袁冬梅 王海嬌 肖金利

摘 要：以2010—2018年A股上市公司為研究樣本，考察機構(gòu)投資者持股對企業(yè)社會責任的影響及其作用機制。研究發(fā)現(xiàn)，機構(gòu)投資者持股對企業(yè)承擔社會責任有顯著的促進作用，使用工具變量控制模型的內(nèi)生性及Heckman兩階段模型校正樣本的選擇性偏差后，該結(jié)論依然穩(wěn)健。就作用機制而言，機構(gòu)投資者提升企業(yè)社會責任表現(xiàn)的途徑主要是通過改善公司的信息環(huán)境和優(yōu)化公司的治理結(jié)構(gòu)。異質(zhì)性分析表明，相較于民營企業(yè)，機構(gòu)投資者對國有企業(yè)社會責任的影響更大;此外，不同類型的機構(gòu)投資者對企業(yè)社會責任的影響存在差異，壓力抵制型機構(gòu)投資者對企業(yè)社會責任有顯著的正向影響，而壓力敏感型機構(gòu)投資者則相反。

關鍵詞：機構(gòu)投資者;企業(yè)社會責任;信息透明度;公司治理

基金項目：國家自然科學基金青年項目“文化認同與商業(yè)信用：影響機理及經(jīng)濟后果”（71902168）。

[中圖分類號] M14? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? [文章編號] 1673-0186（2021）010-0082-026

[文獻標識碼] A? ? ? [DOI編碼] 10.19631/j.cnki.css.2021.010.008

隨著利益相關者理論的提出，企業(yè)社會責任（CSR）在全世界范圍內(nèi)受到了極大的關注，我國證券監(jiān)管部門和企業(yè)也越來越重視企業(yè)社會責任。如自2008年起，上海證券交易所要求部分上市公司在披露年報的同時披露企業(yè)社會責任報告。據(jù)潤靈環(huán)球統(tǒng)計，2009—2018年我國A股上市公司企業(yè)社會責任報告發(fā)布數(shù)量從471份增長到851份，其中2018年度自愿披露企業(yè)社會責任報告的上市公司數(shù)量更是首次超過應該披露的上市公司數(shù)量，達到444家。這說明近年來我國上市企業(yè)社會責任意識逐漸改善，但現(xiàn)實中上市企業(yè)損害利益相關者權(quán)益的現(xiàn)象并不鮮見，如企業(yè)污染物排放超標導致霧霾日益嚴重、財務造假事件層出不窮、生物疫苗造假等。但從潤靈環(huán)球和和訊網(wǎng)的統(tǒng)計數(shù)據(jù)來看，近年來上市企業(yè)社會責任總體評分仍然較低，履行社會責任的總體質(zhì)量令人擔憂。而從長期來看，企業(yè)積極履行社會責任不僅能降低企業(yè)風險且能增加企業(yè)價值[1-2]，長期收益遠大于企業(yè)社會責任投資成本。因此，如何進一步增強企業(yè)履行社會責任的意愿、改善企業(yè)社會責任表現(xiàn)，值得學術界進行深入的研究。

隨著我國資本市場開放力度的不斷加大，如“滬港通”“深港通”交易制度的先后實施，我國機構(gòu)投資者已經(jīng)在大部分上市公司中占據(jù)著前十大股東的地位，在資本市場上扮演著十分重要的角色。然而目前，學術界對企業(yè)社會責任影響因素的研究主要集中在公司治理體系、公司財務特征、外部利益相關者、外部法制環(huán)境、行業(yè)競爭、高管特征等方面[3-6]。雖然也有部分學者開始研究機構(gòu)持股對企業(yè)社會責任的影響，但研究主體大都以成熟的歐美資本市場為主[7-8]，鮮有文獻研究我國機構(gòu)持股與企業(yè)社會責任之間的關系，深入分析兩者之間作用機制的文獻就更少了。鑒于此，本文以2010—2018年A股上市公司為研究樣本，實證檢驗機構(gòu)投資者持股對上市企業(yè)社會責任的影響并進一步分析了兩者之間的內(nèi)在機理。

本文研究發(fā)現(xiàn)，機構(gòu)持股對于企業(yè)社會責任表現(xiàn)有顯著的正向影響，在股權(quán)集中度相對分散的企業(yè)中，機構(gòu)持股對企業(yè)社會責任的影響更大;同時，企業(yè)的信息環(huán)境在機構(gòu)投資者影響企業(yè)社會責任的過程中起著部分中介作用。因此，一方面機構(gòu)投資者可能通過行使投票權(quán)的方式參與公司治理，執(zhí)行監(jiān)管者的角色以影響與企業(yè)社會責任有關的決策;另一方面可能通過降低外部投資者與企業(yè)之間的信息不對稱，提升企業(yè)信息披露的透明度，進而驅(qū)動上市公司承擔更多的社會責任。進一步，本文區(qū)分企業(yè)產(chǎn)權(quán)性質(zhì)和機構(gòu)投資者類型進行異質(zhì)性分析，發(fā)現(xiàn)相較于民營企業(yè)，機構(gòu)投資者對國有企業(yè)履行社會責任的促進作用更大;不同類型的機構(gòu)投資者對企業(yè)社會責任的影響存在差異，壓力抵制型機構(gòu)投資者對企業(yè)社會責任有顯著的正向影響，而壓力敏感型投資者則相反。

與以往研究相比，本文的邊際貢獻主要表現(xiàn)在以下幾個方面：第一，本文較為全面地從機構(gòu)投資者的視角分析了股權(quán)結(jié)構(gòu)對企業(yè)社會責任的影響，為企業(yè)社會責任影響因素的研究提供了新的證據(jù);第二，本文進一步研究了機構(gòu)投資者影響企業(yè)社會責任的內(nèi)在機理，發(fā)現(xiàn)機構(gòu)投資者促進企業(yè)承擔社會責任的途徑主要是通過提高公司的信息透明度及優(yōu)化公司的治理結(jié)構(gòu)，從而影響與企業(yè)社會責任相關的決策;第三，本文結(jié)合我國特有的產(chǎn)權(quán)制度，考察了國有企業(yè)與民營企業(yè)在社會責任承擔上的差異;第四，本文將“滬深300指數(shù)”作為機構(gòu)持股的工具變量，一定程度緩解了模型的內(nèi)生性問題。

一、 文獻回顧與研究假設

本部分從機構(gòu)投資者持股與企業(yè)社會責任、機構(gòu)投資者影響企業(yè)社會責任的作用機制和產(chǎn)權(quán)性質(zhì)、機構(gòu)異質(zhì)性與企業(yè)社會責任三個角度對以往文獻進行梳理總結(jié)，并在此基礎上提出本文的研究假設。

