黃荷暑，王雨昕

（安徽大學 商學院，安徽 合肥230601）

一、引言

2020年初，因新冠肺炎疫情，企業(yè)受到極大沖擊。面對經(jīng)濟的下行與現(xiàn)階段高質量發(fā)展的要求，企業(yè)當務之急是提高生產(chǎn)效率，在既有要素投入不變的情況下達到最大產(chǎn)出，使全要素生產(chǎn)率（Total Factor Productivity，TFP）達到最優(yōu)。全要素生產(chǎn)率是指單位投入的產(chǎn)出水平，通常被視為除勞動、資本等要素投入外的技術進步和管理技能帶來的“剩余”[1]，不論對微觀企業(yè)價值創(chuàng)造還是對宏觀經(jīng)濟增長都具有重要的意義[2]。李克強總理在2015年《政府工作報告》中提出要“增加研發(fā)投入，提高全要素生產(chǎn)率”，這是中國政府報告中首次提出“全要素生產(chǎn)率”這一概念。十九大報告進一步指出，要“推動經(jīng)濟發(fā)展質量變革、效率變革、動力變革，提高全要素生產(chǎn)率”。2019年7月，國務院發(fā)展研究中心“高質量發(fā)展的目標要求和戰(zhàn)略重點”課題組的《調查研究報告》（2019年第107號）再次強調，要以提升全要素生產(chǎn)率為重點推動高質量發(fā)展。

已有文獻較多關注了宏觀因素對全要素生產(chǎn)率的影響，如稅收征管[3]、節(jié)能減排[4]、環(huán)境規(guī)制[5]等。社會責任行為既是微觀企業(yè)管理層決策的結果，又對宏觀環(huán)境具有正外部性，可能也是全要素生產(chǎn)率的重要影響因素。此外，現(xiàn)有文獻多從財務績效視角考察社會責任的經(jīng)濟后果[6]，財務績效往往易被操控且無法充分反映企業(yè)價值增值路徑，全要素生產(chǎn)率則主要綜合企業(yè)勞動、資本和產(chǎn)出等非利潤指標測度而得，衡量企業(yè)既定生產(chǎn)要素投入下最大化產(chǎn)出的能力，難以被操縱，因而更能真實反映企業(yè)的經(jīng)營績效[7]。Ferrando 和Ruffieri（2018）[8]的研究表明，資源約束和技術創(chuàng)新是企業(yè)全要素生產(chǎn)率的最直接影響因素。因此，企業(yè)社會責任也可能通過獲取銀行信貸和政府補助等外部資源，緩解融資約束，促進技術創(chuàng)新[9]，最終帶來企業(yè)全要素生產(chǎn)率的提升。

區(qū)別于已有文獻，本文試圖從外部資源獲取和技術創(chuàng)新的視角，通過中介效應檢驗，深入考察企業(yè)社會責任影響全要素生產(chǎn)率的作用機制，以檢驗企業(yè)社會責任是否優(yōu)化了資源在企業(yè)內(nèi)部的配置效率，并為實現(xiàn)企業(yè)與社會共贏的社會責任模式提供經(jīng)驗證據(jù)。

本文選取2008—2017年滬深A股公司為研究樣本，使用Cobb-Douglas生產(chǎn)函數(shù)法（C-D生產(chǎn)函數(shù)法）與Levinsohn-Petrin法（LP法）度量全要素生產(chǎn)率，實證檢驗企業(yè)社會責任對全要素生產(chǎn)率的影響及其作用路徑。

二、研究假設

（一）企業(yè)社會責任與全要素生產(chǎn)率

全要素生產(chǎn)率的提高涉及到企業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營的全過程，包括員工、供應商、顧客、政府等利益相關者，而社會責任正是對這些利益相關者負責。蘇冬蔚和賀星星（2011）[10]基于新制度經(jīng)濟學的視角提出企業(yè)社會責任是市場經(jīng)濟條件下利益相關者對企業(yè)逐利行為的一種非正式約束制度，引導企業(yè)不斷通過權衡社會資本的邊際收益和社會責任的邊際成本優(yōu)化內(nèi)在價值，從而實現(xiàn)生產(chǎn)效率的提高。Becchetti和Trovato（2011）[11]研究發(fā)現(xiàn)，企業(yè)社會責任產(chǎn)生的成本可能會被一些潛在的諸如作為產(chǎn)品質量信號、滿足消費者需求、關注員工內(nèi)在動機以及最小化交易成本等方面的積極影響所抵消，因而不會顯著降低企業(yè)生產(chǎn)效率。如Aguilera等（2007）[12]發(fā)現(xiàn)企業(yè)對員工的績效、安全以及人文關懷等方面的投入，可以有效提升員工的工作滿意度和工作效率。Jones等（2010）[13]以芬蘭一家食品加工廠為例，發(fā)現(xiàn)當引入績效工資后，生產(chǎn)率從9%提高至20%。因此，本文提出如下假設：

