一、引言
近几年公众对以社会责任履行为代表的上市公司非经营绩效异常关注，甚至通过企业社会责任报告披露信息判断企业的经营状态和未来发展潜力。关于企业履行社会责任的动因，已有学者从企业外部监管压力、董事会治理和高管特征等方面进行了考察[1-3]，然而企业社会责任履行是否受企业绩效的影响，未有系统性研究。 相反大量文献检验了社会责任履行对企业绩效的影响[4-6]，但未得到统一的结论，并且这些文献普遍存在一个问题，即将“企业社会责任履行对企业绩效的影响”视为二者的相关性，忽视了逆向路径。理论上，社会责任对企业绩效的影响机理与企业绩效对社会责任的影响机理存在较大差异，主要体现在两点：一是影响时期的差异， 企业履行社会责任能直接提升利益相关者和社会对企业的良好形象，同时也会增加企业当期成本投入，表现为当期的影响；财务绩效对企业社会责任履行则可能是滞后的，履行社会责任需要企业投入资源，上一期的经营业绩制约了本期的资源投入预算；二是主客观的差异，履行社会责任能否为企业带来各种资源，很大程度上取决于利益相关者的态度，相反企业业绩增长后，是否履行社会责任、在哪些方面履行社会责任、投入多少则更多由企业战略类型和高管动机决定。可见，不能根据现有学者的研究成果来推断企业绩效对社会责任履行影响的结论。
现代制企业通过聘请职业经理人治理企业，后者则通过治理业绩获得相应的报酬，因此高管报酬往往与企业绩效挂钩。在此机制下，企业社会责任的履行既可能是一种在职行为，也可能是高管趁机“伪装”业绩波动、 蒙蔽利益相关者的手段。朱敏等[7]指出企业高管通常存在盈余管理动机，会通过履行社会责任掩盖或转移公众、中小股东对企业负面信息的关注。魏立江和施雪梅[8] 认为企业披露社会责任履行更可能是想向外部投资者传递相对积极的信号，但这种信号的真假性与企业经营成果有很大关联。这表明高管动机可能对企业财务绩效与社会责任履行的关系产生影响，使二者的理论关系变得复杂化。诸多研究证实股权激励是促进高管与企业利益趋同的重要方法，其能降低高管盈余管理动机，但如何影响财务绩效与企业社会责任履行的关系仍不明确， 有待实证检验。基于此，本文选取2012—2019年我国制造业上市公司数据，分析企业财务绩效对企业社会责任履行水平的影响，并比较不同产权和不同生命周期企业的异质性。在此基础上，进一步探究高管与企业利益趋同性的调节作用。
二、理论分析与研究假设
企业履行社会责任一方面可以提高企业在相关利 益者中的形象，如对债权人责任履行的低负债经营能提高企业融资能力，对政府责任履行的不偷税漏税能增进政企关系，这些都有助于提高企业绩效，另一方面履行社会责任将增加企业成本，因此社会责任履行能否提高绩效取决于企业所获得的各项资源总和是否超过投入成本。这两个方面也映射了企业财务绩效对企业社会责任履行水平的影响机理。总体来看，社会责任是企业可选择性履行的项目，同时履行社会责任需要资金，因此业绩越好、现金流越充足的企业更会慷慨地履行社会责任义务，业绩差的企业则会减少甚至不履行各项社会责任。魏立江和施雪梅[8]指出只有当绩效良好时，企业才更 有意愿来承担社会责任履行。因此从资源角度，企业业绩能增加企业社会责任履行水平。对上市公司来说，企业业绩披露信息有限，而投资者又习惯于发掘企业的各种信息。因此履行社会责任履行更多是企业向各相关利益者传递信号的途径，社会责任履行水平越高，传递的正信号越强，更有可能表明此时有良好的经营业绩。结合信号传递理论，企业财务绩效与社会责任履行水平也呈正相关。Mercedes[9]基于西班牙上市企业数据，分析发现内部治理越好的企业，财务绩效与履行社会责任互相促进，产生良性循环。鲁悦和刘春林[10]研究得到企业实 际绩效低于组织期望绩效的差值越大，企业社会责任履行程度越低。不过，企业财务绩效对企业社会责任履行的影响很可能具有滞后性，只有前期积累了一定绩效的企业才有意愿增加社会责任履行。据此，本文提出假设：
假设1：企业绩效对企业社会责任履行存在滞后的正影响
在我国，国有企业与民营企业的经营目标有很大差 异，这种差异也决定了企业履行社会责任的态度。国有 企业更多对社会、员工负责，因此无论短期绩效如何波 动，并不会减少各方面社会责任履行。相反，民营企业以 利润最大化为经营目标，企业履行社会责任更多出于上 市融资后迫于大众、媒体监督压力下的一种行为，因此 这类企业社会责任履行的广度和深度必然与企业业绩 关联，更好的业绩和现金流将是民营企业履行社会责任 的前提，民营企业社会责任履行对企业绩效更敏感。
