陶 宇

(重慶科技學院,重慶 401331)

一、問題的提出

2008年以來，履行企業(yè)社會責任(Corporate Social Responsibility，簡稱CSR)在中國逐步受到重視，相應的研究也方興未艾[1]。然而，企業(yè)社會責任的履行程度不僅總體水平偏低，且在企業(yè)間存在極大的異質(zhì)性[2]。因此，需要理清企業(yè)社會責任的驅(qū)動機制，從而推動企業(yè)與利益相關(guān)者實現(xiàn)和諧共贏。令人遺憾的是尚缺乏對當前中國企業(yè)社會責任履行的系統(tǒng)完整解答，更多的研究則著力于企業(yè)社會責任的履行后果。

關(guān)于企業(yè)社會責任動力機制的探究可以劃分為三類：利他性視角、工具性視角與制度性視角。利他性視角認為企業(yè)的社會責任出自于企業(yè)家或企業(yè)組織的倫理，其進行諸如慈善捐贈等社會責任行為時不考慮經(jīng)濟效益[3]。工具性視角則將企業(yè)社會責任視作企業(yè)可選擇的戰(zhàn)略工具，通過提升利益相關(guān)者的滿足度來增加企業(yè)價值。因為企業(yè)履行社會責任會消耗稀缺的企業(yè)資源，一旦其降低企業(yè)價值，那么企業(yè)社會責任的可持續(xù)性將會喪失[4]。事實上，企業(yè)踐行社會責任是由于其可以提升企業(yè)聲譽、消費者與雇員滿意度及強化組織承諾等。制度性視角主要強調(diào)外部環(huán)境對企業(yè)的影響，即企業(yè)履行社會責任的主要動機是適應外部環(huán)境的變化，如適應公眾對環(huán)保的需求而采用綠色供應鏈，進而提升企業(yè)的合法性[5]。由于工具性視角與制度性視角均強調(diào)了資源的重要性，更貼近企業(yè)自身發(fā)展與利益相關(guān)者滿足之間的現(xiàn)實，因而通常以二者作為企業(yè)社會責任動力機制的主要解釋理論。二者的主要區(qū)別在于：工具性視角主要突出了企業(yè)在社會責任履行中的主動性，而制度性視角則主要認為企業(yè)被動適應環(huán)境。

上述研究雖指出了企業(yè)社會責任履行的可能原因，但是仍然存在以下不足：(1)企業(yè)社會責任行為往往是若干動力機制的疊加，而以往研究將工具性視角與制度性視角進行割裂，片面強調(diào)其被動回應或主動嵌入，不僅缺乏對相關(guān)理論進行整合，更無法對企業(yè)社會責任水平的參差不齊進行解答；(2)企業(yè)社會責任履行可能存在一個目標值，如基于工具性視角對企業(yè)社會責任與企業(yè)價值間關(guān)系的研究表明企業(yè)社會責任的踐行水平只有達到某個臨界值后才會實現(xiàn)企業(yè)價值的最大化。考慮到企業(yè)社會責任的臨界值難以被直接觀測，在相關(guān)文獻中一個通行的做法是用企業(yè)社會責任的真實值作為替代變量。但是，企業(yè)社會責任的理想水平與實際水平之間由于受調(diào)整成本等因素的影響會存在較大的差異，進而導致嚴重的偏誤；(3)以往的研究往往采用靜態(tài)方式進行研究，從而無法捕捉企業(yè)社會責任存在的動態(tài)調(diào)整行為，事實上企業(yè)社會責任也與其他企業(yè)行為類似存在動態(tài)調(diào)整，而且，風險態(tài)度的差異性也可能導致調(diào)整存在非對稱性。

基于此，本文從權(quán)衡視角出發(fā)，采用動態(tài)面板系統(tǒng)GMM對2008—2016年滬深A股上市公司中選取的7 011個樣本進行企業(yè)社會責任行為研究。通過本文的研究，我們試圖回答如下三個問題：企業(yè)社會責任的權(quán)衡機制是什么？企業(yè)社會責任是否存在目標值？如果存在目標值，在社會責任投資高偏與低偏其目標值時，其調(diào)整行為如何？

