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社会责任与企业效率


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社会责任与企业效率 :
基于新制度经济学的理论与经验分析 苏冬蔚
内容提要

贺星星

*

本文从新制度经济学的视角, 论述企业社会责任是市场经济条件 在此基础 下利益相关者对企业逐利行为进行非正式约束的一种必然的制度选择 , “企业社会责任有助于企业提高生产效率 ” 上提出 的理论假设, 然后以 2009 年度 发现社会表 发布社会责任报告的 350 家非金融类上市公司为样本进行经验分析 , 国有上市公司社会责任对企业绩效的正面影 现较好的企业具有更高的生产效率 , 响显著小于非国有上市公司。 关 键 词 企业社会责任 社会资本 生产效率 新制度经济学



引言

自 20 世纪 70 年代末起, 中国全面推行经济改革和对外开放政策, 通过一系列制 度变革, 大力发展市场经济, 切实改善投资环境, 积极引进外资并不断扩大对外贸易, 推动了国民经济的快速增长。但与此同时, 资源消耗、 环境污染、 产品安全、 员工保护 以及商业道德等企业社会责任问题不断出现 , 给企业、 政府、 社会及环境的和谐共生与 可持续发展带来严峻的挑战。如何鼓励企业深入贯彻落实科学发展观 、 树立以人为本 的生产经营理念、 认真履行社会责任、 积极优化资源配置并最大限度地创造社会福利 已成为社会科学亟待研究和解决的一个重大问题 。
* 苏冬蔚: 暨南大学经济学院金融系 暨南大学金融研究所 广州市天河区黄埔大道西 601 号 510632 电子信箱: tdsu@ jnu. edu. cn; 贺星星: 暨南大学经济学院金融系 电子信箱: 13877308818@ 139. com。 作者感谢匿名审稿人对本文提出的宝贵修改意见 , 感谢广东省高校高层次人才 ( 珠江学者 ) 项目、 国家自然 科学基金( 70972081 ) 、 教育 部 人 文 社 科 基金 ( 09YJA790084 ) 、 教育部新世纪优秀人才支持计划 ( NCET - 08 -

0614 ) 、 广东省自然科学基金( 9151063201000050 ) 和广东省社科基金( 09E - 16 ) 的资助。

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苏冬蔚 贺星星 ?????????????????????????????????????? 有关企业是否应当承担社会责任 , 早期自由市场经济学派的“股东至上论 ” 认为, 企业惟一的目标是创造财富并优化股东利润 , 鉴于公益性投资会加重企业的财政负 担, 可能破坏市场竞争秩序并损害企业价值 , 所以企业不应承担经济效益过低的社会 1970 ; Aupperle et al. , 1985 ) 。但是, 现代福利经济学和管理学的 责任项目( Friedman, “利益相关者理论” 却认为, 所有与企业生产经营活动有关的个人或组织均为利益相 关者, 包括股东、 管理层、 职工、 债权人、 供应商、 消费者、 政府和社区组织等, 企业必须 1984 ; Blair, 兼顾利益相关者的合理需求, 妥善解决各方矛盾, 追求综合效益 ( Freeman, 1995 ) 。伦理学的 “商业道德观” 也认为, 企业既是一个经济组织, 以追求利润为目标, 同时又是一个社会组织, 必须履行社会义务、 解决社会问题、 保护社会资源以及增加社 1982 ; Donaldson and Dunfee, 1994 ) 。 会财富并维护社会良心( Donaldson, 近年来, 随着可持续发展理念的普及, 学界对企业社会责任的认识, 已经从简单支 转变为一致承认企业具有履行社会责任的义务 , 如生产符合需要的产品、 治 持或反对, 理环境污染及遵守道德规范, 但对企业社会责任的内容和实施机制仍然存在较大的分 “竞争优势观 ” 认为, 企业只有将所有利益相关者的权益和 歧。企业战略管理理论的 1999 ; Hill满意度纳入其经营战略, 才能完善公司治理并提高核心竞争力 ( Swanson, man and Keim, 2001 ; Porter and Kramer, 2006 ) 。企业资源理论的 “资源基础观” 认为, 企业超额利润的源泉在于物质、 人力、 知识和组织资源独特的交叉融合与协同反馈 , 企 业只有全面履行社会责任, 才能改善其社会形象和生存环境 、 合理利用各类资源、 保持 1995 ; Teece et al. , 1997 ; McWilliams et al. , 创新活力并实现长期可持续发展 ( Hart, 2002 ; Baron, 2004 ) 。政治学的 “社会契约论” 认为, 企业与社会之间存在一种超越普通 合同规则的隐性契约, 即社会支持企业的生存和发展, 并赋予企业改变市场均衡的权 力; 企业必须以负责任的方式使用权力 , 同时, 努力创新技术、 关怀员工、 投资教育、 保 护环境并建设美好社区, 以维护企业宪政 ( corporate constitutionalism ) 和组织合法性 ( Donaldson and Dunfee, 1999 ; Matten and Moon, 2008 ) 。 法学的“企业公民观 ” 认为, 企业作为一种特殊的社会组织, 必须履行相应的社会责任, 如保护当地环境、 改善雇员 关系和支持公益事业, 国家应当以立法的形式, 规范企业社会责任的内容, 以防止各种 2000 ; McIntosh 利益群体向企业提出不合理的财产诉求 ( Altman and Vidaver - Cohen, 2003 ) 。 et al. , 本文从新制度经济学的视角, 论述企业社会责任是市场经济条件下利益相关者对 企业是否积极承担和履行社会 企业逐利行为进行非正式约束的一种必然的制度选择 , 责任, 取决于利益相关者能否建立起一套关于企业道德 、 伦理、 声誉、 信任和互助机制
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社会责任与企业效率:基于新制度经济学的理论与经验分析 ?????????????????????????????????????? 的行为规则, 鼓励企业积累社会资本, 引导企业不断通过权衡社会资本的边际收益和 社会责任的边际成本优化内在价值 , 从而实现资源投入和产出的帕累托最优状态 。 本文的贡献和创新点主要体现在以下三方面 : 一是运用新制度经济学的研究方 法, 论述企业社会责任、 社会资本和生产效率的内在关系 , 在此基础上提出企业社会责 任有助于提高生产效率的理论假设 ; 二是使用 2009 年度 350 家非金融类上市公司发 建立科学合理的企业社会责任评价指标体系, 并采用数据包络分 布的社会责任报告, 析、 数据挖掘和层次分析以及专家评价等多种方法 , 衡量企业的社会表现; 三是从生产 效率的角度研究了企业社会表现对投入和产出的影响 , 为企业认真履行社会责任、 积 极优化资源配置并切实转变生产经营方式提供了新的经验证据 。 本文其余部分的结构如下: 第二部分进行理论分析并提出假设和计量模型; 第三 部分构建企业社会责任指标体系并介绍变量和数据 ; 第四部分提供社会表现影响企业 生产效率的经验证据; 第五部分进行稳健性分析; 最后总结全文并提出政策建议。



社会责任与企业效率的新制度经济学分析

North( 1990 ) 和 Williamson( 2000 ) 认为, 制度是一种人为设计的社会博弈规则, 用 于界定社会个体间的相互关系和行为范式 , 包括正式约束 ( 法律、 规则和契约 ) 、 非正 式约束( 价值信念、 伦理规范、 道德观念、 风俗习惯和意识形态 ) 以及实施框架。 市场 即个体将本应由自己承担的成本向外部转嫁 ( 负外 机制难以克服自身的外部性问题 , 部性) 或个体活动的收益带来额外的社会效益 ( 正外部性 ) , 而外部性的根源在于制度 结构不合理, 因此考察社会个体的行为决定、 资源配置以及经济绩效, 必须重视制度的 。 作用 根据新制度经济学的交易成本理论 , 市场机制是一种配置社会稀缺资源的手段, 但市场交易存在一定的风险和费用 , 企业作为替代市场失灵的一种组织形式, 通过某 ① ( ) , 。 , 个权威 如企业家 支配资源 可以节约交易成本并提高经济效率 此外 企业是股 企业家、 雇员、 债权人、 供应商和顾客等利益相关者之间一系列多边契约的集合 , 利 东、 益相关者为企业的生存发展付出代价 、 承担风险或注入专用性投资, 在资源产权明晰 的情况下, 企业可以通过合约的形式补偿利益相关者的成本 , 因此制度就成为平衡各 对企业资源配置和经济效率产生重要影响 。 方利益的工具,