相对于成熟期企业，处于成长周期的企业普遍现金流不充裕，与此同时，由于成长企业经营不稳定，企业 风险高，在融资能力上不如发展稳定的企业，因此成长 性企业即使获得了较好的经营业绩，也会减少社会责 任履行投入。相反，成熟周期企业与商业银行关系稳 定，不缺现金流，同时成熟企业及其产品在社会中具有一定的影响力，更加重视企业的社会声誉，因此会积极履行社会责任，以维护与各利益相关者的关系。据此本 文提出假设：
假设2a：相对于国有企业，民营企业绩效对企业社会责任履行水平的正影响更显著
假设2b：相对于成长期企业，成熟期企业绩效对企业社会责任履行水平的正影响更显著
在委托代理关系下，降低高管代理冲突的较有效途径是使高管所得利益与企业、大股东利益一致。市场价值代表了企业长期绩效，因此为防止高管短期的盈余管理，理论分析认为股权激励能有效解决代理冲突问题。 对高管的股权激励也将影响企业的财务绩效与社会责任履行水平的关系：首先，股权激励通常以3-5年的企业业绩目标作为激励条件，而现阶段大多数盈余管理只针对某一年绩效有效，做大本年业绩意味着下一年业绩面临“缩水”，高管如此操作并未获得更多好处，反而增加了职业风险。因此在股权激励机制下，高管更加注重企业的长期发展。在企业绩效与企业社会责任履行正相关的假设下，企业绩效下降意味着绩效变动对企业社会责任履行的边际影响更大。其次，随着高管与企业利益趋同度上升，高管更加注重行业内声誉，当高管无力提高企业绩效或扭亏为盈时，更有可能通过加大履行社会责任水平来提升企业在各利益相关者中的形象，为企业后期发展建立更有利的内外部环境。黄保亮和侯文涤[11]发 现董事激励水平较高的公司社会责任履行更强。魏立江和施雪梅[8]也得出管理层权力对企业绩效与社会责任履 行正关系具有促进作用。基于此，本文提出假设：
假设3：高管股权激励对企业绩效与社会责任履行水平的正影响有促进作用
三、研究设计
（一）样本选取与数据来源
本文以2012—2019年我国制造业上市企业作为研究对象，为了保证样本选择的合理性，只保留在样本期 间连续存在的企业。经过整理，得到1344家企业的面板 数据，根据所有权性质，国有企业有3781个观测值，民营企业（含外资企业）有6762个观测值，根据企业生命周 期，成长生命周期企业有3219个观测值，成熟生命周期企业有4030个观测值（不考虑衰退周期企业）。本文所选取的各变量数据均来自于CSMAR数据库。
（二）变量定义
（1） 企业社会责任。学术中较多采用润灵环球的企业社会责任评分界定社会责任履行水平，但缺失很多 企业数据，无法估计结果。本文以每股社会贡献值衡量 企业社会责任履行水平，同时用企业社会责任信息披露强 度进行稳健性检验。每股社会贡献值综合了多个企业相 关者的利益，其计算公式等于（净利润+所得税费用+营业税金及附加+支付给职工以及为职工支付的现金+本期应付职工薪酬-上期应付职工薪酬+财务费用+捐赠）/ 年平均总股本数。
（2） 企业绩效。衡量企业绩效的指标很多，本文选择净资产收益率代理企业绩效，同时以企业净利润增长 率进行稳健性检验。
（3） 高管与企业利益趋同度。激励降低高管与企业大股东之间信息不对称的有效途径，而在激励方法中， 股权激励相对于现金激励的效果更明显。本文选择高管总持股比例代表企业与高管利益趋同程度。
（4） 分组变量。企业产权性质按企业实际控制人分
其中，CSRit是企业履行社会责任水平，PERi,t-1是上一期的企业绩效，Controlj，it代表方程的控制变量。
为检验自由现金流的中介效应，建立如下模型：
CASHi,t-1=C+δ1×PERi,t-1+∑ βj×Controlj，it+εit 模型2 CSRit=C+δ2×CASHi,t-1+∑ βj×Controlj，it+εit 模型3
其中，CASHit是企业自由现金流，采用资产负债率中的货币现金与总资产的比值表示。如果模型1中的α 系数显著大于0，则δ1 和δ2 也应显著为正，才符合中介效应。
