韓沈超（博士），潘家棟（博士）

一、引言

企業(yè)社會責(zé)任（Corporate Social Responsibility）從提出至今，在學(xué)術(shù)界展開了廣泛的探討?，F(xiàn)代企業(yè)履行企業(yè)社會責(zé)任是合規(guī)和道德的雙重要求，企業(yè)的發(fā)展與宏觀經(jīng)濟的發(fā)展一樣，同樣需要考慮社會的福利和代際的影響，純粹的“理性經(jīng)濟人”假設(shè)已經(jīng)無法滿足當代社會的普遍要求?！笆糯蟆眻蟾嬷攸c強調(diào)了要激發(fā)和保護企業(yè)家精神，而企業(yè)社會責(zé)任可以解讀為企業(yè)家精神的一種責(zé)任規(guī)制。

同群效應(yīng)（Peer Effect）或稱同群同質(zhì)性（Peer Group Homogeneity），闡述的正是中國古諺語“近朱者赤，近墨者黑”所傳達的寓意，在學(xué)術(shù)界最早由美國教授 Coleman[1]提出，Alexander、Campbell[2]首先經(jīng)驗地證實了同群效應(yīng)在美國高中教育中的存在性。隨著同群效應(yīng)研究的不斷發(fā)展，在不同的學(xué)科研究范疇，同群效應(yīng)的表述演化為近鄰效應(yīng)、傳染效應(yīng)、羊群效應(yīng)等[3][4]。在某些定義下，同群效應(yīng)與溢出效應(yīng)之間也具有相似之處。Zimmerman[5]定義若個體的表現(xiàn)或結(jié)果受到“同伴”群體的正面或負面影響，則存在同群效應(yīng)。陸銘、張爽[6]提出同群之間的社會互動會通過改變個體的資源稟賦、心理狀態(tài)、信息結(jié)構(gòu)等因素進而影響個體的外在表現(xiàn)。

同一地區(qū)抑或同一行業(yè)的企業(yè)基于相似的區(qū)位選擇、產(chǎn)品結(jié)構(gòu)等客觀因素可以作為同群（Cluster）的存在。事實上，同一地區(qū)的企業(yè)或者企業(yè)家們往往表現(xiàn)出較強的共通點。同樣，同一行業(yè)的企業(yè)也會因為受到相似的行業(yè)系統(tǒng)性風(fēng)險等劃分為同群。同群之間的企業(yè)是否會互相影響？當涉及履行企業(yè)社會責(zé)任的層面，“同伴”（Peer）企業(yè)又是否會表現(xiàn)出較強的一致性？如果是，同群效應(yīng)背后的邏輯又是什么？這將是本文要重點探究和解答的三個疑問。

二、文獻綜述與研究假說

同群效應(yīng)無時無處不在。汪匯等[7]基于戶籍分割視角，發(fā)現(xiàn)居民個體對社會和政府的信任受同群效應(yīng)的影響。以往關(guān)于同群效應(yīng)的研究集中于教育經(jīng)濟學(xué)、社會心理學(xué)等領(lǐng)域，近年來其在公共經(jīng)濟學(xué)和商業(yè)領(lǐng)域也得到了廣泛應(yīng)用。Han[8]指出，由于企業(yè)之間的模仿和互動，致使審計公司規(guī)模出現(xiàn)兩極分化。Aerts et al.[9]以加拿大、法國和德國上市企業(yè)的環(huán)境信息披露表現(xiàn)為研究對象，證實了同行業(yè)模仿行為的存在。我國重污染行業(yè)上市公司環(huán)境信息披露的行業(yè)模仿行為亦得到了經(jīng)驗結(jié)果的支持[10]。趙穎[11]發(fā)現(xiàn)我國非金融上市公司高管存在較為顯著的同群效應(yīng)，其中外聘CEO的同群效應(yīng)最顯著。高管薪酬同群效應(yīng)的積極方面體現(xiàn)在其有助于企業(yè)價值的創(chuàng)造，且能降低企業(yè)在盈利方面的風(fēng)險，表現(xiàn)為一種“共享式”的發(fā)展模式。上市公司的投資決策、并購決策、并購聲譽、企業(yè)資本結(jié)構(gòu)決策、公司治理等行為存在明顯的同群效應(yīng)[12][13][14][15][16][17][18]。

