呂爽

摘要：為檢驗(yàn)企業(yè)社會(huì)責(zé)任對(duì)企業(yè)績(jī)效的非線性影響，文章基于我國(guó)上市公司2013～2018年的面板數(shù)據(jù)，以企業(yè)社會(huì)責(zé)任為門限變量，構(gòu)建采用面板門限回歸。實(shí)證結(jié)果顯示企業(yè)社會(huì)責(zé)任對(duì)企業(yè)績(jī)效具有非線性正向影響，即當(dāng)企業(yè)社會(huì)責(zé)任超出門限值時(shí)，企業(yè)社會(huì)責(zé)任對(duì)企業(yè)績(jī)效的促進(jìn)作用增強(qiáng)。這說(shuō)明企業(yè)應(yīng)履行更多的社會(huì)責(zé)任，以提升企業(yè)績(jī)效。

關(guān)鍵詞：企業(yè)社會(huì)責(zé)任;企業(yè)績(jī)效;面板門限回歸

一、引言

企業(yè)社會(huì)責(zé)任可以構(gòu)建企業(yè)與社會(huì)的和諧關(guān)系，目前已受到世界各國(guó)的普遍重視。金仁仙（2019）指出上市公司社會(huì)責(zé)任的履行也是我國(guó)經(jīng)濟(jì)體制的改革和完善的一項(xiàng)重要內(nèi)容。2008年年底開(kāi)始，滬深兩市要求各上市公司披露社會(huì)責(zé)任履行情況。對(duì)于上市公司而言，他們關(guān)心的重點(diǎn)是社會(huì)責(zé)任的履行是否會(huì)引起其財(cái)務(wù)績(jī)效的變化。企業(yè)社會(huì)責(zé)任對(duì)企業(yè)績(jī)效的影響研究可以概括為三類：正影響、負(fù)影響以及影響。如趙天驕等（2018）、趙蕓等（2018）分析了企業(yè)社會(huì)責(zé)任對(duì)企業(yè)績(jī)效具有正向影響;楊皖蘇等（2016）則認(rèn)為中小型企業(yè)的社會(huì)責(zé)任對(duì)企業(yè)績(jī)效具有負(fù)向影響;蔡月祥等（2015）、王建玲等（2018）的研究表明企業(yè)社會(huì)責(zé)任對(duì)企業(yè)績(jī)效不存在影響。

已有文獻(xiàn)都是研究企業(yè)社會(huì)責(zé)任對(duì)企業(yè)績(jī)效的線性影響，不能揭示企業(yè)社會(huì)責(zé)任對(duì)企業(yè)績(jī)效的非線性影響，從而削弱了企業(yè)承擔(dān)社會(huì)責(zé)任的時(shí)效性和針對(duì)性。Hansen（1999）提出的面板門限回歸模型為非線性分析提供了一個(gè)有效的方法，能夠在階段性差異假設(shè)下進(jìn)行非線性分析。本文在面板門限回歸模型的基礎(chǔ)上旨在回答以下兩個(gè)問(wèn)題：一是企業(yè)社會(huì)責(zé)任是否對(duì)企業(yè)績(jī)效具有影響？影響的方向是什么？二是企業(yè)社會(huì)責(zé)任對(duì)企業(yè)績(jī)效的影響是否呈現(xiàn)“門限”效應(yīng)，即呈現(xiàn)非線性的影響？為回答上述問(wèn)題，本文利用446個(gè)上市公司2013～2018年的面板數(shù)據(jù)構(gòu)建面板門限回歸模型，估算企業(yè)社會(huì)責(zé)任的門限位置，實(shí)證檢驗(yàn)企業(yè)社會(huì)責(zé)任對(duì)企業(yè)績(jī)效的非線性影響，并在此基礎(chǔ)上提出相應(yīng)的對(duì)策建議。

