国有股权有助于提高民营企业社会责任绩效吗？

夏 鑫,刘永飞,王亚平,孙维章

(山东工商学院 会计学院，山东 烟台 264005)

一、引言

随着经济社会发展，人们更加向往美好生活，这要求企业要积极承担作为良好企业公民的法律责任、道德责任和慈善责任。在我国，民营企业占市场主体数量的主导，但多重视盈利性，股东不愿用其拥有的资源投身社会责任活动[1]。尽管民营企业在慈善捐赠中有所表现，但多出于“工具性”动机，将捐赠作为一种寻租行为，掩盖外界对其内在社会责任缺失的关注，降低实际税负[2]。如何提高民营企业社会责任绩效，如火如荼的混合所有制改革可以为我们提供思路，研究表明，民营资本入股国有企业能够提高国有企业治理能力和绩效，那么国有资本入股民营企业的“逆向”混合所有制改革是否有助于提高民营企业社会责任绩效呢？

企业作为一个所有权安排的契约集合，其产权配置方式对包括履行社会责任在内的经营活动具有重要影响。国有资本入股非国有企业作为国有企业改革的重要方式，已有研究指出国有股权对民营企业债务融资成本[3]、声誉担保和经济资源的积极影响[4]，这有助于缓解民营企业的资源约束，并为履行社会责任提供资源支持。此外，公司治理作为受股权结构影响的制度安排，良好的公司治理有助于提高社会责任信息的披露质量[5]、减少不负责任行为[6]。国有股权的出资多为国有企业，政治属性和社会效益优先的价值取向使其在组织管理和内部控制体系的建设方面较为规范。所以，国有股权能够对民营企业产生外在压力，推动其规范经营管理体系，完善内部控制及公司治理机制，进而对社会责任行为产生积极影响。

本文以2010—2018年A股民营上市公司为样本，探究国有股权对民营企业社会责任绩效的影响。研究发现，国有股权能够提高民营企业的社会责任绩效，进一步分析其影响机制发现，国有股权既可以发挥资源效应，为履行社会责任提供资源支持，又可以发挥治理效应，为履行社会责任提供制度保障。并且，当国有股东派驻董事以及来自中央而非地方国有企业的国有股东时，积极作用更为明显。

本文的贡献在于：第一，从国有股权视角分析了其对民营企业社会责任绩效的影响，丰富了有关民营企业“逆向混改”的相应文献，补充了有关民营企业社会责任的研究。第二， 探讨了资源效应和治理效应在国有股权与民营企业社会责任绩效之间的中介作用，为改善民营企业社会责任绩效提供了理论参考。第三，国有资本入股民营企业是国有企业改革的重要部分，能够为国有资本更好地服务于经济社会发展提供新的研究思路。

二、理论分析与研究假设

(一)国有股权对民营企业社会责任绩效的影响

国有企业的政治关联可以提供企业发展所需的资源，通过人事调配完善公司的治理结构。相较之下，民营企业缺乏政治关联及其带来的各种资源，社会对企业合法性存在偏见。国有资本入股民营企业能够激发民营企业市场活力，推动其积极承担社会责任。一方面，国有股权能够给民营企业带来政治关联及相应资源。我国金融资源的分配存在对民营企业的挤出效应，国有股权能够弱化歧视性待遇，使民营企业获取更多信贷资源[7]。同时，国有股权能够提供一种隐性担保，向外界传递出政府背书的信号，降低企业的融资成本。当企业资金较为充裕时，能够进行慈善、扶贫等社会责任活动。另一方面，国有股权也能够起到治理效应。国有股权能够对民营企业的管理层起到监督作用，推动企业治理结构的调整和完善，推动管理层重视并积极履行社会责任。所以，国有股权所带来的资源效应和治理效应有助于提高民营企业的社会责任绩效。由此，本文提出假设1。

假设H1：其他条件不变时，国有股权能够提高民营企业社会责任绩效。

(二)融资约束对国有股权影响企业社会责任绩效的中介作用

在我国，政府控制着企业所需的各种资源，这使其将有限的资源优先分配给存在政治关联的企业[8]。相较之下，民营企业在资源获取方面存在劣势，履行社会责任缺乏必要的资金支持。社会对民营企业家的“原罪”质疑也降低了企业从事社会责任活动的意愿[9]。

与政府存在密切关联的国有股权能够给民营企业带来相应的政治资源，为积极履行社会责任提供更多支持。民营企业可借此关系在资源分配中获取优势，政府的隐形担保作用也能够增强外界对企业的信任感和合法性认同，降低企业融资成本。同时，国有股权作为一种替代制度，能够拓宽融资渠道，获取平等竞争的市场地位[10]。综上，本文认为国有股权能够为民营企业带来更多资源，弥补禀赋劣势，缓解融资约束，为企业履行社会责任提供资源支持。因此，基于资源效应，本文提出假设2。