（一）機構(gòu)投資者持股與企業(yè)社會責任

對于機構(gòu)持股與企業(yè)社會責任之間的關系，大部分研究集中在企業(yè)層面的企業(yè)社會責任如何影響機構(gòu)持股，僅有少部分文獻關注機構(gòu)持股對企業(yè)社會責任的影響。如費爾南多（Fernando）等①發(fā)現(xiàn)機構(gòu)投資者傾向于投資中立企業(yè)，而較少投資綠色企業(yè)和污染業(yè)。查瓦（Chava）發(fā)現(xiàn)，機構(gòu)持股與環(huán)境問題負相關[9]。吉蘭（Gillan）則發(fā)現(xiàn)，機構(gòu)投資者不太可能投資環(huán)境社會責任得到改善的公司股票①。上述學者只關注了CSR中的環(huán)境方面，也有一些學者以CSR整體作為研究對象，如洪和卡佩奇克（Hong and Kacperczyk）發(fā)現(xiàn)養(yǎng)老基金機構(gòu)投資者可能不會持有“罪惡股票”[10];諾夫辛格（Nofsinger）的研究發(fā)現(xiàn)機構(gòu)投資者的投資組合傾向于避免關注有CSR問題的股票，但投資組合也并不傾向于投資有CSR優(yōu)勢的股票②;斯塔克斯（Starks）則發(fā)現(xiàn)，具有更好ESG③配置的公司傾向于擁有更長投資期限的投資者[11]。國內(nèi)方面，汪忠等、黎文靖等分別發(fā)現(xiàn)，機構(gòu)持股受到了企業(yè)社會責任、環(huán)境績效的影響[12-13]。上述文獻均認為企業(yè)社會責任履行表現(xiàn)會對機構(gòu)投資者的投資偏好產(chǎn)生影響，但上述研究可能忽略了一個重要的問題，即企業(yè)承擔社會責任未必是企業(yè)內(nèi)生的偏好，畢竟企業(yè)的經(jīng)營目標是實現(xiàn)股東價值最大化，而履行社會責任在短期內(nèi)可能會增加企業(yè)的成本支出，從而不利于企業(yè)利潤最大化目標的實現(xiàn)。

在考察機構(gòu)持股對企業(yè)社會責任影響的少量文獻中，紐鮑姆和扎赫拉（Neubaum and Zahra）發(fā)現(xiàn)機構(gòu)長期持股與企業(yè)社會責任履行情況顯著正相關[14]。戴克（Dyck）等利用跨國樣本，研究發(fā)現(xiàn)機構(gòu)所有權(quán)與環(huán)境和社會績效正相關，機構(gòu)投資者推動了全球企業(yè)的環(huán)境和社會績效[7]。陳濤（Tao Chen）等利用美國Russell 3000數(shù)據(jù)，構(gòu)建兩階段工具變量模型，發(fā)現(xiàn)機構(gòu)持股比例的提升確實可以改善企業(yè)社會責任表現(xiàn)[8]。國內(nèi)方面，目前很少有學者直接研究兩者之間的因果關系，王海妹等將企業(yè)社會責任分為環(huán)境、員工、消費者、社區(qū)、其他等五個方面并對其進行打分，發(fā)現(xiàn)機構(gòu)持股對于企業(yè)承擔社會責任有顯著的正向影響[15]。何丹等利用市場化指數(shù)代替制度變量，研究了在不同制度環(huán)境下，不同類型機構(gòu)投資者持股與企業(yè)社會責任的關系[16]。上述文獻均表明，機構(gòu)持股對企業(yè)承擔社會責任有正向的驅(qū)動作用，但是上述文獻沒有對機構(gòu)投資者改善企業(yè)社會責任表現(xiàn)的動機和能力進行清晰的闡述，因而難以進一步探究機構(gòu)投資者影響企業(yè)社會責任的內(nèi)在機制。此外，上述文獻也沒有解決這兩者之間的內(nèi)生性問題。

機構(gòu)投資者是否影響以及如何影響企業(yè)社會責任的表現(xiàn)取決于機構(gòu)投資者是否有足夠的激勵和能力去參與公司治理，進而影響企業(yè)社會責任投資的有關決策。本文主要依據(jù)成本效益理論和委托代理理論來闡述機構(gòu)投資者影響企業(yè)社會責任的動機和能力?，F(xiàn)有研究表明，由于在資金規(guī)模和信息方面具有優(yōu)勢，機構(gòu)投資者一向被視為“成熟投資者”，更有能力和動機去影響公司的投資決策。此外，相較于其他股東，機構(gòu)投資者通常傾向于長期持股，更加關注企業(yè)的可持續(xù)發(fā)展能力和長遠發(fā)展前景[17-18]。機構(gòu)投資者影響企業(yè)社會責任的能力主要體現(xiàn)在其可以憑借信息優(yōu)勢和強勢的投票權(quán)力對管理層實施更有效的監(jiān)管，從而對企業(yè)社會責任相關的決策、實施等產(chǎn)生影響。機構(gòu)投資者改善企業(yè)社會責任表現(xiàn)的動機則主要體現(xiàn)在經(jīng)濟回報和風險管理兩方面。關于經(jīng)濟回報，可以從收益和成本兩個方面來分析。收益方面，長期來看，企業(yè)積極承擔社會責任對企業(yè)的財務績效有正向影響，能增加企業(yè)價值，最終給機構(gòu)投資者帶來更高的投資收益。麥基（Mackey）等發(fā)現(xiàn)，上市公司承擔社會責任可以最大化公司的市場價值[1];施尼茨和愛潑斯坦（Schnietz and Epstein）、卡羅爾和沙巴納（Carroll and Shabana）、溫素彬和方苑、張兆國等、涂紅和鄭淏也均從各自角度報告了二者的正相關關系[19-23]。關于成本問題，主要體現(xiàn)在“用腳投票”帶來的高成本以及代理成本的降低。陳（Chen）等、李維安和李濱研究發(fā)現(xiàn)，當機構(gòu)投資者持股超過一定比例時，傳統(tǒng)的“用腳投票”將導致較高的交易成本[24-25]，這主要是因為短時間內(nèi)大量拋售股票可能會導致股價大跌，從而給機構(gòu)所有者帶來較高的退出成本及搜尋成本。因此，機構(gòu)投資者逐漸從“用腳投票”轉(zhuǎn)向“用手投票”①，積極參與到公司治理中來[26]。此外，根據(jù)委托代理理論，機構(gòu)所有者與管理層存在利益沖突，并由此產(chǎn)生了第一類代理問題，即管理層可能會利用信息優(yōu)勢做出損害公司長遠利益的企業(yè)社會責任決策，帶來諸如環(huán)境污染、食品安全等社會責任問題。為了減少代理成本，機構(gòu)投資者也更有動力對企業(yè)的社會責任決策的制定、執(zhí)行情況進行監(jiān)督。關于風險管理，機構(gòu)投資者將“可持續(xù)責任投資”作為一種降低“公司負外部性”所帶來的公司風險的管理手段。由于機構(gòu)投資者通常持有的是代表整個資本市場的長期投資組合，因此不可避免地要承受來自公司負面外部性的風險，故積極影響投資組合公司的CSR承諾從而最大限度地降低其可能面臨的風險，事關機構(gòu)投資者的核心利益[2，27]。綜上可知，機構(gòu)投資者不僅具有促進企業(yè)社會責任投資的動機，更具這種能力。