本文其余部分安排如下：第二部分為理論基礎(chǔ)與研究假設(shè)；第三部分為研究設(shè)計，包括動態(tài)調(diào)整模型設(shè)定及其檢驗方法，目標社會責任的衡量等；第四部分為實證分析，包括企業(yè)社會責任目標值是否存在及對應的調(diào)整周期等；第五部分為結(jié)論與啟示。

二、理論基礎(chǔ)與研究假設(shè)

(一)企業(yè)社會責任行為的靜態(tài)權(quán)衡

企業(yè)的生存與發(fā)展是置于某種制度環(huán)境之下的，因而企業(yè)行為具有依從性、習慣性和權(quán)宜性。其最核心的理念是企業(yè)行為在社會結(jié)構(gòu)中應該是合理或恰當?shù)?，即所謂的“合法性”[6]。正是在這種合法性機制的作用下，來自規(guī)制、規(guī)范與社會認知等制度環(huán)境的壓力使企業(yè)踐行社會責任，從而獲取“合法性”及企業(yè)所需要的資源。與之并行的視角是工具性考量，企業(yè)履行社會責任可以改善同利益相關(guān)者的關(guān)系[7]，如提升消費者滿意度，并提升企業(yè)的聲譽[8]，以形成企業(yè)的競爭優(yōu)勢，從而實現(xiàn)企業(yè)價值的提升，并在企業(yè)面臨危機時發(fā)揮類保險作用。然而，企業(yè)社會責任的履行有一定的成本，如機會成本、管理成本等，同時企業(yè)社會責任方面的投入會引致管理層可支配資源的增加，在中國目前公司治理機制尚不完善的情況下會進一步加重代理問題。

基于此，理性的企業(yè)必然會進行成本—收益分析，以確定最優(yōu)的企業(yè)社會責任水平。具體看，企業(yè)基于外部環(huán)境與內(nèi)部特征，當企業(yè)社會責任的邊際收益與邊際成本相等時即達到最優(yōu)，這是靜態(tài)權(quán)衡理論的基本思想。這一理論預期雖無直接經(jīng)驗證據(jù)的支撐，但是基于工具性視角的相關(guān)研究卻為其提供了間接性支持。Trumpp與Guenther[9]的研究表明企業(yè)環(huán)境責任與企業(yè)價值呈現(xiàn)U型關(guān)系，當企業(yè)環(huán)境責任處于低水平時，其資源消耗及代理沖突效應占據(jù)主導，即降低企業(yè)價值，但當企業(yè)環(huán)境責任履行水平較高時，其可以充當企業(yè)的戰(zhàn)略工具，提升企業(yè)的合法性及獲取相應的外部資源，從而提升企業(yè)價值。Barnett與Salomon[10]運用利益相關(guān)者影響力理論(Stakeholder Influence Capacity，簡稱SIC)，對1998—2006年美國上市公司的數(shù)據(jù)進行了實證研究，結(jié)果表明二者為U型，即中等的社會責任水平并不會比低等社會責任水平所帶來的收益更大，即企業(yè)應該傾向于維持非中等水平的社會責任。

雖然相關(guān)基于發(fā)達國家的研究支持了靜態(tài)權(quán)衡理論，但處于新時代的中國市場是否也適用該理論，即是否存在企業(yè)社會責任的最優(yōu)值？基于此，本文提出如下假設(shè)。

假設(shè)1：中國企業(yè)社會責任履行過程中存在最優(yōu)值，企業(yè)會沿著該目標值進行調(diào)整。

(二)企業(yè)社會責任行為的動態(tài)權(quán)衡

然而在具體的社會責任履行過程中，企業(yè)會由于資源的限制及風險態(tài)度的偏好導致較難以實現(xiàn)最優(yōu)的水平，即與目標值產(chǎn)生偏離。為此，企業(yè)需要采用增加或降低股利、利息、員工福利及公益性捐贈支出，及提高或降低社會責任信息披露水平等手段進行調(diào)整。但由于調(diào)整本身及調(diào)整過程均會消耗企業(yè)的稀缺資源，從而帶來調(diào)整成本，同時企業(yè)不同的風險偏好也會導致調(diào)整速度的差異。

