駱祥坤 馬曉軍

（南開大學(xué)金融學(xué)院 天津市 300350）

一、引言

上市公司作為眾多大企業(yè)中的佼佼者和排頭兵，發(fā)揮著示范和帶頭作用。早在2002 年1 月，證監(jiān)會(huì)就提出“上市公司應(yīng)重視社會(huì)責(zé)任”。2006 年9 月，深交所也出臺(tái)文件鼓勵(lì)上市公司披露社會(huì)責(zé)任報(bào)告。在2008年前，監(jiān)管層的態(tài)度多為鼓勵(lì)披露。直到2008 年5 月，上交所強(qiáng)制要求上市公司披露與環(huán)保相關(guān)的重大事項(xiàng)，同年12 月，上交所和深交所明確了強(qiáng)制披露社會(huì)責(zé)任報(bào)告的公司范圍。2012 年后，監(jiān)管層逐步完善社會(huì)責(zé)任報(bào)告的披露工作要求，圍繞披露內(nèi)容、披露程序和披露考核等方面做出進(jìn)一步細(xì)化。隨著A 股披露社會(huì)責(zé)任報(bào)告的上市公司數(shù)量從2010 年的501 家增長到2019 年的1017 家，履行社會(huì)責(zé)任的重要性愈發(fā)凸顯（見圖1）。同時(shí)，由中國社會(huì)科學(xué)院經(jīng)濟(jì)學(xué)部企業(yè)社會(huì)責(zé)任研究中心發(fā)布的中國企業(yè)300強(qiáng)社會(huì)責(zé)任發(fā)展指數(shù)，從2009 年的15.2 分增長到2019 年的32.7 分，顯示出我國企業(yè)社會(huì)責(zé)任管理現(xiàn)狀和信息披露水平在穩(wěn)步提高，但整體仍處于起步階段。

圖1 A 股披露企業(yè)社會(huì)責(zé)任報(bào)告的上市公司數(shù)量

如今，越來越多的公司設(shè)立了社會(huì)責(zé)任部門，或是將履行社會(huì)責(zé)任納入公司的可持續(xù)發(fā)展戰(zhàn)略。履行社會(huì)責(zé)任固然可以提高企業(yè)形象，但也提高了企業(yè)的經(jīng)營成本，對(duì)于以追求利潤為目標(biāo)的企業(yè)而言，履行社會(huì)責(zé)任是否能夠?yàn)槠髽I(yè)創(chuàng)造價(jià)值、提高企業(yè)的財(cái)務(wù)績效十分值得探討。針對(duì)這一問題，學(xué)者們分別提出了社會(huì)影響假說和權(quán)衡假說，前者認(rèn)為企業(yè)履行社會(huì)責(zé)任能夠提高財(cái)務(wù)績效，后者則認(rèn)為履行社會(huì)責(zé)任不利于財(cái)務(wù)績效。

二、文獻(xiàn)綜述與理論假設(shè)

從20 世紀(jì)80 年代開始，學(xué)者們開始研究企業(yè)社會(huì)責(zé)任與財(cái)務(wù)績效之間的關(guān)系，力圖為企業(yè)是否應(yīng)該履行社會(huì)責(zé)任提供實(shí)證依據(jù)，但目前結(jié)論并不統(tǒng)一，具體可以分為社會(huì)影響假說、權(quán)衡假說和其他觀點(diǎn)。

社會(huì)影響假說認(rèn)為，企業(yè)履行社會(huì)責(zé)任能夠改善企業(yè)形象，提高競爭優(yōu)勢并有利于財(cái)務(wù)績效，這是目前的主流觀點(diǎn)（李國平和韋曉茜，2014）。第一，從利益相關(guān)者角度考慮，現(xiàn)代企業(yè)不單需要對(duì)股權(quán)人和債權(quán)人履行責(zé)任，更要對(duì)廣泛的利益相關(guān)者群體負(fù)責(zé)，企業(yè)履行社會(huì)責(zé)任是企業(yè)發(fā)展的前提（Freeman，1984）。積極履行社會(huì)責(zé)任能夠幫助企業(yè)建立良好的聲譽(yù)（Ana等，2018），向其他利益相關(guān)者釋放了企業(yè)運(yùn)轉(zhuǎn)良好的正面信號(hào)（Su等，2016），緩解信息不對(duì)稱，有利于企業(yè)降低資本成本（Dhaliwal等，2011），并提高財(cái)務(wù)績效。第二，從戰(zhàn)略管理角度考慮，履行社會(huì)責(zé)任可以幫助企業(yè)獲得競爭優(yōu)勢，通過履行與價(jià)值鏈活動(dòng)相關(guān)的社會(huì)責(zé)任對(duì)財(cái)務(wù)績效有積極影響（鄒鵬等，2015）。