“管理者聲譽考慮”和“管理者信息學(xué)習(xí)”是同群效應(yīng)發(fā)揮作用的重要前提[18]?！巴瑯I(yè)參照效應(yīng)”的使用存在其尋租和辯護的根源[19]。在地方政府行為的外部影響下，同地區(qū)的企業(yè)投資行為存在顯著的同群效應(yīng)[20]。Aerts et al.[9]指出，環(huán)境信息披露方式和結(jié)構(gòu)不確定性是行業(yè)間模仿的動因。Nikolaeva、Bicho[21]發(fā)現(xiàn)，競爭模仿和信息壓力是企業(yè)自愿發(fā)布社會責(zé)任報告的決定性因素。

企業(yè)社會責(zé)任是評價企業(yè)聲譽的一個重要維度[22]。Shapiro[23]指出，企業(yè)聲譽來源于市場投資者隨時間累積而形成的穩(wěn)定預(yù)期，聲譽有助于增加承諾的信度。Bertels、Peloza[24]和 Fombrun、Shanley[25]的研究進一步證實了企業(yè)社會責(zé)任的履行有利于提高企業(yè)的聲譽，從而激發(fā)消費者的購買意愿，并且能提高消費者對企業(yè)的忠誠度。企業(yè)社會責(zé)任具有外部性，這種溢出效應(yīng)（或稱“傳染效應(yīng)”）事實上與本文要研究的同群效應(yīng)有莫大的共通之處[26][27]。

信號傳遞是企業(yè)市場價值得以實現(xiàn)的重要途徑。信號傳遞理論（下文稱“信號機制”）認為，由于資本市場存在信息不對稱，企業(yè)為在激烈的競爭中獲得比較優(yōu)勢，通常會采取一系列行動，如披露企業(yè)社會責(zé)任履行報告等，向市場傳遞有效信息。同時，上述行為是已被同群企業(yè)監(jiān)測和模仿的。因此，在競爭越激烈的行業(yè)，企業(yè)越有可能披露高質(zhì)量的社會責(zé)任信息[28]。錢愛民、朱大鵬[29]從信號傳遞的視角驗證了企業(yè)履行社會責(zé)任內(nèi)在動機的多元性。李余輝等[30]發(fā)現(xiàn)，企業(yè)履行社會責(zé)任是一種間接的信息傳遞方式，并且較高的企業(yè)社會責(zé)任水平能夠在分離均衡意義上準確傳遞供應(yīng)商質(zhì)量信息。此外，隨著外部競爭的加劇，信號傳遞動機會進一步加強[31]。因此，信號機制可以從內(nèi)在動機上解釋企業(yè)為何要履行企業(yè)社會責(zé)任，同時由于競爭機制的存在，受到企業(yè)聲譽的外部性激勵，以及市場的資源約束和有限的市場份額，同群的企業(yè)有動機監(jiān)測和模仿其他企業(yè)的企業(yè)社會責(zé)任表現(xiàn)，并基于此提高自身的企業(yè)社會責(zé)任表現(xiàn)進而參與競爭。

基于上述理論機制的描述，本文認為企業(yè)社會責(zé)任履行的表現(xiàn)由于受到聲譽外部性的激勵、信號機制的影響和競爭機制的強化，會表現(xiàn)出顯著的同群效應(yīng)。由此，提出假設(shè)1：

假設(shè)1：企業(yè)社會責(zé)任表現(xiàn)存在顯著的區(qū)域同群效應(yīng)。

馮曉嵐、武常岐[32]研究發(fā)現(xiàn)，中外企業(yè)之間規(guī)模相似程度提高，會增加我國本土龍頭企業(yè)模仿外商投資龍頭企業(yè)的傾向。由此，提出假設(shè)2和假設(shè)3：