上述文獻分析表明，機構(gòu)投資者既有動機也有能力通過公司治理渠道，來影響企業(yè)社會責任投資，那么機構(gòu)投資者參與公司治理的效果是否理想呢？而這直接關系到機構(gòu)投資者能否對企業(yè)社會責任履行產(chǎn)生實質(zhì)性影響。既有文獻表明，機構(gòu)投資者的公司治理效力已經(jīng)得到了有效提升。機構(gòu)投資者通過積極參與公司治理以維護自身利益，包括通過加強對管理層的監(jiān)督、通過提案來減少管理層的短視自利行為[8，26，28]。此外，機構(gòu)投資者在改善企業(yè)的盈余質(zhì)量[29]、降低代理成本[25]、加強對管理層的監(jiān)督[30]、增加企業(yè)價值[31]方面發(fā)揮著重要作用。上述文獻說明機構(gòu)投資者積極參與公司治理且取得了一定的效果。

綜上，機構(gòu)投資者是否會采取積極行動去影響企業(yè)社會責任相關的決策取決于成本與收益的對比，當企業(yè)社會責任投資帶來的收益超過所付出的成本時，機構(gòu)投資者就可能會采取行動以促進企業(yè)積極履行社會責任。一方面，企業(yè)積極履行社會責任能增加企業(yè)的長期績效、降低交易成本、代理成本和投資組合的風險，因此機構(gòu)投資者有動機去推動企業(yè)積極履行社會責任。另一方面，由于機構(gòu)投資者在信息和投票權(quán)方面具有優(yōu)勢，故機構(gòu)投資者也有能力和渠道去影響企業(yè)社會責任相關的決策實施，且已有研究表明機構(gòu)投資者的公司治理作用積極有效?；诖?，本文提出以下假設：

假設1：機構(gòu)投資者持股對企業(yè)社會責任表現(xiàn)有顯著的正向影響。

（二）機構(gòu)投資者影響企業(yè)社會責任的作用機制

1.信息透明度的中介作用

毛格（Maug）認為持股比例較高的機構(gòu)投資者通常是長期投資者[32]，他們通過加強對管理層的監(jiān)督和改善企業(yè)的信息披露質(zhì)量①來促使企業(yè)更多地承擔社會責任。此外，機構(gòu)投資者也可以通過聯(lián)手抗議[33]、股東提案[8]的方式推動企業(yè)履行社會責任。從上可知，機構(gòu)投資者通過行使表決權(quán)來改善企業(yè)社會責任表現(xiàn)，在此過程中，企業(yè)的信息披露質(zhì)量也得到了相應提高，那么信息披露水平是否在機構(gòu)投資者改善企業(yè)社會責任表現(xiàn)的過程中發(fā)揮了中介作用呢？

既有文獻表明，機構(gòu)投資者既有動機也有能力去改善企業(yè)的信息披露質(zhì)量。根據(jù)委托代理理論，機構(gòu)投資者為了降低代理成本，會要求管理層披露盡可能多的公司信息。提升公司的信息透明度有利于降低公司與外部人之間的信息不對稱，有助于市場對公司價值進行合理估計，從而有助于融資成本的降低、股市表現(xiàn)的提振，最終有助于機構(gòu)投資者獲得更大的投資收益[33，35]。此外，相較于個人投資者，機構(gòu)投資者在資金規(guī)模和信息方面具有優(yōu)勢，信息解讀的能力更強，他們也可以利用媒介向社會公眾傳遞公司經(jīng)營狀況的各種信息，使得公司披露的信息更易于被外部投資者接受，透明度更高。機構(gòu)投資者也可以利用大股東身份行使“投票權(quán)”進而干預公司的信息披露決策。因此，機構(gòu)投資者也更有能力去改善公司的信息披露水平。

同時，大量研究表明，機構(gòu)投資者確實有助于提高公司的信息披露程度。埃爾加扎爾（El-Gazzar）研究發(fā)現(xiàn)，由于機構(gòu)投資者身負信托責任，再加之擁有投票權(quán)，因此有足夠的激勵和能力去搜尋公司的內(nèi)部信息，從而有助于提高企業(yè)的自愿性信息披露質(zhì)量[36]。希利和帕萊普（Healy and Palepu）的研究表明，機構(gòu)投資者兼具專業(yè)能力和信息優(yōu)勢，在提升會計信息質(zhì)量方面起到了重要作用[35]。國內(nèi)方面，薄仙慧和吳聯(lián)生、楊海燕等均發(fā)現(xiàn)，機構(gòu)持股比例與上市公司信息質(zhì)量存在正相關關系[29，37]，牛建波等則發(fā)現(xiàn)不同類型的機構(gòu)投資者對企業(yè)的信息披露影響存在差異，穩(wěn)定型機構(gòu)投資者持股比例越高，企業(yè)自愿性信息披露程度越大[38]。

從上述文獻分析可知，一方面，機構(gòu)投資者為了降低代理成本及增加自身盈利，會積極搜尋、分析與公司相關的信息，通過行使投票權(quán)來提高持股公司的信息披露水平，而公司披露的信息中自然包含與企業(yè)社會責任履行相關的信息。隨著企業(yè)整體信息透明度的提高，與企業(yè)社會責任相關的信息披露水平也會得到提高，投資者對企業(yè)社會責任的履行情況也會了解越多。而已有研究表明，企業(yè)積極承擔社會責任能增加企業(yè)價值，最終給機構(gòu)投資者帶來更高的投資收益，因而投資者偏好將更多的資金配置到企業(yè)社會責任表現(xiàn)更好的企業(yè)。在這種壓力下，企業(yè)為了獲得融資，可能將會更積極地承擔社會責任。因此，本文提出以下假設：