權(quán)衡假說認(rèn)為，資源是稀缺的，企業(yè)需要在利益相關(guān)者之間分配有限的資源，履行社會(huì)責(zé)任會(huì)耗費(fèi)企業(yè)資源，增強(qiáng)企業(yè)約束，不利于財(cái)務(wù)績效。第一，企業(yè)履行社會(huì)責(zé)任如捐贈(zèng)會(huì)增加企業(yè)支出，擠占投資資金，不利于企業(yè)績效（Ohalehi 等，2019）。第二，企業(yè)履行社會(huì)責(zé)任會(huì)增加企業(yè)經(jīng)營的直接成本、管理成本和代理成本（Barnett 等，2006），無益于財(cái)務(wù)績效。第三，履行社會(huì)責(zé)任迫使企業(yè)投入大量的人、財(cái)、物，占用經(jīng)營計(jì)劃之外的資源（Wang 等，2008），進(jìn)而降低財(cái)務(wù)績效。

其他觀點(diǎn)認(rèn)為履行社會(huì)責(zé)任與財(cái)務(wù)績效的關(guān)系并不清晰，要具體情況具體分析。第一，區(qū)分短期與長期績效，企業(yè)履行社會(huì)責(zé)任有利于企業(yè)長期利益的最大化，但不利于短期績效，原因可能在于社會(huì)責(zé)任信息披露滯后，并且企業(yè)履行社會(huì)責(zé)任的支出費(fèi)用化也在一定程度上對(duì)短期績效產(chǎn)生負(fù)向影響（霍遠(yuǎn)和王維，2021）。第二，區(qū)分履行社會(huì)責(zé)任的程度大小，履行責(zé)任大小與財(cái)務(wù)績效呈現(xiàn)非線性的關(guān)系。一方面，履行責(zé)任最好的企業(yè)能夠形成差異化優(yōu)勢，履行責(zé)任最差的企業(yè)擁有成本領(lǐng)先優(yōu)勢，二者相對(duì)于中間狀態(tài)的企業(yè)更有利于財(cái)務(wù)績效（Brammer等，2008）。另一方面，企業(yè)責(zé)任投入前期可能不易取得認(rèn)可，隨著投入加大形成難以被模仿的競爭優(yōu)勢，財(cái)務(wù)績效才會(huì)上升（嵇國平等，2016）。第三，區(qū)分企業(yè)規(guī)模，大中型企業(yè)承擔(dān)社會(huì)責(zé)任不會(huì)影響短期財(cái)務(wù)績效，而中小型企業(yè)履行社會(huì)責(zé)任不利于長期財(cái)務(wù)績效（楊皖蘇和楊善林，2016）。

履行社會(huì)責(zé)任與財(cái)務(wù)績效的關(guān)系并不明確，一方面是因?yàn)榻Y(jié)論會(huì)受到變量衡量方法的影響（李國平和韋曉茜，2014），另一方面在于二者之間的因果關(guān)系并未有定論，甚至可能互為因果（張國富和呂芳，2020；尹開國等，2014）。因此本文將通過更換不同的變量衡量方法進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)，并創(chuàng)新地利用強(qiáng)制披露政策作為工具變量糾正內(nèi)生性偏差，以期得到穩(wěn)健結(jié)果。

