■ 宋麗娟（華中科技大學經(jīng)濟學院 武漢 430074）

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企業(yè)社會責任對企業(yè)價值影響的微觀作用機理
—基于效率效應與信譽效應的分析

■ 宋麗娟（華中科技大學經(jīng)濟學院 武漢 430074）

內(nèi)容摘要：本文探討企業(yè)社會責任對企業(yè)價值影響的微觀作用機理。研究表明：企業(yè)社會責任能夠?qū)崿F(xiàn)價值創(chuàng)造，其核心機制在于效率效應與信譽效應。而其中信譽效應占主導地位，企業(yè)社會責任創(chuàng)造企業(yè)價值的關(guān)鍵在于信譽效應，同時企業(yè)所處的外部環(huán)境越完善、上市年限越短、規(guī)模越大、盈利水平越強及負債水平越低，企業(yè)履行社會責任的動機就越強。因此，不僅需要政策壓力迫使企業(yè)履行社會責任，更需要引導利益相關(guān)者更好地進行回應，使企業(yè)社會責任行為更快轉(zhuǎn)化為信譽資本，從而使企業(yè)更主動地去踐行社會責任。

關(guān)鍵詞：企業(yè)社會責任 企業(yè)價值 效率效應 信譽效應

問題的提出

企業(yè)規(guī)模的擴大是造成人類活動對自然環(huán)境影響加深的關(guān)鍵因素。企業(yè)過快發(fā)展導致的資源消耗以及人類生存環(huán)境的惡化，加之不斷覺醒的公民意識，成為20世紀50年代以來企業(yè)社會責任研究開展并逐漸深入的外部誘因（邵君利，2009）。在企業(yè)社會責任投資和企業(yè)價值關(guān)系的研究中，工具性視角的存在使得兩者關(guān)系的深入探討更加具有現(xiàn)實意義，因為一旦企業(yè)社會責任投資不能帶來企業(yè)經(jīng)營表現(xiàn)上的改善，企業(yè)社會責任行為在長期內(nèi)將喪失可持續(xù)性（Inoue Y et al.，2011）。

在此背景下，探討企業(yè)社會責任與企業(yè)價值的關(guān)系成為研究領(lǐng)域的重要課題（Endrikat J et al.，2014）。其中，最本質(zhì)的問題是探究是否更強的企業(yè)社會責任能夠帶來更高的企業(yè)價值。反對社會責任的學者認為，企業(yè)社會責任方面的投入會增加管理層的可支配資源，從而進一步加重代理問題（Brammer S.，2008）；同時，支持者則認為企業(yè)社會責任的履行不僅可以成為競爭優(yōu)勢的重要組成部分（Porter M E et al.，2006），而且通過提升企業(yè)聲譽、消費者與雇員滿意度及強化組織承諾等，進而起到提升企業(yè)價值的重要作用（Peterson D K，2004；Brammer S et al.，2005；Luo X et al.，2006）。

盡管較多的研究從實證層面上證實了企業(yè)社會責任的履行會帶來企業(yè)價值的提升，但這種正項效應結(jié)論并不具有確定性（Margolis J D et al.，2003；Godfrey P C et al.，2007）。當前，關(guān)于企業(yè)社會責任與企業(yè)價值的研究有上百篇，然而研究的結(jié)論卻存在一定程度上的差異—企業(yè)社會責任履行會提升企業(yè)價值、降低企業(yè)價值以及兩者并不存在關(guān)聯(lián)性。這種不確定性的關(guān)系對于企業(yè)社會責任的研究在廣度與深度上的拓展造成了一定程度的阻礙（Mcwilliams A et al.，2000；Margolis J D et al.，2003）。