假設2a：在機構(gòu)投資者影響企業(yè)社會責任的過程中，企業(yè)“信息透明度”發(fā)揮了中介作用。

2.股權(quán)集中度的調(diào)節(jié)作用

大量文獻表明，機構(gòu)投資者會通過公司治理途徑①來影響企業(yè)決策。那么，機構(gòu)投資者影響企業(yè)社會責任的另一途徑也有可能是通過改善公司的治理結(jié)構(gòu)，對企業(yè)管理層形成更有效的監(jiān)督，進而促進企業(yè)更積極地承擔社會責任。然而，機構(gòu)投資者的公司治理效應可能要受到股權(quán)集中度的影響。徐莉萍等研究發(fā)現(xiàn)，股權(quán)集中度對經(jīng)營績效有顯著的促進作用[39]。高雷等、牛建波等則發(fā)現(xiàn)“一股獨大”不利于機構(gòu)投資者發(fā)揮治理作用，在股權(quán)較為分散的公司，機構(gòu)投資者提升自愿性信息披露程度的能力將更加明顯[40，38]。馬忠和吳翔宇發(fā)現(xiàn)，控制權(quán)與現(xiàn)金流權(quán)的分離度與信息披露程度之間顯著負相關[41]。鐘覃琳和陸正飛、鄒洋等的研究表明，當公司股權(quán)制衡度較高時，資本市場開放對公司股價信息含量的提升作用更大、對公司違規(guī)行為的抑制作用更大[42-43]。

綜上，機構(gòu)投資者對公司管理層的監(jiān)督效果與企業(yè)的股權(quán)結(jié)構(gòu)有關[44]，從而機構(gòu)投資者對企業(yè)社會責任的作用效果也可能會受到股權(quán)集中度的影響。此外，機構(gòu)投資者的發(fā)言權(quán)在不同股權(quán)集中度的企業(yè)是不同的，企業(yè)的股權(quán)越集中，機構(gòu)投資者的發(fā)言權(quán)就越小，從而其對企業(yè)社會責任信息披露產(chǎn)生的影響也就越小?；诖?，本文提出以下假設：

假設2b：在股權(quán)較為分散的企業(yè)，機構(gòu)投資者持股對企業(yè)社會責任的影響更大。

（三）產(chǎn)權(quán)性質(zhì)、機構(gòu)異質(zhì)性與企業(yè)社會責任

1.產(chǎn)權(quán)性質(zhì)與企業(yè)社會責任

一方面，大量研究發(fā)現(xiàn)，機構(gòu)投資者的公司治理效應受到了企業(yè)產(chǎn)權(quán)性質(zhì)的影響。這是因為國有企業(yè)的產(chǎn)權(quán)界定不清，內(nèi)部監(jiān)管缺失，并且政府部門可以運用政治力量對國有企業(yè)的治理實施干預，以防止其他股東做出與其利益相悖的行為[45]。同時，由于機構(gòu)投資者在我國起步較晚，持有上市公司的股份比例相對較小，力量較為薄弱，無法與擁有絕對控制權(quán)的國有大股東抗衡[46]。因此，相對于民營企業(yè)，機構(gòu)投資者對國有企業(yè)財務業(yè)績的改善[45]、盈余管理行為的抑制[46]、企業(yè)創(chuàng)新的促進[47]以及公司費用粘性的降低[48]等方面所發(fā)揮的治理效應受到限制。上述文獻說明，機構(gòu)投資者在國有企業(yè)中發(fā)揮的公司治理效應受限。

另一方面，由于我國特殊的經(jīng)濟制度，國有和非國有企業(yè)的公司目標、治理模式等存在很大不同。首先，諸多研究表明，國有企業(yè)面臨著更大的壓力去承擔企業(yè)社會責任。由于國有企業(yè)的經(jīng)營目標具有經(jīng)濟和社會雙重屬性，在實現(xiàn)經(jīng)濟目標的同時還要兼顧非經(jīng)濟目標，因此需要承擔廣泛的社會責任[49-51]。黃荷暑等發(fā)現(xiàn)，國有企業(yè)在履行社會責任方面承受了來自公眾、政府更大的壓力，公眾對其披露社會責任報告的期望也更高[52]。其次，機構(gòu)投資者通過參與公司治理來促進企業(yè)社會責任投資與國企的非經(jīng)濟目標具有內(nèi)在一致性，因而機構(gòu)投資者在企業(yè)社會投資方面，受到來自國企管理層的阻礙較小。

綜上，一方面，相較于非國有企業(yè)，在國有企業(yè)中，機構(gòu)投資者所發(fā)揮的治理作用相對受限，從而其通過公司治理渠道影響國有企業(yè)社會責任的可能性相對較小。但另一方面，由于國企在履行社會責任方面受到政府更多的干預，面臨著更大的壓力，加之機構(gòu)投資者促進企業(yè)社會責任投資與國企的非經(jīng)濟目標具有內(nèi)在一致性，故機構(gòu)投資者也可能對國企社會責任產(chǎn)生更大的影響。基于以上分析，本文提出以下一對競爭性假設：

假設3a： 相較于民營企業(yè)，機構(gòu)投資者持股對國有企業(yè)社會責任的影響更大。

假設3b： 相較于民營企業(yè)，機構(gòu)投資者持股對國有企業(yè)社會責任的影響更小。

2.機構(gòu)異質(zhì)性與企業(yè)社會責任

不同類型的機構(gòu)投資者由于投資偏好、投資理念存在差異，對管理層的監(jiān)督程度會有所不同，因而其參與公司治理的效應也存在一定的差異[24，53-54]。因此有必要對機構(gòu)投資者進行合理分類后，再分組考察機構(gòu)投資者對企業(yè)社會責任的不同影響。關于機構(gòu)投資者的分類，布里克利（Brickley）等依據(jù)投資者是否與企業(yè)存在商業(yè)上的往來關系，將機構(gòu)投資者分為兩大類，分別是壓力抵制型和壓力敏感型機構(gòu)投資者[53]。前者指的是與上市公司存在長期投資關系的機構(gòu)投資者，追求長期回報，因而有足夠的動機去監(jiān)督管理層、改善公司治理水平，而后者僅與上市公司在業(yè)務上存在依賴關系，為了短期利益，一般不愿意破壞與上市企業(yè)的短期良好關系，因而對管理層的決策通常保持中立或贊同的態(tài)度。

大量研究表明，抵制型投資者和敏感型投資者對企業(yè)的監(jiān)督效果存在很大差異，前者能夠?qū)ι鲜衅髽I(yè)實施有效監(jiān)督，而后者則很難對上市企業(yè)形成有效的監(jiān)督[54-55]。伊志宏等研究發(fā)現(xiàn)，抵制型機構(gòu)投資者對上市公司高管薪酬績效敏感性有顯著的正向影響，而敏感型機構(gòu)投資者的影響則不明顯[56]。楊海燕等研究發(fā)現(xiàn)，抵制型機構(gòu)持股比例與上市公司信息披露透明度存在顯著的正向關系[37]。借鑒楊海燕等、伊志宏等的做法[37，56]，本文將基金、社?；稹FII、企業(yè)年金歸類為壓力抵制型機構(gòu)投資者，壓力敏感型機構(gòu)投資者則包括保險公司、信托公司和券商理財產(chǎn)品。

