修宗峰

(中南大學(xué)商學(xué)院，湖南 長沙 410083)

引言

在我國市場經(jīng)濟(jì)快速發(fā)展的同時，企業(yè)社會責(zé)任問題也日益凸顯。如何有效地推動企業(yè)社會責(zé)任履行已成為一個重要的社會議題。理論上，對這個問題的研究主要圍繞企業(yè)社會責(zé)任的動因展開，驅(qū)動企業(yè)社會責(zé)任的因素主要來自經(jīng)濟(jì)發(fā)展、制度安排和道德規(guī)范等方面。其中，經(jīng)濟(jì)動因和正式制度動因是主流觀點，其認(rèn)為企業(yè)履行社會責(zé)任是出于提高企業(yè)競爭優(yōu)勢、獲取經(jīng)濟(jì)利益的考慮，或是對外部制度壓力的反應(yīng)。道德規(guī)范等非正式制度動因卻往往被忽視，其對企業(yè)社會責(zé)任行為的影響只限于定性的、簡單的討論。但在我國正式制度已經(jīng)基本形成的歷史時期，非正式制度對維護(hù)經(jīng)濟(jì)社會秩序、促進(jìn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展具有重要的作用，對非正式制度開展深入研究十分必要。

Sheldon(1924)[33]把公司社會責(zé)任與公司經(jīng)營者滿足產(chǎn)業(yè)內(nèi)外各種人類需要的責(zé)任聯(lián)系起來，并認(rèn)為公司社會責(zé)任含有道德因素在內(nèi)。Friedman(1989)[11]認(rèn)為公司確實有社會責(zé)任并在遵守法律和相應(yīng)的道德標(biāo)準(zhǔn)的前提下賺取更多的錢。Schwartz和Carroll(2003)[32]提出了企業(yè)社會責(zé)任的三領(lǐng)域模型，包括經(jīng)濟(jì)、法律與道德領(lǐng)域，并認(rèn)為同時滿足經(jīng)濟(jì)、道德、制度三方面動因的狀態(tài)是理想狀態(tài)。如果社會責(zé)任淪為偽裝的利潤最大化行為，那么它就被歪曲成了道德空泛、毫無意義、進(jìn)而完全無法識別的概念，真正的社會責(zé)任要求企業(yè)的良知、道德的示范、無私的付出、長期的投入和一致性的行動，而不是純粹的利益交換(Orlitzky等，2003)[26]。與缺乏社會責(zé)任的企業(yè)相比，企業(yè)的誠實、正直以及負(fù)責(zé)任的經(jīng)營行為，能夠降低經(jīng)營風(fēng)險和不必要的費用支出，從而提升企業(yè)的財務(wù)績效(Thomas等，2004)[36]。上述文獻(xiàn)關(guān)于道德規(guī)范等非正式制度對企業(yè)社會責(zé)任影響的研究大部分側(cè)重于理論闡述，關(guān)于這方面更直接的經(jīng)驗證據(jù)相對較少。

文獻(xiàn)綜述與理論分析

一、社會資本、地區(qū)幸福感與企業(yè)社會責(zé)任

1.社會資本與地區(qū)幸福感

幸福感是人們對生活的積極情感和正面認(rèn)知評價(Deiner，2000)[7]。社會資本被認(rèn)為是在解釋幸福感時被忽視的一個重要的遺漏變量(Diener和Oishi，2004)[8]。Putnam(2000)[29]較早注意到幸福感與社會資本之間的潛在關(guān)系，并運用美國的數(shù)據(jù)證明了這一點。信任和自由對幸福感具有正面效應(yīng)(Layard，2005)[21]，家庭網(wǎng)絡(luò)、社區(qū)網(wǎng)絡(luò)等都能夠提高身體健康水平和主觀幸福感水平(Helliwell和Putnam，2004)[14]。文化和宗教也與幸福感密切相關(guān)(Helliwell等，2009)[15]。Kim等(2009)[18]在研究文化對幸福感的影響時發(fā)現(xiàn)關(guān)系型社會資本與幸福感、生活滿意度顯著正相關(guān)。Leung等(2011)[22]運用加拿大的樣本數(shù)據(jù)全面地考察了信任、網(wǎng)絡(luò)、規(guī)范、歸屬感等四類社會資本變量與幸福感之間的關(guān)系，研究發(fā)現(xiàn)所有這些社會資本變量均在不同程度上與幸福感顯密切相關(guān)。Bjrnskov(2008)[4]運用美國48個州的的數(shù)據(jù)實證檢驗發(fā)現(xiàn)社會信任與幸福感之間存在顯著正相關(guān)關(guān)系。運用不同國家和地區(qū)層面的調(diào)查數(shù)據(jù)，相關(guān)研究發(fā)現(xiàn)社會資本變量如信任等與幸福感顯著正相關(guān)，Bjrnskov(2003)[3]的研究表明，在解釋國家之間的幸福感差異時，社會資本是一個強(qiáng)有力的因素；更多的社會資本水平和較高的信任水平能夠提高幸福感水平以及降低自殺率，Helliwell(2006)[13]運用多個國家的調(diào)查數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)了這一點；通過跨國經(jīng)驗證據(jù)，Helliwell等(2009)[15]指出了社會關(guān)系變量在解釋幸福感國別差異方面的重要性；Hudson(2006)[16]運用15個歐洲國家數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)制度信任對幸福感存在顯著正向影響；Sarracino(2012)[31]運用西歐、加拿大、澳大利亞和日本等的數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，關(guān)系型與非關(guān)系型社會資本與幸福感、生活滿意度等正相關(guān)。

