潘孝珍

(杭州電子科技大學會計學院，浙江 杭州 310018)

引言

從20世紀90年代開始，履行社會責任越來越受到我國企業(yè)的重視。據(jù)潤靈環(huán)球統(tǒng)計，2009～2017年依次有471、518、582、644、681、701、747和795家上市公司發(fā)布企業(yè)社會責任報告，企業(yè)數(shù)量保持逐年增長。可見，我國企業(yè)的社會責任意識在不斷提高，但現(xiàn)實中與企業(yè)社會責任形象相背離的現(xiàn)象卻又時常發(fā)生，如萬科“毒地板”事件、長生生物“問題疫苗”事件等，無不沖擊著企業(yè)的社會形象。如何有效引導和激勵企業(yè)真正履行社會責任，成為當前學術(shù)界極為關注的話題。

就如法律不會強制要求個人必須“做好事”一樣，也不會強制要求企業(yè)必須履行社會責任，企業(yè)承擔社會責任的根本動力來自個體內(nèi)在的認知、情感和精神追求。因此，許多文獻強調(diào)從企業(yè)治理結(jié)構(gòu)特征角度，分析企業(yè)履行社會責任的影響因素。Jizi et al.(2014)使用美國大型商業(yè)銀行的數(shù)據(jù)研究表明，提高董事會獨立性和董事會規(guī)模有利于促進企業(yè)履行社會責任[4]。王士紅(2016)的研究表明，高管團隊平均任職年限對企業(yè)社會責任披露有顯著負向影響，但年齡和教育水平的影響不顯著[17]。此外，管理層的創(chuàng)新能力、管理能力等特征有助于提升企業(yè)社會責任水平(楊春方，2009)[20]。更為細致的研究表明，自戀型CEO與傲慢型CEO相比，其所在上市公司會承擔更多的社會責任，并且更容易受到同類上市公司社會責任決策的影響(Tang et al.，2018)[6]。此外，由于女性高管的行為特征與男性高管有較大差異，許多文獻將視角集中于女性高管，研究表明女性高管人數(shù)比例、持股比例與企業(yè)社會責任正相關(Cook和Glass，2018)[1]。

當然，就像個人“做好事”可能受到他人影響一樣，企業(yè)履行社會責任也可能受到各種外部因素的影響。Hasan et al.(2018)[3]、宋建波和盛春艷(2009)[16]等認為，政府、行業(yè)協(xié)會、工會等機構(gòu)對企業(yè)履行社會責任有著重要影響，尤其是政府可以通過法律和相關激勵政策，引導企業(yè)更多地履行社會責任。從實證研究視角來看，Vukic(2018)對歐洲10個國家69家上市公司的研究表明，企業(yè)履行社會責任的程度與股東、供應商、員工、社區(qū)和消費者等利益相關者有顯著的正相關關系[7]。黃偉和陳釗(2015)基于我國12個城市1268家企業(yè)的調(diào)查數(shù)據(jù)研究表明，外資企業(yè)通過供應鏈壓力對我國企業(yè)的社會責任表現(xiàn)有積極影響，且該影響僅當我國企業(yè)是外資企業(yè)的供應商時才顯著[10]。此外，李增福等(2016)研究發(fā)現(xiàn)，我國民營上市公司為了實現(xiàn)避稅，往往通過策略性慈善捐贈樹立良好的企業(yè)形象[11]。Show(2009)則指出，商業(yè)道德能夠促進企業(yè)履行社會責任[5]。從企業(yè)所處的外部環(huán)境來看，修宗峰(2015)研究表明，地區(qū)幸福感對民營上市公司的社會責任有一定的負面效應[19]。彭玨和陳紅強(2015)則強調(diào)在市場化進程度越高的地區(qū)，內(nèi)部控制對企業(yè)社會責任的促進作用更強[14]。

綜上所述，當前學術(shù)界分別從企業(yè)治理結(jié)構(gòu)、外部利益相關者、內(nèi)外部文化差異等方面，對企業(yè)社會責任的影響因素展開一系列的理論與實證研究。然而，被共同忽略的一個重要問題是，企業(yè)履行社會責任是否存在空間互動效應。現(xiàn)實中往往存在“物以類聚”的現(xiàn)象，社會責任表現(xiàn)優(yōu)秀的模范企業(yè)會為周圍企業(yè)樹立良好榜樣，督促周圍企業(yè)承擔更多的社會責任，其研究難點在于，如何量化一家企業(yè)從周圍企業(yè)獲得的社會責任榜樣力量的強弱程度?；谏鲜龇治?，使用2011～2017年滬深A股非金融企業(yè)樣本，采用空間面板數(shù)據(jù)模型，對企業(yè)社會責任的空間互動效應進行實證研究。本文嘗試回答如下兩個問題：一是構(gòu)造微觀層面的空間權(quán)重矩陣對企業(yè)社會責任的榜樣力量進行量化，驗證企業(yè)履行社會責任在空間上是否能夠相互傳遞；二是使用王小魯?shù)?2017)[18]制定的市場化指數(shù)，驗證企業(yè)社會責任的空間互動效應在不同法制環(huán)境水平下是否存在差異。

