企业社会责任承担的理性边界问题研究——基于产品市场竞争的门限效应分析

(重庆大学经济与工商管理学院，重庆400030)

一、引言

随着企业利益与社会利益之间的冲突不断凸显，中国相继出现了毒胶囊事件、“三鹿奶粉”事件、大众汽车DSG 事件以及“深圳富士康”事件等社会责任问题，并对整个社会造成了严重的负面影响，也引起了社会公众的广泛关注。社会期望整体提升的背景下，中国消费者对企业承担社会责任(CSR)的期望值也在提升，并且通过合作与支持的方式来积极响应CSR实践[1]。企业社会责任是指超越了企业单纯的经济利益范畴，并能产生社会效益的活动[2]。利益相关者理论认为，企业的生存与发展不仅需要考虑股东的财富增值，而且还应该顾及利益相关者的利益诉求，企业有益于社会的方式绝非仅仅表现为经济层面上的贡献[3]。然而，传统观点认为，企业首要的、唯一的责任就是追求利润最大化[4]，以利润最大化为导向的企业活动可能与追求更大社会公益的举措相违背。针对这一矛盾，现有研究主要集中于企业是否应该承担社会责任、承担社会责任对财务绩效以及公司价值的影响等方面。

在西方发达经济体中可以看到成功的CSR实践会促进业绩的改善[5]，然而CSR的战略价值在中国这样的新兴经济体中还不清楚。

现有研究表明，多数学者基于利益相关者理论认为，企业履行社会责任可以有效改善财务绩效[6]。然而，Friedman[4]根据权衡假说的观点指出，企业承担社会责任有损于财务绩效的改善[7]。McWilliams等[2]的研究发现，企业社会责任与财务绩效之间不存在相关性。基于可持续发展理论，Wagner等[8]认为，环境责任与财务绩效之间呈现出U型曲线的关系。此外，还有一些学者分别探究企业社会责任对短期和长期财务绩效的影响机制。李正[9]发现，企业履行社会责任会降低当期企业价值，但从长期看，企业价值并不会因承担社会责任而出现下降趋势。温素彬等[10]的研究进一步指出，对于多数企业而言，承担社会责任会降低短期财务绩效，但有利于长期财务绩效的改善。

针对上述不一致的研究结论，一些学者认为，这可能是由企业社会责任和财务绩效度量指标、评价方法以及样本选取的差异导致的[11]。而市场竞争是企业能够立足于市场之中所必须面对的根本性问题，同时企业承担社会责任是权衡企业内部资源约束与外部产品市场竞争的综合反应[12]。因此，不可忽视外部产品市场竞争对企业社会责任行为的影响。CSR实践作为企业的重要发展策略以及实现可持续发展的关键手段，其有效性在很大程度上依赖于外部市场环境。Homburg等[13]强调，产品市场竞争激烈时，将社会责任理念融合到企业品牌中来实现差异化战略是一个理性选择。

西方发达国家企业是在保护消费者合法权益以及环保诉求等社会运动的压力下兴起企业的CSR活动，而中国企业现阶段承受着经济转型升级与国际化竞争带来的双重压力。因此，特殊的制度环境以及不一致的经验证据引起我们对以下两个重要问题的思考：一方面，中国特殊制度环境影响下，企业承担社会责任的理性边界如何界定与度量？另一方面，产品市场竞争作为一种重要的外部治理机制，对其又会产生何种影响？本研究将针对上述问题展开讨论。为此，本文立足于中国本土的现实国情，选取2010-2016年沪深两市A股上市公司为研究样本，将产品市场竞争、企业社会责任与财务绩效置于同一研究框架，检验企业承担社会责任对财务绩效的影响是否存在非线性门限关系，并利用平行面板数据的门限回归模型，探讨了外部产品市场竞争程度的门限特征及存在性，而且根据企业社会责任的四个子维度进行了产品市场竞争门限效应的路径分析，旨在促进企业正确认识社会责任的战略价值，增强自觉承担社会责任的意识，理论上指导企业理性选择社会责任战略。

