企業(yè)社會責(zé)任的行業(yè)趨同現(xiàn)象研究

［摘 要］ 企業(yè)社會責(zé)任的行業(yè)趨同現(xiàn)象是“羊群效應(yīng)”還是“同伴效應(yīng)”？文章采用2010—2019年中國A股上市企業(yè)數(shù)據(jù)，對企業(yè)社會責(zé)任行業(yè)趨同現(xiàn)象進行了研究。研究發(fā)現(xiàn)，企業(yè)社會責(zé)任的行業(yè)趨同現(xiàn)象是具有社會乘數(shù)效應(yīng)屬性的同伴效應(yīng)，而非羊群效應(yīng)。同時，企業(yè)社會責(zé)任的行業(yè)趨同能夠促進企業(yè)價值的提升，進一步驗證了同伴效應(yīng)的存在性。進一步研究表明，該同伴效應(yīng)在企業(yè)社會責(zé)任的評價指標層面的顯著性存在差異。拓展性分析表明，行業(yè)領(lǐng)導(dǎo)者和行業(yè)追隨者在不同的企業(yè)優(yōu)勢特征方面對同伴企業(yè)社會責(zé)任的反應(yīng)有所不同。此外，同伴效應(yīng)在非重污染行業(yè)、市場競爭程度較低的行業(yè)及東部地區(qū)中更顯著。

［關(guān)鍵詞］ 企業(yè)社會責(zé)任；同伴效應(yīng)；羊群效應(yīng)；社會乘數(shù)效應(yīng)

［中圖分類號］F270 ［文獻標識碼］A ［文章DOI］10.15883/j.13-1277/c.20240407711

一、 引言

目前，我國正處于全面建設(shè)社會主義現(xiàn)代化國家的關(guān)鍵時期，企業(yè)在我國社會主義現(xiàn)代化進程中發(fā)揮著至關(guān)重要的作用。上市公司作為中國企業(yè)的領(lǐng)頭羊，應(yīng)積極、主動地承擔(dān)應(yīng)盡的社會責(zé)任，將企業(yè)社會責(zé)任融入到公司治理和戰(zhàn)略管理中。實際上，隨著中國特色社會主義制度的不斷完善，社會責(zé)任觀已被很多企業(yè)納入經(jīng)營管理中。通過承擔(dān)社會責(zé)任活動，企業(yè)可以提高信息透明度，更好地實現(xiàn)股東價值最大化目標[1]。

先前的文獻主要從代理問題[2]、股東參與度[3]以及公司治理[4]等視角研究了企業(yè)社會責(zé)任的影響因素。但企業(yè)在市場中并非孤立運行的[5]，企業(yè)社會責(zé)任除了受其內(nèi)外部環(huán)境的驅(qū)動外，還可能受同行業(yè)內(nèi)其他企業(yè)社會責(zé)任的影響。但已有關(guān)于同伴企業(yè)社會責(zé)任對企業(yè)社會責(zé)任影響的文獻十分有限。目前，僅少數(shù)文獻認為，企業(yè)社會責(zé)任信息披露的行業(yè)集群現(xiàn)象是決策者基于自利動機或為降低不確定性進行的非理性的盲目從眾的羊群行為[6]。此外，還有少數(shù)學(xué)者認為同伴效應(yīng)是已有文獻中被廣泛忽視的重要解釋變量[7-8]。但由于中國社會制度的特殊性，基于其他國家的數(shù)據(jù)得出的結(jié)論可能不適合中國資本市場。在基于中國企業(yè)的研究中，Yang等[9]和Tang等[10]發(fā)現(xiàn)，同行業(yè)其他企業(yè)會影響企業(yè)社會責(zé)任。韓沈超和潘家棟[11]卻認為，企業(yè)社會責(zé)任不存在行業(yè)同伴效應(yīng)。因此，企業(yè)社會責(zé)任的行業(yè)趨同現(xiàn)象是羊群效應(yīng)還是同伴效應(yīng)？其經(jīng)濟后果是什么？已有文獻尚未提供明確答案。

鑒于此，本文基于企業(yè)社會責(zé)任的MCTi評價得分體系對各個評價指標層面進行進一步研究分析，由于2020年之后多采用RKS數(shù)據(jù)庫的ESG報告進行研究，因此，本文基于2010—2019年中國A股上市公司的數(shù)據(jù)，對企業(yè)社會責(zé)任行業(yè)趨同現(xiàn)象進行了探究。研究發(fā)現(xiàn)，企業(yè)社會責(zé)任的行業(yè)趨同現(xiàn)象是具有社會乘數(shù)效應(yīng)屬性的同伴效應(yīng)。同時，企業(yè)社會責(zé)任的行業(yè)趨同會對企業(yè)價值產(chǎn)生顯著的正向影響。進一步研究表明，該同伴效應(yīng)在企業(yè)社會責(zé)任的評價指標各個層面的顯著性存在差異。拓展性分析表明，行業(yè)領(lǐng)導(dǎo)者和行業(yè)追隨者在不同的企業(yè)優(yōu)勢特征方面對同伴企業(yè)社會責(zé)任的反應(yīng)有所不同。此外，該同伴效應(yīng)在非重污染行業(yè)、市場競爭程度較低的行業(yè)以及東部地區(qū)中更顯著。