张军和王祺( 2004 ) 认为, 在一定条件下, 企业权威对企业效率有正面影响 , 权威度在各相关利益集团博

弈中的分配与再分配过程是中国企业改革的微观逻辑线 。

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苏冬蔚 贺星星 ?????????????????????????????????????? 企业在生产经营过程中为满足自身利益 , 经常忽视社会综合效益, 导致企业的边 际净产值大于社会的边际净产值, 损害了利益相关者的福利。假如市场上没有信息不 对称问题、 交易费用为零且资源产权明晰, 那么企业与利益相关者之间可以通过谈判 和协商达成完美契约, 从而提高整个社会的福利水平并实现社会资源的最优配置 。 当 交易费用不为零或产权难以界定等问题, 那么企业与利益相 市场上存在信息不对称、 外部性问题就不能由市场机制自行解决 。按照庇古的理 关者之间无法达成完美契约, “庇古税” ( Pigovian tax) 将外部效应内部化, 论, 政府可以通过制定法律法规或征收 使 企业的边际净产值等于社会的边际净产值 , 从而有效解决市场失灵。 但是, 如果法律 社会福利难以量化或政策手段的成本大于收益, 则政府规制或“庇古税” 法规不完善、 , “ ” , 可能变成低效的制度安排 此时按照 科斯定理 只要交易成本不高, 外部性问题就 “讨价还价” ( bargaining) 的私人方式予以解决。 可以依靠利益相关者与企业之间进行 由此可见, 针对企业逐利活动与社会整体利益之间可能出现的矛盾, 企业社会责 任成为利益相关者对企业行为进行非正式约束的一种必然的制度选择 。 企业是否积 极承担和履行社会责任, 取决于利益相关者能否建立起一套关于企业道德、 伦理、 声 信任和互助机制的行为规则, 减少信息不对称和交易成本, 增加企业的社会资本, 誉、 改善企业的社会地位, 引导企业不断通过权衡社会资本的边际收益和社会责任的边际
① 成本优化内在价值, 从而实现资源投入和产出的帕累托最优状态 。 以上述讨论为基础, 本文构建以下均衡分析框架, 探讨企业社会责任作为一种制

如何增加社会资本、 提高生产效率并扩大生产可能性边界 : 度安排, T 为现有的生产技术。 企业投入 x 和 T, 定义x 为企业的资源禀赋向量, 可以取得 私人产品向量y , 也可以通过制造公共产品得到企业社会责任产品向量 z 。 本文假定 z 可以增加企业的社会资本向量r , 社会资本又有助于提高企业价值, 但社会责任、 社会 资本和企业价值的转化途径非常复杂 , 且高度依赖于所处的制度环境。 如果企业 j 同时制造私人产品y 和社会资本r , 其生产函数分别为:


Bourdieu( 1986 ) 最早提出社会资本的概念 , 认为社会资本是可以被个体利用并实现个体目标的一种关系

网络资源。Coleman( 1988 ) 进一步从微观层面上将社会资本定义为社会关系网络 、 蕴含于网络中的资源以及联系 网络和调动资源的社会规范 ( 信任和互惠) 三种因素的交叉融合。 Putnam ( 1993 ) 从宏观层面上将社会资本定义 为组织的社会结构( 信任、 规范和网络) 以及群体间为降低交易成本和提高社会效益而进行协调 、 合作与互动的 机制。迄今为止, 学界对社会资本尚未有公认的权威定义 , 比较有代表性的观点认为, 社会资本是个体通过社会 联系拥有稀缺资源( 权力、 地位、 财富、 资金、 学识、 机会和信息) 并由此获益的能力。 本文理解符合学界的主流观 点, 认为中国企业通过承担社会责任可以提高其社会声誉 , 强化利益相关者之间的信任和互惠机制 , 从而更能吸 引高素质的员工, 同时也较容易获得国有土地 、 税收优惠和银行贷款等有利于企业发展的稀缺资源 , 进而增加社 会资本并创造企业价值 。

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社会责任与企业效率:基于新制度经济学的理论与经验分析 ?????????????????????????????????????? f( y j , r j, x j | P) = 0 ( 1) r j = g( z j , x j | P) ( 2) ) 和 g( · ) 均满足新古典生产函数的性质, P 为企业所处的制度环境。 其中,f( · ( 1 ) 和( 2 ) 式表明, 企业可以借助两种方法提高其内在价值 : 一是通过资源禀赋 x 生产 在此基础上提高资源投入的产出效率, 从而得到更多的私人产品 y ; 另一 社会责任 z , ① 是通过积累社会资本r , 直接增加企业的内在价值。 假设社会资本对企业价值的贡献为 v = v ( r ) , 其中 v ( · ) 为 r 的严格凹函数, 且 有: ?v > 0 ( 3) ? r r =0 ② 在此情况下 , 以上条件表明, 企业对社会资本的估值大于 0 。 履行社会责任将改 原因如下: 变企业的生产可能性边界, p 和q , 定义生产要素x 、 私人产品y 和企业社会责任 z 的价格向量分别为 w 、 企业 以优化下述利润函数为目标: maxπ j = p ' j y j + v( r j ) - w ' j x j - q ' j z j ( 4)
x, z, y

上述优化问题的一阶求导条件为 : ?π j ?f = pj +λ = 0 ( 5) ? yj ? yj ?π j ?v ?g = - w j + λ ?f + ?f ?g = 0 ( 6) ?xj ?rj ?xj ?xj ?rj ?xj ?π j ?v ?g = · -qj = 0 ( 7) ?zj ?rj ?zj 由式( 7 ) 可见, 鉴于承担社会责任有利于增加社会资本, 社会资本又有助于提高 企业价值, 因此企业是否愿意承担社会责任, 取决于社会责任对企业价值的边际贡献

[

]

( ?v / ?r ) ·( ?g / ?z ) 与社会责任的边际成本 q 。 另外, 假如企业的资源投入无法影响 其社会资本, 即 ?g / ?x = 0 , 式( 6 ) 就可简化为: ?π j ?f =-wj +λ = 0 ( 8) ?xj ?xj 如果资源投入能增加企业的社会资本 , 即 ?g / ?x > 0 , 那么 ( 6 ) 和 ( 7 ) 式表明, 企业
边燕杰和丘海雄( 2000 ) 认为, 企业通过纵向联系 、 横向联系和社会联系摄取稀缺资源的能力是一种社会



资本。根据 1998 年广州市 188 家企业的调查数据 , 边燕杰和丘海雄( 2000 ) 以及潘越等( 2009 ) 发现社会资本对企 业的经营能力和经济效益有直接的提升作用 。


如果?v / ?r = 0 , 那么企业对社会资本的估值为 0 , 也就不可能主动承担任何社会责任。

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苏冬蔚 贺星星 ?????????????????????????????????????? 将愿意加大投入并承担更多的社会责任 。 由此可见, 企业的生产决策同时包含了生产要素 x 、 私人产品 y 和社会责任 z 。 若 z = 0, 即企业不履行社会责任, 那么企业的利润为: maxπ j = p 'j y j + v( r j | z j = 0 ) - w 'j x
x, y j

( 9)

若z > 0 , 即企业选择履行一定的社会责任, 那么企业的生产可能性边界将取决于 ① 各投入要素的比例及其相互影响, 企业社会责任的内容和范围则必须满足以下条 件: z > 0 如果 ?π > 0 ?z ?z > 0
z = 0, x0 , y0