本研究的贡献主要体现在以下几个方面：其一，立足于中国本土的现实国情，引入产品市场竞争这一情境变量，利用面板数据的门限回归模型，首次界定与量化了中国企业承担社会责任的理性边界。具体而言，当企业所面临的产品市场竞争程度较低时，承担社会责任越多越不利于改善企业的财务绩效；但当企业所面临的产品市场竞争程度较高时，承担社会责任越多越有利于企业财务绩效的提升，而且承担社会责任对于大多数中国企业而言均能促进财务绩效的提升。其二，现有研究往往倾向于将CSR作为一个整体，而本文基于利益相关者理论将CSR划分为四个维度，进一步明确了产品市场竞争门限效应的具体作用路径，证实了产品市场竞争信息假说，并细化与扩展了企业社会责任经济后果的研究成果。

二、理论分析与研究假设

(一)企业社会责任动机

企业社会责任作为联系企业与社会的关键性因素，其动机主要包括两类：利他性动机与战略性动机。利他性动机的核心观点就是为了满足社会利益而企业主动牺牲自身利益的行为[14]。Friedman[4]强调，CSR实践是股东对利益相关者的一种“捐赠”行为，从这个层面上看，市场竞争越激烈，企业的利润空间越有限，进而降低了企业的CSR投资支出。而战略性动机是基于经典企业理论的观点，并认为企业CSR活动是实现自身利润最大化的一种市场竞争策略，也是企业缓解外部环境压力的一种逐利行为[16]。换言之，企业能够“借助于做好事而取得成功”[17]。由此可见，外部环境竞争激烈时，企业承担社会责任是综合考虑经济利益、环境利益以及社会利益之后的结果，凭借CSR投资活动，为自身创造价值的同时，也为社会创造了价值。作为企业所面临的一种外部压力，产品市场竞争不同于社会伦理道德标准、政治环境等外部压力，市场竞争所产生的外部压力完全取决于市场力量。为此，该类研究主要是从战略性动机的层面来研究企业社会责任行为，并将CSR投资作为实现产品差异化的战略性工具[15]，而且市场竞争越激烈越有利于促使企业承担社会责任[16]。

(二)产品市场竞争、企业社会责任与财务绩效

处于产品市场竞争强度的低门限值区间的企业，只要竞争强度不越过门限值，市场结构依然属于垄断型，其中的企业依然处于垄断地位，这就意味着企业盈利能力较强，并在一定程度上导致企业缺乏参与慈善活动等社会责任行为的积极性。一方面，相对垄断环境下，企业规模通常较大，往往“大而不倒”，其经营风险和破产风险也相对较小，进而投资者普遍看好企业的发展前景。因此，企业的融资渠道相对较多，融资成本相对较低。另一方面，垄断情形下，对于消费者和供应商而言，可供选择的机会较少，而且需求存在一定的刚性，顾客忠诚度甚至企业声誉对企业生产、经营以及获利空间难以产生显著的积极影响[18]。因此，对于处于低门限值区间的企业，其承担社会责任难以有效提升企业声誉、改善企业形象，进而不能显著增加消费者的购买需求，反而因增加企业的额外成本而对企业业绩产生不利影响。