本文可能存在以下三個方面的貢獻：第一，本文拓展了對企業(yè)社會責(zé)任影響因素的分析。不同于以往強調(diào)制度規(guī)范理論對企業(yè)社會責(zé)任影響的研究，本文引入了企業(yè)情境因素，區(qū)分了企業(yè)社會責(zé)任同伴效應(yīng)和羊群效應(yīng)。第二，本文補充了企業(yè)社會責(zé)任行業(yè)同伴效應(yīng)的文獻。已有基于中國背景的文獻缺乏對企業(yè)社會責(zé)任同伴效應(yīng)本質(zhì)的考察，本文則對其社會乘數(shù)效應(yīng)屬性、異質(zhì)性和對企業(yè)價值的影響進行了驗證。第三，本文的研究結(jié)論為管理者和相關(guān)監(jiān)管部門提供了切實的理論依據(jù)。管理者在理性的基礎(chǔ)上進行社會責(zé)任決策；監(jiān)管部門應(yīng)當(dāng)將同伴效應(yīng)恰當(dāng)?shù)剡\用到社會責(zé)任政策的制定和完善中。

二、 文獻回顧與研究假設(shè)

（一） 羊群效應(yīng)與同伴效應(yīng)文獻回顧

羊群效應(yīng)最早源于生物學(xué)領(lǐng)域，后被應(yīng)用于心理學(xué)、企業(yè)管理及金融學(xué)等領(lǐng)域。已有研究認為，羊群效應(yīng)是決策者忽略私有信息的盲目從眾行為，會帶來負面影響。方軍雄[12]認為，中國上市企業(yè)的投資決策趨同現(xiàn)象是羊群效應(yīng)，會加速行業(yè)業(yè)績的惡化。當(dāng)然，企業(yè)的其他行為也存在羊群效應(yīng)。蔣堯明和鄭瑩[6]研究發(fā)現(xiàn)，中國上市公司在企業(yè)社會責(zé)任信息披露方面存在盲目從眾的羊群行為。此外，羊群效應(yīng)還體現(xiàn)在企業(yè)研發(fā)[13]以及企業(yè)融資決策[14]等方面。

同伴效應(yīng)最早源于社會互動，后被應(yīng)用于組織行為學(xué)、教育學(xué)和公共經(jīng)濟學(xué)等領(lǐng)域。近年來，學(xué)者們開始關(guān)注金融和財務(wù)領(lǐng)域的同伴效應(yīng)。Leary和Roberts[15]研究發(fā)現(xiàn)，同行業(yè)企業(yè)間的財務(wù)政策是相互依賴的，同伴效應(yīng)對企業(yè)資本結(jié)構(gòu)的影響比其他影響因素更重要。陸蓉等[16]和鐘田麗[17]等發(fā)現(xiàn)，中國的上市公司也存在資本結(jié)構(gòu)同伴效應(yīng)。易志高等[18]研究發(fā)現(xiàn)，企業(yè)的高管減持行為不僅存在地區(qū)同伴效應(yīng)，還存在行業(yè)同伴效應(yīng)。另外，企業(yè)在并購決策[19]、投資決策[20]以及信息披露[21]等方面也存在同伴效應(yīng)。

盡管同伴效應(yīng)和羊群效應(yīng)都指某一個體會根據(jù)參照組內(nèi)其他個體的行為進行決策[5][22]，但二者存在一定的區(qū)別：羊群效應(yīng)是基于決策者有限理性或自利心理、不完全信息、聲譽及薪酬結(jié)構(gòu)等產(chǎn)生的[12，22-24]，將同伴企業(yè)財務(wù)行為視作對企業(yè)財務(wù)行為的單向影響，未考慮聯(lián)立性問題[25]。同伴效應(yīng)則是基于社會學(xué)習(xí)和社會效用動機產(chǎn)生的[26]，最突出的特點是社會乘數(shù)效應(yīng)，反映了個體的決策是與同一群體中其他個體雙向互動的結(jié)果[5]。此外，羊群效應(yīng)必然會導(dǎo)致群體行為的趨同現(xiàn)象，同伴效應(yīng)則可能導(dǎo)致企業(yè)做出與同伴企業(yè)相同或者相反方向的行為決策[16]。

（二） 研究假設(shè)

我國實行中國特色社會主義制度，弱市場結(jié)構(gòu)和高度不確定性被認定為中國市場的最大特點[27]，為企業(yè)社會責(zé)任行業(yè)趨同的產(chǎn)生提供了契合的環(huán)境背景。

企業(yè)社會責(zé)任作為一項投資決策，其實際決策者是管理者。根據(jù)從眾心理，企業(yè)在不確定性環(huán)境中運作，管理者會觀察同行業(yè)內(nèi)其他企業(yè)的行為，一旦存在差異，就具有放棄私有信息盲目追隨同伴企業(yè)行為的傾向。此外，在進行社會責(zé)任決策時，管理者須獲取相對充分、及時和有效的信息。但根據(jù)不完全信息理論，管理者并不能獲取決策相關(guān)的全部信息，難以對決策的后果做出及時、準確的預(yù)測和判斷[18]，相關(guān)經(jīng)驗和能力的獲取通常比追隨同伴企業(yè)行為更消耗時間和資金成本。并且管理者通常具有為維護自身聲譽而短視長期價值，直接模仿和學(xué)習(xí)同行業(yè)成功企業(yè)的機會主義傾向[28]。此時，管理者很可能在有限理性或自利心理的驅(qū)使下，忽略私有信息，做出與同伴企業(yè)同方向的社會責(zé)任行為，即同伴企業(yè)的行為對企業(yè)決策的單向影響是羊群效應(yīng)。此外，同一行業(yè)中的企業(yè)面臨相似的政策和行業(yè)經(jīng)營風(fēng)險，企業(yè)與同伴企業(yè)很可能依據(jù)共同信息做出相同或相似的決策，使得企業(yè)社會責(zé)任的行業(yè)趨同是 “偽羊群行為”[16]。

