劉向軍，朱 靜

（安徽農(nóng)業(yè)大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，安徽合肥，230036）

一、研究背景

自20世紀(jì)30年代首次提出企業(yè)社會(huì)責(zé)任概念以來，社會(huì)責(zé)任問題一直受到企業(yè)界、政府部門和學(xué)術(shù)界的普遍關(guān)注。商業(yè)銀行作為社會(huì)的一員，在調(diào)節(jié)資源配置、保障經(jīng)濟(jì)持續(xù)增長和維護(hù)社會(huì)穩(wěn)定等方面發(fā)揮著核心作用，其履行社會(huì)責(zé)任義不容辭。然而，在中國的金融科技、利率市場(chǎng)化等一系列因素的影響下，銀行之間的競爭壓力越來越劇烈，若要承擔(dān)社會(huì)責(zé)任，銀行不可避免地要承擔(dān)各種成本和費(fèi)用，這也導(dǎo)致一些銀行為了追求業(yè)績而忽視了對(duì)社會(huì)責(zé)任的履行。

全國性商業(yè)銀行作為我國銀行業(yè)的重要組成部分，是我國銀行業(yè)的主體，其包括五大國有銀行和十二家全國性股份制商業(yè)銀行，這些銀行相比于其他地方商業(yè)銀行和農(nóng)村商業(yè)銀行具有較大的規(guī)模、更多的政府支持以及更加雄厚的資金實(shí)力和人力資本實(shí)力等，并且占據(jù)了我國銀行業(yè)大部分的市場(chǎng)份額。因此，研究全國性商業(yè)銀行履行社會(huì)責(zé)任對(duì)核心競爭力的影響更具有代表性，對(duì)其他銀行而言也更具有引導(dǎo)作用。

現(xiàn)如今，有關(guān)銀行社會(huì)責(zé)任的關(guān)系研究主要集中在銀行社會(huì)責(zé)任與財(cái)務(wù)績效關(guān)系、銀行社會(huì)責(zé)任與高管薪酬關(guān)系等方面，而關(guān)于全國性商業(yè)銀行社會(huì)責(zé)任對(duì)核心競爭力的影響研究少之又少。核心競爭力理論已在國際上得到了廣泛認(rèn)同，該理論成為人們研究企業(yè)成長和培育企業(yè)核心競爭優(yōu)勢(shì)的新理論、新視角［1］，而商業(yè)銀行的整體實(shí)力和整體發(fā)展能力已經(jīng)不能夠完全用財(cái)務(wù)績效指標(biāo)來解釋。因此，以全國性商業(yè)銀行為代表進(jìn)行社會(huì)責(zé)任與核心競爭力的定量研究是值得我們探討的。

二、研究設(shè)計(jì)

（一）樣本選取與數(shù)據(jù)來源

全國性商業(yè)銀行包括了5家大型國有商業(yè)銀行和12家全國性股份制商業(yè)銀行。由于浙商銀行和恒豐銀行官網(wǎng)未披露社會(huì)責(zé)任報(bào)告，在綜合考慮數(shù)據(jù)的可獲得性、完整性原則的基礎(chǔ)上，本文選取2011～2016年15家全國性商業(yè)銀行的數(shù)據(jù)作為研究樣本，共得到90個(gè)研究樣本。數(shù)據(jù)主要來源于中國證監(jiān)會(huì)官方網(wǎng)站——巨潮資訊網(wǎng)公布的上市商業(yè)銀行年度報(bào)告和社會(huì)責(zé)任報(bào)告，未上市的商業(yè)銀行數(shù)據(jù)來源于各商業(yè)銀行官方網(wǎng)站，以及《銀行家》雜志的中國商業(yè)銀行競爭力報(bào)告數(shù)據(jù)等。

（二）社會(huì)責(zé)任評(píng)價(jià)指標(biāo)體系設(shè)計(jì)

