【企業(yè)社會(huì)責(zé)任對財(cái)務(wù)績效影響實(shí)證探究4400字（論文）】

企業(yè)社會(huì)責(zé)任對財(cái)務(wù)績效影響實(shí)證研究目錄TOC\o"1-2"\h\u30150企業(yè)社會(huì)責(zé)任對財(cái)務(wù)績效影響實(shí)證研究 132490一、研究對象和數(shù)據(jù)來源 1202二、基本模型的構(gòu)建 1206611．研究企業(yè)社會(huì)責(zé)任對總資產(chǎn)收益率的影響的模型1 161492．研究企業(yè)社會(huì)責(zé)任對營業(yè)毛利率的影響的模型2 2137773．研究企業(yè)社會(huì)責(zé)任對經(jīng)濟(jì)增加值的影響的模型3 230313三、企業(yè)社會(huì)責(zé)任對財(cái)務(wù)績效影響的實(shí)證分析 218200（一）財(cái)務(wù)績效與企業(yè)社會(huì)責(zé)任、控制變量的相關(guān)性分析 215445（二）企業(yè)社會(huì)責(zé)任與績效指標(biāo)的回歸性分析 42741（三）穩(wěn)健性檢驗(yàn) 610623結(jié)論 813009參考文獻(xiàn) 8一、研究對象和數(shù)據(jù)來源本文的研究對象是醫(yī)藥生物企業(yè)，因此選擇2014－2020年中國滬深A(yù)股的該行業(yè)公司進(jìn)行研究。之所以選擇從2014年末開始到2020年末結(jié)束，是因?yàn)楹陀嵠髽I(yè)社會(huì)責(zé)任評(píng)分體系從2010年開始公布，各個(gè)行業(yè)的數(shù)據(jù)并不全面，直到2014年才逐漸實(shí)現(xiàn)全行業(yè)的覆蓋，而和訊通常在每年7月公布上年的社會(huì)責(zé)任評(píng)分.在對初始研究樣本進(jìn)行篩選和數(shù)據(jù)處理后，本文選取了196家醫(yī)藥生物企業(yè)從到2018年共計(jì)7年的數(shù)據(jù)，得到了1372條樣本觀測值。二、基本模型的構(gòu)建關(guān)于企業(yè)社會(huì)責(zé)任對財(cái)務(wù)績效的影響研究，目前的文獻(xiàn)大多采用多元回歸分析方法進(jìn)行實(shí)證分析。本文使用的是－2018年的面板數(shù)據(jù)，針對面板數(shù)據(jù)，之前的學(xué)術(shù)研究較多使用固定效應(yīng)模型進(jìn)行分析，但由于本文使用不同的財(cái)務(wù)績效指標(biāo)作為被解釋變量構(gòu)建面板數(shù)據(jù)，是否統(tǒng)一使用固定效應(yīng)模型進(jìn)行回歸分析，還需要進(jìn)一步檢驗(yàn)來確定。本文在朱金鳳（2009）、田利軍（2015）、楊靜怡（2019）等人研究模型的基礎(chǔ)上，根據(jù)論文假設(shè)和相關(guān)變量的選取結(jié)果，構(gòu)建以下三個(gè)模型，用于驗(yàn)證假設(shè)1、假設(shè)2和假設(shè)3。1．研究企業(yè)社會(huì)責(zé)任對總資產(chǎn)收益率的影響的模型1ROA=β0+β1CSR+β2LnAsset+β3Lev+β4OwnS+β5CRH+β6CR1+β7RDS+β8SI+ε（1）2．研究企業(yè)社會(huì)責(zé)任對營業(yè)毛利率的影響的模型2GPM=β0+β1CSR+β2LnAsset+β3Lev+β4OwnS+β5CRH+β6CR1+β7RDS+β8SI+ε（2）3．