理論分析與研究假設

企業(yè)的經(jīng)營目標在于實現(xiàn)股東價值最大化，而承擔社會責任直接消耗了企業(yè)的有限經(jīng)濟資源，加重了企業(yè)的成本負擔，因此企業(yè)履行社會責任只能是自愿的公益性活動。但是，仍有諸多理論認為企業(yè)應該主動承擔社會責任。例如，長期價值理論認為，盡管承擔社會責任可能不利于短期價值，但卻有利于促進企業(yè)的長期價值；利益相關者理論認為，企業(yè)除了向股東負責外，還需要考慮供應商、雇員、社區(qū)、債權(quán)人等利益相關者的利益；企業(yè)公民理論則指出，企業(yè)應該像公民一樣享受權(quán)利、承擔義務，為社會的和諧穩(wěn)定貢獻應有之力。因此，根據(jù)自身能力承擔一定的社會責任，成為企業(yè)生存于社會的必然要求。實際上，可以將作為法人的企業(yè)與自然人進行類比：經(jīng)濟學將自然人假設為實現(xiàn)自身利益最大化的經(jīng)濟人，但即便如此，馬斯洛的需求層次理論仍然指出，個人除了生理需求、安全需求等低層次需求外，也會產(chǎn)生自我實現(xiàn)等高層次需求。對企業(yè)而言，如果說實現(xiàn)盈利只是滿足低層次的為股東創(chuàng)造價值的需求，那么承擔社會責任可以成為滿足企業(yè)自我實現(xiàn)的高層次需求。因此，在一定程度上，可以將履行社會責任看成是企業(yè)的內(nèi)在需求。

企業(yè)在日常經(jīng)營過程中，需要與其他企業(yè)產(chǎn)生業(yè)務往來，并通過員工業(yè)務交流、新聞媒體報道等多種途徑，對各自承擔的社會責任情況進行溝通交流。如果履行社會責任是企業(yè)內(nèi)在需求的話，那么企業(yè)之間就有可能對各自的社會責任履行情況進行攀比。因此，Goins和Gruca(2008)[2]、費顯政等(2000)[8]等文獻指出，企業(yè)社會責任具有傳染效應，即企業(yè)社會責任的后果將會跨越企業(yè)邊界，對其他同類企業(yè)產(chǎn)生影響。在現(xiàn)實中往往可以觀察到，當某個自然災害發(fā)生時或某個弱勢群體需要幫助時，如果有一家企業(yè)伸出援助之手，其積極承擔社會責任的事跡經(jīng)過媒體報道，或者僅僅是員工私底下的溝通傳遞以后，往往就會有更多企業(yè)同時伸出援助之手。在這個過程中，帶頭履行社會責任的企業(yè)顯然樹立了榜樣作用，使得企業(yè)承擔社會責任的積極性相互傳遞，整體上提高了社會福利水平。但是，根據(jù)空間計量經(jīng)濟學理論，盡管事物之間普遍關聯(lián)，但空間上較近的事物之間的關聯(lián)性比較遠的事物更強。就像人的交際圈是有限的一樣，企業(yè)之間關于履行社會責任的交流空間廣度也是有限的，模范企業(yè)樹立的榜樣力量在空間上會隨著距離的增加而衰減。因此，如果將空間相關企業(yè)定義為與一家企業(yè)在空間距離上相關聯(lián)的企業(yè)，其空間相關強度與企業(yè)間的直線距離成反比，那么可以提出如下假設11。

H1：企業(yè)履行社會責任具有空間互動效應，一家企業(yè)承擔的社會責任水平與其空間相關企業(yè)的社會責任水平成正比。

根據(jù)馬斯洛的需求層次理論，人的需求是有層次遞進關系的，只有當?shù)蛯哟蔚男枨蟮玫綕M足以后，高層次的需求才會出現(xiàn)。企業(yè)履行社會責任也是如此，它是企業(yè)實現(xiàn)社會價值的重要途徑，但一般來說只有當企業(yè)具有良好的盈利能力，能夠在市場競爭中占據(jù)主動地位時，才會產(chǎn)生較強的自我實現(xiàn)需求。相反，當企業(yè)的盈利能力較弱，甚至連年虧損，在市場競爭中處于不利地位時，企業(yè)更多考慮的是如何壓縮成本、開拓市場，對于承擔社會責任的需求往往非常薄弱。此時，即使企業(yè)承擔了一定的社會責任，也往往是感受外部環(huán)境壓力而不得不采取的措施。因此，企業(yè)在承擔社會責任時，除了實現(xiàn)企業(yè)社會價值外，同時也可能具有股東價值最大化的雙重屬性，期望以短期的成本付出為企業(yè)帶來長期的價值回報。

