企业社会责任对企业价值影响的微观作用机理

宋丽娟

中图分类号：F270 文献标识码：A

内容摘要：本文探讨企业社会责任对企业价值影响的微观作用机理。研究表明：企业社会责任能够实现价值创造，其核心机制在于效率效应与信誉效应。而其中信誉效应占主导地位，企业社会责任创造企业价值的关键在于信誉效应，同时企业所处的外部环境越完善、上市年限越短、规模越大、盈利水平越强及负债水平越低，企业履行社会责任的动机就越强。因此，不仅需要政策压力迫使企业履行社会责任，更需要引导利益相关者更好地进行回应，使企业社会责任行为更快转化为信誉资本，从而使企业更主动地去践行社会责任。

关键词：企业社会责任 企业价值 效率效应 信誉效应

问题的提出

企业规模的扩大是造成人类活动对自然环境影响加深的关键因素。企业过快发展导致的资源消耗以及人类生存环境的恶化，加之不断觉醒的公民意识，成为20世纪50年代以来企业社会责任研究开展并逐渐深入的外部诱因（邵君利，2009）。在企业社会责任投资和企业价值关系的研究中，工具性视角的存在使得两者关系的深入探讨更加具有现实意义，因为一旦企业社会责任投资不能带来企业经营表现上的改善，企业社会责任行为在长期内将丧失可持续性（Inoue Y et al.，2011）。

在此背景下，探讨企业社会责任与企业价值的关系成为研究领域的重要课题（Endrikat J et al.，2014）。其中，最本质的问题是探究是否更强的企业社会责任能够带来更高的企业价值。反对社会责任的学者认为，企业社会责任方面的投入会增加管理层的可支配资源，从而进一步加重代理问题（Brammer S.，2008）；同时，支持者则认为企业社会责任的履行不仅可以成为竞争优势的重要组成部分（Porter M E et al.，2006），而且通过提升企业声誉、消费者与雇员满意度及强化组织承诺等，进而起到提升企业价值的重要作用（Peterson D K，2004；Brammer S et al.，2005；Luo X et al.，2006）。

尽管较多的研究从实证层面上证实了企业社会责任的履行会带来企业价值的提升，但这种正项效应结论并不具有确定性（Margolis J D et al.，2003；Godfrey P C et al.，2007）。当前，关于企业社会责任与企业价值的研究有上百篇，然而研究的结论却存在一定程度上的差异—企业社会责任履行会提升企业价值、降低企业价值以及两者并不存在关联性。这种不确定性的关系对于企业社会责任的研究在广度与深度上的拓展造成了一定程度的阻碍（Mcwilliams A et al.，2000；Margolis J D et al.，2003）。

值得注意的是，虽然学者多从企业社会责任与企业价值的关系方面进行探讨，但在企业社会责任通过何种微观机制影响企业价值，并通过相应的数据提供经验支撑等方面的研究依然不足。龙文滨与宋献中（2013）给出了一个可能性的解释，即企业通过社会责任方面的投资可以增强其信誉资本，从而得到利益相关者的支持。与之相关的观点还包括卫武（2012）从提升企业声誉方面探讨企业价值的改进；此外，邓美贞与王琬青（2012）认为企业效率的改进是企业价值改善的关键中介。不过遗憾的是，相关的研究并没有提供关于企业社会责任对企业价值影响相对较为完整的中介机制，往往局限于对某一方面的探究，而忽略了对于相应机制力量的对比与检验；同时，基于中国企业客观数据的经验证据尚未提出。事实上，能够描绘出企业社会责任对企业价值影响的机制并被经验证据所证明的理论目前并不存在（Wood D J，2010），而问题的关键在于，只有厘清了这些机制，才能为企业社会责任的履行提供一个可持续的基础，这也正是本文研究的核心所在。

