鄧敏 徐光華 鐘馬

摘要：基于2014年教育部等部委所屬的81所高校的決算數(shù)據(jù)，分別從資源富余度、政治關聯(lián)和外部治理環(huán)境壓力三個角度，對非營利組織的社會責任驅動因素開展實證研究。研究表明，組織規(guī)模與非營利組織社會責任投入負相關，該結論并不支持資源富余度假說，政治關聯(lián)對非營利組織社會責任的投入存在正向影響，但外部治理環(huán)境壓力對組織社會責任投入并沒有影響。

關鍵詞：非營利性組織；組織社會責任；非財務績效

文章編號：2095-5960（2018）04-0063-08；中圖分類號：F810.45；文獻標識碼：A

一、前言

在市場化發(fā)展和公眾對于組織社會責任關注的雙重背景下，我國非營利組織面臨的社會責任壓力也越來越大。如何在多重的利益相關者的社會責任壓力下完善其身，也成為非營利組織所要面臨的重要議題。本文以81所教育部等部委所屬高校為樣本，使用非營利組織規(guī)模、財政收入占組織收入比、所處區(qū)域市場化程度來衡量組織資源富余度、政治關聯(lián)和外部治理環(huán)境壓力，研究以上3個因素對非營利組織社會責任投入的影響。本文研究證據(jù)表明，與營利性組織的社會責任驅動傳導機制不同，非營利組織的組織規(guī)模與社會責任投入存在顯著負相關的關系，政治關聯(lián)對組織社會責任投入的存在正向影響，但外部治理環(huán)境壓力對組織社會責任投入并沒有影響。

本文主要貢獻在于：首先，拓展了非營利組織社會責任投入的驅動因素方面的研究，已有研究較多關注營利性組織的社會責任投入問題，但是對于非營利組織社會責任投入的驅動因素涉及較少。本文基于2014年度81家事業(yè)單位類非營利組織的財務數(shù)據(jù)，對非營利組織的社會責任投入驅動因素開展實證研究，為進一步研究提供了一定參考。第二，本文的研究證據(jù)和結論有利于政府監(jiān)管部門加深對于非營利組織社會責任活動的認識，有利于非營利組織社會責任活動指引政策的制定。

二、文獻梳理和理論分析

目前，國內學者從不同角度研究了營利性組織的社會責任投入驅動因素（劉國斌，孫雅俊，2016[1]；雷輝，龍澤，2016[2] ；李穎，鮑偉，2016[3]；張勝榮，2016[4]；劉建秋；朱益祥，2017[5]；楊丹，鄭立群，2017[6]；趙紅丹，周君，2017[7]；張正勇，鄧博夫，2017[8]），其中組織的資源冗余程度、政治關聯(lián)程度、外部治理環(huán)境壓力等受到的關注較多。例如楊春方（2009）[9]基于中國中小企業(yè)的問卷調查數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)，中小企業(yè)的社會責任投入水平與組織規(guī)模顯著相關，而組織規(guī)模與企業(yè)的資源富余度密切相關，大型企業(yè)往往存在更多的富余資源用于投入企業(yè)社會責任；同時，中小企業(yè)所面臨的政治關聯(lián)和外部治理環(huán)境也是企業(yè)社會責任投入的重要驅動因素。

1.資源富余度假說驅動假說

在市場化浪潮的席卷下，非營利組織的運營信息公開愈發(fā)受到重視。2015年，財政部頒布的《中央部門預算績效目標管理辦法》就強調和提升政府性非營利組織財務信息公開披露的準確度和公開性，尤其是在業(yè)績預算計劃的量化和細化程度方面?；诒疚难芯繑?shù)據(jù)所涵蓋的81家非營利組織來看，組織收入中的財政撥款比例均值僅為49.8%，中位數(shù)為49.7%，這意味對于大多數(shù)非營利組織來說，半數(shù)以上的收入來自非營利組織自籌，非營利組織在某種程度上也需要像營利組織一樣，考慮組織內資源分配的籌劃。因此，雖然政府性非營利組織并不以營利為目的，但是與需要承擔公共責任的營利組織（例如上市公司）類似，其組織活動的特性也適用于利益相關者理論[10]。政府性非營利組織同樣需要面對政府、社會公眾、員工等多維利益相關者的壓力，如果想要最大限度從這些利益相關者獲得直接和間接的資源支持，就必須要向其合理讓渡適當?shù)睦妫峙湟欢ǖ馁Y源。