綜合以上觀點(diǎn)，本文提出以下假設(shè)：

H1a：權(quán)衡假說成立，即企業(yè)履行社會(huì)責(zé)任不利于提高財(cái)務(wù)績效。

H1b：社會(huì)影響假說成立，即企業(yè)履行社會(huì)責(zé)任有利于提高財(cái)務(wù)績效。

在企業(yè)履行社會(huì)責(zé)任有利于提高財(cái)務(wù)績效的基礎(chǔ)上，進(jìn)一步考慮其影響路徑。企業(yè)經(jīng)營中最常接觸的兩類利益相關(guān)者分別是企業(yè)經(jīng)營活動(dòng)中的客戶與供應(yīng)商，以及企業(yè)融資活動(dòng)中的資本方，對(duì)應(yīng)著企業(yè)履行社會(huì)責(zé)任影響財(cái)務(wù)績效的兩個(gè)可能途徑，分別是改善營運(yùn)資金管理和寬松融資約束。

第一，營運(yùn)資金管理效率途徑。企業(yè)社會(huì)責(zé)任會(huì)直接影響與營運(yùn)資金管理相關(guān)的商業(yè)信用，從而改善供應(yīng)鏈中上下游企業(yè)的賬期關(guān)系，具體表現(xiàn)為縮短客戶端應(yīng)收款項(xiàng)賬期，延長供應(yīng)商端應(yīng)付款項(xiàng)賬期，并改善庫存管理，實(shí)現(xiàn)存貨加速周轉(zhuǎn)。就客戶而言，企業(yè)履行社會(huì)責(zé)任形成的良好形象和聲譽(yù)，能夠得到客戶群的積極評(píng)價(jià)，更容易吸引到優(yōu)質(zhì)客戶結(jié)成長期合作關(guān)系（Mahoney 等，2013），有利于商品銷售與回款；就供應(yīng)商而言，供應(yīng)商愿意給予具有良好社會(huì)責(zé)任表現(xiàn)的企業(yè)更寬限的信用政策，提供更長的付款期限（Panda 等，2015）。

通過對(duì)客戶和供應(yīng)商履行社會(huì)責(zé)任，企業(yè)憑借在日常經(jīng)營中積累的商業(yè)信用，即便在貨幣政策緊縮或經(jīng)濟(jì)不景氣的環(huán)境下，也能夠?qū)崿F(xiàn)高效的營運(yùn)資金管理水平，獲得更多商業(yè)信用融資，實(shí)現(xiàn)穩(wěn)健經(jīng)營，而有效的營運(yùn)資金管理往往有利于財(cái)務(wù)績效的提高（Nihat 等，2015；曹玉珊，2013）。因此，本文提出以下假設(shè)：

H2：企業(yè)履行社會(huì)責(zé)任有利于改善營運(yùn)資金管理效率，進(jìn)而提高財(cái)務(wù)績效。

第二，融資約束途徑。企業(yè)積極履行社會(huì)責(zé)任可以降低資本成本，緩解融資難問題（劉計(jì)含和王建瓊，2012）。同時(shí)，企業(yè)披露履行社會(huì)責(zé)任信息有利于企業(yè)與利益相關(guān)者之間的溝通，建立良好的聲譽(yù)，并且在信息不對(duì)稱情況下，有利于降低投資者的監(jiān)督成本，幫助投資者獲得企業(yè)更多的非財(cái)務(wù)信息，更容易獲得債權(quán)人和股東的資金支持。一方面，良好的聲譽(yù)和信用幫助企業(yè)更加容易獲得銀行授信支持，并且貸款期限往往有所延長（黃荷暑和周澤將，2017），而社會(huì)責(zé)任履行較差的企業(yè)將承擔(dān)更高的貸款利率（Goss 等，2011）。另一方面，社會(huì)責(zé)任表現(xiàn)良好的企業(yè)可以享受更低的股權(quán)融資成本（Mackey 等，2007）。

面臨較高融資約束的企業(yè)，只能得到更少的投資機(jī)會(huì)，因而降低了財(cái)務(wù)績效（卜同曦，2019）。通過履行社會(huì)責(zé)任，企業(yè)憑借寬松的融資約束在經(jīng)營活動(dòng)中擁有更多自主性，經(jīng)營穩(wěn)健的同時(shí)獲得更好的財(cái)務(wù)績效。因此，本文提出以下假設(shè)：

H3：企業(yè)履行社會(huì)責(zé)任有利于寬松融資約束，進(jìn)而提高財(cái)務(wù)績效。

三、研究設(shè)計(jì)

