内外部社会责任与全要素生产率——基于利益相关者视角

李 莉,李 师

(郑州大学 商学院,河南 郑州 450001)

我国经济正在从高速增长阶段转向高质量发展阶段。作为实现我国经济高质量与可持续发展的重要路径,提高全要素生产率为推动质量变革、效率变革、动力变革等提供了不竭动力。全要素生产率作为评价经济发展质量的重要指标,是单位投入的产出水平,是除资本、劳动等要素投入外由技术进步和管理水平提高所带来的剩余,也是企业持续竞争力的重要来源[1]。企业是社会的基本组成单元,经济高质量发展的实现是以企业的高质量发展为基础的,然而在经济转型攻坚期,食品安全、环境污染、资源短缺、员工健康与安全、诚信危机等问题不断出现,影响了企业的可持续发展,也制约了经济的高质量发展。因此,企业应积极履行社会责任,将社会责任全面融入企业战略管理, 实现企业与社会、企业与环境、企业与企业之间的协调发展。

企业履行社会责任是企业经营发展不可忽视的重要环节。企业履行社会责任向公众传递了企业主动履责和自觉接受监督的信号,能够获取外部投资者的支持与青睐,从而吸纳更多资源,进而对企业绩效产生积极影响[2]。同时,企业履行社会责任也可能带有被动与防御的倾向,履行社会责任被当作面子工程,成为管理者逐利行为的遮掩工具,这将增加企业经营风险、浪费企业资源[3]。目前学界中,关于企业社会责任与全要素生产率两者关系的研究,实证结论不统一:有研究发现企业履行社会责任具有资源集聚效应[4],能提高企业声誉和改善管理层短视行为[5],从而提高企业竞争力和运行效率;也有部分学者发现两者之间呈负向关系或不显著关系[6-7]。

一方面,企业的可支配资源是有限的,企业履行社会责任会占用企业现有的发展资源,一定程度上会加重企业财务负担,进而影响企业资源配置和生产效率。另一方面,企业积极履行社会责任,处理好与利益相关者的关系,传递了更多积极信号,能为企业生产经营带来更多、更优质的资源,进而缓解资金约束问题。企业履行社会责任的动机不同,可能会给企业带来不同的影响。新制度理论认为,企业会战略性地采取两类活动:一类是以内部为重点,目的在于实现结构变革;另一类是以外部为重点,目的在于获得外部组织的认可[8]。

因此,可以根据内外部利益相关者的划分将企业社会责任划分为内部社会责任与外部社会责任,并厘清不同利益相关者在企业社会责任与全要素生产率关系中的作用效果,进而探讨融资约束与技术创新的作用机制。本文的边际贡献可能体现在:一是拓展了企业社会责任的研究视角,相较于以往从整体来研究企业社会责任与全要素生产率的关系,本文将社会责任划分内部社会责任与外部社会责任,探讨内部、外部社会责任及两者不一致对企业全要素生产率作用的差异,为企业履行内、外部社会责任提供启示;二是将技术创新与融资约束引入内、外部社会责任与全要素生产率实证模型中,探讨技术创新与融资约束在企业内、外部社会责任与全素要生产率之间的作用差异,丰富了内、外部社会责任与全要素生产率的机制研究。

1 理论分析与研究假设

1.1 企业社会责任与全要素生产率

资源依赖理论认为,企业会同所处的环境内的控制发展资源的其他组织进行互动,以获取所需资源。企业履行社会责任、发布社会责任报告,实际上是一种与利益相关方相互沟通的手段,不仅能获得有形资源,也能积累社会资本等企业发展所需的潜在资源。企业在衡量、比较社会资本的边际收益和边际成本的过程中,不断调整资源的投入和产出,以实现效率最优化[9]。企业履行社会责任,将利益相关者纳入企业治理机制,有助于发挥外部监督机制对内部人决策的治理效应,减少管理者的短视行为[10],使其更加注重企业长期发展,从而有利于全要素生产率的提高。

