违规事件下企业社会责任水平对投资者市场反应的影响研究

张丹妮 刘春林

(1.南京航空航天大学经济与管理学院； 2.南京大学管理学院)

1 研究背景

现有研究认为，企业社会责任具备一种保险功能[1]，即当企业爆发危机事件时，良好的社会责任水平可以为企业提供一种道德保障，从而有效缓解利益相关者对危机事件的消极反应。然而现实中，昔日为市场关注的千亿白马股康美药业(600518)尽管始终坚持社会责任的履行，连年获得“中国社会责任企业奖”，但在2019年被证监会坐实财务造假行为后，投资者信心严重受挫，股票应声下跌，长期的资金断裂导致企业目前已经进入破产重整程序。上述现象不禁使人深思：为何企业以往塑造的社会责任形象难以挽救此次危机事件下的投资者信心？企业社会责任保险功能是否存在作用边界？

通过文献梳理，本研究发现，从责任归属角度，危机事件可被划分成低责任归因事件和高责任归因事件(1)低(高)责任归因，指利益相关者将企业危机的发生更多归因于企业外部因素(自身因素)。两类[2]。而企业社会责任保险功能发挥作用的前提在于：危机事件通常为低责任归因事件[3]。因为当责任归属模糊时，利益相关者很难对事件的道德属性、企业所需承担责任的大小等问题做出准确的判断。此时，企业先前良好的社会责任水平可以为这种模糊性危机事件提供道德保障，使得投资者倾向于将危机事件解读为一种“非蓄意”行为，进而缓解对危机事件的消极反馈。然而，当高责任归因危机事件，如明显由企业自身因素导致的违规事件(具体指违规信息披露、虚假财务报表、内幕交易、违规操纵等事件)爆发时，企业社会责任又会发挥何种作用？以往鲜有文献对这一问题展开深入探讨。

本研究将基于违规事件，试图探讨企业所传递出的社会责任水平在这种高责任归因危机事件中，对投资者市场反应究竟会产生怎样的影响。据此，本研究引入期望违背理论。该理论认为，个体往往会依据他人的行为表现，对其未来行为赋予一定的期望，当未来行为低于预期时，则会形成期望违背的感知，进而加剧对该行为的负面反馈[4]。对此本研究预测，由于违规事件的非道德属性会与投资者依据社会责任水平所形成的道德预期相违背，在面临违规事件时，企业先前良好的社会责任水平反而会导致更为消极的市场反馈。该理论同时强调，期望违背程度越高，个体的负面反应越强烈[4]。由于社会责任的履行往往可以给企业带来大量的资源优势[5]，这造成本身具备丰富资源的企业的社会责任活动更易被解读为受内在动机驱使[6]，从而被赋予更高的期望。对此本研究预测，高资源水平的企业在爆发违规事件时，先前良好的社会责任水平会造成投资者更高的期望违背感知，进而导致更加消极的市场反馈。本研究将分别从市场资源和政治资源两个角度对这一问题展开讨论。

本研究的创新之处主要表现为：①有助于更加全面地认识企业社会责任在危机事件下的作用。本研究从危机事件的责任属性出发，强调高责任归因危机事件打破了传统企业社会责任保险功能的作用边界，并基于违规事件，发现良好的企业社会责任不仅无法缓解、甚至会加剧此类事件对企业的危害，弥补了高责任归因危机事件下企业社会责任作用的研究空白。研究结论为企业保持道德的一致性提供了重要启示，更为企图通过社会责任行为免除承担违规行为后果的企业敲响了警钟。②丰富了期望违背理论的应用，深化了对该理论的认识。期望违背理论最初旨在探讨人际互动问题，更多被应用于心理学、社会学领域[4]，本研究从企业社会责任和违规事件之间形成的道德冲突点切入，推动了该理论在管理学领域的应用。更为重要的是，本研究进一步从资源视角对期望违背理论的作用边界展开探索，在验证期望违背理论应用的合理性的同时，也使得该理论的内涵得到进一步深化与发展。