值得注意的是，雖然學者多從企業(yè)社會責任與企業(yè)價值的關(guān)系方面進行探討，但在企業(yè)社會責任通過何種微觀機制影響企業(yè)價值，并通過相應的數(shù)據(jù)提供經(jīng)驗支撐等方面的研究依然不足。龍文濱與宋獻中（2013）給出了一個可能性的解釋，即企業(yè)通過社會責任方面的投資可以增強其信譽資本，從而得到利益相關(guān)者的支持。與之相關(guān)的觀點還包括衛(wèi)武（2012）從提升企業(yè)聲譽方面探討企業(yè)價值的改進；此外，鄧美貞與王琬青（2012）認為企業(yè)效率的改進是企業(yè)價值改善的關(guān)鍵中介。不過遺憾的是，相關(guān)的研究并沒有提供關(guān)于企業(yè)社會責任對企業(yè)價值影響相對較為完整的中介機制，往往局限于對某一方面的探究，而忽略了對于相應機制力量的對比與檢驗；同時，基于中國企業(yè)客觀數(shù)據(jù)的經(jīng)驗證據(jù)尚未提出。事實上，能夠描繪出企業(yè)社會責任對企業(yè)價值影響的機制并被經(jīng)驗證據(jù)所證明的理論目前并不存在（Wood D J，2010），而問題的關(guān)鍵在于，只有厘清了這些機制，才能為企業(yè)社會責任的履行提供一個可持續(xù)的基礎(chǔ)，這也正是本文研究的核心所在。

本文通過全面考察企業(yè)社會責任、企業(yè)效率、信譽資本累積與企業(yè)價值之間的關(guān)系，嘗試探討企業(yè)社會責任對企業(yè)價值影響的微觀機制。首先，本文利用SFA方法測度出中國上市公司企業(yè)效率，考慮到樣本自選擇可能帶來內(nèi)生性問題，采用Heckman方法對企業(yè)社會責任與企業(yè)效率的關(guān)系進行了實證檢驗，結(jié)果表明企業(yè)社會責任的履行確實可以提升企業(yè)效率；其次是在納入樣本自選擇問題的基礎(chǔ)上，檢驗了企業(yè)社會責任對企業(yè)價值的微觀影響機制，結(jié)果表明企業(yè)社會責任確實可以實現(xiàn)價值創(chuàng)造，途徑有二：一是通過企業(yè)內(nèi)部效率的改進，二是通過外部信譽資本的累積，并且在這兩種效應中，信譽資本的累積占主導地位。

企業(yè)社會責任對企業(yè)價值的影響機制分析

（一）效率效應

企業(yè)能否實現(xiàn)最優(yōu)的投入產(chǎn)出比是企業(yè)效率的本質(zhì)，而這正是企業(yè)核心競爭力與可持續(xù)發(fā)展的源泉（張曉嵐等，2007）。企業(yè)社會責任投資則是雇員滿足度、管理層約束及技術(shù)革新的重要所在，同時也會短期內(nèi)增加企業(yè)的投入成本，從而影響企業(yè)的效率，產(chǎn)生價值效應，這就是企業(yè)社會責任的效率效應。

企業(yè)社會責任的效率效應決定了履行社會責任并維持較高投資水平的企業(yè)，比之無社會責任投資和低水平社會責任投資的企業(yè)，其行為更可能引起企業(yè)效率的波動。具體而言：在一個共同的制度環(huán)境下，企業(yè)通過社會責任履行可以引導企業(yè)內(nèi)部成員建立起共同的組織承諾和價值觀，從而帶來組織的團結(jié)與穩(wěn)定，進而提升企業(yè)的效率（Darnall N et al.，2008）；企業(yè)通過社會責任履行可以為利益相關(guān)者提供更多關(guān)于企業(yè)的信息，從而對管理層形成更大的約束，一定程度上緩解企業(yè)的“委托-代理”矛盾。如企業(yè)社會責任信息的披露可以給債權(quán)人、合作伙伴等外部利益相關(guān)者更多的非財務(wù)信息，從而有助于其提升對企業(yè)的判斷能力，降低信息不對稱的風險，從而實現(xiàn)對企業(yè)管理層提供更多的約束（何賢杰等，2012）；此外，企業(yè)出于社會的期望，進行諸如設(shè)備革新方面的投資，以降低環(huán)境污染，也可以帶來企業(yè)效率的提升（鄧美貞等，2012）。