为检验高管与企业利益趋同的调节效应，进一步构建如下模型：
为国有企业和民营企业。企业生命周期采用Dickinson[12]
的现金流分类法，通过企业经营活动、投资活动和筹资 活动产生的净现金流量的方向组合判断企业所处的生 命周期。该方法强调现金流方向而非现金流大小能有效 回避财务数据被操纵所带来的影响。本文将企业生命周 期界定为成长期、成熟期和衰退期三个阶段，具体判断 见表1。
表1 企业生命周期确定方法
|
经营现金 |
投资现金 |
筹资现金 |
生命周期 |
|
流 |
流 |
流 |
初创期 |
|
减 |
减 |
增 |
成长期 |
|
增 |
减 |
增 |
成熟期 |
|
增 |
减 |
减 |
衰退期 |
|
其余现金流组合 |
|||
（5） 控制变量。借鉴已有研究，选取企业规模、资产负债率、应收账款占比、会计师事务所类型、股权集中 度作为控制变量。本文主要变量定义及说明如表2所示。
表2 变量定义
|
变量类型 |
名称 |
符号 |
指标定义 |
|
被解释变量 |
企业社会责任 |
CSR |
每股社会贡献值 |
|
解释变量 |
企业绩效 |
ROE |
净资产收益率 |
|
GROWTH |
净利润增长率 |
||
|
中介变量 |
自由现金流 |
CASH |
货币资金与总资产的比值 |
|
调节变量 |
高管与企业利益趋同度 |
EI |
高管总持股比例 |
|
分组变量I |
产权性质分类 |
SOE |
国有=0，民营 =1 |
|
分组变量 II |
生命周期分类 |
CYCLE |
成长期 =0，成熟期 =1 |
|
控制变量 |
企业规模 |
SIZE |
总资产自然对数 |
|
负债率 |
LEV |
资产负债率 |
|
|
应收账款占比 |
REC |
应收账款与总资产的比值 |
|
|
会计师事务所类型 |
BIG8 |
企业聘请的会计师事务所属于“ 八大”取值 1，否则 取 0 |
|
|
股权集中度 |
CR1 |
第一大股东持股比例 |
（三）模型构建
本文建立如下模型检验假设1和假设2：
其中，EIit 是高管与企业利益趋同度的代理变量， EIit*PERi,t-1是利益趋同度与企业绩效的乘积交叉项，用于判别调节效应。
四、实证分析
（一）描述性统计
表3显示企业社会责任均值为1.063，其中国有企业的社会责任均值为1.365，民营企业的社会责任均值为0.900，成长周期企业的社会责任均值为1.167，成熟周期企业的社会责任均值为1.266，与前面分析一致。企业绩效指标中，净资产收益率均值为0.046，净利润增长率均值则小于0，二者相关系数为0.55，从标准差和两个分位数可以看出企业盈利水平存在较大差距。企业平均可支配现金率为0.169，高管总持股比例均值为5.7%，此外企业规模均值为22.163，平均资产负债率为42.9%，平均应收账款比例为12.7%，选择“八大”会计师事务所审计的企业占43.4%，第一大股东持股比例均值为32.7%。
表3 描述性统计
|
变量 |
观测值数 |
均值 |
标准差 |
1%分位数 |
99%分位数 |
|
CSR |
10752 |
1.063 |
1.079 |
-1.040 |
5.931 |
|
ROE |
10675 |
0.046 |
0.157 |
-0.888 |
0.378 |
|
GROWTH |
10752 |
-0.424 |
4.638 |
-30.254 |
12.596 |
|
ROEt-1 |
10676 |
0.054 |
0.148 |
-0.888 |
0.378 |
|
GROWTHt-1 |
10583 |
-0.372 |
4.514 |
-30.254 |
12.596 |
|
CASH |
10752 |
0.169 |
0.120 |
0.000 |
0.930 |
|
EI |
10752 |
0.057 |
0.122 |
0.000 |
0.580 |
|
SIZE |
10752 |
22.163 |
1.193 |
19.569 |
25.538 |
|
LEV |
10752 |
0.429 |
0.207 |
0.050 |
0.983 |
|
REV |