但是，履行社會責任能否為企業(yè)創(chuàng)造良好的市場聲譽，并形成長期價值回報，在不同的法制環(huán)境下有著較大差異。我國地域遼闊，各地區(qū)的市場化進程不盡相同，東部沿海地區(qū)的經(jīng)濟發(fā)展水平比較高，市場化程度也相對比較高，地方政府為了適應社會經(jīng)濟發(fā)展水平，往往致力于創(chuàng)造良好的地區(qū)法制環(huán)境，但中西部地區(qū)卻恰好相反(李增福等，2016)[11]。因此，在研究企業(yè)行為時，一個不可忽略的重要事項是考慮不同法制環(huán)境下的企業(yè)行為邏輯差異。就本文而言，法制環(huán)境好的地區(qū)意味著當?shù)仄髽I(yè)能夠獲得更多法律制度保障，市場競爭機制也更完善，此時履行社會責任的企業(yè)與不履行社會責任的企業(yè)相比，更容易獲得市場利益相關者的認可，包括消費者、供應商、政府、社區(qū)等，更愿意與社會責任水平高的企業(yè)開展合作，從而為企業(yè)帶來更多長期利益。相反，在法制環(huán)境差的地區(qū)，市場化程度相對較低，承擔社會責任并不能為企業(yè)樹立良好的社會形象，反而需要通過利益輸送等灰色途徑獲得利益相關者的認可，此時企業(yè)的社會責任積極性相對較低。因此，可以預見的是，模范企業(yè)履行社會責任帶給其他企業(yè)的榜樣力量，在不同的法制環(huán)境下有著較大差異，本文提出如下假設2。

H2：在法制環(huán)境較好的地區(qū)，企業(yè)社會責任具有空間互動效應；在法制環(huán)境較差的地區(qū)，企業(yè)社會責任不存在空間互動效應。

研究設計

一、變量定義

構(gòu)建企業(yè)社會責任指數(shù)是評價我國企業(yè)履行社會責任水平的最佳方法，當前我國學術(shù)界在衡量企業(yè)社會責任水平時，主要使用和訊網(wǎng)提供的企業(yè)社會責任評分(馮麗艷等，2016；劉柏和盧家銳，2018)[9][12]和潤靈環(huán)球提供的企業(yè)社會責任評分(權(quán)小鋒等，2015)[15]。和訊網(wǎng)的企業(yè)社會責任評分原始數(shù)據(jù)主要來自企業(yè)財務報表，潤靈環(huán)球的企業(yè)社會責任評分原始數(shù)據(jù)只來自企業(yè)社會責任報告，而我國A股市場每年公布社會責任報告的企業(yè)仍是少數(shù)，僅占全部上市公司的20%左右。由于空間面板數(shù)據(jù)模型要求使用強平衡面板數(shù)據(jù)，對研究樣本的數(shù)量和連續(xù)性要求比較高，因此本文選擇樣本覆蓋面更廣的和訊網(wǎng)企業(yè)社會責任評分作為衡量指標。

和訊網(wǎng)提供的上市公司社會責任評分除了總評分外，還分別按照股東責任、員工責任、利益相關者責任、環(huán)境責任、納稅與公益責任進行分項評分。其中：股東責任權(quán)重30%，包括盈利、償債、回報、信批、創(chuàng)新等5個二級指標，共計18個三級指標；員工責任權(quán)重15%，包括績效、安全、關愛員工等3個二級指標，共計7個三級指標；利益相關者責任權(quán)重15%，主要是指企業(yè)承擔的對于供應商、客戶和消費者權(quán)益責任，包括產(chǎn)品質(zhì)量、售后服務、誠信互惠3個二級指標，共計5個三級指標；環(huán)境責任權(quán)重20%，包括環(huán)境治理1個二級指標，下含環(huán)保意識、環(huán)境管理體系認證、環(huán)保投入金額、排污種類數(shù)、節(jié)約能源種類數(shù)等5個三級指標；納稅與公益責任權(quán)重20%，包括貢獻價值1個二級指標，下含所得稅占利潤總額比、公益捐贈金額等2個三級指標。為了更為全面地分析企業(yè)社會責任在空間上的互動關系，本文除了使用企業(yè)社會責任評分CSR_all作為被解釋變量外，還分別以這5個子項目CSR_stock、CSR_staff、CSR_exter、CSR_envir和CSR_socia作為被解釋變量。