顯然，與目標值的偏離可能出現(xiàn)兩種情況：社會責任投資過度與社會責任投資不足。在不同情況下，企業(yè)朝向目標值調(diào)整的成本會有極大的異質(zhì)性，同時也與企業(yè)對不同偏離狀態(tài)的風險偏好有關(guān)，進而導致調(diào)整速度并非兩側(cè)對稱。具體看，當企業(yè)將資源過多分配于利益相關(guān)者管理之上時，企業(yè)把握其他投資機會的能力就會明顯不足，從而在短期內(nèi)導致盈利能力下降，更因為在中國治理機制不完善的前提下，進一步加劇“委托—代理”矛盾。相較而言，過低的社會責任投資水平所帶來的成本則明顯不同。社會責任投資不足可能導致公司對外部制度環(huán)境響應不足，更無法調(diào)動起利益相關(guān)者的再回饋，從而導致其在競爭過程中相較于高社會責任投資的公司處于相對劣勢，無法有效地獲取外部環(huán)境的支持。然而，中國整體的社會責任履行水平相對偏低，且利益相關(guān)者反饋的意愿和能力尚不足，過高的社會責任所帶來的收益遠遠無法彌補其對應的成本[11]。從中國社科院經(jīng)濟學部企業(yè)社會責任研究中心發(fā)布的《中國企業(yè)社會責任藍皮書(2016)》看，2016年中國300強企業(yè)的社會責任指數(shù)僅為35.1分，雖較2009年的15.2分翻了一倍，但70%的企業(yè)仍然低于60分的及格線，整體上中國的企業(yè)社會責任尚處于起步階段[12]。對中國上市公司而言，相較于社會責任過度投資帶來的管理成本及代理成本增加，低社會責任投資水平帶來的負面影響則顯得微不足道，即上市公司在社會責任投資過度情況下的調(diào)整行為會更加積極。

基于此，本文提出如下假設(shè)，來驗證中國企業(yè)社會責任實踐中是否存在動態(tài)權(quán)衡。

假設(shè)2：中國企業(yè)社會責任高(上)偏時的調(diào)整速度明顯快于低(下)偏時的調(diào)整速度，具有明顯的非對稱特征。

三、研究設(shè)計

(一)動態(tài)調(diào)整模型及檢驗方法

基于前面的論述，本文運用Nerlove提出的部分調(diào)整模型(又稱為存量調(diào)整模型)來對權(quán)衡視角下的企業(yè)社會責任調(diào)整行為進行分析：

(1)

(2)

其中，ρ為常數(shù)項，xkit為影響社會責任的相關(guān)因素，ξi和θt分別為個體與時間效應，νit為干擾項。將式(2)帶入式(1)，整理可得：

(3)

其中，α=ργ；δ0=1-γ；δk=γβk；ηi=γξi；λt=γθt；εit=γνit。同時，為了對比分析，本文還進一步探討了對應的靜態(tài)模型：

(4)

顯然，靜態(tài)模型假定企業(yè)社會責任行為不存在調(diào)整成本，公司可以時刻保證最優(yōu)的社會責任值，即調(diào)整系數(shù)γ=1，而這也是相關(guān)對社會責任影響因素進行探討的常用模型。

因而，當調(diào)整系數(shù)顯著異于0，且不為1時，則支持本文假設(shè)1關(guān)于企業(yè)社會責任行為靜態(tài)權(quán)衡的論述。

關(guān)于組間差異的檢驗方法，本文采用Bootstrap技術(shù)進行，以克服小樣本帶來的估計偏誤。具體步驟如下：(1)將樣本隨機等分為三等分，記為上偏、中偏與下偏組；(2)分別對上偏與下偏時的樣本進行模型(3)的估計，以獲取對應的系數(shù)差異；(3)重復進行步驟(1)和(2)的過程，統(tǒng)計最終真實差異大于抽樣差異的概率，即實證p值。若該值在特定置信水平之下，則拒絕二者調(diào)整速度無差異的原假設(shè)。