簡言之，在解釋地域或個人幸福感差異時，信任、網(wǎng)絡(luò)、規(guī)范等社會資本變量作用重大。地區(qū)幸福感是對該城市的自然環(huán)境、交通狀況、發(fā)展速度、文明程度、賺錢機(jī)會、醫(yī)療衛(wèi)生水平、教育水平、房價、人情味、治安狀況、就業(yè)環(huán)境、生活便利等指標(biāo)的一個綜合全面的反映。根據(jù)上述關(guān)于幸福感與社會資本的相關(guān)研究，可將地區(qū)幸福感視為該城市的一個社會資本維度，地區(qū)幸福感程度的高低在某種程度上代表了該城市的信任、網(wǎng)絡(luò)、道德規(guī)范等社會資本水平的高低，地區(qū)幸福感功能的發(fā)揮類似于非正式制度安排?；诖耍瑥纳鐣Y本的角度來解讀地區(qū)幸福感對于深入理解其潛在的公共治理功能更為恰當(dāng)。

2.地區(qū)幸福感與企業(yè)社會責(zé)任

由于地區(qū)幸福感是地區(qū)社會資本的一個重要維度，因此，地區(qū)幸福感能夠發(fā)揮社會資本的類似作用。關(guān)于社會資本的作用，大多研究者承認(rèn)社會資本具有外部性，認(rèn)為其有正外部性和負(fù)外部性兩種情況。社會資本是一種具有正負(fù)外部性的私人物品(Dasgupta，2000)[6]。社會資本的正外部性主要體現(xiàn)在資源配置和形成非正式制度方面，它能夠有效地彌補(bǔ)市場缺陷，并具有較強(qiáng)的外部性，能夠提供共享信息、降低風(fēng)險、減少機(jī)會主義行為，進(jìn)而促進(jìn)合作，減少交易成本。各種類型的資本都可能對社會帶來危害而不是福利，無法保證創(chuàng)造社會資本就一定能增加社會福利，與人力資本類似，社會資本同樣具有消極的一面(Ostrom，2000)[27]。盡管Putnam(1993)[28]強(qiáng)調(diào)了社團(tuán)活動在促進(jìn)合作行動方面的正面作用，但是Olson(1982)[25]指出社團(tuán)活動可能對經(jīng)濟(jì)增長具有負(fù)面效應(yīng)，因為社團(tuán)更可能在尋租活動中扮演特殊利益集團(tuán)的角色。Knack和Keefer(1997)[19]研究發(fā)現(xiàn)社團(tuán)活動并沒有對經(jīng)濟(jì)績效產(chǎn)生影響，并認(rèn)為一個明顯可能的解釋是Putnam(1993)[28]所提出的正面效應(yīng)被Olson(1982)[25]所提出的負(fù)面效應(yīng)所抵消。另外，社會關(guān)系往往與政治權(quán)力結(jié)合起來，形成政治上的裙帶關(guān)系，政治裙帶關(guān)系一方面可以給企業(yè)帶來可觀的利潤，另一方面卻可能危害到整個國家的發(fā)展。Fisman(2001)[10]、Faccio(2006)[9]的研究發(fā)現(xiàn)均支持這一點。因此，可以認(rèn)為，社會資本的正外部性與負(fù)外部性是同時并存的，基于美德的社會行為所產(chǎn)生的社會資本具有正外部性，基于敗德的社會行為所產(chǎn)生的社會資本具有負(fù)外部性。地區(qū)幸福感同樣兼具正外部性和負(fù)外部性的作用特征，修宗峰和杜興強(qiáng)(2011)[43]關(guān)于幸福感與代理成本的研究發(fā)現(xiàn)支持這一點。

地區(qū)幸福感對企業(yè)社會責(zé)任履行的影響，一個重要的傳導(dǎo)機(jī)制就是企業(yè)家(或公司高管)個體自身。除正式制度如法律、合同之外，非正式制度同樣對社會個體價值判斷和行為選擇具有一定的約束力，地區(qū)幸福感這一社會資本變量也對企業(yè)家的價值觀和社會行為產(chǎn)生作用，而企業(yè)家的社會責(zé)任履行是一種重要的個體價值觀體現(xiàn)和社會行為。地區(qū)幸福感對企業(yè)家社會責(zé)任履行的影響具有正反兩方面的路徑依賴。

