摘 要 本文基于利益相關(guān)者角度，以鋼鐵企業(yè)為樣本，研究企業(yè)社會(huì)責(zé)任與增加價(jià)值之間的關(guān)系。研究發(fā)現(xiàn)，鋼鐵企業(yè)積極承擔(dān)社會(huì)責(zé)任會(huì)提高其增加價(jià)值。

關(guān)鍵詞 企業(yè)社會(huì)責(zé)任 增加價(jià)值 利益相關(guān)者

一、引言

社會(huì)責(zé)任與企業(yè)價(jià)值之間的相關(guān)性問題是一個(gè)長(zhǎng)期命題。鑒于鋼鐵行業(yè)對(duì)我國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展有重要影響，本文將探究鋼鐵企業(yè)履行社會(huì)責(zé)任將如何影響增加價(jià)值。

二、研究假設(shè)

企業(yè)有義務(wù)保證股東的資金能保值增值，收益有效分配；企業(yè)要定期償還債權(quán)人本金及利息；雇員與公司能否創(chuàng)造增加價(jià)值息息相關(guān)；政府與企業(yè)相互影響制約；供應(yīng)商決定企業(yè)的原料供應(yīng)；消費(fèi)者則是盈利的主要來源；注重保護(hù)環(huán)境對(duì)鋼鐵行業(yè)尤為重要。據(jù)此，本文提出假設(shè)：

H1：鋼鐵企業(yè)對(duì)股東履行社會(huì)責(zé)任積極影響企業(yè)增加價(jià)值；H2：鋼鐵企業(yè)對(duì)債權(quán)人履行社會(huì)責(zé)任積極影響企業(yè)增加價(jià)值；H3：鋼鐵企業(yè)對(duì)雇員履行社會(huì)責(zé)任積極影響企業(yè)增加價(jià)值；H4：鋼鐵企業(yè)對(duì)政府履行社會(huì)責(zé)任積極影響企業(yè)增加價(jià)值；H5：鋼鐵企業(yè)對(duì)供應(yīng)商履行社會(huì)責(zé)任積極影響企業(yè)增加價(jià)值；H6：鋼鐵企業(yè)對(duì)消費(fèi)者履行社會(huì)責(zé)任積極影響企業(yè)增加價(jià)值；H7：鋼鐵企業(yè)對(duì)環(huán)境履行社會(huì)責(zé)任積極影響企業(yè)增加價(jià)值。

三、研究設(shè)計(jì)

（一）數(shù)據(jù)來源

本文以2012—2017年的鋼鐵板塊上市公司（滬深A(yù)股）的數(shù)據(jù)來研究履行企業(yè)社會(huì)責(zé)任對(duì)創(chuàng)造增加價(jià)值的影響。樣本財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)來源于CSMAR數(shù)據(jù)庫中公司研究系列的財(cái)務(wù)報(bào)表數(shù)據(jù)、滬深交易所網(wǎng)站及潤(rùn)靈環(huán)球社會(huì)責(zé)任評(píng)級(jí)報(bào)告。

（二）變量選擇

由于折舊是價(jià)值的轉(zhuǎn)移而非創(chuàng)造，因此不考慮。公式如下：

增加價(jià)值=雇員薪酬+利息+稅費(fèi)+股利+留存收益

自變量分別為：每股收益（CR）；速動(dòng)比率（STR）；雇員收益（ER）=職工薪酬÷主營(yíng)業(yè)務(wù)收入；營(yíng)業(yè)稅金及附加率（OTR）；應(yīng)付賬款周轉(zhuǎn)率（PAR）；主營(yíng)業(yè)務(wù)成本率（OCR）；主營(yíng)業(yè)務(wù)收入增長(zhǎng)率（INR）；環(huán)境信息披露（EP）（若企業(yè)當(dāng)年單獨(dú)發(fā)布了社會(huì)責(zé)任報(bào)告或披露了環(huán)境信息，則取值1，否則為0）。因變量：企業(yè)增加價(jià)值率（CIV）。計(jì)算公式：增加價(jià)值率=增加價(jià)值÷平均資產(chǎn)總額。

結(jié)合變量的設(shè)計(jì)情況，模型建立如下：

CIV=β0+β1CR+β2STR+β3ER+β4OTR+β5PAR+β6OCR+β7INR+β8EP+ε

為β0常數(shù)項(xiàng)，β1至β8為各自變量的系數(shù)，ε為殘差。

四、實(shí)證結(jié)果及分析

（一）描述性統(tǒng)計(jì)