假設(shè)2：企業(yè)社會責(zé)任表現(xiàn)存在顯著的行業(yè)同群效應(yīng)。

假設(shè)3：企業(yè)社會責(zé)任表現(xiàn)的地區(qū)內(nèi)、行業(yè)內(nèi)同群表現(xiàn)出“強者愈強，弱者愈弱”的特征。

圖1 企業(yè)履行CSR表現(xiàn)的“同群效應(yīng)”的影響機制

三、模型設(shè)定與數(shù)據(jù)說明

為探究企業(yè)社會責(zé)任是否存在同群效應(yīng)，本文基于Leary、Roberts[12]和張敦力、江新峰[33]的研究方法，構(gòu)建如下同群效應(yīng)檢驗基本計量模型：

其中：CSR為企業(yè)社會責(zé)任表現(xiàn)；Peer_within Province為同一地區(qū)（省份）所有企業(yè)社會責(zé)任表現(xiàn)的中位數(shù)水平；Peer_within Industry為同一行業(yè)所有企業(yè)社會責(zé)任表現(xiàn)的中位數(shù)水平；X'為可能影響企業(yè)社會責(zé)任表現(xiàn)的主要控制變量，包括資產(chǎn)總額（Lasset）、公司所有制（State_owned）、可持續(xù)增長率（SGR）、每股收益（EPS）、財務(wù)杠桿水平（Leverage）、董事會規(guī)模（BOD：Board of Directors）和職工規(guī)模（Lemp）等?？紤]到內(nèi)生性的存在，本文進一步匯報穩(wěn)健性檢驗的結(jié)果，并以企業(yè)社會責(zé)任報告的總頁數(shù)（Page）作為CSR的代理變量。

考慮到同群企業(yè)社會責(zé)任表現(xiàn)可能會與主要控制變量（如資產(chǎn)總額、職工規(guī)模等）共同影響個體企業(yè)社會責(zé)任表現(xiàn)，因此進一步設(shè)定融入交互項的調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗?zāi)Ｐ停?）、模型（4）和模型（5）。

表1列示了本文主要變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果。其中企業(yè)社會責(zé)任表現(xiàn)（CSR和Page）數(shù)據(jù)選取了權(quán)威性高、學(xué)術(shù)研究中廣泛使用的《潤靈環(huán)球（RKS）企業(yè)社會責(zé)任CSR評級數(shù)據(jù)報告》所公布的2013年和2014年所有上市公司的CSR評級數(shù)據(jù)（CSR_2013和CSR_2014）。其余主要控制變量數(shù)據(jù)來源于CSMAR數(shù)據(jù)庫，并對公司財務(wù)數(shù)據(jù)中的資產(chǎn)總額和職工規(guī)模進行對數(shù)化處理。公司所有制的刻畫采用了虛擬變量，當State_owned=1時，表明該企業(yè)為國有企業(yè)，其中國有企業(yè)的范圍包括國有股權(quán)比重較高的混合所有制企業(yè)；當State_owned=0時，表明該企業(yè)為非國有企業(yè)。表2顯示了自變量相關(guān)性的協(xié)方差矩陣，在所有自變量中僅有三組之間的相關(guān)性系數(shù)高于0.5。此外，表3顯示平均方差膨脹因子僅為1.96，遠小于10的臨界值，因此可以認為變量之間不存在嚴重的多重共線性。