H1：企業(yè)社會責任有利于提升全要素生產(chǎn)率。

（二）企業(yè)社會責任、外部資源獲取與全要素生產(chǎn)率

現(xiàn)有研究認為，僅依靠內(nèi)部資金，企業(yè)無法通過固定資產(chǎn)、存貨以及研發(fā)等投資來提高自身的生產(chǎn)率。由于融資約束的存在，當資金不足時企業(yè)往往會放棄有利的投資機會，進而影響到最優(yōu)生產(chǎn)決策，最終導致資源配置扭曲，生產(chǎn)率降低[14]。對企業(yè)而言，社會責任行為是緩解融資約束的有效手段。首先，擁有良好社會責任評價的公司能夠獲取金融機構的信任，從而獲得更多的借款金額或更低的貸款成本。Cheung 等（2018）[15]研究表明，在利益相關者導向程度較高的國家，企業(yè)社會責任表現(xiàn)越好，貸款成本越低。其次，企業(yè)可通過社會責任建立良好的政企關系，獲取政府補助[16]。政府需要對轄區(qū)負責以完成考核指標或謀取地區(qū)發(fā)展，企業(yè)可以通過社會責任行為在一定程度上給予地方政府支持和幫助，如承擔環(huán)境治理類PPP項目以滿足政府對干凈社區(qū)環(huán)境的目標，或者支持政府舉辦的公益項目滿足政府關懷居民的目標，基于互惠交換原則，政府會給予企業(yè)一定的財政補貼等政策性資源。綜上分析，企業(yè)社會責任能夠通過增加金融機構信任度，獲得更多銀行借款或政府補助，緩解融資約束，進而提高全要素生產(chǎn)率。因此，本文提出如下假設：

H2a：企業(yè)社會責任能夠通過獲取銀行信貸提升全要素生產(chǎn)率；

H2b：企業(yè)社會責任能夠通過獲取政府補助提升全要素生產(chǎn)率。

（三）企業(yè)社會責任、技術創(chuàng)新與全要素生產(chǎn)率

在新古典經(jīng)濟增長模型中，全要素生產(chǎn)率是技術進步對經(jīng)濟增長貢獻的外在體現(xiàn)[17]，因此，技術進步是全要素生產(chǎn)率增長的直接來源，而技術進步離不開企業(yè)的創(chuàng)新活動。Bengoa等（2017）[18]以西班牙各區(qū)域為研究對象，發(fā)現(xiàn)公共研發(fā)資本顯著提高了生產(chǎn)率，并且從技術進口中獲益匪淺。Huang等（2019）[19]從中國省級面板數(shù)據(jù)出發(fā)，發(fā)現(xiàn)研發(fā)活動從企業(yè)自身研發(fā)和享受技術溢出紅利兩方面引起技術進步，從而增加企業(yè)的全要素生產(chǎn)率。社會責任活動有助于構建廣泛的利益相關者網(wǎng)絡，幫助企業(yè)獲取競爭優(yōu)勢，保障企業(yè)創(chuàng)新活動順利進行。一方面，社會責任可以從利益相關者處獲取更多的資源，為企業(yè)提供充足的研發(fā)資金，而不必擠占生產(chǎn)運營必須的資金，刺激研發(fā)創(chuàng)新；另一方面，良好的社會責任實踐可以增加企業(yè)共享利益相關者外部知識的機會，以此補充企業(yè)的內(nèi)部知識，促進技術創(chuàng)新。因此，企業(yè)社會責任有利于營造互惠互利的利益相關者氛圍，激勵技術創(chuàng)新，從而提升全要素生產(chǎn)率。因此，本文提出如下假設：

