企業(yè)社會責(zé)任履行與全要素生產(chǎn)率關(guān)系再討論

【摘要】近年來，學(xué)界對企業(yè)社會責(zé)任履行的經(jīng)濟后果研究已取得豐碩成果，但就其與全要素生產(chǎn)率關(guān)系及二者作用機制的探討卻十分匱乏。著眼于高質(zhì)量發(fā)展背景下企業(yè)社會責(zé)任履行產(chǎn)出成果，基于2010—2020年滬深A(yù)股上市公司數(shù)據(jù)，對企業(yè)社會責(zé)任履行與全要素生產(chǎn)率的關(guān)系及作用路徑進(jìn)行實證檢驗。研究結(jié)果表明：企業(yè)社會責(zé)任履行能夠促進(jìn)全要素生產(chǎn)率提升，且在控制內(nèi)生性、穩(wěn)健性問題后該結(jié)論依然成立。進(jìn)一步研究發(fā)現(xiàn)，融資約束在二者關(guān)系中起部分中介作用，環(huán)境不確定性會弱化企業(yè)社會責(zé)任履行對全要素生產(chǎn)率的積極影響。同時，在非國有、相對清潔型企業(yè)中，社會責(zé)任履行對全要素生產(chǎn)率提升的促進(jìn)作用更加明顯。研究結(jié)論為政府制定相關(guān)政策、企業(yè)管理者提高公司治理水平提供了借鑒?！娟P(guān)鍵詞】企業(yè)社會責(zé)任履行；全要素生產(chǎn)率；融資約束；環(huán)境不確定性一、引言我國經(jīng)濟已由高速發(fā)展階段轉(zhuǎn)為高質(zhì)量發(fā)展階段，這種轉(zhuǎn)變是在新時代新背景下做出的重要判斷。促進(jìn)經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展，不僅是社會經(jīng)濟可持續(xù)發(fā)展的基礎(chǔ)，更是適應(yīng)我國社會主要矛盾變化的重要舉措。企業(yè)作為微觀經(jīng)濟單元，是最重要的市場主體，其高質(zhì)量發(fā)展是經(jīng)濟實現(xiàn)高質(zhì)量發(fā)展的重要基石，而社會責(zé)任作為一種非市場競爭戰(zhàn)略，對企業(yè)實現(xiàn)高質(zhì)量發(fā)展的重要性不言而喻。從2002年制定企業(yè)社會責(zé)任相關(guān)的法律法規(guī)至2020年《社會責(zé)任管理體系要求及使用指南》的頒布，企業(yè)社會責(zé)任受到黨和國家以及社會各界的高度重視，成為我國轉(zhuǎn)變經(jīng)濟發(fā)展方式、實現(xiàn)可持續(xù)發(fā)展的重要推動力[1]。但中國社科院公布的《企業(yè)社會責(zé)任藍(lán)皮書（2020）》中指出，2020年中國企業(yè)300強社會責(zé)任發(fā)展指數(shù)僅為36.0分，超四成企業(yè)社會責(zé)任發(fā)展指數(shù)低于20分，可見我國企業(yè)社會責(zé)任履行仍處于較低水平。長期以來企業(yè)對社會責(zé)任的理解存在一定誤區(qū)，將法律合規(guī)性作為社會責(zé)任的活動范圍，認(rèn)為社會責(zé)任就是慈善公益，忽略了對環(huán)保、員工、社區(qū)以及其他利益相關(guān)者等的責(zé)任。但作為“逐利”的社會經(jīng)濟組織，企業(yè)只有積極主動承擔(dān)起對客戶、員工等眾多利益相關(guān)者的社會責(zé)任，才能在瞬息萬變的大環(huán)境中獲得長遠(yuǎn)發(fā)展。目前，絕大多數(shù)研究成果認(rèn)為社會責(zé)任履行可以給企業(yè)帶來積極影響，如緩解融資約束[2]、建立比較優(yōu)勢、擴大品牌影響力、提升企業(yè)財務(wù)績效，并且對企業(yè)可持續(xù)科學(xué)發(fā)展具有重要的戰(zhàn)略性價值[3]。