1.評(píng)價(jià)指標(biāo)體系的內(nèi)容

在研究商業(yè)銀行社會(huì)責(zé)任評(píng)價(jià)指標(biāo)體系上，理論界尚未形成統(tǒng)一的評(píng)價(jià)指標(biāo)體系。Carroll的四框架模型提出完整的企業(yè)社會(huì)責(zé)任應(yīng)該包括以下四個(gè)方面：經(jīng)濟(jì)責(zé)任、法律責(zé)任、倫理責(zé)任和慈善責(zé)任，它們由下往上形成一個(gè)金字塔模型，說明了社會(huì)責(zé)任的發(fā)展順序，全面地概括了企業(yè)社會(huì)責(zé)任［2］。利益相關(guān)者理論最早由美國學(xué)者Freeman于1984年在其著作《戰(zhàn)略管理：利益相關(guān)者管理的分析方法》中提出，他認(rèn)為企業(yè)承擔(dān)社會(huì)責(zé)任時(shí)不僅要對(duì)股東負(fù)責(zé)，而且也要對(duì)員工、供應(yīng)商、政府等其他內(nèi)部和外部的利益相關(guān)者負(fù)責(zé)［3］。中國學(xué)者吳波從利益相關(guān)者視角出發(fā)，構(gòu)建了包括有股東、員工、客戶、社區(qū)、政府5個(gè)一級(jí)指標(biāo)和15個(gè)二級(jí)指標(biāo)的上市銀行社會(huì)責(zé)任評(píng)價(jià)指標(biāo)體系。他認(rèn)為在上市銀行社會(huì)責(zé)任的內(nèi)部結(jié)構(gòu)中股東責(zé)任、員工責(zé)任和客戶責(zé)任的比重較大，而社區(qū)責(zé)任和政府責(zé)任比重相對(duì)較少［4］。譚超穎也是基于利益相關(guān)者角度，他認(rèn)為社會(huì)責(zé)任評(píng)價(jià)指標(biāo)體系主要包括股東、客戶、員工、政府、監(jiān)管機(jī)構(gòu)、環(huán)境和社區(qū)等七大類，并選取具有代表性和相對(duì)完整的評(píng)價(jià)指標(biāo)，共設(shè)計(jì)了七大類21項(xiàng)指標(biāo)，然后用層次分析法來確定指標(biāo)的權(quán)重［5］。在借鑒不同學(xué)者的觀點(diǎn)之下，基于利益相關(guān)者角度，并堅(jiān)持系統(tǒng)性、科學(xué)性、可操控性和重要性等四個(gè)原則，最終構(gòu)建了包含股東、客戶、員工、政府、社區(qū)和環(huán)境等5個(gè)方面的一級(jí)指標(biāo)和9個(gè)二級(jí)指標(biāo)的商業(yè)銀行社會(huì)責(zé)任評(píng)價(jià)指標(biāo)體系（如表1所示）。

2.因子分析的過程與結(jié)果

以2012年數(shù)據(jù)為例，介紹因子分析的過程，其他年份的分析過程與此相似。

（1）數(shù)據(jù)處理。在進(jìn)行因子分析之前，第一步要保證所有指標(biāo)都是正向化指標(biāo)，因?yàn)楸疚牡?個(gè)指標(biāo)都是正向指標(biāo)，故不需要進(jìn)行處理。然后，為了消除變量量綱、單位的影響，Spss軟件在分析的時(shí)候會(huì)自動(dòng)采用均值方差法對(duì)原始數(shù)據(jù)進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化處理。

（2）可行性檢驗(yàn)。在Spss軟件中，KMO檢驗(yàn)和Bartlett球形檢驗(yàn)結(jié)果表明，KMO檢驗(yàn)值為0.654，大于0.5。同時(shí)，Bartlett球形檢驗(yàn)的F值為0.000，顯著性遠(yuǎn)小于0.01，表明拒絕單位相關(guān)的原假設(shè)，相關(guān)系數(shù)矩陣與單位矩陣有顯著差異，故模型數(shù)據(jù)適合做因子分析。

（3）公共因子的提取。采用主成分分析法提取公因子，根據(jù)特征值大于1的原則，結(jié)果如表2所示。

表1 全國性商業(yè)銀行社會(huì)責(zé)任指標(biāo)體系

根據(jù)分析結(jié)果發(fā)現(xiàn)，spss共提取出3個(gè)公因子，累計(jì)方差貢獻(xiàn)率為83.981%，即這3個(gè)因子解釋了原有變量總方差的83.981%，能夠反映原變量的大部分信息，可以作為公共因子。

