阿布都合力力·阿布拉, 茹克耶姆·阿卜杜維力

(新疆財經(jīng)大學 會計學院,新疆 烏魯木齊 830012)

一、引言

隨著社會主義市場經(jīng)濟制度的不斷完善,我國企業(yè)擺脫原經(jīng)濟體制,自主經(jīng)營、自負盈虧,世界范圍的影響力也日趨顯著,經(jīng)濟利潤最大化目標的追逐使得企業(yè)正式淪為“經(jīng)濟動物”。然而,在經(jīng)濟快速發(fā)展背后的食品安全、職工權益以及環(huán)境污染等社會問題層出不窮,這將企業(yè)社會責任缺失問題重新引入社會公眾視野。根據(jù)Carroll(1979)[1]社會責任四層次學說,企業(yè)作為社會的一員,在承擔經(jīng)濟責任的同時還應關注社會問題,積極履行法律、道德和慈善等責任,緩解相關者的利益沖突。這不僅是公眾之所求、道德之體現(xiàn),更是企業(yè)立足之根本、發(fā)展之保障?；谖覈煌再|企業(yè)在市場中發(fā)揮的功能不同,其面臨的競爭壓力也有所差異。國有企業(yè)作為國民經(jīng)濟的“頂梁柱”和“壓艙石”,發(fā)揮著彌補市場失靈、維護市場穩(wěn)定以及實現(xiàn)社會主義制度優(yōu)越性等一般功能和特殊功能(徐傳諶和鄒俊,2011)[2],這決定了國有企業(yè)具有盈利性目標和政策性任務等雙重壓力(Lin &Tan,1999)[3]。也正是這種天然的政治關聯(lián)使得國有企業(yè)擁有政策、資源、經(jīng)營環(huán)境等先天優(yōu)勢,在資金的使用上更加寬裕,并且國有企業(yè)投入與國家大政方針一致,國家鼓勵企業(yè)進行社會責任投資;然而民營企業(yè)先天不具備政治優(yōu)勢,融資約束大,社會責任投入所帶來的財務績效風險高。因此,民營企業(yè)社會責任表現(xiàn)遜色于國有企業(yè)(趙存麗和喬貴濤,2015)[4]。

2013年,中共十八屆三中全會提出的“積極發(fā)展混合所有制經(jīng)濟”新要求,為異質資本交叉持股、國企民企融合發(fā)展奠定了政治基礎。作為現(xiàn)階段改善公司治理、優(yōu)化資產(chǎn)配置、激發(fā)企業(yè)活力、實現(xiàn)經(jīng)濟轉型升級的重要戰(zhàn)略舉措,無論是“國有企業(yè)引入非國有資本”的“正向混改”,還是“國有資本參股民營企業(yè)”的“逆向混改”(趙璨等,2021;曾敏等,2022)[5-6]勢必會對企業(yè)原有運營制度邏輯產(chǎn)生沖突以及重新組合,進而對企業(yè)的社會責任行為產(chǎn)生重要影響。然而現(xiàn)有文獻中圍繞國有企業(yè)展開的混合所有制改革研究居多,針對民營企業(yè)混合所有制改革影響社會責任表現(xiàn)的研究明顯不足。因此,試圖著重探究如下幾個問題:(1)國有資本參股與民營企業(yè)社會責任表現(xiàn)的關系如何?(2)國有資本參股是以怎樣的路徑影響民營企業(yè)社會責任表現(xiàn)的?是緩解民營企業(yè)融資約束還是提高資源配置效率?抑或是兩者兼而有之?(3)內外部治理環(huán)境因素是否會起到調節(jié)作用?

以我國滬深A股民營上市公司為樣本,通過整理上市公司前十大股東股權性質及其持股比例數(shù)據(jù)對民企混改股權結構進行識別和有效測度,基于2010—2020年民營企業(yè)的實證研究結果表明:從影響結果看,國有資本參股顯著提升了民營企業(yè)社會責任表現(xiàn)。(2)從作用機制看,“資源效應”和“優(yōu)化效應”是國有資本參股提升民營企業(yè)社會責任表現(xiàn)的作用機制,國有資本參股一方面通過緩解民營企業(yè)融資約束來提升企業(yè)的社會責任表現(xiàn);另一方面通過提高民營企業(yè)資產(chǎn)配置效率,進而影響其社會責任表現(xiàn)。(3)從分組檢驗結果看,相比于內部控制質量好及社會責任敏感度高的民營企業(yè),內部控制質量差、社會責任敏感度低的民營企業(yè)社會責任表現(xiàn)受國有資本參股影響更明顯,且國有資本參股對企業(yè)社會責任表現(xiàn)的提升效應在低市場化程度地區(qū)更明顯。

