社会责任的信号作用——基于中国市场的研究

王建玲，李玥婷,2，吴 璇,2

(1.西安交通大学管理学院，陕西 西安 710049；2.香港城市大学商学院， 香港 999077)

1 引言

经过近一个世纪的发展，企业社会责任已从“企业是否要履行社会责任、为谁履行社会责任”的争论中蜕变为一项企业普遍接受的商业规则，并成为一种时代潮流。利益相关者理论认为，企业不仅承担着对股东的受托责任，同时也应承担对员工、客户、供应商、政府、环境和社会等所有利益相关者的责任[1-2]。尽管理论与实务界对企业是否应该履行社会责任的问题已形成共识，但究竟履行社会责任能否给公司带来未来经济回报的讨论还在继续。主流的观点有两种：一是价值观[3]，即履行社会责任有助于提升未来公司绩效[4-7]；二是成本观，即履行社会责任是企业的一项成本，会降低公司未来绩效[8-9]。然而，杨皖苏和杨善林[10]研究发现，社会责任的履行对公司短期财务绩效无显著影响，同时，企业社会责任与公司长期绩效之间的关系在不同规模的公司间存在显著差异。这一研究进一步丰富和细化了社会责任与企业财务绩效的关系研究，但是由于在传统社会责任的定义中包含了对股东、员工等利益相关方的经济性责任，因此仍然没有很好解决当期公司绩效可能同时影响公司社会责任履行程度和未来财务绩效而产生的内生性问题。

鉴于此，本文使用剔除当期可观测公司绩效因素影响后的社会责任履行程度，重新探讨社会责任与未来公司绩效的关系。具体而言：首先，本文将企业社会责任限定于企业所承担的社会捐赠和环境责任[11-12]。然后，使用多元回归法将企业的社会捐赠和环境责任绩效分解为可以被当期可观测公司绩效因素解释的社会责任承担程度和不能被当期可观测公司绩效因素解释的社会责任承担程度两部分，考察不能被当期可观测公司绩效因素解释的社会责任承担程度与未来公司绩效的关系。通过实证检验本文发现：承担社会责任不能提升公司未来财务绩效，但市场对承担社会责任的行为存在正向反应。进一步研究发现：当期经济绩效较好的企业，社会责任会对未来财务绩效产生正向影响，而当期经济绩效较差的企业，社会责任会对未来财务绩效产生负向影响。文章结果表明：当期绩效较差公司承担社会责任存在更大成本，当期绩效较好公司可以通过履行社会责任向市场传达信号使其与当期绩效较差公司区分，但此信号行为本身对公司绩效不产生影响。

本文与杨皖苏和杨善林[10]研究具有一定相似性，均发现社会责任的履行不能提升企业的短期财务绩效。但本文与其的区别主要有以下三点：首先，杨皖苏和杨善林[10]的研究中社会责任的定义包含政府、供应商、债权人等其他与企业直接经济业务相关的行为表现，社会责任的数据来源为公司财务报表，而本文对社会责任的定义为公司社会捐赠与环境保护行为，更符合社会责任的本义。数据来源为第三方评级机构——和讯网对上市公司社会责任的评分，数据受研究主题的影响较小，更为客观。其次，本文侧重于关注公司承担社会责任的动机，即公司将社会责任行为视为投资还是市场信号，而杨皖苏和杨善林[10]的研究直接探讨大、中小型公司履行社会责任与长短期公司绩效的关系。最后，本文在研究设计上考虑了公司当期绩效同时影响社会责任履行程度和未来绩效的可能性，在研究社会责任与公司未来绩效关系时剔除了当期可观测公司绩效因素对社会责任履行程度的影响，实证结果更为稳健。

总体而言，本文的主要贡献可以概括为以下三点：首先，本文将社会责任定义范围划定为企业社会捐赠责任与环境保护责任，剔除了与企业经济活动直接相关的股东责任、消费者责任及供应商责任等，更贴近社会责任的“公共福利”本质。第二，本文在研究社会责任与公司未来绩效关系时剔除了当期可观测公司绩效因素对社会责任履行程度的影响，一定程度上排除了当期公司经济绩效对社会责任承担行为的替代性解释。第三，本文结果表明，企业履行社会责任是一种市场信号传递行为，早期研究发现社会责任与未来公司财务绩效的正向关系很可能是因未考虑当期公司绩效同时正向影响当期公司社会责任履行程度和未来财务绩效而产生的伪相关关系。文章理论分析视角和实证结果一定程度上对现有社会责任促进公司绩效的分析框架构成了挑战，丰富了企业社会责任经济后果的研究文献。文章剩余部分安排如下：第二部分进行文献回顾，提出本文假设，第三部分进行研究设计，第四部分分析本文实证结果，第五部分总结全文。