2 理论与假设

2.1 企业社会责任保险功能及其作用边界

早期有关企业社会责任价值的探讨更多聚焦于其对公司绩效、竞争力的影响上[7]。随着研究的不断发展，部分学者将研究转向特定事件，并对社会责任保险功能展开讨论。研究表明，企业社会责任作为一项道德资本，可以在企业爆发负面消息时，帮助企业减轻责罚，例如，缓解危机事件所引起的股票价格的下跌[8]，削弱消费者的消极反应[9]等。

但事实上，以上有关保险功能的发挥存在一定的边界条件。GODFREY[1]指出，保险功能的发挥前提在于，危机事件往往是意外发生的，且责任属性较为模糊，大众无法依据事件本身对企业所应承担的责任进行准确判断。考虑到利益相关者们往往具有考察事件背后原因的倾向[2]，在责任模糊的危机事件中，良好的企业社会责任作为一种道德信号，可有效促使利益相关者将事件的起因归于外部因素，从而缓解其对企业的消极反应。

而明确的不道德危机事件(高责任归因事件)显然打破了企业社会责任的保险功能的边界。相比于其他危机事件而言，此类事件的故意性更为明确，往往会给企业带来更加严重和持久的伤害[10]。同时，非道德事件会与社会责任塑造的企业道德形象产生强烈冲突，明确的责任归属使得企业社会责任很难再为企业开脱。而在这类危机事件中，企业社会责任又将发挥何种作用？本研究将重点采用期望违背理论对此展开探究。

2.2 期望违背理论

期望违背理论最初被应用于人际传播学领域，旨在探讨一种人与人互动适应的模式[4]。该理论认为，个体通常会依据他人的行为表现，形成对其在特定情况下应如何表现的预期。当他人违背了被期望值时，则会激发观测群体的注意力，并对被唤起的事件根源进行探索，进而做出相应的反应。其中，这种预期既包括规范性预期，即基于社会规范所认可的行为标准所形成的预期，也包括预测性期望，即基于观测者过去行为模式对其未来行为表现的预期。

个体对他人行为的反应则是由期望违背的方向和程度决定的[11]。期望违背的方向可以是积极的，也可以是消极的，积极/消极的期望违背往往会导致比预期更加积极/消极的反应。期望违背的程度指的是被观测者的实际表现与观测者对其期望之间差异的大小，违背程度越高，观测者反应则越剧烈。考虑到企业和其利益相关者同样也存在一种互动的关系，该理论同样也适用于利益相关者对企业的评估过程[12]。

2.3 企业社会责任报告评级与违规事件下的投资者市场反应

本研究假设认为，当违规事件发生时，不道德事件与以往道德形象之间的冲突会引发投资者期望违背的感知，从而导致对违规事件更为负面的反馈。

具体而言，基于期望违背理论，社会责任表现良好的企业往往被寄予更高的道德期望，这意味着这些企业不仅要遵守社会规范，而且被期望在未来也要保持良好的道德标准，以更合乎道德的方式行事。此时，违规行为一旦被公之于众，企业一方面因违反社会规范，导致投资者信心下挫[13]；另一方面，先前的社会责任水平作为企业道德形象的重要信号，同样也会对该事件下的投资者决策具有重要的参考价值[14]。由于违规事件明晰的责任属性和不道德性，使得投资者可以很轻易地推断出企业所需承担的责任程度，及该行为背后的短视动机[10]，这造成投资者不仅很难再用企业过去塑造的道德形象为企业开脱；同时，这种反社会责任的表现显然不符合投资者原先依据企业社会责任水平所形成的道德预期，进而形成期望违背的感知。期望违背理论还强调，利益相关者的反应程度取决于期望违背的程度[4]。换言之，企业向外界传递出的社会责任表现越积极，在不道德事件中所面临的负向期望违背程度会越高，从而造成更为消极的市场反馈。