研究企業(yè)社會(huì)責(zé)任對經(jīng)濟(jì)增加值的影響的模型3EVA=β0+β1CSR+β2LnAsset+β3Lev+β4OwnS+β5CRH+β6CR1+β7RDS+β8SI+ε（3）模型4：研究國有企業(yè)和非國有企業(yè)的企業(yè)社會(huì)責(zé)任對營業(yè)毛利率影響的模型5GPM=β0+β1CSR+β2LnAsset+β3Lev+β4CRH+β5CR1+β6RDS+β7SI+ε（5）模型5：研究國有企業(yè)和非國有企業(yè)的企業(yè)社會(huì)責(zé)任對經(jīng)濟(jì)增加值影響的模型6EVA=β0+β1CSR+β2LnAsset+β3Lev+β4CRH+β5CR1+β6RDS+β7SI+ε（6）三、企業(yè)社會(huì)責(zé)任對財(cái)務(wù)績效影響的實(shí)證分析（一）財(cái)務(wù)績效與企業(yè)社會(huì)責(zé)任、控制變量的相關(guān)性分析為檢驗(yàn)財(cái)務(wù)績效、企業(yè)社會(huì)責(zé)任與控制變量之間的相關(guān)性，本文將總資產(chǎn)收益率（ROA）、營業(yè)毛利率（GPM）、經(jīng)濟(jì)增加值（EVA）分別與企業(yè)社會(huì)責(zé)任、股權(quán)性質(zhì)、資產(chǎn)規(guī)模、資產(chǎn)負(fù)債率、股權(quán)制衡度、股權(quán)集中度、研發(fā)投入強(qiáng)度和銷售費(fèi)用率等模型中的變量進(jìn)行相關(guān)性分析，初步判斷被解釋變量與解釋變量的關(guān)系是否符合假設(shè)，結(jié)果如表4.3、表4.4和表4.5所示。表4.3Pearson相關(guān)系數(shù)矩陣（ROA－CSR）變量ROACSROwnSLnAssetLevCRHCR1SIRDSROA1.000CSR0.428***1.000OwnS0.399***0.163***1.000LnAsset0.113***0.158***0.229***1.000Lev0.132***0.315***0.189***0.190***1.000CRH0.185***0.192***-0.060**0.110***0.134***1.000CR10.048*0.090***0.097***0.181***0.058**0.649***1.000SI0.046*0.099***0.223***0.107***0.132***0.103***0.146***1.000RDS0.231***0.0390.292***0.148***0.110***0.0290.0410.108***1.000備注：*、**和***分別對應(yīng)10%、5%和1%的顯著性水平如表4.3所示，被解釋變量資產(chǎn)收益率（ROA）與企業(yè)社會(huì)責(zé)任（CSR）的相關(guān)系數(shù)為0.428，在1%的水平上顯著正相關(guān)，說明二者存在正相關(guān)關(guān)系，與假設(shè)1預(yù)期一致。在控制變量方面，資產(chǎn)收益率（ROA）與股權(quán)性質(zhì)（OwnS）、資產(chǎn)規(guī)模（LnAsset）、資產(chǎn)負(fù)債率（Lev）、銷售費(fèi)用率（SI）都在1%的水平上顯著正相關(guān)，與股權(quán)集中度（CR1）與銷售費(fèi)用率（SI）在10%的顯著性水平上正相關(guān)。表4.4Pearson相關(guān)系數(shù)矩陣（GPM－CSR）變量GPMCSRLevOwnSLnAssetCR1CRHSIRDSGPM1.000CSR0.073***1.000Lev0.509***0.163***1.000OwnS0.275***0.158***0.229***1.000LnAsset0.118***0.315***0.189***0.190***1.000CR10.0250.192***0.060**0.110***0.134***1.000CRH0.117***0.090***0.097***0.181***0.058**0.649***1.000SI0.654***0.0390.292***0.148***0.110***0.0290.0411.000RDS0.276***0.099***0.223***0.107***0.132***0.103***0.146***0.108***1.000備注:*、**和***分別對應(yīng)10%、5%和1%的顯著性水平如表4.4所示，被解釋變量營業(yè)毛利率率（GPM）與解釋變量企業(yè)社會(huì)責(zé)任（CSR）的相關(guān)系數(shù)為0.073，并且在1%的水平上顯著正相關(guān)，說明二者存在正相關(guān)關(guān)系，與假設(shè)2預(yù)期一致。