H3：企業(yè)社會責任能夠通過促進技術創(chuàng)新提升全要素生產(chǎn)率。

三、研究設計

（一）樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

本文選取披露社會責任報告的滬深A股上市公司作為研究樣本，樣本期間為2008—2017年，并根據(jù)以下標準進行篩選刪除：（1）樣本年份員工數(shù)少于100的公司；（2）金融行業(yè)公司；（3）ST類公司；（4）數(shù)據(jù)缺失的公司。最終，本文得到5 285個觀測值。文中企業(yè)社會責任評分數(shù)據(jù)來源于潤靈環(huán)球責任評級數(shù)據(jù)庫，企業(yè)性質和交易狀態(tài)數(shù)據(jù)來源于CCER數(shù)據(jù)庫，其余數(shù)據(jù)均來源于CSMAR數(shù)據(jù)庫。為避免極端值影響，本文對所有連續(xù)型變量均進行1%水平的Winsorize處理。

（二）變量定義

選取的變量及具體變量定義如表1所示。

表1 變量定義

（三）研究模型

為驗證上述假設，本文構建如下研究模型（1）：

進一步地，為檢驗社會責任影響全要素生產(chǎn)率的機制，本文使用中介模型進行檢驗，由于中介模型第一步與模型（1）一致，故在此基礎上構建如下模型（2）和（3），與模型（1）共同組成中介模型。其中，MEDIATE為中介變量，包括銀行信貸LOAN、政府補助SUBSIDY和技術創(chuàng)新INNO：

四、實證分析

（一）描述性統(tǒng)計分析

TFP_OLS的均值為0.275，標準差為1.250；TFP_LP的均值為5.923，標準差為1.259，說明不同企業(yè)的全要素生產(chǎn)率存在一定程度差距。CSR的標準差為12.140，四分之三分位數(shù)為44.515，說明企業(yè)社會責任總體得分不高。政府補助SUBSIDY 的各數(shù)值（均值16.855，標準差1.875）與銀行借款LOAN（均值21.034，標準差2.075）相近，表明政府補助也是企業(yè)的重要資金來源之一。INNO的中位數(shù)為3.466，標準差為1.651，意味著企業(yè)對技術創(chuàng)新的重視程度不同，企業(yè)間的發(fā)展導向存在較大差異。以上結果因篇幅限制未予顯示。

（二）主要變量的相關性分析

CSR 與全要素生產(chǎn)率的兩種度量方式TFP_OLS 和TFP_LP 的相關系數(shù)均在1%水平上顯著為正，說明企業(yè)社會責任與全要素生產(chǎn)率正相關，初步驗證了假設H1。中介變量LOAN、SUBSIDY、INNO與CSR的相關系數(shù)均正向顯著，表明社會責任越高，企業(yè)獲得的銀行信貸與政府補助越多、進行的研發(fā)活動越多且越有質量。并且，LOAN、SUBSIDY、INNO 與TFP_OLS、TFP_LP 的相關系數(shù)均正向顯著，說明企業(yè)社會責任可以通過銀行信貸、政府補助和技術創(chuàng)新提高全要素生產(chǎn)率，與假設H2、假設H3的預期一致。以上結果因篇幅限制未予顯示。

（三）企業(yè)社會責任與全要素生產(chǎn)率的多元回歸結果

表2 企業(yè)社會責任與全要素生產(chǎn)率

表2報告了企業(yè)社會責任與全要素生產(chǎn)率的回歸結果?？梢钥闯?，無論被解釋變量為TFP_OLS還是為TFP_LP，CSR的系數(shù)均為正且在1%水平上顯著，說明企業(yè)通過履行社會責任可以有效提高全要素生產(chǎn)率，證實了假設H1的成立。此外，在控制變量方面，資產(chǎn)負債率更低、固定資產(chǎn)占比更低、市賬比更高、上市存活時間越長、股權集中度高、董事會規(guī)模越大、存在兩職合一現(xiàn)象、擁有較好區(qū)域經(jīng)濟環(huán)境的企業(yè)其全要素生產(chǎn)率更高。

（四）企業(yè)社會責任與全要素生產(chǎn)率：外部資源獲取的中介效應

表3和表4為企業(yè)社會責任通過外部資源獲取影響全要素生產(chǎn)率的實證檢驗結果，表3以銀行信貸為中介變量，表4以政府補助為中介變量。表3的結果顯示，當被解釋變量為TFP_OLS時，列（1）和（2）中CSR系數(shù)顯著為正，列（3）中CSR 的系數(shù)仍然顯著為正但系數(shù)和顯著性水平均較列（1）有所下降，且Sobel Z 值為9.465，具有統(tǒng)計意義上的顯著性；當被解釋變量為TFP_LP 時，列（4）和（5）中CSR 系數(shù)顯著為正，列（6）中CSR的系數(shù)仍然顯著為正但系數(shù)和顯著性水平均較列（4）有所下降，Sobel Z值為8.793，也具有統(tǒng)計顯著性，表明銀行信貸LOAN在企業(yè)社會責任與全要素生產(chǎn)率之間產(chǎn)生部分中介效應，假設H2a成立。表4的結果顯示，不論被解釋變量為TFP_OLS，還是TFP_LP，政府補助SUBSIDY均通過了“企業(yè)社會責任—政府補助—全要素生產(chǎn)率”的中介效應檢驗，Sobel Z值分別為10.339和10.639，假設H2b成立。