可能的貢獻在于:(1)豐富了有關企業(yè)承擔社會責任的影響因素研究。以往文獻主要從企業(yè)財務績效(黃保亮和侯文滌,2018)[7]、制度背景(Clarkson,1995;賈平興和劉益,2014)[8-9]、高管特征(許年行和李哲,2016;文雯和宋建波,2017;胡禮文和嚴一航,2023)[10-12]及行業(yè)屬性(楊忠智和喬印虎,2013)[13]等角度溯因企業(yè)承擔社會責任行為,鮮有從股權結構安排角度展開研究。以新一輪企業(yè)混合所有制改革通過逐步引入不同產(chǎn)權資本、員工持股、聯(lián)合投資、并購重組等多種方式,促進股權融合、資源整合、戰(zhàn)略合作,發(fā)展混合所有制經(jīng)濟的改革實踐出發(fā),探求國有資本參股形式的“逆向混改”能否通過股權結構提升民營企業(yè)的社會責任表現(xiàn)。(2)豐富了混合所有制改革的后果研究。以往文獻更多側重于混合所有制改革對企業(yè)創(chuàng)新(陳林和唐揚柳,2014;羅宏和秦際棟,2019;朱磊等,2019;朱磊等,2022)[14-17]、現(xiàn)金持有(楊興全和尹興強,2018)[18]、債務融資(吳秋生和獨正元,2019)[19]、股利分配(盧建詞和姜廣省,2018;黎文飛等,2020)[20-21]等投融資行為以及投資效率(許晨曦等,2020;李井林,2021;趙璨等,2021)[22-23,5]、并購價值(李濟含和劉淑蓮,2020)[24]、財務績效(郝陽和龔六堂,2017)[25]等經(jīng)濟后果的研究,鮮有文獻從企業(yè)社會責任表現(xiàn)的角度對混合所有制改革的非經(jīng)濟價值效應傾注更多關注。從“資源效應”和“優(yōu)化效應”的視角深入分析國有資本參股對民營企業(yè)社會責任表現(xiàn)的影響,為評價混合所有制改革的非經(jīng)濟效果提供直接的經(jīng)驗證據(jù)。(3)在一定程度上驗證了混合所有制改革是一種“互利互惠”的戰(zhàn)略舉措。對于民營企業(yè)而言,引入國有資本能夠有效緩解融資約束,彌補制度缺失帶來的各種損失;對于政府而言,企業(yè)能為其分擔更多的政策性任務,促進政府與市場改革,為進一步深入推進“逆向混改”提供參考依據(jù)。

二、文獻回顧與研究假設

(一)文獻回顧:混合所有制改革相關研究

混合所有制在中共十八屆三中全會上以頂層設計姿態(tài)登上了舞臺,并被賦予了全新的高度與使命。自此,學者們從股權結構和高層治理兩個維度(混合深入度、制衡度、控制權轉移、委派董監(jiān)高)展開了大量研究。在國企混改中,非公有資本以股權形式進入企業(yè),便形成非國有股東。非國有股東的“逐利天性”有助于降低政府干預(馬新嘯等,2021)[26],通過完善企業(yè)激勵和監(jiān)督機制,遏制管理者的“無所事事”抑或“胡作非為”(金宇超等,2016)[27],進而達到提升業(yè)績和企業(yè)價值的目的。此外,還有不少研究從不同角度實證研究了混合所有制改革的影響。然而也有不少學者發(fā)現(xiàn)簡單的股權混合并不能真正發(fā)揮“治理效應”(馬連福等,2015;劉運國等,2016;蔡貴龍等,2018;馮慧群和郭娜,2021)[28-31]。對此,有學者提出股權與控制權不對等配置邏輯(劉漢民等,2018;鄭志剛等,2019;李蒙等,2021)[32-34],具體是讓非國有股東委派高管甚至是超額委派,確保其正當權利(馮慧群和郭娜,2021)[31]。