當然，也有部分學者認為企業(yè)在進行社會責任投資時會增加企業(yè)的投入成本，因而對企業(yè)的經(jīng)營帶來一定程度上負面的影響（李正，2006），同時企業(yè)也可能為了過分響應利益相關(guān)者壓力造成對企業(yè)既定經(jīng)營目標的偏離，而導致正常的企業(yè)運營受到阻礙，進而降低企業(yè)效率。

表1　變量定義及描述統(tǒng)計

表2　單因素均值及中位數(shù)檢驗

對企業(yè)社會責任的效率效應進行檢驗是化解以上兩種截然相反論述爭執(zhí)的有效途徑，即通過實證檢驗的方式驗證企業(yè)社會責任究竟是正向提升企業(yè)效率，還是負向抑制企業(yè)效率？

（二）信譽效應

利益相關(guān)者群體是在心目中建立起來的，通過對企業(yè)行為和表現(xiàn)進行判斷評價而形成的企業(yè)印象，即企業(yè)的信譽資本，可以影響企業(yè)的收益（Peloza J et al.，2011）。而企業(yè)社會責任投資作為一種異質(zhì)性行為可能帶來利益相關(guān)者更高的評價，從而影響企業(yè)的信譽水平，進而產(chǎn)生價值效應，這就是企業(yè)社會責任的信譽效應。

相比于無社會責任投資或低水平企業(yè)社會責任投資的企業(yè)，履行社會責任并維持較高投資水平的企業(yè)更可能是高信譽的企業(yè)。具體而言：企業(yè)在顧客方面進行社會責任投資，可以為企業(yè)在顧客群體中建立起更高的交易信譽資本，從而帶來顧客忠誠度、滿意度的提升，或降低其價格彈性，進而可能增加企業(yè)的銷量，或獲得更多的產(chǎn)品溢價，更有可能是二者效應的疊加（Godfrey P C et al.，2009）；企業(yè)在投資者方面進行社會責任投資，不僅可以降低信息不對稱，緩解企業(yè)可能面臨的融資約束，更可以通過穩(wěn)定的投資者關(guān)系管理來維系好與投資者群體的關(guān)系，從而達到擴充融資對象及降低融資成本的效果（龍文濱等，2013）；企業(yè)在社區(qū)群體方面進行社會責任投資，尤其是此種社會責任行為往往出于規(guī)范性或自愿性的行為，當此種行為被社區(qū)重復接收并進行累積后將會形成一種穩(wěn)定的道德信譽資本。此種資本雖然不能直接帶來收益，但可以在風險事件發(fā)生時，扮演某種程度上的保險作用（Godfrey P C，2005）。

雖然大多數(shù)學者們肯定了企業(yè)社會責任的信譽效應，但是其是否能發(fā)揮作用很大程度上取決于利益相關(guān)者對企業(yè)社會責任的回應速度及力度（溫素彬等，2008），例如消費者對企業(yè)的社會責任投資回應速度較快、力度較大時，則更可能影響消費者的購買行為，反之進行了社會責任投資的企業(yè)在企業(yè)價值表現(xiàn)方面不如未進行社會責任投資的企業(yè)，即企業(yè)社會責任信譽效應可能存在一定程度上的滯后。因而，對這種滯后性的檢驗與探討也是本文對信譽效應關(guān)注的關(guān)鍵點。

研究設(shè)計

本文的經(jīng)驗分析可以分為如下四個環(huán)節(jié)：一是運用隨機前沿分析（SFA）對各樣本企業(yè)的效率值進行估算；二是在控制其它變量的前提下，檢驗企業(yè)社會責任對企業(yè)效率的影響；三是在控制其它變量的前提下，檢驗效率效應與信譽效應是否同時存在；四是采用Bootstrap技術(shù)對效率效應、信譽效應的顯著性及力量差異進行檢驗。

