【正文】 責任 3 環(huán)境責任 3 慈善責任 3 企業(yè)價值 3 問卷整體 22 由上表可以看出，除了對政府的責任內部一致性為 ，其他潛在變量的內部一致性均接近或大于 ，對顧客的責任、環(huán)境責任、慈善責任、信譽資本的 Cronbach’s alpha 系數(shù)都在 ，問卷整體 Cronbach’s alpha 系數(shù) 也在 ，說明問卷 具有 很高 內部一致性和可靠性。 表 1 測量變量的描述性統(tǒng)計 N 極小 值 極大值 均值 標準差 遵守法律 148 7 社會貢獻 148 4 納稅 148 0 員工待遇 148 6 工作環(huán)境 148 .98485 員工發(fā)展 148 9 產品質量 148 3 顧客滿意 148 .96220 顧客權益 148 1 環(huán)保投入 148 2 資源節(jié)約 148 8 環(huán)保決策 148 4 慈善捐贈 148 5 關心社區(qū) 148 6 關心弱勢群體 148 3 銷售增長 148 .87143 利潤獲取 148 2 成長潛力 148 .93409 （ 1） 信度分析 信度是指根據(jù)測驗工具所得到的結果的一致性或穩(wěn)定性，反映被測特征真實程度的指標。 四、實證分析 變量的描述性統(tǒng)計如表 2 所示。調查過程共發(fā)放問卷 450分，收回問卷 180份，問卷收回率 40%，有效問卷 148分，有效率為 %。 圖 1 社會責任與企業(yè)價值關系的結構模型 樣本與數(shù)據(jù)收集 問卷調查對象為企業(yè)的中高層管理人員 ， 采用電子郵件和當面調查同時進行。 本文采用結構方程模型進行假設檢驗與路徑分析， 根據(jù)研究 假設，結構模型中潛在變量包括社會責任的五個維度：政府責任、員工責任、顧客責任、環(huán)境責任、慈善責任，以及企業(yè)價值共六個潛變量，各潛變量都采用三個測量指標進行觀測。這些測量方式被認為存在方法論問題，導致企業(yè)社會責任與企業(yè)財務績效 與價值 關系的模棱兩可而不足以采信。 慈善責任主要包括慈善捐贈、關心社區(qū)、對弱勢群體、婦女 、兒童權利保護等。因此本文提出假設： Hc：對顧客的責任與企業(yè)價值正相關。員工責任對企業(yè)價值的影響取決于該責任的成本和收益對比，因此難以對具體影響方向作出判斷。我國計劃經(jīng)濟時期企業(yè)承擔過多的政府職能對企業(yè)的不利影響就不 可否認。因此，本文提出基本假設： H：社會責任內部 各維度對企業(yè)價值的影響方向存在差異，社會責任整體對企業(yè)價值影響是狀態(tài)依存的。 Seoki Le, Sun Young park(2020)研究了酒店業(yè)和娛樂業(yè)社會責任對企業(yè)財務績效與企業(yè)價值影響的差異，發(fā)現(xiàn)酒店業(yè)社會責任對企業(yè)績效有正向影響，而娛樂業(yè)社會責任對企業(yè)績效沒有影響 [14]。以往的研究把大都把社會責任作為一個整體指標進行研究和度量，這隱含的一個假設是：社會 責任各維度對企業(yè)價值的影響方向是一致的。田虹（ 2020）以中國通信行業(yè)的經(jīng)驗數(shù)據(jù)為樣本，發(fā)現(xiàn)社會責任與企業(yè)績效之間具有正相關關系 [11]。 Margolis and Walshl(2020)指出社會責任和企業(yè)財務績效是不確定的關系 [8]， Mcwilliams和 Siegel（ 2020）用一種回歸模型檢驗了企業(yè)社會績效與企業(yè)財務績效的關系，他們用 DSI400（又稱 KLD）作為企業(yè)社會績效的評價，發(fā)現(xiàn)二者并無聯(lián)系 [9]。 ChinHuang lin(2020)等對臺灣 1000個企業(yè) 20202020年的數(shù)據(jù)進行分析，發(fā)現(xiàn)社會責任對企業(yè)短期財務績效影響不明顯，而對企業(yè)長期價值創(chuàng)造具有顯著影響 [6]。 二、文獻綜述與研究假設 實證研究中企業(yè)社會責任對企業(yè)價值與財務績效的影響同樣存在爭議。 Husted and Allen（ 2020） 認為 就象并不是所有基于市場的項目都能給企業(yè)帶來價值一樣，并不見得所有社會責任活動都能給企業(yè)帶來價值創(chuàng)造 [2]。 認為，高額的社會責任投入會增加企業(yè)的額外成本，這些額外成本是由廣泛的慈善捐獻、推行社區(qū)發(fā)展計劃、保護環(huán)境等行動發(fā)生的，這將使企業(yè)相對于那些未承擔社會責任的企業(yè)而言處于經(jīng)濟劣勢。