最近幾年,“逆向混改”也成為學者們討論的熱點。引入國有資本能夠顯著提高民營企業(yè)的創(chuàng)新投入和創(chuàng)新水平,并隨所處內外部環(huán)境的不同,異質資本的影響程度也有所差異。董小紅等(2021)[35]基于政企關系、治理水平和社會責任的中介效應來探討引入國有資本對民營企業(yè)融資約束的影響。葉永衛(wèi)和張磊(2022)[36]則基于現(xiàn)金耗散假說驗證了國有資本參股促使民營企業(yè)就業(yè)吸納能力的提升。然而“逆向混改”也存在消極作用。肖正等(2022)[37]研究發(fā)現(xiàn),國有資本進入民營企業(yè)通過提高代理成本、加大政府補助來增強管理者惰性,進而推高民營企業(yè)僵尸化風險。而很少有文獻涉及混改對民營企業(yè)的社會責任表現(xiàn)的研究。因此,試圖從“逆向混改”角度出發(fā),探究國有資本對民營企業(yè)社會性行為的影響效應及其機制,為經(jīng)濟社會發(fā)展提供企業(yè)層面的經(jīng)驗借鑒。

(二)理論分析與研究假設

企業(yè)承擔社會責任作為一項社會性的投資活動,需要充足的資源和長遠的戰(zhàn)略規(guī)劃。深受不同的內外部環(huán)境影響,企業(yè)傾向于將社會責任行為,尤其是慈善捐贈行為,作為一種帶有保險性質的“防御策略”,抑或一種事后的“救火策略”。其中,戰(zhàn)略選擇理論為其提供了有力的理論解釋。該理論認為,當企業(yè)意識到外部環(huán)境不利時,會積極進行社會責任戰(zhàn)略選擇,究其緣由企業(yè)履行社會責任具有信息溝通效應,有助于企業(yè)獲得聲譽資本(Godfrey,2005)[38]。已有不少研究證明這一點:企業(yè)承擔社會責任是掩蓋污染環(huán)境、虐待員工等丑惡行徑,轉移和分散投資者、媒體、公眾注意,減少違規(guī)被查處風險的機會主義行為(Godfrey,2005;高勇強等,2012;吉利等,2014;劉姝雯等,2019)[38-41]。

然而,需要強調的是,我國企業(yè)承擔社會責任仍處于抗拒和逃避狀態(tài)(鄒穎和趙亞軒,2021)[42]。相比國有企業(yè),民營企業(yè)承擔社會責任所面臨的困難更多。其一,企業(yè)可投入社會責任活動的經(jīng)濟資源有限,且“融資難融資貴”問題較突出。究其緣由,國有企業(yè)實際控制人為政府,整體的債務評級要高于以自然人為控制人的民營企業(yè),更多的經(jīng)濟資源自然會流向國有企業(yè)(曾敏等,2022)[6]。因此,國有資本參股后,能夠有效緩解民營企業(yè)的融資約束,從而影響企業(yè)社會責任表現(xiàn)。具體體現(xiàn)在:一方面,國有資本參股能夠提高民營企業(yè)資源獲取能力。當國有資本參股民營企業(yè)時,更多的政府補貼、更有力的稅收政策會向民營企業(yè)傾斜,幫助企業(yè)減少現(xiàn)金流出、減輕稅收負擔(郝陽和龔六堂,2017;趙璨等,2021)[25,5],先天性不足在一定程度上得以彌補?？赏度胭Y源的增加能夠有效降低企業(yè)資金鏈斷裂風險,進而提高企業(yè)社會責任水平。另一方面,國有資本的參股向外界傳遞利好消息,提高投資者信任、減少各類不公平待遇。眾所周知,民營企業(yè)所處的生存環(huán)境極為惡劣,“所有制歧視”“規(guī)模歧視”“信貸歧視”以及正式制度缺失帶來的產(chǎn)權侵害風險(鄒豐和張晨,2021)[43]往往都是企業(yè)經(jīng)營所面臨的重要挑戰(zhàn)。比起更有可能受到產(chǎn)權侵害的民營企業(yè),投資者更愿意將資源配給國有企業(yè)。而民營企業(yè)獲得國有資本,無論是“企業(yè)主動型”引入還是“政府主導型”引入,意味著企業(yè)與政府建立了”共生關系”(宋增基等,2014)[44],這一關系會形成一種保護機制,降低企業(yè)產(chǎn)權侵害風險、提高投資者信任、緩解各類不公平待遇。簡言之,國有資本參股對企業(yè)社會責任產(chǎn)生正向影響。