企业履行内部社会责任主要是满足企业股东和员工等的利益诉求。企业履行对股东的责任,就是在合法合规的基础上合理利用股东投入的资金,提高资金使用效率[11],从而提高企业效率。企业履行对员工的责任,就是不断提高员工工作满意度,促进企业目标与员工目标的一致性。当企业目标与员工目标一致时,员工的组织认同感会提高,一定程度上降低了员工对本身利益与组织利益的感知差异,有助于抑制员工负面情绪的产生[12],从而实现企业目标。并且,当企业对员工创新失败率的容忍程度较高时,也能在一定程度上减轻员工的顾虑,有效激发员工创新积极性,从而带来企业管理成本的下降与效率的提升[13]。因此,企业履行内部社会责任能提高企业经济效益。

企业外部社会责任包括对社区、环境、供应商和消费者等外部利益相关者所履行的社会责任。企业维护稳定的供应商关系,可以减少库存、降低采购成本、保证采购质量和合作开发新产品等,从而减轻企业的经营风险、降低运营成本。企业积极履行对消费者的社会责任可以增加消费者对企业的认同感和忠诚度,有利于稳定客源、提高企业的品牌价值[11]。消费者倾向于购买那些主动履行责任、积极投身公益环保事业及维护企业员工利益等社会责任表现良好的企业的产品,并愿意为此支付更高议价[14]。外部社会责任涉及更多的是企业在环保和社会方面的投入,这些都有助于加强企业在外部利益相关者中的组织合法性和声誉[15],有利于企业的长期发展。

基于以上分析,本文提出假设:

H1:企业履行社会责任能够促进全要素生产率的提高;

H1a:企业履行内部社会责任能够促进全要素生产率的提高;

H1b:企业履行外部社会责任能够促进全要素生产率的提高。

1.2 企业社会责任、技术创新与全要素生产率

技术创新是企业竞争力的重要来源,是一项投入大、时间长、不确定性高的活动。社会责任意识较强的管理层通常具有比较长远的战略眼光,因而具有较强创新意识。

从内部社会责任来看,当企业履行较好的股东责任时,能够增加股东的信任。当股东认为企业经理人值得信任时,将会更加支持企业的创新决策,从而降低新产品开发过程中的交易成本和机会主义行为,进而提高企业创新的效率[16]。当企业履行较好的员工责任时,能增加员工的职业安全感,从而减轻由于创新失败而产生的顾虑,激发员工的创新积极性[17]。因此,企业履行内部社会责任能够有效提高企业的技术创新水平,对全要素生产率的提高具有正向作用。从外部社会责任来看,当企业积极履行外部社会责任时,可以帮助企业获得良好的声誉[18],为维持和提升现有的声誉,管理层会形成自我约束,相应地减少代理人问题,从而促进企业的持续创新行为[19]。

结合以上分析,本文提出假设:

H2:企业履行社会责任可以提高技术创新从而提高企业全要素生产率;

H2a:企业履行内部社会责任可以提高技术创新从而提高企业全要素生产率;

H2b:企业履行外部社会责任可以提高技术创新从而提高企业全要素生产率。

1.3 企业社会责任、融资约束与全要素生产率

融资约束会影响企业在生产方面的投入,影响企业投资决策与资源配置,进而影响企业全要素生产率的提高。当企业进行固定资产投资时,由于借贷约束的存在,固定资产投资水平将低于最优的投资水平[20],企业的生产效率将会受到影响。当企业融资困难时,即使企业可以获取部分资本,但也要承受较高的成本代价,企业的资本结构将无法达到最优状态[21],从而出现生产要素不匹配现象,进而影响全要素生产率的提升。

融资约束的产生主要源于信息不对称,即投资者无法掌握公司全部信息。企业履行社会责任时所传递的非财务信息可以使投资者更加了解企业,一定程度上缓解了信息不对称程度。社会责任表现突出的企业,更容易获得较低的银行贷款利率和较长期限的贷款,以及进行更低的股权融资[22-24]。企业履行内部社会责任,能够帮助企业取得较高水平的经营业绩[25],从而获得市场投资者的认可与青睐,进而更容易从资本市场中获得融资。从外部社会责任的角度来看,企业与外界利益相关者建立良好关系,能够改善企业形象,带来更多的声誉资本[26],而声誉能够降低信息不对称产生的事前信息搜集成本和事后监督成本,进而缓解企业融资约束[27]。企业外部社会责任是政府职能的一种补充,相较于内部社会责任更容易被政府看到,可以成为企业获取政治资源的手段[28]。并且,当企业履行更多的环境治理与慈善捐赠等方面的社会义务时,其向政府传递的是积极履行社会责任的信号,能够得到更多的政策支持。

