企业社会责任与全要素生产率——基于外部资源获取和技术创新中介效应的检验

黄荷暑，王雨昕

（安徽大学 商学院，安徽 合肥230601）

一、引言

2020年初，因新冠肺炎疫情，企业受到极大冲击。面对经济的下行与现阶段高质量发展的要求，企业当务之急是提高生产效率，在既有要素投入不变的情况下达到最大产出，使全要素生产率（Total Factor Productivity，TFP）达到最优。全要素生产率是指单位投入的产出水平，通常被视为除劳动、资本等要素投入外的技术进步和管理技能带来的“剩余”[1]，不论对微观企业价值创造还是对宏观经济增长都具有重要的意义[2]。李克强总理在2015年《政府工作报告》中提出要“增加研发投入，提高全要素生产率”，这是中国政府报告中首次提出“全要素生产率”这一概念。十九大报告进一步指出，要“推动经济发展质量变革、效率变革、动力变革，提高全要素生产率”。2019年7月，国务院发展研究中心“高质量发展的目标要求和战略重点”课题组的《调查研究报告》（2019年第107号）再次强调，要以提升全要素生产率为重点推动高质量发展。

已有文献较多关注了宏观因素对全要素生产率的影响，如税收征管[3]、节能减排[4]、环境规制[5]等。社会责任行为既是微观企业管理层决策的结果，又对宏观环境具有正外部性，可能也是全要素生产率的重要影响因素。此外，现有文献多从财务绩效视角考察社会责任的经济后果[6]，财务绩效往往易被操控且无法充分反映企业价值增值路径，全要素生产率则主要综合企业劳动、资本和产出等非利润指标测度而得，衡量企业既定生产要素投入下最大化产出的能力，难以被操纵，因而更能真实反映企业的经营绩效[7]。Ferrando 和Ruffieri（2018）[8]的研究表明，资源约束和技术创新是企业全要素生产率的最直接影响因素。因此，企业社会责任也可能通过获取银行信贷和政府补助等外部资源，缓解融资约束，促进技术创新[9]，最终带来企业全要素生产率的提升。

区别于已有文献，本文试图从外部资源获取和技术创新的视角，通过中介效应检验，深入考察企业社会责任影响全要素生产率的作用机制，以检验企业社会责任是否优化了资源在企业内部的配置效率，并为实现企业与社会共赢的社会责任模式提供经验证据。

本文选取2008—2017年沪深A股公司为研究样本，使用Cobb-Douglas生产函数法（C-D生产函数法）与Levinsohn-Petrin法（LP法）度量全要素生产率，实证检验企业社会责任对全要素生产率的影响及其作用路径。

二、研究假设

（一）企业社会责任与全要素生产率

全要素生产率的提高涉及到企业生产经营的全过程，包括员工、供应商、顾客、政府等利益相关者，而社会责任正是对这些利益相关者负责。苏冬蔚和贺星星（2011）[10]基于新制度经济学的视角提出企业社会责任是市场经济条件下利益相关者对企业逐利行为的一种非正式约束制度，引导企业不断通过权衡社会资本的边际收益和社会责任的边际成本优化内在价值，从而实现生产效率的提高。Becchetti和Trovato（2011）[11]研究发现，企业社会责任产生的成本可能会被一些潜在的诸如作为产品质量信号、满足消费者需求、关注员工内在动机以及最小化交易成本等方面的积极影响所抵消，因而不会显著降低企业生产效率。如Aguilera等（2007）[12]发现企业对员工的绩效、安全以及人文关怀等方面的投入，可以有效提升员工的工作满意度和工作效率。Jones等（2010）[13]以芬兰一家食品加工厂为例，发现当引入绩效工资后，生产率从9%提高至20%。因此，本文提出如下假设：

H1：企业社会责任有利于提升全要素生产率。

（二）企业社会责任、外部资源获取与全要素生产率

现有研究认为，仅依靠内部资金，企业无法通过固定资产、存货以及研发等投资来提高自身的生产率。由于融资约束的存在，当资金不足时企业往往会放弃有利的投资机会，进而影响到最优生产决策，最终导致资源配置扭曲，生产率降低[14]。对企业而言，社会责任行为是缓解融资约束的有效手段。首先，拥有良好社会责任评价的公司能够获取金融机构的信任，从而获得更多的借款金额或更低的贷款成本。Cheung 等（2018）[15]研究表明，在利益相关者导向程度较高的国家，企业社会责任表现越好，贷款成本越低。其次，企业可通过社会责任建立良好的政企关系，获取政府补助[16]。政府需要对辖区负责以完成考核指标或谋取地区发展，企业可以通过社会责任行为在一定程度上给予地方政府支持和帮助，如承担环境治理类PPP项目以满足政府对干净社区环境的目标，或者支持政府举办的公益项目满足政府关怀居民的目标，基于互惠交换原则，政府会给予企业一定的财政补贴等政策性资源。综上分析，企业社会责任能够通过增加金融机构信任度，获得更多银行借款或政府补助，缓解融资约束，进而提高全要素生产率。因此，本文提出如下假设：