變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果：樣本總量為631，每股收益的最大值為1.108，最小值為-3.273，均值為-0.016；速動(dòng)比率的最大值為9.417，最小值為0.094，均值0.979，接近1，說明整體而言鋼鐵企業(yè)的短期償債能力良好，但是從極值看出存在短期償債風(fēng)險(xiǎn)極大和占用資金過多；應(yīng)付賬款周轉(zhuǎn)率在[12.453，95.723]區(qū)間內(nèi)分布，遠(yuǎn)高于社會(huì)平均值7.800，說明企業(yè)收賬快，壞賬少；主營(yíng)業(yè)務(wù)成本率在[0.707，1.396]區(qū)間分布，均值為0.924，工業(yè)企業(yè)的主營(yíng)業(yè)務(wù)成本率在0.500～0.700之間，這說明了鋼鐵企業(yè)的主營(yíng)業(yè)務(wù)收入對(duì)盈利的貢獻(xiàn)較低；環(huán)境信息披露情況顯示為行業(yè)中有46.22%的鋼鐵企業(yè)披露了環(huán)境信息；增加價(jià)值率的最大值為0.598，最小值為-0.479，平均為0.286，說明鋼鐵行業(yè)中企業(yè)的發(fā)展情況有好有壞，但整體呈緩慢發(fā)展的趨勢(shì)。

（二）相關(guān)性分析

EP指標(biāo)沒有通過相關(guān)性檢驗(yàn)；CIV與CR、STR、ER、OTR、INR在1%的水平下顯著正相關(guān)，與OCR在同水平下顯著負(fù)相關(guān)；PAR與CIV呈正相關(guān)關(guān)系，但是不顯著。為排除可能存在多重共線性問題，運(yùn)用方差膨脹因子來進(jìn)行檢驗(yàn)，結(jié)果表明方差膨脹因子均在[1.0，3.8]之間，遠(yuǎn)遠(yuǎn)<10，所以各個(gè)變量之間不存在多重共線性問題。

（三）多元線性回歸分析

回歸模型的F=78.532，顯著性P=0.000，顯著性水平<0.01，該回歸模型整體上通過統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)。ER、OCR、INR的顯著性水平是0.000（<0.01），CR、STR、OTR和EP的顯著性水平分別是0.019、0.023、0.027、0.023（<0.05），PAR的顯著水平是0.003（<0.01），均通過統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)。

五、結(jié)語

實(shí)證結(jié)果表明，鋼鐵企業(yè)承擔(dān)對(duì)股東、債權(quán)人、員工、政府、消費(fèi)者、供應(yīng)商、環(huán)境的社會(huì)責(zé)任與其創(chuàng)造增加價(jià)值之間呈顯著的正相關(guān)關(guān)系。因此，本文提出以下建議：政府要基于現(xiàn)狀，針對(duì)性地制定有關(guān)社會(huì)責(zé)任披露的法規(guī)制度，強(qiáng)化激勵(lì)和約束機(jī)制；發(fā)揮輿論的監(jiān)督作用，營(yíng)造良好的外部環(huán)境；創(chuàng)立一個(gè)具體詳細(xì)的社會(huì)責(zé)任信息披露評(píng)級(jí)機(jī)制，對(duì)企業(yè)公開的信息質(zhì)量做合理的判斷；鋼鐵企業(yè)應(yīng)樹立起社會(huì)責(zé)任意識(shí)，積極披露社會(huì)責(zé)任信息，接受利益相關(guān)者的審查。

（作者單位為浙江師范大學(xué)）

[作者簡(jiǎn)介：呂培帆（1996—），女，浙江嵊州人，本科，會(huì)計(jì)學(xué)專業(yè)。]

參考文獻(xiàn)

[1] Shahbaz Sheikh. Is corporate social responsibility a value-increasing investment？ Evidence from antitakeover provisions[J]. GLOBAL FINANCE JOURNAL，2017（08）：42-43.

[2] 楊忠智，楊潔.股權(quán)集中度、社會(huì)責(zé)任與公司價(jià)值之關(guān)系初探——基于我國(guó)上市公司的實(shí)證分析[J].天津財(cái)經(jīng)大學(xué)學(xué)報(bào)，2012（2）：4.

[3] 周浩.我國(guó)重污染行業(yè)上市公司社會(huì)責(zé)任與增加價(jià)值相關(guān)性研究[D].合肥工業(yè)大學(xué)，2017.