在控制變量方面，營業(yè)毛利率（GPM）與股權(quán)性質(zhì)（OwnS）、資產(chǎn)規(guī)模（LnAsset）、資產(chǎn)負(fù)債率（Lev）、股權(quán)制衡度（CRH）、研發(fā)投入強(qiáng)度（RDS）、銷售費(fèi)用率（SI）都在1%的水平上顯著正相關(guān)，而股權(quán)集中度（CR1）與營業(yè)毛利率的相關(guān)性并不顯著。（二）企業(yè)社會(huì)責(zé)任與績效指標(biāo)的回歸性分析1．企業(yè)社會(huì)責(zé)任與總資產(chǎn)收益率的回歸結(jié)果分析根據(jù)F檢驗(yàn)和Hasuman檢驗(yàn)的結(jié)果，本文將使用固定效應(yīng)模型對企業(yè)社會(huì)責(zé)任與總資產(chǎn)收益率的關(guān)系進(jìn)行多元回歸分析，研究醫(yī)藥生物企業(yè)的企業(yè)社會(huì)責(zé)任對資產(chǎn)運(yùn)用能力的影響，并驗(yàn)證假設(shè)1是否成立?；貧w結(jié)果見表4.7。表4.7CSR與ROA回歸分析結(jié)果ROACoef.St.Err.t-valuep-value[95%ConfInterval]SigCSR0.00148160.0003.710.0100.0010.002**Lev-0.1080.009-12.370.000-0.129-0.087***OwnS-0.0180.003-5.820.001-0.025-0.010***LnAsset0.0080.0024.540.0040.0030.012***CR10.0490.0153.250.0170.0120.085**CRH0.0010.0020.280.788-0.0050.006SI0.0540.0124.620.0040.0250.082***RDS-0.1210.053-2.300.061-0.2500.008*Constant-0.1220.038-3.220.018-0.214-0.029**Meandependentvar0.059SDdependentvar0.072R-squared0.346Numberofobs1372.000Akaikecrit.(AIC)-3911.803Bayesiancrit.(BIC)-3880.459注：*、**和***分別表示參數(shù)在10%、5%和1%的顯著性水平上顯著。如表4.7所示，以總資產(chǎn)收益率作為被解釋變量時(shí)，醫(yī)藥生物企業(yè)的企業(yè)社會(huì)責(zé)任對總資產(chǎn)收益率具有正向影響，并且在5%的顯著性水平下顯著，驗(yàn)證了假設(shè)1。企業(yè)的和訊企業(yè)社會(huì)責(zé)任評(píng)分每提高1分，就能使企業(yè)的總資產(chǎn)收益率提升0.148%?？紤]到我國醫(yī)藥生物企業(yè)的企業(yè)社會(huì)責(zé)任評(píng)分都處于較低水平，如果能夠積極從事企業(yè)社會(huì)責(zé)任活動(dòng)，提升企業(yè)社會(huì)責(zé)任水平，將有助于總資產(chǎn)收益率的提升?；貧w結(jié)果表明，醫(yī)藥生物企業(yè)的企業(yè)社會(huì)責(zé)任對總資產(chǎn)收益率具有正向影響。對于這種正向影響，本文認(rèn)為是醫(yī)藥生物企業(yè)運(yùn)用資產(chǎn)履行企業(yè)社會(huì)責(zé)任，可被看作是一種“投資”，能夠維護(hù)和改善企業(yè)與利益相關(guān)者的關(guān)系，進(jìn)而對公司的經(jīng)營產(chǎn)生積極影響，推動(dòng)總資產(chǎn)收益率的提高。2．企業(yè)社會(huì)責(zé)任與營業(yè)毛利率的回歸結(jié)果分析根據(jù)F檢驗(yàn)和Hasuman檢驗(yàn)的結(jié)果，本文將使用固定效應(yīng)模型對企業(yè)社會(huì)責(zé)任與營業(yè)毛利率的關(guān)系進(jìn)行多元回歸分析，研究醫(yī)藥生物企業(yè)的企業(yè)社會(huì)責(zé)任對盈利能力的影響，并驗(yàn)證假設(shè)2是否成立?