根據(jù)社會學(xué)習(xí)理論，決策者的認知會受參照組內(nèi)其他決策者的影響，管理者會在綜合所擁有信息的基礎(chǔ)上根據(jù)企業(yè)實際情況進行權(quán)衡，通過觀察學(xué)習(xí)同伴企業(yè)或與其當(dāng)面交流等渠道獲取所需信息，并調(diào)整自身決策，進而采取與其他個體行為相同或相反方向的行為[16，26]。此外，根據(jù)社會效用理論，企業(yè)與同伴企業(yè)的產(chǎn)品具有相似性[8]，同一行業(yè)的企業(yè)要搶占市場資源，面臨著長期和動態(tài)的戰(zhàn)略交互。為確保企業(yè)社會責(zé)任決策的有效性，基于企業(yè)聲譽維護、信息傳遞和獲取以及企業(yè)公眾形象樹立等益處，管理者通常更傾向于學(xué)習(xí)和借鑒同伴企業(yè)的管理方法、技術(shù)和經(jīng)驗等，以便及時做出反應(yīng)[20]。因此，企業(yè)社會責(zé)任除了受自身資源約束性和市場份額有限性的影響外，還可能受同伴企業(yè)的影響，由此產(chǎn)生了企業(yè)社會責(zé)任同伴效應(yīng)[7]。

社會乘數(shù)效應(yīng)反映了某一個體行為的微小變動會在同伴效應(yīng)的作用下引起參照組內(nèi)其他個體的劇烈變化的現(xiàn)象[29]。以往研究表明，同伴效應(yīng)具有社會乘數(shù)效應(yīng)屬性，由于乘數(shù)效應(yīng)的存在，企業(yè)社會責(zé)任的變動會加速向其他企業(yè)擴散，進而導(dǎo)致行業(yè)內(nèi)全部企業(yè)社會責(zé)任的波動。但如果企業(yè)社會責(zé)任的行業(yè)趨同是由于同行業(yè)內(nèi)的企業(yè)面臨相同或相似的市場環(huán)境的“偽羊群行為”或自變量與因變量間互為因果所導(dǎo)致的羊群效應(yīng)，某一企業(yè)社會責(zé)任的變動則不會導(dǎo)致行業(yè)整體企業(yè)社會責(zé)任的波動，不會產(chǎn)生社會乘數(shù)效應(yīng)[5，17]。

綜上，本文認為同伴企業(yè)對個體企業(yè)社會責(zé)任的正向影響可能是羊群效應(yīng)也可能是同伴效應(yīng)。如果存在社會乘數(shù)效應(yīng)屬性，則是同伴效應(yīng)[17]。據(jù)此，本文提出以下兩個競爭性假設(shè)：

假設(shè)1a：中國上市企業(yè)社會責(zé)任的行業(yè)趨同現(xiàn)象存在羊群效應(yīng)。

假設(shè)1b：中國上市企業(yè)社會責(zé)任的行業(yè)趨同現(xiàn)象存在同伴效應(yīng)。

從理論上講，如果企業(yè)遵循同伴企業(yè)社會責(zé)任是不考慮經(jīng)濟后果的盲目從眾行為，即當(dāng)企業(yè)社會責(zé)任的行業(yè)趨同是管理者非理性做出的羊群效應(yīng)時，利益相關(guān)者很可能會懲罰企業(yè)的行為，做出不利于將企業(yè)對社會責(zé)任的投入轉(zhuǎn)化為企業(yè)利益的反應(yīng)。此時，企業(yè)社會責(zé)任的行業(yè)趨同現(xiàn)象不僅不會增強企業(yè)價值，反而會損害企業(yè)價值。反之，如果企業(yè)社會責(zé)任決策不是機械性跟隨同伴企業(yè)的行為，而是有選擇性進行反應(yīng)的同伴效應(yīng)[19]，利益相關(guān)者不會懲罰企業(yè)，而是將企業(yè)社會責(zé)任視為戰(zhàn)略性決策，做出更有利的反應(yīng)。此時，企業(yè)的響應(yīng)行為可以增強企業(yè)價值[7]。也就是說，如果同伴企業(yè)社會責(zé)任激發(fā)了企業(yè)社會責(zé)任，即同行業(yè)企業(yè)社會責(zé)任大幅度上漲，那么該現(xiàn)象會提升履行社會責(zé)任企業(yè)的價值。據(jù)此，本文提出以下兩個競爭性假設(shè)：

假設(shè)2a（羊群效應(yīng)）：中國上市企業(yè)社會責(zé)任的行業(yè)趨同現(xiàn)象與企業(yè)價值呈負相關(guān)關(guān)系。

假設(shè)2b（同伴效應(yīng)）：中國上市企業(yè)社會責(zé)任的行業(yè)趨同現(xiàn)象與企業(yè)價值呈正相關(guān)關(guān)系。

三、 研究設(shè)計

（一） 樣本選取與數(shù)據(jù)來源

本文以2010—2019年中國A股上市公司為初始樣本，并按以下標準進行了篩選：（1）剔除ST或*ST的公司；（2）剔除金融業(yè)公司；（3）剔除財務(wù)指標缺失的公司；（4）剔除同一個樣本期內(nèi)無同行業(yè)參照企業(yè)的公司。同時，控制變量采用滯后一期處理以減輕控制變量的時滯效應(yīng)及潛在內(nèi)生性問題，控制年度固定效應(yīng)和行業(yè)固定效應(yīng)。行業(yè)的界定標準為中國證監(jiān)會二級行業(yè)分類標準，最終共獲得6 021個上市公司樣本。

企業(yè)社會責(zé)任數(shù)據(jù)來自于RKS數(shù)據(jù)庫，其他財務(wù)數(shù)據(jù)均來自于CSMAR數(shù)據(jù)庫。本文的數(shù)據(jù)處理和計算分析使用Excel 2010和STATA 15.0。此外，本文對所有連續(xù)變量進行上下1%水平的縮尾處理以消除極端值的影響。