随着产品市场竞争程度的不断加强，一旦越过门限值，市场结构逐渐由垄断型转向垄断竞争型，直至转变为完全竞争型。与此同时，企业经营风险和破产风险也会随之增大，此时管理层倾向于积极承担社会责任，实质上是基于经济动机层面考虑的一种战略行为，进而能够实现改善企业形象，降低融资成本等目标，并有利于公司经济业绩的提升[18]。首先，产品市场竞争越激烈，企业风险越大，投资者对企业的发展前景保持悲观预期，进而导致融资受阻，而此时管理层倾向于积极履行社会责任来塑造良好的企业形象，并向外界传递积极信号，有助于赢得利益相关者的认可与支持，进而缓解融资约束问题[19]。其次，CSR实践能够作为企业市场战略的一部分，可以产生有效的广告效应，达到吸引消费者的目的。企业生存与发展的关键在于利益相关者的资源支持以及稳定的外部经营环境，而企业承担社会责任是一种信号传递机制[6]，良好的CSR表现能够改善公司声誉、品牌形象以及客户和员工满意度，而这些都是提高公司业绩的宝贵资源[5]。最后，产品市场竞争信息假说认为，市场竞争的最终结果会以最为经济的方式向外界迅速传递信息，并能有效降低由于信息不对称所导致的代理成本，提高公司治理水平。随着产品市场竞争日益激烈，CSR信息的传播速度也越来越快，这不仅有利于利益相关者及时、准确地获取有关企业的CSR信息，而且可以有效缩短从CSR信息的生成、传播到最终被利益相关者所认可这一历程所需要的时间。企业一旦获得利益相关者的信任和支持，往往会比较容易与利益相关者建立稳定的长期合作关系，能够获取可持续的竞争优势[20]，进而能够实现企业的可持续发展。综上，产品市场竞争强度存在一个门限值，在门限值两侧，承担社会责任会对财务绩效产生相反的影响。因此，基于上述理论分析，提出以下研究假设。

H1处于产品市场竞争强度的低门限值区间的企业，其承担社会责任会对财务绩效产生负向影响；一旦越过门限值，随着产品市场竞争日益激烈，积极承担社会责任会对财务绩效产生正向影响。

三、研究设计与样本选取

(一)模型设定

Wintoki等[21]指出，动态模型中被解释变量只需滞后两期就可以满足信息的完整性。资金供给假说认为，充足的资金支持是企业承担社会责任的前提条件，而且企业履行社会责任在短期内会增加财务成本。因此，企业前期财务绩效也会影响企业承担社会责任[6]。然而，企业履行社会责任对财务绩效所产生的积极作用是一个渐进的过程，具有一定的滞后性。一方面，中国缺乏传播CSR信息的有效渠道，这在很大程度上导致了利益相关者不能及时、准确地获取有关企业的CSR信息。另一方面，企业通过承担社会责任来改善公司声誉、品牌形象以及提高客户和员工的满意度，需要经历一个从CSR信息的生成、传播到最终被利益相关者所认可的动态过程。因此，企业履行社会责任对财务绩效具有滞后效应。此外，在滞后期内，企业履行社会责任会增加企业的成本，而且短期内难以转化为收益，而在滞后期之后，企业履行社会责任能够赢得利益相关者的认可和支持，并能够内部化经营成本，进而会带来经济收益。综上，财务绩效的改善需要有一个经营与积累的过程，企业投资社会责任也是一个决策的过程，而且企业承担社会责任赢得利益相关者的认可与支持也需要一个过程，前期财务绩效也可能对企业承担社会责任产生影响。因此，本文借鉴张兆国等[6]的做法，在模型中加入企业社会责任与财务绩效的滞后项，以此来反映模型的动态性，具体的动态模型如下

CFPit=β0+β1Csrit+β2Csrit-1+β3Csrit-2+β4CFPit-1+β5CFPit-2+β6Sizeit+β7Leveit+β8Rndit+β9Shrit+β10Rzit+β11Growthit+β12Debtit+β13Ownit+β14Dubleit+β15Ggcgit+β16Indirecit+ΣYear+ΣId+εit

(1)

CFPit=β0+β1Csrit+β2Csrit-1+β3Csrit-2+β4PCit+β5Csr_PCit+β6CFPit-1+β7CFPit-2+β8Sizeit+β9Leveit+β10Rndsit+β11Shrcrit+β12Shrzit+β13Growthit+β14Duebtit+β15Ownit+β16Doubleit+β17Ggcgit+β18Inditorit+ΣYear+ΣId+εit

(2)

其中，CFP表示企业财务绩效，Csr表示企业社会责任，PC表示产品市场竞争，参考已有文献的做法，选取以下变量作为控制变量：公司规模(Size)、财务杠杆(Leve)、研发支出(Rnd) 、股权集中度(Shr)、股权制衡度(Rz)、成长性(Growth)、资产负债率(Debt)、产权性质(Own)、独立董事(Inditor)、两职是否合一(Double)、高管持股比例(Ggcg)。具体定义如表1所示。