表1 主要變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果

表2 自變量相關(guān)性協(xié)方差矩陣

表3 方差膨脹因子檢驗結(jié)果

四、實證分析

1.實證檢驗結(jié)果。以表4中的回歸結(jié)果為基點，可以發(fā)現(xiàn)：企業(yè)社會責(zé)任表現(xiàn)的地區(qū)同群效應(yīng)高度顯著，行業(yè)同群效應(yīng)并不顯著，但是從系數(shù)的符號可以判斷，行業(yè)同群效應(yīng)潛在為正。因此前文提出的假設(shè)1可以得到經(jīng)驗結(jié)論的證實，假設(shè)2未能得到經(jīng)驗結(jié)論的支持。此外，控制變量中，資產(chǎn)總額（Lasset）和職工規(guī)模（Lemp）對企業(yè)社會責(zé)任均表現(xiàn)出高度顯著的正向影響，財務(wù)杠桿（Leverage）對企業(yè)社會責(zé)任表現(xiàn)具有高度顯著的負向影響。證明規(guī)模越大的企業(yè)越有傾向提供較好的社會責(zé)任表現(xiàn)，這不僅是內(nèi)部管理層等信息使用者的客觀需求，而且體現(xiàn)了媒體、政府部門等對“大企業(yè)”履行社會責(zé)任施加的外部壓力，而負債比重越高的企業(yè)越不傾向于提供較好的社會責(zé)任表現(xiàn)。管理層規(guī)模（BOD）同樣也對企業(yè)社會責(zé)任表現(xiàn)有顯著的正向影響，背后的邏輯在于管理層人數(shù)和結(jié)構(gòu)的多樣性會促使企業(yè)考慮更多的社會責(zé)任和使命的問題，尤其是已有學(xué)者研究證實女性管理層的比重提升將有利于企業(yè)提升社會責(zé)任表現(xiàn)。公司所有制的虛擬變量（State_owned）對企業(yè)社會責(zé)任表現(xiàn)不具有顯著的影響，反映出履行社會責(zé)任已不再是國有企業(yè)的單方面表現(xiàn)，非國有企業(yè)同樣扛起了履行社會責(zé)任的大旗?？沙掷m(xù)增長率（SGR）對企業(yè)社會責(zé)任表現(xiàn)的影響不顯著，而每股收益（EPS）在部分回歸結(jié)果中對企業(yè)社會責(zé)任表現(xiàn)的影響顯著，且系數(shù)符號為正，因此可以大體認為企業(yè)發(fā)展能力對企業(yè)社會責(zé)任表現(xiàn)沒有顯著的影響，而企業(yè)的收益能力則在一定程度上可能有利于企業(yè)提高社會責(zé)任表現(xiàn)。

表4 企業(yè)社會責(zé)任表現(xiàn)的地區(qū)和行業(yè)內(nèi)同群效應(yīng)檢驗回歸結(jié)果

在考慮調(diào)節(jié)效應(yīng)的基礎(chǔ)上，地區(qū)同群企業(yè)社會責(zé)任表現(xiàn)的中位數(shù)與資產(chǎn)總額的交互項（Peer_with?in Province×Lasset）的系數(shù)符號為正，且通過了1%顯著性水平的檢驗，同樣地，地區(qū)同群企業(yè)社會責(zé)任表現(xiàn)的中位數(shù)與職工規(guī)模的交互項（Peer_within Prov?ince×Lemp）的系數(shù)符號也為正，且高度顯著，這個結(jié)果意味著地區(qū)同群企業(yè)社會責(zé)任表現(xiàn)分別與資產(chǎn)總額和職工規(guī)模共同影響個體企業(yè)社會責(zé)任表現(xiàn)。通過求解導(dǎo)數(shù)，個體企業(yè)社會責(zé)任表現(xiàn)對地區(qū)同群企業(yè)社會責(zé)任表現(xiàn)的邊際影響為CSR=-3.7214+0.4517Lasset，當 Lasset＞8.24 時 ，邊 際 影 響為正；CSR=-1.2344+0.2037Lemp，當Lemp＞6.06時，邊際影響也為正。通過代入Lasset和Lemp的樣本均值，可以得到邊際影響都為正。因此，本文可以進一步得到如下結(jié)論：地區(qū)同群企業(yè)社會責(zé)任表現(xiàn)與個體企業(yè)資產(chǎn)總額和職工規(guī)模共同調(diào)節(jié)作用于個體企業(yè)社會責(zé)任表現(xiàn)，且隨著個體企業(yè)資產(chǎn)總額和職工規(guī)模的增長，這種調(diào)節(jié)作用的效果會逐漸增強。行業(yè)同群企業(yè)社會責(zé)任表現(xiàn)的中位數(shù)與資產(chǎn)總額的交互項（Peer_within Industry×Lasset）未能通過顯著性水平的檢驗，因而不再展開討論。圖2為實證模型中調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗的簡要示意圖，結(jié)論如上，不再贅述。