基于以上分析,本文提出假设:

H3:企业履行社会责任能缓解企业融资约束压力从而提高企业全要素生产率;

H3a:企业履行内部社会责任能缓解企业融资约束压力从而提高企业全要素生产率;

H3b:企业履行外部社会责任能缓解企业融资约束压力从而提高企业全要素生产率。

1.4 内外部社会责任不一致的调节作用

在实际情况中,如果企业没有平衡好内外部社会责任的履行,出现一种社会责任的履行程度超过或落后于另一种社会责任,就会出现企业履行内外部社会责任不一致的情况。如果企业履行了较多的内部社会责任而忽视了外部利益相关者,那么将难以得到外部利益相关者的支持。如果企业履行的社会责任没有向外界进行充分的传达,那么很有可能被外界认为其没有很好地履行社会责任,这将影响企业声誉,对企业发展产生负面影响。当企业更多履行的是外部社会责任时,可能会获得公众认可,但如果缺少内部活动与之匹配,也可能被外界认为是在进行虚假宣传。当企业履行的外部社会责任大于内部社会责任时,员工会觉得自身没有受到与外界利益相关者同等的重视,从而产生消极情绪,降低工作激情[29],这将不利于企业健康发展。

据此,本文提出假设:

H4:企业履行内外部社会责任不一致会削弱企业社会责任对全要素生产率的正向影响。

2 研究设计

2.1 研究样本及数据来源

本文以沪深两市A股上市企业为研究对象,由于和讯网社会责任评分自2010年开始,所以选择样本期间为2010—2021年。剔除ST或*ST等经营异常的公司样本;剔除金融类和主要变量有缺失的公司样本;为了避免极端值对实证结果可能造成的偏差,对连续变量进行了上下1%的缩尾处理,最终得到3915个企业的29774个有效样本。企业社会责任数据来自和讯网,研发投入数据来自中国研究服务平台CNRDS,其余数据均来自国泰安数据库。

2.2 变量定义

2.2.1 被解释变量

本文选取的被解释变量为全要素生产率(tfp)。本文参考鲁晓东等[30]的研究,采用Levinsohn和Petrin提出的全要素生产率估计方法。

2.2.2 解释变量

本文选取的解释变量为企业社会责任(csr)。借鉴王正军等[31]的变量衡量方式,采用和讯网每年公布的企业社会责任综合评分来测度。其中,以对股东和员工的权益履行情况衡量内部社会责任(icsr)履行情况,以对供应商、客户、消费者、社会和环境的权益履行情况衡量外部社会责任(ecsr)履行情况。

2.2.3 融资约束

融资约束(sa)本身难以量化,国内外学者通常借助一些变量作为指标。常见的测度方法为SA指数,计算公式为SA=-0.737×SIZE+0.043×SIZE^2-0.04×AGE。其中,SIZE为企业总资产的自然对数,AGE为企业经营年度。由于该指数的计算不包含财务数据,避免了内生性影响,结果比较稳健。因此,本文采用SA指数来测度融资约束的程度,其值越大,说明融资约束情况越严重。

2.2.4 技术创新

参考林玲等[32]的变量选取,用企业当年研发投入的对数衡量企业的技术创新投入(rd)。

2.2.5 内外部社会责任不一致

参照刘宗华等[29]的方法,通过内外部社会责任的差值来计算社会责任履行不一致的程度,由于数值有正有负,因此取绝对值来衡量。

2.2.6 控制变量

参考现有研究,本文选取了企业规模、企业年龄、净资产收益率、股权集中度、董事会规模、独立董事占比、两职合一、企业价值等作为控制变量。具体变量及变量定义见表1。

表1 变量及定义

2.3 模型设计

参照王正军等[31]构建的模型构建了本文的模型(1),用来检验假设1。

tfpi,t=β0+β1csri,t/icsri,t/ecsri,t+β2controlsi,t+

β3∑industry+β4∑year+εi,t

(1)