（4）計(jì)算因子得分和綜合得分。根據(jù)因子得分相關(guān)系數(shù)矩陣和原始數(shù)據(jù)標(biāo)準(zhǔn)化的結(jié)果，我們可以計(jì)算得出各個(gè)因子得分，spss軟件可以將計(jì)算得出的各因子得分保存為變量。再分別以各個(gè)因子的的方差貢獻(xiàn)率占總方差貢獻(xiàn)率的比例為權(quán)重進(jìn)行加權(quán)平均，計(jì)算出銀行社會(huì)責(zé)任綜合得分，記為CSR。計(jì)算公式如下：

CSR=（F1*36.021+F2*28.841+F3*19.119）/83.981

據(jù)此可以得出15家全國性商業(yè)銀行的社會(huì)責(zé)任總得分。

（三）核心競爭力指標(biāo)體系

在對(duì)商業(yè)銀行核心競爭力評(píng)價(jià)的研究上，國內(nèi)學(xué)術(shù)界存在著許多不同的見解。陳洪轉(zhuǎn)認(rèn)為商業(yè)銀行核心競爭力與一般競爭力有關(guān)鍵的差別，主要體現(xiàn)在難模仿性、延展性、整合性、前瞻性、增值性等方面，這些也是核心競爭力構(gòu)成要素的客觀反映，并以此為出發(fā)點(diǎn)，初步設(shè)計(jì)出了5個(gè)一級(jí)指標(biāo)和19個(gè)二級(jí)指標(biāo)，建立了商業(yè)銀行核心競爭力的評(píng)價(jià)指標(biāo)體系［6］。陸躍祥、曹永棟認(rèn)為銀行競爭力應(yīng)該分為現(xiàn)實(shí)競爭力與潛在競爭力，并在此基礎(chǔ)上設(shè)計(jì)了包括流動(dòng)性、盈利性、公司治理、管理狀況、資產(chǎn)質(zhì)量、資本充足度、創(chuàng)新和技術(shù)以及業(yè)務(wù)結(jié)構(gòu)在內(nèi)的9個(gè)方面27個(gè)指標(biāo)的競爭力評(píng)價(jià)體系［7］。

綜合不同文獻(xiàn)和學(xué)者的觀點(diǎn)，認(rèn)為由《銀行家》的專家們構(gòu)建的指標(biāo)體系最能體現(xiàn)商業(yè)銀行核心競爭力的本質(zhì)?！躲y行家》中將商業(yè)銀行核心競爭力歸結(jié)為以下7個(gè)方面：公司治理、發(fā)展戰(zhàn)略、風(fēng)險(xiǎn)管理、產(chǎn)品與服務(wù)、信息技術(shù)、人力資源、市場(chǎng)影響力。

《銀行家》研究中心通過大量的實(shí)地研究，對(duì)每個(gè)方面進(jìn)行打分，并得出綜合得分，通過spss軟件將標(biāo)準(zhǔn)化后的得分記為CC，得到的數(shù)據(jù)更具有權(quán)威性和準(zhǔn)確性。

表2 因子分析解釋的總方差

表3 變量定義表

（四）控制變量的選取

為控制商業(yè)銀行其他特征對(duì)核心競爭力的影響，借鑒已有的研究，選擇銀行規(guī)模和銀行性質(zhì)作為控制變量，銀行規(guī)模用銀行期末總資產(chǎn)的自然對(duì)數(shù)來表示，引入銀行性質(zhì)虛擬變量，樣本銀行為國有性質(zhì)取1，股份制銀行取0。具體變量情況如表3所示。

（五）研究模型與假設(shè)提出

盡管商業(yè)銀行履行社會(huì)責(zé)任會(huì)承擔(dān)成本，但同時(shí)也能為銀行樹立良好的行業(yè)形象、獲得客戶的信任與支持、吸引更優(yōu)秀的員工、改善與政府的關(guān)系等。無論是從經(jīng)濟(jì)關(guān)系角度、社會(huì)關(guān)系角度還是環(huán)境關(guān)系角度，商業(yè)銀行積極履行社會(huì)責(zé)任都有利于自身的綜合發(fā)展。綜合來看，本文提出假設(shè)H1：