在全固態(tài)電位傳感器中固體接觸材料一直是最受關(guān)注的研究內(nèi)容[8]。適合做固體接觸層的納米材料，一般需具備以下條件：①可逆的離子—電子轉(zhuǎn)變和足夠大的體積(或氧化還原)電容以獲得電位的穩(wěn)定性；②具有良好的疏水性，以消除電子導(dǎo)體與離子選擇性膜之間的水層；③在離子—電子傳遞過程中具有良好的化學(xué)穩(wěn)定性。目前，常用作全固態(tài)電位傳感器固體接觸層的納米材料有碳基納米材料和金屬納米材料。

一方面，企業(yè)家總是生活于一定的文化背景中，企業(yè)家精神包括企業(yè)家的道德倫理和價值觀取向，良好的企業(yè)家精神應(yīng)包括誠實守信、自律節(jié)儉等品質(zhì)。傳統(tǒng)觀點認(rèn)為個體幸福感與積極的企業(yè)家精神存在正相關(guān)關(guān)系。地區(qū)幸福感強(qiáng)調(diào)的是個人同所處城市社會的依存性、相容性，個體對社會的眾多貢獻(xiàn)和社會對個體的認(rèn)可與接納，以及個體對社會發(fā)展?jié)摿Φ男判?。地區(qū)幸福感水平越高，則該城市大多數(shù)市民個體的幸福感水平較高，而無論個體幸福感是來自于工作、生活、家庭還是社會。在幸福感程度較高的城市中，其所處的企業(yè)也具有較高的幸福感，企業(yè)的發(fā)展及其與員工家庭、社會交互的過程中，能讓企業(yè)的每一個人都獲得良好的幸福感。幸福城市的企業(yè)或企業(yè)家更有可能通過其超越利潤的社會責(zé)任和社會貢獻(xiàn)來追求更高的社會幸福感。

另一方面，中國經(jīng)濟(jì)社會正處于“社會道德缺失”的轉(zhuǎn)型階段，這可能是我國改革必須付出的“社會成本”或“轉(zhuǎn)型代價”，這種道德的缺失沖破了傳統(tǒng)觀念和社會倫理的底線，部分企業(yè)家在經(jīng)濟(jì)利益的驅(qū)動下，更是對企業(yè)誠信和社會責(zé)任置若罔聞。誠信與職業(yè)道德的缺失，導(dǎo)致我國企業(yè)家個體幸福感與積極企業(yè)家精神之間的正相關(guān)關(guān)系被削弱。當(dāng)企業(yè)家尚未建立起誠實守信、承擔(dān)社會責(zé)任的積極契約精神時，企業(yè)家個體幸福感并不必然來自于對傳統(tǒng)道德規(guī)范的遵循，此時，企業(yè)家對經(jīng)濟(jì)利益的追求所產(chǎn)生的敗德行為反而有可能將對企業(yè)家的個體幸福感產(chǎn)生一定的正向影響。這使得企業(yè)家并不以“遵紀(jì)守法、恪守道德底線”為榮，也不以“鉆法律漏洞、建隱性契約”為恥。對于企業(yè)家群體來說，他們的社會責(zé)任道德觀念是處在一定的社會發(fā)展階段并伴隨著企業(yè)的發(fā)展和財富的積累而不斷發(fā)展和提升的，“利他”或“利己”的過程也是分階段向上發(fā)展的。

二、地區(qū)幸福感與市場化進(jìn)程

中國經(jīng)濟(jì)改革開放以來所付出的一個代價就是收入差距的持續(xù)擴(kuò)大，構(gòu)成收入差距的主要部分的城鄉(xiāng)和地區(qū)間收入差距正在擴(kuò)大(陸銘和陳釗，2004)[39]。如果追根溯源的話，城鄉(xiāng)和地區(qū)間的收入差距都在一定程度上與上述各項經(jīng)濟(jì)分權(quán)改革政策有關(guān)。中國各地區(qū)之間在歷史、地理和政策等方面的條件差異非常大，在地區(qū)間競爭中，東部地區(qū)因為有著各方面比較優(yōu)越的條件而獲得了相對更好的經(jīng)濟(jì)發(fā)展績效，而且這種優(yōu)勢具有自增強(qiáng)的效應(yīng)，相對發(fā)達(dá)的地區(qū)一旦領(lǐng)先就很難被落后地區(qū)追趕(王永欽等，2007)[42]。在市場化程度較低的中西部地區(qū)，再分配體制松動而市場規(guī)范還未建立，體制漏洞較多，相關(guān)利益者的經(jīng)濟(jì)行為必然要依賴社會網(wǎng)絡(luò)等機(jī)制來實現(xiàn)，社會資本的回報率較高；在市場化程度較高的東部地區(qū)，市場制度逐漸走向規(guī)范化，體制漏洞逐漸減少，相關(guān)利益者的經(jīng)濟(jì)行為則較少依賴社會網(wǎng)絡(luò)等機(jī)制，社會資本收入效應(yīng)降低。也就是說，在我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展和市場化的過程中，社會資本本身及其作用都會發(fā)生相應(yīng)的變化。