鉴于企业社会责任报告不仅是投资者感知企业社会责任水平的重要媒介，也是其把握企业财务风险等信息的重要渠道，对投资者决策具有重要参考价值。据此，提出如下假设：

假设1违规事件发生时，企业社会责任报告评级越高，投资者市场反应越消极。

2.4 资源视角下的情境探讨

2.4.1市场资源：冗余资源水平和董事网络中心度的调节

冗余资源指的是一种过量的、能够供企业随时使用的闲置资源。研究表明，冗余资源水平高的企业往往具有更多的战略选择机会、更高的抵御外部环境风险的能力[15]。基于此，本研究认为，冗余资源水平高的企业社会责任的内在动机相对更强，从而使利益相关者形成对其更高的道德期望。

冗余资源对企业的长期生存和发展具有重要意义。企业的冗余资源较多，将拥有更多的战略选择[16]；较高的冗余资源还可以让企业更加有效地应对外部环境变化，削弱因外部环境变化对企业造成的危害，从而降低风险[16]。因此，在激烈竞争的环境中，冗余资源丰富的企业可以选择多种手段来缓解竞争压力，如提高研发投入等，此时履行企业社会责任并非企业提高竞争力的唯一手段。相比之下，对于冗余资源较为匮乏的企业而言，企业难以通过增加资源投入的方式来提高自身的竞争力，此时，积极履行社会责任可以成为其应对外部市场环境变化，进而提升竞争优势的重要战略手段[6]。

由此可见，冗余资源高的企业社会责任活动的内在动机更强，从而易被利益相关者赋予更高的道德期望，进而造成在违规事件下更为消极的市场反馈。据此，提出如下假设：

假设2违规事件发生时，冗余资源水平高的企业的社会责任报告评级对投资者市场反应的负向影响更强。

鉴于“关系”在中国企业发展中的重要性，有关董事之间相互交错所构成的董事社会网络受到学者的广泛关注[17]。研究表明，中心度是刻画董事网络的重要依据，拥有高中心度的董事往往享有更为充分的资源优势[18]。本研究认为，对于拥有较高董事网络中心度的企业，其社会责任活动的内在动机更强，往往被赋予更高的道德期望。

首先，董事网络中心度较高的企业往往拥有更多的资源。一方面，董事在其网络中越处于中心位置，意味着该董事与其他董事之间的联结越多，而这种社会资本可以为企业提供更为独特的资源[17]；另一方面，高网络中心度同时也意味着该董事所拥有的地位越高，因此具备更高的信誉和威望，更加有助于企业建立并维护其自身合法性[18]。其次，董事网络中心度高的企业社会责任活动的可信度更高。研究表明，对于网络中心度高的董事，其在网络中的声誉和社会威望更加突出[19]，进而会强化个体的身份及其他网络成员对自己的认同感，加强对公司治理的投入，降低机会主义行为。

综上，董事网络中心度高的企业，更易让利益相关者形成对该公司社会责任的利他归因及真实性的认可，使得外界对其社会责任的履行赋予更高的道德期望。据此，提出如下假设：

假设3违规事件发生时，董事网络中心度高的企业的社会责任报告评级对投资者市场反应的负向影响更强。

2.4.2政治资源：产权性质和高管政治关联的调节

在我国，作为国家经济支柱的国有企业，在企业社会责任实践领域发挥着主导作用[20]。本研究认为，与民营企业相比，国有企业履行社会责任的内在动机相对更强，进而会被赋予更高的道德期望。

首先，国有企业利益与政府利益之间存在一致性。相比于经济贡献而言，国有企业通常更多专注于社会目标的实现及对社会的贡献[20]；民营企业则更关注经济利益的实现，导致社会责任活动更多被认为是受经济利益驱动而进行的，并非由类似国有企业被赋予的社会责任使命感所驱使。其次，民营企业更易将社会责任活动视为战略工具。企业社会责任的履行往往可以帮助企业与政府建立良好的关系，进而获取更多的资源[5]。而国有企业本身与政府间的密切联系，及其在融资、财务成本控制等方面的优势，使其无需通过履行企业社会责任的方式来开发更多的资源[21]。相比之下，民营企业在生存空间以及发展机会上均存在很大的落差，而积极响应国家对社会责任的倡导，对缓解其资源限制有着重要帮助。