（一）樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

本文選擇2010-2019 年滬深A(yù) 股上市公司作為研究樣本，并進(jìn)一步做出如下處理：剔除金融類公司、ST 或PT 等退市警示類公司以及數(shù)據(jù)有缺失的樣本，對(duì)所有連續(xù)變量做1%和99%水平的縮尾處理以避免極端值的影響。處理后，得到3290 家上市公司的22706 個(gè)樣本，企業(yè)社會(huì)責(zé)任評(píng)分來自和訊網(wǎng)，財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)來自Wind 數(shù)據(jù)庫，其他數(shù)據(jù)均來自國泰安數(shù)據(jù)庫。

（二）變量定義

被解釋變量為財(cái)務(wù)績效。目前財(cái)務(wù)績效的衡量方法主要有兩種，一種是以托賓Q 來衡量的市場方法，另一種是以ROA、ROE 等來衡量的會(huì)計(jì)方法（尹開國等，2014）。鑒于A 股市場尚在發(fā)展完善中，股票市值在樣本期內(nèi)波動(dòng)較大，在資本市場弱勢有效情況下容易扭曲企業(yè)業(yè)績，托賓Q 不一定能很好反映企業(yè)財(cái)務(wù)績效，故本文選擇會(huì)計(jì)指標(biāo)。相對(duì)于凈資產(chǎn)收益率（ROE）僅反映了股東利益，總資產(chǎn)收益率（ROA）衡量了各利益相關(guān)者的整體利益，因此選擇ROA 作為財(cái)務(wù)績效的衡量指標(biāo)。

解釋變量為企業(yè)社會(huì)責(zé)任評(píng)分。目前被廣泛采用的企業(yè)社會(huì)責(zé)任評(píng)分?jǐn)?shù)據(jù)來源包括和訊網(wǎng)和潤靈環(huán)球，其中潤靈環(huán)球評(píng)分依據(jù)為上市公司發(fā)布的社會(huì)責(zé)任報(bào)告，而和訊網(wǎng)評(píng)分依據(jù)為上市公司年報(bào)和社會(huì)責(zé)任報(bào)告。相比之下，和訊網(wǎng)的評(píng)分依據(jù)更充分，采集的信息更多，覆蓋樣本更廣。和訊網(wǎng)自2010 年起從股東責(zé)任、員工責(zé)任、供應(yīng)商與客戶和消費(fèi)者權(quán)益責(zé)任、環(huán)境責(zé)任和社會(huì)責(zé)任五個(gè)維度對(duì)我國所有A 股上市公司履行社會(huì)責(zé)任情況進(jìn)行了評(píng)價(jià)，并針對(duì)不同行業(yè)特征進(jìn)行評(píng)分權(quán)重調(diào)整，因此選擇和訊網(wǎng)評(píng)分作為企業(yè)社會(huì)責(zé)任的衡量指標(biāo)。

機(jī)制變量包括營運(yùn)資金管理效率和融資約束兩個(gè)變量。首先，營運(yùn)資金管理體現(xiàn)在生產(chǎn)經(jīng)營的各個(gè)方面，所選指標(biāo)應(yīng)該能夠全面反映這一過程，現(xiàn)有文獻(xiàn)大多選取現(xiàn)金周轉(zhuǎn)率衡量企業(yè)的營運(yùn)資金管理效率（焦然等，2021）。但對(duì)于現(xiàn)金周轉(zhuǎn)天數(shù)為負(fù)數(shù)的優(yōu)質(zhì)企業(yè)而言，這種方法并不恰當(dāng)，因此本文直接選取現(xiàn)金周轉(zhuǎn)天數(shù)作為營運(yùn)資金管理效率的反向指標(biāo)。另外，為表征企業(yè)在日常經(jīng)營活動(dòng)和商品交易中積累的商業(yè)信用，本文在陸正飛和楊德明（2011）的基礎(chǔ)上，根據(jù)2017 年財(cái)政部發(fā)布的新收入準(zhǔn)則，增加同樣代表了企業(yè)的部分商業(yè)信用的合同負(fù)債，使用公式“（應(yīng)付賬款+應(yīng)付票據(jù)+預(yù)收賬款+合同負(fù)債）/總資產(chǎn)”計(jì)算的指標(biāo)做穩(wěn)健性檢驗(yàn)，從另一角度反映營運(yùn)資金管理效率。