但也有學(xué)者認(rèn)為社會責(zé)任履行侵占了企業(yè)資源，容易成為管理層進(jìn)行盈余管理和推卸責(zé)任的工具[4]，違背了股東利益最大化原則。因此，企業(yè)社會責(zé)任履行有助于企業(yè)自身發(fā)展抑或加劇經(jīng)營負(fù)擔(dān)而產(chǎn)生消極影響，值得進(jìn)一步討論。黨的十九大報告指出全要素生產(chǎn)率是新發(fā)展理念的重要組成部分；二十大報告指出著力提高全要素生產(chǎn)率，并將其作為推動高質(zhì)量發(fā)展這一重大主題內(nèi)涵的任務(wù)之一。因此，全要素生產(chǎn)率作為衡量企業(yè)經(jīng)營成果的綜合性指標(biāo)，促進(jìn)其提升符合我國轉(zhuǎn)變經(jīng)濟發(fā)展方式的趨勢。但現(xiàn)有研究多以公司價值、企業(yè)績效為落腳點，探討企業(yè)社會責(zé)任履行的重要意義，少有研究從全要素生產(chǎn)率出發(fā)，分析企業(yè)社會責(zé)任履行的經(jīng)濟后果?；诖?，本文聚焦社會責(zé)任履行經(jīng)濟后果，嘗試?yán)碚摲治雠c實證檢驗企業(yè)社會責(zé)任履行與企業(yè)全要素生產(chǎn)率之間的內(nèi)在聯(lián)系及二者間的作用機制，為推動企業(yè)全要素生產(chǎn)率提升提供實踐路徑與經(jīng)驗證據(jù)。二、理論分析與研究假設(shè)基于社會認(rèn)同理論和信號傳遞理論，社會責(zé)任履行有助于企業(yè)獲得競爭優(yōu)勢。企業(yè)積極履行社會責(zé)任在提升內(nèi)部員工組織認(rèn)同感、調(diào)動其工作積極性的同時，顯著增強了對外部求職者的吸引力[5]，人力資源數(shù)量和質(zhì)量的提升能夠幫助企業(yè)獲得創(chuàng)新所需要的知識儲備，對全要素生產(chǎn)率提升產(chǎn)生積極影響。主動承擔(dān)社會責(zé)任向外界傳遞了企業(yè)經(jīng)營良好、有社會公德情懷的信號，為企業(yè)樹立了良好形象，從而獲得利益相關(guān)者認(rèn)可。另外，企業(yè)通過披露社會責(zé)任報告減少了與利益相關(guān)者之間的信息不對稱，有利于外部投資者掌握企業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營信息，增強投資信心，在一定程度上緩解企業(yè)面臨的融資約束，保證企業(yè)有足夠的金融資源開展業(yè)務(wù)活動[6]，進(jìn)而有利于全要素生產(chǎn)率提升。從委托代理理論出發(fā)，主動承擔(dān)社會責(zé)任有助于改善公司治理結(jié)構(gòu)，減少委托代理問題，推動企業(yè)實現(xiàn)良性發(fā)展，促進(jìn)全要素生產(chǎn)率提升。基于以上分析，提出假設(shè)：Ha：企業(yè)社會責(zé)任履行能夠促進(jìn)全要素生產(chǎn)率的提升。企業(yè)社會責(zé)任履行勢必會消耗內(nèi)部資源，如提升員工福利、慈善捐贈等。而社會責(zé)任所占用的資源只有在一定程度上滿足利益相關(guān)者需求時，才有可能產(chǎn)生收益，且當(dāng)利益相關(guān)者對企業(yè)回報所產(chǎn)生的溢價能彌補社會責(zé)任的履行成本時，這種行為才能創(chuàng)造利潤。有學(xué)者認(rèn)為，在我國資本市場中，企業(yè)基于道德倫理對消費者所產(chǎn)生的影響較小，即社會責(zé)任履行所帶來的品牌影響力和聲譽提升可能很難彌補該行為的成本[7]。