如果

?v ?g > q ?r ?z

( 10 )
z = 0, x0 , y0

x 0 和y 0 为z = 0 时( 9 ) 式的解。换言之, 其中, 若社会责任的边际收益超过其边际 , , 成本 并且社会资本有助于提高生产率 那么企业将愿意承担社会责任, 此时总成本包 生产函数 f ( · ) 含私人产品的生产成本和公共产品的社会成本 ( 货币化的社会责任) , 也涵盖了各种资源投入和社会责任投资所形成的生产可能性边界 。 当总成本等于利 润最大化条件下的最低成本时, 资源投入和产出处于帕累托最优, 此时生产可能性边 * * * x , z | P ) 为企业在总成本约束下所能达到的最优边界 , 界 f( y , 企业所应承担的社 * 任何偏离该状态的行为均 会责任z 为生产效率最高时最优社会责任的货币化总量, 带来帕累托改进的空间。 综上所述, 在社会责任和社会资本均衡框架下 , 社会资本是生产函数的内生变量 , 社会责任有助于积累社会资本并提高生产效率 , 因此企业必须根据自身可持续发展的 , , 需要 在不同生产阶段适时调整社会责任战略 努力承担和履行社会责任, 不断提高生 产效率并优化企业价值。 “企业社会责任有助于提高生产效率 ” 为了检验 的理论假设, 本文建立以下多元 回归计量模型, 研究企业社会表现是否有助于其提高生产效率 : lnTE j = α0 + α1 lnCSP j + β X j + γZ j + δH j + ε j ( 11 ) lnTE j 为企业 j 生产效率的自然对数; lnCSP 为企业社会表现 ( corporate so其中, cial performance, 标准化的企业社会责任指数 ) 的自然对数; X 包括产权性质、 控制权 结构和董事会独立性等公司治理变量 ; Z 包括盈利能力、 发展潜力、 财务杠杆和规模等 企业层面控制变量; H 为一组企业注册地和所属行业虚拟变量 。 考虑到企业效率和公司社会表现可能存在双向因果关系 , 社会表现有助于提高企 业效率, 但效率较高的公司也可能承担更多的社会责任 , 因此本文采用工具变量法对
若 ?2 g / ? x ? z = 0 , 那么企业是否履行社会责任与私人产品的产出及其投入决策无关 。



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社会责任与企业效率:基于新制度经济学的理论与经验分析 ?????????????????????????????????????? 式( 11 ) 进行估计。本文认为, 上年度盈利能力、 企业规模、 产权性质、 控制权结构和董 但一般不受社会表现的影响, 可作为工具变量, 因此设 事会独立性影响企业社会表现, 置以下回归模型: lnCSP j = γ0 + γ1 LAGGEDROE j + γ2 LNASSET j + β X j + δH j + ν j ( 12 ) LAGGEDROE 代表上年度净资产收益率, LNASSET 为上年度资产账面值的 其中, 自然对 数。 使 用 普 通 最 小 二 乘 法 ( OLS ) 估 计 模 型 ( 12 ) 并 取 得 lnCSP 的 拟 合 值 lnCSP 。然后, 通过 lnCSP 取代 CSP , 再使用 OLS 估计模型( 11 ) 。 此外, 本文建立以下分位数回归 ( quantile regression ) 模型, 进一步研究企业的社 会表现对生产效率的影响:
^ ^

0 . 5 ,0 . 75 ; α0 , 其中, τ 代表分位数, 如 τ = 0 . 25 , α1 ,β , γ 和 δ 均为 Chamberlain - Mundlak 转换后的回归系数。



变量和数据

( 一) 企业社会表现( CSP ) 2006 年 9 月 25 日, 深圳证券交易所发布《深圳证券交易所上市公司社会责任指 , 引》 首次提出企业承担社会责任的行动方案 。2008 年 5 月 14 日, 上海证券交易所发 《关于加强上市公司社会责任承担工作的通知 》 , 鼓励上市公司披露社会责任信息。 布 2009 年 8 月 5 日, 上交所与中证指数有限公司联合推出上证社会责任指数 ( 代码: 000048 ) , 进一步推动投资者关注企业社会责任。2009 年 10 月 18 日, 中国社会科学 ( 陈 佳 贵 等, 院经济学部和社会科学文献出版社共同发布《企业社会责任蓝皮书 》 2009 、 2010 ) , 对企业履行社会责任的效果进行综合排名, 旨在提高企业承担社会责任 的积极性。 2007 年 47 家上市公司发布了企业社会责任报告, 2008 年增至 在上述背景下, 132 家, 2009 年达到 371 家。但是, 许多公司披露的社会责任信息不完整 , 对一些重要 2006 ) 。因此, 的社会责任指标尚未提供量化的参数 ( 宋献中和龚明晓, 本文遵循客观 性和可行性原则, 设计了一套科学合理的社会责任评价指标体系, 并根据公司社会责 任报告、 年报及官方网站提供的信息, 使用指数法对企业社会表现进行定量评估 。
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表1 对员工的社会责任 健康与安全 薪酬与福利 员工培训 平等与满意度 对消费者的责任 产品或服务质量 企业社会责任指标体系 工作环境安全与保障 / 社保提取率 / 社保支付率 / 定期 体检与职业病防范 执行最低工资收入情况 / 按时、 足额发放工资收入状 况 / 薪酬与福利占主营业务收入比重 是否有员工培训计划及其执行情况 / 教育培训支出占 主营业务收入比重 平等雇佣制度 、 措施 / 女性管理者比例 / 员工满意度

对政府和社区的责任

产品或服务合格率 / 产品返修或退货率 / 研发投入 / 专 利数 售后服务 售后服务体系建立及实施情况 / 客户满意度 / 保护客 户信息 消费者投诉和意见 消费者投诉率 / 是否及时有效处理消费者投诉 、 听取 回应 消费者合理意见 社会经济贡献 纳税比率 / 就业贡献率 / 社会捐赠率 社区服务 社区科教文卫支出率 / 社区居民满意率 / 员工志愿者 / 建立公益基金或基金会 资本保值增值率 / 每股收益增长率 / 是否考虑中小股 东利益 / 现金股利分配率 财务账目真实性 / 信息披露完整性和及时性 速动比率 / 资产负债率 合同履约率 / 信用评估等级 是否有侵权行为 是否有不正当竞争行为 / 是否与对手价格联盟、 操纵 价格 资源节约状况 / 废物回收、 利用及再生利用情况 / 单位 产值耗能 / 单位产值耗水 通过 ISO14000 认证 / 绿色采购及环保公益 / 环保经费 体系及实施情况 增长率 / 环境管理制度、 污染物达标排放率 / 治污费占主营业务收入比重 / SO2 排 放量或减排量 / CO2 排放量或减排量 / 废水排放量或减排 量 / 固体废弃物排放量或减排量 /“三废” 综合利用率

对股东和债权人的 责任

资本安全与增值 信息披露 资产与债务

对合作伙伴的责任

合同履行 知识产权 公平竞争

对环境的责任

资源节约 环境保护 降污减排

本文根据 Vilanova 等( 2009 ) 对企业社会责任和利益相关者的定义, 从经济责任、 伦理责任、 公益责任和环境责任 4 个维度衡量社会责任, 并将 4 个维度细化为企业对 员工、 消费者、 政府和社区、 股东和债权人、 合作伙伴以及环境的责任共 6 个一级指标,
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社会责任与企业效率:基于新制度经济学的理论与经验分析 ?????????????????????????????????????? 然后构建出相应的二级指标 18 个, 再进一步细分为 56 个三级指标, 并根据指数法对
① 表 1 为本文的企业社会责任指标体系 。 企业社会责任进行评分。

