“兼濟(jì)天下”與“獨善其身”：機構(gòu)投資者持股對企業(yè)社會責(zé)任的影響研究

■馮鈺婷，李軍林，郭雪萌，鄭 雷

一、引言

責(zé)任投資在中國呈現(xiàn)快速發(fā)展態(tài)勢，根據(jù)中國責(zé)任投資論壇的統(tǒng)計，截至2020年10月底，共有42家基金公司發(fā)布了127支泛ESG公募基金。市場各方對如何更好地促進(jìn)企業(yè)履行社會責(zé)任行為予以高度關(guān)注。作為中國資本市場的重要參與者，機構(gòu)投資者有能力通過多種途徑影響上市公司的經(jīng)營決策來發(fā)揮自身的市場功能。但關(guān)于機構(gòu)投資者與上市公司企業(yè)社會責(zé)任績效之間關(guān)系的探討，已有文獻(xiàn)尚未得出一致結(jié)論。已有研究主要從股東、債權(quán)人、管理層、員工以及供應(yīng)商等與企業(yè)具有明確合約關(guān)系的各利益方角度展開研究。企業(yè)追求利潤以實現(xiàn)其自身效益最大化，是資本逐利性的體現(xiàn)，可將此稱為“獨善其身”。隨著經(jīng)濟(jì)社會發(fā)展，企業(yè)除了關(guān)注與自身存在正式契約的利益方外，社區(qū)、環(huán)境、反貧困等與自身不存在契約關(guān)系的社會問題同樣被市場認(rèn)為是現(xiàn)代企業(yè)應(yīng)予關(guān)注的話題，因此企業(yè)履行社會責(zé)任被稱為“兼濟(jì)天下”。

上市公司社會責(zé)任的履行情況會直接影響社會福祉并在長期塑造出新的商業(yè)規(guī)范和社會規(guī)范，而機構(gòu)投資者在中國資本市場的快速發(fā)展促使上市公司股權(quán)結(jié)構(gòu)多元化發(fā)展，并已經(jīng)成為影響上市公司決策的重要力量。基于這一背景，探討中國資本市場中機構(gòu)投資者是否影響企業(yè)履行社會責(zé)任及其內(nèi)在機理具有重要的現(xiàn)實意義。但現(xiàn)有研究主要關(guān)注上市公司履行社會責(zé)任是否影響機構(gòu)投資者持股，關(guān)于機構(gòu)投資者是否會推動企業(yè)履行社會責(zé)任及其內(nèi)在作用機理的探討仍相對缺乏。隨著中國資本市場發(fā)展，機構(gòu)投資者規(guī)模不斷壯大，通過參與公司治理等多種途徑影響公司運營決策（梁上坤，2018）。在社會責(zé)任與企業(yè)價值關(guān)系尚不明晰時，追求財富增長的機構(gòu)投資者在上市公司履行社會責(zé)任決策中會扮演何種角色？機構(gòu)投資者持股影響企業(yè)履行社會責(zé)任究竟是“兼濟(jì)天下”還是“獨善其身”？對于此，本文分別從機構(gòu)投資者與企業(yè)社會責(zé)任的關(guān)系和影響機制這兩個方面展開分析。

以中國A股2009—2019年上市公司為樣本，實證分析機構(gòu)投資者對上市公司社會責(zé)任績效的影響。基于對機構(gòu)投資者持股產(chǎn)生的類保險效應(yīng)、公司治理效應(yīng)以及迎合社會需求等三條潛在機制的檢驗，進(jìn)一步打開了中國資本市場情景下機構(gòu)投資者持股促進(jìn)上市公司履行社會責(zé)任的研究黑箱。實證檢驗了采用不同投資策略的機構(gòu)投資者對上市公司履行企業(yè)社會責(zé)任的影響，豐富了對機構(gòu)投資者異質(zhì)性與企業(yè)社會責(zé)任的討論。并且基于上市公司履行社會責(zé)任的視角，實證檢驗了機構(gòu)投資者的財務(wù)性以及適應(yīng)社會需求的行為動機。

二、理論分析與研究假設(shè)

