一、引　言

企业社会责任是协调经济发展、生态文明与社会和谐的重要推力，是贯彻可持续发展战略的重要依托，也是落实科学发展观的必然要求。关于企业履行社会责任的动机和经济后果，现有文献一直存在争议。“股东价值假说”认为，承担社会责任能够使企业获得战略性资源，有助于提高公司价值（Barnea和Rubin，2010）；“管理层自利假说”则认为，企业履行社会责任是管理层掩饰或粉饰的“做秀”行为，承担社会责任越多，企业代理问题越严重，企业履行社会责任不会对经营绩效产生积极影响（Jensen，2002）。现有文献从财务绩效和企业价值视角对这两种假说进行检验，未能形成一致结论。近年来，有文献从非财务绩效角度考察企业社会责任的影响，研究结论仍存在较大分歧。例如，权小锋等（2015）以及宋献中等（2017）考察了企业社会责任与股价崩盘风险的关系，但得出截然相反的结论。

本文认为企业社会责任的经济后果存在较大争议可能源于：一方面，财务绩效往往受非经营性因素干扰，无法很好地反映企业竞争优势（Bhamra等，2010），同时财务绩效的衡量方式较多，导致社会责任与财务绩效的关系呈现多样化，因而难以从这一角度厘清社会责任的真实影响。另一方面，对于利益相关者角度的研究，不同个体可能有不同的先验观点或对相同信息做出不同解释（Miller，1977），不同类型投资者也可能对相同信息做出不同评估（Jiang，2008）。这或许能够解释为何企业社会责任与股价崩盘风险的关系会存在相反的结论，也表明通过证券市场反应来厘清社会责任的真实影响有一定难度。

本文以产品市场为切入点，尝试厘清企业社会责任的基础性影响，原因在于：第一，产品市场竞争优势对企业长期发展起决定性作用（迈克尔·波特，1980）。企业开展制度竞争和要素竞争，归根到底是为了形成产品市场的竞争优势，社会责任行为也不例外，从产品市场角度进行分析能更好地反映社会责任的真实经济后果。第二，相对于财务绩效，产品市场表现充分体现了企业的竞争优势，避免了非经营性因素的干扰，且指标构建争议较小。第三，相对于证券市场，产品市场表现是企业竞争优势的客观反映，也是支撑企业长期价值的基石，能规避投资者对企业行为异质性信念或预期的干扰。

本文以2010—2017年A股上市公司为研究对象，考察了企业社会责任对产品市场绩效的影响。研究发现，积极履行社会责任能够提高企业的产品市场表现。具体而言，相对于竞争对手，社会责任表现每提高1%，产品市场份额增加2%，表明积极履行社会责任能够帮助企业形成竞争优势，这一结论支持股东价值假说。在此基础上，本文排除了管理层机会主义行为的替代性解释，并剖析了社会责任影响产品市场表现的路径和环境。最后，本文以国家级贫困县“摘帽”为事件冲击来缓解内生性问题，结果表明特殊类型社会责任−精准扶贫也能提高企业的产品市场表现。

本文可能的贡献在于：第一，厘清了企业社会责任的基础性影响，证明了承担社会责任履行能够给企业带来竞争优势。这一结论为有关部门继续倡导企业承担社会责任提供了坚实依据，并能帮助企业消除承担社会责任的顾虑，提高利益相关者的决策质量。第二，本文在一定程度上反驳了关于社会责任的寻租行为观点。本文没有发现企业承担社会责任后激进避税，表明地方政府并没有放松对企业的约束与监管，从避税的角度驳斥了将承担社会责任视为政治献金的观点。这对于转型经济时期的政企关系是一个积极现象，有利于揭下政商利益输送的标签。第三，本文从产品市场角度补充了企业社会责任相关研究，并为脱贫攻坚的微观经济后果提供了经验证据，这对于推进相关研究具有一定价值。

