企业社会责任、企业声誉与企业可持续发展能力研究

Research on Corporate Social Responsibility, Corporate Reputation and Corporate Sustainable Development Capability

摘要: 以2015~2020年沪深两市A股上市公司数据为研究样本，基于利益相关者理论和资源基础理论，实证研究企业社会责任与企业可持续发展能力之间的关系，并验证企业声誉的中介作用。研究结果表明，企业社会责任显著促进企业可持续发展能力的提升；企业声誉在企业社会责任与可持续发展能力之间存在中介效应。旨在提高企业积极承担社会责任的意识，通过社会责任的履行获取更多的异质性资源，进而提高企业可持续发展能力，促进企业经济高质量发展。

Abstract: Based on the data of A-share listed companies in Shanghai and Shenzhen from 2015 to 2020, this paper empirically studies the relationship between corporate social responsibility and corporate sustainable development ability based on stakeholder theory and resource-based theory, and veri-fies the mediating role of corporate reputation. The results show that corporate social responsibility significantly promotes the improvement of corporate sustainable development ability; corporate reputation has a mediating effect between corporate social responsibility and sustainable devel-opment ability. It aims to improve the awareness of enterprises to actively undertake social re-sponsibility, obtain more heterogeneous resources through the implementation of social responsi-bility, and then improve the sustainable development ability of enterprises and promote the high-quality development of enterprise economy.

1. 引言

新时代背景下，企业面临着如何转型升级进而寻求新的发展机遇的问题。从片面地追求经济效益到如今对社会效益的高度关注，企业作为社会财富的创造者 [1]，必须在新经济背景下抓住机会，突破当前盲目追求经济效益增长的理念，实现高质量经济的转型升级，并以此促进企业的可持续发展。

企业可以通过承担社会责任来获得异质性资源，也可以通过社会责任的履行途径提高企业的可持续性竞争力。同时，以共享为实践理念的企业社会责任也成为企业不可替代的竞争优势。企业积极承担社会责任可以提高本身的声誉资本 [2]，进而赢得顾客和合作者的信任，从而提高企业的营销效率和营运实力。社会责任的履行能够为企业带来更多的资源和机遇，刺激企业提升内外部资源整合的能力，促进企业的可持续发展。因此，本文要解决的第一个问题就是基于数据分析研究企业社会责任对企业可持续发展能力的影响关系。

制度一般分为强制性执行的正式制度与带有经验性、没有明确规则约束的非正式制度。正式制度是企业必须遵守的制度，而非正式制度主要依靠企业的自我约束实施 [3]，具有较强的社会性。企业社会责任的承担能够提升企业的声誉资本，因此隶属于非正式制度的企业声誉对企业生产规划活动是否存在促进作用，即企业声誉在企业社会责任和企业可持续发展能力之间是否存在影响是本文要解决的第二个问题。

2. 理论分析与研究假设

2.1. 企业社会责任与可持续发展能力

企业社会责任(Corporate social responsibility)最早被Bowen定义为“在企业家进行政策制定、决策执行以及行动实施时，有合理义务满足社会期望的目标价值” [4]。从利益相关者视角出发，企业社会责任的履行能够满足利益相关者对企业的不同需求，通过融资、员工、客户等多方面的价值创造，从而提升企业价值 [5]。基于企业竞争力角度，社会责任的履行能够直接且高效的提升企业在社会上的形象品牌力，能够促进企业与社会其他群体的良好关系建设 [6]。现如今，随着社会效益关注度的逐渐提高，CSR也上升为战略性企业策略的高度，被认为是企业突破僵局，重新获取竞争优势的重要举措。

可持续发展最早被定义为是一种满足当代人的需求同时又不会损害子孙后代需求满足的一种能力 [7]，随后Deloitte & Touche指出可持续发展是在企业发展基础上，采取保护、维护和提高资源利用率的措施，以满足未来发展的需要，强调了在整个经济系统中，企业的可持续发展是极为重要的一个组成部分。蔡维灿认为企业可持续发展能力以创新、资源整合、运营、营销等形式表现出来，是保持竞争力持续性成长的能力 [8]。苏屹将其定义为企业在实现经营目标和保障企业竞争力的过程中，既要不断的获取利益，又要保证一定的竞争优势，关键是要保证企业财务指标的稳定以及经营能力、盈利能力和偿债能力的提高 [9]。

