地区幸福感、市场化进程与企业社会责任——基于我国民营上市公司的经验证据

修宗峰

(中南大学商学院，湖南 长沙 410083)

引言

在我国市场经济快速发展的同时，企业社会责任问题也日益凸显。如何有效地推动企业社会责任履行已成为一个重要的社会议题。理论上，对这个问题的研究主要围绕企业社会责任的动因展开，驱动企业社会责任的因素主要来自经济发展、制度安排和道德规范等方面。其中，经济动因和正式制度动因是主流观点，其认为企业履行社会责任是出于提高企业竞争优势、获取经济利益的考虑，或是对外部制度压力的反应。道德规范等非正式制度动因却往往被忽视，其对企业社会责任行为的影响只限于定性的、简单的讨论。但在我国正式制度已经基本形成的历史时期，非正式制度对维护经济社会秩序、促进经济发展具有重要的作用，对非正式制度开展深入研究十分必要。

Sheldon(1924)[33]把公司社会责任与公司经营者满足产业内外各种人类需要的责任联系起来，并认为公司社会责任含有道德因素在内。Friedman(1989)[11]认为公司确实有社会责任并在遵守法律和相应的道德标准的前提下赚取更多的钱。Schwartz和Carroll(2003)[32]提出了企业社会责任的三领域模型，包括经济、法律与道德领域，并认为同时满足经济、道德、制度三方面动因的状态是理想状态。如果社会责任沦为伪装的利润最大化行为，那么它就被歪曲成了道德空泛、毫无意义、进而完全无法识别的概念，真正的社会责任要求企业的良知、道德的示范、无私的付出、长期的投入和一致性的行动，而不是纯粹的利益交换(Orlitzky等，2003)[26]。与缺乏社会责任的企业相比，企业的诚实、正直以及负责任的经营行为，能够降低经营风险和不必要的费用支出，从而提升企业的财务绩效(Thomas等，2004)[36]。上述文献关于道德规范等非正式制度对企业社会责任影响的研究大部分侧重于理论阐述，关于这方面更直接的经验证据相对较少。

文献综述与理论分析

一、社会资本、地区幸福感与企业社会责任

1.社会资本与地区幸福感

幸福感是人们对生活的积极情感和正面认知评价(Deiner，2000)[7]。社会资本被认为是在解释幸福感时被忽视的一个重要的遗漏变量(Diener和Oishi，2004)[8]。Putnam(2000)[29]较早注意到幸福感与社会资本之间的潜在关系，并运用美国的数据证明了这一点。信任和自由对幸福感具有正面效应(Layard，2005)[21]，家庭网络、社区网络等都能够提高身体健康水平和主观幸福感水平(Helliwell和Putnam，2004)[14]。文化和宗教也与幸福感密切相关(Helliwell等，2009)[15]。Kim等(2009)[18]在研究文化对幸福感的影响时发现关系型社会资本与幸福感、生活满意度显著正相关。Leung等(2011)[22]运用加拿大的样本数据全面地考察了信任、网络、规范、归属感等四类社会资本变量与幸福感之间的关系，研究发现所有这些社会资本变量均在不同程度上与幸福感显密切相关。Bjrnskov(2008)[4]运用美国48个州的的数据实证检验发现社会信任与幸福感之间存在显著正相关关系。运用不同国家和地区层面的调查数据，相关研究发现社会资本变量如信任等与幸福感显著正相关，Bjrnskov(2003)[3]的研究表明，在解释国家之间的幸福感差异时，社会资本是一个强有力的因素；更多的社会资本水平和较高的信任水平能够提高幸福感水平以及降低自杀率，Helliwell(2006)[13]运用多个国家的调查数据发现了这一点；通过跨国经验证据，Helliwell等(2009)[15]指出了社会关系变量在解释幸福感国别差异方面的重要性；Hudson(2006)[16]运用15个欧洲国家数据发现制度信任对幸福感存在显著正向影响；Sarracino(2012)[31]运用西欧、加拿大、澳大利亚和日本等的数据研究发现，关系型与非关系型社会资本与幸福感、生活满意度等正相关。