2 研究假设

学界对企业社会责任存在多种定义方式[13-14]，本文参考Servaes和Tamayo[11]以及Lys等[12]近期研究，将社会责任界定为企业承担社会捐赠与环境责任的行为，不包括企业对其他广义利益相关者(诸如股东、供应商等存在法律意义上商业契约的利益相关者)承担责任的行为。这种定义方式更贴近本文所关心的问题：进行社会捐赠、承担环境责任等更符合社会责任本义的行为是否可以在未来为公司带来经济回报，包括提升财务业绩与股票回报。

对于企业社会责任与企业财务绩效的关系问题，社会责任领域文献进行了比较广泛的讨论，其理论切入点着眼于企业经济活动的契约成本。契约理论认为，企业是经济活动直接参与者和间接利益相关者之间显、隐性契约的集合[15-17]。前人研究表明，企业履行社会责任满足了社会环境与利益相关者的诉求，有助于提升企业声誉和社会形象，创造稳定的客户、供应商关系，降低了企业运营活动的显隐性契约成本，在市场竞争中获取竞争优势[18]，进而提升企业绩效[3-7,10,19]。因此，契约视角的社会责任研究支持社会责任的价值观，即认为履行社会责任将提升未来公司绩效。然而对企业社会责任持成本观的学者指出，企业承担社会责任的成本过高，管理层将经济资源用于履行社会责任会对股东利益产生负面影响，不利于公司利润最大化活动,因而将降低未来公司绩效[8-10]。在其他实证结果中，也有文献发现社会责任与企业财务绩效呈非线性U型相关、协同相关[20-21]。即从短期上来看，企业社会责任成本会使企业财务绩效降低，但从长期来看这种负向关系将会逐渐消失而转变为正向关系。

综合上文分析可以看出，前人研究大多从企业履行社会责任出发，单向地探讨社会责任能否提升未来公司绩效，但较少考虑到企业履行社会责任本身可能就是公司财务绩效的“产物”。例如Aguinis[22]、张兆国等[17]、尹开国等[5]均发现，当期财务绩效表现良好的公司倾向于承担更多的社会责任。同时，由于财务绩效存在持续性[23]，当期社会责任履行程度与未来财务绩效的关系很可能被财务绩效的持续性所解释。基于上述逻辑推演，如果当期公司财务绩效同时正向影响当期公司社会责任履行程度和未来财务绩效，那么直接通过回归发现当期公司社会责任履行程度与未来公司绩效的正相关关系可能是一种伪统计关系。因此，若将社会责任履行程度中能被当期财务绩效因素所解释的部分剥离，剩余的“纯净”社会责任部分很可能不能对未来公司财务绩效产生影响。

进一步分析，即便假设履行社会责任不能提升未来财务绩效，公司依然存在履行社会责任的信号动机。信号行为源于信息经济学理论，一个相关的例子是应聘者受教育程度和雇主对应聘者职业能力的判断。Arrow[24]通过理论分析证明，即使接收教育无法提升一个人的职业能力，雇主依然可以根据应聘者的受教育程度来挑选更有能力的雇员。原因在于，能力低的人取得高受教育程度所付出的成本远大于能力高的人取得高受教育程度的成本。因此，在给定劳动市场边际报酬的均衡情况下，低能力的人会呈现低受教育程度，而高能力的人会呈现高受教育程度，受教育程度可以作为区分个人能力的一种“信号”，即便接受教育本身不能影响一个人的能力。类似的，如果当期绩效较差公司履行社会责任的成本大于当期绩效较好公司，那么履行社会责任就可以成为区分优劣公司的信号，即使履行社会责任本身不能提升未来财务绩效。基于上述分析，本文提出如下假设：