大量研究證據(jù)支持營利性組織的社會責任活動投入水平與組織的富余程度密切相關。沈洪濤（2007）基于1999年至2004年中國滬深兩市的石化塑膠行業(yè)上市公司的研究發(fā)現(xiàn)，進行社會責任披露的公司規(guī)模和盈利能力更好[11]；Li等（2013）基于2008年A股上市公司的分析同樣發(fā)現(xiàn)，市場績效更好的公司傾向于更多次數(shù)和更高質量的社會責任信息披露[12]。公司社會責任信息披露行為是公司社會責任活動的重要組成部分，而公司的規(guī)模和盈利水平特征是組織資源富余度的重要衡量指標，以上證據(jù)間接支持組織的資源富余度是組織社會責任投入的重要驅動因素。楊春方（2009）[9]的研究則直接證明中小企業(yè)的組織規(guī)模與社會責任投入水平同樣顯著正相關。本文認為非營利組織也面臨類似情形，即在資源富余度保證的前提下，才可以更多地向其利益相關者分配，據(jù)此，本文提出第一個研究假設：

假設1：非營利組織的資源富余度與其社會責任投入水平正相關。

2.政治關聯(lián)驅動假說

根據(jù)利益相關者理論，政府作為組織運營環(huán)境中重要的利益相關者，在組織活動的隱性資源供給中占有重要地位，尤其是在中國特色社會主義經濟背景下，政治關聯(lián)的作用更為凸顯。大量研究證據(jù)均支持政治關聯(lián)是影響組織社會責任投入水平的重要因素。在針對上市公司的社會責任信息披露的研究中，陶文杰等（2013）發(fā)現(xiàn)高政治關聯(lián)的民營公司更傾向進行公司社會責任披露，信息披露質量也較高[13]；王成方等（2013）發(fā)現(xiàn)政治干預會影響公司的自愿性社會責任披露行為，尤其是在政府干預程度較高的地區(qū)，此外，政府關聯(lián)程度較高的非國有公司的社會責任信息披露意愿也更為強烈[14]。同理，非營利組織在進行社會責任活動決策時，也會面臨類似的決策情境，當組織活動與政府關聯(lián)更強時，也需要考慮為社會責任活動分配更多的資源。據(jù)此，我們提出本文的第2個研究假設。

假設2：非營利組織的政治關聯(lián)程度與其社會責任投入水平正相關。

3.外部治理環(huán)境壓力驅動假說

本文的外部治理壓力是指媒體、民眾等公共勢力對于非營利組織的關注而導致的直接和間接的監(jiān)督壓力。外部治理環(huán)境是企業(yè)的社會責任活動的重要驅動因素，如Dhaliwal（2014）發(fā)現(xiàn)公司社會責任信息披露的質量受到公司所處地區(qū)的外部治理環(huán)境的影響[15]。對于非營利組織而言，組織所處地區(qū)的媒體、民眾輿論等組成的外部治理壓力也可能會影響到組織的社會責任。據(jù)此，我們提出本文的第3個研究假設。