( 二) 企业生产效率( TE ) 1984 ; Cooper 本文选取规模收益可变的产出导向 BCC - DEA 模型 ( Banker et al. , 2007 ) , et al. , 估计企业的投入产出效率 TE , 其中投入指标包括劳动力 ( 在职员工数 ) 和资本( 上年度固定资产净值) , 产出指标为主营业务收入。 ( 三) 公司治理因素( X ) 1. 产权和控制权结构。刘小玄 ( 2004 ) 、 刘小玄和李利英 ( 2005 ) 以及赵世勇和陈 国有和非国有企业具有不同的激励、 监督和约束机制, 国有企业 其广( 2007 ) 均认为, 的委托代理问题比非国有企业复杂且更严重 , 因此非国有企业具有较高的生产效率。 李培林和张翼( 1999 ) 、 林毅夫( 2004 ) 以及胡一帆等( 2006 ) 认为, 国有企业在行业准入 和投融资等方面享有国家特殊的政策待遇 , 但同时受制于一些政策性负担, 如承担过 多的冗员和职工福利, 因此企业所有制性质对生产效率的影响不确定 。本文使用控股 股东类别( GOV) 和国有控股比例( STATE ) 衡量产权与控制权结构, 若国家为最终控制 GOV 为 1 , 否则为 0 。 人, 2. 董事会独立性。独立董事一般为社会名流, 如专家学者、 离任总裁或企业界成 功人士, 比一般董事更注重其公众形象和社会声誉 , 因此更可能维护公司的整体利益 。 本文使用独立董事占董事会规模的比例 ( INDEPEND ) 衡量董事会独立性并假设 INDEPEND 与生产效率之间呈正相关关系。 ( 四) 企业层面控制变量( Z ) 1. 盈利能力。本文使用普通股每股收益 ( EPS ) 和每股净资产 ( MRQ ) 衡量企业的 盈利能力并假设盈利能力与生产效率之间呈正相关关系 。 2. 发展潜 力。 本 文 使 用 净 资 产 增 长 率 ( GROWTH ) 衡 量 企 业 发 展 潜 力 并 假 设 GROWTH 与生产效率之间呈正相关关系。
指数法的评分过程和标准如 : 首先, 如果公司在社会责任报告 、 年度报告或官方网页中披露任一社会责



那么该指标取值为 1 , 否则取值为 0 。其次, 如果公司对某项指标提供详细的评价标准或 任三级指标的有关内容 , 量化的数据资料, 那么公司在该项指标的实践和信息披露方面可能具有丰富的经验 , 因此该指标可以加 1 分。 再 次, 根据各项指标的重要性, 应用层次分析法分别确定 56 项指标的权重, 并通过加权平均, 取得企业社会表现指 数。最后, 根据人民网和新华网等权威媒体和政府相关网站对企业社会责任的报道 , 对企业社会表现指数进行调 整, 如果公司曾出现社会责任方面的负面报道 , 那么其社会表现指数减 2 分; 如果出现重大社会责任缺失事件, 则 减 5 分。为了确保社会责任各项指标的评价标准具有较高的客观性和一致性 , 所有数据均由一位课题组成员收 集和整理, 再经专人复核。

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苏冬蔚 贺星星 ?????????????????????????????????????? 3. 负债能力。盈利能力强的上市公司陷入财务困境的可能性较低 , 有实力选择较 因此本文使用财务杠杆( LEVERAGE ) 衡量负债能力并假设 LEVERAGE 与 高的债务率, 生产效率之间呈正相关关系 4. 规模。大企业的技术和资金雄厚、 员工素质和管理水平高且融资实力较强, 而 2005 ) , 中小企业则更善于捕捉市场机会并利用劳动力比较优势 ( 林汉川和管鸿禧, 因 此规模对生产效率的影响不确定。本文使用上年度末总资产的自然对数 ( LNASSET ) 衡量企业规模。 ( 五) 其他特征变量( H) 1. 注册地虚拟变量( LOCATION) 。地理位置影响企业的交通便利程度、 员工素质 2001 ) 。本文将中国划分为 水平以及市场竞争意识, 因此影响生产效率 ( 姚洋和章奇, 中和西部三个地区并设置中部( MIDLAND) 和西部( WEST) 两个企业注册地虚拟变 东、 量。 2. 行业虚拟变量( INDUSTRY) 。郭斌( 2004 ) 以及常亚青和宋来( 2006 ) 发现, 行业 生产要素之间的边际替代率存在较大差别 , 导致行业相对生产率分布不均匀。 因此, 《中国上市公司分类指引 》 , 本文根据中国证监会于 2001 年颁布的 将上市公司按行业 以控制行业因素对生产效率的影响 。 类型分为 13 类并设置相应的虚拟变量, ( 六) 数据与描述性统计分析 本文以 2009 年度发布社会责任报告的 350 家 A 股非金融类上市公司为样本, 根 据公司社会责任报告、 年报及其官方网站提供的信息以及表 1 的社会责任指标体系构 《CSMAR 中国上市公司财务指 建企业社会表现指数。此外, 从深圳国泰安公司开发的 标数据库》 以及北京大学中国经济研究中心和色诺芬公司联合开发的《CCER 上市公 中提取上市公司的资产、 负债、 股东权益、 税费及员工数等各项财务数 司财务数据库》 据。各变量的含义和描述性统计量见表 2 。 由表 2 可知, 企业社会责任指数介于 21 ~ 64 , 平均约为 36 ; 企业技术效率 ( TE ) 介 于 0. 4930 和 1 之间, 均值为 0. 6225 ; 技术效率可进一步分解为纯技术效率 ( PTE ) 和规 5 家企业达到完全 模效率( SE ) , 其均值分别为 0. 8645 和 0. 7236 ; 350 家样本企业中, 20 家达到纯技术效率有效( PTE = 1 ) , 46 家达到规模效率有效 ( SE 技术有效( TE = 1 ) , = 1 ) 。此外, 146 家企业呈现生产规模递增, 50 家规模不变, 而其余 154 家则出现规模 。 递减

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社会责任与企业效率:基于新制度经济学的理论与经验分析 ??????????????????????????????????????
表2 变量 含义 变量含义和基本统计量 均值 35. 9394 0. 6225 0. 8645 0. 7236 0. 7029 0. 2528 0. 3604 0. 5072 3. 8488 0. 1817 0. 4938 22. 5052 0. 0141 中位数 34. 7346 0. 6180 0. 8620 0. 7230 1 0. 2622 0. 3333 0. 3729 3. 4809 0. 0741 0. 5042 22. 3182 0. 0108 最大值 64 1 1 1 1 0. 8629 0. 5714 6. 1295 14. 0376 3. 1866 1. 8429 27. 9006 0. 1546 最小值 21 0. 4930 0. 6580 0. 6130 0 0 0. 1429 - 2. 3116 - 1. 9030 - 0. 9527 0. 0378 19. 0663 - 0. 0548 标准差 7. 0423 0. 0385 0. 0479 0. 0440 0. 4577 0. 2319 0. 0514 0. 6902 2. 0430 0. 4465 0. 2012 1. 6033 0. 0190 观测值 个数 CSP 350 企业社会表现指数 TE 350 企业技术效率 PTE 350 企业纯技术效率 SE 350 企业规模效率 GOV 350 国家是否为最终控制人 STATE 350 国有控股比例 INDEPEND 350 独立董事比例 EPS 350 普通股每股收益 MRQ 350 每股净资产 GROWTH 350 净资产增长率 LEVERAGE 350 资产负债率 LNASSET 350 上年度年末总资产 ROA 350 总资产收益率

说明: 由于篇幅有限, 表中省略了行业虚拟变量和企业注册地虚拟变量 , 如需要可向作者索取。



回归结果

本文采取逐步回归的方法, 按自变量的重要性或显著性, 先后在回归方程中加入 社会表现指数( 模型 I) 、 地区和行业虚拟变量 ( 模型 II ) 、 企业层面控制变量和董事会 独立性( 模型 III) 、 产权和控制权结构( 模型 IV) 以及产权性质与企业社会表现的交叉 工具变量以 项( 模型 V) 。表 3 ~ 5 分别提供了企业生产效率与社会责任指数的 OLS、 OLS 和 工 具 变 量 法 的 回 归 结 果 基 本 一 致。 及分位数 回 归 估 计 结 果。 由 表 中 可 见, lnCSP 的系数估计值大部分在 1% 水平以上显著为正, 表明在控制住产权结构、 公司治 理、 盈利能力、 发展能力、 财务杠杆和规模等因素后, 企业社会表现有助于提高生产效 率, 但通过工具变量法得到的系数估计值为 OLS 的 5 ~ 8 倍, 社会责任指数每增加 10% , 企业生产效率就上升 0. 093% ~ 0. 197% ( OLS ) 或 0. 574% ~ 0. 93% ( 工具变量 法) 。另外, 分位数回归中 lnCSP 的系数估计值基本上均在 5% 水平上显著为正, 惟一 但鉴于该回归产权和控制权结构均未统计显 的例外出现在 25% 分位数回归模型 V, 著, 所以结果应以模型 III 为准; 社会责任指数每增加 10% , 企业生 产 效 率 就 上 升 0. 107% ~ 0. 370% , 而且生产效率高的企业, 其社会表现对生产效率的影响平均大于 生产效率低的企业。
世界经济* 2011年第 9期 · 148·