（一）企業(yè)社會責任的度量

衡量企業(yè)社會責任的方法有很多，包括污染控制績效法、聲譽指數(shù)法及內(nèi)容分析法等。受限于中國企業(yè)數(shù)據(jù)的可得性，關(guān)于社會責任的度量較多采用內(nèi)容分析法（張兆國等，2013）。以潤靈環(huán)球責任評級（RKS）最具代表性，其立足于權(quán)威的社會責任標準ISO26000，從整體、內(nèi)容與技術(shù)三個層面對社會責任的履行水平進行度量，并依據(jù)行業(yè)的特殊性進行修正。從某種程度上來說較為適宜度量當前中國企業(yè)社會責任履行狀況，并在相關(guān)研究中得到廣泛采用（曹亞勇等，2012）。為此，本文也采用這一慣例以潤靈環(huán)球的社會責任綜合得分作為中國企業(yè)社會責任履行狀況的代理變量，以Csr記。

表3　多元回歸結(jié)果

表4　企業(yè)社會責任的效率效應與信譽效應

（二）基于SFA的企業(yè)效率度量

本文采用Battese與Coelli（1992）提出的針對面板數(shù)據(jù)進行的前沿生產(chǎn)函數(shù)，即BC92模型以計算樣本企業(yè)各年的效率值。關(guān)于投入產(chǎn)出的相關(guān)指標，本文參考孫兆斌（2006）及何楓與陳榮（2008）等相關(guān)研究，模型具體設(shè)定為：

Ta、Yg與Fy分別表示固定資產(chǎn)凈額的自然對數(shù)、員工總?cè)藬?shù)的自然對數(shù)及費用支出的自然對數(shù)，以作為企業(yè)的投入指標；Y選用主營業(yè)務(wù)利潤的自然對數(shù)及凈利潤的自然對數(shù)作為產(chǎn)出指標，下文分析中以主營業(yè)務(wù)利潤為主要回歸變量，而以凈利潤作為穩(wěn)健性分析變量，分別記為Te_zylr與Te_jlr。同時，針對產(chǎn)出變量中可能出現(xiàn)的負值情況，本文參照何楓與陳榮（2008）的研究將其自然對數(shù)選為0.1，以盡量保證有足夠的樣本量規(guī)模。

v服從標準正態(tài)分布，而u服從截斷型半正態(tài)分布，取值范圍大于等于0，且二者相互獨立；Te取值范圍為0到1，當Te為1時則表示對應公司在該時間點處于前沿面上，一般情況下其取值范圍均小于1，即處于非效率狀態(tài)。

（三）企業(yè)價值的度量

關(guān)于企業(yè)價值的度量本文使用研究中較多采用的Tobin's Q值作為代理，其代表市場價值與重置成本之間的比率，反應的是市場對企業(yè)成長性的評價。其值越高，表明企業(yè)的成長水平越高，投資者更愿意對企業(yè)進行投資。然而，由于重置成本獲取的難度較大，加之少部分上市公司尚未完成股權(quán)分置改革，或者股權(quán)分置改革后增加的部分限售流通股的市場價值不易度量，使Tobin's Q的度量顯得相對較為復雜。為此本文采用夏立軍與方軼強（2005）的計算方法：

Tobin's Q=市場價值/重置成本=（每股價格×流通股份數(shù)+（總股數(shù)-流通股份數(shù)）×每股凈資產(chǎn)+負債賬面價值）/總資產(chǎn)