假設3：非營利組織所面臨的外部治理環(huán)境壓力程度與其社會責任投入水平正相關。

三、研究設計

1.因變量

目前，在現(xiàn)有研究文獻中[16]，營利性組織的社會責任投入的衡量方式主要包括：（1）慈善捐贈水平；（2）環(huán)保支出水平；（3）員工福利支出水平；（4）第三方評級得分。當前政府非營利性組織的部門信息公開報告制度不要求非營利組織公布慈善捐贈數(shù)據(jù)，但是政府性非營利組織需要對其社會保障和就業(yè)支出、醫(yī)療衛(wèi)生與計劃生育支出、節(jié)能環(huán)保支出、住房保障支出等支出進行完整的披露。因此，我們使用以上維度對非營利組織的社會責任投入水平進行定義，并區(qū)分社會責任活動的性質[“軟（soft）”與“硬（hard）”]。參考Plumlee等（2015）[17]對社會責任活動“軟”、“硬”性質的定義，當一類社會責任活動存在法律法規(guī)的硬性規(guī)定，或者核心利益相關者此類社會責任活動的要求意愿越強，則此類社會責任投入的屬性就更偏向于“軟”。例如，相對于環(huán)保支出，職工福利支出面臨的法律法規(guī)等的直接壓力就更大，因此屬于性質更“軟”的社會責任投入，而環(huán)保支出屬于更“硬”的社會責任投入。據(jù)此，本文按照從“硬”到“軟”的順序，分別定義以下三種組織社會責任投入（OSR）指標：第一種范圍最?。ㄓ洖镺SR1），僅包括節(jié)能環(huán)保支出；第二種社會責任投入（OSR2）包括社會保障和就業(yè)支出、醫(yī)療衛(wèi)生與計劃生育支出；第三種（OSR3）則進一步包括住房保障支出。為了避免異方差問題的影響，每種投入指標均除以當期總支出再乘以100。

2.自變量設定

（1）非營利組織資源約束水平的衡量

組織規(guī)模是衡量組織資源程度富余度的重要方式。更大的組織規(guī)模意味著更高的組織聲譽、更低的融資約束，有利于組織利用多種融資渠道獲得現(xiàn)金流。對于非營利組織資源約束水平的衡量，我們使用非營利組織的收入規(guī)模（總收入的自然對數(shù)）進行代理。

（2）政治關聯(lián)衡量

在已有的公司社會責任研究中，公司高管的政治背景、政府補貼水平均被用于反映組織面臨的政治關聯(lián)或壓力水平。對于非營利組織而言，如果組織收入更多地依賴政府財政撥款，則意味著該組織對于政府的依賴程度更高，因此在社會責任投入決策時面臨更高的政治關聯(lián)和政治關聯(lián)影響。因此，本文使用政府財政撥款收入占組織總收入的比重來衡量非營利組織的政治關聯(lián)水平，財政撥款收入所占比重越高，代表組織的政治關聯(lián)水平越高。

（3）外部治理環(huán)境因素

針對非營利組織所受到的監(jiān)管水平，我們使用非營利組織所處省份的市場化指數(shù)進行衡量，根據(jù)前人的研究，市場化水平較高的地區(qū)，市場發(fā)育程度更高，區(qū)域內媒體、公眾治理和監(jiān)督水平也更高。因此，本文使用樊綱和王小魯（2011）[18]編制的市場化指數(shù)來衡量組織面臨外部治理環(huán)境因素。

3.分析模型

模型（1）中，因變量為OSR為非營利組織的社會責任投入水平，我們分別定義了3種不同的OSR；自變量Size為組織規(guī)模，使用總收入的自然對數(shù)衡量；GC為政治關聯(lián)變量，使用政府財政撥款占組織收入的比例進行衡量；FM為外部治理環(huán)境壓力變量，使用組織所在區(qū)域的市場化指數(shù)進行代理。

需要指出的是，如表1的描述性統(tǒng)計所示，第1和第2種社會責任投入指標OSR1和OSR2存在大量觀測值為0的樣本，即顯著的左側斷尾現(xiàn)象，如果使用普通最小二乘法對模型（1）進行估計會存在較大的偏倚，因此我們使用Tobit方法進行估計。此外，我們還使用普通最小二乘法對OSR1和OSR2取值不為0的樣本進行回歸分析，為評估三種驅動因素的作用提供參考。

4.數(shù)據(jù)來源

我國非營利組織包括民間組織、國有事業(yè)單位、人民團體、社會團體和未登記或轉登記團體5類。其中，對于組織信息的公共披露最為嚴謹和詳細的是事業(yè)單位類型的非營利組織，但是由于不同事業(yè)單位間的業(yè)務性質、范圍等特征存在重大差異，本文選用教育類事業(yè)單位作為樣本。通過手工收集和整理，原始樣本包括104所教育部等部委所屬高校的決算報告。在剔除存在缺失值的樣本后，本文分析所使用的樣本為81個。為了避免極端變異值的影響，本文對樣本進行了5%分位數(shù)的縮尾處理。