二、制度背景、理论分析与研究假说

（一）制度背景

社会责任对于处理好经济、社会与资源环境关系具有重要意义。监管机构相继出台有关文件，倡导上市公司积极履行社会责任。2006年，深交所印发《上市公司社会责任指引》，标志着我国上市公司社会责任发展进入新阶段。2008年，上交所发布《上海证券交易所上市公司环境信息披露指引》。同年，国资委发布《关于中央企业履行社会责任的指导意见》，号召中央企业在承担社会责任方面发挥表率作用。2009年，证监会要求上证180、公司治理板块、金融类和深证100指数公司披露社会责任报告。至此，我国形成了规范化的社会责任信息披露环境，这对于引导和激励上市公司履行社会责任具有重要意义。

为了鼓励上市公司助力脱贫攻坚，2016年9月，中国证监会发布《中国证监会关于发挥资本市场作用服务国家脱贫攻坚战略的意见》，对上市公司服务国家脱贫攻坚战略给予支持和鼓励。同年12月，上海证券交易所和深圳证券交易所先后发布《关于进一步完善上市公司扶贫工作信息披露的通知》和《关于完善上市公司履行扶贫社会责任信息披露的通知》，对进一步完善上市公司扶贫工作信息披露提出要求。这意味着企业社会责任的内涵更加丰富，反映出政府希望上市公司在社会责任方面做出表率。

（二）关于企业社会责任的两种假说

关于企业社会责任的经济影响，主要存在两种不同观点：管理者自利假说和股东价值假说。前者认为企业承担社会责任是服务于管理层利益而非股东利益，承担社会责任的利益由管理层享有，风险则由股东承担。因此，社会责任表现越好，企业代理问题越严重（Jensen，2002）。后者则认为承担社会责任能够给企业带来声誉和资源，最终提高股东价值。

沿着这两种假说的研究脉络，现有文献主要从财务绩效和利益相关者角度进行了检验。在财务绩效方面，有文献认为履行社会责任能够提高企业业绩（Orlitzky等，2003），有的认为履行社会责任会损害企业绩效（Barnea和Rubin，2010），还有的认为社会责任与企业绩效不存在相关关系或者因条件而异（Nelling和Webb，2009）。造成争议的原因在于，财务绩效对企业竞争优势的反映程度较差，而且财务绩效指标多样化。

基于利益相关者的研究文献主要从债权人（Goss和Roberts，2011）、股票市场（权小锋等，2015；宋献中等，2017）、政府（李姝和谢晓嫣，2014）和股东（高勇强等，2012）角度检验了社会责任的经济后果。这类文献对于社会责任两种假说的看法莫衷一是。此外，还有少部分文献考察了社会责任对企业投资、避税、金融化、盈余管理和企业创新的影响（吉利等，2014；邹萍，2018；刘姝雯等，2019；顾雷雷等，2020；刘春等，2020），结论大相径庭。不同的利益相关者对于企业社会责任的评价，受到其在公司经营活动中所承担风险种类的影响。由于风险偏好不同，投资者、政府和债权人对于同一企业社会责任行为的反应可能存在明显差异，其本质是股东主义与利益相关主义的对立。因此，从利益相关者角度难以厘清企业社会责任的真实影响。

鉴于产品市场竞争对于企业长期发展的重要性，而且其衡量指标的争议性和噪音较小，本文通过考察企业社会责任对产品市场的影响，以期为股东价值假说和管理层自利假说之争提供有益启发。