其二,企業(yè)承擔社會責任并非零成本,再加上企業(yè)內部缺乏系統(tǒng)、科學的社會責任管理機制,難以有效將社會責任成本轉為財務績效(趙存麗和喬貴濤,2015)[4]。出于對企業(yè)利潤減少、效率降低、成本增加的擔憂,管理當局參與社會性活動的內在動力不足。比起社會性活動,企業(yè)更傾向于開展金融投資、購買理財產(chǎn)品等活動,以此獲得短期收益(劉姝雯,2019)[41]。已有文獻證明企業(yè)金融化對實體投資具有“擠出效應”(郭麗麗和徐珊,2021)[45],導致企業(yè)資源配置效率低下。當民營企業(yè)參與混改,國有資本背后的政府在一定程度上會干預企業(yè)的經(jīng)營決策,鼓勵企業(yè)為其分擔政治任務,將資源更多地用于提升社會責任表現(xiàn)上。當然,獲得政府資源傾斜的民營企業(yè)也將積極響應國家號召,更愿意提高企業(yè)捐贈水平。由此,提出假設:

H1:國有資本參股顯著提升民營企業(yè)社會責任表現(xiàn)。

內部控制被認為是保證企業(yè)經(jīng)營管理合法合規(guī)、資產(chǎn)安全、財務報告真實可靠等的重要手段,也是影響企業(yè)社會責任表現(xiàn)的重要因素之一(劉浩等,2015)[46]。王海兵等(2011)[47]認為,企業(yè)內部控制的最大風險是企業(yè)社會責任風險,若該風險失控,則會大大降低企業(yè)可持續(xù)發(fā)展的能力。高質量的內部控制有助于改善企業(yè)決策,及時預防對企業(yè)利益造成損失的行為,提高企業(yè)決策規(guī)劃的理性以應對各個利益相關者的需求,進而提升企業(yè)社會責任水平。內部控制質量較低的企業(yè)存在更嚴重的代理問題,履行社會責任的意愿也相對較弱,國有資本的參股在一定程度上抑制民營企業(yè)的自利行為,督促其履行更多的社會責任。由此,提出假設:

H2:相比于內部控制質量高的企業(yè),國有資本參股對內部控制質量低的民營企業(yè)社會責任表現(xiàn)的提升作用更顯著。

一般來說,在市場化程度高的地方,產(chǎn)品和要素市場更加完善,投資者的總體經(jīng)濟條件更好,企業(yè)外部融資相對而言更加便利(翟勝寶等,2014)[48],民營企業(yè)吸引外來資本以促進企業(yè)投資的可能性也相對較大。而在市場化程度較低地區(qū),投資者保護較弱,民營企業(yè)所面臨的產(chǎn)權侵害風險更甚,同時企業(yè)缺乏外部融資渠道,很難應付激烈的市場競爭。因此,市場化程度較低地區(qū)的民營企業(yè)有較強動機引入國有資本以維護自身權益,享受更多的政府補助與稅收優(yōu)惠,并且為博取政府的好感努力提升自身的社會責任表現(xiàn)。由此,提出假設:

H3:相比于市場化程度高的地區(qū),國有資本參股對市場化程度低地區(qū)的民營企業(yè)社會責任表現(xiàn)的提升作用更顯著。

社會責任敏感度也會影響企業(yè)的社會責任表現(xiàn)。社會責任敏感企業(yè)往往涉及食品安全,環(huán)境污染等問題,這也使得這些領域受到更多媒體與公眾的關注。Campbell(2007)[49],高勇強等(2012)[39]等認為比起社會責任敏感度低的企業(yè),社會責任敏感企業(yè)為掩蓋不負責任行為而進行更多的慈善公益活動;韓金紅和楊小偉(2022)[50]的研究也驗證了這一點。不難看出社會責任敏感度低的企業(yè)對社會性行為的追求并不如社會責任敏感度高的企業(yè)強烈。而當國有資本參股后,在政府的干預下,社會責任敏感度低企業(yè)的社會責任表現(xiàn)可能會有所提升。因此,提出假設:

H4:相比于社會責任敏感度高的企業(yè),國有資本參股對社會責任敏感度低的民營企業(yè)社會責任表現(xiàn)的提升作用更顯著。

根據(jù)上述理論分析和假設提出,得出全文的理論分析邏輯框架,如圖1所示。

圖1 邏輯框架圖

三、研究設計

(一)樣本選取與數(shù)據(jù)來源

考慮到和訊網(wǎng)自2010年起開始披露企業(yè)社會責任評分數(shù)據(jù),以2010—2020年滬深A股上市企業(yè)為研究對象。企業(yè)社會責任數(shù)據(jù)來自和訊網(wǎng),前十大股東性質及持股比例等數(shù)據(jù)來自色諾芬數(shù)據(jù)庫,其他財務數(shù)據(jù)來源于國泰安數(shù)據(jù)庫。根據(jù)數(shù)據(jù)庫所提供的信息,選取實際控制人性質為“民營”的企業(yè),并對所獲得的數(shù)據(jù)作了如下處理:(1)剔除ST、*ST以及財務數(shù)據(jù)不連貫的上市公司樣本當年數(shù)據(jù)。(2)為了保持研究樣本企業(yè)資本結構的一致性,剔除金融保險類上市公司。(3)為避免財務數(shù)據(jù)存在扭曲的可能性,剔除研究期間內上市時間小于1年的公司樣本。(4)為消除預期結果受極端值的影響,所有連續(xù)型變量均進行上下1%的縮尾處理。

(二)模型設定與變量定義

1.模型設定。借鑒李井林等(2021)的研究設計,構建如下模型檢驗國有資本參股對民營企業(yè)社會責任表現(xiàn)的影響:

(1)

式(1)中,CSPi,t為民營企業(yè)i在t年度的社會責任表現(xiàn);Statei,t為民營企業(yè)i在t年度所引入的國有股權比例,其系數(shù)為關注的重點;Control為控制變量,則為誤差項,反映那些未被觀察到的因素對因變量的影響。

2.變量定義。因變量為企業(yè)社會責任表現(xiàn)(CSP)。參考李井林(2021)[23]、董小紅(2021)[35]等做法,以和訊網(wǎng)企業(yè)社會責任報告評分作為因變量。該值越大,表明企業(yè)社會責任表現(xiàn)越好。

自變量為國有資本參股(State)。根據(jù)所收集的企業(yè)前十大股東性質及其持股比例數(shù)據(jù),采用民營企業(yè)是否存在國有資本參股(Dum_state)和國有資本參股比例(Num_state)作為因變量。具體定義為:當樣本民營企業(yè)前十大股東中包含國有股東時,則視為存在國有資本參股,變量Dum_state賦值為1,否則為0;國有資本參股比例(Num_state)則為前十大股東中國有股東持股比例總和。

對以下變量進行控制:股權集中度(Top10)、資產(chǎn)負債率(Lev)、成長能力(Growth)、現(xiàn)金流比率(Cashflow)、董事會規(guī)模(Board)、董事會獨立性(Indepen)、兩職合一(Dual)、公司年齡(Age)。變量定義如下:

表1 變量定義

四、假設檢驗結果分析

(一)描述性統(tǒng)計與相關性分析

表2是基本統(tǒng)計量結果,民營企業(yè)社會責任表現(xiàn)(CSP)的均值為4.264、中位數(shù)為3.8、最大值與最小值相差25,表明上市民營企業(yè)中承擔社會責任表現(xiàn)存在較大差異,并且約有一半企業(yè)社會責任表現(xiàn)低于平均值;國有資本參股(Dum_state、Num_state)的中位數(shù)為0,表明至少有50%的民營企業(yè)中不存在國有資本參股;股權集中度(Top10)最大值為87.550、最小值為0.048、標準差為15.085,表明民營企業(yè)股權集中度差異較大,再看平均值58.062,說明我國民營企業(yè)普遍存在股權過于集中現(xiàn)象。公司年齡(Age)均值為16(1)注:本文的公司年齡(FirmAge)是以公司成立年限加1取自然對數(shù)衡量的,因此由2.807換算得出公司年齡約為16。;虛擬變量社會責任敏感度(INDU)均值為0.741,說明所選樣本中約有74%的企業(yè)屬于社會責任敏感性行業(yè)。