其中,tfp等变量参照表1;controls表示控制变量,为控制行业和年份的影响,本文加入了行业和年份效应;i代表企业个体;t表示年份;ε为随机误差项;β0为常数项,β1—β4为待定系数。据上述分析,预期β1符号为正,即企业社会责任对全要素生产率具有正向影响。

为验证假设2、假设3,本文参考江艇[33]的研究,构建了模型(2)来检验解释变量对中介变量的影响。

medi,t=α0+α1csri,t/icsri,t/ecsrit+α2controlsi,t+

α3∑industry+α4∑year+εi,t

(2)

其中,med代表中介变量,包括技术创新(rd)和融资约束(sa);α0为常数项,α1—α4为待定系数。

为验证假设4,本文构建了模型(3):

tfpi,t=α5+α6csri,t+α7gapi,t+α8c_csri,t*

c_gapi,t+α9controlsi,t+α10∑industry+

α11∑year+εi,t

(3)

为避免多重共线性的影响,对csr与gap进行了中心化处理。其中,α5为常数项,α6—α11为待定系数;c_csr和c_gap分别为中心化的企业社会责任与内外部社会责任不一致。

3 实证结果与分析

3.1 描述性统计

对主要变量进行了描述性统计,结果如表2所示。LP法计算的tfp均值为16.02,最大值为18.99,最小值为13.81,标准差为1.04。从csr来看,平均值为23.86,最小值为-3.52,最大值为73.77,标准差为15.11,说明样本企业社会责任履行情况千差万别,整体上我国上市企业社会责任履行情况不理想,社会责任报告质量不佳。内外部社会责任上,icsr平均值为16.43,ecsr平均值为7.42,整体上内部社会责任履行情况较外部社会责任好,但平均水平都较低,差异较大。size、roe的标准差分别为1.29、0.14,说明各企业之间存在一定区别。ownship均值为34.62,与中国上市企业股权比较集中的特点相符合。tobinq值大致为2,说明样本公司市值是总资产的2倍左右。企业规模不同,董事会人数会存在区别,独立董事占比也有差异,两职合一的均值为0.29,说明大致3成上市企业存在两职合一的情况。

表2 描述性统计

3.2 回归结果分析

表3报告了模型(1)的实证结果。从第(1)列看,企业社会责任在1%的显著性水平下与全要素生产率正相关,证实了企业履行社会责任有利于全要素生产率的提高;第(2)列加入控制变量后,显著性不变。从(3)(4)列看,内部社会责任与全要素生产率在1%的水平下显著正相关。从(5)(6)列看,外部社会责任与全要素生产率在1%的水平下显著正相关。从系数大小看,内部社会责任对全要素生产率的影响更大。上述结果证实了本文的假设H1、H1a、H1b。

表3 回归结果

注:*、**、*** 分别代表在10% 、5%、1%水平下显著,括号内数字为t值;表4—表10同。

3.3 稳健性检验

3.3.1 改变被解释变量的计算方法

Olley和Pakes发展了基于一致半参数估计值的方法,该方法以投资额为代理变量,但并非每个企业都有正的投资额,所以样本损失较多,因此,本文采用OP方法计算的全要素生产率进行稳健性检验。Wooldridge在OP方法与LP方法的基础上进行了改进,在异方差和序列相关的情况下能得到稳健标准误,因此,本文采用Wooldridge估计方法计算的全要素生产率进行稳健性检验。如表4所示,(1)(2)(3)列是采用OP方法计算的企业全要素生产率,(4)(5)(6)列是采用Wooldridge估计方法计算的企业全要素生产率,结果与上述研究结果基本一致,说明改变变量测算方法不会影响本文结论。

3.3.2 替换或增加控制变量

用与控制变量意义相似的指标替代或增加影响全要素生产率的其他变量。如,以总资产收益率(roa)替换净资产收益率(roe),增加衡量企业现金流动性的变量(cash)。结果如表5所示。由表5可知,替换或者增加控制变量后,得到的结果与上述回归结果基本一致。