其次，融資約束應(yīng)恰當(dāng)反映企業(yè)的經(jīng)營性凈現(xiàn)金流、現(xiàn)金持有量、派現(xiàn)水平、負(fù)債程度和成長性等維度，KZ 指數(shù)是通過對(duì)以上五個(gè)維度做回歸分析構(gòu)建的綜合指數(shù)（Kaplan 和Zingales，1997），被廣泛用于融資約束的代理變量。KZ 指數(shù)越大，代表企業(yè)面臨的融資約束越高。模型的估計(jì)結(jié)果見表1。結(jié)果與理論預(yù)期一致，在我國低經(jīng)營性凈現(xiàn)金流、低派現(xiàn)、低現(xiàn)金持有、高杠桿且擁有較多投資機(jī)會(huì)的上市公司將面臨更嚴(yán)峻的融資約束。

表1 融資約束程度KZ 指數(shù)估計(jì)結(jié)果

控制變量方面，本文參考相關(guān)文獻(xiàn)，從公司治理、股權(quán)結(jié)構(gòu)等角度選取了企業(yè)規(guī)模、資產(chǎn)負(fù)債率、董事會(huì)規(guī)模、獨(dú)立董事比例、第一大股東持股比例、機(jī)構(gòu)投資者持股比例、審計(jì)質(zhì)量、成長性、產(chǎn)權(quán)性質(zhì)等控制變量，具體變量定義見表2。

表2 變量定義

變量的描述性統(tǒng)計(jì)見表3。統(tǒng)計(jì)結(jié)果顯示，我國上市公司ROA均值為4.0%，公司盈利能力差異較大，標(biāo)準(zhǔn)差為5.1%。CSR評(píng)分均值為0.249，標(biāo)準(zhǔn)差為0.156，總體履行水平較低且差異較大，各項(xiàng)子評(píng)分中股東責(zé)任均值最高，供應(yīng)商、客戶與消費(fèi)者權(quán)益責(zé)任和環(huán)境責(zé)任評(píng)分最低。現(xiàn)金周轉(zhuǎn)天數(shù)均值為1.872天，部分營運(yùn)資金管理效率較高的公司能達(dá)到-1.5天，而效率較低的公司需要21.93天。從商業(yè)信用的角度來看，其占總資產(chǎn)比例最高可達(dá)55%左右，最低僅有約0.8%。樣本企業(yè)融資約束相對(duì)寬松，均值為1.427，但公司面臨的約束水平有所差異。因此，進(jìn)一步研究各項(xiàng)機(jī)制如何發(fā)揮作用有重要意義。

表3 變量描述性統(tǒng)計(jì)

（三）模型設(shè)定

本文使用三步回歸法檢驗(yàn)中介效應(yīng)。雖然在中介效應(yīng)較弱的時(shí)候，三步回歸法很難檢驗(yàn)出中介效應(yīng)顯著，但如果能夠得到顯著結(jié)果，檢驗(yàn)結(jié)果會(huì)強(qiáng)于Sobel 法（溫忠麟等，2004）。首先利用式（1）做回歸，然后分別回歸式（2）和式（3）。式（1）表示企業(yè)社會(huì)責(zé)任對(duì)財(cái)務(wù)績效的總效應(yīng)，系數(shù)β衡量總效應(yīng)的大??；式（2）中系數(shù)γ衡量企業(yè)履行社會(huì)責(zé)任對(duì)中介變量的效應(yīng)；式（3）中系數(shù)ω衡量企業(yè)履行社會(huì)責(zé)任對(duì)財(cái)務(wù)績效的直接效應(yīng)。其中，X 為控制變量。

將式（2）代入式（3）中可得：

其中，系數(shù)ω、γ度量的是中介效應(yīng)，即企業(yè)履行社會(huì)責(zé)任通過中介變量影響財(cái)務(wù)績效的程度。若ω顯著（不顯著），則中介變量發(fā)揮了部分（完全）中介效應(yīng)。