其中，每股價格以年末平均股價計，其它均為當年年末數(shù)（連玉君等，2007）。

（四）模型檢驗

如果樣本的觀察值不是隨機選取的，將會導致出現(xiàn)樣本的內(nèi)生性問題，從而影響估計結(jié)果的性質(zhì)，即所謂的樣本選擇問題（Heckman J J，1979）。在企業(yè)社會責任的相關(guān)研究中，樣本的選擇性偏誤得到了極大的重視（Jo H et al.，2011），即某些變量既會對企業(yè)社會責任投資與否產(chǎn)生影響，同時對企業(yè)效率與企業(yè)價值產(chǎn)生影響，那么傳統(tǒng)的最小二乘法等方法僅對參與社會責任的企業(yè)進行回歸得到的結(jié)果很有可能是有偏差的?；诖?，本文采用Heckman兩階段對可能存在的樣本選擇性偏誤進行控制。具體而言：一是采用Probit對影響企業(yè)社會責任行為的因素進行檢驗，得到逆Mills值；二是將逆Mills值作為控制變量，檢驗企業(yè)社會責任是否對企業(yè)效率及企業(yè)價值產(chǎn)生影響。

關(guān)于企業(yè)社會責任影響因素、企業(yè)效率影響因素及企業(yè)價值影響因素方程中控制變量的選取，本文主要參考了李正（2006），周中勝、何德旭與李正（2012），孫兆斌（2006）及何楓與陳榮（2008）的研究成果。具體的模型設(shè)定形式如下：

本文通過將上市公司的注冊地劃分為東、中與西三個地區(qū)的方式探討外部環(huán)境的影響（連玉君等，2009）；此外，為了避免上市公司年限可能存在的時間趨勢，本文通過第33和66分位值為分界點將樣本公司分成三組，從而形成“成熟上市公司”、“中等上市公司”與“年輕上市公司”的分類。其它變量的具體定義方式如表1所示。

表5　穩(wěn)健性分析結(jié)果

若式（6）與式（7）中系數(shù)μ均顯著，則表明存在樣本的選擇性偏誤；若式（6）中的τ，式（7）中的λ及τλ均顯著，則表明企業(yè)社會責任的效率效應存在；若式（7）中的κ顯著，則表明在控制了效率效應后，企業(yè)社會責任的信譽效應亦存在；若在滿足效率效應與信譽效應均存在的情況下，本文還需要檢驗κ-τλ是否顯著異于0，即效率效應與信譽效應力量大小的檢驗。值得注意的是，τλ與κ-τλ并無明確的標準誤差，本文采用Bootstrap技術(shù)抽樣1000次得到。

（五）樣本選擇和數(shù)據(jù)來源

本文選擇2008-2012年的中國上市公司作為初選樣本。并對這些公司執(zhí)行如下的篩選過程：選取2008年1月1日前上市且僅發(fā)行A股的上市公司 ；剔除金融類上市公司及經(jīng)過特殊處理（ST/ PT）的上市公司；剔除事實上資不抵債的上市公司，即負債率已經(jīng)高于100%的上市公司；為了避免發(fā)生兼并重組的影響，剔除資產(chǎn)成長率及銷售成長率增長大于100%的上市公司；剔除相關(guān)數(shù)據(jù)不全的上市公司。從而共篩選出由1220個公司共5年構(gòu)成的非平衡面板，共計5859個樣本。其中，履行社會責任的樣本數(shù)為1831，未履行社會責任的樣本數(shù)為4028。同時，為了克服離群值的影響，本文采用“Winsorize”命令處理1%離群值。本文所有數(shù)據(jù)處理和模型估計工作均采用STATA13.0完成。

關(guān)于企業(yè)社會責任的數(shù)據(jù)來源于RKS數(shù)據(jù)庫，其它財務(wù)數(shù)據(jù)均根據(jù)CSMAR數(shù)據(jù)庫整理得到。表1列示了主要變量的基本統(tǒng)計量和計算方法。僅有31%的樣本在2008-2012年間至少履行過一次社會責任，有超過69%的樣本未履行過社會責任；在履行社會責任的樣本中平均得分僅為31.7915分（3.4592以e為底取指數(shù)得到），遠未達到60分的及格水平。這進一步表明不僅需要對影響企業(yè)社會責任行為的因素進行探究，更需要對企業(yè)社會責任與企業(yè)價值的關(guān)系及對應的微觀傳導機制做出回答，以促使企業(yè)更為主動的踐行社會責任。