(二)变量定义

1.被解释变量：财务绩效(CFP)

企业承担社会责任所产生的经济后果，通常表现为社会资本的增加，比如客户认可度与员工忠诚度的提升，进而促使企业销售额与盈利能力的提升，最终体现为市场占有率以及核心竞争力的提升。据此，本文基于盈利能力和发展能力度量企业财务绩效。现有文献表明，度量企业财务绩效主要有以下几个指标：总资产收益率(ROA)、净资产收益率(ROE)、托宾Q，但这些指标均没有考虑可能存在的盈余管理这种“噪音”。为了排除盈余管理的干扰，借鉴张兆国等[6]的研究方法，采用剔除盈余管理之后的总资产息税前利润率度量财务绩效(CFP)，具体计算方法如模型(3)(4)(5)

(3)

(4)

(5)

其中，TA是指应计利润，采用净利润减去经营活动现金流量净额表示；Asset是指总资产；ΔSales表示本期销售收入与上期销售收入的差额；PPE表示固定资产；DA表示操纵性应计利润率；EBIT表示息税前利润；CFP表示剔除盈余管理之后的总资产息税前利润率。此外，为了增强研究结论的稳健性，选取总资产收益率(ROA)、净资产收益率(ROE)、托宾Q作为企业财务绩效的替代指标做稳健性测试。

2. 解释变量:企业社会责任(Csr)

“润灵环球”整个评级体系简称为MCTI，包括整体性(M)、内容性(C)、技术性(T)和行业性(I)四个维度。其中，整体性(M)主要评价企业社会责任战略等方面，主要包括社会责任战略的制定、治理状况以及其他利益相关者的关注等；内容性(C)主要评价企业社会责任的履行情况，如员工、环境、社区参与以及顾客等；技术性(T)主要关注企业社会责任的信息披露情况，如信息规范性、透明度、可信程度等；行业性(I)主要是针对行业特性进行评价。最后，通过对这四个指标的评价进行加权，将计算得到的总得分进行评价企业社会责任表现。综上，本文使用“润灵环球”责任评级机构发布的社会责任报告评级总得分来度量企业社会责任。

3. 调节变量：产品市场竞争(PC)

现有文献表明，衡量产品市场竞争程度主要有以下几个指标：(1)市场集中度：衡量行业中最大的N 家厂商的产出占行业总产出的比例，反映出行业间的竞争程度，但不能准确衡量行业内不同企业之间的竞争强度；(2)交叉价格弹性：依赖于企业定价资料的完整性与准确性，应用范围较窄；(3)规模以上企业数目：中国行业竞争结构现状主要是中小公司众多，而规模以上企业数目相对偏少，因此这一指标会低估市场竞争程度；(4)赫芬达尔指数(HHI指数)：测量竞争程度变化情况不受企业数量以及规模分布的影响。此外，当企业面临多种市场竞争情形时，选取HHI指数来判断企业所在行业的产品市场竞争情况可能更加合理；(5)熵指数(EI)：可以反映市场集中度或公司所在行业聚散结构；(6)超额价格-成本边际体现了公司的市场势力。因此，本文选取赫芬达尔指数度量产品市场竞争程度，并在后文的回归分析中对其取倒数，转为正向指标。