简言之，在解释地域或个人幸福感差异时，信任、网络、规范等社会资本变量作用重大。地区幸福感是对该城市的自然环境、交通状况、发展速度、文明程度、赚钱机会、医疗卫生水平、教育水平、房价、人情味、治安状况、就业环境、生活便利等指标的一个综合全面的反映。根据上述关于幸福感与社会资本的相关研究，可将地区幸福感视为该城市的一个社会资本维度，地区幸福感程度的高低在某种程度上代表了该城市的信任、网络、道德规范等社会资本水平的高低，地区幸福感功能的发挥类似于非正式制度安排。基于此，从社会资本的角度来解读地区幸福感对于深入理解其潜在的公共治理功能更为恰当。

2.地区幸福感与企业社会责任

由于地区幸福感是地区社会资本的一个重要维度，因此，地区幸福感能够发挥社会资本的类似作用。关于社会资本的作用，大多研究者承认社会资本具有外部性，认为其有正外部性和负外部性两种情况。社会资本是一种具有正负外部性的私人物品(Dasgupta，2000)[6]。社会资本的正外部性主要体现在资源配置和形成非正式制度方面，它能够有效地弥补市场缺陷，并具有较强的外部性，能够提供共享信息、降低风险、减少机会主义行为，进而促进合作，减少交易成本。各种类型的资本都可能对社会带来危害而不是福利，无法保证创造社会资本就一定能增加社会福利，与人力资本类似，社会资本同样具有消极的一面(Ostrom，2000)[27]。尽管Putnam(1993)[28]强调了社团活动在促进合作行动方面的正面作用，但是Olson(1982)[25]指出社团活动可能对经济增长具有负面效应，因为社团更可能在寻租活动中扮演特殊利益集团的角色。Knack和Keefer(1997)[19]研究发现社团活动并没有对经济绩效产生影响，并认为一个明显可能的解释是Putnam(1993)[28]所提出的正面效应被Olson(1982)[25]所提出的负面效应所抵消。另外，社会关系往往与政治权力结合起来，形成政治上的裙带关系，政治裙带关系一方面可以给企业带来可观的利润，另一方面却可能危害到整个国家的发展。Fisman(2001)[10]、Faccio(2006)[9]的研究发现均支持这一点。因此，可以认为，社会资本的正外部性与负外部性是同时并存的，基于美德的社会行为所产生的社会资本具有正外部性，基于败德的社会行为所产生的社会资本具有负外部性。地区幸福感同样兼具正外部性和负外部性的作用特征，修宗峰和杜兴强(2011)[43]关于幸福感与代理成本的研究发现支持这一点。

地区幸福感对企业社会责任履行的影响，一个重要的传导机制就是企业家(或公司高管)个体自身。除正式制度如法律、合同之外，非正式制度同样对社会个体价值判断和行为选择具有一定的约束力，地区幸福感这一社会资本变量也对企业家的价值观和社会行为产生作用，而企业家的社会责任履行是一种重要的个体价值观体现和社会行为。地区幸福感对企业家社会责任履行的影响具有正反两方面的路径依赖。

在全固态电位传感器中固体接触材料一直是最受关注的研究内容[8]。适合做固体接触层的纳米材料，一般需具备以下条件：①可逆的离子—电子转变和足够大的体积(或氧化还原)电容以获得电位的稳定性；②具有良好的疏水性，以消除电子导体与离子选择性膜之间的水层；③在离子—电子传递过程中具有良好的化学稳定性。目前，常用作全固态电位传感器固体接触层的纳米材料有碳基纳米材料和金属纳米材料。

