企業(yè)社會(huì)責(zé)任的履行對(duì)企業(yè)競(jìng)爭(zhēng)力的影響(已改無錯(cuò)字)
2023-07-23 19:58:17 本頁面
【正文】 4年到2011 年均值逐年遞減，且絕對(duì)值都較低，可見國(guó)內(nèi)能源行業(yè)主動(dòng)履行社會(huì)責(zé)任的情況相對(duì)較弱?！ 〉诙?，行業(yè)內(nèi)，從標(biāo)準(zhǔn)差來看，企業(yè)之間的區(qū)別比較顯著，不同企業(yè)對(duì)于主動(dòng)履行企業(yè)社會(huì)責(zé)任的程度區(qū)別較大?！ 【C上所述，企業(yè)主動(dòng)履行社會(huì)責(zé)任的程度還比較弱，個(gè)體企業(yè)間差距更大?！ 「鶕?jù)假設(shè) 1, 企業(yè)社會(huì)責(zé)任表現(xiàn)對(duì)財(cái)務(wù)績(jī)效的影響可能存在滯后性，就是說當(dāng)期的企業(yè)社會(huì)責(zé)任表現(xiàn)可能會(huì)影響到以后幾期的財(cái)務(wù)績(jī)效，因此采用分布滯后模型來驗(yàn)證兩者之間的關(guān)系。根據(jù)假設(shè) 2,由于當(dāng)期績(jī)效表現(xiàn)帶來的資本積累對(duì)當(dāng)期不會(huì)產(chǎn)生影響，因此滯后一期來研究?！ ∧Ｐ?1:CFP0=α0+α1size +α2ownership +α3CSR0+α4CSR1+α5CSR2+μ模型 2:CSR0=β0+β1size +β2ownership +β3CFP1+β4CFP2+μα0和 β0為方程常數(shù)項(xiàng)，μ 為隨機(jī)誤差項(xiàng)， 滿足正態(tài)分布、均值為 0、方差固定等假設(shè)條件。 1 的回歸分析 對(duì)能源行業(yè) 17 個(gè)有效樣本使用 SPSS 軟件進(jìn)行回歸分析?！ 》治霭l(fā)現(xiàn)方程的擬合優(yōu)度和整體顯著性都不高， 說明還有其他影響凈資產(chǎn)收益率的因素未考慮。 為了提高方程的擬合優(yōu)度和顯著性，我們首先采用逐步回歸分析法，剔除不顯著的變量，發(fā)現(xiàn)能源行業(yè)剔除企業(yè)規(guī)模這一變量后， 調(diào)整 R2和 F 值都顯著提高，說明方程的擬合優(yōu)度和整體顯著性都得到了提高。 在描述性統(tǒng)計(jì)中也發(fā)現(xiàn)樣本企業(yè)的企業(yè)規(guī)模差距并不顯著， 因此在模型中剔除企業(yè)規(guī)模。 同時(shí)為了避免自變量之間多重共線性的影響，回歸分析中計(jì)算了方差膨脹因子（VIF），VIF 不超過10 說明多重共線性的影響不嚴(yán)重. 能源行業(yè)各自變量的 VIF 均未超過 10,可以認(rèn)為多重共線性的影響并不顯著。自變量中只有 2014年的企業(yè)社會(huì)責(zé)任系數(shù)為正，t 檢驗(yàn)顯示在 的水平上顯著，2010 年和 2011 年系數(shù)均為負(fù)，且 t 檢驗(yàn)結(jié)果并不顯著，說明 2010 年和 2011 年企業(yè)社會(huì)責(zé)任表現(xiàn)對(duì)企業(yè)財(cái)務(wù)績(jī)效的影響具有微弱的副作用， 而 2014 年企業(yè)社會(huì)責(zé)任表現(xiàn)對(duì)企業(yè)財(cái)務(wù)績(jī)效具有正向影響。 方程的擬合優(yōu)度很低（調(diào)整 ,即回歸方程只能解釋 %的樣本數(shù)據(jù)），回歸方程整體的顯著性水平為 （F 值為 ,sig值為 ），以上可以歸因于 2010 年和 2011 年企業(yè)社會(huì)責(zé)任對(duì)財(cái)務(wù)績(jī)效影響的不確定性，這兩個(gè)變量對(duì)因變量影響的不確定性導(dǎo)致了方程整體顯著性較低。 綜上所述，能源行業(yè)樣本數(shù)據(jù)的回歸分析基本上驗(yàn)證了假設(shè) 1 的猜想?！ ?2 的回歸分析 與假設(shè) 1 的回歸分析一樣對(duì)假設(shè) 2 的方程進(jìn)行回歸分析，發(fā)現(xiàn)能源行業(yè)各變量 VIF 值顯示共線性影響并不顯著， 方程擬合優(yōu)度一般 （調(diào)整 , 回歸方程可解釋 %的樣本數(shù)據(jù)），F(xiàn) 檢驗(yàn)伴隨概率為 ,在 的水平上顯著，因此方程整體上解釋性較高。 