社會資本作為一種非正式制度的作用體現(xiàn)在它與以市場為基礎(chǔ)的交換和分配體系的相互補(bǔ)充或者相互替代上(Stiglitz，2000)[34]。中國是一個在時間維度上市場化不斷加深，在空間維度上市場化存在差異的國家，來自中國的實證研究可以幫助研究者了解市場化將如何改變社會資本以及社會資本的作用，同時也為理解什么是社會資本，以及社會資本與市場制度的關(guān)系提供依據(jù)(陸銘和李爽，2008)[40]。趙劍治和陸銘(2009)[44]研究發(fā)現(xiàn)，在市場化程度較高的東部地區(qū)，社會網(wǎng)絡(luò)對收入的提高作用，以及社會網(wǎng)絡(luò)對于收入差距的貢獻(xiàn)度明顯高于中西部，并認(rèn)為隨著中國轉(zhuǎn)型過程中市場化進(jìn)程的推進(jìn)，社會網(wǎng)絡(luò)的不平等對于收入差距的貢獻(xiàn)反而可能加大。Knight和Yueh[32]采用中國的城市調(diào)查數(shù)據(jù)研究了社會資本在勞動力市場上的作用，發(fā)現(xiàn)社會資本在私有部門的回報率高于國有部門，并進(jìn)一步認(rèn)為，隨著中國市場化程度的提高，私有部門不斷壯大，社會資本將會發(fā)揮越來越大的作用。但是，社會資本作為一種非市場力量的作用真的會被市場化加強(qiáng)嗎?Knight和Yueh(2002)[20]并沒有提供令人信服的證據(jù)。張爽等(2007)[45]關(guān)于社會資本的研究發(fā)現(xiàn)社會網(wǎng)絡(luò)和公共信任能顯著地減少貧困，并且隨著市場化程度的提高，社會資本減少貧困的作用總體上來說會降低。

針對類似的研究發(fā)現(xiàn)，社會學(xué)的市場轉(zhuǎn)型與社會分層等相關(guān)理論具有較強(qiáng)的解釋效力。目前學(xué)術(shù)界關(guān)于市場轉(zhuǎn)型與分層機(jī)制變化的討論，主要集中在以“再分配經(jīng)濟(jì)”為基礎(chǔ)的分層機(jī)制在市場轉(zhuǎn)型中是否持續(xù)發(fā)揮作用的問題上，與之對應(yīng)的問題是，在市場轉(zhuǎn)型過程中，社會階層尤其是精英階層，是循環(huán)的還是再生的(劉欣，2003)[38]。一方面，以Szelenyi(1978)[35]和Nee(1991、1996)[23][24]為代表的“市場轉(zhuǎn)型或精英再生論”者認(rèn)為，市場轉(zhuǎn)型使得以再分配經(jīng)濟(jì)為基礎(chǔ)的精英地位的衰落，從而產(chǎn)生了新的分層機(jī)制和新的精英階層(如企業(yè)家)，但這一階層的成員并非來自舊體制下的精英；這一理論強(qiáng)調(diào)市場在資源配置方面的主體作用，舊經(jīng)濟(jì)體制下?lián)碛懈嗌鐣Y本的精英階層，將在市場轉(zhuǎn)型中逐漸喪失其優(yōu)勢地位，即他們所擁有的社會資本的作用將被市場力量減弱，可以預(yù)期，社會資本所具有的資源配置的作用(正外部性抑或負(fù)外部性)將被市場化的力量所減弱。在“市場轉(zhuǎn)型或精英再生論”的指導(dǎo)下，這些擁有更多地區(qū)幸福感的精英階層將在市場化進(jìn)程中逐漸喪失其主導(dǎo)地位，其對社會資源配置的控制能力下降，這些階層所擁有的地區(qū)幸福感對企業(yè)社會責(zé)任履行的影響力將被市場化進(jìn)程的力量所減弱。另一方面，以Rona-Tas(1994)[30]與Bian和Logan(1996)[2]為代表的“權(quán)力持續(xù)或精英循環(huán)論”者則認(rèn)為，再分配經(jīng)濟(jì)體制下形成的分層機(jī)制具有延續(xù)性，昔日的精英在市場轉(zhuǎn)型中將繼續(xù)處于優(yōu)勢階層地位；這一理論強(qiáng)調(diào)原有體制下的精英階層在市場轉(zhuǎn)型的過程中仍然控制著資源配置過程，社會資本作為一種非市場力量嵌入到市場機(jī)制中獲取更大的收益，因此可以預(yù)期，社會資本所具有的資源配置的作用(正外部性抑或負(fù)外部性)將被市場化的力量所增強(qiáng)。在“權(quán)力持續(xù)或精英循環(huán)論”的指導(dǎo)下，這些擁有更多地區(qū)幸福感的精英階層將在市場化進(jìn)程中繼續(xù)鞏固其原來主導(dǎo)地位，仍然控制著社會資源的配置過程，這些階層所擁有的地區(qū)幸福感對企業(yè)社會責(zé)任履行的影響力將被市場化進(jìn)程的力量所增強(qiáng)。