此外，這種“擠占效應(yīng)”使得企業(yè)創(chuàng)新活動所依賴的資源被消耗，降低了創(chuàng)新活動的有效性，不利于提高企業(yè)核心競爭力，從而阻礙企業(yè)全要素生產(chǎn)率提升。從管理層自利角度出發(fā)，管理層可能會為保全自己的聲譽，基于信息不對稱而借用社會責(zé)任履行作為信息遮蔽的工具。如高層管理人員為了推卸責(zé)任，利用社會責(zé)任為自己創(chuàng)造“聲譽保險機制”，過度依賴該機制會造成企業(yè)資源浪費，對企業(yè)運行效率產(chǎn)生負(fù)面影響，不利于全要素生產(chǎn)率的提升?；谝陨戏治觯岢黾僭O(shè)：Hb：企業(yè)社會責(zé)任履行不能促進(jìn)全要素生產(chǎn)率的提升。三、研究設(shè)計（一）樣本選擇與數(shù)據(jù)來源本文以2010—2020年滬深A(yù)股上市公司為研究對象，出于嚴(yán)謹(jǐn)性考慮，參照現(xiàn)有文獻(xiàn)數(shù)據(jù)選擇的方法對樣本進(jìn)行了篩選：首先，剔除ST、*ST類企業(yè)；其次，剔除主要變量數(shù)據(jù)缺失的企業(yè)；最后，對所有的連續(xù)變量進(jìn)行上下1%Winsorize處理。最終得到樣本觀測值5545個。其中，上市公司財務(wù)數(shù)據(jù)主要來源于CSMAR和Wind數(shù)據(jù)庫，社會責(zé)任數(shù)據(jù)來自和訊網(wǎng)上市公司相關(guān)社會責(zé)任報告及年度報告專業(yè)評分。（二）變量定義1.被解釋變量選取全要素生產(chǎn)率（TFP）為被解釋變量?，F(xiàn)有研究對微觀層面全要素生產(chǎn)率的衡量方法主要有OLS估計法、OP法、LP法和固定效應(yīng)估計法。OLS法和固定效應(yīng)法在衡量過程中存在一定的內(nèi)生性問題，OP法的出現(xiàn)彌補了前兩種方法的不足，但仍存在一定缺陷（如用中間投資作為替代變量時，會因樣本中部分企業(yè)在某些年份未進(jìn)行投資而導(dǎo)致樣本被剔除），LP法則彌補了OP法的缺陷。本文借鑒魯曉東和連玉君對全要素生產(chǎn)率的計算方法，分別采用OP法和LP法進(jìn)行測算。LP法測算基本模型的被解釋變量，OP法測算穩(wěn)健性檢驗時的被解釋變量。2.解釋變量選取企業(yè)社會責(zé)任履行（CSR）作為解釋變量，相關(guān)數(shù)據(jù)來源于和訊網(wǎng)企業(yè)社會責(zé)任數(shù)據(jù)庫。和訊網(wǎng)從五個方面對企業(yè)社會責(zé)任履行情況進(jìn)行了評估，并量化加總得到衡量企業(yè)社會責(zé)任履行的具體數(shù)值。3.控制變量借鑒現(xiàn)有文獻(xiàn)，將企業(yè)規(guī)模（Size）、董事會規(guī)模（Scale）、董事會結(jié)構(gòu)（Indep）、資產(chǎn)結(jié)構(gòu)（Car）、盈利能力（Roe）、成長能力（Growth）、企業(yè)年齡（Age）、股權(quán)集中度（First）、高管持股（Regulator）作為控制變量。此外，模型還控制了年份（Year）和行業(yè)（Industry）效應(yīng)。相關(guān)變量的測量方法如表1所示。（三）研究模型為驗證企業(yè)社會責(zé)任履行對全要素生產(chǎn)率的影響，構(gòu)建如下模型：四、實證分析（一）描述性統(tǒng)計表2中，TFP的最大值為20.39，最小值為15.25，標(biāo)準(zhǔn)差為1.052，表明上市企業(yè)全要素生產(chǎn)率在不同年份、不同企業(yè)之間的差異明顯。