（一）“兼濟(jì)天下”：機構(gòu)投資者持股與企業(yè)社會責(zé)任

機構(gòu)投資者有意愿和能力推動上市公司履行社會責(zé)任。一是為了迎合社會需求，獲取托管資金流。Chen et al.（2019）指出，越來越多的個人在理財時開始關(guān)注其所選擇的投資標(biāo)的對環(huán)境和社會的影響。而相比于基金的財務(wù)性收益，部分投資者對基金投資標(biāo)的中涉及的道德和社會責(zé)任等問題更為關(guān)心（Renneboog et al.，2011），投資者也更愿意為具有社會責(zé)任感的公司支付溢價。這意味著，在社會對企業(yè)承擔(dān)社會責(zé)任的期望增加時，機構(gòu)投資者通過推動其所投資的標(biāo)的企業(yè)履行社會責(zé)任，對社會的期望做出回應(yīng)，可以募集更多的社會資金以便擴(kuò)大自身的資金管理規(guī)模并提高潛在的未來收益。因此，基于回應(yīng)社會需求的迎合效應(yīng)，機構(gòu)投資者可以有效促進(jìn)上市公司提升其社會責(zé)任績效。

二是為了獲取企業(yè)履行社會責(zé)任所產(chǎn)生的“類保險”效應(yīng)，對沖自身投資風(fēng)險。在科技飛速發(fā)展的時代，“黑天鵝”“灰犀牛”事件的頻現(xiàn)使企業(yè)的經(jīng)營活動面臨著高度不確定性。無論是企業(yè)的經(jīng)營者、所有者還是投資者，均希望上市公司具備良好的抗風(fēng)險能力。已有研究發(fā)現(xiàn)，企業(yè)社會責(zé)任的高質(zhì)量履行可以為中國上市公司提供“類保險”效應(yīng)（吉利等，2018）。具體地，上市公司可以通過積極履行社會責(zé)任積累良好的資本市場聲譽、為股東的財富提供隱性保險，以緩解可能發(fā)生的危機事件對公司價值和股東財富的不利影響（Porter&Kramer，2002；Minor&Morgan，2011）。因此，機構(gòu)投資者為了獲取企業(yè)社會責(zé)任產(chǎn)生的“類保險”效應(yīng)，提升自身投資的預(yù)期收益，會要求其所持股的上市公司增加對企業(yè)社會責(zé)任活動的投入，提升上市公司的企業(yè)社會責(zé)任績效。據(jù)此，提出如下研究假設(shè)：

假設(shè)H1：機構(gòu)投資者持股促進(jìn)上市公司履行社會責(zé)任。

（二）“獨善其身”：機構(gòu)投資者持股影響企業(yè)社會責(zé)任的作用機制

對于中國資本市場情景，鮮有研究關(guān)注機構(gòu)投資者持股影響企業(yè)社會責(zé)任的內(nèi)在機制及相應(yīng)的實證檢驗，本文對三種潛在機制提出研究假設(shè)。

首先，對于上市公司而言，履行企業(yè)社會責(zé)任具有顯著的“類保險”效應(yīng)，可幫助上市公司對沖不利事件對公司聲譽和企業(yè)價值造成的負(fù)面影響（田利輝和王可第，2017）。為保證自身利益，機構(gòu)投資者可能會要求上市公司進(jìn)行高質(zhì)量的企業(yè)社會責(zé)任投資，為自身的投資構(gòu)建“類保險”效應(yīng)以對沖投資標(biāo)的未來的不利事件所帶來的負(fù)收益。當(dāng)不利事件發(fā)生時，機構(gòu)投資者也可將上市公司對企業(yè)社會責(zé)任的履行行為作為自身未能察覺和抑制公司內(nèi)部不當(dāng)行為的借口，以減輕自身的聲譽和價值損失。

其次，企業(yè)履行社會責(zé)任可能源自于機構(gòu)投資者對上市公司內(nèi)部治理活動的積極參與。由于代理問題的存在，公司管理層有動機進(jìn)行非效率投資以獲取個人私利，在此情景下，可能導(dǎo)致較低的企業(yè)社會責(zé)任投資。作為資本市場中的專業(yè)投資人，機構(gòu)投資者可以顯著發(fā)揮其作為外部監(jiān)管者的作用以緩解上市公司中存在的信息不對稱和代理沖突，進(jìn)而提升企業(yè)的社會責(zé)任績效。

最后，社會對CSR投資需求的增加也可能是促使機構(gòu)投資者推動上市公司履行企業(yè)社會責(zé)任的關(guān)鍵因素，而這一因素的推動作用可能比財務(wù)性動因的效果更為明顯（Lin et al.，2020）。基于2010年發(fā)生的墨西哥灣原油泄漏事件，Dyck et al.（2019）發(fā)現(xiàn)，在這一嚴(yán)重的環(huán)境污染事件引起投資者廣泛關(guān)注企業(yè)社會責(zé)任履行情況的背景下，機構(gòu)投資者持股可以更好地促進(jìn)上市公司履行企業(yè)社會責(zé)任。綜上所述，提出如下研究假設(shè)：