圖2 調(diào)節(jié)效應(yīng)示意圖

表4中最后一列所示結(jié)果為穩(wěn)健性檢驗的結(jié)果，本文采用企業(yè)社會責(zé)任報告的頁數(shù)（Page）作為工具變量替代原被解釋變量CSR_2014，實證檢驗的結(jié)果也更進一步證實了地區(qū)同群企業(yè)社會責(zé)任表現(xiàn)對個體企業(yè)社會責(zé)任報告的頁數(shù)具有高度顯著的正向影響，因此地區(qū)企業(yè)社會責(zé)任表現(xiàn)的同群激勵效應(yīng)真實存在且高度顯著。

2.分位數(shù)回歸結(jié)果。分位數(shù)回歸（QR：Quan?tile Regression）方法最早由Koenker和Bassett提出，與一般的最小二乘法（OLS）回歸相比，OLS回歸是基于均值的回歸，而QR則能夠進一步考察解釋變量對整個條件分布的影響，據(jù)此本文考慮采用分位數(shù)回歸方法研究企業(yè)社會責(zé)任的地區(qū)同群表現(xiàn)和行業(yè)同群表現(xiàn)在不同分位數(shù)水平下對個體企業(yè)社會責(zé)任表現(xiàn)是否有顯著差異。在此基礎(chǔ)上，分析在何種分位數(shù)水平下，同群效應(yīng)發(fā)揮的效果最為強烈。不同分位數(shù)回歸結(jié)果如表5和表6所示。

表5 企業(yè)社會責(zé)任的區(qū)域內(nèi)同群效應(yīng)檢驗 的分位數(shù)回歸結(jié)果

從表5的分位數(shù)回歸結(jié)果可知，隨著企業(yè)社會責(zé)任表現(xiàn)（CSR）越來越好，地區(qū)內(nèi)同群（同一省份內(nèi)的上市公司“同伴”）企業(yè)社會責(zé)任表現(xiàn)中位數(shù)（Peer_within Province）對個體企業(yè)社會責(zé)任表現(xiàn)的促進效果也越來越強（回歸系數(shù)顯著性增強，系數(shù)絕對值不斷變大）。此外，隨著企業(yè)社會責(zé)任表現(xiàn)的增強，資產(chǎn)總額（Lasset）、職工規(guī)模（Lemp）等對個體企業(yè)社會責(zé)任表現(xiàn)的促進效果也隨之增強。與此同時，財務(wù)杠桿（Leverage）隨著分位數(shù)的提高，對個體企業(yè)社會責(zé)任表現(xiàn)的負面影響也不斷強化。董事會規(guī)模（BOD）隨著分位數(shù)的提高，對個體企業(yè)社會責(zé)任表現(xiàn)的影響呈現(xiàn)倒“U”型特征的波動，這一結(jié)果顯示盡管董事會規(guī)?？傮w對企業(yè)社會責(zé)任表現(xiàn)具有正向作用，但是隨著企業(yè)社會責(zé)任的表現(xiàn)不斷加強，提升董事會規(guī)模對其的積極影響將會逐漸削弱。其余控制變量，如公司所有制（State_owned）、可持續(xù)增長率（SGR）和每股收益（EPS）對企業(yè)社會責(zé)任表現(xiàn)并未表現(xiàn)出顯著的影響，在分位數(shù)回歸中同樣未體現(xiàn)出顯著的特征。圖3直觀顯示了隨著分位數(shù)提高，表5中所示的各解釋變量對企業(yè)社會責(zé)任表現(xiàn)的影響的變化特征。