(三)样本选择与数据来源

自2009年开始，中国上市公司积极响应《关于加强上市公司社会责任承担工作的通知》的要求，陆续自愿披露社会责任报告，这为及时获取全面的社会责任信息提供了契机。与此同时，2009年“润灵环球”开始公开发布上市公司社会责任信息披露报告，考虑到该数据的可得性，选取2010-2016年作为研究期间。此外，由于中国A 股主板上市公司与中小板以及创业板上市公司的风险水平等特征存在较大差异，为了排除这些固有差异的影响，以中国A 股主板上市公司为研究对象。选取2010-2016年中国沪深两市A股上市公司为初始研究样本。在此基础上，剔除ST或*ST类公司、金融类上市公司；剔除资产负债率大于1的公司；为了排除兼并收购的影响，剔除了总资产增长率大于150%的公司；剔除数据缺失的样本；最后进行了“离群值”检验，对所有连续型变量进行了上下1%分位的Winsorize处理，最终得到4 494个有效样本。本文使用的统计软件是STATA14.0。采用的财务数据来自于国泰安(CSMAR)和色诺芬(CCER)数据库，部分数据经手工收集整理获得。

四、面板模型的回归结果及分析

(一)描述性统计

表1报告了主要变量的描述性统计结果以及变量的定义。企业社会责任表现总得分(Csr)的均值为48.52，离60分的及格线还有不小的差距，标准差为11.82，说明中国上市公司的社会责任表现存在较大差异，而且整体执行效果还不容乐观，有待于进一步提高。企业财务绩效(CFP)的均值为5.7%，这与中国上市公司的整体水平比较符合，同时也说明本文所选取的研究样本具有代表性。李丹蒙等[22]强调，赫芬达尔指数(HHI)小于0.25时表示产品市场竞争比较激烈，而表1中的统计结果显示，产品市场竞争(PC)，即赫芬达尔指数(HHI)的均值为0.106，这表明中国上市公司所面临的产品市场竞争十分激烈。控制变量方面，股权集中度(Shr)的均值为39.4%，股权制衡度的均值为14.35，这说明中国上市公司股权相对比较集中，并没有形成有效的制衡局面；产权性质(Own)的均值为49.5%，说明样本公司中有49.5%的公司是非国有企业。

表1 主要变量的描述性统计结果

(二)面板数据的平稳性检验与协整检验分析

在进行回归分析之前，有必要对面板数据进行平稳性检验，防止伪回归现象的出现，以此增强估计结果的有效性。本文采用相同单位根检验LLC ( Levin-Lin-Chu)和不同单位根检验Fisher-ADF，其基本思想：若两种检验方法都拒绝单位根存在，则表明此面板序列是平稳的；反之，则为非平稳。表2报告的面板数据单位根检验结果显示，企业社会责任(Csr)、财务绩效(CFP)、产品市场竞争(PC)等变量均至少在5%的显著水平下为零阶单整序列。这就意味着，能够进行协整分析。采用KAO检验法对回归分析中的面板数据进行协整分析，协整检验结果显示，ADF统计量为2.745，相应的P值为0.004，即在1%的显著水平上拒绝了原假设。这说明，各变量之间存在严格的协整关系，不存在伪回归现象。因此，本文回归结果是有效的。

表2 面板数据单位根检验结果

(三)回归结果分析

本文在模型(1)中引入当期社会责任以及滞后两期社会责任来检验企业承担社会责任对财务绩效的跨期影响，模型(2)在模型(1)的基础上，引入企业社会责任与产品市场竞争的交互项Csr_PC，进一步分析产品市场竞争对二者的调节效应。表3 报告了模型(1)(2)的回归结果。其中，第(1)(2)列汇报了被解释变量为CFP时的调节效应检验结果。为了增强研究结论的稳健性，第(3)-(8)列分别以ROE、ROA、托宾Q(TBIQ)为被解释变量，进一步探究企业承担社会责任对财务绩效的影响。Wintoki 等[21]强调，对于动态模型，使用系统矩估计(GMM)可以得到一致估计量，而简单地使用普通最小二乘法(OLS)以及静态固定效应所得到的结果往往是有偏的、不一致的。因此，本文使用系统矩估计(GMM)进行回归分析。由表3可知，当期社会责任的回归系数和滞后期社会责任的回归系数均为正数，在统计上也显著，这说明企业承担社会责任可以正向影响企业财务绩效，而且这种影响具有滞后效应。同时，交互项Csr_PC的系数为正数，这说明随着产品市场竞争日益激烈，企业承担社会责任对财务绩效的正向影响作用得到进一步加强。此外，滞后一期、二期的财务绩效对当期社会责任也存在显著的正向影响，这说明财务绩效对企业承担社会责任的正向影响也存在时滞性。企业往往会根据自身的前期财务绩效来理性安排自身具体的社会责任履行情况，因而这类社会责任的执行情况往往会存在一定的时滞性问题。同时，本文的这一发现也进一步支持了张兆国等[6]的观点。