表1為本文所使用的81所高校的全樣本描述性統(tǒng)計。其中，第2至4行為因變量社會責任投入水平的3種形式，OSR1、OSR2和OSR3的均值分別為0.026、0.055和1.986，表示當期社會責任投入占組織總支出的0.026%、0.055%和1.986%。第5至6行為社會責任投入不為0的樣本的社會責任投入水平的描述統(tǒng)計，OSR1和OSR2的均值為0.073和0.113。第7行Size為組織規(guī)模變量，均值為12.55，中位數(shù)為12.59，說明對數(shù)化處理后的分布情況良好。第8行變量GC是政治關聯(lián)變量，其均值為0.498，說明本文所涉及研究樣本的總收入中近一半（平均比重49.8%）來源于政府財政撥款。第9行FM為外部治理環(huán)境壓力變量，均值為9.149，中位數(shù)為9.870，不存在嚴重的偏態(tài)分布。

表2為全體變量的Person相關性系數(shù)矩陣。從表2第2列可得知，3種社會責任投入變量OSR1、OSR2、OSR3均在5%以上水平正相關。其中，OSR1與OSR2的相關性系數(shù)為0.637（p<1%），但與OSR3的相關性系數(shù)僅為0.225（OSR2與OSR3的相關性系數(shù)為0.350），這與我們的預期保持一致，3種變量分別能夠表示性質從“硬”到“軟”的社會責任投入。在表2第5行中，組織規(guī)模變量Size與3種社會責任投入變量OSR1、OSR2、OSR3的相關性系數(shù)為-0.234、-0.305、-0.354，均在5%以上水平顯著，這與前文的資源富余度假說（假設1）并不一致，有待下文進一步深入分析。第6行政治關聯(lián)變量GC與社會責任投入變量OSR1、OSR2、OSR3的相關性系數(shù)分別為0.270（p<0.05）、0.099和0.292（p<0.01），這與我們前文的假設2保持一致，政治關聯(lián)程度與社會責任投入正相關；此外，政治關聯(lián)變量GC與組織規(guī)模變量之間的相關性為-0.468（p<0.01），說明規(guī)模更小的非營利組織更依賴政府財政撥款，政治關聯(lián)度更高。

四、分析結果

1.單變量分析結果

（1）資源富余度假說的檢驗

表3報告了針對假設1資源富余度假說的單變量分析結果。我們依據(jù)樣本組織規(guī)模的中位數(shù)水平將樣本區(qū)分為兩組，樣本的組織規(guī)模如果小于中位數(shù)，則被分入低資源富余度組（觀測數(shù)為40個），否則被分入高資源富余度組（觀測數(shù)為41個）。在表3第3至5行中，社會責任投入變量OSR1、OSR2、OSR3在低資源富余度組中的均值分別為0.040、0.080和2.283，而在高資源富余度組中的均值則僅有0.012、0.030和1.697，差異分別為0.028、0.050和0.586（均在5%以上水平顯著）。這意味著低資源富余度組比高資源富余度組在3種程度的社會責任投入上分別高出133.33%、34.53%和66.67%。表3第6至7行為社會責任投入不為0的樣本均值比較，低資源富余度組的社會責任投入OSR1和OSR2均值分為0.115和0.178，高出高資源富余度組的均值水平約1至1.5倍。這表明與假設1的預計相反，非營利組織的資源富余度與其社會責任投入水平負相關，而并不是正相關。