表6 企業(yè)社會責(zé)任的行業(yè)內(nèi)同群效應(yīng)檢驗的分位數(shù)回歸結(jié)果

從表6的分位數(shù)回歸結(jié)果可以發(fā)現(xiàn)：隨著企業(yè)社會責(zé)任表現(xiàn)不斷加強，行業(yè)內(nèi)同群（同一行業(yè)內(nèi)的上市公司“同伴”）企業(yè)社會責(zé)任表現(xiàn)中位數(shù)對企業(yè)社會責(zé)任的正向影響同樣不斷強化，在10、25、50、75分位均不顯著，而90分位為顯著。其余結(jié)論與表4分位數(shù)回歸的結(jié)果基本一致。圖4直觀顯示了隨著分位數(shù)提高，表6所示各解釋變量對企業(yè)社會責(zé)任表現(xiàn)的影響的變化特征。

3.進一步討論：同群效應(yīng)中競爭效應(yīng)和馬太效應(yīng)何者占主導(dǎo)？在圖1所示的企業(yè)社會表現(xiàn)的同群效應(yīng)的影響機制中，同一地區(qū)或者同一行業(yè)的企業(yè)為何會受到同群表現(xiàn)的影響？背后的邏輯基點在于競爭效應(yīng)的發(fā)揮。正如前文中提到的聲譽機制和信號機制，它們都是企業(yè)選擇模仿和試圖趕超同群企業(yè)的重要動機。因此，進一步地，本文在前文研究的基礎(chǔ)上，引入全新的解釋變量同一地區(qū)和同一行業(yè)同群企業(yè)社會責(zé)任表現(xiàn)的標準差——Sdev_within Province和Sdev_within Industry分別用于表示同一地區(qū)和同一行業(yè)同群企業(yè)社會責(zé)任表現(xiàn)的波動情況。表7為基于前文模型（1）和模型（2），并替換關(guān)鍵解釋變量后的實證檢驗結(jié)果。此外，通過加入被解釋變量CSR_2013，考察除了橫向的同群效應(yīng)，縱向的成長效應(yīng)的存在性。

表7的穩(wěn)健性回歸進一步從同群效應(yīng)所引發(fā)的競爭效應(yīng)和馬太效應(yīng)角度給予了經(jīng)驗證據(jù)，第（1）列所示結(jié)果表明：地區(qū)內(nèi)同群企業(yè)在社會責(zé)任表現(xiàn)的差異采用地區(qū)內(nèi)同群企業(yè)社會責(zé)任表現(xiàn)的標準差（Sdev_within Province）表示，Sdev_within Province的值越高，表明同一省域內(nèi)企業(yè)社會責(zé)任表現(xiàn)的波動越大，競爭越激烈，越有可能觸發(fā)競爭效應(yīng)，且Sdev_within Province的數(shù)值與地區(qū)內(nèi)企業(yè)數(shù)量呈高度正相關(guān)關(guān)系，間接印證了高競爭度的說法；而企業(yè)社會責(zé)任表現(xiàn)波動越小，表明穩(wěn)定性越強，越有可能由于“故步自封”觸發(fā)馬太效應(yīng)。在此基礎(chǔ)上，表7的回歸結(jié)果顯示地區(qū)內(nèi)同群企業(yè)社會責(zé)任表現(xiàn)的波動對個體企業(yè)社會責(zé)任表現(xiàn)具有顯著的正向影響。進而表明地區(qū)同群企業(yè)社會責(zé)任表現(xiàn)波動越激烈，對個體企業(yè)社會責(zé)任表現(xiàn)的促進作用越強，因此可以認為在同群效應(yīng)中競爭效應(yīng)占據(jù)主導(dǎo)，即激烈的企業(yè)社會責(zé)任表現(xiàn)競爭（企業(yè)社會責(zé)任表現(xiàn)波動強烈）有利于提升個體企業(yè)的社會責(zé)任表現(xiàn)。