H1：全國性商業(yè)銀行履行當(dāng)期社會(huì)責(zé)任對(duì)當(dāng)期核心競爭力有積極影響。

由于許多非理性因素的干擾，企業(yè)履行社會(huì)責(zé)任所帶來的績效可能無法立即反映在其核心競爭力上，例如銀行對(duì)員工的培養(yǎng)和投入，需要較長的時(shí)間才能實(shí)現(xiàn)反饋和收益。因此，當(dāng)期銀行承擔(dān)社會(huì)責(zé)任可能在滯后期才會(huì)帶來更大的收益。故本文提出假設(shè)H2：

H2：全國性商業(yè)銀行履行社會(huì)責(zé)任對(duì)核心競爭力的影響存在滯后性，前期社會(huì)責(zé)任對(duì)當(dāng)期核心競爭力有積極影響。

對(duì)現(xiàn)有文獻(xiàn)進(jìn)行整理分析，發(fā)現(xiàn)不同性質(zhì)的商業(yè)銀行履行社會(huì)責(zé)任對(duì)其核心競爭力影響大小或方向有所不同。任康鈺，張晨希利用16家上市商業(yè)銀行的面板數(shù)據(jù)實(shí)證檢驗(yàn)了商業(yè)銀行開展綠色信貸業(yè)務(wù)對(duì)其業(yè)績的影響，研究發(fā)現(xiàn)了不同類型銀行的異質(zhì)性，并進(jìn)一步通過對(duì)股份制商業(yè)銀行的檢驗(yàn)來探究出現(xiàn)前述異質(zhì)性可能的原因［8］?；诖?，本文提出假設(shè)H3：

H3：國有銀行履行社會(huì)責(zé)任對(duì)其核心競爭力的影響較股份制商業(yè)銀行更積極。

三、實(shí)證分析與結(jié)果

（一）當(dāng)期社會(huì)責(zé)任對(duì)當(dāng)期核心競爭力的回歸分析

1.模型構(gòu)建與檢驗(yàn)

首先對(duì)各變量進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，利用Eviews8決定采用LLC、ADF和PP三種檢驗(yàn)方法。檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)各變量均為平穩(wěn)序列，可以直接進(jìn)行回歸分析。具體結(jié)果如表4所示：

表4 相關(guān)變量單位根檢驗(yàn)結(jié)果

根據(jù)研究假設(shè)H1，本文構(gòu)建面板數(shù)據(jù)模型1如下：

其中，i=1，…，15，代表第i個(gè)截面成員；t=1，…，6，代表2011～2016的6年的時(shí)間；αi為常數(shù)項(xiàng)；μit是隨機(jī)誤差項(xiàng)。

（1）混合模型、變系數(shù)模型和變截距模型的選擇。采用協(xié)方差分析對(duì)模型的正確形式進(jìn)行檢驗(yàn)，主要檢驗(yàn)如下兩個(gè)原假設(shè)：

如果接受假設(shè)H2，則為混合回歸模型；如果拒絕H2但接受假設(shè)H1，則為變截距模型；若拒絕假設(shè)H1，則為變系數(shù)模型。接下來通過構(gòu)造F統(tǒng)計(jì)量來檢驗(yàn)以上兩個(gè)假設(shè)，構(gòu)造的F1和F2統(tǒng)計(jì)量分別對(duì)應(yīng)假設(shè) H1和 H2：

經(jīng)過計(jì)算可得出變系數(shù)模型、變截距模型、混合回歸模型的殘差平方和分別為2.628784、3.147303、48.71023，F(xiàn)統(tǒng)計(jì)量中 F1=0.8453，F(xiàn)2=37.5634。

經(jīng)過比較，F(xiàn)2〉F（28，60），拒絕H2；F1〈F（14，60），接受H1；因此可以得出結(jié)論：模型1設(shè)定為含有個(gè)體影響的變截距模型。

（2）固定效應(yīng)和隨機(jī)效應(yīng)的選擇。為進(jìn)一步確定使用固定效應(yīng)模型還是隨機(jī)效應(yīng)模型，Hausman檢驗(yàn)結(jié)果得出Chi—Sq統(tǒng)計(jì)量為10.082625，P值是0.0015，小于0.05，即拒絕應(yīng)建立隨機(jī)效應(yīng)模型的原假設(shè)，故建立固定效應(yīng)模型。