基于此，在我國新興加轉(zhuǎn)型的社會背景下，市場化進(jìn)程如何影響地區(qū)幸福感作用于企業(yè)社會責(zé)任是一個有待檢驗的經(jīng)驗性問題。

研究模型與變量設(shè)計

一、樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

1.樣本選擇

本研究以2007～2009年滬深兩市的上市公司為研究對象，為了保證研究結(jié)果的可靠性，執(zhí)行如下的樣本選擇程序：由于金融行業(yè)特殊性的影響剔除金融行業(yè)樣本公司；剔除ST類、其他缺失數(shù)據(jù)的樣本公司；考慮到國有上市公司受政策影響而承擔(dān)社會責(zé)任的現(xiàn)實情況，本文僅考察民營控制下的上市公司，若最終控制人為自然人則界定為民營控制；為了控制異常值對回歸結(jié)果的不利影響，對所有連續(xù)變量1～99%分位數(shù)以外的觀測值進(jìn)行了Winsorize處理。最終獲得1428個樣本觀測值，其中2007年402個、2008年490個、2009年536個。

2.數(shù)據(jù)來源

上市公司的最終控制人、股權(quán)結(jié)構(gòu)、交易狀態(tài)以及注冊地數(shù)據(jù)來自CCER；其他所有的財務(wù)數(shù)據(jù)來自CSMAR數(shù)據(jù)庫；市場化進(jìn)程數(shù)據(jù)來自樊綱等(2010)[37]；2007～2009年的上市公司社會責(zé)任指數(shù)來自上海國家會計學(xué)院。幸福感數(shù)據(jù)來自我國新華社《瞭望東方周刊》和中國市長協(xié)會《中國城市發(fā)展報告》工作委員會截止目前提供的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)本文主要考察我國地級城市間幸福感的差異后果，樣本公司注冊所在地涉及到的地級城市共計158個，接近我國地級城市數(shù)量的50%；(2)表1中，東部地區(qū)幸福感城市個數(shù)為2007年8個、2008年7個、2009年5個、2010年4個，呈現(xiàn)出遞減趨勢，中西部地區(qū)幸福感城市個數(shù)為2007年2個、2008年3個、2009年5個、2010年6個，呈現(xiàn)出遞增趨勢，這在一定程度上說明：經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平與幸福感之間并非簡單的正向線性關(guān)系，經(jīng)濟(jì)的發(fā)展并不能一直提升人們的幸福感。

二、研究模型與變量設(shè)計

運用如下模型考察地區(qū)幸福感與上市公司社會責(zé)任之間的關(guān)系：

采用如下模型檢驗我國地區(qū)市場化進(jìn)程的空間差異性對地區(qū)幸福感與社會責(zé)任之間關(guān)系的影響：

因變量CSR為上海國家會計學(xué)院編制的2007～2009年上市公司社會責(zé)任指數(shù)，該指數(shù)是其依據(jù)社會責(zé)任國際(SAI)發(fā)起實施的SA8000標(biāo)準(zhǔn)，并結(jié)合我國具體國情設(shè)計而成，涵蓋環(huán)境、節(jié)能、員工培訓(xùn)等8大類；解釋變量HAPNESS為地區(qū)幸福感啞變量，具體包括：(1)HAPcity5，若樣本公司注冊所在地的幸福感城市排名為前五名，則HAPcity5取值為1，否則取值為0；HAP2city，若樣本公司所在地的幸福感排名在2007～2009年2年榜上有名，則HAP2city取值為1，否則取值為0。

表1 中國2007～2010年“十大幸福感城市排行榜”

其他控制變量如下：INDEXMAR為上市公司注冊地的市場化進(jìn)程(樊綱等，2010)，東部地區(qū)的市場化進(jìn)程相對較快，中西部相對較慢；HHI5為前五大股東股權(quán)集中度；TOBINQ為年末公司市場價值與負(fù)債賬面價值之和與資產(chǎn)賬面價值的比值；ROE為年末凈資產(chǎn)收益率；LEV為年末資產(chǎn)負(fù)債率；SIZE為年末總資產(chǎn)的自然對數(shù)；LNNUMBER為年末員工人數(shù)的自然對數(shù)；FREECFO為年末公司經(jīng)營活動現(xiàn)金流量與總資產(chǎn)的比率；AUDIT為審計師規(guī)模，若審計師為國際四大取值為1，否則取值為0；COMP為公司前三名高管人員平均薪酬的自然對數(shù)；INDUST為20個行業(yè)啞變量(對制造業(yè)進(jìn)行了細(xì)分)；YEAR為2個年度啞變量。