H1：分离当期经济绩效因素的影响后，企业履行社会责任不能提升其未来财务绩效。

企业社会责任信息存在资本市场效应。与探讨社会责任与公司财务业绩关系的文献不同，现有社会责任与资本市场研究文献几乎一致认为市场对于履行社会责任的公司存在正向反应[25-30]。同时，当公司出现负面消息时，企业履行社会责任能够缓解负面信息对股价的冲击[31-32]。前人研究主要从两个视角解释企业社会责任信息对资本市场的积极效应。从资本市场信息效率角度出发，社会责任信息存在信息增量，可以降低企业与投资者之间的信息不对称、减少信息搜索成本[21,27]。从资本市场声誉视角考虑，履行社会责任也有助于企业树立良好形象，增强投资者的投资信心，从而提升企业的软性竞争力[25]。同时，Martin和Moser[33]的实验研究也表明，在假定环保投资行为不影响公司未来盈余的情况下，投资者在交易股票时仍然会对公司披露的环保投资决策信息给予增量正向反应。这是因为投资者不仅对企业披露的财务信息进行定价，还会对公司相关社会责任行为所产生的社会效益进行评价。同时，如果履行社会责任的行为向市场成功传达了当期绩效较好公司的“信号”，市场应存在正向反馈。因此，本文假设市场对于社会责任信息存在积极的解读，控制其他因素后市场对于履行社会责任的公司存在正反馈：

H2：分离当期经济绩效因素的影响后，未来市场对承担社会责任的公司存在正向反应。

3 研究设计

3.1 变量设计

3.1.1 被解释变量

企业未来绩效使用财务绩效和股票回报两个维度、三个指标进行衡量。其中，财务绩效使用净资产回报率变化值(ΔROEi,t+1)和经营活动现金流变化值(ΔCFOi,t+1)[12,34]两个指标衡量。通过变化值来衡量企业的未来财务绩效能够更加准确地体现企业未来财务绩效的变化趋势，突出社会责任对企业未来财务绩效变化方向的信号作用。市场绩效则使用规模调整后的股票异常收益率[12,35]。规模调整后的股票异常收益(SARi,t+1)的计算参考Lys等[12]的方法：将所有股票按照年初(1月1日)市值分为十组，计算各组的年度股票回报平均收益，然后使用各股年度收益与所在组平均收益之差作为规模调整后的异常收益。

3.1.2 解释变量

解释变量为剔除当期经济绩效影响后的社会责任(Res_CSRi,t)。根据Lys等[12]所构建的社会责任模型，社会责任履行程度是公司基于自身规模、业绩等经济因素和非经济因素情况的综合决策。本文利用模型(1)将经济因素剔除。其中，被解释变量为社会责任总体评分(CSRi,t)，为第三方评级机构——和讯网发布的上市公司社会责任中的环境和慈善责任评分之和。借鉴研究企业绩效的相关文献[12,34-35]，模型(1)中的经济因素主要包括公司规模(SIZEi,t)和净资产回报率(ROEi,t)等一系列表征公司当期经济绩效的变量，详细变量定义见表1。

CSRi,t=α0+α11SIZEi,t+α12ROEi,t+α13CASHi,t+α14LEVi,t+α15CFOi,t+α16ROAi,t+α17R&Di,t+α18ICi,t+α19MTBi,t+yearcontrols+industrycontrols+εi,t

(1)

通过使用多元回归方法，模型(1)中的社会责任评分(CSRi,t)被分离为两个部分：受当期可观测财务绩效因素影响的社会责任履行程度评分，后称为社会责任的经济绩效因子(Pred_CSRi,t)，以及不受当期可观测财务绩效因素影响的社会责任履行程度评分，后称为纯净社会责任因子(Res_CSRi,t)。其中，经济绩效因子(Pred_CSRi,t)为模型(1)的拟合值。纯净社会责任因子(Res_CSRi,t)为模型(1)残差项，是本文感兴趣的变量。