表2 主要變量的描述性統(tǒng)計

進一步對各變量進行Pearson相關性檢驗,結果未報告(2)由于篇幅限制,相關性檢驗、多重共線性檢驗結果均未報告,若有所需,可向作者索取。。企業(yè)社會責任表現(xiàn)(CSP)與國有資本參股變量Dum_state和Num_state的Pearson相關系數(shù)分別為0.039、0.051,并且均在1%的水平上顯著,初步證實了假設H1;除了董事會獨立性(Indepen)和兩職合一(Dual),其他變量均與因變量(CSP)在1%的水平上呈現(xiàn)顯著正相關關系,而董事會獨立性和兩職合一與企業(yè)社會責任表現(xiàn)負相關。另外,通過多重共線性檢驗結果得知主要變量之間不存在共線性問題,預期不會對實證結果產(chǎn)生影響。

(二)單變量分析

樣本是否存在國有資本參股分組的單變量檢驗結果如表3所示?？梢钥闯?所選取的樣本中存在國有資本參股的企業(yè)少于國有資本非參股企業(yè);國有資本參股的民營企業(yè)社會責任表現(xiàn)要顯著高于國有資本非參股企業(yè),并且國有資本參股與否在1%的置信水平通過了均值和中位數(shù)的T檢驗;另外,Mann-Whitney U檢驗(又稱秩和檢驗)結果同樣表明兩者之間存在顯著差異。

表3 國有資本參股組間差異檢驗結果

(三)多變量回歸分析

1.國有資本參股對民營企業(yè)社會責任表現(xiàn)的影響。為檢驗假設H1,首先采用普通最小二乘估計法(OLS)對模型(1)進行回歸,檢驗結果如表4的第(1)列所示。因變量Dum_state的回歸系數(shù)為正并且在1%的水平上顯著,說明國有資本參股顯著正向影響民營企業(yè)的社會責任表現(xiàn),支持假設H1。就控制變量來說,股權集中度(Top10)、公司成長能力(Growth)、現(xiàn)金流比率(Cashflow)以及董事會規(guī)模(Board)均與企業(yè)社會責任表現(xiàn)顯著正相關;資產(chǎn)負債率(Lev)卻與企業(yè)社會責任表現(xiàn)顯著負相關,可能是因為當企業(yè)負債更多的時候往往都不愿意將資源用于提升社會責任表現(xiàn)上。另外,董事會獨立性(Indepen)和兩職合一(Dual)與企業(yè)社會責任水平在統(tǒng)計上不顯著,可能的原因是我國尚未形成完善發(fā)達的獨立董事市場,董事會都由內部董事所支配,這使得獨立董事制度的執(zhí)行大打折扣。

表4 假設檢驗

經(jīng)過上述分析可得,國有資本參股提高1個百分點,民營企業(yè)社會責任表現(xiàn)則提高0.187個百分點。然而OLS回歸只能得到國有資本參股對民營企業(yè)社會責任表現(xiàn)的條件期望影響,并且最小二乘模型中殘差平方和容易受到極端值的影響,回歸結果難免出現(xiàn)偏誤。再者OLS回歸只能大體上反映自變量對因變量的影響,對處于不同分位點的因變量,自變量是否也能起到作用我們無從得知。基于此,采用Koenker &Bassett(1978)提出的分位數(shù)回歸對模型(1)進行再次檢驗。分位數(shù)回歸是對均值回歸的拓展,分位數(shù)回歸假設因變量(企業(yè)社會責任表現(xiàn)CSP)條件分布的分位數(shù)是自變量(國有資本參股Dum_state)的線性函數(shù),可以估計自變量對因變量在每個分位點上的影響。表4的(2)～(6)列顯示了0.1、0.3、0.5、0.7和0.9共5個分位點的回歸結果?？梢钥闯?只有0.1和0.3兩個分位點顯著;從0.5分位點到0.9分位點,隨著分位點的升高,國有資本參股對民營企業(yè)社會責任表現(xiàn)的影響在整體上逐漸減弱,但是在統(tǒng)計上并不顯著,原因可能是當企業(yè)社會責任表現(xiàn)本身就比較高時幾乎不會受到國有資本參股與否的影響。

2.分組檢驗。從企業(yè)內部控制質量、企業(yè)所屬地區(qū)市場化程度以及企業(yè)社會責任敏感度等方面展開。

(1)企業(yè)內部控制質量的影響。采用迪博內部控制指數(shù)對企業(yè)內部控制質量加以量化,并按照年度中位數(shù)分為高低組。檢驗結果如表5列(1)和列(2)所示,在內部控制質量低組Dum_state的系數(shù)在更大且在更高的顯著性水平上顯著,表明國有資本參股在內部控制質量低的民營企業(yè)中發(fā)揮效用更顯著,假設H2得證。Sobel檢驗同樣證實了這一點。