假设H2：其他条件不变时，国有股权可以缓解融资约束，进而提高民营企业社会责任绩效。

(三)内部控制对国有股权影响企业社会责任绩效的中介作用

我国民营企业多由个人或家族所控制，存在非正规化管理问题，无法对管理层形成有效监督[11]。社会责任活动并不被作为企业的战略目标，控股股东不愿将公司有限的资源用于社会责任事业。

公司治理是应对制度环境对企业组织结构和制度要求的重要载体，内部控制作为公司治理的基础设施，能够落实合法性和规范性要求，为投入资源履行社会责任提供制度保障[12]。国有企业的政治属性使其在组织管理和内部控制体系的建设方面较为规范。国有股东能够对民营企业的股东起到制衡作用，推动民营企业规范经营管理与治理机制，优化内部控制，注重将资源分配到社会责任活动中。综上，本文认为国有股权能够发挥对民营企业的治理效应，完善公司治理及内部控制机制，为企业履行社会责任提供制度保障。因此，基于治理效应，本文提出假设3。

假设H3：其他条件不变时，国有股权可以提高内部控制水平，进而提高民营企业社会责任绩效。

(四)是否派驻董事对国有股权与企业社会责任绩效关系的影响

董事会是公司治理的重要部分，股东通过董事会对管理层进行监管。董事参与公司治理能够在投资者保护不足时发挥替代作用，提高投资效率，加强内部控制质量[13]。国家的监管制裁作为对企业社会责任最明显的制度解释，这不仅依赖于法律法规的完善程度，还依赖于制度执行力。国有股东通过派驻董事能够发挥监督作用，推动法律规范落地执行，完善企业的内部治理机制，抑制管理层的机会主义行为，使企业重视社会责任活动。基于董事所发挥的积极作用，本文提出假设4。

假设H4：相较于未派董事的国有股权，派驻董事的国有股权对民营企业社会责任绩效的积极作用更为显著。

(五)国有股权层级对国有股权与企业社会责任绩效关系的影响

不同层级的国有股权会产生不同影响，相较于来自地方国有企业的国有股权，中央企业的影响更大。一方面，中央企业承载着国家使命，企业发展受政府影响更大，企业社会责任作为政府积极倡导的应有义务，来自中央企业的国有股权更希望参股的民营企业能够积极履行社会责任，对参股企业也能够提供更多资金保障[14]。另一方面，国有企业所属政府的层级越高，企业经营决策受政府的影响就越大。相较于地方国有企业，中央企业的公司治理结构更加完善，对民营企业治理水平的积极影响更强。综上，本文认为中央企业的国有股权所带来的资源效应和治理效应更大，对民营企业社会责任绩效的积极作用更为显著。因此，本文提出假设5。

假设H5：相较于来自地方国有企业的国有股权，来自中央企业的国有股权对民营企业社会责任绩效的积极作用更为显著。

三、研究设计

(一)样本选取

本文以2010—2018年A股民营上市公司为研究样本，依据前十大股东的性质对国有股权的数据进行筛选，包括是否参股和持股比例，此外，财务数据等均来自国泰安(CSMAR)数据库。为提高数据有效性，本文还进行了如下处理：①剔除ST、*ST的样本。②剔除金融保险业的样本。③剔除相关变量数据缺失的样本。为减轻极端值对回归结果的影响，本文对所有连续变量在1%分位数和99%分位数进行了Winsorize缩尾处理，最终得到9097个样本。

(二)变量定义

1.被解释变量。企业社会责任绩效(CSR)。本文采用和讯网企业社会责任报告评测体系以衡量民营企业社会责任的履行状况，主要包括股东责任、员工责任等五方面，最高得分为100分。

2.解释变量。国有股权参股。本文采用两个指标以衡量国有股权，即是否有国有股权(State1)，有为1，否则为0，以及国有股权持股比例(State2)。

3.中介变量。资源效应为融资约束。本文以衡量企业融资约束的现金-现金流敏感性模型，检验国有股权通过资源效应对民营企业的资金支持，被解释变量ΔCash为现金持有水平期末与期初的差额，负数表明融资约束得到缓解。治理效应为内部控制。本文以迪博·中国上市公司内部控制指数作为衡量民营企业公司治理有效性的替代变量，以检验国有股权通过治理效应为民营企业履行社会责任所提供的制度保障，数值越大，表明内部控制质量越高。

4.控制变量。参照Jamali和Karam的研究[15]，本文选取如下变量作为控制变量：企业规模、资产负债率等。此外，本文还控制了年度和行业的虚拟变量。主要变量定义见表1。

表1 变量定义

(三)模型设计

本文采用温忠麟和叶宝娟[16]提出的新中介效应检验流程以验证资源效应和治理效应的中介作用。

并基于本文假设，提出以下模型：

国有股权对民营企业社会责任绩效的回归模型(1)：

CSRit=β0+β1×Stateit+β2×Controlit+εit.