（二） 實證模型構(gòu)建

1. 企業(yè)社會責(zé)任行業(yè)趨同現(xiàn)象的本質(zhì)檢驗

本文借鑒Yang等[9]和Leary和Roberts[15]等的研究模型，構(gòu)建回歸模型（1）對假設(shè)1進行初步驗證：

CSRi，j，t=α+βP_CSR-i，j，t+γ′∑controlsi，j，t-1+δ′∑controls-i，j，t-1+θ′ui+φ′vt+εi，j，t（1）

模型（1）中，CSRi，j，t為j行業(yè)i公司在第t年的社會責(zé)任，P_CSR-i，j，t表示j行業(yè)i公司的同伴公司在第t年剔除i公司的社會責(zé)任的均值，controlsi，j，t-1表示i公司滯后一期第t-1年的財務(wù)特征，controlsi，j，t-1表示j行業(yè)內(nèi)除i公司外的企業(yè)在t-1年的財務(wù)特征。

此外，為檢驗是否存在社會乘數(shù)效應(yīng)，本文借鑒Glaeser等[29]的方法，首先構(gòu)建模型（2），通過將CSR與企業(yè)財務(wù)特征變量進行回歸獲取回歸系數(shù)。

CSRi，j，t=α+β∑controlsi，j，t-1+θ′ui+φ′vt+εi，j，t（2）

其次，利用模型（2）獲取的回歸系數(shù)計算各企業(yè)社會責(zé)任表現(xiàn)的預(yù)測值，并分行業(yè)計算企業(yè)社會責(zé)任預(yù)測值的均值和企業(yè)社會責(zé)任真實表現(xiàn)的均值。

最后，通過構(gòu)建模型（3）對企業(yè)社會責(zé)任真實表現(xiàn)的均值與企業(yè)社會責(zé)任預(yù)測值的均值進行回歸。

I_CSRi，j，t=α+βCSRi，j，t+θ′ui+φ′vt+εi，j，t（3）

模型（3）中，I_CSRi，j，t為i公司在第t年內(nèi)所在j行業(yè)的所有企業(yè)社會責(zé)任表現(xiàn)預(yù)測數(shù)據(jù)的均值，CSRi，j，t為i公司在第t年內(nèi)所有j行業(yè)的企業(yè)社會責(zé)任的均值。若CSR的回歸系數(shù)大于1且顯著，則表明企業(yè)社會責(zé)任真實表現(xiàn)的行業(yè)均值中存在由同伴效應(yīng)導(dǎo)致的社會乘數(shù)效應(yīng)[29]。

2. 企業(yè)社會責(zé)任行業(yè)趨同現(xiàn)象的經(jīng)濟后果

由于企業(yè)履行社會責(zé)任的好處具有長期性，使用ROA來衡量企業(yè)價值可能無法體現(xiàn)企業(yè)社會責(zé)任的長期性。因此，本文以TobinQ來衡量企業(yè)價值，構(gòu)建模型（4）：

TobinQi，j，t=α+βP_CSR-i，j，t+

γ′∑controlsi，j，t-1+δ′∑controls-i，j，t-1+θ′ui+φ′vt+εi，j，t（4）

具體變量設(shè)定與度量標準見表1：

（三） 內(nèi)生性：工具變量構(gòu)建

在研究企業(yè)社會責(zé)任同伴效應(yīng)問題時，使用前述模型可能存在映射問題和關(guān)聯(lián)效應(yīng)，以致無法合理識別同伴效應(yīng)[5]。映射問題是將同行業(yè)企業(yè)行為作為企業(yè)行為的解釋變量而產(chǎn)生的互為因果問題[15]，不具有社會乘數(shù)效應(yīng)?，F(xiàn)有羊群效應(yīng)的研究通常直接以同伴企業(yè)財務(wù)行為為外生變量，故存在映射問題。關(guān)聯(lián)效應(yīng)是由于同行業(yè)企業(yè)面臨相似的制度環(huán)境、特征或系統(tǒng)性外部沖擊，企業(yè)基于共同的環(huán)境對同伴企業(yè)行為做出反應(yīng)。換言之，企業(yè)社會責(zé)任與同伴企業(yè)社會責(zé)任之間的正相關(guān)性可能是基于共同信息或相同決策的“偽羊群行為”[22]，而非同伴效應(yīng)。

為此，本文遵循Leary和Roberts[17]等構(gòu)建工具變量的思路，以同伴企業(yè)股票特質(zhì)收益率PIR作為工具變量，采用36個月窗口期進行滾動回歸。其有效性體現(xiàn)在三個方面：第一，股票收益率只影響企業(yè)社會責(zé)任，股票特質(zhì)收益率是從該指標中分解得到的，滿足工具變量的相關(guān)性假設(shè)；第二，PIR僅反映非系統(tǒng)性風(fēng)險，只與同伴企業(yè)的運營狀況相關(guān)，與市場行情和行業(yè)無關(guān)，不會對其他企業(yè)社會責(zé)任產(chǎn)生影響，滿足工具變量的外生性假設(shè)；第三，從理論上講，企業(yè)的股價不太可能被直接操縱，使用平均化的股票特質(zhì)收益率可消除個股收益率存在的噪音。

本文利用考慮行業(yè)影響因素的改進的資本資產(chǎn)定價模型（CAPM）構(gòu)建模型（5），從模型（5）的殘差中提取股票特質(zhì)收益率。

ri，j，t=α+βMi，j，t（rmt-rft）+βIi，j，t（r-i，j，t-rft）+ui，j，t（5）

模型（5）中，ri，j，t為j行業(yè)中i公司在第t月的預(yù)計股票收益率，（rmt-rft）為月度市場超額收益率，（r-i，j，t-rft）為月度行業(yè)超額收益率。此外，ui，j，t為隨機擾動項，也就是企業(yè)股票特質(zhì)收益率。j行業(yè)內(nèi)剔除i公司的企業(yè)平均股票特質(zhì)收益率就是同伴企業(yè)股票特質(zhì)收益率。