而CSR最小值為4.638，最大值為76.48，標(biāo)準(zhǔn)差為14.92，均值為26.48，表明我國企業(yè)社會責(zé)任履行情況參差不齊，從均值看僅有少數(shù)企業(yè)社會責(zé)任履行情況較好，絕大多數(shù)企業(yè)處于中低水平，這是由于我國企業(yè)社會責(zé)任發(fā)展還處于初級階段。不同企業(yè)在規(guī)模、年齡、成長能力、盈利能力等方面呈現(xiàn)較大差異。均值為0.089、最大與最小值分別為0.329和0.003的Roe及均值為1.2、最大與最小值分別為5.342和0.231的Car反映出多數(shù)企業(yè)處于正常生產(chǎn)經(jīng)營活動中且發(fā)展勢頭較好。（二）回歸分析表3反映了利用模型分析企業(yè)社會責(zé)任履行對全要素生產(chǎn)率影響的回歸結(jié)果。列（1）、列（2）是雙向固定效應(yīng)模型結(jié)果，列（3）、列（4）是控制了年度與行業(yè)的隨機效應(yīng)模型結(jié)果。從列（1）、列（3）回歸結(jié)果看，CSR與TFP在1%的顯著性水平正相關(guān)，回歸系數(shù)均為0.006。列（2）、列（4）加入控制變量之后，CSR與TFP仍在1%顯著性水平正相關(guān)，系數(shù)變?yōu)?.002與0.001，整體回歸模型擬合程度較好。無論固定效應(yīng)模型還是隨機效應(yīng)模型均表現(xiàn)為企業(yè)社會責(zé)任履行與全要素生產(chǎn)率顯著正相關(guān)，說明社會責(zé)任履行能促進(jìn)企業(yè)全要素生產(chǎn)率提升，即企業(yè)主動承擔(dān)社會責(zé)任滿足了諸多利益相關(guān)者的要求，在人才及資金等方面得到支持，為提升全要素生產(chǎn)率提供了良好的運營基礎(chǔ)，Ha得到支持。同時，企業(yè)規(guī)模（Size）、資產(chǎn)結(jié)構(gòu)（Car）、盈利能力（Roe）、成長能力（Growth）等與全要生產(chǎn)率顯著正相關(guān)，說明規(guī)模較大、資產(chǎn)結(jié)構(gòu)合理和盈利能力強的企業(yè)，技術(shù)、資金保障較強，有較好的發(fā)展環(huán)境，可以為提升全要素生產(chǎn)率提供基礎(chǔ)保障。（三）穩(wěn)健性檢驗與內(nèi)生性處理1.穩(wěn)健性檢驗使用LP法測算全要素生產(chǎn)率時可能會忽略企業(yè)投資在生產(chǎn)率中發(fā)揮的作用，而OP法彌補了LP法的這一缺陷，因此，為保證上述回歸結(jié)果的穩(wěn)定性與科學(xué)性，采用OP法測算的全要素生產(chǎn)率代替基本回歸中的被解釋變量，進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗。更換被解釋變量之后，回歸結(jié)果如表4列（1）所示，企業(yè)社會責(zé)任履行（CSR）對全要素生產(chǎn)率（TFP）的促進(jìn)作用通過了5%的顯著性水平檢驗，得到的結(jié)論與原模型保持一致，結(jié)果具有穩(wěn)健性。2.內(nèi)生性問題處理（1）滯后一期企業(yè)社會責(zé)任履行與全要素生產(chǎn)率之間可能存在一定的雙向因果關(guān)系，即企業(yè)全要素生產(chǎn)率越高，企業(yè)發(fā)展質(zhì)量水平越高，因而企業(yè)越有能力主動承擔(dān)社會責(zé)任，這種可能存在的雙向因果關(guān)系造成一定的內(nèi)生性問題。因此，本部分在回歸分析中將解釋變量分別進(jìn)行了“t+1”“t+2”期處理，一定程度上緩解了二者之間的互逆影響，結(jié)果如表4列（2）和列（3）所示。