四、實(shí)證結(jié)果與分析

（一）基準(zhǔn)回歸分析

本文采用個(gè)體固定效應(yīng)模型進(jìn)行實(shí)證分析?；鶞?zhǔn)回歸結(jié)果見表4，模型（1）解釋變量為CSR 綜合評(píng)分，模型（2）-（6）解釋變量為CSR 子項(xiàng)評(píng)分。結(jié)果顯示，企業(yè)社會(huì)責(zé)任綜合評(píng)分在1%水平下顯著，且股東責(zé)任、員工責(zé)任、供應(yīng)商客戶與消費(fèi)者權(quán)益責(zé)任、環(huán)境責(zé)任、社會(huì)責(zé)任五個(gè)子項(xiàng)均在1%水平下顯著，證明企業(yè)履行社會(huì)責(zé)任有助于提高財(cái)務(wù)績效，因此假設(shè)H1b 成立，結(jié)論支持了社會(huì)影響假說。

表4 基準(zhǔn)回歸結(jié)果

（二）內(nèi)生性

履行社會(huì)責(zé)任有利于企業(yè)的財(cái)務(wù)績效，但也不排除部分財(cái)務(wù)績效更高的企業(yè)積極履行社會(huì)責(zé)任。一方面，財(cái)務(wù)績效對(duì)企業(yè)履行社會(huì)責(zé)任起著重要支撐作用，更高的財(cái)務(wù)績效可以增強(qiáng)股東對(duì)企業(yè)前景的信心，更加積極履行社會(huì)責(zé)任；另一方面，財(cái)務(wù)績效好的企業(yè)會(huì)得到媒體和投資者的更多關(guān)注，同時(shí)承擔(dān)更多的輿論壓力和合規(guī)風(fēng)險(xiǎn)，因此為了不陷入社會(huì)責(zé)任風(fēng)險(xiǎn)之中，績效好的企業(yè)并不會(huì)吝惜對(duì)履行社會(huì)責(zé)任的投入（張國富和呂芳，2020）。由此帶來反向因果問題，導(dǎo)致聯(lián)立方程偏誤。

本文使用工具變量法糾正內(nèi)生性問題，將是否屬于強(qiáng)制披露社會(huì)責(zé)任報(bào)告的上市公司作為企業(yè)社會(huì)責(zé)任評(píng)分的工具變量（強(qiáng)制披露=1）。強(qiáng)制披露社會(huì)責(zé)任報(bào)告被很多學(xué)者視為外生沖擊，并被用作準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)（Chen 等，2017；Liu 和Tian，2019）。2008年末至今，上交所強(qiáng)制披露范圍保持為在上交所上市的“上證公司治理板塊”樣本公司、境內(nèi)外同時(shí)上市的公司及金融類公司，深交所強(qiáng)制披露范圍保持為 “深證100 指數(shù)”成分股，強(qiáng)制披露范圍的確定與公司財(cái)務(wù)績效無關(guān)。同時(shí)，由于上證治理指數(shù)（000019.SH）和深證100 指數(shù)（399330.SZ）每年調(diào)整成分股的依據(jù)并非財(cái)務(wù)績效，且上市公司發(fā)行境外上市外資股的決策也與財(cái)務(wù)績效無關(guān)，強(qiáng)制披露社會(huì)責(zé)任報(bào)告能夠滿足工具變量的外生性。

此外，相比于僅披露年報(bào)的公司，針對(duì)披露社會(huì)責(zé)任報(bào)告的公司可以獲取更多細(xì)節(jié)信息，從而獲得更全面的評(píng)分。因此處于強(qiáng)制披露名單的公司能夠得到更高的CSR評(píng)分。本文樣本數(shù)據(jù)檢驗(yàn)結(jié)果見表5，強(qiáng)制披露組CSR 均值為0.421，非強(qiáng)制披露組CSR均值為0.221，其差異在1%水平下顯著，強(qiáng)制披露社會(huì)責(zé)任報(bào)告能夠滿足工具變量的相關(guān)性。