3.1.3 控制变量

本文选择管理预期(MGi,t)、独立报告(CSRINi,t)、第三方鉴证(CERi,t)、GRI标准(GRIi,t)、企业性质(SOEi,t)和行业性质(ENi,t)作为控制变量。其中管理预期(MGi,t)是指预测EPS达到实际EPS下线，则取值为1，否则为0；独立报告(CSRINi,t)是指若企业发布了独立的企业社会责任报告，则取值为1，否则为0；鉴证报告(CERi,t)是指企业发布的社会责任报告经过第三方审计，则取值为1，否则为0；标准(GRIi,t)是指若企业社会责任报告遵循GRI标准，则取值为1，否则为0；企业性质(SOEi,t)根据企业实际控制人性质划分为国有控制和非国有控制两种类型，其中样本属于国有企业取值为1，否则为0；行业性质(ENi,t)是根据环保部2008年颁布的《上市公司环保核查行业分类管理名录》将煤炭、冶金、化工、建材等行业列为环境敏感行业，其中环境敏感行业样本取值为1，否则为0。同时，选择行业和年份变量，用来控制时间和行业效应，所有变量的定义及测度方法汇总如表1所示。

表1 变量定义表

3.2 模型设计

为检验本文所提假设，本文建立如下模型进行检验：

ΔROEi,t+1=β0a+β1aPred_CSRi,t+β2aRes_CSRi,t+β3aΔROEi,t+β4aROEi,t-1+Controlsi,t+εi,2a

(2)

ΔCFOi,t+1=β0b+β1bPred_CSRi,t+β2bRes_CSRi,t+β3aΔCFOi,t+β4bCFOi,t-1+Controlsi,t+εi,2b

(3)

SARi,t+1=β0c+Δβ1cPred_CSRi,t+β2cRes_CSRi,t+Controlsi,t+εi,2c

(4)

其中，模型(2)到(4)中Controls指代以下控制变量，如模型(5)所示：

Controlsi,t=γ1MGi,t+γ2CSRINi,t+γ3CERi,t+γ4GRIi,t+γ5SOEi,t+γ6ENi,t+yearcontrols+industrycontrols

(5)

3.3 数据来源和样本选取

本文的初始研究样本选取2010～2014年间在沪深交易所上市的全部A股上市公司。考虑到金融业财务数据的特殊性，本文将金融业公司予以剔除并最大程度上的保留了样本容量，最终得到2531家企业的样本数据，其中包括深市主板462家，中小板723家，创业板400家和沪市主板946家。社会责任评分数据由笔者通过手工收集和讯网发布的上市公司社会责任评分获得，公司财务数据来自国泰安上市公司财务数据库，公司产权性质数据来自WIND金融数据库。为控制异常值的影响，所有连续变量在1%(99%)水平进行缩尾处理。

4 实证结果与分析

4.1 描述性统计分析

表2列示主要变量的描述性统计结果。可以看出，样本公司的净资产回报率(ROEi,t)均值为7.1%，样本观测值分布在-60.4%到43.8%的区间内，说明公司间净资产回报率差异较大。经营活动现金流(CFOi,t)均值为0.043，取值范围在-31.0%到38.2%之间。相比于净资产回报率，经营活动现金流的区间差异较小。规模调整后的股票异常收益(SARi,t+1)均值为-0.006，取值范围在-0.708到1.680之间，说明我国企业间的股票收益差距较大。社会责任评分(CSRi,t)的均值为0.077，最小值为-0.112，最大值为0.357，而其理论满分为0.400，这表明公司履行社会责任的整体水平较低，且差异显著。当企业没有社会捐赠支出且所得税占利润总额比为负数时，和讯网对企业社会责任评分会出现负值。

表2 主要变量的描述性统计分析

注：所有连续变量均在1%(99%)水平上进行winsorize处理。

4.2 相关性分析

本文初步检验主要变量间的相关性。在未列示的相关性分析表中，社会责任评分(CSRi,t)与纯净社会责任因子(Res_CSRi,t)呈正相关关系且相关系数达到0.868，因此纯净社会责任因子(Res_CSRi,t)可以作为企业社会责任的替代变量。纯净社会责任因子(Res_CSRi,t)与企业未来财务绩效(ΔCFOi,t+1和ΔROEi,t+1)关系不显著，与企业未来股票回报(SARi,t+1)在5%显著性水平上呈正相关关系。单变量相关分析结果从一定程度上支持了假设H2，但对于假设H1还需进行多元回归检验。