當(dāng)解釋變量滯后一期時，其在1%顯著性水平與被解釋變量顯著正相關(guān)；當(dāng)解釋變量滯后兩期時，其對被解釋變量產(chǎn)生正向影響，但未通過顯著性檢驗，說明企業(yè)社會責(zé)任履行雖對全要素生產(chǎn)率的促進(jìn)作用存在一定的滯后性，但滯后兩期時這種促進(jìn)作用不再明顯。（2）工具變量法通過對解釋變量進(jìn)行滯后項模型估計，一定程度上緩解了雙向因果引起的內(nèi)生性問題。本文進(jìn)一步運用工具變量法削弱內(nèi)生性問題帶來的影響。通過固定效應(yīng)的離差變化解決遺漏變量問題后使用工具變量法。一是借鑒權(quán)小鋒等[4]的做法，使用同行業(yè)其他企業(yè)社會責(zé)任均值（Csr_ind）作為工具變量；二是借鑒Lewbel[8]的研究，使用解釋變量離差的三次方（Csr_dev）作為工具變量。通過理論分析，以上二者與企業(yè)社會責(zé)任履行具有較高的相關(guān)性，但與企業(yè)全要素生產(chǎn)率并不具有明顯的關(guān)系。工具變量第一階段結(jié)果如表4列（4）所示，工具變量與解釋變量在1%顯著性水平正相關(guān)，一定程度上表明工具變量的選取有效；第二階段回歸結(jié)果如表4列（5）所示，企業(yè)社會責(zé)任履行對全要素生產(chǎn)率的促進(jìn)作用通過了1%的顯著性水平檢驗?？梢缘贸?，在控制了可能存在的內(nèi)生性問題之后，假設(shè)依然成立，即企業(yè)社會責(zé)任履行對全要素生產(chǎn)率的提升有顯著促進(jìn)作用。五、進(jìn)一步分析（一）融資約束的中介作用企業(yè)積極履行社會責(zé)任向外界傳遞了企業(yè)經(jīng)營向好的信號，能夠在一定程度上緩解企業(yè)與利益相關(guān)者的信息不對稱，提升外部投資者對企業(yè)的了解程度，有助于增強投資者的投資信心，為企業(yè)獲取更多的金融資源，降低其面臨的融資約束程度，進(jìn)而有利于企業(yè)全要素生產(chǎn)率的提升。因此，企業(yè)社會責(zé)任履行促進(jìn)全要素生產(chǎn)率提升的過程中，融資約束可能起著一定中介作用。為了檢驗融資約束對企業(yè)社會責(zé)任履行和全要素生產(chǎn)率關(guān)系的中介作用，采用溫忠麟等的做法，在模型（1）的基礎(chǔ)上構(gòu)建模型（2）、模型（3）進(jìn)行中介效應(yīng)檢驗。利用KZ指數(shù)來衡量融資約束程度，數(shù)值越高表明企業(yè)面臨的融資困境越大，數(shù)據(jù)來源于CSMAR數(shù)據(jù)庫。模型（1）中的社會責(zé)任履行與全要素生產(chǎn)率的系數(shù)？茁1顯著為正，存在中介效應(yīng)的基礎(chǔ)。表5列（1）、列（2）匯報了融資約束在企業(yè)社會責(zé)任履行與全要素生產(chǎn)率關(guān)系中所起的中介作用結(jié)果，模型（2）中系數(shù)？琢1為-0.011，社會責(zé)任履行對融資約束的緩解作用通過1%的顯著性水平檢驗。模型（3）中的？酌1、？酌2分別通過5%、1%的顯著性水平檢驗，系數(shù)分別為0.001、-0.021，說明融資約束在解釋變量與被解釋變量之間存在部分中介效應(yīng)，即企業(yè)社會責(zé)任履行可以在一定程度上緩解融資約束，而融資約束的緩解可以進(jìn)一步促進(jìn)企業(yè)全要素生產(chǎn)率的提升。（二）環(huán)境不確定性的調(diào)節(jié)作用環(huán)境不確定性是指企業(yè)管理層對外部環(huán)境的信息掌握不充分，對未來企業(yè)所處環(huán)境變化無法預(yù)測的一種狀態(tài)。