（三）研究假说

本文认为，企业履行社会责任通过两个渠道影响产品市场绩效：第一，声誉机制。履行社会责任有助于企业建立良好声誉，帮助形成产品市场竞争优势。一方面，履行社会责任向客户传递企业良好信誉和积极担责的信号，有助于吸引更多客户，建立稳定的客户关系（Baron，2008），从而赢得或保住市场份额。另一方面，社会责任的声誉效应能够提高员工对企业的认可度和满意度，激励员工努力工作，提高劳动生产率（Flammer和Kacperczyk，2016），从而增强企业在产品市场上的竞争优势。第二，外部监督。履行社会责任能够改善外部监督环境，帮助企业形成产品市场竞争优势。首先，履行社会责任会吸引更多的外部关注，由此形成监督效应和压力效应（Dyck等，2008），约束股东和管理层的自利行为，保障企业的产品战略得到高效的制定和良好的执行，并促使管理层努力提升企业在产品市场上的竞争力（Massa等，2015）。其次，外部监督有助于股东有效识别企业的真实业绩，帮助企业及时调整经营策略，提升企业在产品市场上的竞争力。最后，外部监督的加强可以改善企业信息环境，有助于企业获取关键资源（Goss和Roberts，2011；阮刚铭等，2019），保障研发、生产、营销、并购以及相关竞争策略的开展和后续支出，帮助企业更加有效地参与市场竞争。基于此，本文提出以下假说：

假说1a：企业履行社会责任有助于提高产品市场表现。

然而，履行社会责任或许只是管理层的掩饰行为，吸引外部关注也可能只是一场“做秀”。现有文献认为，企业履行社会责任越多，代理问题越严重，企业社会责任是管理层的自利工具（权小锋等，2015）。由于我国投资者保护制度尚待完善，约束企业内部人行为的渠道有限，上市公司普遍存在代理问题。在这种情形下，社会责任很可能成为管理层机会主义行为的工具。一方面，管理层可能会过度投资于社会责任建设活动，以提升自己的职业声誉和个人声望；另一方面，若企业存在不当行为或坏消息，出于捂盘或隐瞒的动机，管理层可能会通过企业社会责任来转移公众注意力，以降低企业的声誉损失。对产品市场而言，管理层可能会过度投资于社会责任建设活动，放弃有利于增强企业产品竞争优势的项目。这种代理问题所引致的资金滥用不利于企业确立战略性市场地位，增强产品市场的竞争优势。从利益相关者尤其是客户的角度来看，代理问题产生的信息不透明提高了客户评估企业产品的难度，降低了客户对企业的信任程度。出于规避风险的考虑，客户会减少与企业的业务往来，产品市场将受到负面冲击。基于此，本文提出以下假说：

假说1b：企业履行社会责任不利于提高产品市场表现。

三、研究设计

（一）样本选择

本文以2010—2017年A股上市公司作为研究对象。深交所和上交所分别于2006年和2008年发布关于上市公司社会责任承担工作的指引，但在2010年之前，极少有企业披露社会责任相关信息。为了保证研究区间内各年度有足够的观测样本，本文的样本区间从2010年开始。在此基础上，本文剔除了金融行业企业和被特殊处理（ST、*ST）的样本，最后得到20510个观测值，构成非平衡面板数据。为了避免极端值的干扰，本文对所有连续型变量做了上下1%的缩尾处理。上市公司社会责任数据来自和讯网，媒体关注数据来自中国研究数据服务平台（CNRDS），其他数据来自CSMAR数据库。

（二）模型构建

为了考察企业社会责任对产品市场绩效的影响，本文构建了如下模型：

其中，被解释变量change_ms_i,t表示企业i第t年的产品市场份额变化，解释变量change_csr_i,t−1表示企业i第t−1年的社会责任变化。X_i,t−1为一系列控制变量，除了所有权性质和成立年限外，采用经行业年份均值调整的一阶差分形式。ε为残差项。本文采用change模型主要基于两方面考虑：一方面，和讯网公布的上市公司社会责任得分属于评价（评级）类指标，Ayers等（2010）指出评价（评级）类指标具有黏性，其差分形式更具信息含量。为此，本文对社会责任采用一阶差分形式，对随时间变化的变量也都采用一阶差分形式。另一方面，社会责任和产品市场绩效存在一定的内生性，采用change模型以及滞后期处理，能够在一定程度上减小内生性问题所带来的估计偏误。式（1）同时控制了行业与年度固定效应。