實證分析

（一）單因素分析

在正式進行回歸分析之前，本文按照企業(yè)是否參與社會責任進行分組對單因素的均值及中位數(shù)進行了統(tǒng)計檢驗，如表2所示。

就企業(yè)社會責任行為的影響因素而言，企業(yè)所在地區(qū)、企業(yè)是否為重污染行業(yè)、企業(yè)上市年限、企業(yè)規(guī)模及盈利水平均對企業(yè)社會責任投資決策產(chǎn)生影響，而與企業(yè)負債率似乎沒有直接關(guān)系；就企業(yè)社會責任對企業(yè)效率及企業(yè)價值的影響而言，履行企業(yè)社會責任的企業(yè)都是企業(yè)效率較高的企業(yè)，而企業(yè)價值的差異雖然為正，但其均值差異并未通過統(tǒng)計檢驗。這表明企業(yè)履行社會責任與否對企業(yè)價值并無影響，因而需要通過Heckman兩步法糾正樣本選擇性偏誤，進而較為精確的估計出企業(yè)社會責任對企業(yè)價值的影響。

（二）回歸檢驗分析

本文分別對企業(yè)社會責任行為影響因素，企業(yè)社會責任對企業(yè)效率的影響及企業(yè)社會責任對企業(yè)價值的影響機制進行了回歸分析，結(jié)果如表3所示。

1.企業(yè)社會責任影響因素。從外部環(huán)境看，東部地區(qū)的企業(yè)最傾向于履行社會責任，中部次之，而西部最差，這與周中勝、何德旭與李正（2012）的研究類似，即外部壓力越大，企業(yè)越有動力履行社會責任；重污染行業(yè)屬性也呈現(xiàn)出類似的結(jié)論，這主要是由于重污染行業(yè)受到的政策監(jiān)管與輿論壓力更強，因而其或被動或主動的進行社會責任投資（李正，2006）；此外，年份效應的檢驗結(jié)果也顯示出履行社會責任的企業(yè)越來越多。

從上市時間看，企業(yè)處于成熟上市階段時比較不傾向于履行社會責任，而中等與年輕的上市公司更傾向于履行社會責任，這可能是由于此類公司更希望通過社會責任行為增強公司的可見性（Udayasankar K，2008）；企業(yè)的規(guī)模越大，盈利能力越強，其越傾向于履行社會責任，這符合冗余資源假說（賈興平，2014）；此外，企業(yè)的負債水平對企業(yè)社會責任的影響顯著為負，而單因素分析的結(jié)果并不顯著，這主要是由于單因素分析時沒有控制其它變量的影響，而這一結(jié)果進一步表明當企業(yè)面臨較大的還款壓力時，其在社會責任方面的可用資源就會減少，甚至不進行社會責任投資（Brammer S et al.，2005）。

2.企業(yè)社會責任與企業(yè)效率。在企業(yè)效率的方程中，Lamda的系數(shù)在1%的水平上高度顯著表明確實存在樣本選擇性偏誤，本文通過Heckman兩步法進行回歸，是較為合理的。

企業(yè)社會責任的回歸系數(shù)為0.0336，且在1%的水平上高度顯著，表明企業(yè)社會責任的履行確實會帶來企業(yè)效率的提升，即企業(yè)社會責任履行引起的雇員滿足度提升、管理層約束及技術(shù)革新的收益，比企業(yè)社會責任引起的投入增加及可能的經(jīng)驗目標偏離成本大。這也表明了企業(yè)社會責任效率效應的τ值有了經(jīng)驗證據(jù)支持，具體效率效應存在與否還需要進行下一步的檢驗；從控制變量的影響看，企業(yè)規(guī)模對企業(yè)效率的影響顯著為負，而其它因素則正向促進企業(yè)效率的提高，但股權(quán)集中度水平的影響僅在10%的水平上顯著。

