李軍

【摘要】? 文章基于177家浙江籍上市公司2012—2017年的平衡面板數(shù)據(jù)，對社會責(zé)任、公司治理與企業(yè)績效的關(guān)系進行實證研究。結(jié)果表明，第一，社會責(zé)任與企業(yè)績效顯著正相關(guān)，企業(yè)履行社會責(zé)任可以提升企業(yè)績效。第二，股權(quán)集中度、兩職合一、高管薪酬、管理層持股與企業(yè)績效顯著正相關(guān)，股權(quán)集中度越高、兩職合一、高管薪酬越高、管理層持股越多的企業(yè)業(yè)績越好;獨立董事比例與企業(yè)績效正相關(guān)，但不顯著。第三，公司治理未能調(diào)節(jié)社會責(zé)任與企業(yè)績效間的正相關(guān)關(guān)系，原因在于獨立董事比例對社會責(zé)任與企業(yè)績效的關(guān)系起到了顯著的負向調(diào)節(jié)作用。上市公司應(yīng)主動履行社會責(zé)任，將社會責(zé)任的履行納入公司戰(zhàn)略層面;增強對獨立董事的管理，發(fā)揮其在公司治理中應(yīng)有的作用。

【關(guān)鍵詞】? ?社會責(zé)任;公司治理;企業(yè)績效

【中圖分類號】? F275? 【文獻標識碼】? A? 【文章編號】? 1002-5812（2020）06-0052-05

2008年的三鹿奶粉事件、2010年的紫金礦業(yè)污染事件、2018年的長生生物假疫苗事件，將公眾的視線一次次地引向企業(yè)履行社會責(zé)任的話題。“綠水青山就是金山銀山”，企業(yè)在發(fā)展壯大、獲取經(jīng)濟利益的過程中，也要注重節(jié)約資源、保護環(huán)境，切實履行社會責(zé)任。在公司治理理論中，“利益相關(guān)者理論”“擴展的委托代理理論”是社會責(zé)任理論的基礎(chǔ)，這些理論認為，社會為企業(yè)的存在提供了條件，企業(yè)應(yīng)對社會承擔(dān)責(zé)任，公司治理應(yīng)由服務(wù)于“股東利益”轉(zhuǎn)變?yōu)榉?wù)于“利益相關(guān)者利益”。上市公司履行社會責(zé)任是否可以提升企業(yè)績效？公司治理是否有利于增強社會責(zé)任與企業(yè)績效的關(guān)系？本文以浙江籍上市公司為例，對上述問題進行深入分析。

一、文獻綜述與研究假設(shè)

（一）社會責(zé)任與企業(yè)績效

對于社會責(zé)任與企業(yè)績效的關(guān)系，有兩種不同的觀點：一是企業(yè)履行社會責(zé)任，會增加企業(yè)的現(xiàn)金流出、提高企業(yè)成本，從而降低企業(yè)績效，兩者呈負相關(guān)關(guān)系;二是企業(yè)履行社會責(zé)任，可以提升企業(yè)形象和聲譽，給企業(yè)帶來額外資源，所以兩者呈正相關(guān)關(guān)系。近年來，我國學(xué)者就社會責(zé)任與企業(yè)績效關(guān)系的研究逐漸增多，多數(shù)研究結(jié)論支持企業(yè)履行社會責(zé)任有利于提升企業(yè)績效。楊伯堅（2012）在回歸方程中引入了董事會規(guī)模、獨立董事比例等公司治理變量，發(fā)現(xiàn)企業(yè)履行社會責(zé)任能夠提高財務(wù)業(yè)績和成長性。周景（2013）研究發(fā)現(xiàn)，社會責(zé)任與企業(yè)績效正相關(guān)，社會責(zé)任履行得越好，企業(yè)績效就越好。崔登峰等（2018）研究發(fā)現(xiàn)，企業(yè)履行社會責(zé)任對營銷能力與企業(yè)績效均有顯著的正向影響。因此，本文提出假設(shè)1：

