李楠楠 劉劍民
(1.湖南科技大學商學院 湖南湘潭 411100;2.南昌大學經(jīng)濟管理學院 江西南昌 330031)
企業(yè)社會責任與企業(yè)績效?;谏鐣粨Q理論的視角,企業(yè)積極主動地承擔社會責任符合社會成員的期望,并得到信任,一方面,可以慢慢幫助企業(yè)樹立良好的企業(yè)形象,逐步形成品牌吸引力;同時企業(yè)主動積極地履行社會責任也會得到政府的支持與認可,繼而得到政策方面的長期傾斜,使企業(yè)能夠處于良好的競爭環(huán)境中;另一方面,在遇到負面信息時,顧客對企業(yè)會保持較為寬容的態(tài)度,從而一定程度上幫助企業(yè)緩解并度過經(jīng)營危機。因此,本文提出假設(shè)1:
假設(shè)1:我國國有上市制造業(yè)企業(yè)社會責任的承擔與企業(yè)績效正相關(guān)。
企業(yè)社會責任、內(nèi)部薪酬差距與企業(yè)績效。基于錦標賽理論的視角,引入企業(yè)內(nèi)部存在的兩個維度的薪酬差距,拓展企業(yè)社會責任履行與企業(yè)績效的影響機制。對內(nèi)而言,企業(yè)積極主動地履行社會責任可以促進員工對企業(yè)文化的認同,增加對企業(yè)組織管理的認同度,對企業(yè)內(nèi)部薪酬設(shè)計持更加積極向上的態(tài)度,服從錦標賽理論?;诖耍疚奶岢鲅芯考僭O(shè)2a、2b:
假設(shè)2a:高管團隊內(nèi)部薪酬差距能夠調(diào)節(jié)企業(yè)社會責任與企業(yè)績效的相關(guān)關(guān)系。
假設(shè)2b:高管-員工薪酬差距能夠調(diào)節(jié)企業(yè)社會責任與企業(yè)績效的相關(guān)關(guān)系。
本文選擇國有A股上市制造業(yè)企業(yè)為研究樣本。由于2009年企業(yè)社會責任的披露才真正規(guī)范,加之目前企業(yè)社會責任披露僅僅披露到2019年,因此本文選取2010-2019年為樣本研究時間。經(jīng)過數(shù)據(jù)處理得到134家國有A股上市制造業(yè)企業(yè)共1340個平衡面板數(shù)據(jù)。其中數(shù)據(jù)來自和訊網(wǎng)和國泰安數(shù)據(jù)庫。數(shù)據(jù)處理分析軟件為Stata15.1。
1.模型構(gòu)建。本次研究建立模型(1)(2):
假定model1和model3對應(yīng)的是主效應(yīng)計量模型(1),model2和model4對應(yīng)的是調(diào)節(jié)效應(yīng)計量模型(2)。考慮到企業(yè)社會責任與企業(yè)績效之間可能存在的反向因果關(guān)系,故而在后文進行的穩(wěn)健性檢驗時加入了滯后期因素在模型中。
2.變量選取。本研究變量選取如下:
解釋變量。企業(yè)社會責任(csr)。企業(yè)社會責任數(shù)據(jù)來自和訊網(wǎng),它包括了對股東、環(huán)境、員工等多個利益相關(guān)者。企業(yè)社會責任指標的測量方式采取“企業(yè)社會責任總評分/100”的方式進行度量。
被解釋變量。企業(yè)績效(roa)。衡量企業(yè)績效的指標主要有市場指標和會計指標,市場指標主要是由托賓Q來衡量,但我國資本市場并不完善,因此托賓Q值不適用。企業(yè)績效的會計指標主要有營業(yè)收入增長率和總資產(chǎn)收益率等指標。本文借鑒黎文靖等人的做法,使用總資產(chǎn)收益率作為企業(yè)績效的衡量指標。
調(diào)節(jié)變量。企業(yè)內(nèi)部薪酬差距包含高管團隊薪酬差距和高管-員工薪酬差距。依據(jù)張正堂等人的做法,高管-員工薪酬差距采取以下方式進行衡量:gap1=高管平均薪酬/員工平均薪酬;高管平均薪酬=“董監(jiān)高”年薪總額/(董事人數(shù)+高管人數(shù)+監(jiān)事人數(shù)-獨立董事人數(shù)-未領(lǐng)取薪酬的董監(jiān)高人數(shù));員工平均薪酬=(應(yīng)付職工薪酬總額+支付給職工以及為職工支付的現(xiàn)金-董監(jiān)高年薪總額)/員工人數(shù);依據(jù)黎文靖等人的研究方法,高管團隊薪酬差距的衡量方式如下:gap2=ln(核心高管薪酬均值-非核心高管薪酬均值);其中:核心高管薪酬均值=董事、監(jiān)事及高管前三名年薪/3;非核心高管薪酬均值=(董監(jiān)高年薪總額-董事、監(jiān)事及高管前三名年薪)/(董監(jiān)高人數(shù)-獨立董事人數(shù)-未領(lǐng)取薪酬的高管人數(shù)-3)。
控制變量。借鑒孔東民等人的研究方法選取資產(chǎn)負債率(lev)、企業(yè)成長性(growth)、前十大股東持股比例(top10)、固定資產(chǎn)比例(m1)等作為本文的控制變量。具體變量定義見表1所示。
表1 相關(guān)變量定義