表4 改变被解释变量的计算方法进行的稳健性检验

表5 替换或增加控制变量的回归结果

3.4 内生性问题

企业全要素生产率会受多种因素的作用,并且全要素生产率越高,企业越有可能履行更多的社会责任。为了缓解遗漏重要变量与反向因果关系所带来的内生性问题,本文采用工具变量对主模型进行检验。借鉴吴迪等[17]的做法,本文选择了企业所在地其他企业的社会责任均值(csr_prv)作为工具变量。企业所在地的其他企业的社会责任水平可以反映企业所在地区的社会责任平均水平。受共同因素作用,各企业的社会责任具有一定相关性。但是,同地区其他企业的社会责任与本企业的全要素生产率不存在直接关系,具有一定外生性。本文对工具变量做了弱工具检验,如表6所示,其F值均大于10,拒绝弱工具检验的原假设。在表6第(1)列中,第一阶段回归中csr_prv与csr在1%的水平上明显正相关,具有一定相关性;第(2)列中,csr与tfp在1%的水平下显著为正,表明企业社会责任与全要素生产率仍具有显著正向关系。同理,第(4)列中,icsr在1%的水平下显著为正,表明企业内部社会责任与全要素生产率仍具有显著正向关系;第(6)列中,ecsr在1%的水平下显著为正,表明企业外部社会责任与全要素生产率仍具有显著正向关系。回归结果进一步证实了研究结论的有效性。

3.5 机制检验

3.5.1 技术创新与融资约束的中介作用

表7列示了企业技术创新与融资约束的中介作用的检验结果。从第(1)列看,csr与企业技术创新的关系虽为正但并不显著;第(2)列,icsr与技术创新的系数在5%的水平下显著为正;第(3)列,ecsr与技术创新的系数为负但不显著。该结果说明:内部社会责任能有效促进企业技术创新从而提高全要素生产率,验证了假设H2a;但技术创新没有在ecsr与tfp关系中发挥中介作用,假设H2b未得到验证。在一定程度上也说明,企业外部社会责任的履行可能会分散企业资源,使企业将重心转移到社会关系的维护上,从而影响了企业创新[34]。第(4)列,csr与sa在1%的水平下负相关;第(5)列中,icsr与sa在1%的水平负相关;第(6)列,ecsr与sa在1%的水平负相关,说明企业履行内外部社会责任均能有效缓解融资约束压力,从而对tfp产生积极作用。本文结果验证了假设H3、H3a与H3b,说明融资约束在内外部社会责任与全要素生产率的关系中发挥了中介作用。

表6 内生性问题的控制

表7 融资约束和技术创新的中介作用

3.5.2 内外部社会责任不一致的调节作用

表8列示了内外部社会责任不一致的调节作用。第(1)列未加入控制变量,交乘项c_csr*c_gap在1%的水平下显著为负;第(2)列加入控制变量后,交乘项的显著性不变,其系数依然显著为负。实证结果验证了假设H4,即内外部社会责任不一致在社会责任与全要素生产率关系中起负向调节作用。企业履行内外部社会责任能有效提高企业全要素生产率,但是也要注意各方利益的平衡,重视内外部利益相关者的诉求。若内外部社会责任履行程度的差距过大,则会削弱企业履行社会责任的正向影响,反而不利于企业的健康发展。

表8 内外部社会责任不一致的调节作用

4 基于产权性质与行业性质的讨论

4.1 基于产权性质的讨论

由于企业产权性质不同,其资源约束、行为决策和目标等均存在一定差异。国有企业的属性决定了其在实现经济利润增长的同时,还要履行维持社会稳定、保障就业等多重责任,注重非经济目标的实现。相比之下,非国有企业面临的生产压力更大,其履行社会责任的经济动机更强,企业社会责任与企业经营、投融资和资源配置等活动的关系也更为密切。内部社会责任会影响企业创新,企业在创新方面的投入也会影响企业创新。国有企业在资源上虽具有优势,但由于竞争压力小,研发创新的动力相对较弱[35]。并且,出于政治目标及受制度约束而实行的企业社会责任投资, 反而会占用技术创新资源。相比之下,非国有企业能更好平衡企业的投入与产出[36]。从融资约束的角度看,国有企业由于与政府关系密切,相对更容易获得政府支持和税收优惠,受到的融资约束较小,因此履行社会责任对缓解融资约束的作用就小。而非国有企业通过积极履行社会责任,树立良好形象,有助于企业获得政府以及外界的信任与支持,缓解企业的融资约束问题。结合以上分析,在非国有企业中,社会责任对全要素生产率的影响相对更为明显。