；貧w結(jié)果見表4.8。表4.8CSR與GPM回歸分析結(jié)果GPMCoef.St.Err.t-valuep-value[95%ConfInterval]SigCSR0.0078280.0003.420.0140.0000.001**Lev-0.2750.020-13.670.000-0.324-0.225***OwnS-0.0560.011-5.180.002-0.082-0.029***LnAsset-0.0070.002-3.120.021-0.012-0.001**CR10.1050.0224.830.0030.0520.158***CRH0.0180.0035.640.0010.0100.025***SI0.9050.07611.930.0000.7191.090***RDS0.6190.1823.410.0140.1751.064**Constant0.4610.0518.990.0000.3350.586***Meandependentvar0.445SDdependentvar0.227R-squared0.605Numberofobs1372.000Akaikecrit.(AIC)-1458.806Bayesiancrit.(BIC)-1427.462注:*、**和***分別表示參數(shù)在10%、5%和1%的顯著性水平上顯著。如表4.8所示，回歸結(jié)果表明，醫(yī)藥生物企業(yè)的企業(yè)社會(huì)責(zé)任對營業(yè)毛利率具有正向影響。對于這種正向影響，本文認(rèn)為可能是由于醫(yī)藥生物企業(yè)積極履行企業(yè)社會(huì)責(zé)任能夠幫助企業(yè)樹立良好的公司形象，提高消費(fèi)者對于產(chǎn)品的認(rèn)知度和忠誠度，對企業(yè)的產(chǎn)品溢價(jià)能力和盈利能力產(chǎn)生了積極影響。3．企業(yè)社會(huì)責(zé)任與經(jīng)濟(jì)增加值的回歸結(jié)果分析根據(jù)F檢驗(yàn)和Hasuman檢驗(yàn)的結(jié)果，本文將使用混合效應(yīng)模型對企業(yè)社會(huì)責(zé)任與經(jīng)濟(jì)增加值的關(guān)系進(jìn)行多元回歸分析，研究醫(yī)藥生物企業(yè)的企業(yè)社會(huì)責(zé)任對價(jià)值增值能力，并驗(yàn)證假設(shè)3是否成立?；貧w結(jié)果見表4.9。表4.9CSR與EVA多元回歸分析結(jié)果EVACoef.St.Err.t-valuep-value[95%ConfInterval]SigCSR0.0100.00110.520.0000.0080.012***Lev-0.2770.077-3.620.000-0.428-0.127***OwnS0.0170.0330.530.595-0.0470.081LnAsset0.1260.0158.620.0000.0980.155***CR10.1400.1470.950.340-0.1480.428CRH-0.0190.025-0.760.446-0.0670.029SI0.3660.1033.530.0000.1630.569***RDS0.5040.3091.630.103-0.1031.110Constant-2.8240.312-9.070.000-3.436-2.213***Meandependentvar0.238SDdependentvar0.591R-squared0.206Numberofobs1372.000Akaikecrit.(AIC)2149.554Bayesiancrit.(BIC)2196.570注:*、**和***分別對應(yīng)10%、5%和1%的顯著性水平如表4.9所示，以經(jīng)濟(jì)增加值作為被解釋變量時(shí)，企業(yè)當(dāng)期的社會(huì)責(zé)任評(píng)分對財(cái)務(wù)績效具有正向影響，并且在1%的顯著性水平下顯著，驗(yàn)證了假設(shè)3。醫(yī)藥生物企業(yè)的評(píng)分每提高1分，就能使企業(yè)的每股經(jīng)濟(jì)增加值提高0.01，積極履行企業(yè)社會(huì)責(zé)任的醫(yī)藥生物企業(yè)將能有效地提高經(jīng)濟(jì)增加值?