緱毛生

（廣州商學院會計學院，廣州 511363）

一、文獻綜述

（一）國外研究現(xiàn)狀

1. 1997 年，Preston 與Balloon 比較了67 家美國上市公司在 CSP 模型跟財務績效方面的聯(lián)系情況，研究結論為財務績效與履行社會責任兩者之間存在正向促進關系。

2. 2006 年，Brammer 主要從企業(yè)在社會活動、就業(yè)以及生態(tài)環(huán)境中的表現(xiàn)來評判企業(yè)財務績效的情況，重點關注英國國內的企業(yè)股票回報率跟企業(yè)承擔社會責任之間存在的關系，最終顯示企業(yè)承擔社會責任反而會降低股票回報率。

3. 2011 年，Yuhei Inoue 站在環(huán)境問題、產品質量、社會關系、員工關系和多樣性等五個角度方面，重點分析幾個旅游企業(yè)的財務績效與履責情況之間存在的相關性，研究結論為積極承擔社會責任對盈利能力有積極促進作用，兩者為正相關關系。

（二）國內研究現(xiàn)狀

1. 2007 年，徐光華建立選取了在上海證交所上市的64家快消行業(yè)在2001—2006 年的數(shù)據(jù)作為樣本進行研究，分析顯示企業(yè)承擔社會責任能提高企業(yè)的財務績效。

2. 2009 年，邵君利深入研究對滬深兩市化學制品企業(yè)履行社會責任與財務績效彼此存在的相關聯(lián)系，利用托賓Q值的計算方法，得出企業(yè)承擔社會責任會給企業(yè)的價值帶來阻礙的作用。

3. 2012 年，周國棟選用我國65 家能源企業(yè)在過去三年期間的數(shù)據(jù)進行研究，得出的結論為能源企業(yè)承擔政府社會責任與其成長性是相反的關系。

二、研究設計

（一）研究假設

1.新能源企業(yè)履行對股東、債權人、消費者的社會責任對企業(yè)財務績效有正向引導作用。

2.新能源企業(yè)承擔對供應商、員工、政府、社區(qū)的社會責任，對企業(yè)財務績效產生積極促進作用。

（二）樣本選取和數(shù)據(jù)來源

本文基礎數(shù)據(jù)均來自于東方財富網(wǎng)，在具體選擇樣本時首先剔除了處于經營非正常狀態(tài)的公司，然后隨機選取了滬A10 家新能源上市公司。為了盡可能反應企業(yè)的近期經營狀況，數(shù)據(jù)選擇以2019 年12 月份為基準。

（三）模型與變量說明

本文借用模型Ynm=Anm+Bnm×Xnm+Cnm 構建的多元線性回歸模型為：

Y=β0+β1X1+β2X2+β3X3+β4X4+β5X5+ β6X6+β7X7+β8X8+ε，（常數(shù)項用β0 表示；βX 表示各個解釋變量和控制變量的系數(shù)；隨機干擾項用ε 表示）。

變量意義為：①被解釋變量：財務績效——凈資產收益率ROE（代碼Y）。②解釋變量：股東——股利分配率DPR（代碼X1）；債權人——現(xiàn)金流量負債比率CFDR（代碼X2）；消費者——營業(yè)成本率OCR（代碼X3）；供應商——應付賬款周轉率PTR（代碼X4）；員工——員工貢獻率EC（代碼X5）；政府——政府貢獻率GC（代碼X6）；社區(qū)——捐贈支出率SSDR（代碼X7）。③控制變量：企業(yè)規(guī)?！傎Y產的自然對數(shù)LNSIZE（代碼X8）。