上述分析表明，国有企业承担社会责任的内在动机更强，利益相关者对社会责任活动所赋予的道德期望也更高。据此，提出如下假设：

假设4违规事件发生时，国有企业的企业社会责任报告评级对投资者市场反应的负向影响更强。

在中国“关系”型社会中，政治关联往往可以为企业带来竞争优势，而这种优势同样会对企业战略选择具有重要的影响[22]。本研究认为，高管具备政治关联的企业，其社会责任的内在动机相对更强，使得利益相关者对企业社会责任活动赋予了更高的道德期望。

具体的，与产权性质的逻辑类似，首先，政治关联通常可以让企业获得融资便利、税收优惠和政府补贴、市场准入等众多优势[22]；此外，高管成员还可以通过其政治身份建立的人脉资源和政治威望去获取更多的其他资源[23]。因此，存在高管政治关联的企业，在履行社会责任过程中的主观动机更强。其次，高管的政治参与经历，往往会使得其自身的觉悟和使命感得以提升，面对政府的大量优惠，必然也会形成企业对社会的“回馈”意识[24]。

综上，对于拥有高管政治关联的企业，其履行社会责任的内在动机更强，被赋予的道德期望更高。据此，提出如下假设：

假设5违规事件发生时，有高管政治关联的企业，其社会责任报告评级对投资者市场反应的负向影响更强。

3 数据来源与研究设计

3.1 数据搜集与研究方法

3.1.1样本选择

本研究选取沪深两市2012～2018年所有A股上市公司违规事件样本作为初始研究对象，并进一步剔除违规公告日处于停牌等异常状态的样本，剔除ST、PT等交易状态异常的样本以及金融保险行业的样本与数据缺失的样本。其中，对于违规处罚公告日处于周六或周日的事件，将公告日顺延调整至周一。为了消除样本中极端数值可能带来的影响，对主要连续变量的上下1%分位进行缩尾处理。最终共收集1 726个违规事件样本，其中366个存在企业社会责任报告评级。

3.1.2数据来源

本研究的公司违规样本取自国泰安(CSMAR)数据库“违规数据”子库，具体包括违规信息披露、虚假财务报表、内幕交易、违规操纵等事件，此类公告主要由证监会等权威机构发布，投资者可以很便捷地获取，并作为投资参考。企业社会责任水平数据来源于润灵环球(RKS)社会责任报告评级机构对上市公司社会责任报告的评分[25]。其他公司特征数据及相关财务数据来自CSMAR数据库和Wind数据库手工整理获得。

3.2 变量测量

3.2.1因变量

违规事件下的投资者市场反应，采用事件研究法，通过计算违规事件公告发布前后公司累计超额收益进行衡量[26]，具体如下。

(1)估计公司期望收益率(Eit)通过以下模型回归得到α、β的值

Rit=αi+βiRMt+εit,

(1)

式中，Rit表示个股i在第t日的实际收益率，采用CSMAR数据库中的“考虑现金红利的日个股回报率”衡量；RMt表示A股第t日的市场收益率，采用CSMAR数据库中“考虑现金红利的综合市场回报率”衡量；εit表示残差项。Eit通过计算αi+βiRMt得到。

(2)计算超额收益率(ARit)通过计算公司实际收益与期望收益的差异得到ARit，即

ARit=Rit-Eit。

(2)

(3)计算超额累计收益率(CAR)CAR等于事件窗口内每一天超额收益率的总和，即

(3)

式中，T1、T2分别表示事件窗口的开始日和结束日。

此外，有关事件日、估计窗口、事件窗口的选择都是超额收益率度量过程中的关键。本研究参考以往研究[26]，选取上市公司违规事件公告日作为事件日；以事件前150日至事件前30日作为估计窗口；考虑到公告事件的发生存在事前泄露的可能，以及市场对公告的反应的持续性，选择窗口期(-3，3)对结果进行检验。