H2a：企业社会责任能够通过获取银行信贷提升全要素生产率；

H2b：企业社会责任能够通过获取政府补助提升全要素生产率。

（三）企业社会责任、技术创新与全要素生产率

在新古典经济增长模型中，全要素生产率是技术进步对经济增长贡献的外在体现[17]，因此，技术进步是全要素生产率增长的直接来源，而技术进步离不开企业的创新活动。Bengoa等（2017）[18]以西班牙各区域为研究对象，发现公共研发资本显著提高了生产率，并且从技术进口中获益匪浅。Huang等（2019）[19]从中国省级面板数据出发，发现研发活动从企业自身研发和享受技术溢出红利两方面引起技术进步，从而增加企业的全要素生产率。社会责任活动有助于构建广泛的利益相关者网络，帮助企业获取竞争优势，保障企业创新活动顺利进行。一方面，社会责任可以从利益相关者处获取更多的资源，为企业提供充足的研发资金，而不必挤占生产运营必须的资金，刺激研发创新；另一方面，良好的社会责任实践可以增加企业共享利益相关者外部知识的机会，以此补充企业的内部知识，促进技术创新。因此，企业社会责任有利于营造互惠互利的利益相关者氛围，激励技术创新，从而提升全要素生产率。因此，本文提出如下假设：

H3：企业社会责任能够通过促进技术创新提升全要素生产率。

三、研究设计

（一）样本选择与数据来源

本文选取披露社会责任报告的沪深A股上市公司作为研究样本，样本期间为2008—2017年，并根据以下标准进行筛选删除：（1）样本年份员工数少于100的公司；（2）金融行业公司；（3）ST类公司；（4）数据缺失的公司。最终，本文得到5 285个观测值。文中企业社会责任评分数据来源于润灵环球责任评级数据库，企业性质和交易状态数据来源于CCER数据库，其余数据均来源于CSMAR数据库。为避免极端值影响，本文对所有连续型变量均进行1%水平的Winsorize处理。

（二）变量定义

选取的变量及具体变量定义如表1所示。

表1 变量定义

（三）研究模型

为验证上述假设，本文构建如下研究模型（1）：

进一步地，为检验社会责任影响全要素生产率的机制，本文使用中介模型进行检验，由于中介模型第一步与模型（1）一致，故在此基础上构建如下模型（2）和（3），与模型（1）共同组成中介模型。其中，MEDIATE为中介变量，包括银行信贷LOAN、政府补助SUBSIDY和技术创新INNO：

四、实证分析

（一）描述性统计分析

TFP_OLS的均值为0.275，标准差为1.250；TFP_LP的均值为5.923，标准差为1.259，说明不同企业的全要素生产率存在一定程度差距。CSR的标准差为12.140，四分之三分位数为44.515，说明企业社会责任总体得分不高。政府补助SUBSIDY 的各数值（均值16.855，标准差1.875）与银行借款LOAN（均值21.034，标准差2.075）相近，表明政府补助也是企业的重要资金来源之一。INNO的中位数为3.466，标准差为1.651，意味着企业对技术创新的重视程度不同，企业间的发展导向存在较大差异。以上结果因篇幅限制未予显示。

（二）主要变量的相关性分析

CSR 与全要素生产率的两种度量方式TFP_OLS 和TFP_LP 的相关系数均在1%水平上显著为正，说明企业社会责任与全要素生产率正相关，初步验证了假设H1。中介变量LOAN、SUBSIDY、INNO与CSR的相关系数均正向显著，表明社会责任越高，企业获得的银行信贷与政府补助越多、进行的研发活动越多且越有质量。并且，LOAN、SUBSIDY、INNO 与TFP_OLS、TFP_LP 的相关系数均正向显著，说明企业社会责任可以通过银行信贷、政府补助和技术创新提高全要素生产率，与假设H2、假设H3的预期一致。以上结果因篇幅限制未予显示。