2.2. 企业社会责任对企业可持续发展能力的影响

首先，企业社会责任的承担能够为企业带来不可复制的异质性资源，是企业可持续性竞争优势的主要来源。企业社会责任能够满足利益相关方的需求，促进彼此间关系网络的建立，从而获得更多的信任和资源投入，扩大企业的竞争优势。企业社会责任与企业文化融合的战略决策是企业提高竞争力的重要举措，能够实现文化创新与经济利润提升的双重作用 [10]。研究指出，积极承担社会责任不仅是时代发展的必要举措，也是新经济背景下企业获得持续竞争优势的主要途径 [11]。

其次，企业社会责任能够提升企业的营运力，提高企业的可持续发展能力。企业社会责任有利于企业经济利润的提高 [12]，能够为企业的核心业务提供资金支持并由此提高企业的运营能力 [13]。Inoue Y在对旅游企业进行研究时，基于利益相关者角度认为积极承担企业社会责任的企业财务效益比着同类别企业更好 [14]。Clarkson在研究美国高污染行业过程中指出，企业环境信息的披露与企业自身价值息息相关，自愿披露环境信息将对企业社会责任起着促进作用，一定程度上这些披露也对企业未来盈利存在增量解释 [15]。营运资金作为企业高质量持续发展的重要保障，企业社会责任有利于提升营运管理效率，从而有利于企业可持续发展能力的提高 [16]。

随着关于社会责任研究的深入，战略性社会责任开始被学者引入可持续发展模型中。企业社会责任与企业战略的结合赋予企业社会责任更重的使命，企业社会责任带来的外部性异质资源是企业突破自身发展困境，获取新的竞争优势的主要资源，在一定程度上企业内异质性资源的整合还能够提升企业的动态能力，进而促进企业的可持续发展。综上所述，本文提出如下假设：

假设1：企业社会责任对企业可持续发展能力具有正向促进作用。

2.3. 企业社会声誉的中介效应

企业声誉一方面能够为企业创造一系列附加价值，另一方面也是企业的无形资产 [17]，是企业价值的体现。企业声誉是公众、社会、政府和其他利益相关者对企业行为的综合性评价，企业需要付出一定的成本来提升自己的声誉得分 [18]，进而提高企业的声誉度。

首先，企业社会责任的承担能够提升企业声誉及企业认同感。随着社会效益的提及，部分企业为了获得一定的知名度会主动进行社会责任的承担，企业责任承担的水平会正向影响顾客对企业的认同程度 [19]。在零售企业的研究中，孙绪芹学者以消费者为主体，聚焦于企业社会责任的消费者角度，通过实证证实了履行社会责任能够提升企业的认知声誉和情感声誉 [20]。企业声誉会作为基准影响消费者对企业社会责任承担的认知和反应效应 [21]，外界群体感知到企业社会责任的承担，从而进行认知反应，提升企业认同感和可信度，企业声誉得到提高。

其次，基于信号传递理论，企业声誉能够约束企业的行为并带来异质性资源，进而提升企业的营运能力、创新能力以及企业的可持续竞争优势，达到企业的可持续发展。企业声誉越高代表企业受到的关注度越大，媒体关注度能够约束企业行为的开展，是监管企业行为的有效措施 [22]。基于声誉资本理论和声誉机制交易理论，企业较高的声誉能促使企业拥有一定的竞争优势，向利益相关者传播一定的乐观信号，从而维持他们与企业之间的关系网络 [23]，企业声誉有助于企业在市场竞争中获得更多的外部融资 [24]，进而提升企业的持续竞争优势和营运实力。综上所述，本文提出如下假设：