3.2.2自变量

社会责任报告评级(CSR)，采用RKS社会责任报告评级机构的评分进行衡量[25]。该机构通过对企业社会责任报告中的相关信息及企业相关新闻报道的搜集与整理，对企业社会责任报告质量进行评分，数值越高，意味着投资者可以识别到的企业社会责任水平越高。

3.2.3调节变量

(1)冗余资源(SL)现有研究广泛采用BOURGEOIS[27]的分类方式，将冗余资源分为：①未被吸收的冗余资源，主要包括未被利用的，但可以迅速转移到用于满足一些目标的流动资源，如现金等闲置资源；②已吸收冗余，指已经被利用，但经有效调配后可被最终利用的资源，如企业多余的人员；③潜在的冗余，即企业能够从外部环境中吸引更多资源的能力，如未使用的借款能力。针对上述各类冗余资源，本研究依次采用速动比率、管理费用占销售收入的比例、权益负债比进行衡量，最后通过将3个指标进行标准化之后加总得到[27]，数值越高，即企业能够调动起来的冗余资源越多。

(2)董事网络中心度(CT)在董事网络中，每一位董事都可以被视为一个节点，在同一个董事会任职的董事之间的联系可以被视为一条连线，而所有董事之间连线的总和便构成了董事网络。在董事网络中，往往采用程度中心度(指企业在网络中的影响力)、中介中心度(指企业在网络中的控制能力和其他与之关联的公司对其的依赖程度)和接近中心度(指企业在网络中传播信息的能力)3个指标进行衡量。由于程度中心度与本研究所探讨的“中心地位”概念更为接近，且最直观、应用最为广泛[18]，为此，本研究采用该指标对企业的董事网络中心度水平进行衡量。具体计算如下：

(4)

式中，n代表某个董事；j则代表当年除了董事n之外的其他董事；g代表某公司当年担任董事的总人数。此公式主要计算董事n与其他董事之间直接联系的数量，并采用(g-1)将其标准化以控制网络规模变化的影响，数值越高，节点n越处于网络的中心位置。

本研究基于董事连锁网络构建企业董事网络中心度，具体过程为：①整理董事信息并对其进行编号；②依据步骤①中识别的董事及其关联，通过Pajek网络分析软件计算企业所有董事的程度中心度；③对公司所有董事的程度中心度取均值，构建企业董事网络的程度中心度。

(3)产权性质(SOE)依据企业性质进行判断，1-国有企业，0-民营企业。

(4)高管政治关联(PT)依据高管是否现任或曾任政府官员、人大代表等进行判断，1-是，0-否。

3.2.4控制变量

控制变量包括：①公司特征变量：资产报酬率、利润增长率、资产负债率、公司规模、上市年限；②公司治理变量：前十大股东持股占比、董事长和总经理两职兼任、董事会规模、独立董事占比；③违规事件特质变量：违规程度，参考周泽将等[28]的做法，依据公司受罚类型进行赋值，1-其他，2-批评或谴责，3-警告、罚款或没收违法所得，对同一公告日披露多个事件的公司，选择受罚程度最大的事件进行度量。

主要变量定义及测量方式见表1。

3.3 模型设定

3.3.1主效应模型

为了验证假设1，本研究构建模型如下：

CARt=α0+β1CSRt-1+∑Controlst-1+

∑YE+∑IND+εt,

(5)

式中，α0表示常数项；β1表示系数；Controls表示一系列控制变量。

3.3.2调节效应模型

为验证各类资源水平的调节作用，即假设2～假设5，本研究在式(5)的基础上，依次加入各调节变量及其与CSR的交乘项，并构建模型如下：

表1 变量定义

CARt=α0+β1CSRt-1+β2SLt+β3SLt×CSRt-1+

β4CTt+β5CTt×CSRt-1+β6SOEt-1+β7SOEt-1×

CSRt-1+β8PTt-1+β9PTt-1×CSRt-1+

∑Controlst-1+∑YE+∑IND+εt,

(6)