假設(shè)H2a：獲取“類保險”效應(yīng)是機構(gòu)投資者持股促進(jìn)上市公司履行社會責(zé)任的作用機制。

假設(shè)H2b：參與上市公司內(nèi)部治理是機構(gòu)投資者持股促進(jìn)上市公司履行社會責(zé)任的作用機制。

假設(shè)H2c：迎合社會需求是機構(gòu)投資者持股促進(jìn)上市公司履行社會責(zé)任的作用機制。

三、研究設(shè)計

（一）樣本選取與數(shù)據(jù)來源

選取2009—2019年的滬深主板非金融行業(yè)的上市公司作為樣本。企業(yè)社會責(zé)任評分?jǐn)?shù)據(jù)取自和訊網(wǎng)，機構(gòu)投資者的年度持股以及其余主要數(shù)據(jù)來自國泰安（CSMAR）和銳思（RESSET）數(shù)據(jù)庫。借鑒已有研究，對樣本進(jìn)行如下整合：剔除ST類上市公司；剔除變量數(shù)據(jù)缺失的公司—年度觀測值；對所有連續(xù)變量進(jìn)行1%和99%水平的縮尾處理。經(jīng)過上述步驟處理，最終得到24487個觀測值。

（二）模型構(gòu)建

為檢驗假設(shè)，構(gòu)建模型（1）進(jìn)行多元回歸，并對所有檢驗使用穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤以保證實證結(jié)果的穩(wěn)健性。

其中，被解釋變量CSR表示上市公司企業(yè)社會責(zé)任績效。參考劉柏和盧家銳（2018）的做法，選取和訊網(wǎng)公布的企業(yè)社會責(zé)任評分來衡量中國A股上市公司的年度企業(yè)社會責(zé)任績效。由于企業(yè)進(jìn)行社會責(zé)任活動的效果存在滯后性，借鑒Adhikari（2016）的研究，選取上市公司下一年度的企業(yè)社會責(zé)任得分作為模型的因變量。Insh為機構(gòu)投資者年度持股比例，采用所有機構(gòu)投資者在會計年度內(nèi)對上市公司的平均持股比例進(jìn)行度量。Control表示控制變量。Year、Ind分別表示時間效應(yīng)和行業(yè)效應(yīng)。

控制變量方面，參考Adhikari（2016）、黎文靖和路曉燕（2015）以及全晶晶和李志遠(yuǎn)（2020）關(guān)于企業(yè)社會責(zé)任的研究，選取企業(yè)規(guī)模、總資產(chǎn)收益率、企業(yè)現(xiàn)金持有水平、資產(chǎn)負(fù)債率、企業(yè)實際有效稅率、市值賬面比、研發(fā)強度、企業(yè)上市年齡、兩職合一以及第一大股東持股比例作為控制變量。此外，對上市公司的觀測年度與其所處的行業(yè)進(jìn)行了控制。表1列示了各變量的詳細(xì)定義，表2是主要變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果。

表1 主要變量定義

表2 主要變量描述性統(tǒng)計

四、實證檢驗

（一）機構(gòu)投資者對企業(yè)履行社會責(zé)任的影響

首先，控制公司年度以及行業(yè)，并使用穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤對模型（1）進(jìn)行多元回歸。實證結(jié)果如表3列（1）所示。結(jié)果顯示，變量Insh的回歸系數(shù)為0.093，且在1%的水平上顯著，表明機構(gòu)投資者持股可以促進(jìn)中國上市公司的企業(yè)社會責(zé)任績效。基準(zhǔn)回歸結(jié)果與Dyck et al.（2019）以及Chen et al.（2020）的研究相一致，表明在整體上，機構(gòu)投資者持股表現(xiàn)為“兼濟(jì)天下”，會對上市公司履行社會責(zé)任產(chǎn)生積極作用。