假设2：企业社会责任对企业声誉具有正向促进作用。

假设3：企业声誉对企业可持续发展能力具有正向促进作用。

假设4：企业声誉在企业社会责任与企业可持续发展能力之间具有中介作用。

基于以上内容，本文的研究模型如图1所示。

Figure 1. Research model

图1. 研究模型

3. 研究设计

3.1. 样本选择与数据来源

选取沪深两市2015~2020年A股全部上市企业作为研究样本，并对样本数据进行如下处理以提高数据有效性：剔除金融行业企业样本；剔除ST、ST*的企业样本；剔除财务数据和企业社会责任评分缺失的企业样本，并对连续变量进行1%和99%水平的缩尾处理。

3.2. 变量测量

企业社会责任(CSR)：根据和讯网公布的企业社会责任综合分数进行计量。和讯网作为披露上市企业社会责任评分的第三方网站，从股东责任、员工责任、供应商、客户和消费者权益责任、环境责任、社会责任五个方面出发进行评分。其中在默认情况下，股东责任权重为30%，员工责任占比15%，供应商、客户和消费者权益责任占据15%的比例，环境责任权重为20%，最后社会责任占比20%。

企业可持续发展能力(SDC)：根据国内外相关研究，采用综合指数评价方法来进行企业可持续发展能力的衡量。本文根据以往的研究基础，参考余伟萍 [25] 的研究，从企业的运营能力、偿债能力、盈利能力与成长能力四个方面来进行企业可持续发展能力指标体系的构建。具体如表1所示。

Table 1. Index system of enterprise sustainable development capability

表1. 企业可持续发展能力指标体系

企业社会声誉(REP)：参考沈洪涛等的做法，根据“中国500强”、“最受赞赏的中国公司”两个榜单，判断企业是否登榜，若样本企业进入榜单则计1分，未进入榜单则计0分。② 若企同时在两个榜单内，则计2分③ 企业社会声誉指标为企业在榜单上的得分合计，并使用ln(总得分 + 1)来度量此指标 [26]。

控制变量(Control)：企业规模(Size)、企业年龄(Age)、企业成长性(Growth)、董事会规模(Board)、资产负债率(LEV)。并设定Year哑变量来控制时间效应。

本文变量定义及计量如表2所示：

Table 2. Variable definition and measurement

表2. 变量定义与计量

3.3. 模型设计

将企业可持续发展能力(SDC)作为被解释变量，企业社会责任(CSR)作为解释变量，企业声誉(REP)作为中介变量构建模型(1)至模型(4)来检验假设1至假设4。

$SDC={\alpha }_0+{\alpha }_{1}CSR+{\alpha }_2{\displaystyle \sum Controlst+Year+Ind+{\epsilon }_t}$ (1)

$REP={\beta }_0+{\beta }_{1}CSR+{\beta }_2{\displaystyle \sum Controlst+Year+Ind+{\epsilon }_t}$ (2)

$SDC={\gamma }_0+{\gamma }_{1}REP+{\gamma }_2{\displaystyle \sum Controlst+Year+Ind+{\epsilon }_t}$ (3)

$SDC={\theta }_0+{\theta }_{1}CSR+{\theta }_{2}REP+{\theta }_3{\displaystyle \sum Controlst+Year+Ind+{\epsilon }_t}$ (4)

模型中Controls表示各控制变量的集合；α、β、γ、θ表示回归系数；ε_t表示随机误差项。

4. 实证分析

4.1. 因子分析

本文KMO值为0.794，巴特利球体检验的p值为0.000，说明此次样本数据较好，可以进行因子分析。本文采用主成分分析法对企业的可持续发展能力指标进行处理，选取特征值大于1的因子，其中矩阵旋转后的评价指标因子分析总方差解释表如下表3所示。

Table 3. Total variance of interpretation after rotation

表3. 旋转后的解释总方差

由表可知，共提取出五个特征值大于1的因子，并且其累计方差贡献率为78.89%，即提取的五个主因子对全部可持续发展能力指标的原有变量解释度已经达到了78.89%，代表性与解释率较高，根据因子得分系数矩阵可以分别计算得出五个主因子的得分，具体计算公式如下所示：