三、實證分析

（一）描述性統(tǒng)計

本文運用EXCEL對樣本數(shù)據(jù)進行逐一處理得到的結果，見表1。

表1 描述性統(tǒng)計分析表

從上表可知，Y 的標準差為0.052，反應滬A 公司間的整體盈利水平波動不大。

X1 最小值為0.039，極大值為0.5，表明公司之間收益差距較小。X2 的最小值出現(xiàn)負數(shù)的情況，說明新能源公司總體上對債權人履行社會責任上不積極。X3 總體均值為0.776，表明企業(yè)對消費者給予了一定優(yōu)惠照顧。但是兩個峰值指標差距明顯，近似差距為0.5，說明樣本公司間對消費者履行的社會責任分化明顯。X4 的標準差為13.736，說明企業(yè)償還供應商應付賬款的能力差距高低不平。X5 標準差為0.023，說明新能源公司，對員工履責情況一般。X6 標準差為0.004，均值為0.009，總體比例相對較低，說明新能源企業(yè)對政府履行社會責任方面能力不強。X7 出現(xiàn)為0 的情況，說明新能源公司履行社會責任意識較弱。

企業(yè)規(guī)模的自然對數(shù)均值為5.774，接近最大值與最小值，說明該指標較為穩(wěn)定，控制變量選取較為合理，具有可比性。

（二）線性回歸分析

從表2 回歸分析結果可以得出：社會責任回歸分析系數(shù)結果為正相關的有3 個，負相關的有5 個。其中回歸系數(shù)為正值的有股利分配率，現(xiàn)金流量負債比率，捐贈支出率，說明這三個指標的回歸直線能反應樣本觀測值，兩者之間存在較好的擬合程度，自變量對因變量具有較強的相關性和解釋力度，兩者存在正向引導作用系?；貧w系數(shù)為負相關的有營業(yè)成本率、應付賬款周轉率、員工貢獻率、政府貢獻率、總資產的自然對數(shù)。從顯著性水平看，當P 值＜0.05 時，證明顯著性水平高，存在兩者顯著正相關或者負相關關系。如表中股利分配率P 值為0.027＜0.05，這個指標在5%的水平上檢驗性通過，具有較強的相關性，而且其回歸系數(shù)為正值，這樣可以充分說明新能源企業(yè)為股東分配更多地股利便會提高凈資產收益率。這與假設觀點1 存在顯著的正相關關系。

表2 回歸分析結果表

而表中營業(yè)成本率P 值是0.123＞0.05，通過檢驗顯著性水平不高，相關性系數(shù)呈現(xiàn)負數(shù)，說明積極承擔對消費者的責任反而阻礙企業(yè)的經營發(fā)展，與財務績效呈現(xiàn)負向阻礙的作用，這與假設3 的觀點存在相悖。員工貢獻率P 值為0.026＜0.05，但其回歸系數(shù)為-1.792，說明該解釋變量其顯著性不能被檢驗通過，但跟凈資產收益率卻是明顯負相關的聯(lián)系，這與假設5 的觀點存在相悖，呈現(xiàn)負相關的原因可能是因為目前我國新能源企業(yè)正處于開始初創(chuàng)階段，缺乏相對完善的員工福利政策，存在疏漏或不重視的情況。或者對于員工的勞動力分配上存在不合理現(xiàn)象，存在一崗多人情況，浪費財力物資，降低財務績效。捐贈支出率P 值為0.084，其回歸系數(shù)為4.76，相關性水平不高，某種程度上可得出企業(yè)積極承擔對社區(qū)的責任，對財務績效會有正向促進作用，但是不顯著的原因可能是新能源企業(yè)剛處于上升發(fā)展階段，沒有足夠閑余資金投入在社區(qū)捐贈上，也有可能是對履行社區(qū)責任上關注度不高，沒有看到履行積極參與捐贈支出會為企業(yè)帶來聲譽和潛在價值，因此顯著性水平不高。

結 語

樣本公司的股利分配率與凈資產收益率呈現(xiàn)正相關。而政府貢獻率、員工貢獻率、應付賬款貢獻率對凈資產收益率呈現(xiàn)負向顯著的聯(lián)系；營業(yè)成本率、現(xiàn)金流量負債比率對凈資產收益率的相關性影響不顯著。