一方面，企业家总是生活于一定的文化背景中，企业家精神包括企业家的道德伦理和价值观取向，良好的企业家精神应包括诚实守信、自律节俭等品质。传统观点认为个体幸福感与积极的企业家精神存在正相关关系。地区幸福感强调的是个人同所处城市社会的依存性、相容性，个体对社会的众多贡献和社会对个体的认可与接纳，以及个体对社会发展潜力的信心。地区幸福感水平越高，则该城市大多数市民个体的幸福感水平较高，而无论个体幸福感是来自于工作、生活、家庭还是社会。在幸福感程度较高的城市中，其所处的企业也具有较高的幸福感，企业的发展及其与员工家庭、社会交互的过程中，能让企业的每一个人都获得良好的幸福感。幸福城市的企业或企业家更有可能通过其超越利润的社会责任和社会贡献来追求更高的社会幸福感。

另一方面，中国经济社会正处于“社会道德缺失”的转型阶段，这可能是我国改革必须付出的“社会成本”或“转型代价”，这种道德的缺失冲破了传统观念和社会伦理的底线，部分企业家在经济利益的驱动下，更是对企业诚信和社会责任置若罔闻。诚信与职业道德的缺失，导致我国企业家个体幸福感与积极企业家精神之间的正相关关系被削弱。当企业家尚未建立起诚实守信、承担社会责任的积极契约精神时，企业家个体幸福感并不必然来自于对传统道德规范的遵循，此时，企业家对经济利益的追求所产生的败德行为反而有可能将对企业家的个体幸福感产生一定的正向影响。这使得企业家并不以“遵纪守法、恪守道德底线”为荣，也不以“钻法律漏洞、建隐性契约”为耻。对于企业家群体来说，他们的社会责任道德观念是处在一定的社会发展阶段并伴随着企业的发展和财富的积累而不断发展和提升的，“利他”或“利己”的过程也是分阶段向上发展的。

二、地区幸福感与市场化进程

中国经济改革开放以来所付出的一个代价就是收入差距的持续扩大，构成收入差距的主要部分的城乡和地区间收入差距正在扩大(陆铭和陈钊，2004)[39]。如果追根溯源的话，城乡和地区间的收入差距都在一定程度上与上述各项经济分权改革政策有关。中国各地区之间在历史、地理和政策等方面的条件差异非常大，在地区间竞争中，东部地区因为有着各方面比较优越的条件而获得了相对更好的经济发展绩效，而且这种优势具有自增强的效应，相对发达的地区一旦领先就很难被落后地区追赶(王永钦等，2007)[42]。在市场化程度较低的中西部地区，再分配体制松动而市场规范还未建立，体制漏洞较多，相关利益者的经济行为必然要依赖社会网络等机制来实现，社会资本的回报率较高；在市场化程度较高的东部地区，市场制度逐渐走向规范化，体制漏洞逐渐减少，相关利益者的经济行为则较少依赖社会网络等机制，社会资本收入效应降低。也就是说，在我国经济发展和市场化的过程中，社会资本本身及其作用都会发生相应的变化。

社会资本作为一种非正式制度的作用体现在它与以市场为基础的交换和分配体系的相互补充或者相互替代上(Stiglitz，2000)[34]。中国是一个在时间维度上市场化不断加深，在空间维度上市场化存在差异的国家，来自中国的实证研究可以帮助研究者了解市场化将如何改变社会资本以及社会资本的作用，同时也为理解什么是社会资本，以及社会资本与市场制度的关系提供依据(陆铭和李爽，2008)[40]。赵剑治和陆铭(2009)[44]研究发现，在市场化程度较高的东部地区，社会网络对收入的提高作用，以及社会网络对于收入差距的贡献度明显高于中西部，并认为随着中国转型过程中市场化进程的推进，社会网络的不平等对于收入差距的贡献反而可能加大。Knight和Yueh[32]采用中国的城市调查数据研究了社会资本在劳动力市场上的作用，发现社会资本在私有部门的回报率高于国有部门，并进一步认为，随着中国市场化程度的提高，私有部门不断壮大，社会资本将会发挥越来越大的作用。但是，社会资本作为一种非市场力量的作用真的会被市场化加强吗?Knight和Yueh(2002)[20]并没有提供令人信服的证据。张爽等(2007)[45]关于社会资本的研究发现社会网络和公共信任能显著地减少贫困，并且随着市场化程度的提高，社会资本减少贫困的作用总体上来说会降低。