實證結(jié)果與分析

一、地區(qū)幸福感、社會資本與民營上市公司社會責(zé)任指數(shù)

表2列示了不同地區(qū)幸福感變量HAPcity5、HAP2city下的回歸結(jié)果，為了表明研究結(jié)果的穩(wěn)健性同時提供了White Robust、Cluster Robust(由于幸福感城市的樣本公司存在群聚現(xiàn)象，因此，根據(jù)樣本公司所在城市進(jìn)行ClusterRobust調(diào)整)下的統(tǒng)計量。當(dāng)幸福感變量為HAPcity5時，White Robust下的HAPNESS回歸系數(shù)為-0.026且在5%的水平下顯著(p值為0.023)，Cluster Robust下的HAPNESS回歸系數(shù)為-0.026且在5%的水平下顯著(p值為0.023)；當(dāng)幸福感變量為HAP2city時，White Robust下的HAPNESS回歸系數(shù)為-0.020且在5%的水平下顯著(p值為0.030)，Cluster Robust下的HAPNESS回歸系數(shù)為-0.020且在10%的水平下顯著(p值為0.071)。上述回歸結(jié)果說明，在幸福感水平高的城市，其所在地的民營上市公司履行的社會責(zé)任水平較低，這表明地區(qū)幸福感對民營上市公司社會責(zé)任履行的影響具有負(fù)外部性。這一現(xiàn)象的出現(xiàn)與我國所處的轉(zhuǎn)型經(jīng)濟(jì)社會階段具有密切關(guān)系。

表2 地區(qū)幸福感與上市公司社會責(zé)任指數(shù)CSR

正如Grootaert和Van Bastelaer(2002)[12]所指出的，一個集團(tuán)的社會資本對所有集團(tuán)都會產(chǎn)生正面影響或負(fù)面影響，到底哪種影響占主導(dǎo)地區(qū)，答案可能得在文化和制度兩種因素中尋找。一方面，在我國新興市場環(huán)境下，地區(qū)幸福感這一非正式制度安排并沒有對與企業(yè)社會責(zé)任相關(guān)的正式制度產(chǎn)生積極的補(bǔ)充或者替代作用，與企業(yè)社會責(zé)任相關(guān)正式制度安排有待深入制定和實施；另一方面，社會交換和社會規(guī)范的相關(guān)理論認(rèn)為，社會資本豐富的個體更會表現(xiàn)出助人行為和具有更高的工作積極性與奉獻(xiàn)精神，以回饋他人的幫助和維護(hù)社會網(wǎng)絡(luò)的存續(xù)，與之相反，在我國轉(zhuǎn)軌市場經(jīng)濟(jì)下，幸福感程度較高城市的民營企業(yè)并沒有更多表現(xiàn)出應(yīng)有的“利他”行為和奉獻(xiàn)精神，而更多表現(xiàn)出“利己”的經(jīng)濟(jì)特征。其中，社會道德缺失是一個不容忽視的潛在原因。在轉(zhuǎn)軌時期，社會發(fā)展過程中更多地呈現(xiàn)出“重經(jīng)濟(jì)利益”的特質(zhì)，導(dǎo)致企業(yè)家一些社會締約活動失去道德底線，此時企業(yè)家個體幸福感并不必然來自于對傳統(tǒng)道德的遵循。企業(yè)家受經(jīng)濟(jì)利益的驅(qū)動所產(chǎn)生的敗德行為有可能對企業(yè)家的個體幸福感產(chǎn)生一定的正向影響，企業(yè)家不以承擔(dān)社會責(zé)任為榮，也不以逃避社會責(zé)任為恥，受此影響，地區(qū)幸福感越高的地區(qū)其所在民營上市公司履行的社會責(zé)任水平反而越低。

