全国性商业银行社会责任对核心竞争力的影响——基于15家商业银行面板数据的分析

刘向军，朱 静

（安徽农业大学经济管理学院，安徽合肥，230036）

一、研究背景

自20世纪30年代首次提出企业社会责任概念以来，社会责任问题一直受到企业界、政府部门和学术界的普遍关注。商业银行作为社会的一员，在调节资源配置、保障经济持续增长和维护社会稳定等方面发挥着核心作用，其履行社会责任义不容辞。然而，在中国的金融科技、利率市场化等一系列因素的影响下，银行之间的竞争压力越来越剧烈，若要承担社会责任，银行不可避免地要承担各种成本和费用，这也导致一些银行为了追求业绩而忽视了对社会责任的履行。

全国性商业银行作为我国银行业的重要组成部分，是我国银行业的主体，其包括五大国有银行和十二家全国性股份制商业银行，这些银行相比于其他地方商业银行和农村商业银行具有较大的规模、更多的政府支持以及更加雄厚的资金实力和人力资本实力等，并且占据了我国银行业大部分的市场份额。因此，研究全国性商业银行履行社会责任对核心竞争力的影响更具有代表性，对其他银行而言也更具有引导作用。

现如今，有关银行社会责任的关系研究主要集中在银行社会责任与财务绩效关系、银行社会责任与高管薪酬关系等方面，而关于全国性商业银行社会责任对核心竞争力的影响研究少之又少。核心竞争力理论已在国际上得到了广泛认同，该理论成为人们研究企业成长和培育企业核心竞争优势的新理论、新视角［1］，而商业银行的整体实力和整体发展能力已经不能够完全用财务绩效指标来解释。因此，以全国性商业银行为代表进行社会责任与核心竞争力的定量研究是值得我们探讨的。

二、研究设计

（一）样本选取与数据来源

全国性商业银行包括了5家大型国有商业银行和12家全国性股份制商业银行。由于浙商银行和恒丰银行官网未披露社会责任报告，在综合考虑数据的可获得性、完整性原则的基础上，本文选取2011～2016年15家全国性商业银行的数据作为研究样本，共得到90个研究样本。数据主要来源于中国证监会官方网站——巨潮资讯网公布的上市商业银行年度报告和社会责任报告，未上市的商业银行数据来源于各商业银行官方网站，以及《银行家》杂志的中国商业银行竞争力报告数据等。

（二）社会责任评价指标体系设计

1.评价指标体系的内容

在研究商业银行社会责任评价指标体系上，理论界尚未形成统一的评价指标体系。Carroll的四框架模型提出完整的企业社会责任应该包括以下四个方面：经济责任、法律责任、伦理责任和慈善责任，它们由下往上形成一个金字塔模型，说明了社会责任的发展顺序，全面地概括了企业社会责任［2］。利益相关者理论最早由美国学者Freeman于1984年在其著作《战略管理：利益相关者管理的分析方法》中提出，他认为企业承担社会责任时不仅要对股东负责，而且也要对员工、供应商、政府等其他内部和外部的利益相关者负责［3］。中国学者吴波从利益相关者视角出发，构建了包括有股东、员工、客户、社区、政府5个一级指标和15个二级指标的上市银行社会责任评价指标体系。他认为在上市银行社会责任的内部结构中股东责任、员工责任和客户责任的比重较大，而社区责任和政府责任比重相对较少［4］。谭超颖也是基于利益相关者角度，他认为社会责任评价指标体系主要包括股东、客户、员工、政府、监管机构、环境和社区等七大类，并选取具有代表性和相对完整的评价指标，共设计了七大类21项指标，然后用层次分析法来确定指标的权重［5］。在借鉴不同学者的观点之下，基于利益相关者角度，并坚持系统性、科学性、可操控性和重要性等四个原则，最终构建了包含股东、客户、员工、政府、社区和环境等5个方面的一级指标和9个二级指标的商业银行社会责任评价指标体系（如表1所示）。

2.因子分析的过程与结果

以2012年数据为例，介绍因子分析的过程，其他年份的分析过程与此相似。

（1）数据处理。在进行因子分析之前，第一步要保证所有指标都是正向化指标，因为本文的9个指标都是正向指标，故不需要进行处理。然后，为了消除变量量纲、单位的影响，Spss软件在分析的时候会自动采用均值方差法对原始数据进行标准化处理。