既然旅游者具有其自身的特殊性，并且外出旅游就是為了放松，享受閑暇時間的自由，那么就應該在充分理解游客的基礎上，做出有針對性的安排，來減少其不文明行為發(fā)生的機會。既然游客喜歡刻字或者涂鴉，那么就可以給游客提供涂鴉的專門空間和位置，在景區(qū)的適當位置建立游客涂鴉區(qū)或者留言區(qū)，這樣的管理措施就是有意識的“順”的行為，然后，在通過其他的規(guī)則、標識等方式進行“導”，可以大幅度降低游客發(fā)生不文明行為的可能性。

本文的解釋變量是企業(yè)社會責任空間滯后項W·CSR，其中W是空間權(quán)重矩陣，CSR是本文使用的6個的被解釋變量。獲取空間權(quán)重矩陣的步驟如下：首先，搜集整理上市公司披露的詳細注冊地址，通過百度地圖“拾取坐標系統(tǒng)”獲取上市公司的詳細經(jīng)緯度坐標數(shù)據(jù)；其次，根據(jù)兩家上市公司的經(jīng)緯度坐標數(shù)據(jù)計算它們的地面直線距離，并以該距離的倒數(shù)作為它們的空間距離權(quán)重；最后，將所有公司相互間的空間距離權(quán)重數(shù)據(jù)排成對稱矩陣，即可得到空間權(quán)重矩陣。例如，假設樣本中有n家上市公司，通過經(jīng)緯度坐標數(shù)據(jù)計算得到的上市公司i和上市公司j的空間直線距離為rij，那么i和j的空間權(quán)重系數(shù)為wij=1/rij，則可以定義空間權(quán)重矩陣如下：

其中，對角線上的元素w11=…=wnn=0。對上述矩陣進行行標準化，得到的矩陣即為本文使用的空間權(quán)重矩陣?？梢钥吹?，企業(yè)之間的空間距離越近則權(quán)重越大，反之則越小。因此，空間權(quán)重矩陣可以反映社會責任模范企業(yè)的榜樣力量在空間上的影響力大小，空間距離越近的企業(yè)影響力越強，空間距離越遠的企業(yè)影響力越弱。以空間權(quán)重矩陣W乘以企業(yè)社會責任水平CSR，即可以得到企業(yè)社會責任的空間滯后項W·CSR，它反映一家企業(yè)的所有空間相關企業(yè)以空間距離權(quán)重加權(quán)后的總體社會責任水平。由于和訊網(wǎng)提供的企業(yè)社會責任評分信息豐富，對應不同的被解釋變量，W·CSR涵蓋6不同的指標，分別是：企業(yè)社會責任空間滯后項W·CSR_all、股東責任空間滯后項W·CSR_stock、員工責任空間滯后項W·CSR_staff、利益相關者責任空間滯后項W·CSR_exter、環(huán)境責任空間滯后項W·CSR_envir和納稅與公益責任空間滯后項W·CSR_socia。

參考Tang et al.(2018)[6]、王士紅(2016)[17]等文獻，本文使用的控制變量包括：(1)反映企業(yè)股權(quán)性質(zhì)的控制變量：國有股比重Stateshare和管理層持股比重Manashare；(2)反映企業(yè)治理結(jié)構(gòu)的控制變量：股權(quán)集中度Concentration和兩職合一Duality；(3)反映企業(yè)收益狀況的控制變量：現(xiàn)金流充裕度Cash和資產(chǎn)收益率Roa；(4)反映企業(yè)資產(chǎn)狀況的控制變量：財務杠桿Leve和資產(chǎn)對數(shù)Ln_Asset；(5)反映企業(yè)獲得稅收激勵程度的控制變量：有效稅率Taxrate。相關變量的計算方法如表1所示。

二、模型構(gòu)建

為了驗證企業(yè)社會責任是否具有空間互動效應，本文構(gòu)造如下空間面板數(shù)據(jù)模型：

表1 變量定義

其中，Year為年度啞變量，Industry為行業(yè)啞變量，γ為個體固定效應，擾動項μ的生成過程為μ=ρW·μ+ε，ε～N(0,σ2In)。為了得到一致的估計結(jié)果，本文使用準最大似然估計法(Quasi-Maximum Likelihood，QML)對該空間面板數(shù)據(jù)模型進行固定效應估計?；谘芯磕康?，本文主要關注λ的參數(shù)估計結(jié)果：如果λ的系數(shù)顯著為正，則表明企業(yè)社會責任存在正向空間互動效應，模范企業(yè)積極履行社會責任能夠帶動周圍企業(yè)更多地履行社會責任；如果λ的系數(shù)顯著為負，則表明企業(yè)社會責任存在負向空間互動效應，模范企業(yè)積極履行社會責任反而會降低周圍企業(yè)的社會責任水平；如果λ的系數(shù)未通過顯著性檢驗，則表明企業(yè)社會責任不存在空間互動效應，模范企業(yè)積極履行社會責任對周圍企業(yè)的社會責任水平?jīng)]有影響。