(1)

国有股权对融资约束和内部控制的回归模型(2)和(3):

△Cashholdingsit=β0+β1Stateit+β2Sizeit+β3levit+β4Growthit+β5Roait+β6Ageit+β7Boardit+β8Indepit+β9Dualityit+β10Top1it+β11Ocfit+β12Tobinqit+β13Expendituresit+β14△Nwcit+β15△Shortdebtit+Ind+Year+εit.

(2)

Intconit=β0+β1Stateit+β2Sizeit+β3levit+β4Growthit+β5Roait+β6Ageit+β7Boardit+β8Indepit+β9Dualityit+β10Top1it+β11Ocfit+β12Tobinqit+Ind+Year+εit.

(3)

国有股权、融资约束和内部控制对民营企业社会责任绩效的回归模型(4)和(5):

CSRit==β0+β1Stateit+β2△Cashholdingsit+β3Controlit+εit.

(4)

CSRit==β0+β1Stateit+β2Intconit+β3Controlit+εit.

(5)

四、实证结果及分析

(一)描述性统计

描述性统计结果如表2所示。企业社会责任绩效的均值为22.715分，表明民营企业仍有较大的进步空间。解释变量中，国有股权参股的比重约为25.40%，即国有股权参股民营企业的现象较为普遍。民营企业中，董事长即总经理的概率以及实际控制人持股比例均达到四成(40.33%与40.01%)，这可能存在管理层凌驾于内部控制之上，进而导致内部控制失效的风险。

表2 描述性统计

表3列示了依据变量State1所进行的均值差异的检验结果。从中可以看出，有国有股权的企业，其社会责任绩效显著高于不存在国有股权的企业，初步说明了国有股权的积极影响。

表3 均值差异检验

上显著。下同。

(二)回归分析

1.基本回归结果。表4的(1)列和(4)列分别为国有股权参股及其持股比例对民营企业社会责任绩效的回归结果。从回归结果来看，国有股权参股及国有股权持股比例的回归系数均在5%的水平上显著为正，说明与不存在国有股权的民营企业相比，存在国有股权的民营企业其社会责任绩效更高，并且随着国有股权的持股比例的增加，积极影响更为显著，本文的假设1得到验证。

表4 多元回归分析

控制变量方面，企业规模和盈利能力的系数显著为正，资产负债率和两职合一的系数显著负相关，这表明当企业规模达到一定程度，或具有较强盈利能力时，其社会责任绩效较好，而过高的杠杆率以及由两职合一所导致的管理层权力过大则不利于企业社会责任的履行。

2.基于资源效应，融资约束在国有股权对民营企业社会责任绩效影响中的中介作用。依据中介效应流程进行检验，由于(2)列的State1的回归系数显著为负且(3)列的△Cash的系数不显著，故进行Bootstrap检验，设定抽样次数为500，采用偏差校正的非参数百分位法进行取样，置信度为95%(下同)。检验结果如表5所示，中介效应的置信区间不含0，说明中介效应显著，中介效应的大小为0.0086。控制了中介变量后，State1对CSR的置信区间不含0，直接效应显著，其大小为0.5738。由于中介效应与直接效应同号，说明存在部分中介效应，中介效应的占比(0.0086/0.553)为1.56%。

表5 State1的检验结果

从表4的(4)列可以看出，国有股权持股比例的系数显著为正，说明可能存在中介效应。由于(5)列的State1的回归系数显著为负且(6)列的△Cash的系数不显著，所以进行Bootstrap检验。检验结果如表6所示，中介效应的置信区间包含0，说明不存在中介效应。

表6 State2的检验结果

所以，国有股权通过参股的方式，能够缓解民营企业的融资约束，为其履行社会责任提供必要的资源支持，本文假设2得到部分验证。究其原因，国有股权参股使民营企业建立了一种政治关联，具备资源优势，能够缓解融资约束，为更好地履行社会责任提供资金支持。

3.基于治理效应，内部控制在国有股权对民营企业社会责任绩效影响中的中介作用。依据中介效应流程进行检验，由于表7的(2)列中State1的回归系数不显著但(3)列的Intcon的系数显著为正，所以进行Bootstrap检验。检验结果如表8所示，中介效应的置信区间包含0，说明中介效应不显著，即内部控制在国有股权参股与民营企业社会责任绩效之间不存在中介效应。