綜合上述檢驗(yàn)可知，關(guān)于當(dāng)期社會(huì)責(zé)任對(duì)當(dāng)期核心競爭力的研究模型最終設(shè)定為固定效應(yīng)變截距模型。

2.模型的估計(jì)

為了減少由于截面數(shù)據(jù)造成的異方差影響，模型的估計(jì)采用截面加權(quán)估計(jì)法（Cross-section weight，CSW）。模型1的回歸結(jié)果如表5所示。

表5 模型1的回歸結(jié)果

根據(jù)以上回歸結(jié)果可知，回歸方程的調(diào)整R2為0.9486，說明方程有很好的解釋能力；解釋變量CSR對(duì)被解釋變量CC的P值為0.0031，在99%的置信水平上顯著，回歸系數(shù)為0.13862；并且D.W值也表明殘差無序列相關(guān)。所以當(dāng)期社會(huì)責(zé)任對(duì)當(dāng)期核心競爭力有積極影響，假設(shè)H1得到證實(shí)。

（二）前期社會(huì)責(zé)任對(duì)當(dāng)期核心競爭力的回歸分析

基于研究假設(shè)H2，考慮到樣本只有6年的數(shù)據(jù)，并在解釋變量中加入虛擬變量Owner，即銀行性質(zhì)。我們將對(duì)樣本采用混合面板回歸分析，本文構(gòu)建的模型2如下：

其中，j代表被解釋變量CSR滯后的期數(shù)（j=0，1，2，3，4，5）。由多輪回歸得到的結(jié)果如表6所示。

根據(jù)表6結(jié)果，各回歸方程的調(diào)整R2均較高，F(xiàn)值顯著，模型擬合效果較理想。其中滯后一期的社會(huì)責(zé)任在99%的置信水平上顯著，滯后第二期的社會(huì)責(zé)任在95%的置信水平上顯著，并且二者的回歸系數(shù)均為正值，說明存在積極影響，而滯后第三期及以后的社會(huì)責(zé)任對(duì)當(dāng)期核心競爭力的影響不顯著。其次，我們發(fā)現(xiàn)滯后第一期時(shí)社會(huì)責(zé)任CSR的回歸系數(shù)達(dá)到最大為0.315987。

表6 模型二的各回歸結(jié)果

（三）不同性質(zhì)銀行的回歸分析

為進(jìn)一步研究不同性質(zhì)商業(yè)銀行履行社會(huì)責(zé)任對(duì)其核心競爭力的影響關(guān)系，可以依據(jù)模型1對(duì)國有商業(yè)銀行和股份制商業(yè)銀行分別進(jìn)行回歸。其中國有商業(yè)銀行有5家，i=1，…，5，股份制商業(yè)銀行有10家，i=1，…，10。首先采用上述面板數(shù)據(jù)模型的檢驗(yàn)方法，其中國有銀行模型的F2=7.2643〉F（8，20），F(xiàn)1=0.1999〈 F（4，20），接受H1，豪斯曼檢驗(yàn)的 P值為0.0496〈0.05，即拒絕原假設(shè)，故國有銀行模型采用固定效應(yīng)變截距模型。股份制商業(yè)銀行模型的 F2=40.4151〉F（18，40），F(xiàn)1=1.2053〈 F（9，40），接受H1，豪斯曼檢驗(yàn)的 P值為0.0312〈0.05，拒絕原假設(shè)，故股份制商業(yè)銀行模型應(yīng)采用固定效應(yīng)變截距模型。

同樣，針對(duì)不同性質(zhì)銀行可以采用另一種方法，即在模型1的基礎(chǔ)上增加銀行社會(huì)責(zé)任與銀行性質(zhì)的交叉項(xiàng)作為解釋變量，用來說明銀行性質(zhì)對(duì)銀行社會(huì)責(zé)任與其核心競爭力關(guān)系的影響。構(gòu)建的模型3如下：