二、地區(qū)幸福感與上市公司社會責(zé)任指數(shù)：市場化進(jìn)程的作用

表3列示了市場化進(jìn)程如何影響地區(qū)幸福感與民營上市公司社會責(zé)任之間的關(guān)系，結(jié)合表2中變量HAPNESS的回歸結(jié)果，著重考察HAPNESS*INDEXMAR的回歸系數(shù)。當(dāng)幸福感變量為HAPcity5時，White Robust下的HAPNESS*INDEXMAR回歸系數(shù)為-0.015且在1%的水平下顯著(p值為0.010)，Cluster Robust下的HAPNESS*INDEXMAR的回歸系數(shù)為-0.015且在1%的水平下顯著(p值為0.000)；當(dāng)幸福感變量為HAP2city時，White Robust下的HAPNESS*INDEXMAR回歸系數(shù)為-0.011且在1%的水平下顯著(p值為0.008)，Cluster Robust下的HAPNESS*INDEXMAR的回歸系數(shù)為-0.011且在1%的水平下顯著(p值為0.000)。因此，根據(jù)表2中變量HAPNESS回歸系數(shù)顯著為負(fù)，表3中HAPNESS*INDEXMAR回歸系數(shù)均顯著為負(fù)，這說明隨著市場化進(jìn)程的加劇，地區(qū)幸福感對民營上市公司社會責(zé)任產(chǎn)生的負(fù)外部性反而增強(qiáng)了，這支持社會學(xué)的“權(quán)力持續(xù)或精英循環(huán)”理論。

為進(jìn)一步檢驗表3研究結(jié)果的穩(wěn)健性，按照市場化進(jìn)程INDEXMAR的中位數(shù)進(jìn)行分組，這一分組方法能夠在一定程度上反映我國市場化進(jìn)程的東西部地區(qū)差異，若INDEXMAR大于(或等于)其中位數(shù)，則變量Dindexmar等于1(東部地區(qū))，否則為0(中西部地區(qū))。表4提供了分組后的回歸結(jié)果(限于篇幅，僅報告White Robust下的回歸結(jié)果)。在HAPcity5下Dindexmar=1時，HAPNESS的回歸系數(shù)為-0.035且在5%的水平下顯著(p值為0.015)，但Dindexmar=0時HAPNESS的回歸系數(shù)為-0.003但不顯著；在HAP2city下Dindexmar=1時，HAPNESS的回歸系數(shù)為-0.029且在5%的水平下顯著(p值為0.025)，但Dindexmar=0時HAPNESS的回歸系數(shù)為-0.013但不顯著。這些結(jié)果說明，隨著市場化進(jìn)程的加劇，地區(qū)幸福感對民營上市公司社會責(zé)任履行的負(fù)外部性反而增強(qiáng)了。這與表3的研究發(fā)現(xiàn)是一致的。

表3 地區(qū)幸福感與上市公司社會責(zé)任指數(shù)CSR：市場化進(jìn)程的作用

表4 地區(qū)幸福感與上市公司社會責(zé)任指數(shù)CSR：按INDEXMAR中位數(shù)分組

為深入理解表3與表4的研究結(jié)論，根據(jù)Stiglitz(2000)[34]的觀點，可能存在著一個社會資本密集度與社會發(fā)展水平的倒U型關(guān)系，即在市場經(jīng)濟(jì)發(fā)展的初期，社會資本能夠在很大程度上彌補(bǔ)市場機(jī)制的作用，隨著市場的深化與正式制度的建立，正式制度會逐漸取代以社群為基礎(chǔ)的關(guān)系網(wǎng)絡(luò)的作用，相關(guān)的社會資本的價值也會隨之下降。目前，我國仍處于Stiglitz(2000)[34]所說的市場經(jīng)濟(jì)初期。中國的漸進(jìn)式改革之所以成功，很大程度上是由于漸進(jìn)式改革使原來自我實施的關(guān)系型合約沒有受到很大程度的破壞，在正式合約缺位時，關(guān)系型合約仍然能夠維持社會經(jīng)濟(jì)的運行(王永欽，2006)[41]，關(guān)系型的社會資本嵌入到市場機(jī)制中正在發(fā)揮著更大的作用，上述研究證據(jù)支持這一觀點。本文研究發(fā)現(xiàn)，在市場化程度較高的城市地區(qū)，地區(qū)幸福感對社會責(zé)任的負(fù)外部性作用要明顯高于市場化程度較低的城市地區(qū)。這一橫截面上的回歸結(jié)果可能預(yù)示著，隨著我國市場化進(jìn)程的推進(jìn)，地區(qū)幸福感的不對稱性對于企業(yè)社會責(zé)任履行的負(fù)面影響反而可能加大。

進(jìn)一步檢驗與分析

一、地區(qū)幸福感與民營上市公司社會責(zé)任之間關(guān)系的進(jìn)一步檢驗

為使表2的研究結(jié)論更加可靠，引入因變量CSRDIS：若上市公司在2007～2009年單獨披露社會責(zé)任報告，則CSRDIS取值為1，否則取值為0，即單獨披露社會責(zé)任報告的上市公司更可能履行更多的社會責(zé)任。運用Logistic方法，分別報告了Huber-White Robust、Cluster Robust調(diào)整下的回歸結(jié)果，如表5所示。在HAPcity5下，Huber-White Robust下的HAPNESS回歸系數(shù)為-0.828且在1%的水平下顯著(p值為0.006)，Cluster Robust下的HAPNESS回歸系數(shù)為-0.828且在1%的水平下顯著(p值為0.000)；在HAP2city下，Huber-White Robust下的HAPNESS回歸系數(shù)為-0.508且在5%的水平下顯著(p值為0.026)，Cluster Robust下的HAPNESS回歸系數(shù)為-0.508且在5%的水平下顯著(p值為0.033)。這些回歸結(jié)果說明，在幸福感高的城市，其所處民營上市公司單獨披露社會責(zé)任報告的可能性更小，即其履行的社會責(zé)任水平更低，與表2的研究發(fā)現(xiàn)是一致的，這表明地區(qū)幸福感對民營上市公司社會責(zé)任的履行產(chǎn)生了負(fù)面影響，地區(qū)幸福感具有負(fù)外部性。