表5 分組檢驗

表6 穩(wěn)健性檢驗

(2)企業(yè)所屬地區(qū)市場化程度的影響。采用樊綱市場化指數(shù)來衡量地區(qū)的市場化程度(3)注:由于方案告知書只更新到2016年,其余四年是根據(jù)平均增長率推算所得。。檢驗結果如列(3)和列(4)所示,市場化程度高組Dum_state的系數(shù)在1%的水平上顯著為正,而在低組系數(shù)不顯著,表明國有股權參與對民營企業(yè)社會責任表現(xiàn)的影響僅在市場化程度較高的地區(qū)起作用,假設H3未得到支持?？赡苁且驗槭袌龌潭鹊偷牡貐^(qū)所面臨的環(huán)境壓力較小,企業(yè)通過社會責任表現(xiàn)來向投資者傳遞信息的意愿較小。

(3)企業(yè)社會責任敏感度的影響。高勇強等(2012)[39]認為社會責任敏感度高的企業(yè)往往因環(huán)境污染、食品安全等問題受到社會公眾的關注。為轉移公眾注意力,避免不負責任行為被報道,社會責任敏感度高的企業(yè)通常會積極承擔社會責任。參考以往文獻的做法,按照證監(jiān)會《上市公司行業(yè)分類指引》進行行業(yè)分類(4)注:將采掘業(yè)、食品行業(yè)、重污染行業(yè)(主要包括冶金、化工、石化、煤炭、火電、建材、造紙、釀造、制藥、發(fā)酵、紡織、制革和采礦業(yè))列為社會責任敏感性行業(yè),若樣本企業(yè)屬于上述行業(yè)取1,否則取0。。檢驗結果列(5)和列(6)所示,在兩組中Dum_state的系數(shù)均顯著為正,表明社會責任敏感度高與否,國有資本參股均能提高民營企業(yè)社會責任表現(xiàn),而在敏感度低組該作用更顯著,并且通過了Sobel的組間系數(shù)差異檢驗,假設H4得到支持。

3.穩(wěn)健性檢驗。(1)自變量滯后一期。為解決自變量與因變量互為因果導致的內生問題,將自變量滯后一期再進行檢驗,回歸結果未發(fā)生實質變化。(2)雙向固定效應模型?；趯ξ从^測到的不隨時間變化的企業(yè)個體異質性的考慮,同時固定企業(yè)個體和時間效應,重新進行回歸估計。(3)替換變量。第一,借鑒羅宏和秦際棟(2019)對國有資本參股的認定方法,采用企業(yè)前十大股東中國有股東持股比例總和(Num_state)對自變量進行替換。第二,借鑒買生和楊一蘇(2017)[51]的做法,采用每股社會貢獻值來衡量企業(yè)社會責任表現(xiàn)(5)具體計算公式:每股社會貢獻值=(凈利潤+所得稅費用+稅金及附加+財務費用+應付職工薪酬年末數(shù)-應付職工薪酬年初數(shù)+支付給職工以及為職工支付的現(xiàn)金+公益性捐贈)/年末總股數(shù)。。(4)改變樣本范圍。以2013年為時間節(jié)點,檢驗混合所有制改革對民營企業(yè)社會責任表現(xiàn)的影響。一系列檢驗結果均與前文基本一致,進一步證明研究結論具有穩(wěn)健性。

4.機制檢驗。前文結果表明,國有資本參股能夠正向影響民營企業(yè)社會責任表現(xiàn),通過幾組穩(wěn)健性檢驗,得出一致的結論。那么,國有資本參股是如何影響企業(yè)社會責任表現(xiàn)的,背后的表現(xiàn)路徑又是怎樣的呢?根據(jù)前文分析可知,國有資本參股能夠緩解民營企業(yè)的融資約束,以此提升其社會責任表現(xiàn)。而有學者研究發(fā)現(xiàn)異質資本也可通過提高資產(chǎn)配置效率來影響企業(yè)社會責任行為(董小紅等,2021)[35]。對此,國有資本參股究竟是通過融資約束機制影響民營企業(yè)社會責任,還是通過資源配置機制?抑或兩者兼而有之?下面分別對這兩條路徑進行機制檢驗。