表7 基于治理效应的回归结果

表8 State1的检验结果

由于表7的(5)列中State2及(6)列中Intcon的系数均显著为正，说明中介效应显著。(6)列中的State2的系数显著为正，说明直接效应显著，但也可能存在其他中介效应。进一步，(5)列中State2的回归系数58.762与(6)列中Intcon的系数0.017的乘积为0.999，与(6)列中的State2的系数同号，说明存在部分中介效应，中介效应的占比为10.75%(58.762×0.017/9.289)。

所以，国有股东只通过入股的方式无法通过发挥治理效应推动民营企业履行社会责任，只有提高持股比例才能完善民营企业的公司治理及内部控制机制，进而对其社会责任绩效产生积极影响，部分验证了假设3。

4.是否派驻董事的分组检验。本文通过手工搜索方式对董事的背景进行筛选，若董事在任职的当年为国有企业的高级管理人员，则Director1为1，否则为0，进行分组检验。回归结果如表9的(1)列和(2)列所示，派驻董事的国有股权在10%的水平上显著为正，而不派驻董事的国有股权则不显著。所以，派驻董事的国有股权对民营企业社会责任绩效的积极影响更大，从而验证了假设4。

5.国有股权性质的分组检验。本文依据国有企业的实际控制人对国有股权进行分类，若实际控制人为国务院或国资委，则Statetype为2，若实际控制人为地方国资委则为1，进行分组检验。回归结果如表9的(3)列和(4)列所示，地方国有股权未产生重要影响，中央企业的国有股权有显著正向影响。因此，相较于来自地方的国有股权，中央企业对民营企业社会责任绩效的影响更大，支持假设5。

表9 是否委派董事及不同层级国有股权分组检验

(三)进一步检验

首先，将解释变量滞后一期。因为可能存在因果互换问题，本文将解释变量滞后一期以重新检验二者关系。回归结果如表10的(1)列和(2)列所示，国有股权参股并未对民营企业的社会责任绩效产生影响，而国有股权的持股比例则能够产生积极影响。

其次，更换被解释变量。使用国泰安数据库的数据以衡量企业社会责任绩效，所统计的社会责任信息包括保护股东利益和债权人利益等九个类别。对于每个类别，如果企业进行了披露，则赋值为1，否则为0，企业社会责任绩效是9个虚拟变量得分的总和。回归结果如表10的(3)列和(4)列所示，State1和State2的回归系数均在1%的水平上正相关，即与前述结论保持一致。

表10 解释变量滞后一期与更换被解释变量

再次，采用Heckman两阶段。考虑到可能存在的选择性偏误问题，本文选择Heckman两阶段法进行再检验。以同地区同行业国有股权参股的平均值作为工具变量，以是否参股作为被解释变量，进行Probit回归，然后计算出尼米尔斯比率(IMR)，带入模型(1)作重新回归。回归结果如表11的(2)列和(3)列所示，State1与State2的系数分别在5%和10%的水平上显著为正。

表11 Heckman两阶段

最后，采用倾向得分匹配法(PSM)。采用倾向得分匹配法的目的是缓解可能存在的内生性问题。表12是一对一近邻匹配的结果，匹配后大多数变量的标准化偏差的绝对值大都缩小且均小于10%，处理组与控制组之间的变量在匹配后也不存在显著的差异。回归结果如表13所示，State1和State2的系数分别在5%和1%的水平上显著为正，即本文的主要结论依然成立。

表12 PSM—匹配效果检验

表13 PSM—回归结果

五、研究结论与启示

关于企业社会责任绩效的研究已较为广泛，但更多的是关注国有企业。本文以2010-2018年沪深A股民营企业为样本，探究了国有股权对民营企业社会责任绩效的影响。研究结果发现：(1)国有股权对民营企业履行社会责任绩效具有积极影响。(2)国有股权可以通过持股的方式发挥资源效应，缓解融资约束，为履行社会责任提供资源支持，又可以通过扩大持股比例的方式发挥治理效应，完善内部控制机制，为履行社会责任提供制度保障。(3)当国有股权为中央而非地方以及委派董事时，国有股权对民营企业社会责任绩效的积极影响更大。

依据本文的研究，也能够获得如下启示：(1)民营企业因禀赋劣势存在一定的发展短板，在混合所有制改革以及鼓励国有资本入股非国有企业的背景下，民营企业应积极引入一定规模的国有资本，一方面利用国有资本的资源优势发挥资源效应，缓解融资约束；另一方面利用国有资本的社会责任使命和管理优势发挥治理效应，提高内部控制质量，发挥不同资本的长处，提高社会责任绩效，实现企业的可持续发展。(2)国有股权应积极参与民营企业的生产经营活动，例如派驻董事参与董事会决策，借助国有产权的治理机制有效破除单一私有产权的发展障碍，实现参股的“形”与“实”的有效结合，更好助力民营企业发展。