式中，β2～β9均表示系数。

针对模型(5)、模型(6)：①由于事件发生时，外界对企业状况的判断应为企业已知信息，本研究将自变量、控制变量均采用滞后一期处理。其中，由于我国企业社会责任报告一般于次年2～4月随企业财务报告发布，此处CSRt-1指的是润灵环球机构第t年针对企业t-1年企业社会责任报告给予的评级。②由于CAR、CT数值偏小，为方便分析，本研究在回归中将此变量数值乘以100，这对回归结果并无实质性影响。③由于不是所有发生违规事件的企业都有社会责任报告，同时企业社会责任报告并非随机选择的结果，本研究采用了HECKMAN[29]提出的两阶段(two-stage)模型方法，对不可观测的样本选择性偏差进行纠正。

4 实证检验与结果分析

4.1 描述性统计

各变量的描述性统计结果见表2。由表2可知，CAR(-3，3)的中位数为-0.004，说明在违规事件公告发布前后，大多数企业都受到了一定的负面影响；CSR的均值为37.824，最大值为73.010，最小值为16.210，标准差为9.249，说明中国不同上市公司的社会责任报告质量差异较大，且参差不齐，两级分化严重。

表2 变量的描述性统计结果(N=366)

4.2 回归结果及其分析

4.2.1主效应模型检验

企业社会责任报告评级和违规公告前后窗口期为(-3，3)的投资者市场反应回归分析结果见表3(2)限于篇幅，对控制变量进行省略报告，备索。。由表3可知，CSR的系数在1%的水平上显著为负，说明上市公司企业社会责任报告评级越高，违规事件给企业带来的冲击越大，支持了假设1。

表3 企业社会责任报告评级与违规事件下的投资者市场反应(N=366)

4.2.2调节效应模型检验

在主效应回归的基础上，依次加入各调节变量与CSR的交乘项，回归结果见表4。由表4可知，SL×CSR的系数均在1%的水平上显著为负，验证了假设2；而CT×CSR的系数均不显著，假设3被拒绝；SOE×CSR的系数均在5%的水平上显著为负，假设4得到验证；PT×CSR的系数在5%的水平上显著为负，验证了假设5。

表4 不同资源水平的调节效应检验(N=366)

4.3 稳健性检验

4.3.1主效应模型稳健性检验

为增加回归结果的稳健性，本研究对主效应展开如下稳健性分析。

(1)更换因变量窗口期本研究进一步采用基于窗口期(-1，1)、(-2，1)和(-2，2)计量的超额累计收益作为因变量，对前文结果进行稳健性分析(见表5)。由表5可知，CSR系数均显著为负，假设1得到进一步支持。

表5 其他窗口期下社会责任报告评级的 稳健性检验(N=366)

(2)调整企业社会责任报告评级数值考虑到部分企业违规事件公告日早于社会责任报告发布日，本研究对存在这种现象的64个样本的CSR，采用公司t-2年的社会责任报告评级进行替换，得到CSR-a，并重复原文的回归(见表6)。由表6可知，CSR-a系数仍显著为负，假设1得到了进一步支持。

表6 替换社会责任报告评级测量方法的稳健性检验(N=64)

(3)样本调整原文样本中，部分企业在一年中出现了多次违规事件，为避免多次处罚事件之间的相互影响[28]，本研究仅保留此类企业当年的首次违规事件，并进行回归检验(见表7)。由表7可知，CSR系数仍在1%的水平上显著为负，进一步证实了假设1。

表7 只保留一年首次发生的违规事件样本的稳健性检验(N=320)