针对类似的研究发现，社会学的市场转型与社会分层等相关理论具有较强的解释效力。目前学术界关于市场转型与分层机制变化的讨论，主要集中在以“再分配经济”为基础的分层机制在市场转型中是否持续发挥作用的问题上，与之对应的问题是，在市场转型过程中，社会阶层尤其是精英阶层，是循环的还是再生的(刘欣，2003)[38]。一方面，以Szelenyi(1978)[35]和Nee(1991、1996)[23][24]为代表的“市场转型或精英再生论”者认为，市场转型使得以再分配经济为基础的精英地位的衰落，从而产生了新的分层机制和新的精英阶层(如企业家)，但这一阶层的成员并非来自旧体制下的精英；这一理论强调市场在资源配置方面的主体作用，旧经济体制下拥有更多社会资本的精英阶层，将在市场转型中逐渐丧失其优势地位，即他们所拥有的社会资本的作用将被市场力量减弱，可以预期，社会资本所具有的资源配置的作用(正外部性抑或负外部性)将被市场化的力量所减弱。在“市场转型或精英再生论”的指导下，这些拥有更多地区幸福感的精英阶层将在市场化进程中逐渐丧失其主导地位，其对社会资源配置的控制能力下降，这些阶层所拥有的地区幸福感对企业社会责任履行的影响力将被市场化进程的力量所减弱。另一方面，以Rona-Tas(1994)[30]与Bian和Logan(1996)[2]为代表的“权力持续或精英循环论”者则认为，再分配经济体制下形成的分层机制具有延续性，昔日的精英在市场转型中将继续处于优势阶层地位；这一理论强调原有体制下的精英阶层在市场转型的过程中仍然控制着资源配置过程，社会资本作为一种非市场力量嵌入到市场机制中获取更大的收益，因此可以预期，社会资本所具有的资源配置的作用(正外部性抑或负外部性)将被市场化的力量所增强。在“权力持续或精英循环论”的指导下，这些拥有更多地区幸福感的精英阶层将在市场化进程中继续巩固其原来主导地位，仍然控制着社会资源的配置过程，这些阶层所拥有的地区幸福感对企业社会责任履行的影响力将被市场化进程的力量所增强。

基于此，在我国新兴加转型的社会背景下，市场化进程如何影响地区幸福感作用于企业社会责任是一个有待检验的经验性问题。

研究模型与变量设计

一、样本选择与数据来源

1.样本选择

本研究以2007～2009年沪深两市的上市公司为研究对象，为了保证研究结果的可靠性，执行如下的样本选择程序：由于金融行业特殊性的影响剔除金融行业样本公司；剔除ST类、其他缺失数据的样本公司；考虑到国有上市公司受政策影响而承担社会责任的现实情况，本文仅考察民营控制下的上市公司，若最终控制人为自然人则界定为民营控制；为了控制异常值对回归结果的不利影响，对所有连续变量1～99%分位数以外的观测值进行了Winsorize处理。最终获得1428个样本观测值，其中2007年402个、2008年490个、2009年536个。

2.数据来源

上市公司的最终控制人、股权结构、交易状态以及注册地数据来自CCER；其他所有的财务数据来自CSMAR数据库；市场化进程数据来自樊纲等(2010)[37]；2007～2009年的上市公司社会责任指数来自上海国家会计学院。幸福感数据来自我国新华社《瞭望东方周刊》和中国市长协会《中国城市发展报告》工作委员会截止目前提供的2007～2010年“十大幸福感城市排行榜”，如表1所示。

需要指出的是：(1)本文主要考察我国地级城市间幸福感的差异后果，样本公司注册所在地涉及到的地级城市共计158个，接近我国地级城市数量的50%；(2)表1中，东部地区幸福感城市个数为2007年8个、2008年7个、2009年5个、2010年4个，呈现出递减趋势，中西部地区幸福感城市个数为2007年2个、2008年3个、2009年5个、2010年6个，呈现出递增趋势，这在一定程度上说明：经济发展水平与幸福感之间并非简单的正向线性关系，经济的发展并不能一直提升人们的幸福感。