（三）变量定义

1. 企业社会责任。关于企业社会责任的度量，现有文献主要采用以下几种方式：第一，依据上交所2008年5月发布的《关于加强上市公司社会责任承担工作的通知》中的定义计算得到；第二，采用润灵环球发布的企业社会责任评价作为衡量指标；第三，采用和讯网发布的上市公司企业社会责任专业测评。第一种评价方法主要基于财务报表数据，可能会遗漏企业以非财务信息形式披露的社会责任承担情况。润灵环球的评价基础是上市公司发布的社会责任报告，对于没有专门发布社会责任报告的上市公司，年度报告中也会有其履行社会责任的相关信息。因此，采用润灵环球的数据将导致大量未发布社会责任报告的上市公司无法纳入研究样本。和讯网从股东责任、员工责任、供应链责任、环境责任和社会责任五项内容出发，考察所有上市公司履行社会责任的情况，各项分别设立二级和三级指标对社会责任进行全面的评价，其中涉及二级指标13个，三级指标37个，考核内容比较全面细致。因此，本文采用和讯网的数据来度量企业社会责任。

考虑到和讯网公布的社会责任总分中包含供应链方面的内容，虽然绝大多数企业的供应链评分缺失（0分），但是这项评分可能依据产品质量、客户满意度等得到，导致产品市场表现好获得高分数。这可能会产生反向因果问题，剔除这项指标的得分能够在一定程度上缓解内生性问题，同时不会对企业社会责任得分的总体分布产生较大影响。

2. 产品市场表现。参考Fresard（2010）以及刘行和吕长江（2018）的研究，本文以经行业年度均值调整后的销售收入增长率change_ms_i,t来衡量企业的产品市场表现，这一变量数值越大，市场份额扩张程度越大。控制变量参照现有文献进行选取，变量定义见表1。

（四）描述性统计

表2为样本主要变量的描述性统计结果。产品市场绩效（change_ms）的标准差为2.201，大于均值−0.450，表明各企业市场势力差异较大。企业社会责任总分（change_csr）的均值为正，表明上市公司履行社会责任情况整体较好；标准差为均值的数十倍，表明各企业社会责任表现差异巨大，这为本文的研究提供了基础。公司特征变量的描述性统计结果与现有文献比较接近。本文样本中有36.7%的企业属于国有，董事会成员人数（boardsize）平均约为10人，第一大股东持股比例（shrcr1）的均值为35.1%，两职合一（dual）的比例为26.5%，独董比例（iboard）的均值为37.3%。

四、实证结果分析

（一）基准回归分析

表3为基准回归结果。列（1）中没有加入控制变量，企业社会责任（change_csr_i,t−1）的系数在1%的水平上显著为正，表明履行更多的社会责任能够提高企业的产品市场绩效，初步验证了本文假说1a。列（2）中控制了行业与年度固定效应，列（3）进一步加入了控制变量。列（2）和列（3）中企业社会责任（change_csr_i,t−1）的系数均在1%的水平上显著为正，同样表明履行社会责任能够提高企业的产品市场绩效。在经济意义上，以列（3）为例，相对于行业内其他竞争对手，社会责任表现每提高1%，企业的市场份额增加2.1%，表明履行社会责任对企业建立竞争优势的帮助比较明显。