10752 |
0.127 |
0.096 |
0.000 |
0.427 |
|
BIG8 |
10752 |
0.434 |
0.496 |
0.000 |
1.000 |
|
CR1 |
10752 |
0.327 |
0.139 |
0.086 |
0.716 |
（二）企业财务绩效对社会责任履行的影响分析
表4 前两列显示， 当期的企业财务绩效系数为0.179，但统计不显著，滞后一期的财务绩效系数为0.261，在1%概率下统计显著，说明本期财务绩效对本期社会责任履行不存在明显的正效应，但上一期财务绩效 增加能显著提升企业本期社会责任履行水平，结果验证了了假设1。后四列为不同性质特征样本企业的结果，可 以看到四列中滞后一期的财务绩效均显著为正，比较来看，民营企业、成熟企业的系数和显著性均高于国有企 业、成长企业，支持假设2。此外，规模越大、第一大股东 持股比例越高、负债率越低的企业，社会责任履行水平 越高，应收账款水平和会计师事务所类型与企业社会责 任履行水平不存在关联。
表4 企业财务绩效对社会责任履行的影响
|
样本 |
（1）整体 |
（2）整体 |
（3）国有 |
（4）民营 |
（5）成长 |
（6）成熟 |
|
ROEt-1 |
0.261*** （0.046） |
0.159** （0.080） |
0.333*** （0.059） |
0.326** （0.159） |
0.716*** （0.110） |
|
|
ROE |
0.179 （0.138） |
|||||
|
SIZE |
0.271*** （0.013） |
0.195*** （0.011） |
0.494*** （0.028） |
0.190*** （0.015） |
0.244*** （0.026） |
0.347*** （0.029） |
|
LEV |
-0.645*** （0.059） |
0.428*** （0.053） |
-0.727*** （0.125） |
-0.542*** （0.067） |
-0.139 （0.138） |
-0.755*** （0.138） |
|
REV |
0.169 （0.141） |
-0.010 （0.120） |
0.328 （0.293） |
0.141 （0.161） |
0.725** （0.346） |
-0.072 （0.339） |
|
BIG8 |
0.034 （0.022） |
-0.007 （0.019） |
-0.034 （0.039） |
0.071*** （0.027） |
0.040 （0.048） |
-0.018 （0.044） |
|
CR1 |
1.479*** （0.101） |
1.031*** （0.085） |
1.218*** （0.210） |
1.408*** （0.116） |
1.568*** （0.230） |
1.293*** （0.193） |
|
constant |
-5.202*** （0.293） |
-3.882*** （0.246） |
-9.921*** （0.620） |
-3.574*** （0.333） |
-4.858*** （0.599） |
-6.624*** （0.641） |
|
模型 |
固定 |
固定 |
固定 |
固定 |
固定 |
固定 |
|
N |
10676 |
10675 |
3749 |
6721 |
3210 |
4019 |
注：*、**、*** 分别表示在 10%、5%和 1%概率下统计显著，括号内为标准误，下同。
企业盈利水平越高，不一定代表企业有更多的自由现金流，一是由于很多行业都存在收款难问题，导致“增收增利不增钱”，二是制造企业属于高资本经营，自由现金一直不高。通过计算也发现，企业盈利水平与企业拥有的自由现金相关性仅0.15。在机制分析中，本文指出企业盈利水平能带来更多现金流，而现金流充足能增加企业承担社会责任的意愿。为此检验现金流是否在企业绩效与社会责任履行正相关间起着中介效应。表5显示本期的企业盈利水平与自由现金流率存在显著正相关， 且上一期的自由现金流能显著提高本期的社会责任履行水平。说明自由现金流在企业绩效对社会责任履行的正影响中承担着中介作用，盈利水平的提高扩充了企业自由资金，而资金充裕提高了企业履行社会责任的强度。在民营企业和成熟企业中均有相同的结果。