綜上可知，與壓力抵制型機構(gòu)投資者相比，壓力敏感型投資者由于與被投資公司之間存在某種商業(yè)聯(lián)系，因而更加注重投資的短期收益;而在短期企業(yè)履行社會責任則會增加企業(yè)成本，從而對企業(yè)的財務績效產(chǎn)生不利影響[1，21，57]，因此敏感型機構(gòu)投資者在敦促企業(yè)履行社會責任方面的動力相對不足，甚至為了追求短期的投資收益，在配置資產(chǎn)投資組合時可能會避開社會責任支出過大的企業(yè)，進而對企業(yè)社會責任表現(xiàn)產(chǎn)生負作用?；谝陨戏治?，本文作出以下假設：

假設3c：壓力抵制型機構(gòu)投資者持股對企業(yè)社會責任存在正向的影響，而壓力敏感型機構(gòu)投資者持股對企業(yè)社會責任的影響不明顯。

二、研究設計

研究設計由三個部分組成，分別是：數(shù)據(jù)來源、實證設計和變量定義。

（一）數(shù)據(jù)來源

本文以2010 年至2018年A股上市公司為研究樣本，其中企業(yè)社會責任數(shù)據(jù)來自和訊網(wǎng)，機構(gòu)持股數(shù)據(jù)來自WIND，公司財務數(shù)據(jù)和治理數(shù)據(jù)來自WIND、CSMAR數(shù)據(jù)庫。行業(yè)分類標準采用證監(jiān)會2012行業(yè)分類標準。此外，本文剔除了以下樣本：（1）金融類上市公司;（2）ST和*ST公司;（3）變量缺失樣本;（4）IPO不足1年的樣本。為減輕極端值的影響，本文所有的連續(xù)變量均在1%（99%）分位上進行了Winsorize處理，最終得到21 899個觀測值。

（二）實證設計

為檢驗本文提出的假設，借鑒戴克等[7]和陳濤等[8]，構(gòu)建模型如下：

其中Log（CSRi，t）為i公司第t年企業(yè)社會責任總評分的自然對數(shù)，IOi，t-1為i公司滯后一年的機構(gòu)持股比例，Controls為可能影響企業(yè)社會責任履行的控制變量，μi為行業(yè)固定效應，υt為年度固定效應，εi，t為隨機擾動項。

（三）變量定義

1.被解釋變量

本文的被解釋變量是企業(yè)社會責任履行情況（CSR），借鑒以往研究，本文采用和訊網(wǎng)發(fā)布的企業(yè)社會責任綜合評分作為衡量指標。該評分以A股上市公司的社會責任報告和財務報告信息為基礎，從股東責任、員工責任、供應商、客戶和消費者權(quán)益責任、環(huán)境責任和公共責任五個方面對企業(yè)的社會責任履行情況進行全面的評價。與潤靈環(huán)球（RKS）僅以企業(yè)社會責任報告為基礎的評分方法不同，和訊網(wǎng)同時以社會責任報告和年報為依據(jù)。由于我國上市公司披露的社會責任報告數(shù)量有限，因此和訊網(wǎng)的企業(yè)社會責任評價體系不僅更加全面客觀，并且也能提供更多的數(shù)據(jù)以便開展研究，這也是本文采用和訊網(wǎng)企業(yè)社會責任數(shù)據(jù)的原因。

2.解釋變量

本文的解釋變量是機構(gòu)持股比例（IO），為年末機構(gòu)持股數(shù)與公司總股本之比，數(shù)據(jù)來源于WIND數(shù)據(jù)庫。

3.控制變量

借鑒戴克等[7]、陳濤等[8]和王海妹等[15]，本文將其他可能影響企業(yè)社會責任的變量作為控制變量，包括：企業(yè)規(guī)模（LnSize），公司杠桿率（Lev），公司盈利能力（ROA），企業(yè)成長性（Growth），有形資產(chǎn)比率（Tangi），交叉上市指標（Crosslist），經(jīng)營活動現(xiàn)金流（Cflow），企業(yè)上市年限（Age），企業(yè)產(chǎn)權(quán)性質(zhì)（Soe），獨立董事占比（Inde），第一大股東持股比例（Top1），兩職合一（Dual），行業(yè)（Industry），年度（Year）。本文主要變量的定義見表1。

三、實證結(jié)果分析

本文的實證分析從描述性統(tǒng)計、基準回歸分析及內(nèi)生性分析三個部分展開，在內(nèi)生性分析中，本文使用了工具變量法和Heckman兩階段模型。

（一）描述性統(tǒng)計

表2是本文主要變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果。其中企業(yè)社會責任評分（CSR）的均值僅為25.355，屬于D級，說明我國上市公司履行社會責任的質(zhì)量有待提高。同時機構(gòu)持股比例IO的均值為37.7%，表明機構(gòu)投資者已經(jīng)在我國上市公司股權(quán)結(jié)構(gòu)中占據(jù)著重要地位，因而其對公司治理決策的影響不容忽視。在所有樣本中，國有企業(yè)占比36.7%。第一大股東持股比例均值高達35.3%，這表明我國上市公司股權(quán)集中度較高，“一股獨大”現(xiàn)象比較突出。其他變量的統(tǒng)計值與以往文獻基本一致。

（二）基準回歸結(jié)果

機構(gòu)投資者持股對企業(yè)社會責任影響的實證結(jié)果如表3所示，回歸模型控制了年度（Year）和行業(yè)（Industry）效應。為在一定程度緩解模型的內(nèi)生性，借鑒戴克等[7]，本文將解釋變量和所有控制變量均滯后一期，回歸結(jié)果見表3第（2）列。IO和LIO分別表示當期和滯后一期的機構(gòu)持股比例，其他變量的命名規(guī)則與此類似。第（1）、第（2）列分別為針對模型（1）當期和滯后一期的機構(gòu)持股比例對企業(yè)社會責任（LnCSR）的回歸結(jié)果。

表3的結(jié)果表明，在以上兩種情況中，機構(gòu)持股比例與企業(yè)社會責任評分均在1%水平上顯著正相關，在第（2）列中，滯后一期的機構(gòu)持股比例LIO對企業(yè)社會責任LnCSR的回歸系數(shù)為0.173，且在1%水平上顯著。這意味著，機構(gòu)持股比例越高，機構(gòu)投資者參與公司治理的動機和能力就越強，對企業(yè)社會責任的影響也就越大，從而企業(yè)的社會責任表現(xiàn)也就越好，假設1得以驗證。為了緩解模型的內(nèi)生性，本文接下來的回歸均采用滯后一期的解釋變量和控制變量。