表3 基準(zhǔn)回歸與穩(wěn)健性檢驗

（二）穩(wěn)健性檢驗

為避免模型中潛在的反向因果問題，以及可能遺漏了如企業(yè)的潛在投資機會等無法直接測度變量的內(nèi)生性問題，借鑒唐松蓮等（2015）、溫軍和馮根福（2012）以及Erhemjamts&Huang（2019）的做法，分別利用機構(gòu)投資者持股比例的滯后一期值（Insht-1）和上市公司是否被納入滬深300和中證500指數(shù)（Index）作為本年度機構(gòu)投資者持股比例的工具變量，進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗。結(jié)果如表3列（2）和列（3）所示，解釋變量Insh的回歸系數(shù)仍在1%水平上顯著為正，與基準(zhǔn)回歸結(jié)果相一致。

（三）機制檢驗

1.“類保險”效應(yīng)機制檢驗

借鑒林鐘高和楊雨馨（2019）的研究，利用上市公司的年度審計意見類型作為上市公司經(jīng)營風(fēng)險的代理變量，將收到非標(biāo)準(zhǔn)審計意見的公司劃入高風(fēng)險組，收到標(biāo)準(zhǔn)審計意見的公司歸為低風(fēng)險組后，對模型（1）進(jìn)行分組回歸并利用似無相關(guān)模型（SUR）進(jìn)行組間差異檢驗。檢驗結(jié)果列示于表4的Panel A，在高風(fēng)險組中，機構(gòu)投資者持股對上市公司企業(yè)社會責(zé)任投資的影響系數(shù)為0.217，遠(yuǎn)大于在低風(fēng)險組中的系數(shù)0.084，且組間差異檢驗在10%水平上顯著。這意味著，在中國資本市場的實踐中，機構(gòu)投資者促進(jìn)上市公司履行企業(yè)社會責(zé)任在一定程度上受到機構(gòu)投資者自身財務(wù)性動機的驅(qū)動，假說H2a得到驗證。

表4 “類保險”機制與公司治理機制檢驗

2.內(nèi)部治理機制檢驗

參考劉浩等（2015）的研究，利用上市公司的內(nèi)部控制質(zhì)量作為公司治理水平的代理變量，相關(guān)數(shù)據(jù)取自迪博（DIB）數(shù)據(jù)庫。當(dāng)上市公司的內(nèi)部控制指數(shù)高于當(dāng)年其所在行業(yè)的中位數(shù)時，將該公司歸為高內(nèi)部控制組。反之，則將觀測樣本歸為低內(nèi)部控制組。內(nèi)部治理機制檢驗見表4的Panel B，其組間差異檢驗結(jié)果不顯著，表明機構(gòu)投資者持股對企業(yè)社會責(zé)任投資的正向影響在不同公司治理水平的情況下并不存在顯著的差異。這一結(jié)果說明，機構(gòu)投資者持股的公司治理作用并不是推動企業(yè)高質(zhì)量履行企業(yè)社會責(zé)任的主要動因，因此假說H2b不成立。

3.迎合社會需求機制檢驗

借鑒Dyck et al.（2019）的研究，利用2013年中共十八屆三中全會發(fā)布《中共中央關(guān)于全面深化改革若干重大問題的決定》（下稱《決定》）作為準(zhǔn)自然實驗。《決定》中明確提出將“承擔(dān)社會責(zé)任”作為六大重點改革之一，這一改革要求可以很好地作為社會對CSR投資需求增加的外生沖擊。為此，構(gòu)建模型（2）對機構(gòu)投資者促進(jìn)上市公司企業(yè)社會責(zé)任投資的適應(yīng)社會需求機制進(jìn)行檢驗。

將樣本區(qū)間控制在這一事件發(fā)生的最近4年內(nèi)，即2012—2015年。具體地，在模型（2）中，若樣本的觀測年度為2012和2013年，則Post變量取值為0，否則取值為1。為避免這一事件后機構(gòu)投資者持股比例的變化對估計結(jié)果產(chǎn)生的干擾，用公司的機構(gòu)投資者在2012年和2013年的平均持股比例替換這一指標(biāo)在2014年和2015年的實際值。同時，為保證檢驗結(jié)果的穩(wěn)健性，假定《決定》的實際發(fā)布日期在2011年，利用2010—2013年的樣本進(jìn)行安慰劑檢驗。結(jié)果如表5所示。其中，準(zhǔn)DID回歸結(jié)果中交乘項Insh×Post的回歸系數(shù)在1%水平上顯著為正。這一結(jié)果表明，在社會對CSR投資的需求增強時，機構(gòu)投資者也會加強其對上市公司履行企業(yè)社會責(zé)任的促進(jìn)作用；而在安慰劑檢驗部分，交乘項的回歸系數(shù)系并不顯著。綜上所述，回歸結(jié)果支持適應(yīng)社會需求這一機制，即社會對CSR投資需求的增加是機構(gòu)投資者促進(jìn)上市公司履行企業(yè)社會責(zé)任的一個主要原因，支持假說H2c。