(二)動態(tài)面板模型的估計

值得注意的是，在本文的主模型(3)中，包含了被解釋變量的滯后一期CSRit-1，因而本文的估計是一個動態(tài)估計過程。傳統(tǒng)的OLS與FE估計均沒有對內(nèi)生性進行考慮，從而導致估計結(jié)果的非一致性。一階差分廣義矩估計方法(first-difference GMM)是解決該問題的一個可行思路，但是，由于該方法選用水平滯后項作為工具變量，會出現(xiàn)弱工具問題，因而文獻中常采用系統(tǒng)廣義矩估計方法(system GMM)。該方法由于利用了水平方程的相關(guān)信息，綜合了樣本更多的信息，因而可以有效克服弱工具問題。基于此，本文選用系統(tǒng)廣義矩估計方法(system GMM)來處理內(nèi)生性問題，同時通過AR檢驗及Sargan檢驗對自相關(guān)及工具變量的合理性進行檢驗。

(三)企業(yè)社會責任的代理指標

關(guān)于企業(yè)社會責任的度量方式，文獻中通常采用如下三種方式[注]當然，也有部分研究采用慈善捐贈或環(huán)境責任水平作為企業(yè)社會責任的代理指標，但由于其沒有涵蓋到企業(yè)的各利益相關(guān)者，本文在此不將其單列。：(1)內(nèi)容分析法[15]；(2)借用某些機構(gòu)發(fā)布的社會責任排名，如KLD社會責任數(shù)據(jù)庫與潤靈環(huán)球責任評級等[16]；(3)采用由上海證券交易所2008年發(fā)布《關(guān)于加強上市公司社會責任承擔工作的通知》計算得出的每股社會責任貢獻值[17]。然而，考慮到中國社會責任尚處于起步階段，報告的真實性還有待于進行檢驗，如企業(yè)往往著重于其準備做的，而是否進行了投資值得懷疑，同時也缺乏令人信服和廣泛采用的社會責任機構(gòu)排名?；诖?，本文利用每股社會責任貢獻值作為因變量，該指標不僅涵蓋了企業(yè)對應的利益相關(guān)者，同時利用相關(guān)財務信息保證了其真實可比性。其中，每股社會貢獻值=(凈利潤+所得稅費用+營業(yè)稅金及附加+支付給職工以及為職工支付的現(xiàn)金+本期應付職工薪酬-上期應付職工薪酬+財務費用+捐贈-排污費及清理費)/期初和期末總股數(shù)的平均值。

(四)目標社會責任值的衡量

本文通過權(quán)衡理論及前期相關(guān)研究來確定式(2)中用以擬合社會責任目標值的相關(guān)變量。首先，外部制度環(huán)境會對企業(yè)產(chǎn)生壓力，迫使企業(yè)履行社會責任，以獲取合法性。關(guān)于制度環(huán)境的常用指標是市場化指數(shù)，但由于該指標在樣本期間內(nèi)多年未更新，導致樣本缺失。同時，通過平均值等方法補全后容易導致其變化不足以與公司個體效應貢獻相匹配，因而選取人均真實GDP來度量，這主要是考慮到經(jīng)濟發(fā)展水平的提升不僅會通過公眾壓力等途徑影響企業(yè)社會責任水平，更是由于其與制度環(huán)境存在極強的相關(guān)性[18]。其次，無論是制度性視角，抑或是工具性視角的企業(yè)社會責任投資都需要企業(yè)資源進行匹配，并與企業(yè)治理結(jié)構(gòu)相關(guān)聯(lián)[19]。因而，相關(guān)文獻中還包括了企業(yè)規(guī)模、財務杠桿、企業(yè)治理結(jié)構(gòu)、盈利能力等變量。最后，企業(yè)特質(zhì)(如行業(yè)歸屬、企業(yè)文化及管理層的風險態(tài)度等)及時間推移也會對企業(yè)社會責任行為產(chǎn)生影響，因而在式(2)中加入了虛擬變量ξi和θt，加以控制。

(五)樣本選取與數(shù)據(jù)來源

本文的初始樣本為2008—2016年[注]之所以選取2008—2016年的樣本數(shù)據(jù)，是因為2008年通常被視作中國企業(yè)社會責任的元年。所有的A股上市公司[注]因為A股與B、H股面臨的市場監(jiān)管環(huán)境不一樣，進而對企業(yè)的社會責任行為產(chǎn)生影響，因而本文僅選取A股上市公司以剔除市場監(jiān)管環(huán)境帶來的影響。，同時遵循通行的做法剔除了金融類、ST/PT類、兼并重組類、事實上資不抵債及存在缺失數(shù)據(jù)的上市公司。同時，考慮到動態(tài)權(quán)衡理論檢驗要求樣本在各年內(nèi)平衡分布，從而篩選出由779個上市公司共9年構(gòu)成的平衡面板，共計7 011個樣本。