五、产品市场竞争的门限回归模型及检验

前文的调节效应检验结果表明，产品市场竞争程度可以强化企业社会责任对财务绩效的正向影响。这说明，二者之间的关系会依赖于外部产品市场的竞争程度。但是，前文调节效应检验的一个局限是假定“产品市场竞争对二者的影响是单调递减或递增的线性关系”。另外，前文理论分析部分表明，企业承担社会责任对财务绩效的影响可能不是一种简单的线性关系，而可能是一种非线性门限关系。因此，本文将借助Hansen[23]的门限回归模型，以产品市场竞争(PC)为门限变量，检验可能存在的门限效应，旨在解决中国企业承担社会责任的理性边界问题。

表3 产品市场竞争、企业社会责任与财务绩效的实证分析结果

注：*、**、***分别表示在10%、5%、1%上显著；括号内是T值。AR(1)、AR(2)、Hansen对应的是P值；为了便于分析，此处将PC取倒数，转化为正向指标。

(一)门限回归模型的设定

结合Hansen(1999)[23]门限回归模型的思想，本文将门限回归模型的具体形式设定如下

CFPit=β0+β1Csrit×I(PCit≥τ)+β2Csrit×I(PCit<τ)+β3Sizeit+β4Leveit+β5Rndit+β6Shrit+β7Rzit+β8Growthit+β9Debtit+β10Doubleit+β11Ggcgit+β12Inditorit+εit

(6)

(二)门限回归模型的检验

表4汇报的门限效应检验结果表明，当τ=0.150 7时，残差平方和达到最小值。此时，进行门限效应检验时，得到LM统计量的F值为43.24大于1%显著水平上的临界值28.45，而且相对应的P值为0.000 1。因此，拒绝无门限效应的原假设。

进一步检验门限模型是否存在两个门限。首先，将第一个门限值0.150 7固定，然后搜索第二个可能存在的门限值0.170 2，但门限效应检验所得到LM统计量的F值为14.16，小于5%水平上的临界值21.94，且对应的P值为0.260，即无法拒绝仅存在一个门限值的原假设。综上，本文认为，门限回归模型中仅存在一个门限值，且为0.150 7。

表4 门限效应检验

注：*、**、***分别表示在10%、5%、1%上显著；P值和临界值均采用自抽样(Bootsrap)500次得到的结果。

(三)单一门限模型的估计结果

上述检验结果显示，企业社会责任与财务绩效之间关系的非线性模型存在一个门限值，且为0.150 7。因此，本文根据产品市场竞争强度门限值将全样本划分为两类：产品市场竞争强度不低于门限值0.150 7，即低竞争组，对应企业社会责任(Csr)的回归系数为Csr_d1；产品市场竞争强度低于门限值0.150 7，即高竞争组，对应企业社会责任(Csr)的回归系数为Csr_d2。表5中的门限效应检验结果表明，当产品市场竞争强度不低于门限值0.150 7时，即对于低竞争组而言，企业承担社会责任对企业财务绩效产生负向影响；反之，当产品市场竞争强度低于门限值0.150 7时，即对于高竞争组而言，企业承担社会责任有利于财务绩效的提升，且在统计上显著。这就意味着，企业承担社会责任对财务绩效的影响并非是简单的线性关系，二者之间的关系显著依赖于外部产品市场的竞争程度，而且在门限值两侧，企业承担社会责任对财务绩效的影响存在显著的差异。因此，研究假设H1通过检验。究其原因：一方面，市场竞争的最终结果会以最为经济的方式向外界迅速传递信息，并能有效降低由于信息不对称所导致的代理成本。这就意味着，产品市场竞争程度的日益增强，可以有效降低管理层利用CSR活动进行“寻租”活动而有损于企业业绩。另一方面，随着产品市场竞争日益激烈，CSR信息的传播速度也越来越快，这既有利于利益相关者及时、准确地获取有关企业的CSR信息，又甄别出企业的真实意图。利益相关者可以依据CSR信息，凭借市场行为对承担社会责任的企业赋予经济回报。企业将CSR实践作为一种战略性工具，一旦赢得利益相关者的信任和支持，能够获取可持续的竞争优势[20]，进而实现企业的可持续发展。然而，对于竞争水平较低的行业而言，良好的社会责任表现难以有效改善企业形象，进而不能显著增加消费者的购买需求，反而因增加企业的额外成本而对企业业绩产生不利影响。