$\begin{array}{l}{F}_1=0.07790\ast O_1-0.17210\ast O_2-0.01259\ast O_3+0.40797\ast D_1+0.39236\ast D_2-0.30687\ast D_3\\ -0.06004\ast P_1+0.03001\ast P_2+0.07704\ast P_3-0.04006\ast G_1+0.00081\ast G_2-0.00823\ast G_3\end{array}$ (4-1)

$\begin{array}{l}{F}_2=0.49346\ast O_1+0.05898\ast O_2+0.46364\ast O_3+0.01664\ast D_1-0.00531\ast D_2-0.15254\ast D_3\\ -0.17446\ast P_1+0.15030\ast P_2-0.01658\ast P_3-0.03229\ast G_1-0.01886\ast G_2-0.00641\ast G_3\end{array}$ (4-2)

$\begin{array}{l}{F}_3=0.01647\ast O_1-0.22558\ast O_2-0.03090\ast O_3-{0.0049}_2\ast D1-0.00997\ast D_2+0.02352\ast D_3\\ -0.05471\ast P_1-0.03733\ast P_2+0.12372\ast P_3+0.11562\ast G_1+0.52104\ast G_2+0.50173\ast G_3\end{array}$ (4-3)

$\begin{array}{l}{F}_4=0-0.05076\ast O_1+0.37808\ast O_2+0.05074\ast O_3-0.05142\ast D_1-0.03935\ast D_2-0.02975\ast D_3\\ +0.51194\ast P_1+0.48800\ast P_2-0.11459\ast P_3+0.16327\ast G_1-0.11377\ast G_2-0.08488\ast G_3\end{array}$ (4-4)

$\begin{array}{l}{F}_5=0-0.00477\ast O_1+0.45932\ast O_2-0.00562\ast O_3+0.04174\ast D_1+0.07242\ast D_2+0.12840\ast D_3\\ -0.00549\ast P_1-0.06491\ast P_2+0.79453\ast P_3-0.33890\ast G_1+0.02247\ast G_2+0.07244\ast G_3\end{array}$ (4-5)

企业可持续发展能力的综合得分根据“得分 = 因子*权重”的加权公式进行计算，权重即为因子旋转后的方差贡献率占累积方差贡献率的比例。具体计算公式如下：

$\begin{array}{l}SDC=F_1\ast 0.1964/0.7889+F_2\ast 0.1784/0.7889+F_3\ast 0.1679/0.7889\\ +F_4\ast 0.1613/0.7889+F_5\ast 0.0849/0.7889\end{array}$ (4-6)

4.2. 描述性统计

由表4可知，样本企业的可持续发展能力的均值为1.96，标准差为4.33，最小值为−1.10，最大值为34.96，表明现有企业的可持续发展能力水平较低，存在较大的运营风险。社会责任履行水平均值为25.03，标准差为12.22，最低分为−1.24，表明现有企业虽然已经开始注重社会责任的承担，但是水平处于较低的一个发展阶段。企业声誉的均值为0.15，标准差为0.39，表明企业的声誉处于一个较为良好的上升阶段。对变量进行多重共线性检验，结果中VIF均值为1.45，表明变量间不存在明显的共线性问题，可以进行接下来的回归分析。

Table 4. Descriptive statistics result of main variables

表4. 主要变量描述性统计结果

4.3. 相关性分析

表5列出了主要变量的相关性分析结果，可以看出，企业社会责任与企业可持续发展能力之间的系数为0.122，且p值小于0.001，因此企业社会责任与企业可持续发展能力显著正相关，初步表明假设1成立。同理，企业社会责任与企业声誉显著正相关，企业声誉与企业可持续发展能力显著正相关，初步证实了假设2和假设3。企业规模、企业年限等控制变量的相关性结果也与前人研究一致。相关性分析的结果初步验证了本文所提出的前三个假设，奠定了后续研究的基础。