（二）异质性分析

1. 所有权性质与政治关联。市场对所有权性质不同的企业履行社会责任的预期存在差异，这可能会影响社会责任与产品市场绩效的关系。与非国有企业相比，国有企业作为政府宏观经济调控的重要工具之一，在成立之初就肩负着更多的社会责任。为了贯彻执行国家发展战略、产业政策、就业目标和扶贫计划，国有企业可能会牺牲一些经济利益，从事更多的非经济活动，承担更多的社会责任。因此，本文预期履行社会责任不会对国有企业的产品市场绩效起到促进作用。表4中列（1）检验了所有权性质对企业社会责任与产品市场绩效关系的影响，交互项（change_csr_i,t−1×soe_i,t−1）的系数为负，但并不显著。这说明无论是国有企业还是非国有企业，履行社会责任都能促进产品市场绩效提升，这与预期不符。考虑到部分非国有企业具有政治关联，在同样履行社会责任的情况下，具有政治关联的企业可能获得更多的资源以建立竞争优势（李姝和谢晓嫣，2014）。鉴于此，本文进一步检验了非国有企业政治关联的影响，politic取1表示具有政治关联，即高管或董事会成员曾在政府机构任职，否则取0。回归结果见表4中列（2），交互项（change_csr_{i, t−1}×politic_{i, t−1}）的系数显著为正，表明企业社会责任对产品市场绩效的促进作用在拥有政治关联的非国有企业中更加显著。

2. 产业链位置。产业链位置可能会影响企业社会责任的实施效果（山立威等，2008），当企业直接面对消费者时，积极承担社会责任所带来的声誉能够为其带来更多的客户资源，从而提高产品市场绩效。鉴于此，本文考察了承担社会责任对下游企业（面对消费者）和上游企业（不直接面对消费者）的产品市场表现是否具有不同影响。^②变量repu取1表示下游企业，否则取0。回归结果见表4中列（3），交互项（change_csr_i,t−1×repu_i,t−1）的系数显著为正，表明履行社会责任对下游企业产品市场绩效的促进作用更大。

3. 地区信任水平。市场对于社会责任行为有不同看法，即存在“利他行为”和“伪善行为”的分歧。地区信任水平可能会影响市场对于社会责任行为的看法，从而影响社会责任的经济后果。当地区信任水平较低时，市场会更多地持谨慎和怀疑的态度看待企业行为，此时社会责任行为对产品市场绩效的促进作用减弱。当地区信任水平较高时，社会责任行为更易获得市场认可，从而更好地促进产品市场绩效。对此，本文采用张维迎和柯荣住（2002）的问卷调查结果计算各省份的信任水平trust，检验信任水平对企业社会责任与产品市场绩效关系的影响。尽管这一问卷的调查时间较早，但是现有文献指出，社会信任在很长一段时间内保持稳定，且被国内学者广泛采用（吕朝凤等，2019）。回归结果见表4中列（4），交互项（change_csr_{i, t−1}×trust_i,t−1）的系数显著为正，表明在信任水平高的地区，企业社会责任对产品市场绩效的促进作用更加显著。

（三）机制分析

1. 声誉机制。大客户对交易对手的声誉会有更高的需求（辛清泉等，2019）。履行社会责任能够帮助企业建立声誉，并向客户传递良好形象的信号，增强与大客户的信任，有利于双方构建更加稳定的关系。这有助于提高日常经营效率，促进产品市场绩效。本文认为，大客户关系是企业社会责任影响产品市场绩效的一个渠道。本文从客户集中度和大客户销售金额两个角度来度量大客户关系，前者采用前五大客户销售额占比的变化（con5_c），后者采用前五大客户销售金额自然对数的变化（sale_top5_c），回归结果见表5。列（1）中企业社会责任（change_csr_{i, t−1}）的系数显著为正，表明履行社会责任可以提高客户集中度。列（2）结果表明，客户集中度有利于企业获得竞争优势，促进产品市场绩效提升，且存在中介效应（Sobel Z值为3.119，p值0.002）。列（3）中企业社会责任（change_csr_{i, t−1}）的系数显著为正，表明履行社会责任有助于提高对大客户的销售金额。列（4）结果显示，大客户销售金额有助于提升产品市场绩效，且存在中介效应（Sobel Z值为3.035，p值为0.002）。然而，履行社会责任可能会减少对非主要客户的销售金额。进一步检验发现，企业社会责任并没有对非主要客户的销售产生负面影响。