負相關論 ③ 基金項目： 國家自然科學基金項目“社會責任對企業(yè)價值影響的機理與測度研究”（編號 70972080），教育部人文社科基金 項目“企業(yè)社會責任的價值創(chuàng)造模式研究” （ 編號 09YJC630066），湖南省社科基金項目“基于價值創(chuàng)造的企業(yè)社會責任承擔決策模式研究 ” (編號 2020YBB189)， 湖南省社科基金項目“基于 共生理論的新型企業(yè)績效評價系統(tǒng)構建與優(yōu)化研究 ” (編號 2020YBA131)資助。研究說明社會責任各維度對 企業(yè)價值的影響具有差異性，因而整體社會責任與企業(yè)價值的相關性應該是狀態(tài)依存的。此外，股權分置改革后，公司價值對增長的敏感性提高，表明資本市場在甄別上市公司增長有效性上判斷力增強。結果表明，二者之間的確存在顯著的“倒 U型”關系。增長波 動一次項系數(shù)為正，二次項為負，但都不顯著，表明增長與價值之間 存在先增后降的非線性關系，但非正常公司的價值變化可能對增長并不敏感。 筆者將被處以 ST、 *ST 或 PT 的上市公司定義為非正常公司，從 20202020 年非正常公司中 剔除當年首次招股、增股配股、異常值或 數(shù)據(jù)缺失樣本，最終 樣本 283 個 。股改前后增長波動一次項系數(shù)都 顯著為正，二次項系數(shù) 雖均 為負，但股改前不顯著 ，股改后顯著 。 說明股改后實現(xiàn)有效增長的 公司比例有所提高，但通過高速增長實現(xiàn)價值增值的公司比例有所下降。 MannWhitney 檢驗結果 （略） 顯示，前者營業(yè)收入增長、資本擴張率、經(jīng)營現(xiàn)金流量比率及無形資產比率的均值都顯著大于后者，表明擁有良好投資機會的公司的確具有 競爭 優(yōu)勢。表 6 中符號含義相同，不再贅述。 第二象限增長波動系數(shù)為正，表明 當?shù)退僭鲩L而價值實現(xiàn)增值時，低速增長程度越輕，價值增值越大； 第四象限增長波動系數(shù)為負，表明 在高速增長造成價值毀損的情況下，高速增長越嚴重，價值毀損越慘重。兩個模型增長波動的一次項 均 顯著為正，二次項 均 顯著為負，表明在 99%的置信度下，增長波動與公司價值之間呈“倒 U 型”關系，印證了假設 1。同時，兩種相關性檢驗表明，托賓 Q 值、貝塔值、資本擴張率、現(xiàn)金流比率、市場占有率和無形資產比率 均與象限及樣本數(shù) 變量 均值 中值 最小值 最大值 標準差 第一象限 股票超額收益率 N=1960 增長波動 第二象限 股票超額收益率 N=696 增長波動 第三象限 股票超額收益率 N=1742 增長波動 第四象限 股票超額收益率 N=3297 增長波動 股票超額收益率顯著相關，說明它們 都 是影響價值變化的重要因素。 筆者還對四象限樣本進行了描述性統(tǒng)計，如表 3 所示，第一象限的股票超額收益率和增長波動均值和標準差最大，表明該象限上市公司平均增長速度最高，平均價值增值最大，但組內公司之間差異較大。 從增長有效性判斷， 20202020 年，正常上市公司中，實現(xiàn)有效增長的樣本（第一象限和第二象限）為 2656 個，占總體 %，其中，增值性高速增長的樣本（第一象限）占有效增長樣本的 %，表明我國上市公司大都采用增長驅動型價值增值模式。 20202020 年增長波動的八年均值為 %，各年均值都大于 0，呈“ M”狀。數(shù)據(jù)來源 于 色諾芬 CCER 數(shù)據(jù)庫、 Wind 數(shù)據(jù)庫 和 國泰安數(shù)據(jù)庫（ CSMAR）， 采用 Eviews 和 SPSS 統(tǒng)計軟件 進行實證分析 。 樣本選取 筆者以 20202020 年中國 A股一般上市公司（非金融類）為樣本。 自變量 Difgrowth 一 次 項“+”； 二次項 “” 增長波動，即實際銷售增長率脫離可持續(xù)增長率的程度 , , , 1i t i t i td if g ro wt h g ro wt h su sg ro wt h ??? 其 中， 11ttttSale s Sale sgrow th Sale s ???? ， tSales =公司第 t 年的營業(yè)收入； 可持續(xù)增長率是基于第 t1 年各項指標預測而得，1su sg r ow th= p r o fi tm a r a s s e ts tu r e q u it y m u l r e ta in e a rp r o fi tm a r a s s e ts tu r e q u it y m u l r e ta in e a r? ? ?? ? ? ? 