H1：企業(yè)履行社會責(zé)任與企業(yè)績效正相關(guān)。

（二）公司治理與企業(yè)績效

1.股權(quán)集中度與企業(yè)績效。對于股權(quán)集中度與企業(yè)績效的關(guān)系，目前尚沒有形成統(tǒng)一的定論，已有研究得出的結(jié)論包括正相關(guān)（肖作平，2003;淳偉徳等，2008;袁奮強等，2017;姚貝貝，2018;黃方亮等，2018）、負相關(guān)（歐陽卓平，

2013）、倒U型曲線關(guān)系（孫永祥等，1999;郭世輝等，2009;高睿冰，2014）、正U型曲線關(guān)系（白重恩等，2005;楊忠智等，2012;熊風(fēng)華等，2016）等。對于不同的研究結(jié)果，可能是因為研究選取的時期和樣本不同所致。

由表1可以看出，國有控股浙江籍上市公司占比較低。第一大股東持股比例、第一到第五大股東持股比例在2013—2017年逐年下降，說明近年來浙江籍上市公司形成了“多股獨大”的局面，大股東之間的股權(quán)制衡度有所提升。加之近年來相關(guān)監(jiān)管制度不斷完善，監(jiān)管力度不斷加強，浙江籍上市公司的治理環(huán)境有了較大改善，大股東利益與上市公司利益趨于一致，“支撐行為”成為主流。因此，本文提出假設(shè)2：

H2：股權(quán)集中度與企業(yè)績效正相關(guān)。

2.兩職合一與企業(yè)績效。董事長與總經(jīng)理兩職是否應(yīng)該兼任，一直是公司治理領(lǐng)域研究的重點內(nèi)容。國內(nèi)外學(xué)者對此展開了大量研究，但還沒有形成統(tǒng)一的結(jié)論?！按砝碚摗敝鲝垉陕毞至ⅰ９蓶|與經(jīng)理人之間存在代理問題，董事會對股東負責(zé)，對經(jīng)理人進行評價、監(jiān)督，以降低代理成本。如果兩職合一，董事會的獨立性會受到影響，從而降低董事會的效率?！俺藛T理論”主張兩職合一，可以減少兩職分立帶來的權(quán)力沖突，提高決策執(zhí)行效率，提升企業(yè)應(yīng)變能力，從而提高企業(yè)的經(jīng)濟效率。張興亮（2012）研究發(fā)現(xiàn)，董事長與總經(jīng)理兩職合一促進了企業(yè)績效的提升，研究支持了乘員理論。朱玉杰等（2016）的研究結(jié)果表明，隨著產(chǎn)品市場競爭的加劇，兩職合一對企業(yè)績效有著顯著的正向影響。浙江省市場經(jīng)濟發(fā)展情況較好、市場化程度較高，浙江籍上市公司國有控股比例較低，壟斷企業(yè)少，市場競爭較為激烈，在這樣的環(huán)境下，兩職合一更能促進企業(yè)績效的提高。因此，本文提出假設(shè)3：

H3：兩職合一與企業(yè)績效正相關(guān)。

3.獨立董事比例與企業(yè)績效。獨立董事制度旨在制約大股東對小股東利益的侵害，可以保持董事會的獨立性，加強對管理層的監(jiān)督，因此理論上獨立董事制度有利于提升企業(yè)績效。姚偉峰（2009）發(fā)現(xiàn)當(dāng)前的獨立董事制度對企業(yè)效率的提高作用并不明顯。鄧文文（2015）研究發(fā)現(xiàn)董事會獨立性與企業(yè)績效呈顯著正相關(guān)關(guān)系，提高董事會的獨立性可以抑制資本結(jié)構(gòu)對企業(yè)績效的負向作用。朱艷（2019）認為，在家族企業(yè)中，當(dāng)董事會規(guī)模越大或者獨立董事占比越高時，企業(yè)經(jīng)營績效越好。在近年來的實證研究中，支持兩者具有正向關(guān)系的文獻較多，因此，本文提出假設(shè)4：

H4：獨立董事比例與企業(yè)績效正相關(guān)。

4.管理層激勵與企業(yè)績效。委托代理理論認為，由于股東、經(jīng)理人的目標函數(shù)不一致，經(jīng)理人有自利傾向。管理層激勵可以使經(jīng)理人與股東的目標趨于一致，有助于降低代理成本，提高企業(yè)績效。李爭光（2015）、趙娟（2015）、張燕紅