（三）高管与企业利益趋同度的调节效应
进一步估计高管与企业利益趋同是否正向调节企
表5 自由现金流的中介效应
|
被解释变量 |
Casht-1 |
CSR |
Cash t-1 |
CSR |
Cash t-1 |
CSR |
|
样本 |
（1）整体 |
（2）整体 |
（3）民营 |
（4）民营 |
（5）成熟 |
（6）成熟 |
|
ROEt-1 |
0.070*** （0.008） |
0.091*** （0.012） |
0.080*** （0.017） |
|||
|
Casht-1 |
0.358*** （0.062） |
0.390*** （0.065） |
0.783*** （0.120） |
|||
|
SIZE |
-0.036*** （0.002） |
0.285*** （0.013） |
-0.050*** （0.003） |
0.217*** （0.015） |
-0.061*** （0.005） |
0.419*** （0.029） |
|
LEV |
-0.219*** （0.010） |
-0.608*** （0.058） |
-0.215*** （0.013） |
-0.510*** （0.066） |
-0.285*** （0.022） |
-0.796*** （0.135） |
|
REV |
-0.233*** （0.023） |
0.204 （0.140） |
-0.311*** （0.032） |
0.245 （0.160） |
-0.473*** （0.053） |
0.309 （0.343） |
|
BIG8 |
-0.005 （0.004） |
0.043* （0.022） |
-0.007 （0.005） |
0.084*** （0.027） |
-0.007 （0.007） |
-0.013 （0.044） |
|
CR1 |
0.257*** （0.017） |
1.388*** （0.101） |
0.323*** （0.023） |
1.322*** （0.117） |
0.257*** （0.030） |
1.142*** （0.195） |
|
constant |
1.028*** （0.048） |
-5.555*** （0.292） |
1.302*** （0.066） |
-4.213*** （0.336） |
1.641*** （0.101） |
-8.315*** （0.666） |
|
FE |
固定 |
固定 |
固定 |
固定 |
固定 |
固定 |
|
N |
10676 |
10752 |
6721 |
6762 |
4019 |
4030 |
注：①列（1）、（3）、（5）中控制变量均为滞后一期；②国有与成长周期企业下具有相同结果，限于篇幅未列出。
业绩效与社会责任履行水平的关系，表6显示滞后一期 的企业绩效仍显著为正，交互项系数在整体样本下显著大于0，说明高管持股比例越高，财务绩效对企业社会责任履行的正效应越强，高管持股比例每上升1%，财务绩效对企业社会责任影响强度将平均增加3.22%，这表明高管认同对企业责任履行具有重要促进作用。观察不同 性质样本企业，民营企业与成熟周期企业的结果与整体 样本相同，而国有和成长企业的交互项系数统计不显 著，说明在国有企业和成长性企业中，高管持股不影响 企业绩效与社会责任履行的关系。本文认为国企高管主要由政府任命，持有企业股份比例非常低（仅0.3%），同时国企具有天生的“社会责任”属性，使得高管持股不存在调节作用；成长周期企业尽管持股比例（6.4%）高于整体样本，但发现该比例趋势不增反减，这说明在成长周
表6 高管持股的调节效应
|
样本 |
（2）整体 |
（3）国有 |
（4）民营 |
（5）成长 |
（6）成熟 |
|
ROEt-1 |
0.183*** （0.048） |
0.158** （0.080） |
0.199*** （0.063） |
0.139** （0.066） |
0.623*** （0.114） |
|
ROEt-1×EI |