四、 實證回歸結(jié)果

（一） 描述性統(tǒng)計

本文主要變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果見表2。企業(yè)社會責(zé)任的平均值為39.910，標準差為12.200，最小值（19.128）與最大值（76.140）之間差異較大，說明樣本中有的企業(yè)非常重視社會責(zé)任，而有的企業(yè)卻不重視社會責(zé)任。企業(yè)社會責(zé)任的均值（39.910）與同伴企業(yè)社會責(zé)任的均值（39.936）基本一致，符合企業(yè)社會責(zé)任趨同的理論預(yù)期。對于其他財務(wù)指標，企業(yè)的規(guī)模、財務(wù)杠桿、盈利能力、自由現(xiàn)金流等的均值與同伴企業(yè)的均值之間均不存在明顯差異，說明除了企業(yè)社會責(zé)任信息存在行業(yè)同伴效應(yīng)外，企業(yè)在資本結(jié)構(gòu)和盈利能力等財務(wù)決策方面也可能存在同伴效應(yīng)現(xiàn)象，這與李佳寧和鐘田麗[25]的研究結(jié)論基本一致，符合企業(yè)社會責(zé)任存在行業(yè)同伴效應(yīng)的理論預(yù)期，在一定程度上驗證了假設(shè)1b。此外，PIR的均值不為0是由于該數(shù)據(jù)是同一行業(yè)內(nèi)剔除了個體企業(yè)（i公司）后的條件均值。

（二） 企業(yè)社會責(zé)任行業(yè)趨同現(xiàn)象的本質(zhì)檢驗：假設(shè)1的檢驗

表3第3列列示了工具變量對應(yīng)的Cragg-Donald Wald F值，利用這一統(tǒng)計值來評價所選擇的工具變量 PIR的有效性。該統(tǒng)計結(jié)果顯示，在第一階段回歸中，P_CSR與工具變量 PIR之間存在著1%顯著性水平上的負向關(guān)系。在第二階段回歸中，CSR和P_CSR之間存在著1%顯著性水平上的正向關(guān)系，初步驗證了本文所選取的工具變量PIR的有效性；其次，Stock-Yogo的弱工具變量臨界值（16.38）比Cragg-Donald Wald F值（250.360）要小得多，表明 PIR這一個工具變量至少在10%的誤差容忍水平上是適當(dāng)?shù)模@也進一步證實了本研究選擇的工具變量 PIR滿足了工具變量的有效性要求。

表3第1列的回歸結(jié)果中，在不考慮其他因素時，P_CSR的回歸系數(shù)為0.352，在1%的水平上顯著，這表明企業(yè)社會責(zé)任確實存在行業(yè)趨同現(xiàn)象；第2列中，P_CSR的回歸系數(shù)為0.309，在1%的水平上顯著，說明企業(yè)社會責(zé)任的行業(yè)趨同現(xiàn)象存在羊群效應(yīng)；第3列在排除映射問題和關(guān)聯(lián)問題后，P_CSR的系數(shù)估計值為0.891，在1%的水平上顯著，說明企業(yè)社會責(zé)任的行業(yè)趨同現(xiàn)象存在同伴效應(yīng)，而不僅僅是企業(yè)管理者非理性下直接以同伴行為作為參考的羊群效應(yīng)或者企業(yè)與同伴企業(yè)受到共同的外部沖擊產(chǎn)生的“偽羊群行為”。

此外，第4列的結(jié)果表明，I_CSR的回歸系數(shù)為2.197（大于1），且在1%的水平上顯著。這說明，CSR與P_CSR之間的顯著正相關(guān)關(guān)系產(chǎn)生了社會乘數(shù)效應(yīng)，與鐘田麗和張?zhí)煊頪17]等關(guān)于企業(yè)財務(wù)決策同伴效應(yīng)的研究結(jié)論相符。這說明，企業(yè)社會責(zé)任的行業(yè)趨同現(xiàn)象確實是企業(yè)與同行業(yè)內(nèi)其他企業(yè)進行雙向互動而產(chǎn)生的具有社會乘數(shù)效應(yīng)屬性的同伴效應(yīng)，能夠放大同伴企業(yè)社會責(zé)任與企業(yè)社會責(zé)任之間的正向關(guān)系，而非羊群效應(yīng)。據(jù)此，假設(shè)1b得到驗證。

（三） 企業(yè)社會責(zé)任行業(yè)趨同與企業(yè)價值的關(guān)系：假設(shè)2的檢驗

表4第1列的結(jié)果顯示，CSR的系數(shù)為0.011，在1%的水平上顯著。這表明，企業(yè)社會責(zé)任對企業(yè)價值存在正向影響。第2列和第3列的結(jié)果表明，不論是固定效應(yīng)回歸還是面板工具變量法回歸，P_CSR的系數(shù)均在1%的水平顯著為正（分別為0.048和0.384）。這說明，企業(yè)社會責(zé)任同伴效應(yīng)與企業(yè)價值之間存在顯著正相關(guān)關(guān)系，與Liu和Wu[7]的研究結(jié)論一致。據(jù)此，假設(shè)2b得到驗證。可見，企業(yè)不會僅僅因為同伴壓力而盲目參與社會責(zé)任活動，而是結(jié)合自身情況，在考慮經(jīng)濟后果的情況下做出行為決策的同伴效應(yīng)。同伴企業(yè)社會責(zé)任對企業(yè)社會責(zé)任的正向影響會轉(zhuǎn)化為企業(yè)的利益，直接促進企業(yè)個體價值的提升。