二、研究模型与变量设计

运用如下模型考察地区幸福感与上市公司社会责任之间的关系：

采用如下模型检验我国地区市场化进程的空间差异性对地区幸福感与社会责任之间关系的影响：

因变量CSR为上海国家会计学院编制的2007～2009年上市公司社会责任指数，该指数是其依据社会责任国际(SAI)发起实施的SA8000标准，并结合我国具体国情设计而成，涵盖环境、节能、员工培训等8大类；解释变量HAPNESS为地区幸福感哑变量，具体包括：(1)HAPcity5，若样本公司注册所在地的幸福感城市排名为前五名，则HAPcity5取值为1，否则取值为0；HAP2city，若样本公司所在地的幸福感排名在2007～2009年2年榜上有名，则HAP2city取值为1，否则取值为0。

表1 中国2007～2010年“十大幸福感城市排行榜”

其他控制变量如下：INDEXMAR为上市公司注册地的市场化进程(樊纲等，2010)，东部地区的市场化进程相对较快，中西部相对较慢；HHI5为前五大股东股权集中度；TOBINQ为年末公司市场价值与负债账面价值之和与资产账面价值的比值；ROE为年末净资产收益率；LEV为年末资产负债率；SIZE为年末总资产的自然对数；LNNUMBER为年末员工人数的自然对数；FREECFO为年末公司经营活动现金流量与总资产的比率；AUDIT为审计师规模，若审计师为国际四大取值为1，否则取值为0；COMP为公司前三名高管人员平均薪酬的自然对数；INDUST为20个行业哑变量(对制造业进行了细分)；YEAR为2个年度哑变量。

实证结果与分析

一、地区幸福感、社会资本与民营上市公司社会责任指数

表2列示了不同地区幸福感变量HAPcity5、HAP2city下的回归结果，为了表明研究结果的稳健性同时提供了White Robust、Cluster Robust(由于幸福感城市的样本公司存在群聚现象，因此，根据样本公司所在城市进行ClusterRobust调整)下的统计量。当幸福感变量为HAPcity5时，White Robust下的HAPNESS回归系数为-0.026且在5%的水平下显著(p值为0.023)，Cluster Robust下的HAPNESS回归系数为-0.026且在5%的水平下显著(p值为0.023)；当幸福感变量为HAP2city时，White Robust下的HAPNESS回归系数为-0.020且在5%的水平下显著(p值为0.030)，Cluster Robust下的HAPNESS回归系数为-0.020且在10%的水平下显著(p值为0.071)。上述回归结果说明，在幸福感水平高的城市，其所在地的民营上市公司履行的社会责任水平较低，这表明地区幸福感对民营上市公司社会责任履行的影响具有负外部性。这一现象的出现与我国所处的转型经济社会阶段具有密切关系。

表2 地区幸福感与上市公司社会责任指数CSR

正如Grootaert和Van Bastelaer(2002)[12]所指出的，一个集团的社会资本对所有集团都会产生正面影响或负面影响，到底哪种影响占主导地区，答案可能得在文化和制度两种因素中寻找。一方面，在我国新兴市场环境下，地区幸福感这一非正式制度安排并没有对与企业社会责任相关的正式制度产生积极的补充或者替代作用，与企业社会责任相关正式制度安排有待深入制定和实施；另一方面，社会交换和社会规范的相关理论认为，社会资本丰富的个体更会表现出助人行为和具有更高的工作积极性与奉献精神，以回馈他人的帮助和维护社会网络的存续，与之相反，在我国转轨市场经济下，幸福感程度较高城市的民营企业并没有更多表现出应有的“利他”行为和奉献精神，而更多表现出“利己”的经济特征。其中，社会道德缺失是一个不容忽视的潜在原因。在转轨时期，社会发展过程中更多地呈现出“重经济利益”的特质，导致企业家一些社会缔约活动失去道德底线，此时企业家个体幸福感并不必然来自于对传统道德的遵循。企业家受经济利益的驱动所产生的败德行为有可能对企业家的个体幸福感产生一定的正向影响，企业家不以承担社会责任为荣，也不以逃避社会责任为耻，受此影响，地区幸福感越高的地区其所在民营上市公司履行的社会责任水平反而越低。