回歸分析顯示，本行業(yè) 2014 年凈資產(chǎn)收益率系數(shù)為正，t 檢驗(yàn)伴隨概率為 ,因此 2014 年的 CFP 對(duì) 2010 年 CSR 具有正向影響；但 2010 年 CFP 系數(shù)為負(fù)，t 檢驗(yàn)并不顯著， 伴隨概率為 ,無法驗(yàn)證假設(shè) 2 的猜想，因此不能排除凈資產(chǎn)收益率對(duì)企業(yè)社會(huì)責(zé)任表現(xiàn)沒有影響的可能性。 筆者認(rèn)為，由于本文對(duì)企業(yè)社會(huì)責(zé)任的衡量是基于主動(dòng)履行的前提，而現(xiàn)階段我國(guó)企業(yè)主動(dòng)履行企業(yè)社會(huì)責(zé)任的程度很低， 即使績(jī)效表現(xiàn)很好，經(jīng)濟(jì)發(fā)展的程度還未達(dá)到會(huì)去主動(dòng)承擔(dān)社會(huì)責(zé)任的道德高度，企業(yè)仍然存在利潤(rùn)至上的問題，這可能是模型 2 無法驗(yàn)證假設(shè) 2 的原因之一，具體結(jié)果如表 8 所示?！ ‖F(xiàn)階段我國(guó)企業(yè)主動(dòng)履行企業(yè)社會(huì)責(zé)任的程度還很低，對(duì)模型 1 的回歸分析中，能源行業(yè)基本得分驗(yàn)證了假設(shè) 1 的結(jié)論，即企業(yè)社會(huì)責(zé)任對(duì)績(jī)效的影響近期不能確定，但長(zhǎng)期影響為正。 筆者認(rèn)為，由于現(xiàn)階段我國(guó)企業(yè)履行企業(yè)社會(huì)責(zé)任的程度普遍較低，因此無法體現(xiàn)其對(duì)績(jī)效的影響，當(dāng)企業(yè)主動(dòng)履行社會(huì)責(zé)任達(dá)到一定程度，如樣本數(shù)據(jù)中的能源行業(yè)和 2014 年的較高 CSR 表現(xiàn)才會(huì)出現(xiàn)假設(shè) 1的情況。 但是在本研究中仍然不能完全排除兩者之間沒有關(guān)系的可能性?！ ?duì)模型 2 的回歸分析中，能源行業(yè)驗(yàn)證了前期凈資產(chǎn)收益率對(duì)當(dāng)期企業(yè)社會(huì)責(zé)任的正向影響，無法驗(yàn)證假設(shè) 2 的猜想。 筆者分析，當(dāng)前我國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的水平?jīng)Q定即使企業(yè)績(jī)效表現(xiàn)較好，也不一定會(huì)去主動(dòng)履行企業(yè)社會(huì)責(zé)任，而是仍然去直接追求更大的經(jīng)濟(jì)利益；現(xiàn)階段企業(yè)履行所謂的社會(huì)責(zé)任可能更多的是法律要求和行業(yè)規(guī)定， 或者形象工程?！ ⊥瑯右膊荒芘懦齼烧咧g無關(guān)的可能性?！ ∧茉葱袠I(yè)由于自身的特殊性，其本身是一個(gè)高污染行業(yè)，政府對(duì)該行業(yè)的監(jiān)管力度、污染控制力度都很大，這也是該行業(yè)企業(yè)社會(huì)責(zé)任表現(xiàn)較好的原因之一。 另外 2014 年在特殊的政策和社會(huì)環(huán)境下表現(xiàn)出了較高的企業(yè)社會(huì)責(zé)任， 這種特殊情況下的表現(xiàn)證實(shí)了企業(yè)社會(huì)責(zé)任對(duì)績(jī)效的正向作用，觸發(fā)了企業(yè)社會(huì)責(zé)任和績(jī)效之間相互作用的良性循環(huán)。6企業(yè)應(yīng)當(dāng)如何提高社會(huì)責(zé)任感 企業(yè)社會(huì)責(zé)任的基本內(nèi)容是企業(yè)要對(duì)利益相關(guān)者負(fù)責(zé)，那么如何對(duì)利益相關(guān)者負(fù)責(zé)，應(yīng)該由企業(yè)的制度進(jìn)行調(diào)整和規(guī)范，面對(duì)國(guó)際市場(chǎng)白熱化的競(jìng)爭(zhēng)
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