三、樣本選擇

本文以2011～2017年滬深A股上市公司作為研究樣本，參照研究慣例剔除金融業(yè)上市公司樣本，剔除資產(chǎn)總額、負債總額或所得稅費用小于0的異常指標樣本，并對連續(xù)型變量進行臨界值為2.5%的winsor縮尾處理。由于空間面板數(shù)據(jù)模型要求使用強平衡面板數(shù)據(jù)，一旦某個樣本在某個年度缺失數(shù)據(jù)，就無法使用該數(shù)據(jù)集進行模型估計。和訊網(wǎng)提供的企業(yè)社會責任評分數(shù)據(jù)的時間區(qū)間是2010～2017年，為了最大限度地保證樣本量，本文嘗試了不同的時間跨度組合，最終選擇樣本量最大的時間區(qū)間2011～2017年作為樣本區(qū)間，共計8225個樣本。和訊網(wǎng)的企業(yè)社會責任評分數(shù)據(jù)通過網(wǎng)絡爬蟲方法獲取，企業(yè)經(jīng)緯度坐標數(shù)據(jù)根據(jù)詳細注冊地址查詢百度地圖獲得，其他相關數(shù)據(jù)來自國泰安CSMAR數(shù)據(jù)庫。

表2 變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果

實證結(jié)果與分析

一、描述性統(tǒng)計

表2報告了變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果，可以看到我國上市公司的企業(yè)社會責任CSR_all的平均值為29.35、中位數(shù)為23.71，表明一半以上樣本企業(yè)的社會責任水平低于總體平均值，而最大值為73.78、最小值為9.57，表明企業(yè)間的社會責任水平差異較大。從社會責任5個子項目的統(tǒng)計指標來看，最大值和最小值的差異非常大，尤其是利益相關者責任CSR_exter和環(huán)境責任CSR_envi的最小值和中位數(shù)都等于0，表明一半以上樣本企業(yè)在這兩項的得分等于0，它們的社會責任表現(xiàn)亟待提高。其他變量的統(tǒng)計結(jié)果也可以看到，我國上市公司在股權(quán)性質(zhì)、治理結(jié)構(gòu)、收益狀況、資產(chǎn)狀況以及稅負水平等方面都有著較大差異。

圖1顯示了2011～2017年我國上市公司的企業(yè)社會責任評分的變化趨勢?？梢钥吹剑?011～2013年上市公司的社會責任評分從31.4上升到34.1，但在2014年急劇下跌到25.2。此后，2014～2016年繼續(xù)保持上升趨勢，2016年時恢復到2011年的31.4。但是，2017年再次大幅度下跌到22.3?？梢钥闯觯覈鲜泄镜纳鐣熑嗡皆跉v年里存在較大的波動性，其原因可能是我國上市公司未將履行社會責任常態(tài)化，或僅僅將履行社會責任作為企業(yè)樹立社會形象的途徑，企業(yè)可能根據(jù)不同年度的輿論環(huán)境、宏觀經(jīng)濟環(huán)境或突發(fā)事件等，相機抉擇地履行社會責任。

圖2顯示了2017年我國上市公司分行業(yè)的企業(yè)社會責任評分情況。可以看到，住宿和餐飲業(yè)的企業(yè)社會責任評分最高，達到34.7，且前4個行業(yè)的評分明顯高于其他行業(yè)。從批發(fā)和零售業(yè)到綜合類共計10個行業(yè)的企業(yè)社會責任評分處于23.0到20.0的區(qū)間內(nèi)，行業(yè)間差距相對較小。建筑業(yè)和農(nóng)、林、牧、漁業(yè)的企業(yè)社會責任評分低于20.0，它們也是利潤率水平相對較低的行業(yè)。

表3 空間面板數(shù)據(jù)模型的固定效應估計結(jié)果

圖3顯示了2017年我國上市公司分省份的企業(yè)社會責任評分情況。可以看到，評分最高的省份是黑龍江的24.4，評分最低的省份是寧夏的17.4，各省份間的企業(yè)社會責任評分差距并不如年度和行業(yè)間的差距大。絕大部分省份的企業(yè)社會責任評分都超過20.0，僅四川、河南、新疆、陜西和寧夏的評分低于20.0。從評分靠前的省份來看，既有經(jīng)濟水平相對發(fā)達的北京、河北、上海等省份，也有經(jīng)濟水平相對靠后的黑龍江、山西等省份，表明企業(yè)社會責任表現(xiàn)優(yōu)秀與當?shù)亟?jīng)濟發(fā)展水平的關系不大。但是，從評分靠后的省份來看，主要都是經(jīng)濟水平較為落后的中西部地區(qū)，表明企業(yè)社會責任表現(xiàn)落后與當?shù)亟?jīng)濟發(fā)展水平存在較大關聯(lián)。