4.3 多元回归分析

本文将企业社会责任评分(CSRi,t)拆分为社会责任经济绩效因子与纯净社会责任因子两个部分，然后对纯净社会责任与企业未来绩效间的关系进行实证检验。本文首先使用模型(1)对社会责任评分(CSRi,t)进行OLS回归，观察所选解释变量对社会责任评分(CSRi,t)的解释显著性。本文对所选解释变量进行逐项剔除回归，结果如下表3所示。列(1)将全部经济解释变量加入其中，得到当期经济绩效对社会责任评分的最大解释度为25%。列(2)到(7)反映了逐一减少不同解释变量对模型解释度的影响，按照控制变量对社会责任解释程度从大到小进行排列，可以发现公司规模(SIZEi,t)对社会责任评分(CSRi,t)的影响最大，调整R2由列(1)的0.25降至0.197，而资产负债率(LEVi,t)、经营活动现金流(CFOi,t)和资产报酬率(ROAi,t)等对社会责任评分(CSRi,t)的影响基本相同。R&D投入(R&Di,t)、内部控制质量(ICi,t)与账面市值比(MTBi,t)对社会责任评分(CSRi,t)的影响与LEVi,t、CFOi,t和ROAi,t基本相同，因篇幅限制，回归结果未在表格中呈现。

表3 模型(1)的回归结果统计

注：*、**、***分别表示在10%、5%、1%水平上显著，括号内t值为公司层面聚类稳健标准误计算。

为检验假设H1和H2，本文将通过模型(1)的回归所产生的纯净社会责任因子(Res_CSRi,t)和社会责任经济绩效因子(Pred_CSRi,t)，带入模型(3)到(5)中，检验纯净社会责任对企业未来绩效的影响。在控制了行业与年度效应后，混合回归结果如表4所示。由表4我们可以看出，纯净社会责任因子(Res_CSRi,t)对企业未来财务绩效(ΔROEi,t+1)的回归系数为正，对(ΔCFOi,t+1)的回归系数为负且均不显著。而纯净社会责任因子(Res_CSRi,t)对企业未来股票回报(SARi,t+1)的回归系数为正数，且在1%水平上显著。表明纯净社会责任绩效每提升0.01分，其企业未来股票回报提升0.313%。假设H1、H2得到支持，说明纯净社会责任因子并不能提升企业未来财务绩效，但是成功向市场传达了当期绩效较好公司的信号。

表4 假设H1和H2的回归结果统计

注：*、**、***分别表示在10%、5%、1%水平上显著，括号内t值为公司层面聚类稳健标准误计算。

4.4 进一步检验

依据本文实证结果，纯净社会责任因子并不能提升企业未来财务绩效，但经济绩效因子却与企业未来财务绩效呈显著正相关关系，因此可以认为企业当期经济绩效对履行社会责任影响较大，即企业当期经济绩效较好的情况下，企业才更愿意履行社会责任。为了进一步考察当期绩效较好与当期绩效较差公司履行社会责任的成本，本文按照当期净资产回报率由高到低将样本分为五组，取当期经济绩效最低组(当期绩效较差组，Low)和当期经济绩效最高组(当期绩效较好组，High)两组的检验结果进行对比，进一步检验本文猜想。如表5所示，在企业当期经济绩效为最低的样本组中，经济绩效因子对企业未来财务绩效(ΔROEi,t+1)的回归系数为-0.513且在1%水平下显著。而在企业当期经济绩效为最高的样本组中，经济绩效因子对企业未来财务绩效(ΔROEi,t+1)的回归系数为1.435且在1%水平下显著。结果表明企业当期经济绩效较低时，履行社会责任反而会降低企业未来财务绩效，而企业当期经济绩效本身较高时，履行社会责任会对企业未来财务绩效呈正向显著关系，进一步验证了社会责任的信号作用。