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從表2中可知,企業(yè)社會責任履行(csr)均值是0.303,表明我國國有A股上市制造業(yè)企業(yè)的企業(yè)社會責任履行整體水平并不高。csr最小值是-0.027,最大值是0.785,說明企業(yè)間的社會責任履行水平參差不齊。
表2 描述性統(tǒng)計
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高管-員工薪酬差距的最小值是1.308,最大值是21.947,標準差是3.602,可以看出內(nèi)部高管-員工薪酬差距很大。高管團隊薪酬差距的最小值是10.811,最大值是15.034,標準差是0.840,可以看出內(nèi)部高管團隊間的薪酬差距很大。
由表3可知,企業(yè)社會責任(csr)與企業(yè)責任(roa)的相關(guān)系數(shù)是0.380,并在1%水平下顯著,初步驗證了假設(shè)1。高管-員工薪酬差距和高管團隊薪酬差距與企業(yè)績效、企業(yè)社會責任都在統(tǒng)計水平上呈現(xiàn)顯著相關(guān)關(guān)系,為假設(shè)2和假設(shè)3的實證分析奠定基礎(chǔ)。各控制變量之間的Pearson相關(guān)系數(shù)的絕對值均不超過0.5,說明各控制變量之間不存在嚴重的共線性問題,并在此基礎(chǔ)上進行了共線性檢驗,方差膨脹因子均不超過3,表明本文模型基本不存在共線性問題。
表3 各變量間的相關(guān)系數(shù)
注: p < 0.1, p < 0.05, p < 0.01。
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model1和model3是主效應(yīng)檢驗。從表4可以看出企業(yè)社會責任回歸系數(shù)分別是0.044和0.041,且在1%水平下顯著為正,表明企業(yè)社會責任履行與企業(yè)績效呈現(xiàn)顯著正相關(guān),假設(shè)一得到驗證。model2和model4是進行的調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗,從model2可以看出高管-員工薪酬差距與企業(yè)社會責任履行交互項inter1的回歸系數(shù)在1%水平上顯著為負,且R2顯著高于模型1中的R1,gap1對csr與roa的關(guān)系具有顯著負向調(diào)節(jié)作用,即驗證了假設(shè)2。模型2中g(shù)ap1回歸系數(shù)1%水平上顯著為負,說明gap1與csr具有替代關(guān)系。表4可以看出高管團隊薪酬差距與企業(yè)社會責任履行的交互項inter2的回歸系數(shù)在5%水平上顯著為負,且其R3顯著高于主效應(yīng)檢驗?zāi)P?中的R1,表明gap2顯著削弱csr與企業(yè)績效roa的關(guān)系,假設(shè)3得到驗證。從model4的回歸結(jié)果可以看到gap2的回歸系數(shù)1%水平上顯著為負,說明了gap2與csr也具有明顯的替代關(guān)系。
表4 基礎(chǔ)回歸結(jié)果
注: p < 0.1, p < 0.05, p < 0.01。
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考慮到企業(yè)社會責任履行與企業(yè)績效可能存在反向因果關(guān)系,為了解決這一問題,本文選擇了csr的滯后一階與滯后兩階作為其工具變量,采用兩步最優(yōu)GMM法對主效應(yīng)與調(diào)節(jié)效應(yīng)進行檢驗。結(jié)果得出一樣的結(jié)論,并且通過了工具變量合理性檢驗,表明上文中研究結(jié)果的穩(wěn)健性。
本文選取企業(yè)績效的替代變量再一次進行穩(wěn)健性檢驗。考慮到凈資產(chǎn)收益率和總資產(chǎn)收益率同樣都可以綜合反映企業(yè)的經(jīng)營能力,故而選取凈資產(chǎn)收益率(roe)作為企業(yè)績效的替代變量,穩(wěn)健性檢驗結(jié)果見表5,檢驗結(jié)果均支持了本文的研究結(jié)論。
表5 穩(wěn)健性檢驗
注: p < 0.1, p < 0.05, p < 0.01。
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我國制造業(yè)企業(yè)方面應(yīng)繼續(xù)加強社會責任履行的執(zhí)行力度,持續(xù)增強社會各成員之間的信任與認同感,最大程度發(fā)揮社會責任履行所產(chǎn)生的正面作用。同時,我國國有A股上市制造業(yè)企業(yè)十分有必要考慮到企業(yè)內(nèi)部薪酬結(jié)構(gòu)設(shè)計的合理性:既要合理控制高管-員工薪酬差距,也要合理控制高管團隊內(nèi)部間薪酬差距。