二、地区幸福感与上市公司社会责任指数：市场化进程的作用

表3列示了市场化进程如何影响地区幸福感与民营上市公司社会责任之间的关系，结合表2中变量HAPNESS的回归结果，着重考察HAPNESS*INDEXMAR的回归系数。当幸福感变量为HAPcity5时，White Robust下的HAPNESS*INDEXMAR回归系数为-0.015且在1%的水平下显著(p值为0.010)，Cluster Robust下的HAPNESS*INDEXMAR的回归系数为-0.015且在1%的水平下显著(p值为0.000)；当幸福感变量为HAP2city时，White Robust下的HAPNESS*INDEXMAR回归系数为-0.011且在1%的水平下显著(p值为0.008)，Cluster Robust下的HAPNESS*INDEXMAR的回归系数为-0.011且在1%的水平下显著(p值为0.000)。因此，根据表2中变量HAPNESS回归系数显著为负，表3中HAPNESS*INDEXMAR回归系数均显著为负，这说明随着市场化进程的加剧，地区幸福感对民营上市公司社会责任产生的负外部性反而增强了，这支持社会学的“权力持续或精英循环”理论。

为进一步检验表3研究结果的稳健性，按照市场化进程INDEXMAR的中位数进行分组，这一分组方法能够在一定程度上反映我国市场化进程的东西部地区差异，若INDEXMAR大于(或等于)其中位数，则变量Dindexmar等于1(东部地区)，否则为0(中西部地区)。表4提供了分组后的回归结果(限于篇幅，仅报告White Robust下的回归结果)。在HAPcity5下Dindexmar=1时，HAPNESS的回归系数为-0.035且在5%的水平下显著(p值为0.015)，但Dindexmar=0时HAPNESS的回归系数为-0.003但不显著；在HAP2city下Dindexmar=1时，HAPNESS的回归系数为-0.029且在5%的水平下显著(p值为0.025)，但Dindexmar=0时HAPNESS的回归系数为-0.013但不显著。这些结果说明，随着市场化进程的加剧，地区幸福感对民营上市公司社会责任履行的负外部性反而增强了。这与表3的研究发现是一致的。

表3 地区幸福感与上市公司社会责任指数CSR：市场化进程的作用

表4 地区幸福感与上市公司社会责任指数CSR：按INDEXMAR中位数分组

为深入理解表3与表4的研究结论，根据Stiglitz(2000)[34]的观点，可能存在着一个社会资本密集度与社会发展水平的倒U型关系，即在市场经济发展的初期，社会资本能够在很大程度上弥补市场机制的作用，随着市场的深化与正式制度的建立，正式制度会逐渐取代以社群为基础的关系网络的作用，相关的社会资本的价值也会随之下降。目前，我国仍处于Stiglitz(2000)[34]所说的市场经济初期。中国的渐进式改革之所以成功，很大程度上是由于渐进式改革使原来自我实施的关系型合约没有受到很大程度的破坏，在正式合约缺位时，关系型合约仍然能够维持社会经济的运行(王永钦，2006)[41]，关系型的社会资本嵌入到市场机制中正在发挥着更大的作用，上述研究证据支持这一观点。本文研究发现，在市场化程度较高的城市地区，地区幸福感对社会责任的负外部性作用要明显高于市场化程度较低的城市地区。这一横截面上的回归结果可能预示着，随着我国市场化进程的推进，地区幸福感的不对称性对于企业社会责任履行的负面影响反而可能加大。