（2）可行性检验。在Spss软件中，KMO检验和Bartlett球形检验结果表明，KMO检验值为0.654，大于0.5。同时，Bartlett球形检验的F值为0.000，显著性远小于0.01，表明拒绝单位相关的原假设，相关系数矩阵与单位矩阵有显著差异，故模型数据适合做因子分析。

（3）公共因子的提取。采用主成分分析法提取公因子，根据特征值大于1的原则，结果如表2所示。

表1 全国性商业银行社会责任指标体系

根据分析结果发现，spss共提取出3个公因子，累计方差贡献率为83.981%，即这3个因子解释了原有变量总方差的83.981%，能够反映原变量的大部分信息，可以作为公共因子。

（4）计算因子得分和综合得分。根据因子得分相关系数矩阵和原始数据标准化的结果，我们可以计算得出各个因子得分，spss软件可以将计算得出的各因子得分保存为变量。再分别以各个因子的的方差贡献率占总方差贡献率的比例为权重进行加权平均，计算出银行社会责任综合得分，记为CSR。计算公式如下：

CSR=（F1*36.021+F2*28.841+F3*19.119）/83.981

据此可以得出15家全国性商业银行的社会责任总得分。

（三）核心竞争力指标体系

在对商业银行核心竞争力评价的研究上，国内学术界存在着许多不同的见解。陈洪转认为商业银行核心竞争力与一般竞争力有关键的差别，主要体现在难模仿性、延展性、整合性、前瞻性、增值性等方面，这些也是核心竞争力构成要素的客观反映，并以此为出发点，初步设计出了5个一级指标和19个二级指标，建立了商业银行核心竞争力的评价指标体系［6］。陆跃祥、曹永栋认为银行竞争力应该分为现实竞争力与潜在竞争力，并在此基础上设计了包括流动性、盈利性、公司治理、管理状况、资产质量、资本充足度、创新和技术以及业务结构在内的9个方面27个指标的竞争力评价体系［7］。

综合不同文献和学者的观点，认为由《银行家》的专家们构建的指标体系最能体现商业银行核心竞争力的本质。《银行家》中将商业银行核心竞争力归结为以下7个方面：公司治理、发展战略、风险管理、产品与服务、信息技术、人力资源、市场影响力。

《银行家》研究中心通过大量的实地研究，对每个方面进行打分，并得出综合得分，通过spss软件将标准化后的得分记为CC，得到的数据更具有权威性和准确性。

表2 因子分析解释的总方差

表3 变量定义表

（四）控制变量的选取

为控制商业银行其他特征对核心竞争力的影响，借鉴已有的研究，选择银行规模和银行性质作为控制变量，银行规模用银行期末总资产的自然对数来表示，引入银行性质虚拟变量，样本银行为国有性质取1，股份制银行取0。具体变量情况如表3所示。

（五）研究模型与假设提出

尽管商业银行履行社会责任会承担成本，但同时也能为银行树立良好的行业形象、获得客户的信任与支持、吸引更优秀的员工、改善与政府的关系等。无论是从经济关系角度、社会关系角度还是环境关系角度，商业银行积极履行社会责任都有利于自身的综合发展。综合来看，本文提出假设H1：

H1：全国性商业银行履行当期社会责任对当期核心竞争力有积极影响。

由于许多非理性因素的干扰，企业履行社会责任所带来的绩效可能无法立即反映在其核心竞争力上，例如银行对员工的培养和投入，需要较长的时间才能实现反馈和收益。因此，当期银行承担社会责任可能在滞后期才会带来更大的收益。故本文提出假设H2：

H2：全国性商业银行履行社会责任对核心竞争力的影响存在滞后性，前期社会责任对当期核心竞争力有积极影响。

对现有文献进行整理分析，发现不同性质的商业银行履行社会责任对其核心竞争力影响大小或方向有所不同。任康钰，张晨希利用16家上市商业银行的面板数据实证检验了商业银行开展绿色信贷业务对其业绩的影响，研究发现了不同类型银行的异质性，并进一步通过对股份制商业银行的检验来探究出现前述异质性可能的原因［8］。基于此，本文提出假设H3：