本文所有財務數(shù)據(jù)均根據(jù)CSMAR數(shù)據(jù)庫整理得到，GDP數(shù)據(jù)根據(jù)歷年中國統(tǒng)計年鑒整理得到。表1列示了主要變量的基本統(tǒng)計量和計算方法。平均而言，中國上市公司的每股社會責任貢獻值為1.227 3元，但值得注意的是，每股社會責任貢獻值的標準差較大，最大值與最小值之間的差距為3.223 7元，表明社會責任的履行水平參差不齊。這些都從側(cè)面驗證了本文從靜態(tài)權(quán)衡與動態(tài)權(quán)衡兩個層面對企業(yè)社會責任行為進行研究的必要性及科學性。

表1 變量定義及描述統(tǒng)計

資料來源：根據(jù)CSMAR數(shù)據(jù)庫整理及歷年中國統(tǒng)計年鑒整理得到

四、實證分析

(一)單因素分析

在正式回歸之前，本文還通過單因素分析，探討不同社會責任履行水平間公司差異。根據(jù)公司每股社會責任貢獻值的第33分位數(shù)與66分位數(shù)將樣本等分為3個區(qū)間，并使用學生t檢驗計算了最高(第3三分位)與最低(第1三分位)區(qū)間的外部環(huán)境與內(nèi)部特征均值差異，結(jié)果如表2所示。

表2 不同社會責任履行水平區(qū)間內(nèi)各變量的均值

注：1.t值為第1三分位與第3三分位差異顯著性的檢驗值；2.***、**和*分別表示在1%、5%和10%水平上顯著

整體而言，社會責任履行水平最高與最低組之間的差異在1%水平上顯著，再一次表明了企業(yè)社會責任履行的參差不齊，需要對其行為進行科學解釋。同時，各組之間的公司特征指標均存在顯著的差異。如企業(yè)規(guī)模(TA)、財務杠桿(LEV)、股權(quán)集中度(SHRCR)及凈資產(chǎn)收益率(ROE)均在1%水平上顯著，且均與社會責任水平正相關(guān)；企業(yè)年齡則與企業(yè)社會責任水平負相關(guān)，且在5%水平上顯著；兩組之間的外部環(huán)境似乎沒有顯著差異，但這可能是由于單因素分析沒有控制住其他變量的影響，因而還需要通過多元回歸分析進行進一步探究。

(二)靜態(tài)權(quán)衡檢驗

表3分別列示出了關(guān)于靜態(tài)模型(4)與動態(tài)模型(3)的估計結(jié)果。其中，靜態(tài)模型中的OLS為不考慮個體異質(zhì)性的估計，而FE為考慮個體異質(zhì)性的固定效應估計結(jié)果；動態(tài)模型中除OLS與FE外，還重點采用系統(tǒng)廣義矩估計方法(system GMM)來克服CSR滯后一期帶來的內(nèi)生性問題。通過AR與Sargan檢驗的結(jié)果可知估計結(jié)果滿足殘差一階自相關(guān)，二階不相關(guān)及工具變量不存在過度識別的相關(guān)假定。

通過比較變量系數(shù)及顯著性在各模型間的變化，可以發(fā)現(xiàn)其具有較強的穩(wěn)定性，再一次驗證了模型設(shè)定的合理性。企業(yè)規(guī)模(TA)、資產(chǎn)負債率(LEV)及凈資產(chǎn)收益率(ROE)均會對企業(yè)社會責任產(chǎn)生正向影響，表明企業(yè)規(guī)模帶來的可見性及與凈資產(chǎn)收益率相關(guān)聯(lián)的冗余資源是企業(yè)進行社會責任投入的關(guān)鍵約束條件。外部環(huán)境(GDP)、股權(quán)結(jié)構(gòu)(SHRCR)與企業(yè)年齡(AGE)的系數(shù)在系統(tǒng)GMM估計中并不顯著。