（2）政治關聯(lián)、政治關聯(lián)假說的驗證

表4為針對假設2政治關聯(lián)、政治關聯(lián)假說的單變量分析。同樣，我們使用政治關聯(lián)水平的中位數(shù)水平將樣本劃分入兩個子樣本組，其中低政治關聯(lián)水平組包含40個樣本，高政治關聯(lián)水平組包含41個樣本。社會責任投入變量OSR1、OSR2和OSR3在低政治關聯(lián)組的均值為0.008、0.040和1.674，而在高政治關聯(lián)組的均值高達0.044、0.068和2.292，差額比例約為450%、70%和37%。除了OSR2以外，OSR1和OSR3在兩組之間的均值差異均在1%以上水平顯著。在表4第6至7行，社會責任投入不為0的樣本分組測試中的結果與全樣本下的分組測試結果基本保持一致，高政治關聯(lián)組的OSR1和OSR2均值高達0.0111和0.140，是低政治關聯(lián)組均值0.025和0.085的4.44倍和1.65倍，差異分別在1%和10%以上水平顯著。以上證據(jù)初步支持假設2，即非營利組織的政治關聯(lián)程度與其社會責任投入水平正相關。

（3）外部治理環(huán)境壓力

表5為針對假設3外部治理環(huán)境假說的單變量分析。根據(jù)中位數(shù)水平將樣本分為低外部治理環(huán)境壓力組和高外部治理環(huán)境壓力組，前者包含35個子樣本，后者包含46個子樣本。如表5第3至5行所示，社會責任投入變量OSR1和OSR3在高外部治理環(huán)境壓力組的均值（0.025和1.883），相較于低外部治理環(huán)境壓力組的均值（0.027和2.122）更低，但是差異并不顯著。僅有社會責任投入變量OSR2的均值在高外部治理環(huán)境壓力組更高，差額為-0.034，在10%以上水平顯著。但是根據(jù)表5第6至7行，社會責任投入不為0的樣本在兩組之間的差異同樣不顯著。以上證據(jù)無法支持假設3的成立，說明外部治理環(huán)境的壓力水平與非營利組織的社會責任投入水平在單變量分析中沒有關聯(lián)。

2.回歸分析

為了提供更穩(wěn)健的分析證據(jù)，我們將以上3個因素展開回歸檢驗（即對模型（1）回歸），相關檢驗結果報告于表6中。表6列（1）至列（3）為基于全樣本的對模型（1）的回歸結果，列（1）至（3）的回歸結果所對應因變量分別為社會責任投入變量OSR1、OSR2、OSR3。由于OSR1和OSR2存在嚴重的左側斷尾（截斷點為0），因此使用Tobit估計方法；此外，我們還分別在列（4）和（5）中，基于變量OSR1和OSR2觀測值不為0的樣本對模型（1）進行回歸，判斷3個驅動因素對于非營利組織社會責任投入水平的影響，所對應的樣本量分別下降為29和39個。

針對資源富余度假說（假設1）的代理變量、組織規(guī)模變量Size的系數(shù)在列（1）至（5）的所有回歸中，系數(shù)均為負，分別為-0.003、-0.029、-0.393、-0.033、-0.090，但是僅在全樣本下因變量為OSR3[列（3）]時，顯著性在5%以上水平顯著；而在社會責任投入不為0時，系數(shù)在1%以上水平顯著，以上結果與前文表3單變量分析和表2相關性分析結果保持一致，組織規(guī)模與組織的社會責任投入水平呈現(xiàn)負相關關系，這與假設1的預期相反。對此，我們推測可能是以下原因造成的：組織規(guī)模與組織聲譽往往正相關，組織規(guī)模會影響到組織對其他利益相關者的資源供給議價能力。規(guī)模更大的非營利組織往往擁有更強的組織聲譽，這意味著，其在較少地向其他利益相關者分配資源的前提下，仍然能夠從其手中獲取所需的資源；此外，規(guī)模較大組織的自身資源也更為充裕，對于其他利益相關者所提供的資源需求更低，也不一定需要通過讓渡利益給他們來換取更多的資源。而對于規(guī)模較小的組織，通過向其他利益相關者讓渡一定的利益，投入更多的資源，可以更好地提升自身聲譽水平以及換取更多的其他利益相關者的資源補償。