表5 強(qiáng)制披露與非強(qiáng)制披露的CSR 評(píng)分

工具變量回歸結(jié)果見表6。模型（1）解釋變量為CSR 綜合評(píng)分，模型（2）-（6）解釋變量為CSR 子項(xiàng)評(píng)分。結(jié)果顯示，企業(yè)社會(huì)責(zé)任綜合評(píng)分在1%水平下顯著，且五個(gè)子項(xiàng)均在1%水平下顯著，說明企業(yè)履行社會(huì)責(zé)任有助于提高財(cái)務(wù)績效，結(jié)果穩(wěn)健。

表6 工具變量回歸結(jié)果

（三）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

第一，替換被解釋變量?？紤]到ROA 可能受到企業(yè)盈余管理的影響，且結(jié)論容易受到變量衡量方法的影響（李國平和韋曉茜，2014），本文使用銷售毛利率（GPM）、營業(yè)利潤率（OPM）、銷售凈利率（NIR）等多種會(huì)計(jì)盈利指標(biāo)作為財(cái)務(wù)績效的衡量指標(biāo)重新進(jìn)行回歸，結(jié)果見表7 模型（1）-（3），結(jié)果依然穩(wěn)健。

第二，替換樣本?？紤]到是否披露社會(huì)責(zé)任報(bào)告會(huì)直接影響和訊網(wǎng)的數(shù)據(jù)來源，本文區(qū)分是否披露社會(huì)責(zé)任報(bào)告，分為披露組和未披露組分別進(jìn)行回歸分析，保證樣本企業(yè)評(píng)分依據(jù)的一致性，結(jié)果見表7 模型（4）-（5），結(jié)果依然穩(wěn)健。

第三，考慮跨期影響。本文進(jìn)一步考察了當(dāng)期履行社會(huì)責(zé)任對(duì)下一期財(cái)務(wù)績效的影響，結(jié)果見表7 模型（6），結(jié)果依然穩(wěn)健。

表7 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

五、拓展性研究

（一）影響路徑分析

上文的實(shí)證結(jié)果支持了社會(huì)影響假說，即企業(yè)履行社會(huì)責(zé)任有助于提高財(cái)務(wù)績效。本文利用三步回歸法檢驗(yàn)中介效應(yīng)，包括營運(yùn)資金管理和融資約束兩個(gè)作用路徑，根據(jù)構(gòu)建的模型，中介效應(yīng)檢驗(yàn)回歸結(jié)果見表8。模型（1）-（4）為營運(yùn)資金管理效率的中介效應(yīng)檢驗(yàn)，其中（1）-（2）代理變量為現(xiàn)金周轉(zhuǎn)天數(shù)，（3）-（4）代理變量為商業(yè)信用，計(jì)算方法為（應(yīng)付賬款+應(yīng)付票據(jù)+預(yù)收賬款+合同負(fù)債）/期末總資產(chǎn)；模型（5）-（6）為融資約束的中介效應(yīng)檢驗(yàn)。

表8 中介效應(yīng)檢驗(yàn)回歸結(jié)果

營運(yùn)資金管理效率途徑的檢驗(yàn)結(jié)果顯示，當(dāng)以現(xiàn)金周轉(zhuǎn)天數(shù)作為反向代理變量時(shí)，模型（1）中CSR 系數(shù)顯著為負(fù)，模型（2）中CFD 系數(shù)顯著為負(fù)且CSR 系數(shù)顯著為正，結(jié)果表明降低現(xiàn)金周轉(zhuǎn)天數(shù)是履行社會(huì)責(zé)任與財(cái)務(wù)績效的部分中介變量。當(dāng)以商業(yè)信用作為正向代理變量時(shí)，模型（3）中CSR系數(shù)顯著為正，模型（4）中TC 系數(shù)顯著為正且CSR 系數(shù)顯著為正，結(jié)果表明更好的商業(yè)信用是履行社會(huì)責(zé)任與財(cái)務(wù)績效的部分中介變量。綜上，更高的營運(yùn)資金管理效率是履行社會(huì)責(zé)任與財(cái)務(wù)績效的部分中介變量。

融資約束途徑的檢驗(yàn)結(jié)果顯示，模型（5）中CSR 系數(shù)顯著為負(fù)，模型（6）中KZ 系數(shù)顯著為負(fù)且CSR 系數(shù)顯著為正，結(jié)果表明緩解融資約束是履行社會(huì)責(zé)任與財(cái)務(wù)績效的部分中介變量。綜上，假設(shè)H2 和H3 成立。