苏冬蔚 贺星星 ??????????????????????????????????????
表3 变量名 lnCSP GOV·lnCSP GOV STATE INDEPEND LNASSET EPS MRQ GROWTH LEVERAGE 行业和注册地 虚拟变量 常数项 R2 无
* * - 0. 0667 * ( - 4. 5184 )

企业生产效率与社会表现的 OLS 回归估计结果 模型 I 0. 0093 ( 2. 2401 )
* *

模型 II 0. 0129 ( 3. 2668 )
* * *

模型 III 0. 0121 ( 3. 0161 )
* * *

模型 IV 0. 0114 ( 2. 8327 )
* * *

模型 V
* * 0. 0197 * ( 2. 9698 )

- 0. 0121 ( - 1. 5782 ) - 0. 0036 * ( - 1. 9053 ) 0. 0060 ( 1. 5591 ) 0. 0058 ( 0. 4675 ) - 0. 0003 ( - 0. 6852 )
* * 0. 0074 * ( 6. 6220 )

0. 0393 ( 1. 4409 ) 0. 0065 * ( 1. 6826 ) 0. 0047 ( 0. 3836 ) - 0. 0002 ( - 0. 5113 )
* * 0. 0072 * ( 6. 3614 )

0. 0056 ( 0. 4532 ) - 0. 0003 ( - 0. 5781 )
* * 0. 0073 * ( 6. 5483 )

- 0. 0004 ( - 1. 0479 )
* * 0. 0043 * ( 2. 8066 ) * * 0. 0121 * ( 3. 2064 )

- 0. 0004 ( - 1. 1559 )
* * 0. 0044 * ( 2. 8838 ) * * 0. 0126 * ( 3. 3222 )

- 0. 0005 ( - 1. 2369 )
* * 0. 0047 * ( 3. 0545 ) * * 0. 0128 * ( 3. 3921 )


* * - 0. 0748 * ( - 5. 2821 )


* * - 0. 0763 * ( - 4. 3227 )


* * - 0. 0733 * ( - 4. 0926 )


* * - 0. 1032 * ( - 3. 9641 )

0. 0142

0. 2765

0. 4064

0. 4133

0. 4178

说明: 由于篇幅有限, 表中省略了行业虚拟变量和企业注册地虚拟变量的估计结果 ; 括号中为 t * * * 、* 和 * 分别表示双尾 t 检验值在 1% 、 5% 和 10% 水平上统计显著。下表同。 值; *

GOV 和 INDEPEND 的系数估计值大部分不显著, 关于公司治理变量, 表明在 2009 , 。 年度的样本中 公司所有制性质和董事会独立性均不影响生产效率 工具变量回归中 STATE 的系数估计值均在 5% 水平上显著为负, 国有股比例每增加 10% , 企业生产效 OLS 回 表明国有控股对生产效率具有负面影响。 另外, 率就降低 0. 126% ~ 0. 155% , p 值约为 归中 GOV 和 lnCSP 交叉项的系数估计值为负, 且边际显著 ( t 值为 - 1. 5782 , 0. 116 ) , 75% 分位数回归中 GOV 和 lnCSP 交叉项的系数估计值在 5% 水平上显 同时, 著为负, 表明国有企业社会表现对生产效率的影响低于非国有企业 。
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社会责任与企业效率:基于新制度经济学的理论与经验分析 ?????????????????????????????????????? OLS 和工具变量回归中 GROWTH 和 LEVERAGE 的系数 关于企业层面控制变量, EPS 的系数估计值也大部分在 1% 水平上显著为正, 估计值均在 5% 水平上显著为正, 表明企业的盈利能力、 发展潜力和负债能力均有助于提高生产效率 , 每股收益、 净资产 0. 31% ~ 生产效率就分别上升 0. 43% ~ 0. 74% 、 增长率以及财务杠杆每增加 1% , 0. 47% 以及 1. 10% ~ 1. 32% 。 但是, LNASSET 和 MRQ 的系数估计值均不显著, 表明 企业规模和每股净资产不影响生产效率 。 此外, 本文还发现制造业的生产效率高于电力 、 煤气、 水、 交通运输和仓储行业, 低 批发和零售业, 但企业注册地对生产效率却没有显著影响 。 于信息技术、
表4 变量名 lnCSP GOV·lnCSP GOV STATE INDEPEND LNASSET EPS MRQ GROWTH LEVERAGE 行业和注册地 虚拟变量 常数项 R2 世界经济* 无
* * - 0. 3123 * ( - 7. 3255 )

企业生产效率与社会表现的工具变量法回归估计结果 模型 I 0. 0778 ( 6. 5360 )
* * *

模型 II 0. 0800 ( 7. 5130 )
* * *

模型 III 0. 0574 ( 4. 2550 )
* * *

模型 IV 0. 0930 ( 4. 4775 )
* * *

模型 V
* * 0. 0727 * ( 2. 9237 )

0. 0370 ( 1. 4745 ) 0. 0014 ( 0. 6438 )
* - 0. 0126 * ( - 2. 1714 )

- 0. 1302 ( - 1. 4579 )
* * - 0. 0155 * ( - 2. 5327 )

- 0. 0020 ( - 0. 1634 ) 0. 0000 ( - 0. 0177 )
* * 0. 0043 * ( 3. 2048 )

- 0. 0113 ( - 0. 8770 ) 0. 0006 ( 1. 2242 ) 0. 0017 ( 0. 9869 ) 0. 0004 ( 0. 9854 )
* 0. 0031 * ( 1. 9940 ) * * 0. 0116 * ( 3. 2695 )

- 0. 0112 ( - 0. 8738 ) 0. 0007 ( 1. 2954 ) 0. 0017 ( 0. 9976 ) 0. 0004 ( 0. 9760 )
* 0. 0031 * ( 2. 0067 ) * * 0. 0132 * ( 3. 5593 )

0. 0001 ( 0. 1518 )
* * 0. 0039 * ( 2. 5845 ) * * 0. 0110 * ( 3. 0830 )


* * - 0. 3155 * ( - 8. 2758 )


* * - 0. 2428 * ( - 4. 8322 )


* * - 0. 3792 * ( - 4. 8546 )


* * - 0. 3084 * ( - 3. 3681 )