表3 企業(yè)社會責任—銀行信貸—全要素生產(chǎn)率

（五）企業(yè)社會責任與全要素生產(chǎn)率：技術創(chuàng)新的中介效應

表5為企業(yè)社會責任通過技術創(chuàng)新影響全要素生產(chǎn)率的實證檢驗結果。當被解釋變量為TFP_OLS時，列（1）和（2）中CSR的系數(shù)顯著為正，列（3）中CSR的系數(shù)仍然顯著為正但系數(shù)和顯著性水平均較列（1）有所下降，且Sobel Z值為9.196，在統(tǒng)計上顯著，表明技術創(chuàng)新在企業(yè)社會責任對全要素生產(chǎn)率的影響中存在部分中介效應；當被解釋變量為TFP_LP 時，技術創(chuàng)新的部分中介效應依然成立，且Sobel Z 值為9.963。上述實證結果表明企業(yè)社會責任可以通過促進技術創(chuàng)新提高全要素生產(chǎn)率，假設H3成立。

表5 企業(yè)社會責任—技術創(chuàng)新—全要素生產(chǎn)率

五、穩(wěn)健性檢驗

為解決變量度量帶來的誤差，本文使用Olley和Pakes提出的半?yún)?shù)OP法，以企業(yè)當期投資作為不可觀測生產(chǎn)率沖擊的代理變量測算全要素生產(chǎn)率，對提出的假設重新檢驗，實證結果與前文無實質性變化，表明本文的結論是穩(wěn)健的。

考慮到企業(yè)社會責任報告披露可能存在樣本自選擇問題，造成估計偏誤，因此本文使用Heckman兩步法重新檢驗，選取同年度同地區(qū)其他公司是否披露社會責任報告的均值充當排除性約束變量。在控制樣本自選擇問題后，CSR與TFP_OLS、TFP_LP的系數(shù)均顯著為正，與前文結論一致。以上回歸結果因篇幅限制未予顯示。

六、結論

本文以2008—2017年滬深A股上市公司為樣本，對社會責任是否提高了全要素生產(chǎn)率及其影響機制進行了實證檢驗。研究發(fā)現(xiàn)：（1）企業(yè)社會責任對全要素生產(chǎn)率具有積極作用，在使用Heckman兩階段法控制樣本自選擇問題后結果無實質性變化。（2）企業(yè)社會責任可通過獲取外部資源和提升技術創(chuàng)新提高全要素生產(chǎn)率。

本文的邊際貢獻：（1）已有研究較少關注微觀因素對全要素生產(chǎn)率的影響，本文從微觀企業(yè)自主決策行為出發(fā)，考察了企業(yè)社會責任與全要素生產(chǎn)率之間的關系，豐富了全要素生產(chǎn)率影響因素的研究。（2）本文揭示了企業(yè)社會責任通過外部資源獲取和技術創(chuàng)新提升全要素生產(chǎn)率，從資源配置效率的角度檢驗了企業(yè)社會責任的真實經(jīng)濟后果，為企業(yè)能夠通過社會責任行為實現(xiàn)企業(yè)與社會雙贏提供經(jīng)驗證據(jù)。

本文研究的啟示意義：（1）本文的研究表明當前中國企業(yè)的社會責任行為并非是高投入低回報的短期性行為。社會責任通過對企業(yè)資源的再分配提高了資源的投入產(chǎn)出效益，實現(xiàn)了資源配置功能，意味著社會責任活動是有利于企業(yè)價值的提升、實現(xiàn)企業(yè)和社會雙贏的持續(xù)性行為，有助于為企業(yè)自身和社會公眾客觀評價社會責任提供證據(jù)。（2）社會責任報告作為重要的非財務報告信息，受到了廣泛關注，監(jiān)管機構等應完善現(xiàn)有社會責任報告的披露機制，提高信息披露質量。