3.企業(yè)社會責任與企業(yè)價值的機制檢驗。在企業(yè)價值的方程中，Lamda的系數(shù)在1%的水平上高度顯著表明確實存在樣本選擇性偏誤，本文通過Heckman兩步法進行回歸，是較為合理的。

如前所述，系數(shù)κ與λ的顯著性是該方程的關(guān)鍵。首先，企業(yè)效率對企業(yè)價值的系數(shù)λ為1.2955，且通過了1%水平下的顯著性檢驗，這進一步為效率效應的存在提供了經(jīng)驗證據(jù)，然而τλ的顯著性在上述方程中，并無法給出明確的經(jīng)驗證據(jù)，還有待于進行Bootstrap分析；其次，在控制了效率效應的影響后，信譽效應的系數(shù)κ為0.2220且通過了5%水平下的顯著性檢驗，這表明外部利益相關(guān)者的回應在本文選取的一年內(nèi)并不存在時滯。同時，也可以粗略的認為企業(yè)社會責任可以實現(xiàn)價值創(chuàng)造，因為τ與λ均為正，其乘積也一定為正，只是可能與0無統(tǒng)計學差異；最后，企業(yè)規(guī)模與負債率會降低企業(yè)的價值，但是股權(quán)集中度則有助于提升企業(yè)價值。

4.效率效應與信譽效應力量對比。雖然，κ的顯著性可以由企業(yè)價值方程給出，但為了保證結(jié)果的可比性，對κ、τλ與κ-τλ的顯著性，均通過Bootstrap技術(shù)給出。具體的設(shè)置如下：種子數(shù)設(shè)置為12345，抽樣的次數(shù)限定為1000次。具體的效應檢驗結(jié)果如表4所示。

從表4可以看出，Bootstrap估計系數(shù)κ的t值為2.3650，比較接近于企業(yè)價值方程中估計出的2.2909，表明該方法是較為可行的。就效率效應的值而言，其為0.0435，且通過了1%水平的顯著性檢驗；信譽效應的值為0.2220，也通過了1%水平的顯著性檢驗；同時，信譽效應占總效應的比重約為84%，而效率效應占總效應的比重約為16%，且二者的差異通過了5%水平的顯著性檢驗。

（三）穩(wěn)健性檢驗

1.企業(yè)社會責任影響因素的再探討。如前所述，本文考慮到外部環(huán)境變量數(shù)據(jù)更新相對較為緩慢，通過將上市公司注冊地劃分為東、中、西三個地區(qū)的方式來進行處理。本文運用上市公司注冊地人均真實GDP的自然對數(shù)方式作為外部環(huán)境的替代變量，這種選擇主要基于兩個方面：一是，外部制度環(huán)境與經(jīng)濟增長具有極強的相關(guān)性（樊綱等，2011），而這相對于企業(yè)的行為而言是一種外生變量，因而比較合適作為制度環(huán)境的替代變量；二是，相關(guān)經(jīng)驗研究也表明經(jīng)濟增長水平對企業(yè)社會責任行為具有重要影響（黎文靖，2013）。

出于篇幅考慮，回歸結(jié)果5中僅列示出相關(guān)核心變量的估計結(jié)果及效率效應與信譽效應的值。從表5的估計結(jié)果可以看出，樣本自選擇偏誤依然存在，需要通過Heckman兩步法進行糾正；效率效應與信譽效應均存在，分別占比為13%與87%，且信譽效應的主導地位也在5%水平上顯著。

2.企業(yè)效率的再度量。如前所述，本文在度量企業(yè)效率時分別選用了主營業(yè)務(wù)利潤與凈利潤兩個產(chǎn)出變量，并以Te_ zylr為回歸的主變量，而以Te_jlr為穩(wěn)健性分析的變量。