本文通过全面考察企业社会责任、企业效率、信誉资本累积与企业价值之间的关系，尝试探讨企业社会责任对企业价值影响的微观机制。首先，本文利用SFA方法测度出中国上市公司企业效率，考虑到样本自选择可能带来内生性问题，采用Heckman方法对企业社会责任与企业效率的关系进行了实证检验，结果表明企业社会责任的履行确实可以提升企业效率；其次是在纳入样本自选择问题的基础上，检验了企业社会责任对企业价值的微观影响机制，结果表明企业社会责任确实可以实现价值创造，途径有二：一是通过企业内部效率的改进，二是通过外部信誉资本的累积，并且在这两种效应中，信誉资本的累积占主导地位。

企业社会责任对企业价值的影响机制分析

（一）效率效应

企业能否实现最优的投入产出比是企业效率的本质，而这正是企业核心竞争力与可持续发展的源泉（张晓岚等，2007）。企业社会责任投资则是雇员满足度、管理层约束及技术革新的重要所在，同时也会短期内增加企业的投入成本，从而影响企业的效率，产生价值效应，这就是企业社会责任的效率效应。

企业社会责任的效率效应决定了履行社会责任并维持较高投资水平的企业，比之无社会责任投资和低水平社会责任投资的企业，其行为更可能引起企业效率的波动。具体而言：在一个共同的制度环境下，企业通过社会责任履行可以引导企业内部成员建立起共同的组织承诺和价值观，从而带来组织的团结与稳定，进而提升企业的效率（Darnall N et al.，2008）；企业通过社会责任履行可以为利益相关者提供更多关于企业的信息，从而对管理层形成更大的约束，一定程度上缓解企业的“委托-代理”矛盾。如企业社会责任信息的披露可以给债权人、合作伙伴等外部利益相关者更多的非财务信息，从而有助于其提升对企业的判断能力，降低信息不对称的风险，从而实现对企业管理层提供更多的约束（何贤杰等，2012）；此外，企业出于社会的期望，进行诸如设备革新方面的投资，以降低环境污染，也可以带来企业效率的提升（邓美贞等，2012）。

当然，也有部分学者认为企业在进行社会责任投资时会增加企业的投入成本，因而对企业的经营带来一定程度上负面的影响（李正，2006），同时企业也可能为了过分响应利益相关者压力造成对企业既定经营目标的偏离，而导致正常的企业运营受到阻碍，进而降低企业效率。

对企业社会责任的效率效应进行检验是化解以上两种截然相反论述争执的有效途径，即通过实证检验的方式验证企业社会责任究竟是正向提升企业效率，还是负向抑制企业效率？

（二）信誉效应

利益相关者群体是在心目中建立起来的，通过对企业行为和表现进行判断评价而形成的企业印象，即企业的信誉资本，可以影响企业的收益（Peloza J et al.，2011）。而企业社会责任投资作为一种异质性行为可能带来利益相关者更高的评价，从而影响企业的信誉水平，进而产生价值效应，这就是企业社会责任的信誉效应。

相比于无社会责任投资或低水平企业社会责任投资的企业，履行社会责任并维持较高投资水平的企业更可能是高信誉的企业。具体而言：企业在顾客方面进行社会责任投资，可以为企业在顾客群体中建立起更高的交易信誉资本，从而带来顾客忠诚度、满意度的提升，或降低其价格弹性，进而可能增加企业的销量，或获得更多的产品溢价，更有可能是二者效应的叠加（Godfrey P C et al.，2009）；企业在投资者方面进行社会责任投资，不仅可以降低信息不对称，缓解企业可能面临的融资约束，更可以通过稳定的投资者关系管理来维系好与投资者群体的关系，从而达到扩充融资对象及降低融资成本的效果（龙文滨等，2013）；企业在社区群体方面进行社会责任投资，尤其是此种社会责任行为往往出于规范性或自愿性的行为，当此种行为被社区重复接收并进行累积后将会形成一种稳定的道德信誉资本。此种资本虽然不能直接带来收益，但可以在风险事件发生时，扮演某种程度上的保险作用（Godfrey P C，2005）。

虽然大多数学者们肯定了企业社会责任的信誉效应，但是其是否能发挥作用很大程度上取决于利益相关者对企业社会责任的回应速度及力度（温素彬等，2008），例如消费者对企业的社会责任投资回应速度较快、力度较大时，则更可能影响消费者的购买行为，反之进行了社会责任投资的企业在企业价值表现方面不如未进行社会责任投资的企业，即企业社会责任信誉效应可能存在一定程度上的滞后。因而，对这种滞后性的检验与探讨也是本文对信誉效应关注的关键点。