表5 適應(yīng)社會需求機制

整體而言，機構(gòu)投資者促進(jìn)企業(yè)社會責(zé)任績效的動機在更大程度上表現(xiàn)為確保自身投資收益和適應(yīng)社會需求的“獨善其身”，而非通過改善上市公司內(nèi)部治理機制以改進(jìn)上市公司的投資選擇。

（四）進(jìn)一步分析

1.機構(gòu)投資者對企業(yè)不同維度的社會責(zé)任影響

根據(jù)和訊網(wǎng)的企業(yè)社會責(zé)任評測體系，上市公司的年度社會責(zé)任總分由企業(yè)履行社會責(zé)任的5個維度的得分組成，分別為股東責(zé)任、員工責(zé)任、供應(yīng)商、客戶和消費者權(quán)益責(zé)任、環(huán)境責(zé)任以及社會責(zé)任。利用細(xì)分的數(shù)據(jù)，針對機構(gòu)投資者持股對企業(yè)社會責(zé)任投資的促進(jìn)作用是否在不同維度中存在差異這一問題進(jìn)行了實證檢驗。表6的實證結(jié)果顯示，機構(gòu)投資者持股對企業(yè)的股東責(zé)任、供應(yīng)商、客戶和消費者權(quán)益的回歸系數(shù)別分為0.065、0.014和0.024，且在1%水平上顯著，說明機構(gòu)投資者持股對這三方面企業(yè)社會責(zé)任的履行起到了顯著地促進(jìn)作用，且這一促進(jìn)作用在企業(yè)的股東責(zé)任中更為明顯，而較少關(guān)注上市公司對員工責(zé)任和環(huán)境責(zé)任的履行。表6的實證結(jié)果表明，機構(gòu)投資者在促進(jìn)企業(yè)全面履行社會責(zé)任方面仍存在較為明顯的短板。

表6 機構(gòu)投資者對企業(yè)履行不同維度的社會責(zé)任的檢驗

2.機構(gòu)投資者異質(zhì)性對社會責(zé)任的影響

基于中國資本市場實踐的經(jīng)驗證據(jù)表明，相比于追求短期收益的交易型機構(gòu)投資者，更偏好長期回報的穩(wěn)定型機構(gòu)投資者會顯著提升上市公司的信息披露水平、提高會計穩(wěn)健性、促進(jìn)上市公司進(jìn)行研發(fā)投入并改善公司的治理質(zhì)量（史永東和王謹(jǐn)樂，2014；牛建波等，2013）。企業(yè)進(jìn)行的社會責(zé)任活動往往被視為一項在長期才可能獲取收益的投資活動，因此可能只契合穩(wěn)定型機構(gòu)投資者的持股目的。為驗證機構(gòu)投資者異質(zhì)性對企業(yè)履行社會責(zé)任的影響，參考牛建波等（2013）的方法，利用模型（3）對機構(gòu)投資者的類型進(jìn)行識別。

其中，SD為當(dāng)期某一類型的機構(gòu)投資者持股比例與前三期同種類型的機構(gòu)投資者持股比例標(biāo)準(zhǔn)差的比值，這一數(shù)值越大，表明該種類型的機構(gòu)投資者的持股行為約穩(wěn)定。反之，則表示該種類型的機構(gòu)投資者對公司的股票進(jìn)行了頻繁交易。在計算這一指標(biāo)時，為保證觀測值的完整性，采用半年期機構(gòu)投資者持股比例的數(shù)據(jù)進(jìn)行計算。之后，區(qū)分行業(yè)和年度計算持有上市公司股份每一類型的機構(gòu)投資者的類別，將SD值高于當(dāng)年行業(yè)中位數(shù)的觀測值取1，否則取0。隨后，將歸屬于穩(wěn)定型機構(gòu)投資者所持有的上市公司股份數(shù)進(jìn)行加總后，得到變量Stableh，用于反映穩(wěn)定性機構(gòu)投資者的持股總數(shù)，將這一數(shù)值與機構(gòu)投資者持股總數(shù)相減后，得到交易型機構(gòu)投資者的持股總數(shù)Tradingh。利用這一方法對機構(gòu)投資者的類型進(jìn)行區(qū)分后的實證檢驗結(jié)果列示于表7的Panel A中，與預(yù)測的一致，相比于交易型機構(gòu)投資者，穩(wěn)定型機構(gòu)投資者對上市公司履行企業(yè)社會責(zé)任的促進(jìn)作用更為顯著。