（三）內(nèi)生性分析

為解決機構(gòu)投資者持股與企業(yè)社會責任之間的內(nèi)生性問題，即社會責任表現(xiàn)更好的企業(yè)可能更吸引機構(gòu)投資者持股，本文采用工具變量法和Heckman兩階段回歸方法重新對模型（1）進行回歸檢驗。

1.使用HS300指數(shù)作為工具變量回歸

參考陳濤等[8]、梁上坤[48] 、唐松蓮和胡奕明[58]，本文使用“公司是否屬于滬深300指數(shù)”（HS300）作為機構(gòu)投資者持股比例的工具變量，當公司屬于滬深300指數(shù)所包含的公司時，HS300取值為1，否則為0。

之所以選取HS300作為機構(gòu)持股的工具變量，是因為滬深300指數(shù)具有良好的基本面，受到市場的廣泛關注，代表了機構(gòu)投資者的投資取向。此外，滬深300指數(shù)以市值和流動性作為選樣的兩個根本標準，具體方法是將股票在最近一年（新股為上市以來）的五個流動性指標和市值指標按照2∶2∶2∶2∶1的比值進行加權(quán)平均，對計算結(jié)果排序后，選取排名前300位的股票，且每半年對上述排名進行調(diào)整（一般為1月初和7月初實施調(diào)整）。由于公司很難控制它在未來一段時間的市值和流動性排名，因此公司能否進入HS300指數(shù)幾乎是一個“準自然實驗”，如一個公司在1月初排名前300，屬于HS300指數(shù)的選樣標的，但在7月初排名可能在300名后，不再屬于HS300指數(shù)，而上述變化不大可能取決于該公司未來的企業(yè)社會責任表現(xiàn)。綜上，由于公司是否屬于HS300指數(shù)具有一定的“隨機性”，這就使得選取“公司是否屬于HS300指數(shù)”作為機構(gòu)持股的工具變量在一定程度上滿足工具變量“外生性”的要求。

在控制模型的內(nèi)生性后，重新對模型（1）進行回歸，工具變量回歸結(jié)果見表4。第（1）列為第一階段回歸結(jié)果，從中可知，機構(gòu)投資者持股比例（LIO）與“公司是否屬于滬深300指數(shù)”（HS300）顯著正相關，且第一階段F統(tǒng)計量值為11.751，大于10，因而不存在弱工具變量問題。第（2）列為控制模型的內(nèi)生性后，機構(gòu)持股比例對企業(yè)社會責任的回歸結(jié)果，從中可知，LIO對LnCSR的回歸系數(shù)依然顯著為正，這與之前的基準回歸結(jié)果保持一致。

2.使用Heckman兩階段模型回歸

為解決機構(gòu)持股與企業(yè)社會責任之間的樣本自選擇問題，本文使用Heckman兩階段模型對樣本自選擇帶來的內(nèi)生性問題進行控制。首先建立影響機構(gòu)持股比例的第一階段Probit模型以計算逆米爾斯比率（IMR），然后將其作為控制變量加入基準模型（1）式中，進行第二階段的回歸。

參考梁上坤[48]，構(gòu)建Heckman第一階段模型如（2）式所示。在模型（2）中，機構(gòu)持股（Hold）是被解釋變量，其超過中位數(shù)時取值為1，否則取0;自變量包括模型（1）中所有控制變量及如下變量：投票權(quán)比例與現(xiàn)金流量權(quán)比例之差（Vcright）、信息透明度（Trans）、公司內(nèi)部控制水平（Inter_Score），其中公司內(nèi)控水平為1與內(nèi)部控制指數(shù)和的自然對數(shù)。由于Heckman第一階段模型中至少需要一個與機構(gòu)持股相關，但又對企業(yè)社會責任影響不明顯的外生變量，因此本文在第一階段回歸中加入“公司是否屬于滬深300指數(shù)”（HS300）以及年度行業(yè)機構(gòu)持股均值（IO_med）兩個變量。第一階段回歸模型（2）構(gòu)建如下：

模型（2）中的Controls為基準回歸模型（1）中的全部控制變量，μi為行業(yè)效應，υt為年度效應?；貧w結(jié)果如表5所示。第（1）列為模型（2）的回歸結(jié)果，結(jié)果顯示，大部分變量都與機構(gòu)持股比例（Hold）至少在10%水平上顯著相關。第（2）列為加入IMR后，基準模型（1）的回歸結(jié)果，從中可知，IMR的回歸系數(shù)顯著，說明原來的基準模型（1）確實存在一定的樣本自選擇問題;在控制IMR后，機構(gòu)持股比例（LIO）的回歸系數(shù)為0.146，且在1%水平上顯著，這與之前的基準回歸結(jié)果基本一致。

四、影響機制分析

如假設2a和2b所述，機構(gòu)投資者對企業(yè)社會責任的影響可能是通過信息透明度和公司治理這兩個渠道形成的，因此本部分將從這兩個維度對此進行驗證。

（一）信息透明度的中介作用

參考鐘覃琳和陸正飛[42]、鄒洋等[43]，本文采用分析師跟蹤人數(shù)來衡量公司的信息環(huán)境。接下來，為了考察信息環(huán)境是否在機構(gòu)持股影響企業(yè)社會責任的過程中發(fā)揮了中介作用，參考溫忠麟等提出的中介效應檢驗程序[59]，本文依次進行以下三步檢驗：第一步，檢驗被解釋變量機構(gòu)持股比例（LIO）對解釋變量企業(yè)社會責任（LnCSR）的回歸系數(shù)，如果系數(shù)顯著那么繼續(xù)下一步的檢驗，否則檢驗到此結(jié)束;第二步，檢驗機構(gòu)持股比例（LIO）對分析師數(shù)量（LTrans）的回歸系數(shù)，若顯著，則進入下一步;第三步，將機構(gòu)持股比例（LIO）和分析師數(shù)量（Trans）同時對企業(yè)社會責任（LnCSR）進行回歸，若LIO和LTrans的系數(shù)均顯著，則表示存在部分中介效應，若Trans的系數(shù)顯著而LIO的系數(shù)不顯著，那么說明存在完全的中介效應;另外，如果第二步中的LIO對LTrans的系數(shù)或第三步中的LTrans對LnCSR的系數(shù)有一個不顯著，則需要進行Sobel檢驗。