H3：国有银行履行社会责任对其核心竞争力的影响较股份制商业银行更积极。

三、实证分析与结果

（一）当期社会责任对当期核心竞争力的回归分析

1.模型构建与检验

首先对各变量进行单位根检验，利用Eviews8决定采用LLC、ADF和PP三种检验方法。检验发现各变量均为平稳序列，可以直接进行回归分析。具体结果如表4所示：

表4 相关变量单位根检验结果

根据研究假设H1，本文构建面板数据模型1如下：

其中，i=1，…，15，代表第i个截面成员；t=1，…，6，代表2011～2016的6年的时间；αi为常数项；μit是随机误差项。

（1）混合模型、变系数模型和变截距模型的选择。采用协方差分析对模型的正确形式进行检验，主要检验如下两个原假设：

如果接受假设H2，则为混合回归模型；如果拒绝H2但接受假设H1，则为变截距模型；若拒绝假设H1，则为变系数模型。接下来通过构造F统计量来检验以上两个假设，构造的F1和F2统计量分别对应假设 H1和 H2：

经过计算可得出变系数模型、变截距模型、混合回归模型的残差平方和分别为2.628784、3.147303、48.71023，F统计量中 F1=0.8453，F2=37.5634。

经过比较，F2〉F（28，60），拒绝H2；F1〈F（14，60），接受H1；因此可以得出结论：模型1设定为含有个体影响的变截距模型。

（2）固定效应和随机效应的选择。为进一步确定使用固定效应模型还是随机效应模型，Hausman检验结果得出Chi—Sq统计量为10.082625，P值是0.0015，小于0.05，即拒绝应建立随机效应模型的原假设，故建立固定效应模型。

综合上述检验可知，关于当期社会责任对当期核心竞争力的研究模型最终设定为固定效应变截距模型。

2.模型的估计

为了减少由于截面数据造成的异方差影响，模型的估计采用截面加权估计法（Cross-section weight，CSW）。模型1的回归结果如表5所示。

表5 模型1的回归结果

根据以上回归结果可知，回归方程的调整R2为0.9486，说明方程有很好的解释能力；解释变量CSR对被解释变量CC的P值为0.0031，在99%的置信水平上显著，回归系数为0.13862；并且D.W值也表明残差无序列相关。所以当期社会责任对当期核心竞争力有积极影响，假设H1得到证实。

（二）前期社会责任对当期核心竞争力的回归分析

基于研究假设H2，考虑到样本只有6年的数据，并在解释变量中加入虚拟变量Owner，即银行性质。我们将对样本采用混合面板回归分析，本文构建的模型2如下：

其中，j代表被解释变量CSR滞后的期数（j=0，1，2，3，4，5）。由多轮回归得到的结果如表6所示。

根据表6结果，各回归方程的调整R2均较高，F值显著，模型拟合效果较理想。其中滞后一期的社会责任在99%的置信水平上显著，滞后第二期的社会责任在95%的置信水平上显著，并且二者的回归系数均为正值，说明存在积极影响，而滞后第三期及以后的社会责任对当期核心竞争力的影响不显著。其次，我们发现滞后第一期时社会责任CSR的回归系数达到最大为0.315987。

表6 模型二的各回归结果

（三）不同性质银行的回归分析

为进一步研究不同性质商业银行履行社会责任对其核心竞争力的影响关系，可以依据模型1对国有商业银行和股份制商业银行分别进行回归。其中国有商业银行有5家，i=1，…，5，股份制商业银行有10家，i=1，…，10。首先采用上述面板数据模型的检验方法，其中国有银行模型的F2=7.2643〉F（8，20），F1=0.1999〈 F（4，20），接受H1，豪斯曼检验的 P值为0.0496〈0.05，即拒绝原假设，故国有银行模型采用固定效应变截距模型。股份制商业银行模型的 F2=40.4151〉F（18，40），F1=1.2053〈 F（9，40），接受H1，豪斯曼检验的 P值为0.0312〈0.05，拒绝原假设，故股份制商业银行模型应采用固定效应变截距模型。

同样，针对不同性质银行可以采用另一种方法，即在模型1的基础上增加银行社会责任与银行性质的交叉项作为解释变量，用来说明银行性质对银行社会责任与其核心竞争力关系的影响。构建的模型3如下：

其中，i=1，…，15，代表第i个截面成员；t=1，…，6，代表2011～2016的6年的时间；αi为常数项；μit是随机误差项，经过检验确定为固定效应变截距模型。以上三种模型回归之后的结果如表7所示：