表5 按企业绩效高低分组后的OLS回归结果

注：*、**、***分别表示在10%、5%、1%水平上显著，括号内t值为公司层面聚类稳健标准误计算。

其次，为进一步探究纯净社会责任因子与社会责任经济绩效因子对企业未来绩效的影响，本文按照纯净社会责任因子与经济绩效因子的中位数将样本分为四类，分别为纯净社会责任因子大于其中位数而经济绩效因子小于其中位数的分组(HighRes_CSRi,t&LowPred_CSRi,t)、经济绩效因子大于其中位数而纯净社会责任因子小于其中位数的分组(HighPred_CSRi,t&LowRes_CSRi,t)、纯净社会责任因子小于其中位数且经济绩效因子小于其中位数的分组(LowPred_CSRi,t&LowRes_CSRi,t)和纯净社会责任因子大于其中位数且经济绩效因子大于其中位数的分组(HighPred_CSRi,t&HighRes_CSRi,t)。由于后两组缺少经济含义，所以本文仅检验纯净社会责任因子大于其中位数而经济绩效因子小于其中位数的分组(HighRes_CSRi,t&LowPred_CSRi,t)和经济绩效因子大于其中位数而纯净社会责任因子小于其中位数的分组(HighPred_CSRi,t&LowRes_CSRi,t)进行分样本检验。实证结果如表6所示，当期经济基本面不支持公司承担社会责任支出但实际公司承担了社会责任时(HighRes_CSRi,t&LowPred_CSRi,t)，履行社会责任显著降低未来财务绩效。反之(HighPred_CSRi,t&LowRes_CSRi,t)，履行社会责任显著提升未来财务绩效。表6结果进一步提供了当期绩效较好公司可以通过履行社会责任向市场传达信号使其与当期绩效较差公司区分的实证支持。

表6 经济绩效因子与纯净社会责任因子混合分组后的OLS回归结果

注：*、**、***分别表示在10%、5%、1%水平上显著，括号内t值为公司层面聚类稳健标准误计算。

4.5 稳健性检验

作为稳健性检验，本文对比社会责任总体评分和分离当期经济因素后的纯净社会责任对公司未来绩效的影响。在未列示的回归结果中，本文发现，企业社会责任总体评分(CSRi,t)对企业未来财务绩效和股票回报均存在显著正向影响。而在分离当期经济因素的影响后，社会责任经济绩效因子对企业未来财务绩效和股票回报存在显著正向影响，而企业的纯净社会责任因子对企业未来财务绩效无显著影响，只对企业未来股票回报产生正向影响。经过对比，可以发现企业社会责任对企业未来财务绩效的影响其实是通过社会责任的经济绩效因子作用的，而纯净的社会责任并不能对企业未来财务绩效产生积极影响，进一步验证了本文的主假设H1和H2。

本文进一步使用PSM匹配样本对文章主要回归结果进行进一步检验。本文首先使用公司规模、账面市值比、资产负债率、现金水平、产权性质与所处行业对公司是否发布社会责任报告进行Probit回归，利用回归拟合值为发布社会责任报告的公司匹配一个发布社会责任报告概率最相近但实际未发布社会责任报告的公司(1:1无放回匹配)，使用匹配的样本对模型(3)到(5)进行进一步检验。在未列示的PSM结果中，除了经济绩效因子(Pred_CSRi,t)对净资产回报率(ΔROEi,t+1)的结果变为不显著外，其余结果与主检验结果相符，说明本文结论较为稳健。

5 结语

社会责任与公司绩效间的关系是国内外学者关注的热点议题之一，大部分前人研究认为履行社会责任有助于提升公司未来绩效，然而这些研究往往忽略了当期公司绩效同时正向影响当期公司社会责任履行程度和未来财务绩效的可能性。本文剔除当期绩效因素对企业承担社会责任的影响后发现：(1)承担社会责任不能提升公司未来财务绩效，仅能对企业未来股票回报产生正向影响；(2)当期经济绩效较好的企业，社会责任会对未来财务绩效产生正向影响，而当期经济绩效较差的企业，社会责任会对未来财务绩效产生负向影响。文章结果表明企业履行社会责任是一种市场信号传递行为。

本文的主要理论贡献包括厘清社会责任定义、并使用OLS回归方法剔除当期可观测公司绩效因素对社会责任履行程度的影响后，发现企业履行社会责任是一种市场信号传递行为。早期研究发现社会责任与未来公司财务绩效的正向关系很可能是因未考虑当期公司绩效同时正向影响当期公司社会责任履行程度和未来财务绩效而产生的伪相关关系。本文的理论分析视角和实证结果一定程度上对现有社会责任促进公司绩效的分析框架构成了挑战，丰富了企业社会责任经济后果的研究文献。

本文研究结论的实践意义体现在两个方面。第一，从企业管理层面看，公司应依据自身经营状况制定社会责任履行策略，没有直接实证证据表明在公司经营不善时履行社会责任可以提升未来财务绩效。当期绩效较好公司可以通过履行社会责任向市场传达信号，使自身与当期绩效较差公司相区分。第二，本文结论为市场监管者指导企业履行社会责任提供了参考。