二、空間面板數(shù)據(jù)模型估計結(jié)果

表3報告了空間面板數(shù)據(jù)模型的固定效應估計結(jié)果。從列(1)可見，當被解釋變量為企業(yè)社會責任評分CSR_all時，對應的空間滯后項W·CSR_all的系數(shù)為0.453，且在1%的顯著性水平上顯著，表明我國上市公司的企業(yè)社會責任在總體上存在正向互動效應，模范企業(yè)履行更多的社會責任，能夠帶動周圍其他企業(yè)承擔更多的社會責任。列(2)到(6)顯示的是被解釋變量為企業(yè)社會責任評分CSR_all的5個子項目得分時的模型估計結(jié)果。其中，列(2)的被解釋變量是股東責任評分CSR_stock，對應的空間滯后項W·CSR_stock的系數(shù)盡管為正，但未通過顯著性檢驗，表明我國上市公司的股東責任不存在空間互動效應，模范企業(yè)履行更多的股東責任，并不能通過樹立榜樣力量帶動其他企業(yè)履行股東責任2。列(3)到列(5)的被解釋變量分別是員工責任評分CSR_staff、利益相關者責任評分CSR_exter和環(huán)境責任評分CSR_envir，它們對應的空間滯后項分別是W·CSR_staff、W·CSR_exter和W·CSR_envir，也都在1%的顯著性水平上顯著為正，表明我國上市公司的員工責任、利益相關者責任和環(huán)境責任都具有空間互動效應，模范企業(yè)履行更多的員工責任、利益相關者責任和環(huán)境責任，都能為其他企業(yè)樹立良好的榜樣力量，并激勵其他企業(yè)履行更多的該三項責任。列(6)的被解釋變量是納稅與公益責任CSR_socia，對應的空間滯后項W·CSR_socia的系數(shù)顯著為負，表明我國上市公司的納稅與公益責任存在負向空間互動效應，模范企業(yè)履行更多的納稅與公益責任，會降低周圍企業(yè)的納稅與公益責任水平，可能的原因在于我國企業(yè)的納稅意識相對薄弱，且政府對企業(yè)從事公益活動的政策支持力度仍有待提高。因此，表3的實證研究結(jié)果表明，從總體的企業(yè)社會責任評分角度來看，我國上市公司履行社會責任存在正向空間互動效應，模范企業(yè)積極履行社會責任能夠帶動周圍企業(yè)更多地履行社會責任，從而證明假設1在總體上成立。從企業(yè)社會責任評分的各個子項目來看，不同子項目的空間互動效應存在較大差異，其中員工責任、利益相關者責任和環(huán)境責任存在正向空間互動效應，與理論預期一致。但是，股東責任不存在空間互動效應，納稅與公益責任存在負向空間互動效應，與理論預期不一致。

表4 基于不同法制環(huán)境子樣本的模型估計結(jié)果

三、基于法制環(huán)境的進一步分析

為了驗證不同的法制環(huán)境下，我國企業(yè)社會責任是否依然存在空間互動效應，本文進一步使用王小魯?shù)?2017)編制的“中國市場化指數(shù)”中的“市場中介組織的發(fā)育和法律制度環(huán)境評分”對全國各省份進行排序[18]，排序在前三分之一的省份為法制環(huán)境較好的省份，排序在中間三分之一的省份為法制環(huán)境中等的省份，排序在后三分之一的省份為法制環(huán)境較差的省份。根據(jù)企業(yè)注冊地所在省份將全部樣本分成三個子樣本，得到法制環(huán)境較好、中等、較差三個子樣本的樣本量各為5719、1932和574個。表4報告了基于不同法制環(huán)境子樣本的空間面板數(shù)據(jù)模型的固定效應估計結(jié)果。