其中，i=1，…，15，代表第i個(gè)截面成員；t=1，…，6，代表2011～2016的6年的時(shí)間；αi為常數(shù)項(xiàng)；μit是隨機(jī)誤差項(xiàng)，經(jīng)過檢驗(yàn)確定為固定效應(yīng)變截距模型。以上三種模型回歸之后的結(jié)果如表7所示：

表7 模型三的回歸結(jié)果

表7中各種模型的社會(huì)責(zé)任系數(shù)均為正數(shù)，各回歸方程的調(diào)整R2均較高，F(xiàn)值顯著，模型擬合優(yōu)度較高。其中股份制商業(yè)銀行社會(huì)責(zé)任系數(shù)略大于國有銀行社會(huì)責(zé)任系數(shù)，模型3中社會(huì)責(zé)任與銀行性質(zhì)的交叉項(xiàng)前系數(shù)為-0.007726，說明當(dāng)銀行性質(zhì)取1時(shí)，社會(huì)責(zé)任前的回歸系數(shù)比當(dāng)銀行性質(zhì)取0時(shí)社會(huì)責(zé)任前的回歸系數(shù)要小0.007726，即國有銀行履行社會(huì)責(zé)任對(duì)核心競爭力的影響力要小于股份制銀行，二者的結(jié)論是一致的，但是交叉項(xiàng)的P值不顯著，即這種區(qū)別不顯著。

四、結(jié)論

以15家全國性商業(yè)銀行2011～2016年面板數(shù)據(jù)為研究對(duì)象，對(duì)全國性商業(yè)銀行履行社會(huì)責(zé)任對(duì)其核心競爭力的影響展開研究，研究表明：

首先，就全國性商業(yè)銀行履行當(dāng)期社會(huì)責(zé)任對(duì)當(dāng)期核心競爭力而言，社會(huì)責(zé)任的估計(jì)系數(shù)在1%的顯著水平下為0.13862，表明全國性商業(yè)銀行當(dāng)期社會(huì)責(zé)任每增加一個(gè)百分點(diǎn)，當(dāng)期核心競爭力上升0.13862個(gè)百分點(diǎn)?；貧w方程顯著性檢驗(yàn)的概率P值接近于零，說明方程總體上能通過顯著性檢驗(yàn)?；貧w方程調(diào)整后的決定系數(shù)達(dá)0.9486，說明模型的擬合優(yōu)度很高，全國性商業(yè)社會(huì)責(zé)任在94.86%水平上解釋了核心競爭力的變化。因此，全國性商業(yè)銀行努力承擔(dān)利益相關(guān)者的社會(huì)責(zé)任會(huì)極大提升自身的核心競爭力。這與假設(shè)H1相符，履行社會(huì)責(zé)任能取得股東的信任、得到客戶的認(rèn)同、調(diào)動(dòng)員工的積極性、獲取社會(huì)和政府的支持，履行社會(huì)責(zé)任所得到的回報(bào)要大于付出的成本。

其次，從模型二的各回歸結(jié)果可知，各回歸方程的調(diào)整R2均較高，F(xiàn)值顯著，說明各方程有較好的解釋能力。從CSR回歸系數(shù)來看，前第一年社會(huì)責(zé)任的估計(jì)系數(shù)為0.315987，在1%的水平上顯著正相關(guān)；前第二年社會(huì)責(zé)任的估計(jì)系數(shù)為0.251588，在5%的水平上顯著正相關(guān)。而滯后第三期及以后的社會(huì)責(zé)任對(duì)當(dāng)期核心競爭力的影響不顯著，說明了全國性商業(yè)銀行履行社會(huì)責(zé)任對(duì)核心競爭力的影響存在滯后性，并且僅前兩期社會(huì)責(zé)任對(duì)當(dāng)期核心競爭力有積極影響，假設(shè)H2得到證實(shí)。其次，我們發(fā)現(xiàn)前第一年社會(huì)責(zé)任CSR的回歸系數(shù)達(dá)到最大，表明全國性商業(yè)銀行滯后一期的社會(huì)責(zé)任的影響更大，即更加能夠?qū)Ξ?dāng)期核心競爭力產(chǎn)生影響。