（二）異質(zhì)性分析

不同規(guī)模和性質(zhì)的企業(yè)擁有不同的營運(yùn)資金管理效率，面臨著差異化的融資約束，因而有必要區(qū)分討論。本文按照年度和申萬二級(jí)行業(yè)中位數(shù)區(qū)分企業(yè)規(guī)模劃分大企業(yè)與小企業(yè)，并按照國企與非國企劃分了產(chǎn)權(quán)性質(zhì)，各個(gè)子樣本回歸結(jié)果見表9。結(jié)果顯示，各種類型企業(yè)履行社會(huì)責(zé)任均可以顯著提高財(cái)務(wù)績效，但小企業(yè)的促進(jìn)作用比大企業(yè)更強(qiáng)，體現(xiàn)出作用的邊際遞減。大企業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營較為成熟，更容易被外界市場熟知，早已被利益相關(guān)者認(rèn)可，因而履行社會(huì)責(zé)任的邊際作用并不強(qiáng)；然而小企業(yè)通常成立時(shí)間不長，積累的商業(yè)信用有限，同時(shí)信息透明度較低，不易被市場看好，從而面臨更高融資約束。因此，小企業(yè)積極履行社會(huì)責(zé)任有助于降低信息不對(duì)稱，得到利益相關(guān)者認(rèn)可，進(jìn)而提高財(cái)務(wù)績效。另外，國有企業(yè)本身擁有銀行信貸政策的傾斜，容易得到更多授信，履行社會(huì)責(zé)任的邊際作用并不強(qiáng)；而非國有企業(yè)通過履行社會(huì)責(zé)任能夠釋放積極信號(hào)，獲得良好聲譽(yù)，讓利益相關(guān)者得到更多信息，從而提高財(cái)務(wù)績效。

表9 異質(zhì)性分析：區(qū)分企業(yè)規(guī)模與產(chǎn)權(quán)性質(zhì)

六、結(jié)論

本文使用滬深A(yù) 股2010-2019 年3290家上市公司的面板數(shù)據(jù)，研究企業(yè)履行社會(huì)責(zé)任對(duì)財(cái)務(wù)績效的影響符合社會(huì)影響假說還是權(quán)衡假說，實(shí)證中利用社會(huì)責(zé)任信息的強(qiáng)制性披露政策作為工具變量糾正了內(nèi)生性偏差，分析了營運(yùn)資金管理和融資約束兩個(gè)影響路徑，并進(jìn)一步按照企業(yè)規(guī)模和產(chǎn)權(quán)性質(zhì)進(jìn)行了分類探討。盡管現(xiàn)有文獻(xiàn)分析了社會(huì)責(zé)任承擔(dān)與績效之間的關(guān)系，但是以營運(yùn)資金為媒介展開二者關(guān)系研究的文獻(xiàn)尚不多見，考慮到傳統(tǒng)與營運(yùn)資金有關(guān)的研究大多結(jié)合營運(yùn)資金與融資約束（吳娜等，2014）、營運(yùn)資金與投資效率（于博，2016）之間的關(guān)系展開，而較少涉及營運(yùn)資金在社會(huì)責(zé)任視角下的績效提升作用研究。因此，本文拓展了現(xiàn)有關(guān)于營運(yùn)資本與社會(huì)責(zé)任承擔(dān)問題的研究邊界。

本文研究發(fā)現(xiàn)：第一，社會(huì)影響假說成立，即企業(yè)履行社會(huì)責(zé)任有助于提高財(cái)務(wù)績效，在下一期這一作用依然穩(wěn)健。第二，營運(yùn)資金管理效率和融資約束發(fā)揮了部分中介作用，企業(yè)履行社會(huì)責(zé)任能夠通過提高營運(yùn)資金管理效率和緩解融資約束從而提高財(cái)務(wù)績效。第三，區(qū)分企業(yè)規(guī)模和產(chǎn)權(quán)性質(zhì)分析發(fā)現(xiàn)，企業(yè)履行社會(huì)責(zé)任對(duì)財(cái)務(wù)績效的促進(jìn)作用在小型企業(yè)和非國有企業(yè)中更為顯著。