社会责任的声誉效应能够提高员工对企业的认可度和满意度，激励员工提高工作努力程度（Flammer和Kacperczyk，2016），因此劳动生产率可能是企业社会责任影响产品市场绩效的一个渠道。参考程欣和邓大松（2020）的做法，定义劳动生产率（lp）为单位员工创造的销售收入。回归结果见表5中列（5）和列（6），列（5）中企业社会责任（change_csr_{i, t−1}）的系数显著为正，表明履行社会责任能够提高劳动生产率。列（6）结果显示，劳动生产率能够显著促进产品市场绩效提升，因此劳动生产率是企业社会责任影响产品市场绩效的机制之一（Sobel Z值为2.894，p值为0.003）。综上分析，企业与大客户和员工的关系是社会责任影响产品市场绩效的重要渠道，上述结果也从客户和员工关系角度证明了社会责任的声誉效应。

2. 外部监督。现有文献指出，媒体关注和分析师跟踪是重要的外部监督机制，能够有效改善公司治理。对此，本文考察了企业社会责任是否有助于吸引媒体和分析师关注，加强外部治理，从而促进产品市场绩效提升。本文构建媒体报道数量变化（med_c）和研报数量变化（rep_c）来衡量企业关注度的变化。表6为外部监督渠道检验结果。列（1）结果显示，企业社会责任（change_csr_{i, t−1}）的系数显著为正，表明履行社会责任越多，受到的媒体关注越多；列（2）结果表明，媒体关注有助于提升产品市场绩效，且存在中介效应（Sobel Z值为1.711，p值为0.086）。列（3）和列（4）结果显示，企业社会责任（change_csr_{i, t−1}）的系数显著为正，社会责任表现越好，分析师研报数量越多，且这种关注度的提升有利于促进产品市场绩效（Sobel Z值为2.130，p值为0.033）。由此可知，企业社会责任表现越好，受到外部关注度越高，外部监督环境的改善能够促进产品市场绩效提升。

（四）管理层机会主义行为

1. 企业社会责任对产品市场表现影响的持续性。基准回归结果显示，企业承担社会责任提高了下一年的产品市场绩效。这一结果倾向于支持“股东价值假说”，也初步证明了企业社会责任具有战略效应。上文理论分析指出，履行社会责任能够使企业获得更多的关键资源，如果管理层出于自利动机，将获得的资源进行非效率配置或者浪费，则这种产品市场绩效的提高可能只是短暂的。因此，本文进一步探究了企业承担社会责任提升产品市场绩效是否具有持续性，以廓清管理层自利主义的干扰。借鉴Fresard（2010）的做法，本文将原模型中的change_ms_i,t替换为change_ms_i,t+1、change_ms_i,t+2和change_ms_i,t+3，其中change_ms_i,t+1定义为企业i第t+1年营业收入减去第t−1年营业收入之后除以第t−1年营业收入，再减去企业所属行业均值，change_ms_i,t+2和change_ms_i,t+3依此类推。回归结果见表7，企业社会责任对未来两年和三年的产品市场表现均有促进作用，因而承担社会责任对产品市场表现的影响并不是暂时性的，这可以在一定程度上排除管理者自利主义的潜在可能。