表5 地區(qū)幸福感與上市公司是否單獨披露社會責(zé)任報告CSRDIS

二、地區(qū)幸福感、市場化進(jìn)程與社會責(zé)任的進(jìn)一步檢驗

為使表3的研究結(jié)論更加可靠，并且考慮到地區(qū)幸福感2007～2010年排名(表1)變化較大，因此引入測試變量HAP3city：若樣本公司所在地的幸福感排名在2007～2010年3年榜上有名，則HAP3city取值為1，否則取值為0。相關(guān)回歸結(jié)果如表6所示(限于篇幅，僅報告了White Robust下的回歸結(jié)果)。

從PanelA可以看出，White Robust下的HAPNESS*INDEXMAR回歸系數(shù)為-0.011且在5%的水平下顯著(p值為0.022)，這與表4的研究發(fā)現(xiàn)相一致，結(jié)合表3中變量HAPNESS的回歸結(jié)果，這說明隨著市場化進(jìn)程的加劇，地區(qū)幸福感對民營上市公司社會責(zé)任產(chǎn)生的負(fù)面作用反而增強(qiáng)了；從PanelB可以看出，在HAP3city下Dindexmar=1時，HAPNESS的回歸系數(shù)為-0.032且在10%的水平下顯著(p值為0.053)，但Dindexmar=0時HAPNESS的回歸系數(shù)為0.002但不顯著，這與表4的研究發(fā)現(xiàn)相一致。這些研究結(jié)果同樣說明，隨著市場化進(jìn)程的加深，地區(qū)幸福感對民營上市公司社會責(zé)任履行的負(fù)外部性增強(qiáng)了。

表6 幸福感HAP3city、市場化進(jìn)程與社會責(zé)任指數(shù)CSR

研究結(jié)論與啟示

隨著市場經(jīng)濟(jì)體制改革的深入推進(jìn)，企業(yè)社會責(zé)任暴露出更多的嚴(yán)峻問題，這引起了社會公眾、政府機(jī)構(gòu)和研究者的關(guān)注和擔(dān)憂。在關(guān)于企業(yè)社會責(zé)任的正式制度尚未健全之前，考察非正式制度對企業(yè)社會責(zé)任的影響具有一定的理論價值和實踐意義。結(jié)合我國城市地區(qū)的現(xiàn)實并借鑒中介機(jī)構(gòu)關(guān)于地區(qū)幸福感的排名，本文初步解讀和分析了地區(qū)幸福感的公共治理功能，與社會資本的作用機(jī)制相類似，地區(qū)幸福感具有一定的資源配置功能，能夠在某種程度上彌補(bǔ)市場缺陷，并具有較強(qiáng)的正負(fù)外部性。為此，基于社會學(xué)和心理學(xué)的相關(guān)理論，本文研究了地區(qū)幸福感與民營上市公司社會責(zé)任履行的關(guān)系以及市場化進(jìn)程對這一關(guān)系的影響。

本文研究發(fā)現(xiàn)：(1)在幸福感程度較高的城市地區(qū)，其上市公司履行的社會責(zé)任水平反而較低；(2)地區(qū)幸福感對上市公司社會責(zé)任的負(fù)外部性隨著市場化進(jìn)程的加劇而增強(qiáng)。在某種意義上講，本文的研究結(jié)果是令人感到沮喪和失望的，但這些研究結(jié)果仍然表明，地區(qū)幸福感的負(fù)外部性是客觀存在的，并且隨著市場化進(jìn)程的加劇進(jìn)一步作用于企業(yè)社會責(zé)任的履行上。與企業(yè)社會責(zé)任相關(guān)的正式制度缺失或者不健全以及社會道德約束作用弱化是導(dǎo)致地區(qū)幸福感對民營企業(yè)社會責(zé)任產(chǎn)生負(fù)外部性影響的一個重要原因。本研究有助于更好地理解地區(qū)幸福感的作用機(jī)制以及進(jìn)一步認(rèn)識地區(qū)幸福感與市場體制之間的關(guān)系，為政府機(jī)構(gòu)相關(guān)正式制度的建立和健全提供理論支持和決策依據(jù)，相關(guān)研究結(jié)論對當(dāng)前構(gòu)建和諧社會、幸福社會具有一定的指導(dǎo)意義。