二、模型與方法

假定存在雙門限，面板數(shù)據(jù)門限回歸模型設(shè)置如下：

式（1）的參數(shù)估計(jì)可通過(guò)優(yōu)化下式得到

通過(guò)以下步驟實(shí)現(xiàn)式（2）的求解。

步驟一：估計(jì)最優(yōu)門限值γ^1和γ^2。首先，剔除門限變量{threit}中重復(fù)的變量值，并按升序排序，忽略最大和最小的1%變量值，構(gòu)建集合Γ1;其次，假設(shè)只存在一個(gè)門限值，將集合Γ1中的變量作為門限值γ1，逐一代入式（2）進(jìn)行面板數(shù)據(jù)回歸，選取使目標(biāo)函數(shù)值最小的γ2值作為門限估計(jì)值γ^1：

再次，選取集合Γ1中大于門限估計(jì)值γ^1的變量值，構(gòu)建集合Γ2;最后，將集Γ2合中的變量作為門限值γ2，逐一代入式（2）進(jìn)行面板數(shù)據(jù)回歸，選取使目標(biāo)函數(shù)值最小的γ2值作為門限估計(jì)值γ^2：

步驟二：估計(jì)門限面板數(shù)據(jù)回歸系數(shù)θ^1，θ^2，θ^3。將最優(yōu)門限估計(jì)值γ^1和γ^2代入式（2），進(jìn)而得θ^1、θ^2和θ^3：

本文采用Hansen（1999）給出的似然比（LR）檢驗(yàn)，用來(lái)檢驗(yàn)面板門限回歸模型門限效應(yīng)的存在性。主要步驟如下：

步驟一：計(jì)算單一門限的LR門限檢驗(yàn)值。通過(guò)構(gòu)造似然比（LR）檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量

步驟二：獲得檢驗(yàn)臨界值。通過(guò)Bootstrap方法重復(fù)試驗(yàn)300次，得到LR門限檢驗(yàn)值的經(jīng)驗(yàn)分布，分別獲得在1%、5%、10%的顯著性水平下的檢驗(yàn)臨界值。

步驟三：顯著性的判斷。如果LR門限檢驗(yàn)值大于檢驗(yàn)臨界值，則拒絕不存在門限效應(yīng)的假設(shè)，即確定模型存在“門限”效應(yīng);如果LR門限檢驗(yàn)值小于檢驗(yàn)臨界值，則不拒絕不存在門限效應(yīng)的假設(shè)，即模型不存在“門限”效應(yīng)。

步驟4：檢驗(yàn)第二個(gè)門限的存在性。通過(guò)構(gòu)造似然比（LR）檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量

三、實(shí)證研究

（一）數(shù)據(jù)選取與描述

選取2013年之前上市的公司，并剔除了研究區(qū)間內(nèi)退市和停盤的部分上市公司，最終得到446個(gè)上市公司2013～2018年的面板數(shù)據(jù)。除企業(yè)社會(huì)責(zé)任的數(shù)據(jù)來(lái)自潤(rùn)靈環(huán)球社會(huì)評(píng)級(jí)數(shù)據(jù)之外，其他數(shù)據(jù)均來(lái)自國(guó)泰安數(shù)據(jù)庫(kù)。企業(yè)績(jī)效通過(guò)市場(chǎng)收益指標(biāo)（Tobin Q）進(jìn)行衡量;采用潤(rùn)靈環(huán)球責(zé)任評(píng)級(jí)的社會(huì)責(zé)任指數(shù)來(lái)衡量企業(yè)社會(huì)責(zé)任指標(biāo)。此外，為考慮其他因素對(duì)企業(yè)績(jī)效的影響，本文還選取了企業(yè)規(guī)模、總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率、前期企業(yè)績(jī)效等控制變量。表1報(bào)告了變量描述統(tǒng)計(jì)結(jié)果。

（二）門限值確定及檢驗(yàn)

將企業(yè)社會(huì)責(zé)任變量作為門限變量代入式（1），進(jìn)行門限值估計(jì)和檢驗(yàn)，由表2可知，在1%的顯著性水平下，第一個(gè)LR門限檢驗(yàn)值拒絕了沒(méi)有門限值的零假設(shè);但第二個(gè)LR門限檢驗(yàn)值不能拒絕有一個(gè)門限值的零假設(shè)。因此，企業(yè)社會(huì)責(zé)任對(duì)企業(yè)績(jī)效的影響存在門限效應(yīng)，即企業(yè)社會(huì)責(zé)任對(duì)企業(yè)績(jī)效具有非線性影響，且具有一個(gè)顯著的門限值位置（30.838）。