控制變量 Q + 托賓 Q 值近似值 Q 值 =公司市場價值 /公司重置價值 Q 值近似值 =（股權價值 *+負債凈值 **） /期末總資產賬面價值； 其中，股權價值 =A股收盤價 A 股合計 +B股收盤價 人民幣外匯牌價 B 股合計 +（總股數(shù) A股 B 股） 每股凈資產； 負債凈值 =負債合計 流動 資產合計（根據(jù) Wind 整理） Beta 貝塔值 22( ) ( )()i i i iiin R E T M R E T R E T M R E TB e ta n R E T R E T? ? ?? ?? ? ??? RETi是個股日收益率， MRETi是 MSCI CHINA A指數(shù)***的日收益率，由 Wind 計算。 此外， 重要 控制變量 方面 ， 用托賓 Q 值 ② 衡量投資機會、用貝塔值衡量公司特別風險、用資本擴張率衡量資本擴張能力、用經(jīng)營現(xiàn)金流量衡量公司的獲現(xiàn)能力、用市場占有率衡量市場競爭力，用無形資產作為研發(fā)投入的替代變量衡量創(chuàng)新能力。 四 、研究設計 變量定義 （ 1）公司價值 增量 鑒于 Lyon, Barber amp。 進一步，已知公司的未來投資機會是公司實現(xiàn)價值增值的重要因素，不僅會直接影響公司價值，還會 影響公司增長的效度 。 處于 第二象限的公司一般有兩種情況，一是經(jīng) 營良好的公司突遇外部劇烈動蕩，如全球經(jīng)濟衰退對我國一些出口型公司的影響；二是公司處于成熟期到衰退期的過渡期，利潤豐厚但市場飽和，缺乏增長空間。 本文把公司增長是否能夠提高公司價值作為 公司增長 有效性 的 判斷 標準， 對公司價值和公司增長都采用了增量形式，旨在衡量公司增長波動對公司價值變化的影響。 公司增長有效性理論 公司發(fā)展的初步階段，隨著營業(yè)收入增長，公司價值會逐步提高，直到增長速度達到合理區(qū)間，價值才會實現(xiàn)最大化。即： ① 由于 市場風險是不可控的，所以，影響未來折現(xiàn)率的主要因素是公司 特別 風險。 Tolleryd（ 2020） [12]，李向前（ 2020） [13]從不同角度 列出了多種價值影響因素，筆者從 Feltham amp。崔學剛 等 （ 2020） [10]研究發(fā)現(xiàn)，公司超速增長顯著地增大了公司發(fā)生財務危機的概率。 Olson amp。 Shin and Stulz（ 2020） [4]研究發(fā)現(xiàn)，合理的增長率是為企業(yè)帶來現(xiàn)金流的增長率，從而會使企業(yè)保持持久的增長性；而超過合理增長率的增長不但不會增加企業(yè)價值，反而會導致企業(yè)陷入財務危機。筆者統(tǒng)計表明， 20202020年，中 國 高速增長引發(fā)價值毀損的 上市公司占 43%， “ 如何 實現(xiàn) 公司 可持續(xù) 增長 ” 成為學術界和企業(yè)界亟待解決的重大議題。許多公司盲目追求增長的速度，甚至直接把“實現(xiàn)銷售收入增長最大化”作為公司戰(zhàn)略的替代目標，然而，規(guī)模擴張對資金需求的幾何級數(shù)增長很可 能引發(fā)資金鏈斷裂，甚至會造成公司“猝死”。 firm’s value。根據(jù)公司增長有效性分組，發(fā)現(xiàn)高速增長引發(fā)價值毀損的公司超過四成。通過對 20202020 年中國 A 股上市公司樣本的實證研究，證明公司增長與價值增值之間存在顯著“倒 U 型”關系。 【 關鍵詞 】 公司增長；公司價值；非線性；有效性 Judgment and Measurement on the Effectiveness of Firm’s Growth: Based on the Nonlinear Effect from Firm’s Growth on Value Creation Ting Liu (Beijing Technology and Business University, Beijing 100048) 【 Abstract】 This paper discusses the nonlinear effect from firm’s growth and value creation, based on which it constructs “Theory of Firm’s Growth Effectiveness”. It selects listed panies on Chinese stock market in a period o