表4中Part A報告的是基于法制環(huán)境較好的子樣本的模型估計結(jié)果。從表4中列(1)到列(6)與表3中列(1)到列(6)的估計結(jié)果對比中可以看到，盡管各列的空間滯后項W·CSR的系數(shù)在具體數(shù)值上有所差異，但系數(shù)的符號方向和顯著性水平卻完全一致，表明基于全樣本實證研究驗證的企業(yè)社會責任空間互動效應在法制環(huán)境較好的子樣本中依然成立。可見，較好的法制環(huán)境為企業(yè)提供了健全的法律制度保障和完善的市場競爭機制，使履行社會責任的企業(yè)能夠獲得更高的市場認可度，從而激勵企業(yè)積極承擔社會責任。Part B和Part C分別報告了基于法制環(huán)境中等和法制環(huán)境較差的子樣本的模型估計結(jié)果，可以看到除了列(16)中利益相關者責任評分CSR_exter的空間滯后項W·CSR_exter顯著為負外，其他所有的空間滯后項W·CSR的系數(shù)都未通過顯著性檢驗，這表明當企業(yè)所處的法制環(huán)境中等或較差時，企業(yè)無法獲得有效的法律制度保障，所處的市場競爭環(huán)境也不夠完善，使企業(yè)履行社會責任不能獲得市場認可，削弱了企業(yè)的社會責任積極性。此時，即使模范企業(yè)積極承擔社會責任，樹立起了一定的榜樣，但仍不足以激勵其他企業(yè)承擔社會責任。因此，表4的模型估計結(jié)果可以證明假設2成立，法制環(huán)境在企業(yè)履行社會責任上扮演了非常重要的角色，好的法制環(huán)境能夠使企業(yè)履行社會責任在空間上相互傳遞，模范企業(yè)的社會責任榜樣力量能夠得到有效發(fā)揮。

四、穩(wěn)健性檢驗

為了確認研究結(jié)果的可靠性，本文進一步做了如下的穩(wěn)健性檢驗：

1.由于式(1)中不管個體效應γ是否與其他解釋變量相關，固定效應估計結(jié)果都是一致的，因此表3和表4都采用固定效應方法進行估計。但是，當個體效應γ與其他解釋變量不相關時，隨機效應會比固定效應的估計結(jié)果更有效，因此本文進一步使用隨機效應方法對模型進行估計?；谌珮颖镜目臻g面板數(shù)據(jù)模型的隨機效應估計結(jié)果如表5所示，列(1)到列(6)的所有空間滯后項的系數(shù)符號和顯著性水平都與表3一致，表明我國上市公司企業(yè)社會責任的空間互動效應不會由于估計方法差異而發(fā)生變化。

表5 空間面板數(shù)據(jù)模型的隨機效應估計結(jié)果

表6 空間面板數(shù)據(jù)模型的Change模型估計結(jié)果

2.式(1)是變量都為基數(shù)值的Level模型，為了盡可能避免模型可能存在遺漏變量等導致的內(nèi)生性問題，參照潘奇(2018)[13]等文獻在研究企業(yè)社會責任時采用Change模型作為穩(wěn)健性檢驗的方法，將所有連續(xù)型變量改為一階差分值，得到空間面板數(shù)據(jù)模型的Change模型如下：

對式(2)進行固定效應估計，結(jié)果如表6所示?？梢钥吹?，即使采用Change模型，表6中列(1)到列(6)的所有空間滯后項的系數(shù)符號和顯著性水平都與表3的結(jié)果一致。

3.由于企業(yè)社會責任指數(shù)為基數(shù)值，不同企業(yè)的得分差異可能較大，本文進一步嘗試將所有企業(yè)社會責任指數(shù)進行對數(shù)化，再進行固定效應估計，模型估計結(jié)果仍與表3一致，具有較強的穩(wěn)健性。

4.由于股權(quán)集中度和資產(chǎn)收益率在實證研究中存在不同的衡量方法，本文嘗試將股權(quán)集中度的衡量方法替換為前三大股東持股比例之和、前五大股東持股比例之和以及前十大股東持股比例之和，將資產(chǎn)收益率的衡量方法替換為凈利潤除以期初資產(chǎn)總額和期末資產(chǎn)總額的平均值，但上述控制變量衡量方法的調(diào)整都不會改變本文的研究結(jié)論。

5.由于空間面板數(shù)據(jù)模型要求使用強平衡面板數(shù)據(jù)，為了最大限度地保留樣本量，本文最終選擇2011～2017年作為樣本區(qū)間，得到1175個截面共計8225個樣本用于模型估計。本文嘗試改變樣本區(qū)間：當樣本區(qū)間為2010～2017年時，得到962個截面共計7692個樣本；當樣本區(qū)間為2012～2017年時，得到1324個截面共計7944個樣本。但估計結(jié)果表明，樣本區(qū)間的變化不會改變本文的研究結(jié)論。