研究设计

本文的经验分析可以分为如下四个环节：一是运用随机前沿分析（SFA）对各样本企业的效率值进行估算；二是在控制其它变量的前提下，检验企业社会责任对企业效率的影响；三是在控制其它变量的前提下，检验效率效应与信誉效应是否同时存在；四是采用Bootstrap技术对效率效应、信誉效应的显著性及力量差异进行检验。

（一）企业社会责任的度量

衡量企业社会责任的方法有很多，包括污染控制绩效法、声誉指数法及内容分析法等。受限于中国企业数据的可得性，关于社会责任的度量较多采用内容分析法（张兆国等，2013）。以润灵环球责任评级（RKS）最具代表性，其立足于权威的社会责任标准ISO26000，从整体、内容与技术三个层面对社会责任的履行水平进行度量，并依据行业的特殊性进行修正。从某种程度上来说较为适宜度量当前中国企业社会责任履行状况，并在相关研究中得到广泛采用（曹亚勇等，2012）。为此，本文也采用这一惯例以润灵环球的社会责任综合得分作为中国企业社会责任履行状况的代理变量，以Csr记。

（二）基于SFA的企业效率度量

本文采用Battese与Coelli（1992）提出的针对面板数据进行的前沿生产函数，即BC92模型以计算样本企业各年的效率值。关于投入产出的相关指标，本文参考孙兆斌（2006）及何枫与陈荣（2008）等相关研究，模型具体设定为：

Y=β0+β1Ta+β2Yg+β3Fy+（v-u） （1）

Te=exp（-u） （2）

U=β（t）·u （3）

β（t）=exp[-γ（t-T）]·u （4）

Ta、Yg与Fy分别表示固定资产净额的自然对数、员工总人数的自然对数及费用支出的自然对数，以作为企业的投入指标；Y选用主营业务利润的自然对数及净利润的自然对数作为产出指标，下文分析中以主营业务利润为主要回归变量，而以净利润作为稳健性分析变量，分别记为Te_zylr与Te_jlr。同时，针对产出变量中可能出现的负值情况，本文参照何枫与陈荣（2008）的研究将其自然对数选为0.1，以尽量保证有足够的样本量规模。

v服从标准正态分布，而u服从截断型半正态分布，取值范围大于等于0，且二者相互独立；Te取值范围为0到1，当Te为1时则表示对应公司在该时间点处于前沿面上，一般情况下其取值范围均小于1，即处于非效率状态。

（三）企业价值的度量

关于企业价值的度量本文使用研究中较多采用的Tobins Q值作为代理，其代表市场价值与重置成本之间的比率，反应的是市场对企业成长性的评价。其值越高，表明企业的成长水平越高，投资者更愿意对企业进行投资。然而，由于重置成本获取的难度较大，加之少部分上市公司尚未完成股权分置改革，或者股权分置改革后增加的部分限售流通股的市场价值不易度量，使Tobins Q的度量显得相对较为复杂。为此本文采用夏立军与方轶强（2005）的计算方法：

Tobins Q=市场价值/重置成本=（每股价格×流通股份数+（总股数-流通股份数）×每股净资产+负债账面价值）/总资产

其中，每股价格以年末平均股价计，其它均为当年年末数（连玉君等，2007）。

（四）模型检验

如果样本的观察值不是随机选取的，将会导致出现样本的内生性问题，从而影响估计结果的性质，即所谓的样本选择问题（Heckman J J，1979）。在企业社会责任的相关研究中，样本的选择性偏误得到了极大的重视（Jo H et al.，2011），即某些变量既会对企业社会责任投资与否产生影响，同时对企业效率与企业价值产生影响，那么传统的最小二乘法等方法仅对参与社会责任的企业进行回归得到的结果很有可能是有偏差的。基于此，本文采用Heckman两阶段对可能存在的样本选择性偏误进行控制。具体而言：一是采用Probit对影响企业社会责任行为的因素进行检验，得到逆Mills值；二是将逆Mills值作为控制变量，检验企业社会责任是否对企业效率及企业价值产生影响。