（2016）、李文勤等（2017）研究發(fā)現(xiàn)高管薪酬與企業(yè)績效正相關(guān)，高管薪酬越高企業(yè)績效越好;夏和平（2006）、譚慶美等（2014）、齊竑輝（2018）研究發(fā)現(xiàn)管理層持股比例與企業(yè)績效正相關(guān)，管理層持股比例越高，企業(yè)績效越好?？梢姽芾韺蛹钤诠局卫碇邪l(fā)揮了正效用，促進了企業(yè)績效的提升。因此，本文提出假設(shè)5和假設(shè)6：

H5：高管薪酬與企業(yè)績效正相關(guān)。

H6：管理層持股比例與企業(yè)績效正相關(guān)。

（三）社會責(zé)任、公司治理與企業(yè)績效

關(guān)于公司治理對社會責(zé)任與企業(yè)績效的關(guān)系是否發(fā)揮著調(diào)節(jié)作用，目前國內(nèi)的相關(guān)文獻還比較少。李智彩等（2014）研究發(fā)現(xiàn)，公司治理會增加社會責(zé)任與財務(wù)績效的相關(guān)性。肖林海等（2014）研究發(fā)現(xiàn)，有效的公司治理能夠促進企業(yè)履行社會責(zé)任，有效的公司治理模式下的企業(yè)社會責(zé)任履行對企業(yè)績效產(chǎn)生了積極影響，因此公司治理對社會責(zé)任與企業(yè)績效的關(guān)系具有一定的調(diào)節(jié)作用，即公司治理水平較高的企業(yè)增加了社會責(zé)任與企業(yè)績效間的正相關(guān)性，發(fā)揮了社會責(zé)任的正效應(yīng);而公司治理水平較低的企業(yè)，可能會因為履行社會責(zé)任而提高企業(yè)成本、增加企業(yè)現(xiàn)金流出，進而影響企業(yè)績效。因此，本文提出假設(shè)7：

H7：公司治理可以增加社會責(zé)任與企業(yè)績效間的正相關(guān)性。

二、研究設(shè)計

（一）樣本選取與數(shù)據(jù)來源

本文以截至2017年底在滬深兩市A股上市已滿5年的浙江籍上市公司為樣本，選取樣本公司2012—2017年的數(shù)據(jù)。同時，剔除ST公司和5年內(nèi)發(fā)生虧損的公司;剔除金融企業(yè)。最終得到177家浙江籍上市公司5年的平衡面板數(shù)據(jù)。本文數(shù)據(jù)取自國泰安數(shù)據(jù)庫（CSMAR），并使用Stata 15.0軟件進行數(shù)據(jù)處理與分析。

（二）變量設(shè)計

就社會責(zé)任指數(shù)的衡量問題，一種方法利用財務(wù)數(shù)據(jù)構(gòu)建企業(yè)社會責(zé)任履行情況指標，如楊忠智（2005）、章娉婷

（2011）、肖林海（2014）、于曉紅（2014）、金嵐楓（2015）等;另一種方法利用高校、機構(gòu)的評價指數(shù)作為企業(yè)履行社會責(zé)任的指標，如楊伯堅（2012）利用了上海國家會計學(xué)院編制的上市公司社會責(zé)任指數(shù)。本文借鑒于曉紅（2014）、肖海林等（2014）、金嵐楓（2015）的方法，利用財務(wù)數(shù)據(jù)計算社會責(zé)任指數(shù)。具體計算公式如下：社會責(zé)任=支付給職工以及為職工支付的現(xiàn)金+購買商品、接受勞務(wù)支付的現(xiàn)金+營業(yè)收入+分配股利、利潤或償付利息支付的現(xiàn)金+（支付的各項稅費-收到的稅費返還）+（環(huán)保支出+捐贈支出），社會責(zé)任指數(shù)CSR=社會責(zé)任/平均總資產(chǎn)。