；貧w結(jié)果表明，醫(yī)藥生物企業(yè)的企業(yè)社會(huì)責(zé)任對經(jīng)濟(jì)增加值具有正向影響。對于這種正向影響，本文認(rèn)為是由于醫(yī)藥生物行業(yè)上市公司積極履行企業(yè)社會(huì)責(zé)任，能夠改善企業(yè)在資本市場上的形象，吸引投資，完善治理結(jié)構(gòu)，改善經(jīng)營管理，實(shí)現(xiàn)資本的保值增值，推動(dòng)企業(yè)經(jīng)濟(jì)增加值的提高。（三）穩(wěn)健性檢驗(yàn)為了確保模型和結(jié)論的穩(wěn)健性，本文采用調(diào)整樣本區(qū)間和替換被解釋變量的方法進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。1．調(diào)整樣本區(qū)間原樣本區(qū)間為2014－2020年共計(jì)7年，在穩(wěn)健性檢驗(yàn)中，本文將時(shí)間調(diào)整為5年，研究在更短的區(qū)間內(nèi)醫(yī)藥生物企業(yè)的企業(yè)社會(huì)責(zé)任財(cái)務(wù)績效依然具有正向影響。經(jīng)過F檢驗(yàn)和Hausman檢驗(yàn)之后，將使用固定效應(yīng)模型研究企業(yè)社會(huì)責(zé)任對ROA和GPM的影響，使用混合效應(yīng)模型研究企業(yè)社會(huì)責(zé)任對EVA的影響。具體的回歸結(jié)果如表4.11所示。表4.11調(diào)整樣本區(qū)間的多元回歸結(jié)果變量回歸系數(shù)（P值）總資產(chǎn)收益率營業(yè)毛利率經(jīng)濟(jì)增加值社會(huì)責(zé)任0.0019（0.000）0.0007（0.055）0.0135（0.000）資產(chǎn)負(fù)債率-0.1175（0.000）-0.2912（0.000）-0.2290（0.028）股權(quán)性質(zhì)-0.0170（0.000）-0.6295（0.000）0.0324（0.424）企業(yè)規(guī)模0.0097（0.000）-0.0058（0.277）0.1404（0.000）股權(quán)集中度0.0574（0.000）0.1084（0.036）0.0942（0.624）股權(quán)制衡度0.0004（0.596）0.0181（0.031）-0.0445（0.155）銷售費(fèi)用率0.0468（0.001）0.8797（0.000）0.4259（0.002）研發(fā)投入-0.1486（0.000）0.4403（0.000）0.5833（0.104）常數(shù)項(xiàng)-0.1789（0.000）0.4710（0.000）-3.2133（0.000）觀測值980980980R方0.39680.55840.2129從表4.11可以看出在5年的樣本區(qū)間內(nèi)，醫(yī)藥生物企業(yè)的企業(yè)社會(huì)責(zé)任依然在1%的顯著水平上對總資產(chǎn)收益率具有正向影響，說明假設(shè)1的實(shí)證結(jié)果是穩(wěn)健的；醫(yī)藥生物企業(yè)的企業(yè)社會(huì)責(zé)任對營業(yè)毛利率在10%的顯著水平上具有正向影響，說明假設(shè)2的實(shí)證結(jié)果是穩(wěn)健的；醫(yī)藥生物企業(yè)的企業(yè)社會(huì)責(zé)任對經(jīng)濟(jì)增加值在1%的顯著水平上具有正向影響，說明假設(shè)3的實(shí)證結(jié)果是穩(wěn)健的。結(jié)論對績效影響的因素本文認(rèn)為有以下幾點(diǎn)原因。第一，由于國有醫(yī)藥生物企業(yè)由國有資本控股，除了要作為經(jīng)濟(jì)實(shí)體進(jìn)行市場化經(jīng)營，也要執(zhí)行政府所下達(dá)的任務(wù)，承擔(dān)保障民生等方面的義務(wù)，因此企業(yè)社會(huì)責(zé)任表現(xiàn)平均水平較高，從企業(yè)社會(huì)責(zé)任表現(xiàn)來看，國有醫(yī)藥生物企