关于企业社会责任影响因素、企业效率影响因素及企业价值影响因素方程中控制变量的选取，本文主要参考了李正（2006），周中胜、何德旭与李正（2012），孙兆斌（2006）及何枫与陈荣（2008）的研究成果。具体的模型设定形式如下：

Csr_d=β0+β1Re1+β2Re3+

β3Ssag1+β4Ssag3+β5Zwr+β6Ta+

β7Lev+β8Roe+ΣYr+e （5）

Te_zylr=β0+β1Ta+β2Lev+β3Shr5+β4Mar+τCsr+μLamda+ΣYr+

ΣInd+e （6）

Tobins Q=β0+β1Ta+β2Lev+

β3Shr5+κCsr+λTe_zylr+μLamda+

ΣYr+ΣInd+e （7）

本文通过将上市公司的注册地划分为东、中与西三个地区的方式探讨外部环境的影响（连玉君等，2009）；此外，为了避免上市公司年限可能存在的时间趋势，本文通过第33和66分位值为分界点将样本公司分成三组，从而形成“成熟上市公司”、“中等上市公司”与“年轻上市公司”的分类。其它变量的具体定义方式如表1所示。

若式（6）与式（7）中系数μ均显著，则表明存在样本的选择性偏误；若式（6）中的τ，式（7）中的λ及τλ均显著，则表明企业社会责任的效率效应存在；若式（7）中的κ显著，则表明在控制了效率效应后，企业社会责任的信誉效应亦存在；若在满足效率效应与信誉效应均存在的情况下，本文还需要检验κ-τλ是否显著异于0，即效率效应与信誉效应力量大小的检验。值得注意的是，τλ与κ-τλ并无明确的标准误差，本文采用Bootstrap技术抽样1000次得到。

（五）样本选择和数据来源

本文选择2008-2012年的中国上市公司作为初选样本。并对这些公司执行如下的筛选过程：选取2008年1月1日前上市且仅发行A股的上市公司 ；剔除金融类上市公司及经过特殊处理（ST/PT）的上市公司；剔除事实上资不抵债的上市公司，即负债率已经高于100%的上市公司；为了避免发生兼并重组的影响，剔除资产成长率及销售成长率增长大于100%的上市公司；剔除相关数据不全的上市公司。从而共筛选出由1220个公司共5年构成的非平衡面板，共计5859个样本。其中，履行社会责任的样本数为1831，未履行社会责任的样本数为4028。同时，为了克服离群值的影响，本文采用“Winsorize”命令处理1%离群值。本文所有数据处理和模型估计工作均采用STATA13.0完成。

关于企业社会责任的数据来源于RKS数据库，其它财务数据均根据CSMAR数据库整理得到。表1列示了主要变量的基本统计量和计算方法。仅有31%的样本在2008-2012年间至少履行过一次社会责任，有超过69%的样本未履行过社会责任；在履行社会责任的样本中平均得分仅为31.7915分（3.4592以e为底取指数得到），远未达到60分的及格水平。这进一步表明不仅需要对影响企业社会责任行为的因素进行探究，更需要对企业社会责任与企业价值的关系及对应的微观传导机制做出回答，以促使企业更为主动的践行社会责任。

实证分析

（一）单因素分析

在正式进行回归分析之前，本文按照企业是否参与社会责任进行分组对单因素的均值及中位数进行了统计检验，如表2所示。

就企业社会责任行为的影响因素而言，企业所在地区、企业是否为重污染行业、企业上市年限、企业规模及盈利水平均对企业社会责任投资决策产生影响，而与企业负债率似乎没有直接关系；就企业社会责任对企业效率及企业价值的影响而言，履行企业社会责任的企业都是企业效率较高的企业，而企业价值的差异虽然为正，但其均值差异并未通过统计检验。这表明企业履行社会责任与否对企业价值并无影响，因而需要通过Heckman两步法纠正样本选择性偏误，进而较为精确的估计出企业社会责任对企业价值的影响。