表5 面板门限模型估计结果

如前所述，在得到产品市场竞争的有效门限值之后，有必要进一步分析642家中国上市公司在门限区间的年度分布情况，具体统计结果如表6所示。结果显示，整体而言，2010-2016年间落入产品市场竞争激烈区间(HHI≤0.150 7)的上市公司数量不断增加；平均而言，在2010-2016这七年之间有487家上市公司面临激烈的外部产品市场竞争，占比高达75.86%。换言之，多数上市公司所面临的外部产品市场竞争程度比较激烈，即使在2010年也有402家中国上市公司落入产品市场竞争激烈的区间，占总数的 62.61%。这就说明，大多数中国上市公司所面临的外部市场竞争程度相对较大，而且承担社会责任对于大多数企业而言均能促进财务绩效的提升。这一发现与调节效应和门限效应检验是一致的，同时也印证了本文调节效应和门限效应的准确性与合理性。

表6 2010-2016年上市公司在门限区间的年度分布情况

注：HHI≤0.150 7表示产品市场竞争激烈；HHI>0.150 7表示产品市场竞争程度较低。

(四)产品市场竞争门限效应的路径分析

为了明确产品市场竞争门限效应的具体作用路径，本文进一步利用企业社会责任(Csr)的四个子维度分别进行门限回归。结果表明，当Csr=M、Csr=C和Csr=T时，解释变量Csr_d1和Csr_d2的回归系数均在统计上显著，前者为负，后者为正。然而，当Csr=I时，相应回归系数的符号对应相同，但未能通过显著性检验。这就意味着，产品市场竞争主要是通过强化社会责任战略制定、督促社会责任战略实施以及社会责任信息披露等途径对企业社会责任的财务效应施加影响，但这种影响机制并不依赖于行业特性(I)，如表7所示。

(五)稳健性检验

前文实证检验中对核心变量企业社会责任和财务绩效均采用了多种指标进行衡量，这一做法可以有效控制测量误差引起的内生性问题，而本文的动态面板模型也可以控制遗漏变量以及联立性问题导致的内生性问题。因此，本文的稳健性检验主要聚焦于样本“自选择”问题，以此增强结论的稳健性。中国企业承担社会责任可能存在样本“自选择”问题。企业财务绩效差，往往意味着企业盈利能力差，而盈利能力较差的企业通常缺乏履行社会责任的积极性；而对于财务绩效较好的企业，其拥有较强的盈利能力，进而促使该类企业有能力和动机承担更多社会责任。为了处理样本“自选择”问题而导致的内生性问题，本文借助倾向得分匹配法(PSM)构建配对样本，利用Logit 模型计算倾向得分，选定反映上市公司特征的关键性变量作为匹配依据。具体模型如式(7)

CSR_dumit=β0+β1Doubleit+β2Ggcgit+β3Inditorit+β4Rzit+β5HHIit+β6Shrit+β7Cfait+β8Mtbit+β9Sizeit+β10Leveit+β11Ownit+β12Dvpait+β13Retait+β14Yearit+β15Idit+εit

(7)