（三）模型設(shè)計

為分析社會責(zé)任、公司治理對企業(yè)績效的影響，本文建立以下模型：

ROAi，t=α0+β1CSRi，t+βiΣCONTROLi，t+εi，t （1）

ROAi，t=α0+β1TOP1i，t+β2DUi，t+β3DRi，t+β4MCi，t+

β5MSHi，t+βiΣCONTROLi，t+εi，t? ? ? ? ? ? ? ? ? （2）

ROAi，t=α0+β1CSRi，t+β2TOP1i，t+β3DUi，t+β4DRi，t+

β5MCi，t+β6MSHi，t+βiΣCONTROLi，t+εi，t? ? （3）

其中，模型（1）分析社會責(zé)任對企業(yè)績效的影響，模型（2）分析第一大股東持股比例、兩職合一、獨立董事比例、高管薪酬、管理層持股比例對企業(yè)績效的影響，模型（3）作為對比模型，檢驗公司治理對社會責(zé)任與企業(yè)績效關(guān)系的調(diào)節(jié)作用。

三、實證結(jié)果與分析

（一）描述性統(tǒng)計分析

樣本的描述性統(tǒng)計數(shù)據(jù)如表3所示。反映企業(yè)績效的總資產(chǎn)凈利潤率指標，均值為0.0624、最小值為0、最大值為0.3725、標準差為0.046。社會責(zé)任指數(shù)，均值為1.3923、最小值為0.1404、最大值為16.0488、標準差為1.4669，說明樣本公司履行社會責(zé)任情況的差距較大。反映企業(yè)股權(quán)集中度的第一大股東持股比例指標，均值為0.3491、最小值為0.0811、最大值為0.8118、標準差為0.1335，股權(quán)集中度有一定差異。董事長、總經(jīng)理兩職合一的比例為0.3412，比例較高。獨立董事比例，均值為0.3658、最小值為0.25、最大值為0.6、標準差為0.0467。前三名高管薪酬總額的自然對數(shù)，均值為14.3881、最小值為12.1238、最大值為17.1881、標準差為0.629，樣本公司高管薪酬的差距不大。管理層持股比例，均值為0.1682、最小值為0、最大值為0.7432、標準差為0.1857，差距較大。另外控制變量國有控股企業(yè)占比為0.1797，占比較低。總資產(chǎn)的自然對數(shù)的均值為20.1883、最小值為18.1975、最大值為23.3014。資產(chǎn)負債率的均值為0.3803、最小值為0.0311、最大值為0.9268、標準差為0.1888，樣本公司間的資產(chǎn)負債率差異較大。

（二）相關(guān)性分析

因變量和自變量的相關(guān)性分析如表4所示。ROA與TOP1、MC、MSH在1%的顯著性水平上正相關(guān)，與CSR、DR、DU正相關(guān)但不顯著。初步說明股權(quán)集中度、管理層持股、社會責(zé)任在公司治理中發(fā)揮了正效應(yīng)，有利于提升企業(yè)績效。所以假設(shè)2、假設(shè)5、假設(shè)6很可能成立，假設(shè)1、假設(shè)3、假設(shè)4可能成立。

在控制變量中，ROA與SIZE在5%的顯著性水平上正相關(guān)，與LEV在1%的顯著性水平上負相關(guān)，可見規(guī)模越大的企業(yè)業(yè)績越好、資產(chǎn)負債率越高的企業(yè)業(yè)績越差。變量間的相關(guān)系數(shù)均小于0.4，說明變量間不存在多重共線性問題，可以將因變量和控制變量納入回歸模型。

（三）多元回歸分析

對2012—2017年5年的平衡面板數(shù)據(jù)進行回歸，通過F檢驗、Hausman檢驗確定采用個體時點雙固定效應(yīng)模型。下頁表5為社會責(zé)任、公司治理各解釋變量與企業(yè)績效的回歸結(jié)果。

模型（1）顯示社會責(zé)任與總資產(chǎn)凈利潤率的回歸系數(shù)（b=0.0252，t=7.5781，p<0.01）在1%水平上顯著正相關(guān)，說明社會責(zé)任與企業(yè)績效正相關(guān)，履行社會責(zé)任有利于提高企業(yè)績效，假設(shè)1成立。