（二）回归检验分析

本文分别对企业社会责任行为影响因素，企业社会责任对企业效率的影响及企业社会责任对企业价值的影响机制进行了回归分析，结果如表3所示。

1.企业社会责任影响因素。从外部环境看，东部地区的企业最倾向于履行社会责任，中部次之，而西部最差，这与周中胜、何德旭与李正（2012）的研究类似，即外部压力越大，企业越有动力履行社会责任；重污染行业属性也呈现出类似的结论，这主要是由于重污染行业受到的政策监管与舆论压力更强，因而其或被动或主动的进行社会责任投资（李正，2006）；此外，年份效应的检验结果也显示出履行社会责任的企业越来越多。

从上市时间看，企业处于成熟上市阶段时比较不倾向于履行社会责任，而中等与年轻的上市公司更倾向于履行社会责任，这可能是由于此类公司更希望通过社会责任行为增强公司的可见性（Udayasankar K，2008）；企业的规模越大，盈利能力越强，其越倾向于履行社会责任，这符合冗余资源假说（贾兴平，2014）；此外，企业的负债水平对企业社会责任的影响显著为负，而单因素分析的结果并不显著，这主要是由于单因素分析时没有控制其它变量的影响，而这一结果进一步表明当企业面临较大的还款压力时，其在社会责任方面的可用资源就会减少，甚至不进行社会责任投资（Brammer S et al.，2005）。

2.企业社会责任与企业效率。在企业效率的方程中，Lamda的系数在1%的水平上高度显著表明确实存在样本选择性偏误，本文通过Heckman两步法进行回归，是较为合理的。

企业社会责任的回归系数为0.0336，且在1%的水平上高度显著，表明企业社会责任的履行确实会带来企业效率的提升，即企业社会责任履行引起的雇员满足度提升、管理层约束及技术革新的收益，比企业社会责任引起的投入增加及可能的经验目标偏离成本大。这也表明了企业社会责任效率效应的τ值有了经验证据支持，具体效率效应存在与否还需要进行下一步的检验；从控制变量的影响看，企业规模对企业效率的影响显著为负，而其它因素则正向促进企业效率的提高，但股权集中度水平的影响仅在10%的水平上显著。

3.企业社会责任与企业价值的机制检验。在企业价值的方程中，Lamda的系数在1%的水平上高度显著表明确实存在样本选择性偏误，本文通过Heckman两步法进行回归，是较为合理的。

如前所述，系数κ与λ的显著性是该方程的关键。首先，企业效率对企业价值的系数λ为1.2955，且通过了1%水平下的显著性检验，这进一步为效率效应的存在提供了经验证据，然而τλ的显著性在上述方程中，并无法给出明确的经验证据，还有待于进行Bootstrap分析；其次，在控制了效率效应的影响后，信誉效应的系数κ为0.2220且通过了5%水平下的显著性检验，这表明外部利益相关者的回应在本文选取的一年内并不存在时滞。同时，也可以粗略的认为企业社会责任可以实现价值创造，因为τ与λ均为正，其乘积也一定为正，只是可能与0无统计学差异；最后，企业规模与负债率会降低企业的价值，但是股权集中度则有助于提升企业价值。

4.效率效应与信誉效应力量对比。虽然，κ的显著性可以由企业价值方程给出，但为了保证结果的可比性，对κ、τλ与κ-τλ的显著性，均通过Bootstrap技术给出。具体的设置如下：种子数设置为12345，抽样的次数限定为1000次。具体的效应检验结果如表4所示。

从表4可以看出，Bootstrap估计系数κ的t值为2.3650，比较接近于企业价值方程中估计出的2.2909，表明该方法是较为可行的。就效率效应的值而言，其为0.0435，且通过了1%水平的显著性检验；信誉效应的值为0.2220，也通过了1%水平的显著性检验；同时，信誉效应占总效应的比重约为84%，而效率效应占总效应的比重约为16%，且二者的差异通过了5%水平的显著性检验。