6.由于個別企業(yè)在樣本期間內(nèi)發(fā)生了行業(yè)變更，為了控制行業(yè)變更對企業(yè)履行社會責任產(chǎn)生的影響，本文在空間面板數(shù)據(jù)模型中加入了行業(yè)啞變量。但是，由于發(fā)生行業(yè)變更的企業(yè)畢竟是少數(shù)，導致行業(yè)啞變量在年度間的變異很小，而使用固定效應進行模型估計時，模型本身已經(jīng)考慮了企業(yè)不隨時間變化的個體異質(zhì)性對于企業(yè)履行社會責任的影響，此時放入行業(yè)啞變量反而有可能增加模型估計方差，降低模型估計結(jié)果的精度。從對表3和表4的實際估計結(jié)果來看，各模型的行業(yè)啞變量基本上都未能通過顯著性檢驗。因此，本文嘗試刪除行業(yè)啞變量，只控制年度效應進行模型估計，回歸結(jié)果仍然與表3和表4一致，具有較強的穩(wěn)健性。

結(jié)論與建議

空間計量方法是研究變量間空間互動關系的重要方法，但目前大量的研究都只局限于省級或地市級宏觀層面數(shù)據(jù)的實證研究，尚未有文獻從微觀層面上考慮企業(yè)履行社會責任的空間互動關系。本文使用2011～2017年滬深A股上市公司數(shù)據(jù)，以企業(yè)注冊地址計算企業(yè)間的直線距離作為空間權(quán)重矩陣，對我國上市公司的社會責任是否可以相互傳遞進行實證研究，研究結(jié)果表明：我國企業(yè)社會責任具有空間互動效應，企業(yè)社會責任可以相互傳遞，從總體的企業(yè)社會責任評分、員工責任評分、利益相關者責任評分和環(huán)境責任評分來看，企業(yè)履行社會責任水平與其空間相關企業(yè)的社會責任水平成正比，模范企業(yè)履行社會責任能夠帶動周圍其他企業(yè)更多地承擔社會責任。同時，法制環(huán)境對于企業(yè)履行社會責任的空間互動效應有著重要影響，在法制環(huán)境較好的地區(qū)，企業(yè)社會責任可以相互傳遞，但在法制環(huán)境中等或較差的地區(qū)，企業(yè)社會責任不存在空間互動效應。

基于上述研究結(jié)論，本文政策建議包括：1.鑒于企業(yè)社會責任在總體上存在空間互動效應，應充分發(fā)揮模范企業(yè)的帶頭作用，加大對社會責任優(yōu)秀企業(yè)的宣傳力度，樹立榜樣力量，從而激勵更多的企業(yè)積極履行社會責任。2.鑒于法制環(huán)境對于企業(yè)社會責任的空間互動效應存在關鍵影響，我國各級政府應積極加強法制環(huán)境建設，發(fā)揮市場機制在資源配置中的基礎性作用，從而促進企業(yè)社會責任空間互動效應的發(fā)揮。3.鑒于作為企業(yè)社會責任子項目的股東責任不存在空間互動效應，我國應進一步完善公司治理結(jié)構(gòu)，著力解決第一類代理問題和第二類代理問題，使企業(yè)管理層的經(jīng)營決策能夠真正體現(xiàn)廣大股東的根本利益。4.鑒于作為企業(yè)社會責任子項目的納稅與公益責任存在空間上的負向互動效應，我國應加強國家稅收政策的宣傳工作，促進政府財政收支的透明化，強化企業(yè)納稅意識，并進一步提高企業(yè)從事公益活動的政策支持力度。

注釋

1.需要說明的是，由于本文以企業(yè)間的空間距離構(gòu)造空間權(quán)重矩陣，其隱含的經(jīng)濟學意義是，企業(yè)履行社會責任程度受到越近距離外部企業(yè)的影響越大，受到越遠距離外部企業(yè)的影響越小。因此，企業(yè)社會責任相互傳遞的經(jīng)濟現(xiàn)象，更多的是由企業(yè)間相互學習導致，社會責任表現(xiàn)優(yōu)秀的模范企業(yè)會為周圍企業(yè)樹立良好榜樣，督促周圍企業(yè)承擔更多的社會責任。相反，該經(jīng)濟現(xiàn)象不會由“潮涌現(xiàn)象”導致，因為如果“潮涌現(xiàn)象”成立，那么由于受某共同因素影響，企業(yè)履行社會責任程度的相互影響水平將會一致，不會受到空間距離遠近的影響，而這與本文的理論分析不符。

2.根據(jù)和訊網(wǎng)企業(yè)社會責任指數(shù)的構(gòu)造方法，全部二級指標中除了股東責任下含的盈利、償債兩個二級指標(占企業(yè)社會責任評分CSR_all13%的權(quán)重，占股東責任評分CSR_stock43%的權(quán)重)在理論上不能相互傳遞外，其他指標反映的企業(yè)特征在理論上都能夠相互傳遞，這可能也是導致實證分析結(jié)果中股東責任空間滯后項W·CSR_stock的回歸系數(shù)不顯著的重要原因。