表6為信息透明度中介效應的檢驗結(jié)果。從表6可知，在第一步中，機構(gòu)持股比例（LIO）對企業(yè)社會責任（LnCSR）的回歸系數(shù)顯著為正，這與基準回歸結(jié)果一致;第二步中，機構(gòu)持股比例（LIO）與分析師跟蹤人數(shù)（Trans）顯著正相關，說明隨著機構(gòu)持股比例的提高，公司的分析師跟蹤數(shù)量也顯著上升，公司信息環(huán)境得到進一步改善;第三步中，機構(gòu)持股比例（LIO）和分析師跟蹤人數(shù)（Trans）的系數(shù)均顯著為正，這說明分析師跟蹤數(shù)量（Trans）在機構(gòu)投資者影響企業(yè)社會責任的過程中確實起到了部分中介作用。以上結(jié)果支持了假設2a。

（二）股權(quán)集中度的調(diào)節(jié)作用

為了驗證假設2b，本文設計模型（3）來檢驗機構(gòu)投資者對企業(yè)社會責任的作用是否受到企業(yè)股權(quán)集中程度的影響。參考徐莉萍等[42]，本文采用第一大股東持股比例（Top1）來衡量公司的股權(quán)集中度。

在模型（3）中，IOi，t-1和Top1i，t-1分別表示企業(yè)i滯后一期的機構(gòu)持股比例和第一大股東持股比例，IOi，t-1×Top1i，t-1表示滯后一期的機構(gòu)持股比例與第一大股東持股比例的交互項，如系數(shù)β3顯著，則說明企業(yè)的股權(quán)集中度在機構(gòu)投資者影響企業(yè)社會責任的過程中起到了調(diào)節(jié)作用。此外，本文根據(jù)第一大股東持股比例的行業(yè)年度均值，將總樣本劃分為兩個子樣本，分別是股權(quán)集中組和股權(quán)分散組，然后分組回歸，結(jié)果如表7所示。第（1）列和第（2）列分別是股權(quán)相對集中組和相對分散組的回歸結(jié)果，從中可知，無論是股權(quán)集中組還是分散組，機構(gòu)持股比例（LIO）對企業(yè)社會責任（LnCSR）的回歸系數(shù)均在1%的水平上顯著為正。區(qū)別在于，股權(quán)分散組的回歸系數(shù)0.190要大于股權(quán)集中組的回歸系數(shù)0.141，表明當公司的股權(quán)集中度較高時，即第一大股東持股比例較高時，機構(gòu)投資者的公司治理效力相對受限，從而其通過公司治理渠道來影響企業(yè)社會責任的可能性就相對較小。第（3）列為模型（3）的回歸結(jié)果，從中可知，機構(gòu)持股比例與第一大股東持股比例的交乘項IOi，t-1×Top1i，t-1的系數(shù)為-0.473，且在1%水平上顯著，表明與股權(quán)較為集中的企業(yè)相比，機構(gòu)持股對股權(quán)分散的企業(yè)的社會責任的影響更大。

五、進一步分析

在進一步分析中，本文區(qū)分企業(yè)產(chǎn)權(quán)性質(zhì)和機構(gòu)異質(zhì)性對基準回歸進行了異質(zhì)性分析。此外，為保證回歸結(jié)果的可靠性，本文也進行了一系列穩(wěn)健性檢驗。

（一）異質(zhì)性分析

1.產(chǎn)權(quán)性質(zhì)與企業(yè)社會責任

為了探究機構(gòu)投資者對企業(yè)社會責任的影響在國有與民營企業(yè)之間的差異，本文首先將樣本分為國有企業(yè)（Soe=1）和民營企業(yè)（Soe=0）兩組進行回歸;接著引入了機構(gòu)持股比例（LIO）和產(chǎn)權(quán)性質(zhì)（LSoe）的交乘項及似無相關模型，以進一步檢驗LIO系數(shù)的組間差異是否顯著，回歸結(jié)果如表8所示。表8第（1）列和第（2）列分別為民營企業(yè)和國有企業(yè)樣本回歸結(jié)果，第（3）列為LIO與LSoe交乘項回歸結(jié)果，第（4）列為似無相關模型的檢驗結(jié)果。其中，民營企業(yè)組LIO的回歸系數(shù)為0.124，而國有企業(yè)組LIO的回歸系數(shù)為0.371（大于民營企業(yè)組的系數(shù)），且系數(shù)均在1%水平上顯著。進一步檢驗LIO系數(shù)在兩組之間的差異，發(fā)現(xiàn)LSoe×LIO的系數(shù)在1%水平上顯著為正（0.189），似無相關模型的P值為0.000，這說明LIO系數(shù)在國有、民營企業(yè)組間差異顯著。上述結(jié)果說明，相較于民營企業(yè)，機構(gòu)投資者對國有企業(yè)社會責任的影響更大。對此，可能的解釋是：由于我國特殊的制度環(huán)境，國有企業(yè)在承擔社會責任方面受到政府的干預更多，面臨的社會壓力也更大，因此國有企業(yè)承擔社會責任的意識更強，履行社會責任的體系也更為完善。因而，相較于民營企業(yè)，同等機構(gòu)持股比例的增加對國企社會責任表現(xiàn)的提升作用更大。

2.機構(gòu)異質(zhì)性與企業(yè)社會責任

為分析機構(gòu)異質(zhì)性對企業(yè)社會責任的差異性影響，借鑒楊海燕等[37]、伊志宏等[56]的做法，本文將機構(gòu)投資者分為壓力抵制型和壓力敏感型，其中壓力抵制型包括基金、社?；稹FII和企業(yè)年金，壓力敏感型包含保險、信托公司和券商理財，回歸結(jié)果見表9。第（1）、（2）列分別為抵制型和敏感型機構(gòu)投資者的回歸結(jié)果，LIO_Resist、LIO_Sensitive分別表示抵制型和敏感型機構(gòu)持股比例對企業(yè)社會責任（LnCSR）的回歸系數(shù)。從中可知，抵制型機構(gòu)持股的回歸系數(shù)為正（0.344），且在1%水平上顯著;而敏感型機構(gòu)持股的回歸系數(shù)卻顯著為負（-0.677）?；貧w結(jié)果支持了假設3c，即不同類型的機構(gòu)投資者對企業(yè)社會責任的影響存在異質(zhì)性。抵制型機構(gòu)投資者追求長期投資價值，而在長期，企業(yè)積極履行社會責任能增加企業(yè)價值，因而其更有動力去推動企業(yè)履行社會責任。相反，敏感型投資者更加注重投資的短期收益，而企業(yè)履行社會責任在短期會增加企業(yè)成本，這會對企業(yè)的財務績效產(chǎn)生不利影響，因此敏感型機構(gòu)投資者敦促企業(yè)履行社會責任的動力相對不足，甚至為了追求短期的投資收益，在配置資產(chǎn)投資組合時可能會避開社會責任支出過大的企業(yè)，也有可能會對企業(yè)的社會責任決策持反對態(tài)度，從而對企業(yè)社會責任表現(xiàn)產(chǎn)生負作用。