(4)对照组检验为强调违规事件在企业社会责任水平对市场反应的影响过程中起到的作用，本研究拟通过考察剔除违规事件影响后，企业社会责任对市场反应的影响来与前文结果形成对照。本研究采用马氏距离匹配法，基于非违规样本，在以往文献的基础上[30]，选取社会责任水平、前文所有控制变量、年份、行业等作为匹配变量，对违规样本进行一对一匹配，并计算匹配到的非违规样本在所对应的违规样本的违规时间下的CAR，剔除缺失值后，最终成功配对360个非违规样本。

对照组的OLS回归检验结果见表8。由表8可知，CSR系数不显著，但数值为正，一定程度上说明，剔除违规事件的影响后，良好的企业社会责任水平在较短的窗口期内会对常规市场波动具有一定的积极影响。这一结果进一步证实，违规事件下，良好的企业社会责任反而会给企业带来显著的消极影响。

表8 剔除违规事件后对照组的稳健性检验(N=360)

4.3.2调节效应模型稳健性检验

为增强调节效应结论的稳健性，本研究分别依据冗余资源高低、董事网络中心度高低、产权性质、有无高管政治关联展开分组检验，结果见表9。具体的：①通过对比企业冗余资源水平与各年各行业冗余资源水平的中位数，将大于等于中位数的定义为高冗余资源组，小于中位数的为低冗余资源组。结果发现，高冗余资源组的CSR系数在1%的水平上显著为负，低冗余资源组的CSR系数并不显著，进一步验证了假设2。②通过对比企业董事网络中心度与各年各行业董事网络中心度水平的中位数，将大于等于中位数的定义为高中心度组，小于中位数的为低中心度组。结果发现，高中心度组和低中心度组中，CSR系数均在5%的水平上显著为负，进一步拒绝了假设3。③将样本分为国有企业和民营企业组，分别展开检验。结果发现，国有企业组的CSR系数在1%的水平上显著为负，民营企业组的CSR系数并不显著，进一步验证了假设4。④依据企业有无高管政治关联，展开分组检验。结果发现，有政治关联组的CSR系数在5%的水平上显著为负，无政治关联组的CSR系数不显著，进一步验证了假设5。

表9 分组的稳健性检验

5 结语

依据责任属性的差异，本研究对危机事件进行区分，并将关注点放在违规事件这类高责任归因危机事件中。研究发现：①违规事件下，企业社会责任报告评级越高，投资者的市场反应越消极；②具备高冗余资源水平的企业、国有企业、有高管政治关联的企业在面临违规事件时，企业社会责任报告评级对投资者市场反应的负向影响更强。研究表明，良好的企业社会责任往往会让利益相关者对企业未来活动形成一定的道德预期，当高责任归因危机事件发生时，明确的责任属性使得原本良好的社会责任形象很难再为陷入危机的企业开脱，事件对社会责任所塑造的道德形象的违背，甚至会加剧企业所面临的冲击。

本研究结论对企业管理当局及其利益相关者均具有一定的实践指导意义，具体而言：①有助于强化对企业社会责任价值的认识。企业需要认识到社会责任活动并不总能充当企业危机事件的“保护伞”，而保持企业社会责任标准的一致性和连续性，对维护企业价值具有重要意义。利益相关者需加强对企业社会责任活动意图的思考，并提高监督意识。②增强了对高责任归因危机事件影响力的认识。企业在危机发生时，有必要依据危机类型定制危机管理策略，从而积极维护企业形象及公众吸引力，降低损失。利益相关者在目标企业爆发危机事件时，应从责任归属角度理性判断危机性质，合理规避损失。证监会等监管机构需要加强对企业高责任归因危机事件的重视和惩罚力度，并形成有效威慑，谨防此类事件的反复发生对资本市场造成的危害。

本研究也有一定的局限性：①选择违规事件作为高责任归因事件的典型代表展开研究，普适性有待深入探讨，未来研究可以进一步对其他高责任归因危机情境展开讨论；②采用上一年RKS评级对该变量进行衡量，而企业社会责任水平作为一项长期声誉，仅凭借一年的数据来判断略显单薄，未来研究可在综合考量过去多年的社会责任水平的同时，对社会责任水平的测量展开更为深入的探索。