（三）稳健性检验

1.企业社会责任影响因素的再探讨。如前所述，本文考虑到外部环境变量数据更新相对较为缓慢，通过将上市公司注册地划分为东、中、西三个地区的方式来进行处理。本文运用上市公司注册地人均真实GDP的自然对数方式作为外部环境的替代变量，这种选择主要基于两个方面：一是，外部制度环境与经济增长具有极强的相关性（樊纲等，2011），而这相对于企业的行为而言是一种外生变量，因而比较合适作为制度环境的替代变量；二是，相关经验研究也表明经济增长水平对企业社会责任行为具有重要影响（黎文靖，2013）。

出于篇幅考虑，回归结果5中仅列示出相关核心变量的估计结果及效率效应与信誉效应的值。从表5的估计结果可以看出，样本自选择偏误依然存在，需要通过Heckman两步法进行纠正；效率效应与信誉效应均存在，分别占比为13%与87%，且信誉效应的主导地位也在5%水平上显著。

2.企业效率的再度量。如前所述，本文在度量企业效率时分别选用了主营业务利润与净利润两个产出变量，并以Te_zylr为回归的主变量，而以Te_jlr为稳健性分析的变量。

从表5的估计结果可以看出，样本自选择偏误在1%的水平上显著，需要通过Heckman两步法进行纠正；回归结果仍然表明企业社会责任可以实现价值创造，且效率效应与信誉效应均存在，并通过了1%的水平的显著性检验，二者分别占比为13%与87%，同时信誉效应的主导地位也在5%水平上显著。

结论与启示

无论是企业被动响应利益相关者的压力，还是出于提升竞争优势的考量，一个不容忽视的事实是企业的责任时代已经来临。然而，企业社会责任投资一旦降低企业价值，将丧失可持续的基础。出于对此方面的考虑，关于企业社会责任与企业价值关系的研究屡见不鲜。但相关研究不仅没有对企业社会责任是否影响企业价值给出明确的答案，更缺乏对应机制的完整阐释，并提供经验证据支持。企业社会责任应通过效率效应与信誉效应影响企业的价值，履行社会责任并维持较高投资水平的企业，比之无社会责任投资和低水平社会责任投资的企业，其行为更可能引起企业效率的波动，进而对企业的价值产生影响；同时，履行社会责任的企业更可能带来利益相关者更高的评价，从而影响企业信誉的水平，进而产生价值效应。

本文运用2008-2012年中国A股上市公司的数据进行了实证检验。一是运用随机前沿分析（SFA）对各样本企业的效率值进行估算；二是在控制其它变量的前提下，运用Heckman两步法对样本选择性偏误进行纠正，直接检验企业社会责任对企业效率的影响，发现高社会责任投资的企业确实是企业效率更高的企业；三是在控制其它变量的前提下，运用Heckman两步法对样本选择性偏误进行纠正，检验效率效应与信誉效应是否同时存在，发现企业社会责任确实可以实现价值创造，高企业社会责任投资的企业确实拥有更高的企业信誉资本；四是采用Bootstrap技术对效率效应、信誉效应的显著性及力量差异进行检验，结果表明无论是效率效应，还是信誉效应均存在，但信誉效应扮演着更为重要的角色。同时，本文还对企业社会责任行为的影响因素进行了探讨，结果表明企业所处的外部环境越完善、上市年限越短、规模越大、盈利水平越强及负债水平越低，企业履行社会责任的动机就越强。

本文的结论有助于强化对企业社会责任的认识，尤其是协调好企业社会责任履行与企业价值之间的关系。企业社会责任可以实现价值创造，但企业价值创造中有84%左右是依托于信誉效应提升的。因而，对于政府而言，虽然法规政策压力可以迫使企业履行社会责任，但是如果在形成压力的同时，可以进一步引导外部利益相关方更好地回应企业社会责任的表现，那么就可以使企业更有动力去履行企业社会责任；对于企业而言，需要根据外部环境、自身规模、盈利能力及负债水平确定对应的企业社会责任战略，在践行社会责任的同时注重与外部利益相关者进行协调，降低信誉效应可能的滞后性，进而实现企业与利益相关者的和谐共赢。

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