模型（2）顯示了公司治理變量與企業(yè)績效間的關(guān)系。第一大股東持股比例與總資產(chǎn)凈利潤率的回歸系數(shù)（b=0.0004，t=2.3388，p<0.1）在5%水平上顯著正相關(guān)，說明股權(quán)集中度與企業(yè)績效顯著正相關(guān)，假設(shè)2成立。兩職合一與總資產(chǎn)凈利潤率的回歸系數(shù)（b=0.0058，t=1.7376，p<0.1）在10%水平上顯著正相關(guān)，說明兩職合一有利于提升企業(yè)績效，假設(shè)3成立。獨立董事比例與總資產(chǎn)凈利潤率正相關(guān)，但不顯著，說明獨立董事沒有發(fā)揮應(yīng)有的作用，假設(shè)4不成立。高管薪酬與總資產(chǎn)凈利潤率的回歸系數(shù)（b=0.0202，t=5.1370，p<0.01）在1%水平上顯著正相關(guān);管理層持股比例與總資產(chǎn)凈利潤率的回歸系數(shù)（b=0.0441，t=3.2068，p<0.01）在1%水平上顯著正相關(guān)，說明采用貨幣或股票形式的管理層激勵，可以降低代理成本，緩解委托人代理問題，從而提高企業(yè)績效，假設(shè)5、假設(shè)6成立。

模型（3）將社會責(zé)任與公司治理同時納入回歸模型，結(jié)果顯示社會責(zé)任指數(shù)與總資產(chǎn)凈利潤率的回歸系數(shù)（b=0.0243，t=7.4378，p<0.01）在1%水平上顯著正相關(guān)，但較模型（1）中的系數(shù)和T值均有所下降，說明公司治理沒有增強社會責(zé)任對企業(yè)績效的影響，假設(shè)7不成立。

為深入分析公司治理對社會責(zé)任與企業(yè)績效關(guān)系的調(diào)節(jié)作用，本文在模型（3）的基礎(chǔ)上加入了社會責(zé)任與公司治理的交互項，并在計算交互項數(shù)據(jù)時對變量進行了中心化處理。具體模型及回歸結(jié)果見表6。

加入交互項的模型（4）到模型（8），擬合度較模型（3）有所提高。模型（4）社會責(zé)任與第一大股東持股比例的交互項與總資產(chǎn)凈利潤率的回歸系數(shù)（b=0.0004，t=2.7643，p<0.01）在1%水平上顯著正相關(guān)，說明社會責(zé)任對企業(yè)績效的影響會隨著第一大股東持股比例的增加而增加，股權(quán)集中度對社會責(zé)任與企業(yè)績效的關(guān)系起到了正向調(diào)節(jié)作用。模型（5）社會責(zé)任與兩職合一的交互項與總資產(chǎn)凈利潤率的回歸系數(shù)（b=-0.0014，t=-1.0781）負相關(guān)，但不顯著，說明兩職合一對社會責(zé)任與企業(yè)績效的關(guān)系有負向調(diào)節(jié)作用，但不顯著。模型（6）社會責(zé)任與獨立董事比例的交互項與總資產(chǎn)凈利潤率的回歸系數(shù)（b=-0.0445，t=-1.9807，p<0.05）在5%水平上顯著負相關(guān)，說明社會責(zé)任對企業(yè)績效的影響會隨著獨立董事比例的增加而減弱，獨立董事比例對社會責(zé)任與企業(yè)績效的關(guān)系起到了負向調(diào)節(jié)作用。模型（7）社會責(zé)任與高管薪酬的交互項與總資產(chǎn)凈利潤率的回歸系數(shù)（b=-0.0014，t=-0.5555）負相關(guān)，但不顯著，說明高管薪酬對社會責(zé)任與企業(yè)績效的關(guān)系有負向調(diào)節(jié)作用，但不顯著。模型（8）社會責(zé)任與管理層持股比例的交互項與總資產(chǎn)凈利潤率的回歸系數(shù)（b=0.0398，t=2.0062，p<0.05）在5%水平上顯著正相關(guān)，說明社會責(zé)任對企業(yè)績效的影響會隨著管理層持股比例的增加而增加，管理層持股比例對社會責(zé)任與企業(yè)績效的關(guān)系起到了正向調(diào)節(jié)作用。