其中，CSR_dum是哑变量，若企业属于上证或深证社会责任指数成份股时，说明企业社会责任表现良好，则取1，否则取0。特征变量主要包括：两职合一(Double)、管理层持股比例(Ggcg)、独立董事比例(Inditor)、股权集中度(Shr)、股权制衡度(Rz)、赫芬达尔指数(HHI)、公司规模(Size)、财务杠杆(Leve)、公司成长性(Growth)、产权性质(Own)、经营现金流(Cfa)、股利支付率(Dvpa)、企业生命周期(Reta)、市值账面比(Mtb)。

在利用最近邻匹配法得到匹配样本的基础上，再对模型(1)(2)和(6)进行回归分析，表8报告了相应的检验结果。结果表明，随着产品市场竞争日益激烈，良好的社会责任表现能够促进财务绩效的提升；以产品市场竞争作为门限变量时，前文中的门限效应依然存在；路径分析的结果也与前文基本相同。这就意味着，在考虑了样本“自选择”问题后，前文基于全样本模型分析所得到的结论依然稳健。

表7 社会责任四个维度的门限效应检验结果

表8 基于倾向得分匹配样本的检验结果(1∶1最近邻匹配)

注：*、**、***分别表示在10%、5%、1%上显著；括号内是T值。Csr_d1、Csr_d2分别高于门限值(低竞争)、低于门限值(高竞争)时社会责任的回归系数；限于篇幅，此处省略控制变量的结果。

六、研究结论与启示

企业与社会之间的利益冲突日益凸显，中国相继出现了毒胶囊事件等社会责任问题，使得企业社会责任成为广泛关注的热点话题。以往研究更多的是关注企业社会责任与财务绩效之间的线性关系，而忽略了产品市场竞争这一外部环境的影响，同时社会责任投资作为一种要素投入，满足边际效益递减规律，加上系统失灵可能造成的效率损失，导致中国企业承担社会责任存在理性边界。基于上述理论框架，本文立足中国本土的现实国情，以产品市场竞争为切入点，利用2010-2016年沪深两市A 股主板上市公司数据，构建动态面板模型和面板门限模型进行了实证检验，并得到以下结论：(1)来自全样本的动态面板模型估计结果显示，产品市场竞争可以强化企业社会责任对财务绩效的促进作用。在此基础上，利用门限回归分析明确了企业社会责任对财务绩效的非线性影响，得到产品市场竞争强度存在单一门限值(0.150 7)的结论，对于落入门限值左侧的高竞争企业而言，承担社会责任对财务绩效能够产生较强的促进作用，而对于落入门限值右侧的低竞争企业而言，承担社会责任对财务绩效会产生一定的负效应。(2)对于大多数中国上市公司而言，其面临的外部市场竞争程度相对较大，即承担社会责任对于大多数企业而言均能促进财务绩效的提升。(3)为了明确产品市场竞争门限效应的具体作用路径，对企业社会责任的四个子维度分别进行门限回归检验，结果发现，产品市场竞争主要是通过强化社会责任战略制定、督促社会责任战略实施以及社会责任信息披露等途径对企业社会责任的财务效应施加积极影响，但这种影响机制并不依赖于行业特性。本文结论首次回答了中国企业承担社会责任的理性边界问题，有利于指导企业理性选择社会责任战略。

本文研究结论的启示意义在于：(1)对于市场竞争比较激烈的行业，企业可以将社会责任理念融合到企业品牌中，以此实现差异化战略；应该正确认识到履行社会责任的战略价值，增强自觉承担社会责任的意识，实现社会责任与企业战略的融合；而对于垄断性行业，应该降低市场准入壁垒，适当提升市场竞争水平，便于发挥社会责任的积极作用。(2)考虑到大多数中国企业面临较为激烈的市场竞争，以及良好社会责任表现的积极意义，笔者认为，当务之急就是优化制度环境，建立有效的监督反馈系统，不仅有利于利益相关者及时、准确地获取有关企业的CSR信息，而且利益相关者可以依据CSR信息，凭借市场支持行为对承担社会责任的企业赋予经济回报，而对于不履行社会责任的企业施加一定的市场压力，制约其经营目标的实现。