此外，如果企業(yè)社會責(zé)任趨同是由于羊群效應(yīng)，即觀察到同伴企業(yè)履行社會責(zé)任產(chǎn)生的企業(yè)價值增長后跟隨，那么同伴企業(yè)社會責(zé)任會對企業(yè)社會責(zé)任產(chǎn)生滯后一期影響[8]。因此，本文借鑒已有研究，將CSR與P_CSR滯后一期代入模型（1）進行固定效應(yīng)回歸，鑒于篇幅限制，文章未列示回歸結(jié)果。P_CSR滯后一期的回歸系數(shù)并不顯著，這與Lin等[30]關(guān)于羊群效應(yīng)不會影響企業(yè)自愿性信息披露行業(yè)趨同的研究結(jié)論一致。這進一步表明企業(yè)社會責(zé)任行業(yè)趨同現(xiàn)象是同伴效應(yīng)，并且不會受到羊群效應(yīng)的影響。

五、 穩(wěn)健性檢驗

（一） 去除情境因素的影響

參考彭鎮(zhèn)等[31]的做法，本文在剔除企業(yè)外部情境因素影響的情況下，只保留企業(yè)自身的財務(wù)特征變量，重新檢驗假設(shè)1是否成立。表5第1列報告了去除情境因素影響的回歸結(jié)果?；貧w結(jié)果表明，P_CSR的回歸系數(shù)為1. 219，仍在1%的水平上顯著，說明本文的研究結(jié)論并沒有發(fā)生顯著改變。

（二） 替換同伴效應(yīng)的衡量方法

為保證回歸結(jié)果的穩(wěn)健性，本文借鑒Manski[5]的做法，采用行業(yè)內(nèi)除本企業(yè)外的財務(wù)變量的中位數(shù)來衡量同伴效應(yīng)?；貧w結(jié)果見表5第2列和第3列?；貧w結(jié)果表明，P_CSR的回歸系數(shù)仍顯著，且為正，這意味著，本文的研究結(jié)論仍然穩(wěn)健。

（三） 更換回歸方法

在前文的回歸過程中，本文通過構(gòu)建工具變量，使用了2SLS模型對本文的研究假設(shè)進行了一系列檢驗分析。為了解決解釋變量的內(nèi)生性問題，避免回歸模型中的序列自相關(guān)性和異方差問題可能對回歸結(jié)果造成的干擾，本文采用GMM法重新對模型（1）進行回歸，回歸結(jié)果如表5列第4列所示?；貧w結(jié)果表明，GMM回歸下各變量的系數(shù)估計值和顯著性未發(fā)生改變，企業(yè)社會責(zé)任的行業(yè)趨同確實是同伴效應(yīng)現(xiàn)象。

六、 進一步研究與拓展性分析

前文的研究驗證了企業(yè)社會責(zé)任同伴效應(yīng)的存在性以及對企業(yè)價值提升的影響。Cao等[8]在利用美國KLD數(shù)據(jù)對企業(yè)社會責(zé)任同伴效應(yīng)進行檢驗時，將企業(yè)社會責(zé)任分為與社會相關(guān)和與企業(yè)相關(guān)兩個方面分析了對企業(yè)未來價值產(chǎn)生的影響。對本文所使用的研究數(shù)據(jù)而言，企業(yè)社會責(zé)任評價體系包括整體性（M）、內(nèi)容性（C）、技術(shù)性（T）和行業(yè)性（i）四個方面的評價指標，借鑒其做法，本文分析了企業(yè)社會責(zé)任同伴效應(yīng)是否在企業(yè)社會責(zé)任各評價層面上存在區(qū)別。由于2010年只有M、C、T三個方面的評價指標以及2010年之后的綜合業(yè)和其他制造業(yè)不存在i評價指標，故本文在驗證時，剔除以上缺失值?；貧w結(jié)果見表6。

從表6的回歸結(jié)果可以看出，P_M、P_C、P_T、P_i的回歸系數(shù)分別在1%、1%、1%、5%的顯著性水平上為正，這進一步驗證了本研究的假設(shè)1b。這說明，同伴企業(yè)通過提升其社會責(zé)任整體性、內(nèi)容型、技術(shù)性以及行業(yè)性這四個方面，同一行業(yè)中同伴企業(yè)的選擇都會“傳染”給企業(yè)，進而導(dǎo)致整個行業(yè)內(nèi)企業(yè)社會責(zé)任整體上具有趨同性。具體而言，在行業(yè)性信息上，企業(yè)會根據(jù)自身社會責(zé)任的實際履行情況提供相關(guān)信息，而非盲目跟從同伴企業(yè)行為及信息的羊群效應(yīng)。

另外，不同類型企業(yè)所處的市場環(huán)境、監(jiān)管壓力和地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平等有所不同，企業(yè)對同伴企業(yè)社會責(zé)任的反應(yīng)可能有所差異。那么，企業(yè)異質(zhì)性、行業(yè)異質(zhì)性以及地區(qū)異質(zhì)性是否會對企業(yè)社會責(zé)任行業(yè)趨同產(chǎn)生影響？本文對這些問題展開進一步的檢驗。

（一） 企業(yè)異質(zhì)性

同行業(yè)中處于不同市場地位的企業(yè)對同伴企業(yè)的模仿和學(xué)習(xí)的程度有所不同[18，25]。先前的多數(shù)研究表明，企業(yè)傾向于跟隨行業(yè)內(nèi)規(guī)模、行業(yè)市場地位、運行效率等較為成功企業(yè)的決策[15-16]，即遵循領(lǐng)導(dǎo)跟隨模型。但行業(yè)追隨者在信息、資源以及資金等方面與行業(yè)領(lǐng)導(dǎo)者不具備同等優(yōu)勢，如果企業(yè)盲目跟隨，可能并不能成功地向行業(yè)領(lǐng)導(dǎo)者模仿和學(xué)習(xí)。并且，企業(yè)社會責(zé)任活動具有復(fù)雜性，會受到諸如企業(yè)戰(zhàn)略目標、社會責(zé)任履行的后果以及社會制度環(huán)境等多重因素的影響，其成本和收益具有很大不確定性。此時，管理者基于自身戰(zhàn)略管理目標的考慮，從企業(yè)資源配置效率角度出發(fā)進行社會責(zé)任決策。