對比動態(tài)模型中的三個估計結(jié)果，可以發(fā)現(xiàn)采用不同估計方法得到的關(guān)于企業(yè)社會責任滯后一期的系數(shù)存在明顯的差異，但滿足GMM估計結(jié)果(0.525 5)介于FE(0.382 8)與OLS(0.758 4)之間的假定，表明GMM估計結(jié)果是較為合理的。

根據(jù)GMM的估計結(jié)果可知，中國上市公司存在目標值，向目標社會責任調(diào)整的速度為0.474 5(1-0.525 5)，對應的調(diào)整半周期為1.460 8。換言之，公司只需要大約1年多的時間就可以達到新均衡態(tài)的一半。之所以出現(xiàn)這么快的調(diào)整速度，主要是因為本文以企業(yè)的實際支出來度量企業(yè)社會責任值，而非通過涉及企業(yè)制度或文化相關(guān)的變量來度量。

綜上所述，我們無法拒絕假設(shè)1，即中國上市公司會在權(quán)衡外部壓力、公司特征及成本的基礎(chǔ)上，確定一個最優(yōu)的企業(yè)社會責任值，并傾向于向這一目標值調(diào)整。平均而言，公司完成向一個新的均衡態(tài)一半的調(diào)整約需1.460 8年。

表3 靜態(tài)模型與動態(tài)模型對比結(jié)果

注：1.所有參數(shù)估計值均為兩階段廣義矩(GMM)估計量，通過xtdpdsys命令附加“Twostep”選項實現(xiàn)，括號中為t值；2.***、**和*分別表示在1%、5%和10%水平上顯著；3.調(diào)整半周期=ln2/(1-),為CSRi，t-1的系數(shù)估計值；4.AR(1)(p值)與AR(2)(p值)分別表示一階與二階序列相關(guān)檢驗得到的結(jié)果與p值；5.Sargan (dP值)為工具變量檢驗的結(jié)果，其中括號內(nèi)的值分別表示自由度與p值

(三)動態(tài)權(quán)衡檢驗

為了對假設(shè)2進行檢驗，本文選取2008—2011年為觀測期，以2012—2016年為檢驗期。通過上文中定義的偏離度，以其33和66分位數(shù)劃分上偏與下偏。之所以選用2011年作為節(jié)點，主要是這種劃分方式可以保證樣本在觀測期與檢驗期的分布均勻。同時，筆者也采用了諸如2009與2010等劃分方式，發(fā)現(xiàn)結(jié)果并無明顯變化。

從表4的結(jié)果可以看出，上偏組的樣本其調(diào)整半周期為1.184 5，而下偏組的調(diào)整半周期為1.616 5，對應的實證p值為0.007 0，在1%的水平下顯著。這表明上偏組的調(diào)整速度確實快于下偏組的調(diào)整速度，從而支持本文的假設(shè)2。對于這樣一個結(jié)果，我們可以進行如下解讀：一方面，雖然外部環(huán)境壓力迫使企業(yè)履行社會責任，但企業(yè)也需要根據(jù)自身特性，衡量對應的成本收益，來保證公司發(fā)展的可持續(xù)性。實際上，正是當前利益相關(guān)者的回應力度不足，才導致部分企業(yè)傾向于進行低水平企業(yè)社會責任投資(下偏組)；另一方面，由于部分企業(yè)引導利益相關(guān)者回應的能力不足，致使高水平企業(yè)社會責任投資(上偏組)調(diào)整更為積極，同時也表明上市公司治理機制還需要進一步完善。

表4 企業(yè)社會責任調(diào)整速度的非對稱性

注：1.所有參數(shù)估計值均為兩階段廣義矩(GMM)估計量，通過xtdpdsys命令附加“Twostep”選項實現(xiàn)，括號中為t值；2.***、**和*分別表示在1%、5%和10%水平上顯著；調(diào)整半周期=ln2/(1-),為CSRit-1的系數(shù)估計值；3.AR(1)(p值)與AR(2)(p值)分別表示一階與二階序列相關(guān)檢驗得到的結(jié)果與p值；4.Sargan (dP值)為工具變量檢驗的結(jié)果，其中括號內(nèi)的值分別表示自由度與p值；5.關(guān)于Bootstrap的種子數(shù)為12 356，抽樣次數(shù)為1 000