圖3 企業(yè)社會責(zé)任的地區(qū)同群效應(yīng)檢驗的分位數(shù)回歸結(jié)果示意圖

圖4 企業(yè)社會責(zé)任的行業(yè)同群效應(yīng)檢驗的分位數(shù)回歸結(jié)果示意圖

表7中第（2）列的穩(wěn)健性回歸結(jié)果表明：同一行業(yè)內(nèi)，企業(yè)社會責(zé)任表現(xiàn)的波動與個體企業(yè)社會責(zé)任表現(xiàn)的關(guān)系并不顯著，這意味著馬太效應(yīng)可能超越了競爭效應(yīng)，同一行業(yè)內(nèi)的企業(yè)如果歷史社會責(zé)任表現(xiàn)良好，可能會隨時間變得更好，而表現(xiàn)相對較弱的企業(yè)可能由于追趕的動力不足而“原地踏步”，這一結(jié)果與前文中的結(jié)論大體保持了一致。

表7中第（3）列的穩(wěn)健性回歸結(jié)果顯示：上一年度的企業(yè)社會責(zé)任表現(xiàn)（CSR_2013）對本年度企業(yè)社會責(zé)任表現(xiàn)具有顯著的正向影響，據(jù)此可以認為企業(yè)社會責(zé)任表現(xiàn)具有橫向和縱向的雙面影響。其中，縱向具有顯著的正自回歸的影響，即成長效應(yīng)顯著成立；而橫向具有顯著的同群效應(yīng)的正外部性影響。在這雙重作用力之下，可以預(yù)見上市公司的企業(yè)社會責(zé)任表現(xiàn)會不斷趨于完善和強化。

表7 考慮競爭的同群效應(yīng)檢驗結(jié)果

五、研究結(jié)論與政策啟示

本文可以得到如下基本結(jié)論：①企業(yè)社會責(zé)任表現(xiàn)具有高度顯著的地區(qū)同群效應(yīng)，但行業(yè)同群效應(yīng)并不顯著。②在同一省份內(nèi)，企業(yè)社會責(zé)任表現(xiàn)的中位數(shù)與企業(yè)資產(chǎn)總額和職工規(guī)模共同地調(diào)節(jié)作用于企業(yè)社會責(zé)任表現(xiàn)，且隨著資產(chǎn)總額和職工規(guī)模的提升，調(diào)節(jié)效應(yīng)不斷加強。③根據(jù)分位數(shù)回歸的結(jié)果，隨著企業(yè)社會責(zé)任表現(xiàn)（CSR）越來越好，地區(qū)同群企業(yè)社會責(zé)任表現(xiàn)中位數(shù)對個體企業(yè)社會責(zé)任表現(xiàn)的促進效果也越來越強，行業(yè)內(nèi)同群企業(yè)社會責(zé)任表現(xiàn)中位數(shù)對企業(yè)社會責(zé)任表現(xiàn)的正向影響同樣不斷強化。④地區(qū)內(nèi)同群企業(yè)社會責(zé)任表現(xiàn)波動越激烈，對個體企業(yè)社會責(zé)任表現(xiàn)的促進作用越強，因此在地區(qū)同群效應(yīng)中競爭效應(yīng)占據(jù)主導(dǎo)。行業(yè)內(nèi)同群企業(yè)社會責(zé)任表現(xiàn)波動對個體企業(yè)社會責(zé)任表現(xiàn)的影響并不顯著。此外，企業(yè)社會責(zé)任表現(xiàn)除了具有顯著的橫向同群效應(yīng)，還有顯著的縱向成長效應(yīng)。

結(jié)合本文的研究結(jié)論可知，企業(yè)社會責(zé)任表現(xiàn)在地區(qū)內(nèi)具有顯著的同群效應(yīng)，因此，應(yīng)通過內(nèi)部強化和外部激勵等方式提升地區(qū)標桿企業(yè)的社會責(zé)任表現(xiàn)，并發(fā)揮其“領(lǐng)軍企業(yè)”的示范效應(yīng)，有助于提升地區(qū)內(nèi)所有企業(yè)的平均社會責(zé)任表現(xiàn)，并最終促進社會福利的優(yōu)化。