表7 模型三的回归结果

表7中各种模型的社会责任系数均为正数，各回归方程的调整R2均较高，F值显著，模型拟合优度较高。其中股份制商业银行社会责任系数略大于国有银行社会责任系数，模型3中社会责任与银行性质的交叉项前系数为-0.007726，说明当银行性质取1时，社会责任前的回归系数比当银行性质取0时社会责任前的回归系数要小0.007726，即国有银行履行社会责任对核心竞争力的影响力要小于股份制银行，二者的结论是一致的，但是交叉项的P值不显著，即这种区别不显著。

四、结论

以15家全国性商业银行2011～2016年面板数据为研究对象，对全国性商业银行履行社会责任对其核心竞争力的影响展开研究，研究表明：

首先，就全国性商业银行履行当期社会责任对当期核心竞争力而言，社会责任的估计系数在1%的显著水平下为0.13862，表明全国性商业银行当期社会责任每增加一个百分点，当期核心竞争力上升0.13862个百分点。回归方程显著性检验的概率P值接近于零，说明方程总体上能通过显著性检验。回归方程调整后的决定系数达0.9486，说明模型的拟合优度很高，全国性商业社会责任在94.86%水平上解释了核心竞争力的变化。因此，全国性商业银行努力承担利益相关者的社会责任会极大提升自身的核心竞争力。这与假设H1相符，履行社会责任能取得股东的信任、得到客户的认同、调动员工的积极性、获取社会和政府的支持，履行社会责任所得到的回报要大于付出的成本。

其次，从模型二的各回归结果可知，各回归方程的调整R2均较高，F值显著，说明各方程有较好的解释能力。从CSR回归系数来看，前第一年社会责任的估计系数为0.315987，在1%的水平上显著正相关；前第二年社会责任的估计系数为0.251588，在5%的水平上显著正相关。而滞后第三期及以后的社会责任对当期核心竞争力的影响不显著，说明了全国性商业银行履行社会责任对核心竞争力的影响存在滞后性，并且仅前两期社会责任对当期核心竞争力有积极影响，假设H2得到证实。其次，我们发现前第一年社会责任CSR的回归系数达到最大，表明全国性商业银行滞后一期的社会责任的影响更大，即更加能够对当期核心竞争力产生影响。

再次，从表7的回归结果可知，在全国性商业银行中，股份制商业银行社会责任每增加一个百分点，当期核心竞争力上升0.141546个百分点。国有银行社会责任每增加一个百分点，当期核心竞争力上升0.127234个百分点。比较发现，股份制商业银行履行社会责任对其核心竞争力的影响强度大于国有银行履行社会责任对其核心竞争力的影响，但这种差别很小。同样的，银行社会责任与银行性质的交叉项（CSR*Owner）的回归系数为负值并趋向于0，且结果不显著。究其原因，借鉴Jones的观点：不同规模的企业在社会责任问题方面各有各的优势，尽管大企业在规模上有优势，但规模小的企业可以采取差异化战略来弥补规模上的不足，通过履行社会责任并从中获益，这种收益甚至超过规模较大的企业［9］，而国有银行的规模要大于股份制商业银行的规模。所以笔者认为在全国性商业银行中，股份制商业银行履行社会责任对核心竞争力的影响略强于国有商业银行，只不过这种差别并不显著，这与假设H3不符。

五、政策建议

针对以上研究结论，提出相关政策建议：

第一，政府应该积极主动推进商业银行承担社会责任，充分发挥政府部门对于商业银行社会责任的推动作用。按照监管部门的要求督促银行业金融机构强化社会责任意识，出台相关法律和政策。评价商业银行履行社会责任好坏的最终主体应当是股东、客户、员工、政府、社区等利益相关者，因此，鼓励全社会积极推动商业银行社会责任的履行也是至关重要的。

第二，将长期的商业目标与社会责任结合。本文研究表明，不管是短期还是长期，履行社会责任都是提升全国性商业银行核心竞争力的重要途径，尤其滞后期的社会责任对当期核心竞争力影响更为显著，因此，充分发挥社会责任的最大作用，将长期的商业目标和长期的发展战略与社会责任相结合往往会达到事半功倍的效果。

第三，对股份制商业银行和其他非国有性质的银行履行社会责任应给予更多的扶持。虽然股份制商业银行和其他非国有性质银行的盈利能力跟国有大型银行相比有不小的差距，但这并不影响其履行社会责任的重要性。随着股份制商业银行的不断发展壮大，其履行社会责任对核心竞争力的影响力还会越来越大。因此，需要相关机构加强商业银行行业间的社会责任交流，建立良好的社会风气，带动行业共同履行社会责任。