0. 1093 2011年第 9期 · 150·

0. 3611

0. 4218

0. 4337

0. 4374

苏冬蔚 贺星星 ??????????????????????????????????????
表5 变量 CSP GOV·lnCSP GOV STATE INDEPEND LNASSET EPS MRQ GROWTH LEVERAGE 行业和注册地 虚拟变量 常数项 R2 企业生产效率与社会表现的分位数回归估计结果 25% 分位数 模型 III * * 0. 0139 * ( 2. 7978 ) 50% 分位数 75% 分位数 模型 V 模型 III 模型 V 模型 III 模型 V * * * * * * * * * 0. 0136 0. 0107 0. 0208 0. 0146 0. 0370 * ( 1. 4120 ) ( 2. 3424 ) ( 2. 1418 ) ( 2. 1681 ) ( 3. 1029 ) * - 0. 0013 - 0. 0124 - 0. 0256 * ( - 0. 1118 ) ( - 1. 1437 ) ( - 2. 0854 ) * 0. 0039 0. 0426 0. 0869 * ( 0. 0928 ) ( 1. 1079 ) ( 1. 9717 ) 0. 0076 0. 0038 0. 0057 ( 1. 2183 ) ( 1. 0113 ) ( 1. 0929 ) 0. 0158 0. 0118 - 0. 0022 - 0. 0098 0. 0051 0. 0021 ( 0. 8999 ) ( 0. 6395 ) ( - 0. 1418 ) ( - 0. 6421 ) ( 0. 3041 ) ( 0. 1421 ) 0. 0001 - 0. 0001 0. 0000 0. 0002 - 0. 0008 - 0. 0007 ( 0. 3170 ) ( - 0. 1471 ) ( - 0. 1083 ) ( 0. 4385 ) ( - 1. 2603 ) ( - 1. 1967 ) * * * * * * * * * * 0. 0071 * 0. 0074 * 0. 0065 * 0. 0066 * 0. 0077 * 0. 0069 * ( 5. 7230 ) ( 5. 8885 ) ( 3. 6630 ) ( 3. 4090 ) ( 2. 1669 ) ( 2. 2578 ) * - 0. 0005 - 0. 0007 - 0. 0001 - 0. 0004 - 0. 0008 * - 0. 0007 * ( - 1. 9928 ) ( - 1. 5253 ) ( - 1. 0679 ) ( - 1. 4686 ) ( - 0. 0923 ) ( - 0. 6079 ) * * * * * * * 0. 0042 * 0. 0043 * 0. 0067 * 0. 0068 * 0. 0046 * 0. 0065 * ( 1. 6069 ) ( 1. 7799 ) ( 4. 0680 ) ( 4. 2586 ) ( 2. 5820 ) ( 2. 2366 ) * * * * * * * * * * 0. 0097 * 0. 0098 * 0. 0115 * 0. 0117 * 0. 0183 * 0. 0202 * ( 2. 6617 ) ( 2. 2731 ) ( 3. 0718 ) ( 3. 0633 ) ( 2. 2764 ) ( 2. 7789 ) 有 有 有 有 有 有

* * * * * * * * * * * * - 0. 0991 * - 0. 0932 * - 0. 0753 * - 0. 1136 * - 0. 0724 * - 0. 1468 * ( - 4. 9433 ) ( - 2. 4837 ) ( - 3. 6354 ) ( - 2. 9115 ) ( - 2. 7161 ) ( - 3. 5277 ) 0. 2444 0. 2506 0. 2749 0. 2832 0. 2864 0. 3001



稳健性分析

为了考察经验分析结果的稳健性, 本文采用数据挖掘技术结合层次分析以及数据 包络分析两种方法衡量企业社会表现 , 并使用财务业绩指标代替生产效率, 重新审视 社会责任对企业绩效的影响。 ( 一) 基于数据挖掘技术和层次分析法的企业社会责任指数 ( CSP2 ) 鉴于企业社会责任报告披露的信息不完整 , 表 1 中许多重要的社会责任指标没有 量化的参数, 本文将社会责任报告与财务报告相结合, 从经济责任、 伦理责任、 公益责
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社会责任与企业效率:基于新制度经济学的理论与经验分析 ?????????????????????????????????????? 任和环境责任 4 个维度衡量社会责任, 然后将 4 个维度细化为企业对政府、 员工、 股 东、 债权人、 公益事业和环境的责任 6 个一级指标, 再进一步构建出相应的二级指标 12 个( 见表 6 ) 。其中, 3 和 4 列提供了可量化的企业社会责任指标体系 。 第 1、 根据表 6 , 并采用以下线性插值法对指标进行标准化处理 , 使不同指标具有可比 性: x ij - min ( x ij ) 1 ≤ j≤ n y ij = 1 + × 99 ( i = 1, ..., 9) ( 14 ) max ( x ij ) - min ( x ij )
1 ≤ j≤ n 1 ≤ j≤ n

n 为企业个数, y ij 表示第 i 个二级指标中第 j 个样本标准化后的取值 ( 介于 其中, 1 ~ 100 之间 ) 。 综合运用专家评分法和层次分析法 ( analytic hierarchy process, AHP ) 确定社会责任各级指标的权重, 再将相应的一级权重和二级权重相乘, 得到二级指标 ① 5 和 6 列 ) 。 最后, 的最终权重( 表 6 第 2 、 根据标准化指标及其权重, 分别计算每家 样本企业的社会表现指数 CSP2 。 表 7 前 3 列提供了企业生产效率与 lnCSP2 的 OLS ② 回归估计结果。 lnCSP2 的系数估计值均在 1% 水平上显著为正, 由表 7 可见, 表明企业社会表现 有助于提高生产效率, 社会责任指数每增加 10% , 生产效率就上升 0. 09% ~ 0. 135% 。 GOV 的系数估计值在 5% 水平上显著为 未加入 GOV 和 lnCSP2 交叉项之前( 模型 IV) , GOV 的 负, 而 STATE 的系数估计值不显著; 加入 GOV 和 lnCSP2 交叉项之后( 模型 V) , 系数估计值取 决 于 lnCSP2 , 因 此 变 为 不 显 著, 而 STATE 的 系 数 估 计 值 则 大 部 分 在 10% 水平上显著为正; 鉴于交叉项不显著, 模型 IV 的结果可能更加准确, 表明国有企 0. 37% 。 , MRQ 、 LNASSET LEVERAGE 业的生产效率平均低于非国有企业 另外 和 的系 数估计值均在 1% 水平上也显著为正, 表明盈利能力、 现有资产水平和负债能力均有 使用 CSP2 度量企业社会表现所取得的结果与第四部 助于提高生产效率。由此可见, 分基本一致。

由 10 位熟悉企业生产经营状况的专家组 ① 本文确定各指标权重的具体操作过程如下 : ( 1 ) 形成专家组 , 4 位管理学家和 2 位研究机构人员 。 ( 2 ) 专家组成员分别对 6 个企业社会责任一级指标 成, 包括 4 位企业高管、 如果专家意见存在较大分歧 , 就继续与专家沟通, 直至专家组达成统一的意 和 10 个二级指标的重要性进行判别 , 见。专家组的最终建议为 : 环境责任 ~ 公益责任?政府责任 ? 员工责任 ? 债权人责任 ? 股东责任, 其中 ~ 表示 等价于, ?表示重要于。( 3 ) 依据层次分析法的原理 , 采用 Saaty( 1982 ) 提出的 1 - 9 标度法, 构造比较判断矩阵, 然后计算判断矩阵的最大特征根 , 取得对应的特征向量 , 再对特征向量进行标准化, 最后得到该级指标的权重向 量。( 4 ) 使用 YAAHP 0. 5. 2 版软件对判断矩阵进行一致性检验 , 发现单层排序结果具有一致性, 无需调整判断矩 阵元素的标度值。


鉴于 OLS 与工具变量法的回归结果基本一致 , 本文在稳健性分析中仅汇报 OLS 的回归结果。

世界经济*

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苏冬蔚 贺星星 ??????????????????????????????????????
表6 一级指标 一级指 标权重 可量化的企业社会责任指标体系 二级指标 单位资产税费率 ( C1 ) 单位资产就业率 ( C2 ) 职工年人均所得 ( C3 ) 人力资本维持能 力( C4 ) 单位资本保值增 值率( C5 ) 单位利润股利分 配率( C6 ) 速动比率( C7 ) 资产负债比( C8 ) 捐赠收入比( C9 ) 社会贡献率( C10 ) 环保 费 收 入 比 ( C11 ) 企业对环境的 0. 2229 社会责任 环保 费 增 长 率 ( C12 ) 计算方法 C1 = 支付的各项税费 / 资产 总计 C2 = 员工人数 / 资产总计 C3 = 支 付 给 职 工 以 及 为 职 工支付的现金 / 员工人数 C4 = 职工薪酬总额 / 营业收 入 C5 = ( 期 末 股 东 权 益 / 期 末 股本 净 额) /( 期 初 股 东 权 益 / 期初股本净额) × 100% C6 = 分 配 股 利 或 利 润 支 付 的现金 / 利润总额 C7 = ( 流 动 资 产 - 存 货 净 额) / 流动负债 C8 = 资产总额 / 负债总额 C9 = 捐赠和赞助 / 主营业务 收入 C10 = 企 业 社 会 贡 献 总 额 / 平均资产总额 C11 = 环 保 经 费 / 主 营 业 务 收入 C12 = ( 本年度环保经 费 总 额 - 上年度环保经费总 额) / 上年 度 环 保 经 费 总 额 × 100% 二级指 标权重 0. 5987 0. 4013 0. 4013 0. 5987 最终权重 0. 10926 0. 07324 0. 05995 0. 08945