进一步检验与分析

一、地区幸福感与民营上市公司社会责任之间关系的进一步检验

为使表2的研究结论更加可靠，引入因变量CSRDIS：若上市公司在2007～2009年单独披露社会责任报告，则CSRDIS取值为1，否则取值为0，即单独披露社会责任报告的上市公司更可能履行更多的社会责任。运用Logistic方法，分别报告了Huber-White Robust、Cluster Robust调整下的回归结果，如表5所示。在HAPcity5下，Huber-White Robust下的HAPNESS回归系数为-0.828且在1%的水平下显著(p值为0.006)，Cluster Robust下的HAPNESS回归系数为-0.828且在1%的水平下显著(p值为0.000)；在HAP2city下，Huber-White Robust下的HAPNESS回归系数为-0.508且在5%的水平下显著(p值为0.026)，Cluster Robust下的HAPNESS回归系数为-0.508且在5%的水平下显著(p值为0.033)。这些回归结果说明，在幸福感高的城市，其所处民营上市公司单独披露社会责任报告的可能性更小，即其履行的社会责任水平更低，与表2的研究发现是一致的，这表明地区幸福感对民营上市公司社会责任的履行产生了负面影响，地区幸福感具有负外部性。

表5 地区幸福感与上市公司是否单独披露社会责任报告CSRDIS

二、地区幸福感、市场化进程与社会责任的进一步检验

为使表3的研究结论更加可靠，并且考虑到地区幸福感2007～2010年排名(表1)变化较大，因此引入测试变量HAP3city：若样本公司所在地的幸福感排名在2007～2010年3年榜上有名，则HAP3city取值为1，否则取值为0。相关回归结果如表6所示(限于篇幅，仅报告了White Robust下的回归结果)。

从PanelA可以看出，White Robust下的HAPNESS*INDEXMAR回归系数为-0.011且在5%的水平下显著(p值为0.022)，这与表4的研究发现相一致，结合表3中变量HAPNESS的回归结果，这说明随着市场化进程的加剧，地区幸福感对民营上市公司社会责任产生的负面作用反而增强了；从PanelB可以看出，在HAP3city下Dindexmar=1时，HAPNESS的回归系数为-0.032且在10%的水平下显著(p值为0.053)，但Dindexmar=0时HAPNESS的回归系数为0.002但不显著，这与表4的研究发现相一致。这些研究结果同样说明，随着市场化进程的加深，地区幸福感对民营上市公司社会责任履行的负外部性增强了。

表6 幸福感HAP3city、市场化进程与社会责任指数CSR

研究结论与启示

随着市场经济体制改革的深入推进，企业社会责任暴露出更多的严峻问题，这引起了社会公众、政府机构和研究者的关注和担忧。在关于企业社会责任的正式制度尚未健全之前，考察非正式制度对企业社会责任的影响具有一定的理论价值和实践意义。结合我国城市地区的现实并借鉴中介机构关于地区幸福感的排名，本文初步解读和分析了地区幸福感的公共治理功能，与社会资本的作用机制相类似，地区幸福感具有一定的资源配置功能，能够在某种程度上弥补市场缺陷，并具有较强的正负外部性。为此，基于社会学和心理学的相关理论，本文研究了地区幸福感与民营上市公司社会责任履行的关系以及市场化进程对这一关系的影响。

本文研究发现：(1)在幸福感程度较高的城市地区，其上市公司履行的社会责任水平反而较低；(2)地区幸福感对上市公司社会责任的负外部性随着市场化进程的加剧而增强。在某种意义上讲，本文的研究结果是令人感到沮丧和失望的，但这些研究结果仍然表明，地区幸福感的负外部性是客观存在的，并且随着市场化进程的加剧进一步作用于企业社会责任的履行上。与企业社会责任相关的正式制度缺失或者不健全以及社会道德约束作用弱化是导致地区幸福感对民营企业社会责任产生负外部性影响的一个重要原因。本研究有助于更好地理解地区幸福感的作用机制以及进一步认识地区幸福感与市场体制之间的关系，为政府机构相关正式制度的建立和健全提供理论支持和决策依据，相关研究结论对当前构建和谐社会、幸福社会具有一定的指导意义。