再次，從表7的回歸結(jié)果可知，在全國性商業(yè)銀行中，股份制商業(yè)銀行社會(huì)責(zé)任每增加一個(gè)百分點(diǎn)，當(dāng)期核心競爭力上升0.141546個(gè)百分點(diǎn)。國有銀行社會(huì)責(zé)任每增加一個(gè)百分點(diǎn)，當(dāng)期核心競爭力上升0.127234個(gè)百分點(diǎn)。比較發(fā)現(xiàn)，股份制商業(yè)銀行履行社會(huì)責(zé)任對(duì)其核心競爭力的影響強(qiáng)度大于國有銀行履行社會(huì)責(zé)任對(duì)其核心競爭力的影響，但這種差別很小。同樣的，銀行社會(huì)責(zé)任與銀行性質(zhì)的交叉項(xiàng)（CSR*Owner）的回歸系數(shù)為負(fù)值并趨向于0，且結(jié)果不顯著。究其原因，借鑒Jones的觀點(diǎn)：不同規(guī)模的企業(yè)在社會(huì)責(zé)任問題方面各有各的優(yōu)勢(shì)，盡管大企業(yè)在規(guī)模上有優(yōu)勢(shì)，但規(guī)模小的企業(yè)可以采取差異化戰(zhàn)略來彌補(bǔ)規(guī)模上的不足，通過履行社會(huì)責(zé)任并從中獲益，這種收益甚至超過規(guī)模較大的企業(yè)［9］，而國有銀行的規(guī)模要大于股份制商業(yè)銀行的規(guī)模。所以筆者認(rèn)為在全國性商業(yè)銀行中，股份制商業(yè)銀行履行社會(huì)責(zé)任對(duì)核心競爭力的影響略強(qiáng)于國有商業(yè)銀行，只不過這種差別并不顯著，這與假設(shè)H3不符。

五、政策建議

針對(duì)以上研究結(jié)論，提出相關(guān)政策建議：

第一，政府應(yīng)該積極主動(dòng)推進(jìn)商業(yè)銀行承擔(dān)社會(huì)責(zé)任，充分發(fā)揮政府部門對(duì)于商業(yè)銀行社會(huì)責(zé)任的推動(dòng)作用。按照監(jiān)管部門的要求督促銀行業(yè)金融機(jī)構(gòu)強(qiáng)化社會(huì)責(zé)任意識(shí)，出臺(tái)相關(guān)法律和政策。評(píng)價(jià)商業(yè)銀行履行社會(huì)責(zé)任好壞的最終主體應(yīng)當(dāng)是股東、客戶、員工、政府、社區(qū)等利益相關(guān)者，因此，鼓勵(lì)全社會(huì)積極推動(dòng)商業(yè)銀行社會(huì)責(zé)任的履行也是至關(guān)重要的。

第二，將長期的商業(yè)目標(biāo)與社會(huì)責(zé)任結(jié)合。本文研究表明，不管是短期還是長期，履行社會(huì)責(zé)任都是提升全國性商業(yè)銀行核心競爭力的重要途徑，尤其滯后期的社會(huì)責(zé)任對(duì)當(dāng)期核心競爭力影響更為顯著，因此，充分發(fā)揮社會(huì)責(zé)任的最大作用，將長期的商業(yè)目標(biāo)和長期的發(fā)展戰(zhàn)略與社會(huì)責(zé)任相結(jié)合往往會(huì)達(dá)到事半功倍的效果。

第三，對(duì)股份制商業(yè)銀行和其他非國有性質(zhì)的銀行履行社會(huì)責(zé)任應(yīng)給予更多的扶持。雖然股份制商業(yè)銀行和其他非國有性質(zhì)銀行的盈利能力跟國有大型銀行相比有不小的差距，但這并不影響其履行社會(huì)責(zé)任的重要性。隨著股份制商業(yè)銀行的不斷發(fā)展壯大，其履行社會(huì)責(zé)任對(duì)核心競爭力的影響力還會(huì)越來越大。因此，需要相關(guān)機(jī)構(gòu)加強(qiáng)商業(yè)銀行行業(yè)間的社會(huì)責(zé)任交流，建立良好的社會(huì)風(fēng)氣，帶動(dòng)行業(yè)共同履行社會(huì)責(zé)任。