企业对政府的 0. 1825 社会责任

企业对员工的 0. 1494 社会责任

企业对股东的 0. 1001 社会责任

0. 5987

0. 05993

0. 4013 0. 5 0. 5 0. 4013 0. 5987 0. 5

0. 04017 0. 06115 0. 06115 0. 08945 0. 13345 0. 11145

企业对债权人 0. 1223 的社会责任

企业对公益事 0. 2229 业的贡献

0. 5

0. 11145

说明: 企业社会贡献总额包括工资 ( 含奖金和津贴等工资性支出 ) 、 劳保退休统筹及其他社会福 利支出、 利息支出净额、 缴纳税金、 净利润以及捐赠支出等 。

( 二) 基于数据包络分析法的社会表现指数 ( CSP3 ) 本文根据表 6 的社会责任评价指标体系, 使用无投入且规模收益可变的产出导向 BCC - DEA 模型( Banker et al. , 1984 ; Lovell and Pastor, 1999 ) 估计企业社会表现指数 CSP3 , 其中, 产出为企业社会责任的 12 个二级指标。表 7 后 3 列提供了企业生产效率 与 lnCSP3 的 OLS 回归估计结果。 lnCSP3 的系数估计值均在 5% 水平上显著为正, 由表 7 可见, 表明企业社会表现
世界经济* 2011年第 9期 · 153·

社会责任与企业效率:基于新制度经济学的理论与经验分析 ?????????????????????????????????????? 有助于 提 高 生 产 效 率, 社 会 责 任 指 数 每 增 加 10% , 生 产 效 率 就 上 升 0. 076% ~ 0. 152% 。 GOV 和 lnCSP3 交叉项的系数估计值在 10% 水平上显著为负, 表明国有企业 社会表现对生产效率的正面影响低于非国有企业 。 未加入 GOV 和 lnCSP3 交叉项之 GOV 的系数估计值在 5% 水平上显著为负, 前( 模型 IV) , 而加入交叉项之后 ( 模型 V) , GOV 的系数估计值则在10 % 水平上显著为正 , 原因可能在于 GOV 的系数估计值
表7 变量名 企业生产效率与社会表现的回归估计结果 基于数据挖掘技术和层次分析法的 企业社会责任指数 模型 III * * 0. 0093 * ( 3. 9672 ) 模型 IV * * 0. 0090 * ( 3. 8585 ) 模型 V * * 0. 0135 * ( 3. 5111 ) 基于数据包络分析法的 企业社会责任指数 模型 III 模型 IV 模型 V

lnCSP2 lnCSP3 lnCSP2 ·GOV lnCSP3 ·GOV GOV STATE INDEPEND EPS MRQ GROWTH LEVERAGE LNASSET 行业和注册地 虚拟变量 常数项 对数似然度 世界经济*

* 0. 0082 * ( 2. 2932 )

* 0. 0076 * ( 2. 1233 )

* * 0. 0152 * ( 2. 7614 )

- 0. 0064 ( - 1. 4700 ) - 0. 0118 * ( - 1. 8099 ) * * 0. 0126 - 0. 0037 * - 0. 0038 * 0. 0452 * ( 1. 1183 ) ( - 1. 9670 ) ( - 1. 9555 ) ( 1. 6669 ) 0. 0062 0. 0064 * 0. 0064 * 0. 0069 * ( 1. 6211 ) ( 1. 6779 ) ( 1. 6571 ) ( 1. 7850 ) 0. 0039 0. 0037 0. 0031 0. 0065 0. 0063 0. 0053 ( 0. 3187 ) ( 0. 3000 ) ( 0. 2517 ) ( 0. 5221 ) ( 0. 5113 ) ( 0. 4254 ) 0. 0000 0. 0000 0. 0000 - 0. 0002 - 0. 0002 - 0. 0002 ( - 0. 0020 ) ( 0. 0579 ) ( 0. 0516 ) ( - 0. 4323 ) ( - 0. 3717 ) ( - 0. 3869 ) * * * * * * * * * * * * 0. 0071 * 0. 0071 * 0. 0070 * 0. 0073 * 0. 0073 * 0. 0072 * ( 6. 4358 ) ( 6. 3672 ) ( 6. 2411 ) ( 6. 5496 ) ( 6. 4928 ) ( 6. 3282 ) - 0. 0003 - 0. 0004 - 0. 0004 - 0. 0004 - 0. 0004 - 0. 0005 ( - 0. 8688 ) ( - 0. 9864 ) ( - 1. 0704 ) ( - 1. 0042 ) ( - 1. 1209 ) ( - 1. 2392 ) * * * * * * * * * * * * 0. 0049 * 0. 0050 * 0. 0052 * 0. 0044 * 0. 0045 * 0. 0049 * ( 3. 2529 ) ( 3. 3157 ) ( 3. 4189 ) ( 2. 8116 ) ( 2. 8972 ) ( 3. 1344 ) * * * * * * * * * * * * 0. 0134 * 0. 0139 * 0. 0139 * 0. 0113 * 0. 0118 * 0. 0119 * ( 3. 5683 ) ( 3. 7090 ) ( 3. 7080 ) ( 2. 9643 ) ( 3. 0897 ) ( 3. 1338 ) 有
* * *


* * *


* * *


* * *


* * *



* * - 0. 0636 - 0. 0623 - 0. 0732 - 0. 0705 - 0. 0672 - 0. 0979 * ( - 4. 9308 ) ( - 4. 7556 ) ( - 4. 8688 ) ( - 3. 6599 ) ( - 3. 4445 ) ( - 3. 7938 ) 0. 4178 0. 4251 0. 4289 0. 3996 0. 4071 0. 4130

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苏冬蔚 贺星星 ?????????????????????????????????????? MRQ、 LNASSET 和 LEVERAGE 的系数估计值也均在 1% 水 受 lnCSP3 的影响较大。另外, 平以上显著为正, 因此使用 CSP3 度量企业社会表现所取得的结果也与前文基本相同。 ( 三) 基于财务绩效的经验分析 并建立以下 本文使用总资产收益率( ROA) 和托宾 Q 值( TOBINQ ) 代替生产效率, 回归模型: ROA j = α0 + α1 lnCSP j + β X j + γZ j + δH j + ε j ( 15 ) TOBINQ j = α0 + α1 lnCSP j + β X j + γZ j + δH j + ε j ( 16 ) 表 8 提供了 OLS 估计结果。由表中可见, 因变量为 ROA 且尚未加入 GOV·lnCSP ln CSP 的系数估计值大部分在5 % 水平上显著为正 , 之前 , 但加入 ln CSP · GOV 之后 ,
表8 变量 lnCSP lnCSP·GOV GOV STATE INDEPEND LNASSET EPS MRQ GROWTH LEVERAGE 行业和注册地 虚拟变量 常数项 R2
* - 0. 0041 * ( - 2. 1727 ) * * 0. 0108 * ( 2. 8466 ) * - 0. 0009 * - 0. 0010 * ( - 1. 8790 ) ( - 2. 0529 ) * * * * 0. 0241 * 0. 0243 * ( 21. 8017 ) ( 21. 9208 ) * * * * - 0. 0036 * - 0. 0037 * ( - 9. 2961 ) ( - 9. 5463 ) * * * * 0. 0070 * 0. 0072 * ( 4. 5545 ) ( 4. 7271 ) * - 0. 0077 * - 0. 0067 * ( - 2. 1622 ) ( - 1. 8811 ) 0. 0088 0. 0093 ( 0. 7227 ) ( 0. 7689 )