（三）結(jié)果分析

表3報(bào)告了單一門限面板數(shù)據(jù)回歸模型的估計(jì)結(jié)果。得到如下結(jié)論。

1.企業(yè)社會(huì)責(zé)任對(duì)企業(yè)績(jī)效具有顯著的正向影響

企業(yè)社會(huì)責(zé)任變量的系數(shù)顯著為正，這說(shuō)明上市公司的企業(yè)社會(huì)責(zé)任促進(jìn)了企業(yè)績(jī)效增加。這主要由于企業(yè)履行社會(huì)責(zé)任可以樹(shù)立良好的企業(yè)形象，同時(shí)可以增強(qiáng)消費(fèi)者對(duì)企業(yè)的信任感，進(jìn)而提升企業(yè)績(jī)效。

2.企業(yè)社會(huì)責(zé)任對(duì)企業(yè)績(jī)效具有顯著的非線性影響

以企業(yè)社會(huì)責(zé)任（30.838）為門限，可將企業(yè)社會(huì)責(zé)任對(duì)企業(yè)績(jī)效的影響過(guò)程劃分為兩個(gè)不同的狀態(tài)。在第一種狀態(tài)（企業(yè)社會(huì)責(zé)任低于30.838），企業(yè)社會(huì)責(zé)任對(duì)企業(yè)績(jī)效的促進(jìn)作用較弱;在第二種狀態(tài)（企業(yè)社會(huì)責(zé)任高于30.838），政府干預(yù)的促進(jìn)作用增強(qiáng)，說(shuō)明企業(yè)承擔(dān)較多社會(huì)責(zé)任會(huì)增加企業(yè)績(jī)效。

3.控制變量對(duì)企業(yè)績(jī)效的影響

企業(yè)規(guī)模。企業(yè)規(guī)模對(duì)企業(yè)績(jī)效的影響顯著為正。這主要是由于規(guī)模大的企業(yè)有能力獲得豐富的資源，從而提高企業(yè)績(jī)效?？傎Y產(chǎn)周轉(zhuǎn)率?？傎Y產(chǎn)周轉(zhuǎn)率對(duì)企業(yè)績(jī)效的影響顯著為正，這可能是因?yàn)榭傎Y產(chǎn)周轉(zhuǎn)率越高的企業(yè)營(yíng)運(yùn)能力越強(qiáng)，進(jìn)而增加企業(yè)績(jī)效。前期企業(yè)績(jī)效。前期企業(yè)績(jī)效對(duì)企業(yè)績(jī)效的影響顯著為正，主要由于前期企業(yè)績(jī)效較好的企業(yè)往往具有更豐富的資源，形成良性循環(huán)。

四、結(jié)論與啟示

以446個(gè)上市公司2013～2018年的面板數(shù)據(jù)為研究對(duì)象，通過(guò)面板門限回歸模型研究企業(yè)社會(huì)責(zé)任對(duì)企業(yè)績(jī)效的非線性影響。實(shí)證結(jié)果表明：第一，企業(yè)社會(huì)責(zé)任對(duì)企業(yè)績(jī)效具有顯著地正向影響;第二，企業(yè)社會(huì)責(zé)任對(duì)企業(yè)績(jī)效的影響呈現(xiàn)非線性特征，具體表現(xiàn)為企業(yè)承擔(dān)較少的社會(huì)責(zé)任對(duì)企業(yè)績(jī)效具有較弱的促進(jìn)作用，而企業(yè)承擔(dān)較多的社會(huì)責(zé)任會(huì)導(dǎo)致促進(jìn)作用增強(qiáng)。以上研究表明：企業(yè)承擔(dān)更多的社會(huì)責(zé)任是合適的，其雖然可能會(huì)帶來(lái)企業(yè)成本的增加，但能增加企業(yè)績(jī)效。因此，上市公司應(yīng)更多地承擔(dān)社會(huì)責(zé)任，維護(hù)其企業(yè)形象，促進(jìn)企業(yè)績(jī)效增加。

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（作者單位：煙臺(tái)嘉信有限責(zé)任會(huì)計(jì)師事務(wù)所）