（二）穩(wěn)健性檢驗

1.公司固定效應模型

公司固定效應模型可以緩解不隨時間變化的公司遺漏變量問題，從而在一定程度上緩解因遺漏變量帶來的內(nèi)生性問題。因此本文加入公司固定效應重新對上述模型進行回歸，同時控制年度效應，結(jié)果見表10。第（1）列是公司固定效應模型的回歸結(jié)果，第（2）、（3）和（4）列是考察股權(quán)集中度的調(diào)節(jié)作用，第（5）、（6）和（7）列則是探究公司信息環(huán)境的中介作用。由表10可知，公司固定效應模型的回歸結(jié)果與上述OLS回歸結(jié)果基本一致。

2.根據(jù)企業(yè)社會責任評分高低分組回歸

借鑒戴克等[7]、陳濤等[8]，本文根據(jù)企業(yè)社會責任評分（CSR）的行業(yè)年度均值，將樣本分為企業(yè)社會責任評分高低兩個子樣本，分組回歸結(jié)果如表11所示。表11第（1）、（2）列分別為社會責任評分較低組組和較高組，從中可知，無論是企業(yè)社會責任評分（CSR）較高組還是較低組，機構(gòu)持股比例（LIO）的回歸系數(shù)均在1%水平上與企業(yè)社會責任評分（LnCSR）顯著正相關，但是CSR較低組的LIO系數(shù)要大于CSR較高組的LIO系數(shù)（0.156>0.046）。這與戴克等[7]、陳濤等[8]的研究結(jié)果一致，說明當企業(yè)的初始社會責任表現(xiàn)較差時，機構(gòu)投資者對企業(yè)社會責任表現(xiàn)的提升空間更大。

3.更換代理變量

考慮到在機構(gòu)投資者中，基金持股比例所占份額較大，借鑒劉星等和代昀昊[45，60]，本問將基金持股比例作為機構(gòu)持股比例總和的代理指標，回歸結(jié)果見表12。第（1）列、（2）列分別是采用OLS和公司固定效應模型的回歸結(jié)果。從表12可知，無論是采用OLS還是公司固定效應模型，基金持股（LIO_F）均在1%水平上與企業(yè)社會責任（LnCSR）顯著正相關，這說明基金持股對企業(yè)社會責任表現(xiàn)有積極的促進作用。

六、結(jié)論及政策啟示

機構(gòu)投資者已成為我國上市公司股權(quán)結(jié)構(gòu)中十分重要的組成部分，而目前鮮有文獻直接研究機構(gòu)投資者對上市企業(yè)社會責任的影響。因此本文以2010—2018年A股上市公司為研究樣本，實證檢驗了機構(gòu)投資者持股對企業(yè)社會責任的正向影響，并進一步分析了企業(yè)信息透明度所起的中介作用。本文結(jié)論如下：

第一，機構(gòu)投資者持股有利于促進企業(yè)履行社會責任。第二，企業(yè)的信息透明度在機構(gòu)投資者影響企業(yè)社會責任的過程中起著部分中介作用，同時股權(quán)結(jié)構(gòu)對機構(gòu)投資者影響企業(yè)社會責任的程度起到了一定的調(diào)節(jié)作用，具體表現(xiàn)為：當企業(yè)股權(quán)較為分散時，機構(gòu)投資者能更好地發(fā)揮公司治理作用，對企業(yè)社會責任產(chǎn)生更大的影響。第三，本文區(qū)分企業(yè)產(chǎn)權(quán)性質(zhì)和機構(gòu)投資者類型進行異質(zhì)性分析，發(fā)現(xiàn)相較于民營企業(yè)，機構(gòu)投資者持股對國有企業(yè)履行社會責任的促進作用更大;抵制型機構(gòu)投資者對企業(yè)社會責任有顯著的正向影響，而敏感型機構(gòu)投資者則相反。在使用工具變量和 Heckman兩階段模型處理內(nèi)生性問題及經(jīng)過多項穩(wěn)定性檢驗后，上述結(jié)論依然成立。

本文為研究機構(gòu)投資者對企業(yè)社會責任的影響，提供了來自我國資本市場的經(jīng)驗證據(jù)，肯定了我國資本市場上機構(gòu)投資者對上市公司履行社會責任的促進作用，在一定程度上支持了機構(gòu)投資者積極參與公司治理的理論。在超常規(guī)發(fā)展機構(gòu)投資者及上市公司披露企業(yè)社會責任報告數(shù)量與日俱增的宏觀背景下，本文的研究結(jié)論具有一定的理論和現(xiàn)實意義。

基于上述研究結(jié)論，本文提出以下幾點建議以改善目前不盡如人意的企業(yè)社會責任表現(xiàn)：

第一，為實現(xiàn)機構(gòu)投資者在我國資本市場的發(fā)展創(chuàng)造更好的政策環(huán)境，繼續(xù)保持“超常規(guī)發(fā)展機構(gòu)投資者”的政策不動搖，提高機構(gòu)投資者對上市公司的持股比重，提升機構(gòu)投資者在上市企業(yè)社會責任決策過程的話語權(quán);異質(zhì)性分析表明，機構(gòu)投資者持股對國有企業(yè)社會責任的促進作用更大，因而尤其要積極引導機構(gòu)投資者對國有企業(yè)的股權(quán)投資，以使得機構(gòu)投資者在促進企業(yè)社會責任投資方面發(fā)揮最大的效益。第二，機制分析表明，信息透明度在機構(gòu)投資者改善企業(yè)社會責任表現(xiàn)的過程中發(fā)揮了部分中介作用，因而證券監(jiān)管部門及上市公司要試圖通過各種舉措改善目前不盡如人意的上市公司信息環(huán)境，進一步提升上市公司的信息透明度，降低投資者與企業(yè)之間的信息不對稱，以便機構(gòu)股東通過公司治理渠道更有效地促進企業(yè)承擔社會責任。第三，實證檢驗表明，“一股獨大”不利于機構(gòu)投資者積極參與公司治理，在股權(quán)結(jié)構(gòu)更為分散的企業(yè)，機構(gòu)投資者的話語權(quán)會更大，通過公司治理渠道對企業(yè)社會責任決策產(chǎn)生的影響更大，因而有必要進一步優(yōu)化目前的上市公司股權(quán)結(jié)構(gòu)，使上市公司股權(quán)結(jié)構(gòu)朝著更為分散的方向發(fā)展。

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