企業(yè)的生產(chǎn)經(jīng)營活動是在一定的外部環(huán)境中進(jìn)行的，其行為邏輯要隨環(huán)境的變化而變化。一方面，環(huán)境不確定性在一定程度上可能促進(jìn)企業(yè)創(chuàng)新投入，通過創(chuàng)新來應(yīng)對因外界環(huán)境變化而對企業(yè)經(jīng)營造成的影響，并且技術(shù)更新很大程度上有助于全要素生產(chǎn)率提升。另一方面，外部環(huán)境的變化使得企業(yè)原本穩(wěn)定的營商環(huán)境遭到?jīng)_擊，使得管理層無法及時回應(yīng)利益相關(guān)者的訴求，企業(yè)為此需制定有效的競爭策略，加強營銷投入[1]等以抵御外部風(fēng)險沖擊。但受到資源的限制，這種行為勢必會侵占企業(yè)在社會責(zé)任履行方面的投入，從而削弱企業(yè)社會責(zé)任履行對全要素生產(chǎn)率提升的促進(jìn)作用。為檢驗環(huán)境不確定性對企業(yè)社會責(zé)任履行和全要素生產(chǎn)率關(guān)系的調(diào)節(jié)作用，在模型（1）的基礎(chǔ)上加入環(huán)境不確定性變量及企業(yè)社會責(zé)任履行與環(huán)境不確定性的交互項（CSR×EU），構(gòu)建模型（4）：其中，環(huán)境不確定性（EU）借鑒申慧慧等的做法，以期末營業(yè)收入作為被解釋變量，年度為解釋變量，將OLS回歸得到的殘差作為非正常銷售收入。再以企業(yè)過去5年非正常銷售收入的標(biāo)準(zhǔn)差除以過去5年銷售收入的平均值，得到未經(jīng)行業(yè)調(diào)整的環(huán)境不確定性，以該結(jié)果除以行業(yè)中位數(shù)后的值作為環(huán)境不確定性的代理變量，即EU。表5列（3）顯示了環(huán)境不確定性對企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響。結(jié)果表明，加入環(huán)境不確定性變量后，社會責(zé)任履行與全要素生產(chǎn)率仍在1%的水平顯著正相關(guān)。環(huán)境不確定性顯著正向影響全要素生產(chǎn)率，即環(huán)境不確定性可能刺激企業(yè)為增強核心競爭力而進(jìn)行創(chuàng)新等活動，有助于全要素生產(chǎn)率的提升。列（4）回歸結(jié)果表明，環(huán)境不確定性與企業(yè)社會責(zé)任履行的交互項和全要素生產(chǎn)率在1%的顯著性水平負(fù)相關(guān)，說明環(huán)境不確定性在企業(yè)社會責(zé)任履行與全要素生產(chǎn)率的關(guān)系中起負(fù)向調(diào)節(jié)作用，即環(huán)境不確定性弱化了企業(yè)社會責(zé)任履行對全要素生產(chǎn)率的促進(jìn)作用，當(dāng)企業(yè)面臨的環(huán)境不確定性較高時，企業(yè)社會責(zé)任履行的動機減弱，更愿意將資源投入到創(chuàng)新等活動中，增強自身能力以應(yīng)對風(fēng)險。（三）異質(zhì)性討論為進(jìn)一步討論不同性質(zhì)及行業(yè)差異下企業(yè)社會責(zé)任履行對全要素生產(chǎn)率的影響，本部分從產(chǎn)權(quán)異質(zhì)性、行業(yè)異質(zhì)性兩方面進(jìn)行影響差異分析。1.產(chǎn)權(quán)異質(zhì)性在我國經(jīng)濟體制背景下，國有企業(yè)規(guī)模較大，擁有更多的資源，因而有著較高的融資優(yōu)勢，國有屬性使其積極投身到社會公益中。