3.218*** （0.529） |
2.335 （11.824） |
2.984*** （0.505） |
2.375 （1.444） |
3.337*** （1.089） |
|
SIZE |
0.276*** （0.013） |
0.494*** （0.028） |
0.198*** （0.015） |
0.252*** （0.026） |
0.358*** （0.029） |
|
LEV |
-0.629*** （0.059） |
-0.727*** （0.125） |
-0.529*** （0.067） |
-0.124 （0.138） |
-0.752*** （0.138） |
|
REV |
0.169 （0.141） |
0.329 （0.293） |
0.133 （0.160） |
0.729** （0.345） |
-0.096 （0.339） |
|
BIG8 |
0.032 （0.022） |
-0.034 （0.039） |
0.072*** （0.027） |
0.040 （0.047） |
-0.018 （0.044） |
|
CR1 |
1.436*** （0.101） |
1.217*** （0.210） |
1.366*** （0.115） |
1.535*** （0.230） |
1.232*** （0.194） |
|
constant |
-5.307*** （0.293） |
-9.924*** （0.620） |
-3.731*** （0.333） |
-5.049*** （0.599） |
-6.852*** （0.644） |
|
FE |
固定 |
固定 |
固定 |
固定 |
固定 |
|
N |
10676 |
3749 |
6721 |
3210 |
4019 |
期企业中，高管的企业认同感存在不稳定性，成长周期 企业的高管过多关注企业经营业绩导致丧失了履行社 会责任的动力。总体来看，假设3得以验证。
五、研究结论
企业社会责任作为对企业经营中的一种软约束力， 近年来成为社会关注和学术界重点讨论的对象。以往学者过多关注履行社会责任能否为企业经营带来内外部正效应，而忽视了企业履行社会责任的动力。本文通过利用2012—2019年我国A股制造业上市公司数据，分析财务绩效变动对企业社会责任履行的影响，并探讨了自由现金流的中介效应与高管股权激励的调节效应。分析发现上一期企业财务绩效能提高企业本期社会责任履行水平，而本期绩效上升并不能有效提高本期社会责任履行水平。分不同性质企业看，财务绩效的社会责任履行正效应在民营企业和成熟生命周期企业中更明显。企业自由现金流存在中介效应，财务绩效充裕了企业可支配现金流，使企业有动力去承担社会责任。高管持股比例存在调节效应，高管与企业利益趋同度上升能促进企业财务绩效对社会责任履行的正影响强度，说明股权激励能促进高管更加注重长期发展，减少盈余管理概率， 但这一调节效应仅在民营和成熟生命周期企业中存在， 在国有企业和成长生命周期企业中不成立。结合研究结论，提出两点建议：
（1） 企业应在提高业绩和履行社会责任中取得平衡。企业充实的资本是履行社会责任的经济基础，缺乏持续性盈利而盲目地履行社会责任并不可取，例如过去一些国有控股企业连年亏损但不断增加企业社会责任支出 ，最终加速企业倒闭。同样的，企业只关注盈利而不重视各相关利益者的诉求，也很难做大做优。因此，无论是国有企业还是民营企业，无论企业处于哪个生命周期阶段，都应注重企业价值，积极致力于提高企业绩效，为履行社会责任提供充足的经济资本，使社会责任与企业绩效相互促进。
（2） 高管激励目标应与企业长期绩效挂钩。对高管实施薪酬激励能激发高管的治理能力。但是，由于委托代理关系的存在，在业绩未达到年度目标时，管理者更有可能提供盈余操纵达到短期的激励目标，从而损害企业股东利益，不利企业长期发展。因此在设计高管薪酬激励制度时，要与企业长期绩效挂钩，增加高管盈余操纵难度和风险，倒逼高管通过治理绩效争取个人最大利益。而长期绩效目标也能促进高管更加重视企业形象， 使高管利益与企业价值趋同，增加社会责任履行。
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