據(jù)此，本文借鑒李佳寧和鐘田麗等[25]關(guān)于行業(yè)市場地位的測度方法，以企業(yè)規(guī)模、凈利潤以及營業(yè)收入三項指標的前50%來衡量企業(yè)的行業(yè)市場地位?；貧w結(jié)果見表7。

從表7的回歸結(jié)果可以發(fā)現(xiàn)，在凈利潤方面，當(dāng)企業(yè)屬于行業(yè)領(lǐng)導(dǎo)者時，P_CSR的回歸系數(shù)在1%的水平上顯著為正；在企業(yè)規(guī)模和營業(yè)收入方面，無論是行業(yè)領(lǐng)導(dǎo)者還是行業(yè)追隨者，P_CSR的回歸系數(shù)均顯著為正。這說明，企業(yè)同伴效應(yīng)在一定程度上遵循領(lǐng)導(dǎo)跟隨模型，具有利潤優(yōu)勢的企業(yè)更傾向于向同伴企業(yè)進行模仿和學(xué)習(xí)以謀求長遠發(fā)展。而無論是行業(yè)領(lǐng)導(dǎo)者還是行業(yè)追隨者，在追求企業(yè)規(guī)模擴張和銷售收入增長方面，企業(yè)社會責(zé)任的行業(yè)同伴效應(yīng)不存在顯著差異。由于行業(yè)領(lǐng)導(dǎo)者的決策相對來說具有獨立性[18]，行業(yè)追隨者并非直接根據(jù)同伴企業(yè)的優(yōu)勢特征進行模仿和學(xué)習(xí)，而是在理性權(quán)衡下，在企業(yè)社會責(zé)任的社會效用的基礎(chǔ)上[7]，基于企業(yè)履行社會責(zé)任相關(guān)信息產(chǎn)生的社會效用，包括增強營運能力和盈利能力等，結(jié)合企業(yè)自身的資源稟賦和戰(zhàn)略目標做出的復(fù)雜應(yīng)對。

（二） 行業(yè)異質(zhì)性

已有文獻將行業(yè)市場競爭程度[32]、重污染行業(yè)[33]等行業(yè)特性引入到企業(yè)社會責(zé)任研究中，這些行業(yè)特質(zhì)將如何影響企業(yè)社會責(zé)任行業(yè)趨同？一方面，處于不同污染程度行業(yè)中的企業(yè)受到的來自社會公眾、監(jiān)管部門和利益相關(guān)者等多方面的外部及輿論壓力有所不同，企業(yè)要在外部壓力、輿論壓力以及同伴壓力之間做出取舍，對這些壓力的滿足次序做出決策，對同伴企業(yè)社會責(zé)任的重視程度可能有所差異。另一方面，在市場競爭程度不同的行業(yè)中，企業(yè)各種資源的集中度、競爭對手數(shù)量、競爭范圍以及盈利水平都不同。在競爭更為激烈的市場環(huán)境中，企業(yè)可能更注重短期利益，投資價值最大化的項目，企業(yè)社會責(zé)任同伴效應(yīng)可能不明顯。

本文結(jié)合袁廣達[34]及證監(jiān)會2012版行業(yè)分類標準劃分重污染行業(yè)與非重污染行業(yè)。同時，借鑒陸蓉等[16]的測量方法，使用HHI指數(shù)來衡量市場競爭程度，計算同一行業(yè)內(nèi)銷售額前4強之和占行業(yè)總銷售額的比重的年度中位數(shù)，用HHI4表示，將HHI4指數(shù)小于中位數(shù)的行業(yè)劃分為高市場競爭行業(yè)取值為1，否則取0?；貧w結(jié)果見表8。

表8的回歸結(jié)果表明，P_CSR的回歸系數(shù)在非重污染行業(yè)、市場競爭程度較低的行業(yè)中更顯著，這與Cao等[8]關(guān)于美國企業(yè)社會責(zé)任同伴效應(yīng)的研究結(jié)論相反。究其原因，中國是發(fā)展中國家，企業(yè)的社會責(zé)任意識較發(fā)達國家仍比較薄弱。對于重污染行業(yè)企業(yè)而言，如果不能滿足外部強制性壓力，企業(yè)會受到“懲罰”。因此，在履行社會責(zé)任時，企業(yè)會根據(jù)自身實際情況優(yōu)先滿足制度壓力的硬性規(guī)定和社會壓力的評判標準，再考慮同伴壓力。此外，對高競爭行業(yè)的企業(yè)而言，企業(yè)面臨的經(jīng)營和財務(wù)風(fēng)險較大，高度市場競爭使企業(yè)先將資源投入到價值最大化的投資活動中，傾向于采取競爭性產(chǎn)品戰(zhàn)略，期望比同伴企業(yè)更早推出優(yōu)質(zhì)的產(chǎn)品或增值服務(wù)，而忽略同伴企業(yè)社會責(zé)任。這說明，對我國企業(yè)而言，企業(yè)社會責(zé)任的行業(yè)趨同并非企業(yè)間的相互攀比的羊群效應(yīng)。

