力提供了基礎(chǔ)。因此，政府應(yīng)盡快完善社會(huì)責(zé)任履行的相關(guān)法律法規(guī)，為企業(yè)積極踐行社會(huì)責(zé)任提供有力的政策保障，從微觀層面上為經(jīng)濟(jì)發(fā)展的轉(zhuǎn)型升級(jí)賦能。第二，企業(yè)應(yīng)在建立完善績(jī)效評(píng)價(jià)體系時(shí)將社會(huì)責(zé)任績(jī)效納入其中，健全企業(yè)信息披露機(jī)制，積極向外界傳遞社會(huì)責(zé)任履行信息，減少與利益相關(guān)者的信息不對(duì)稱(chēng)，提升企業(yè)形象與聲譽(yù)，增強(qiáng)投資者信心，一定程度上緩解融資約束，促進(jìn)企業(yè)提升全要素生產(chǎn)率。第三，在面對(duì)環(huán)境不確定性時(shí)，企業(yè)高管應(yīng)立足于長(zhǎng)遠(yuǎn)利益，規(guī)避短視行為給企業(yè)帶來(lái)的消極影響。當(dāng)環(huán)境不確定性較低時(shí)，企業(yè)理應(yīng)重視外部資源的積累，增加社會(huì)責(zé)任的投資，提高企業(yè)品牌影響力和美譽(yù)度。當(dāng)環(huán)境不確定性較高時(shí)，企業(yè)可以適度減少社會(huì)責(zé)任的履行，轉(zhuǎn)向創(chuàng)新等方面投資，以提高核心競(jìng)爭(zhēng)力，進(jìn)一步實(shí)現(xiàn)企業(yè)績(jī)效的增長(zhǎng)。第四，社會(huì)責(zé)任履行的經(jīng)濟(jì)效果受到產(chǎn)權(quán)異質(zhì)性的影響，非國(guó)有企業(yè)社會(huì)責(zé)任表現(xiàn)更有利于全要素生產(chǎn)率的提升。因此，非國(guó)有企業(yè)應(yīng)在均衡考慮所有利益相關(guān)者利益訴求的基礎(chǔ)上，積極制定并實(shí)施社會(huì)責(zé)任戰(zhàn)略。對(duì)于國(guó)有企業(yè)而言，需要進(jìn)一步完善社會(huì)責(zé)任協(xié)作機(jī)制，推動(dòng)企業(yè)社會(huì)責(zé)任發(fā)展，確保為經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展持續(xù)賦能。

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