針對假設2政治關聯(lián)假說的回歸分析，首先基于全樣本進行回歸，在列（1）至（3）中，政治關聯(lián)代理變量GC的系數(shù)均為正，分別為0.211、0.054和1.133，但不顯著。在列（4）中，基于OSR1不等于0的樣本進行的回歸中，GC的系數(shù)為0.336，且在5%以上水平顯著；但是在列（5）中，基于OSR2不等于0的樣本進行的回歸中，GC的系數(shù)為負（-0.184），但并不顯著。以上證據(jù)在一定程度上仍與前文表4和表2的分析結果保持一致，支持假設2，即組織的政治關聯(lián)與其社會責任投入正相關。

最后，針對假設3外部治理環(huán)境壓力的回歸分析，市場化指數(shù)變量FM的系數(shù)在除了列（3）以外的其余各列中的系數(shù)均為正，但是在所有分析中均無法通過顯著性檢驗，這與我們在前文表（5）中的單變量分析結果保持一致，假設3難以成立，即外部治理環(huán)境壓力難以成為組織社會責任投入的驅動因素。

3.穩(wěn)健性檢驗

出于穩(wěn)健性的考慮，本文還進行了以下穩(wěn)健性檢驗，（1）針對資源富余度假說，使用非營利組織年度總收入的自然對數(shù)作為組織規(guī)模的代理變量，穩(wěn)健性回歸結果與主分析保持一致；（2）在回歸模型中加入更多的控制變量，包括高校學生數(shù)量的自然對數(shù)、高校所屬區(qū)域、決算支出與收入比，由于學生數(shù)量總數(shù)存在缺失值，樣本數(shù)由81個下降至64個，但是穩(wěn)健性回歸結果仍與主分析保持一致。

五、結論

本文基于2014年81所部委所屬高校的決算數(shù)據(jù)，從組織資源富余度、政治關聯(lián)、外部治理環(huán)境壓力三個方面對非營利組織的社會責任驅動因素展開了實證研究。對于組織社會責任投入，分別設定了3種性質和范圍不同的社會責任投入變量。首先，我們利用組織規(guī)模來衡量組織富余度，發(fā)現(xiàn)組織規(guī)模與其社會責任投入水平呈現(xiàn)負相關，說明資源富余度并不能夠驅動非營利組織的社會責任投入。隨后，我們使用財政收入占非營利組織總收入的比例來衡量組織的政治關聯(lián)程度，發(fā)現(xiàn)政治關聯(lián)與組織的社會責任投入水平正相關，政治關聯(lián)因素是重要的社會責任投入驅動力。最后，我們使用非營利組織所處區(qū)域的市場化指數(shù)代理組織面臨的外部治理環(huán)境壓力，發(fā)現(xiàn)外部環(huán)境壓力對組織社會責任投入并沒有顯著影響。本文的研究表明非營利組織的社會責任驅動因素與已有文獻所關注的營利性組織（主要是上市公司）存在較大差異，資源富余度、外部治理環(huán)境壓力并不會驅動非營利組織加大對社會責任活動的投入。本文的研究有助于豐富對于非營利組織社會責任投入驅動因素的認識。

本文的局限性主要在于：在資源富余度假說的驗證方面，限于數(shù)據(jù)可獲得性因素，無法獲得與組織資產負債、融資等具體財務數(shù)據(jù)（根據(jù)現(xiàn)有政府性非營利組織規(guī)定，無須向社會公開具體財務報表），因此本文僅能使用組織收入和支出規(guī)模來衡量組織資源的富余度。此外，由于客觀原因，本文涉及的數(shù)據(jù)僅為2014年的截面數(shù)據(jù)，本文的結論有待于進一步的面板數(shù)據(jù)檢驗。

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Abstract：Based on the data of financial reports of 81 CED and others universities in 2014 year， the driving influence of organization size， political connection and external governance environment on Organization Social Responsibility （OSR） of Non-Profit Organization （NPO）. Empirical evidences suggest that the organization size reduces OSR level， and the political connection may have positive relationship with OSR. Whereas， the external governance environment shows no impact on OSR.

Key words：non-profit organization；organization social responsibility；non-financial performance

責任編輯：張士斌