（三） 地區(qū)異質(zhì)性

目前，我國仍存在著經(jīng)濟、社會和環(huán)境之間的不平衡現(xiàn)象。東部地區(qū)和中西部地區(qū)在法治規(guī)章、經(jīng)濟發(fā)展水平、技術(shù)發(fā)展水平、教育水平以及市場化進程等諸多方面存在很大的不同，這些差異可能會影響到企業(yè)競爭力的持續(xù)性以及管理者的信息獲取、處理與分析能力。因此，我國不同地區(qū)的企業(yè)決策過程中的同伴效應(yīng)可能不同。已有研究驗證了我國企業(yè)出口選擇、股市表現(xiàn)等決策中存在地區(qū)性差異。借鑒已有研究，本文將地區(qū)分為東部地區(qū)與非東部地區(qū)進行分組回歸，回歸結(jié)果見表9。

從表9的回歸結(jié)果可以看出，P_CSR的回歸系數(shù)在東部地區(qū)中顯著為正，非東部地區(qū)則不顯著，即在東部地區(qū)中同行業(yè)企業(yè)社會責(zé)任會顯著影響企業(yè)社會責(zé)任。其原因可能如下：第一，從管理者社會學(xué)習(xí)能力層面來看，東部地區(qū)的教育資源更為豐富，企業(yè)員工的道德素質(zhì)水平和企業(yè)管理層的道德素質(zhì)水平均較高，學(xué)習(xí)能力和對企業(yè)責(zé)任發(fā)展的認同感更為強烈，這些良好的氛圍能夠增強企業(yè)管理者向行業(yè)同伴企業(yè)的決策的學(xué)習(xí)行為。第二，東部地區(qū)的經(jīng)濟發(fā)展程度比較高，公司的規(guī)模也比較大，資金支持機制更為完善，能夠促使企業(yè)管理者積極向同伴企業(yè)學(xué)習(xí)，推動企業(yè)履行更多的社會責(zé)任。

七、 研究結(jié)論與啟示

本文采用2010—2019年中國A股上市公司數(shù)據(jù)，構(gòu)建同伴企業(yè)股票特質(zhì)收益率，對企業(yè)社會責(zé)任的行業(yè)趨同現(xiàn)象進行了研究。實證結(jié)果表明：第一，企業(yè)社會責(zé)任的行業(yè)趨同現(xiàn)象是具有社會乘數(shù)效應(yīng)屬性的同伴效應(yīng)。第二，企業(yè)社會責(zé)任的行業(yè)趨同會對企業(yè)價值產(chǎn)生正向影響。第三，該同伴效應(yīng)在企業(yè)社會責(zé)任整體性、內(nèi)容性、技術(shù)性及行業(yè)性四個評價指標層面上顯著。第四，行業(yè)領(lǐng)導(dǎo)者和行業(yè)追隨者在不同的企業(yè)優(yōu)勢特征方面對同伴企業(yè)社會責(zé)任的反應(yīng)有所不同。此外，在非重污染行業(yè)、市場競爭程度較低的行業(yè)及東部地區(qū)中，企業(yè)對同伴企業(yè)社會責(zé)任的反應(yīng)更顯著。在替換同伴效應(yīng)的衡量方法及去除情境因素的影響等穩(wěn)健性檢驗后，以上研究結(jié)論仍然穩(wěn)健。

本文的研究啟示在于：第一，在公司治理方面，企業(yè)社會責(zé)任同伴效應(yīng)是基于理性經(jīng)濟人假設(shè)產(chǎn)生的，但在同伴效應(yīng)發(fā)揮作用的過程中不能完全消除羊群效應(yīng)的影響，企業(yè)管理者應(yīng)當(dāng)增強自律管理和對信息的敏感度和獲取、分析以及處理能力。同時，由于企業(yè)社會責(zé)任履行會帶來資金壓力，履行過多的社會責(zé)任并不能增強企業(yè)價值，管理者以及利益相關(guān)者應(yīng)當(dāng)提防企業(yè)社會責(zé)任同伴效應(yīng)引致的非效率投資問題。第二，在市場監(jiān)管方面，由于企業(yè)社會責(zé)任同伴效應(yīng)具有乘數(shù)效應(yīng)，會給行業(yè)內(nèi)的其他企業(yè)帶來外溢性影響，監(jiān)管部門在進行社會責(zé)任建設(shè)時，不能僅僅依靠企業(yè)高管的自律管理，還應(yīng)加強對行業(yè)領(lǐng)導(dǎo)者的監(jiān)管和指引，創(chuàng)造有助于企業(yè)切實履行社會責(zé)任的監(jiān)管環(huán)境和市場環(huán)境。此外，監(jiān)管部門應(yīng)加快建立和完善與企業(yè)履行社會責(zé)任相關(guān)的法律法規(guī)、履行標準和評價體系，加大對企業(yè)不負責(zé)任行為的懲罰力度。

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Study on Industry Convergence of Corporate Social Responsibility

Based on the Comparative Perspective of “Herd Effect” and “Peer Effect”

WANG Yufeng1， ZHANG Siya2

（1.Bussiness School， Hunan University， Changsha 410082， China; 2.The Xizang Autonomous Region Archives ，Lhasa 850000，China）

Abstract：Is the industry convergence phenomenon of corporate social responsibility （CSR）a “herd effect” or a “peer effect”？ This article uses the data of China’s A-share listed companies from 2009 to 2019 to study this phenomenon . The results show that the phenomenon is a “peer effect” with social multiplier effect， rather than a herd effect. Meanwhile， this phenomenon can enhance corporate value. Further study shows that the significance of peer effect varies at the level of evaluation indicators of CSR. Expansion analysis shows that industry leaders and industry followers respond differently to peer CSR in different enterprise advantages. In addition， the peer effect is more significant in non-heavily polluting industries， industries with less market competition， and industries in the eastern region.

Key words：corporate social" responsibility; peer effect; herd behavior; social multiplier effect

［責(zé)任編輯 田春霞］