當然，值得注意的是下偏組的公司面臨的外部環(huán)境及自身特征等因素更為相近，即外部壓力不足、公司規(guī)模較小的相關(guān)企業(yè)，而這也是下偏組中相關(guān)變量顯著性不足的重要原因。

五、結(jié)論與啟示

企業(yè)無論是在被動的壓力驅(qū)使下，還是在主動的戰(zhàn)略選擇中，承擔社會責任已經(jīng)成為必然。但推動企業(yè)踐行社會責任的機制尚不明晰，無法對當前社會責任表現(xiàn)進行有信服力的解答，從而更好地指導企業(yè)踐行社會責任?；诖?，本文從權(quán)衡視角對企業(yè)社會責任行為進行研究。具體而言：理性的企業(yè)基于外部環(huán)境與內(nèi)部特征的考量確定企業(yè)社會責任投資策略，當企業(yè)社會責任的邊際收益與邊際成本相等時即達到最優(yōu)，即公司價值最大，這就是企業(yè)社會責任行為的靜態(tài)權(quán)衡；同時，由于企業(yè)對不同偏離狀態(tài)下的風險態(tài)度存在差異，進而導致低偏與高偏其目標值時，對應的調(diào)整速度也會存在差別。

本文運用2008—2016年中國A股上市公司的數(shù)據(jù)進行了實證檢驗。其一，基于部分調(diào)整模型探討企業(yè)社會責任的權(quán)衡調(diào)整，運用動態(tài)面板系統(tǒng)GMM(system GMM)進行實證估計。結(jié)果表明企業(yè)社會責任投資過程中存在一個目標值，企業(yè)會沿著該值調(diào)整，平均而言調(diào)整的半周期為1.460 8年，符合靜態(tài)權(quán)衡理論。這意味著中國的企業(yè)社會責任投資存在極強的理性，會在外部壓力、公司特征與成本之間確定最優(yōu)的社會責任投資。其二，運用Bootstrap技術(shù)對高偏與低偏情況下的調(diào)整速度進行差異性檢驗，以探討企業(yè)在不同偏離度下的風險態(tài)度是否存在差別。與動態(tài)權(quán)衡預期一致，風險承受能力的差別導致朝目標值的調(diào)整速度存在差異，當企業(yè)的社會責任水平高偏于最優(yōu)值時，呈現(xiàn)出較快的調(diào)整速度，而低偏于目標社會責任時，調(diào)整速度較慢，對應的調(diào)整半周期差異為0.432 0年。因為過高的社會責任水平會消耗較多的企業(yè)資源，更會在一定程度上加重代理問題，而過低的社會責任投資水平則只會導致對外部環(huán)境的響應不足，即無法充分調(diào)動利益相關(guān)者的支持，這也側(cè)面表明中國企業(yè)社會責任尚處于起步階段，制度環(huán)境的壓力及利益相關(guān)者的回應機制尚不完全。其三，本文的實證研究還表明企業(yè)所處的外部環(huán)境越完善、規(guī)模越大、盈利水平越強，企業(yè)履行社會責任的程度就越高。

本文的結(jié)論對于企業(yè)社會責任的研究具有兩方面的啟示：(1)從理論上看，權(quán)衡視角是基于工具性視角和制度性視角的結(jié)合，通過實證分析可以看出企業(yè)社會責任的調(diào)整存在極強的理性，會進行成本收益之間的權(quán)衡。因此，對于企業(yè)社會責任驅(qū)動機制的研究不應將利他性視角、工具性視角與制度性視角相分割，而應從各維度結(jié)合的角度看待問題。(2)從實踐上看，對于政府而言，企業(yè)在下偏時的調(diào)整速度慢于上偏時的調(diào)整速度，在下偏時存在更高的風險容忍度，因此政府可以提高對企業(yè)社會責任的管制力度，驅(qū)使企業(yè)在壓力下履行社會責任。同時，政府也可以完善補貼獎勵機制，以激勵手段調(diào)動企業(yè)積極性。對于利益相關(guān)者而言，企業(yè)通過改善與利益相關(guān)者的關(guān)系可以增強企業(yè)競爭優(yōu)勢，從而提升企業(yè)價值，因此利益相關(guān)者可以積極響應企業(yè)社會責任行為，以良性的互動來激發(fā)企業(yè)的主觀能動性，從而提升企業(yè)社會責任的上限。