2. 企业社会责任与避税行为。有文献认为，企业社会责任是向地方政府寻租的一种行为；作为回报，地方政府将放松对企业纳税行为的监管，从而降低避税成本，导致企业避税程度上升。企业避税所截留的资金能为产品市场竞争提供保障，有效促进竞争优势的形成（刘行和吕长江，2018）。若企业社会责任的战略效应是通过避税行为实现的，一方面，不论是合法的纳税筹划还是非法的逃税行为，均违背了社会责任的内涵与初衷；另一方面，自Desai和Dharmapala（2009）将避税行为纳入公司治理框架以来，避税行为通常被视为管理层代理问题的反映，这与“股东价值假说”的逻辑不相符。鉴于此，有必要对社会责任与企业避税的关系进行检验，以厘清企业社会责任的真实作用机理。本文参考使用较为广泛的避税度量方法，构建三个指标对社会责任的避税效应进行检验。其中，tb表示支付的各项税费与收到的税费返还之差除以营业收入，etr表示所得税费用与利润总额的比值，ts表示账税差异与总应计分行业分年度回归的残差。回归结果见表8，不论采用何种度量指标，企业社会责任均没有对税负或避税行为产生显著影响，因而企业并没有通过社会责任掩饰其避税行为。这一结果仍然支持“股东价值假说”，也在一定程度上反驳了将社会责任作为寻租行为的观点。

（五）稳健性检验与内生性处理

1. 更换被解释变量。采用销售毛利率和市场份额变化来衡量企业的产品市场表现（辛清泉等，2019）。其中，销售毛利率定义为销售收入与销售成本之差除以销售收入，并经年度行业均值调整；市场份额变化定义为企业销售收入占行业销售收入比重的变化值。不论采用销售毛利率还是市场份额变化，企业社会责任的系数均显著为正，因此更换被解释变量不改变本文的基本结论。

2. 更换行业分类标准。上文的产品市场绩效是采用证监会二级行业分类计算的。为了避免行业分类标准对研究结果的影响，本文进一步采用申万一级、二级和三级行业分类，重新计算了产品市场绩效。结果显示，企业社会责任对产品市场绩效依然产生了显著的正向影响，本文基本结论稳健。

3. 更换解释变量。本文采用润灵环球的社会责任评分进行稳健性检验。润灵环球根据上市公司发布的社会责任报告进行评分，由于未披露报告的公司较多，研究样本缺失较多。社会责任代理变量的构建方式与和讯网一致，即采用经年度行业调整的差分形式。结果表明，企业社会责任有助于提高产品市场绩效，研究结论稳健。

4. 内生性处理。本文构建外生事件冲击，采用双重差分模型，重新检验了企业社会责任与产品市场绩效的关系。2016年2月，中共中央、国务院联合印发《省级党委和政府扶贫开发工作成效考核办法》（以下简称《考核办法》）。2016年起，定期考核各级党委和政府官员的扶贫工作成效，考核结果作为省级政府官员综合考核评价的重要依据，使得地方政府官员面对很大考核压力。上市公司是地方经济发展的重要支撑，尤其是在贫困地区，承担扶贫工作等相关社会责任能够有效帮助地方官员完成考核目标。因此，地方官员有意推动当地上市公司承担精准扶贫等相关社会责任。同时，出于建立和维持政治关联，企业也有意迎合地方政府导向（戴亦一等，2014）。在各级地方官员的考核压力和企业的政治动机下，贫困地区的上市公司会积极履行社会责任，帮助政府实现考核目标。鉴于此，本文以《中共中央国务院关于打赢脱贫攻坚战的决定》的颁布作为外生冲击，构建了如下双重差分模型：

其中，treat为组别变量，当上市公司注册地属于国务院扶贫办列示的摘帽贫困县所属地级市时取1，否则取0。post为事件虚拟变量，2016年及之后取1，为使观测窗口保持对称，避免窗口过长产生噪音，2014年和2015年post取0。X为一系列控制变量，与上文保持一致。γ_i为公司固定效应，μ_i为年份和行业固定效应，ε为残差项。α₁显著为正表明企业社会责任有助于提高产品市场绩效。精准扶贫属于特殊类社会责任，在进行回归之前，需对《考核办法》是否增加了贫困地区上市公司的扶贫投入进行检验。通过CSMAR精准扶贫子库获取相关数据，统计结果显示贫困地区上市公司的平均扶贫投入为1589万元，非贫困地区为294万元，两者存在显著差异；对于扶贫资金与营业收入的比值，贫困地区上市公司也显著高于非贫困地区。因此，《考核办法》出台后，贫困地区上市公司在精准扶贫方面的社会责任投入远大于非贫困地区，适合作为处理组样本。