可見公司治理未能增加社會責(zé)任與企業(yè)績效間的正相關(guān)關(guān)系，主要原因在于獨立董事比例對社會責(zé)任與企業(yè)績效的關(guān)系起到了負向調(diào)節(jié)作用，獨立董事沒有發(fā)揮應(yīng)有的作用。

控制變量中企業(yè)規(guī)模與總資產(chǎn)凈利潤率在1%水平上顯著正相關(guān)。企業(yè)規(guī)模較大，說明企業(yè)可以掌握更多的資源，同時也可以提高經(jīng)營的穩(wěn)定性，有利于提升企業(yè)績效。資產(chǎn)負債率與總資產(chǎn)凈利潤率在1%水平上顯著負相關(guān)?？毓晒蓶|性質(zhì)與總資產(chǎn)凈利潤率正相關(guān)，但不顯著。

（四）穩(wěn)健性檢驗

為了提升分析結(jié)果的穩(wěn)定性，本文以凈資產(chǎn)收益率（ROE）為因變量進行了穩(wěn)健性檢驗。社會責(zé)任與凈資產(chǎn)收益率的回歸系數(shù)（b=0.0420，t=7.3678，p<0.01）在1%水平上顯著正相關(guān);第一大股東持股比例與凈資產(chǎn)收益率的回歸系數(shù)（b=0.0009，t=3.0324，p<0.01）在1%水平上顯著正相關(guān);兩職合一與凈資產(chǎn)收益率的回歸系數(shù)（b=0.0095，t=1.6711，p<0.1）在10%水平上顯著正相關(guān);高管薪酬與凈資產(chǎn)收益率的回歸系數(shù)（b=0.0359，t=5.3494，p<0.01）在1%水平上顯著正相關(guān);管理層持股比例與凈資產(chǎn)收益率的回歸系數(shù)（b=0.0621，t=2.6451，p<0.01）在1%水平上顯著正相關(guān)。

將社會責(zé)任與公司治理同時納入回歸模型，社會責(zé)任指數(shù)與總資產(chǎn)凈利潤率的回歸系數(shù)（b=0.0410，t=7.3511，p<0.01）在1%水平上顯著正相關(guān)，說明公司治理沒有增強社會責(zé)任對企業(yè)績效的影響，原因在于社會責(zé)任與獨立董事比例的交互項與凈資產(chǎn)收益率的回歸系數(shù)（b=-0.0735，t=-1.9180，p<0.1）在10%水平上顯著負相關(guān)，獨立董事比例對社會責(zé)任與企業(yè)績效的關(guān)系起到了負向調(diào)節(jié)作用。

四、結(jié)論及建議

本文以利益相關(guān)者理論、擴展的委托代理理論為基礎(chǔ)，選取截至2017年底在滬深A(yù)股上市已滿5年的浙江籍上市公司為樣本，選取樣本公司2012—2017年的數(shù)據(jù)，建立回歸模型，檢驗了企業(yè)履行社會責(zé)任與企業(yè)績效間的關(guān)系，公司治理與企業(yè)績效間的關(guān)系，公司治理對社會責(zé)任與企業(yè)績效關(guān)系的調(diào)節(jié)作用，得出以下結(jié)論：第一，社會責(zé)任與企業(yè)績效顯著正相關(guān)，企業(yè)履行社會責(zé)任可以提升企業(yè)績效。第二，股權(quán)集中度、兩職合一、高管薪酬、管理層持股比例與企業(yè)績效顯著正相關(guān)，股權(quán)集中度越高、兩職合一、高管薪酬越高、管理層持股越多的企業(yè)績效越好;獨立董事比例與企業(yè)績效正相關(guān)，但不顯著。第三，公司治理未能增強社會責(zé)任與企業(yè)績效間的正相關(guān)關(guān)系，原因在于獨立董事比例對社會責(zé)任與企業(yè)績效的關(guān)系起到了顯著的負向調(diào)節(jié)作用。