企业绩效与社会表现的 OLS 回归估计结果 模型 III * 0. 0055 * ( 2. 0096 ) ROA 模型 IV 0. 0051 * ( 1. 8789 ) 模型 V 0. 0021 ( 0. 4153 ) 0. 0042 ( 0. 7176 ) - 0. 0178 ( - 0. 9290 ) * * 0. 0106 * ( 2. 7940 ) 0. 0094 ( 0. 7750 ) * - 0. 0010 * ( - 2. 1073 ) * * 0. 0243 * ( 21. 9130 ) * * - 0. 0037 * ( - 9. 5499 ) * * 0. 0072 * ( 4. 7255 ) - 0. 0067 * ( - 1. 8748 ) 有 0. 0277 ( 1. 4625 ) 0. 6610 模型 III * 0. 1143 * ( 2. 2532 ) TOBINQ 模型 IV * 0. 1014 * ( 2. 0450 ) 模型 V * * 0. 2614 * ( 2. 8755 ) * - 0. 2227 * ( - 2. 0957 ) * 0. 7076 * ( 2. 0382 ) * * 0. 2676 * ( 3. 8715 ) * * - 0. 7703 * ( - 3. 4903 ) - 0. 0062 ( - 0. 7054 ) - 0. 0171 ( - 0. 8508 ) - 0. 0085 ( - 1. 2134 ) 0. 0467 * ( 1. 6932 ) * * 0. 4333 * ( 6. 7204 ) 有 - 0. 2186 ( - 0. 6352 ) 0. 2824 · 155·

- 0. 0164 ( - 0. 4747 ) * * 0. 2586 * ( 3. 7284 ) * * * * - 0. 8175 * - 0. 7659 * ( - 3. 6011 ) ( - 3. 4529 ) 0. 0013 - 0. 0078 ( 0. 1480 ) ( - 0. 8918 ) - 0. 0288 - 0. 0165 ( - 1. 4035 ) ( - 0. 8146 ) - 0. 0073 - 0. 0087 ( - 1. 0104 ) ( - 1. 2423 ) 0. 0406 0. 0469 * ( 1. 4288 ) ( 1. 6900 ) * * * * 0. 4133 * 0. 4342 * ( 6. 2490 ) ( 6. 7001 ) 有 0. 1505 ( 0. 6661 ) 0. 2304 世界经济* 有 0. 3306 ( 1. 4744 ) 0. 2727

有 0. 0133 ( 1. 0916 ) 0. 6518

有 0. 0174 ( 1. 4144 ) 0. 6605

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社会责任与企业效率:基于新制度经济学的理论与经验分析 ?????????????????????????????????????? lnCSP 的系数估计值不再统计显著; 因变量为 TOBINQ 时, lnCSP 的系数估计值均在 5% 水平上显著为正, ROA 和 TOBINQ 就分别上升 0. 051% 社会责任指数每增加 10% , ~ 0. 055% 和 1. 014% ~ 2. 614% , 表明企业社会表现有助于提高财务绩效。 另外, 因 lnCSP ·GOV 的系数估计值显著为负, 表明国有企业社会表现对财 变量为 TOBINQ 时, 务绩效的正面影响低于非国有企业 。 Waddock 和 Graves( 1997 ) 发现, 上述结果与国外已有的相关研究结果基本一致 , 社会责任意识较弱的企业具有较高的风险溢价 , 最终引起生产成本上升且盈利能力下 降; Berman 等 ( 1999 ) 发现, 企业社会表现与利益相关者管理成本呈负相关关系 , 而与 财务绩效呈正相关关系; Schuler 和 Cording( 2006 ) 发现, 利益相关者可能根据企业的 如通过改变消费和投资等方式对积极承担社会责任的企业进 社会表现调整自身行为, 行奖励, 帮助企业改善财务绩效; Mackey 等 ( 2007 ) 发现, 企业社会责任符合利益相关 者对产品质量和环境质量等的隐性需求 , 有利于改善企业声誉, 并提高企业业绩。



总结

本文从新制度经济学的视角, 论述企业社会责任是市场经济条件下利益相关者对 “企业社会责任 企业逐利行为进行非正式约束的一种必然的制度选择, 在此基础上提出 有助于提高生产效率” 的理论假设, 然后以 2009 年度发布社会责任报告的 350 家非金融 类上市公司为样本, 采用专家评价和指数法、 数据挖掘技术结合层次分析以及数据包络 分析 3 种方法衡量企业社会表现, 并使用 OLS、 工具变量法和分位数回归研究企业社会 表现对生产绩效的影响, 发现企业社会责任有助于提高生产效率和财务业绩, 而且国有 ① 上市公司社会责任对生产效率和财务业绩的正面影响显著小于非国有上市公司。 基于上述研究结果, 本文提出以下政策建议: 首先, 企业社会责任弥补了产权关系 不清晰、 法律机制不规范和政府监督不完善的缺陷 , 是构建和谐社会、 落实科学发展观 以及实现经济社会全面协调发展的重要力量 , 而推动企业认真履行社会责任, 利益相关 者必须建立起一套关于企业道德、 伦理、 声誉、 信任和互助机制的行为规则, 为企业承担 社会责任奠定扎实的社会基础, 增加企业的社会资本, 改善企业的社会地位, 使企业保持


本文从新制度经济学的视角论述企业社会责任的性质 , 并使用数学模型构建出一个社会责任影响社会

资本, 进而影响生产效率的假设 , 但理论部分没有深入阐述社会责任 、 社会资本和企业效率的转化途径, 而且由于 数据不足, 无法对企业社会资本进行定量分析 。如何构建出一个包含外部性、 信息不对称和政府行为的企业社会 责任和社会资本均衡模型、 准确度量社会责任和社会资本并在此基础上分析社会责任 、 社会资本和企业效率之间 的理论和经验关系还有待进一步研究与探讨 。

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苏冬蔚 贺星星 ?????????????????????????????????????? 旺盛的生命力和竞争优势, 为企业实现可持续发展的战略目标营造良好的社会氛围。 “科斯式” 其次, 企业社会责任作为一种 的非正式制度安排, 具有供给与需求不确 定且不均衡的特点, 无法完全取代法律法规等正式的制度安排。 例如, 公众对企业社 会责任的需求往往超过企业愿意承担的范围 , 此时政府作为公众利益的代表, 有权利 也有义务建立和健全与企业社会责任相关的企业法 、 税法、 合同法以及公益事业捐赠 法等法律法规, 并不断完善各种正式约束的实施和监督机制, 努力担当社会公众的监 护人以及企业与利益相关者的仲裁人 , 确保企业切实有效地履行其社会责任 。 再次, 提倡企业加强社会责任感, 应充分发挥研究机构和舆论媒介等非盈利性社 会组织的作用。非盈利性组织是代表和维护公共利益的重要力量, 也是连接政府、 企 行业标准和环境条约等各种软 业与社会的重要纽带。非盈利性组织制定的商业惯例、 性标准和守则, 与道德伦理等非正式约束以及法律法规等正式约束相互依赖且相互补 充, 有助于形成多层次和多渠道的社会责任监督体系 。 此外, 非盈利性组织对企业社 会责任进行认证或评比, 并通过媒体予以宣传和报道, 有利于加强社会对企业的评价 , , 和监督 提高企业的社会责任意识 如中国社会科学院经济学部和社会科学文献出版 ( 陈佳贵等, 2009 、 2010 ) 并召 社于 2009 年和 2010 年联合出版《企业社会责任蓝皮书 》 公布企业社会责任的国企 100 强、 民企 100 强和外企 100 强, 同时, 对中国 开发布会, 企业社会责任的管理现状和信息披露水平进行客观分析与认真评价 , 有力激发并带动 社会各界共同关注企业社会责任 。 最后, 企业必须从战略高度理解社会责任对企业长期可持续发展的影响 , 时刻将 利益相关者的合理需求纳入企业的发展战略 , 主动通过权衡社会资本的边际收益和社 不断优化资源配置和企业价值, 扮演好既是经济组织又是社会组 会责任的边际成本, 织的双重角色, 自觉肩负起经济与社会、 人与社会及人与自然协调发展的历史使命和 社会责任。
参考文献:
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社会责任与企业效率:基于新制度经济学的理论与经验分析 ??????????????????????????????????????
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( 截稿: 2011 年 6 月

责任编辑: 王徽)

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