從表5的估計結(jié)果可以看出，樣本自選擇偏誤在1%的水平上顯著，需要通過Heckman兩步法進行糾正；回歸結(jié)果仍然表明企業(yè)社會責任可以實現(xiàn)價值創(chuàng)造，且效率效應與信譽效應均存在，并通過了1%的水平的顯著性檢驗，二者分別占比為13%與87%，同時信譽效應的主導地位也在5%水平上顯著。

結(jié)論與啟示

無論是企業(yè)被動響應利益相關(guān)者的壓力，還是出于提升競爭優(yōu)勢的考量，一個不容忽視的事實是企業(yè)的責任時代已經(jīng)來臨。然而，企業(yè)社會責任投資一旦降低企業(yè)價值，將喪失可持續(xù)的基礎(chǔ)。出于對此方面的考慮，關(guān)于企業(yè)社會責任與企業(yè)價值關(guān)系的研究屢見不鮮。但相關(guān)研究不僅沒有對企業(yè)社會責任是否影響企業(yè)價值給出明確的答案，更缺乏對應機制的完整闡釋，并提供經(jīng)驗證據(jù)支持。企業(yè)社會責任應通過效率效應與信譽效應影響企業(yè)的價值，履行社會責任并維持較高投資水平的企業(yè)，比之無社會責任投資和低水平社會責任投資的企業(yè)，其行為更可能引起企業(yè)效率的波動，進而對企業(yè)的價值產(chǎn)生影響；同時，履行社會責任的企業(yè)更可能帶來利益相關(guān)者更高的評價，從而影響企業(yè)信譽的水平，進而產(chǎn)生價值效應。

本文運用2008-2012年中國A股上市公司的數(shù)據(jù)進行了實證檢驗。一是運用隨機前沿分析（SFA）對各樣本企業(yè)的效率值進行估算；二是在控制其它變量的前提下，運用Heckman兩步法對樣本選擇性偏誤進行糾正，直接檢驗企業(yè)社會責任對企業(yè)效率的影響，發(fā)現(xiàn)高社會責任投資的企業(yè)確實是企業(yè)效率更高的企業(yè)；三是在控制其它變量的前提下，運用Heckman兩步法對樣本選擇性偏誤進行糾正，檢驗效率效應與信譽效應是否同時存在，發(fā)現(xiàn)企業(yè)社會責任確實可以實現(xiàn)價值創(chuàng)造，高企業(yè)社會責任投資的企業(yè)確實擁有更高的企業(yè)信譽資本；四是采用Bootstrap技術(shù)對效率效應、信譽效應的顯著性及力量差異進行檢驗，結(jié)果表明無論是效率效應，還是信譽效應均存在，但信譽效應扮演著更為重要的角色。同時，本文還對企業(yè)社會責任行為的影響因素進行了探討，結(jié)果表明企業(yè)所處的外部環(huán)境越完善、上市年限越短、規(guī)模越大、盈利水平越強及負債水平越低，企業(yè)履行社會責任的動機就越強。

本文的結(jié)論有助于強化對企業(yè)社會責任的認識，尤其是協(xié)調(diào)好企業(yè)社會責任履行與企業(yè)價值之間的關(guān)系。企業(yè)社會責任可以實現(xiàn)價值創(chuàng)造，但企業(yè)價值創(chuàng)造中有84%左右是依托于信譽效應提升的。因而，對于政府而言，雖然法規(guī)政策壓力可以迫使企業(yè)履行社會責任，但是如果在形成壓力的同時，可以進一步引導外部利益相關(guān)方更好地回應企業(yè)社會責任的表現(xiàn)，那么就可以使企業(yè)更有動力去履行企業(yè)社會責任；對于企業(yè)而言，需要根據(jù)外部環(huán)境、自身規(guī)模、盈利能力及負債水平確定對應的企業(yè)社會責任戰(zhàn)略，在踐行社會責任的同時注重與外部利益相關(guān)者進行協(xié)調(diào)，降低信譽效應可能的滯后性，進而實現(xiàn)企業(yè)與利益相關(guān)者的和諧共贏。

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