Table 5. Correlation analysis

表5. 相关性分析

4.4. 回归分析

在进行回归之前，通过Hausman检验进行面板数据分析模型的选择，结果表明模型中p = 0.000，显著拒绝原假设，因此选用固定效应模型进行回归检验 [27]，结果如表6所示。

Table 6. Regression analysis

表6. 回归分析

基于表6模型(1)的回归结果，企业社会责任与企业可持续发展能力之间的回归系数为0.2070且在1%水平上显著，因此企业社会责任正向促进企业可持续发展能力的提高，假设1得到证实；基于模型(2)的结果，企业社会责任与企业声誉之间的回归系数为0.2125且在1%水平上显著，因此企业社会责任对企业声誉有正向促进效应，假设2得到证实；基于模型(3)的结果，企业声誉与企业可持续发展能力之间的回归系数为0.4891且在1%水平上显著，因此企业声誉对企业可持续发展能力具有显著的正向促进作用，假设3得到证实。

4.5. 中介效应检验

基于模型(4)，本文使用bootstrap检验进行1000次抽样的方法进行企业声誉中介效应的检验，通过bootstrap r(ind_eff) r(dir_eff)，reps(1000)：sgmediation Y，mv(M) iv(X) cv(Control)语句进行实证操作，bootstrap检验结果如表7所示：

Table 7. Intermediary effect test

表7. 中介效应检验

注：(P) percentile confidence interval; (BC) bias-corrected confidence interval.

其中，_bs_1代表间接效应，_bs_2代表直接效应，95%的置信区间不包括0即表示效应显著。表7结果显示，本次回归结果中直接效应和间接效应的置信区间皆不包含0，明存在部分中介效应，因此企业声誉在企业社会责任和企业可持续发展能力之间发挥了部分中介作用，假设5得到证实。

4.6. 稳健性检验

本文采取替换被解释变量的方法进行稳健性检验，以保证本文研究结果的可靠性。借鉴张逸 [28] 的研究方法，利用范霍恩可持续发展静态模型对企业的可持续发展能力进行衡量与计算，变量的具体计算公式为：

$SDC=\frac{\left[销售净利率\ast 收益留存率\ast \left(1+产权比率\right)\right]}{\left[1/总资产周转率-销售净利率\ast 收益留存率\ast \left(1+产权比率\right)\right]}$ (4-7)

将替换后的企业可持续发展变量带入模型重新进行回归检验，结果如表8所示，发现回归结果中核心变量的系数符号和显著性与原先变量的回归结论是一致的，即说明本文的研究结论是稳健的，具备准确性和可靠性。

Table 8. Robustness check

表8. 稳健性检验

5. 研究结论

本文以沪深A股上市公司的数据为研究样本，对企业社会责任、企业声誉以及企业可持续发展能力三者之间的关系进行研究。通过实证分析，本文证实了企业社会责任对企业可持续发展能力具有正向促进作用，并在此基础上验证了企业声誉的中介作用。

首先，企业社会责任对企业可持续发展能力具有正向促进作用。通过对可持续发展能力指标体系的因子分析，发现企业可持续发展能力对企业的财务绩效具有正向促进作用。企业承担社会责任一方面能够带来异质性资源，减少企业投入成本，另一方面社会责任的承担能够提升企业的营运力，提升企业利润。

其次，企业社会声誉、企业社会责任与可持续发展能力之间存在中介效应。通过对企业声誉中介作用的检验发现，企业声誉起着部分中介作用。企业社会责任能够为企业带来异质性资源，企业声誉通过信号传递约束企业行为并促进外部投资，进而减少企业的投入成本，提升企业利润。企业声誉一方面直接作用于企业可持续发展能力，另一方面通过传递企业社会责任的积极信号进而提升企业可持续发展能力。

未来研究可以以企业社会责任与可持续发展能力关系为理论基础，拓展研究不同性质、不同行业企业存在的不同之处。此外还可以从空间位置视角、政府政策视角进行扩展研究。