表9为双重差分回归结果，由于样本区间为2014—2017年，样本数少于基准回归。从列（1）中可以看到，交互项（treat×post）的系数在1%的水平上显著为正，表明承担更多社会责任有助于提高企业的产品市场绩效，与上文结论一致。进一步地，为使样本具有可比性，本文剔除了东部无国家级贫困县省份的上市公司样本。回归结果见列（2），交互项系数在5%的水平上显著为正，结论保持不变。此外，本文对DID模型进行了平行趋势检验。在2016年之前，摘帽贫困县地区的上市公司与非摘帽贫困县地区的上市公司在产品市场绩效方面不存在显著差异，符合平行趋势假设；2016年起，贫困县地区上市公司的产品市场绩效超过非贫困县地区，且持续到2017年，这一结果与本文逻辑一致。

五、结论与启示

关于企业社会责任的经济后果，主要存在“管理层自利假说”和“股东价值假说”的争论，厘清企业社会责任的真实影响对利益相关者的决策具有重要意义。本文以2010—2017年A股上市公司为研究对象，从产品市场角度为企业社会责任的经济后果提供了基础性评价。研究发现，企业社会责任能够促进产品市场绩效提升，说明履行社会责任能够帮助企业形成竞争优势，支持了股东价值假说。上述关系在产业链下游的企业、信任水平较高地区的企业以及拥有政治关联的非国有企业中更加显著。机制分析表明，企业社会责任通过声誉和外部监督机制促进竞争优势的形成。本文还发现社会责任的战略效应具有持续性，且不存在避税效应，排除了管理层机会主义行为的替代性解释。

本文研究结论具有以下启示：第一，社会责任并不是企业的负担。落实科学发展观和贯彻可持续发展战略，要求企业积极承担社会责任。而实务界和学术界对承担社会责任是否有利于企业发展存在争议，这削弱了企业投身于社会事业的动力，不利于政府相关政策的贯彻和落实。如果履行社会责任能够帮助企业建立竞争优势，无疑会在很大程度上消除各界对于承担社会责任不利于企业发展的顾虑，有助于国家更好地实施相关政策，促进社会经济和谐发展。第二，企业社会责任可作为一种治理机制。本文研究表明，企业社会责任的价值效应主要通过声誉机制和外部监督发挥作用，彰显了社会责任改善公司治理的积极作用。企业所有者应重视社会责任的作用，合理安排企业社会责任计划，促进社会事业进步的同时改善公司治理。第三，没有明显证据表明企业社会责任是一种寻租行为。本文研究发现，企业承担社会责任之后没有表现出激进避税行为，表明政府并没有放松对这类企业的约束与监管。这在一定程度上表明企业社会责任更多的是一种自愿的经济行为，而不是出于政治动机的寻租行为。对于减少政府干预、发挥市场决定性作用，这是一个积极的现象，有助于揭下政商利益输送的标签。

①

② 参考山立威等（2008）的研究，并依据证监会发布的2012年版行业代码，本文将以下行业定义为产品与消费者直接接触的行业：食品制造业C14；酒、饮料和精制茶制造业C15；纺织服装、服饰业C18；皮革、毛皮、羽毛及其制品和制鞋业C19；化学原料和化学制品制造业C26；橡胶和塑料制品业C29；汽车制造业C36；电气机械和器材制造业C38；计算机、通信和其他电子设备制造业C39；仪器仪表制造业C40；零售业F52；航空运输业G56；房地产业K70；居民服务业O79；社会工作Q84；新闻和出版业R85；广播、电视、电影和影视录音制作业R86；文化艺术业R87；体育R88。