表9列示了基于国有企业与非国有企业的异质性讨论。由表9可以看出,在csr与tfp的关系中,在非国有企业中csr系数为0.003,在1%的水平下显著,大于国有企业的0.001;组间系数差异检验,Prob>chi2 为0.0002,小于0.1,说明存在显著差异。在icsr与tfp的关系中,非国有企业中icsr系数为0.012,在1%的水平下显著,大于国有企业的0.007,且组间系数差异检验通过。在ecsr与tfp的关系中,在非国有企业中icsr系数为0.002,在1%的水平下显著,国有企业系数不显著,且组间系数差异检验通过。总体上,在非国有企业中,企业社会责任对全要素生产率的正向影响更大。

表9 产权性质的异质性实证结果

4.2 基于行业性质的讨论

在高质量发展理念下, 社会公众越发重视上市企业在环境保护方面所做的努力。对于重污染行业的上市企业,其更易受外界关注与监督,迫于舆论压力会投入较多资源用于污染治理,这在一定程度上会挤占原本用于技术创新的资源。而且,在人们的固有印象中,重污染行业的生产经营活动通常带有严重的污染性,所以这部分企业即便履行了社会责任,投资者的投资热情仍然不高。因此,重污染企业的社会责任对其全要素生产率的影响相对非重污染行业小。

表10列示了行业异质性的实证结果。在csr与tfp的关系中,非重污染行业中csr系数为0.003,在1%的水平下显著,大于重污染行业的0.001;组间系数差异检验,Prob>chi2 为0.0111,小于0.1,通过检验。在icsr与tfp的关系中,非重污染行业中icsr系数在1%的水平下显著,大于重污染行业的系数,但Prob>chi2 为0.4939,未通过组间系数差异检验。两者不存在显著差异,在一定程度上也说明了,重污染企业社会责任的履行虽会占用企业资源,但它们可能更注重技术方面的投入,以支持“节能减排”目标的实现,所以在内部社会责任与全要素生产率的关系中两组并未存在显著差异。在ecsr与tfp的关系中,在非重污染行业中ecsr系数为0.002,在1%的水平下显著为正,大于重污染行业企业系数,且通过检验。总体上,在非重污染行业中,企业社会责任对全要素生产率的影响更大。

表10 行业的异质性实证结果

5 结论与启示

5.1 结论

本文以2010—2021年沪深两市A股上市企业为样本进行研究,发现企业社会责任与全要素生产率显著正相关;内部、外部社会责任均对全要素生产率有促进作用;内部社会责任可以通过促进技术创新、缓解融资约束提高企业全要素生产率;外部社会责任通过减轻企业面对的融资约束压力从而实现企业全要素生产率的增长;内外部社责任不一致会削弱企业社会责任的正向作用。进一步研究发现,非国有企业与非重污染行业企业积极履行社会责任更能促进全要素生产率的提高。

5.2 启示

首先,企业应有战略发展目光,重视履行社会责任。企业履行社会责任虽会占用企业资源,但从整体上对全要素生产率具有提升作用,有利于企业长远发展。所以,企业在发展经济的同时,应加强社会责任方面的投入,实现经济与环境“双赢”。其次,从共同创造价值的角度来说,企业要平衡好内外部社会责任,发挥内外部社会责任对企业发展的良好推动作用,促进企业全面健康发展。此外,企业应重视技术创新,提高创新失败容忍度,以社会责任引领企业价值创新,以创新驱动企业高质量发展。再次,企业要从环境、社会和公司治理等方面全面披露社会责任相关信息,提高信息可信度,从而改善企业融资约束状况,优化企业资源配置。最后,根据企业性质与自身特点,充分利用各项社会责任的积极作用,以实现企业的稳健发展。