（三）企业社会责任与全要素生产率的多元回归结果

表2 企业社会责任与全要素生产率

表2报告了企业社会责任与全要素生产率的回归结果。可以看出，无论被解释变量为TFP_OLS还是为TFP_LP，CSR的系数均为正且在1%水平上显著，说明企业通过履行社会责任可以有效提高全要素生产率，证实了假设H1的成立。此外，在控制变量方面，资产负债率更低、固定资产占比更低、市账比更高、上市存活时间越长、股权集中度高、董事会规模越大、存在两职合一现象、拥有较好区域经济环境的企业其全要素生产率更高。

（四）企业社会责任与全要素生产率：外部资源获取的中介效应

表3和表4为企业社会责任通过外部资源获取影响全要素生产率的实证检验结果，表3以银行信贷为中介变量，表4以政府补助为中介变量。表3的结果显示，当被解释变量为TFP_OLS时，列（1）和（2）中CSR系数显著为正，列（3）中CSR 的系数仍然显著为正但系数和显著性水平均较列（1）有所下降，且Sobel Z 值为9.465，具有统计意义上的显著性；当被解释变量为TFP_LP 时，列（4）和（5）中CSR 系数显著为正，列（6）中CSR的系数仍然显著为正但系数和显著性水平均较列（4）有所下降，Sobel Z值为8.793，也具有统计显著性，表明银行信贷LOAN在企业社会责任与全要素生产率之间产生部分中介效应，假设H2a成立。表4的结果显示，不论被解释变量为TFP_OLS，还是TFP_LP，政府补助SUBSIDY均通过了“企业社会责任—政府补助—全要素生产率”的中介效应检验，Sobel Z值分别为10.339和10.639，假设H2b成立。

表3 企业社会责任—银行信贷—全要素生产率

（五）企业社会责任与全要素生产率：技术创新的中介效应

表5为企业社会责任通过技术创新影响全要素生产率的实证检验结果。当被解释变量为TFP_OLS时，列（1）和（2）中CSR的系数显著为正，列（3）中CSR的系数仍然显著为正但系数和显著性水平均较列（1）有所下降，且Sobel Z值为9.196，在统计上显著，表明技术创新在企业社会责任对全要素生产率的影响中存在部分中介效应；当被解释变量为TFP_LP 时，技术创新的部分中介效应依然成立，且Sobel Z 值为9.963。上述实证结果表明企业社会责任可以通过促进技术创新提高全要素生产率，假设H3成立。

表5 企业社会责任—技术创新—全要素生产率

五、稳健性检验

为解决变量度量带来的误差，本文使用Olley和Pakes提出的半参数OP法，以企业当期投资作为不可观测生产率冲击的代理变量测算全要素生产率，对提出的假设重新检验，实证结果与前文无实质性变化，表明本文的结论是稳健的。

考虑到企业社会责任报告披露可能存在样本自选择问题，造成估计偏误，因此本文使用Heckman两步法重新检验，选取同年度同地区其他公司是否披露社会责任报告的均值充当排除性约束变量。在控制样本自选择问题后，CSR与TFP_OLS、TFP_LP的系数均显著为正，与前文结论一致。以上回归结果因篇幅限制未予显示。

六、结论

本文以2008—2017年沪深A股上市公司为样本，对社会责任是否提高了全要素生产率及其影响机制进行了实证检验。研究发现：（1）企业社会责任对全要素生产率具有积极作用，在使用Heckman两阶段法控制样本自选择问题后结果无实质性变化。（2）企业社会责任可通过获取外部资源和提升技术创新提高全要素生产率。

本文的边际贡献：（1）已有研究较少关注微观因素对全要素生产率的影响，本文从微观企业自主决策行为出发，考察了企业社会责任与全要素生产率之间的关系，丰富了全要素生产率影响因素的研究。（2）本文揭示了企业社会责任通过外部资源获取和技术创新提升全要素生产率，从资源配置效率的角度检验了企业社会责任的真实经济后果，为企业能够通过社会责任行为实现企业与社会双赢提供经验证据。

本文研究的启示意义：（1）本文的研究表明当前中国企业的社会责任行为并非是高投入低回报的短期性行为。社会责任通过对企业资源的再分配提高了资源的投入产出效益，实现了资源配置功能，意味着社会责任活动是有利于企业价值的提升、实现企业和社会双赢的持续性行为，有助于为企业自身和社会公众客观评价社会责任提供证据。（2）社会责任报告作为重要的非财务报告信息，受到了广泛关注，监管机构等应完善现有社会责任报告的披露机制，提高信息披露质量。