(1)國有資本參股影響民營企業(yè)社會責任表現(xiàn)的融資約束機制。以SA指數(shù)作為融資約束的衡量指標(6)具體公式:SA=-0.737Size+0.043Size2-0.04Age;其中,Size為企業(yè)規(guī)模,以企業(yè)總資產(chǎn)取對數(shù)來衡量;Age為企業(yè)年齡,以樣本觀測年份減去企業(yè)注冊年份來衡量;借鑒董小紅等(2021)對SA指數(shù)進行了取絕對值的處理,該指數(shù)越大,說明企業(yè)融資約束程度越大。,檢驗結果如表7列(1)和列(2)所示。列(1)反映了國有資本參股與融資約束顯著負相關;列(2)反映了加入融資約束這一中介變量后,Dum_state系數(shù)相比表4列(1)有所減小,融資約束系數(shù)為負,表明國有資本參股能夠有效緩解融資約束,進而提升民營企業(yè)社會責任表現(xiàn)。另外,Sobel檢驗的Z統(tǒng)計量在1%的水平上顯著,進一步證實了融資約束的中介效應。

表7 機制檢驗

(2)國有資本參股影響民營企業(yè)社會責任表現(xiàn)的資源配置機制。選取資產(chǎn)收益率(ROA)度量企業(yè)的資產(chǎn)配置效率,該值越大效率越高。列(3)反映了國有資本參股正向影響資產(chǎn)配置效率;列(4)反映了資產(chǎn)配置效率在國有資本參股與民營企業(yè)社會責任表現(xiàn)之間發(fā)揮的中介效應也成立。

綜上,國有資本參股影響民營企業(yè)社會責任表現(xiàn)有兩條路徑,即緩解融資約束和提高資源配置效率,這主要是因為異質資本在緩解民營企業(yè)融資約束的同時在一定程度上也提高了民營企業(yè)的資產(chǎn)配置效率,從而促進社會責任表現(xiàn)的提升。

五、結論與啟示

激活非國有企業(yè)活力,支持非國有經(jīng)濟健康持續(xù)發(fā)展是現(xiàn)階段重點關注的議題之一。選取2010—2020年A股上市民營企業(yè)為樣本,研究分析民營企業(yè)與國有資本的合作對社會責任表現(xiàn)的影響,結果表明:(1)國有資本參股顯著提升了民營企業(yè)社會責任表現(xiàn)。(2)從國有資本參股與民營企業(yè)社會責任表現(xiàn)的傳導機制看,國有股權即可緩解民營企業(yè)融資約束,也可提高資源配置效率,從而達到企業(yè)社會責任表現(xiàn)的提升效果。(3)從內外部環(huán)境因素的調節(jié)效應看,地區(qū)市場化程度與國有資本參股存在一定的互補效應,在市場化程度較高的地區(qū),國有資本參股對民營企業(yè)社會責任表現(xiàn)的影響更顯著,而在市場化程度較低的地區(qū),該作用就不那么明顯;社會責任敏感度和企業(yè)內部控制質量則與國有資本參股呈現(xiàn)出一定的替代效應,即國有資本參股對民營企業(yè)社會責任表現(xiàn)的影響在社會責任敏感度低且內部控制質量差的企業(yè)更顯著。

政策啟示是:(1)積極推進異質資本合作,提高企業(yè)資源獲取能力,進行資源合理配置。結果表明,民營企業(yè)通過與國有資本合作,形成多元化的股權主體,能在一定高程度上得到政府庇護,獲得更多補貼與稅收優(yōu)惠,從而緩解自身融資約束,并相應承擔國有資本的政策性負擔,提升社會責任表現(xiàn)。因此,民營企業(yè)混合所有制改革需從廣度和深度同時推進,實現(xiàn)異質資本的相互融合,相互制衡。(2)環(huán)境是影響企業(yè)行為決策的重要因素。民營企業(yè)能否持續(xù)健康發(fā)展,更多取決于國有資本參股是否真正發(fā)揮其優(yōu)勢,內外部環(huán)境是否為其提供保障。研究發(fā)現(xiàn),地區(qū)市場化程度越高,國有資本參股對民營企業(yè)社會責任表現(xiàn)的提升作用越明顯。因此,提高民營企業(yè)社會責任表現(xiàn)還需從根源上解決民營企業(yè)所面臨的制度困境,力求營造良好的營商環(huán)境。