相對于國有企業(yè)，非國有企業(yè)通常是在追求經(jīng)濟利益的基礎(chǔ)上履行社會責(zé)任，追求的是自身利益最大化，而社會責(zé)任是間接目標(biāo)，社會責(zé)任履行的目的性更強，由于缺乏來自制度的壓力，其社會責(zé)任履行更加體現(xiàn)為自愿行為，這種行為對全要素生產(chǎn)率提升的促進(jìn)效果可能更加明顯。因此，本部分進(jìn)行了分樣本檢驗。在模型（1）中引入了產(chǎn)權(quán)屬性虛擬變量Soe，Soe=1代表國有上市企業(yè)，Soe=0代表非國有上市企業(yè)。根據(jù)表6列（1）、列（2）的回歸結(jié)果，國有企業(yè)社會責(zé)任履行對全要素生產(chǎn)率的提升有促進(jìn)作用，但并不顯著；而非國有企業(yè)中二者的正相關(guān)關(guān)系通過1%顯著性水平檢驗，且其系數(shù)值較大。由此可見，社會責(zé)任履行對全要素生產(chǎn)率提升的促進(jìn)作用在非國有企業(yè)中更加明顯。國有企業(yè)承擔(dān)著經(jīng)濟、政治和社會責(zé)任，除了追求經(jīng)濟利益外，還需要履行社會職能，如解決地方就業(yè)、維持經(jīng)濟穩(wěn)定發(fā)展等，其社會責(zé)任履行更多來源于制度壓力；而非國有企業(yè)社會責(zé)任履行是基于成本收益原則做出的選擇，因此經(jīng)濟效果更有可能高于國有企業(yè)。2.行業(yè)異質(zhì)性當(dāng)前我國經(jīng)濟轉(zhuǎn)向高質(zhì)量發(fā)展階段，這就要求企業(yè)必須轉(zhuǎn)變傳統(tǒng)的粗放式發(fā)展模式，制定企業(yè)可持續(xù)發(fā)展戰(zhàn)略。對于污染集中型企業(yè)而言，其更需積極履行社會責(zé)任來應(yīng)對利益相關(guān)者的輿論批評，以降低來自社會公眾的壓力。但在企業(yè)有限的資源條件下，為轉(zhuǎn)移利益相關(guān)者對企業(yè)污染治理的關(guān)注而更多地履行社會責(zé)任，這勢必會侵占企業(yè)用以提升績效的資源，且污染治理的成果需要高投入的保障和長時間的積累，短期內(nèi)難以見效。相對清潔型企業(yè)，由于受到外界利益相關(guān)者壓力較小，企業(yè)社會責(zé)任履行的效果更容易顯現(xiàn)。因此，相較于污染集中型企業(yè)來說，相對清潔型企業(yè)的社會責(zé)任履行對全要素生產(chǎn)率提升的促進(jìn)效果更加明顯?；诖耍鶕?jù)《上市公司環(huán)境信息披露指南》，將火電、鋼鐵、水泥、煤炭、冶金、化工、采礦業(yè)等16類行業(yè)定義為污染集中型行業(yè)，其余行業(yè)定義為相對清潔型行業(yè)。結(jié)合2012年證監(jiān)會公布的《上市公司行業(yè)分類指引》設(shè)定虛擬變量，將屬于污染集中型行業(yè)的企業(yè)Industry設(shè)定為1，其余企業(yè)的Industry設(shè)定為0。通過模型（1）進(jìn)行分組回歸，結(jié)果如表6列（3）、列（4）所示，污染集中型和相對清潔型企業(yè)社會責(zé)任履行與全要素生產(chǎn)率均在1%的水平顯著正相關(guān)。但相對而言，清潔型企業(yè)的社會責(zé)任履行系數(shù)更大，這表明社會責(zé)任履行對全要素生產(chǎn)率的積極作用在相對清潔型企業(yè)中更加顯著。六、結(jié)論與啟示（一）研究結(jié)論本文以我國滬深A(yù)股上市公司為例，研究企業(yè)社會責(zé)任履行與全要素生產(chǎn)率之間的關(guān)系，同時分析融資約束在二者之間所起的中介作用及環(huán)境不確定性對二者的調(diào)節(jié)