此外，考慮到牛建波等（2013）的方法僅限于對不同類型的機構(gòu)投資者的整體持股比例進(jìn)行考查，并將某一類型的機構(gòu)投資者持股比例整體劃分為交易型或穩(wěn)定型持股，忽略了同一類型的機構(gòu)投資者中本身存在的交易型和穩(wěn)定型的區(qū)別。同時，考慮到結(jié)果穩(wěn)健性，借鑒Gasper et al.（2005）的研究方法，利用基金的換手率對穩(wěn)定型機構(gòu)投資者和交易型機構(gòu)投資者進(jìn)行區(qū)分。具體的識別方法如模型（4）至模型（6）所示。

為保證數(shù)據(jù)的完整性，選取各支基金每半年度對上市公司股票的持股數(shù)據(jù)。Nj，k，t表示基金k在第t期持有的上市公司j的股份數(shù)，Pj，t則表示上市公司j在第t期最后一個交易日的股票收盤價。基金k在第t期的Churnbuy和Churnsell分別表示基金對其所持有股票的當(dāng)期總購入和當(dāng)期總賣出，則CRk，t即表示基金的當(dāng)期換手率。進(jìn)一步地，對基金在年度內(nèi)各期換手率取均值后，便得到基金在年度內(nèi)的平均換手率。隨后，根據(jù)基金的年度平均換手率的大小對基金進(jìn)行排序并分成三組，將年度平均換手率最高的一組基金定義為交易型基金，而將年度平均換手率最低的一組基金定義為穩(wěn)定型基金。最后，根據(jù)基金持股的數(shù)據(jù)計算上市公司股份被穩(wěn)定型基金持有的份額和被交易型基金持有的份額，分別用變量Stablehf和Tradinghf進(jìn)行表示。結(jié)果列示于表7的Panel B中，結(jié)果顯示，相較于交易型基金持股，穩(wěn)定型基金持股對上市公司履行社會責(zé)任的促進(jìn)作用更為顯著，這與Panel A中得到的結(jié)論相一致。

表7 機構(gòu)投資者異質(zhì)性對上市公司履行企業(yè)社會責(zé)任的影響

3.產(chǎn)權(quán)性質(zhì)對機構(gòu)投資與社會責(zé)任關(guān)系的影響

國務(wù)院國有資產(chǎn)監(jiān)督管理委員會（下稱“國資委”）分別于2008年和2016年印發(fā)《關(guān)于中央企業(yè)履行社會責(zé)任的指導(dǎo)意見》以及《關(guān)于國有企業(yè)更好履行社會責(zé)任的指導(dǎo)意見》，全面要求國有企業(yè)深化改革，將承擔(dān)社會責(zé)任作為一項重點工作，因此國資委傾向于對承擔(dān)更多社會責(zé)任的國有企業(yè)給予更高的評價（Du et al.，2012）。基于以上分析，國有企業(yè)更有動機和能力高質(zhì)量地履行企業(yè)社會責(zé)任，也因此會增強機構(gòu)投資者持股對企業(yè)社會責(zé)任的促進(jìn)作用，表8的Panel A中組間差異檢驗的結(jié)果支持上述推測。

進(jìn)一步地，區(qū)分產(chǎn)權(quán)性質(zhì)對不同類型的機構(gòu)投資者持股的影響。與前文一致，借鑒牛建波等（2013）的方法，將機構(gòu)投資者區(qū)分為穩(wěn)定型機構(gòu)投資者和交易型機構(gòu)投資者。對于追求短期收益的交易型機構(gòu)投資者而言，國有企業(yè)或非國有企業(yè)內(nèi)部關(guān)于履行企業(yè)社會責(zé)任的態(tài)度并不直接影響其投資決策，也不會對交易型機構(gòu)投資者對企業(yè)社會責(zé)任績效的影響起到明顯的調(diào)節(jié)效應(yīng)；相反，穩(wěn)定型機構(gòu)投資者以追求長期收益為主要投資策略，在很大程度上與上市公司榮辱與共。因此，當(dāng)屬于國有企業(yè)的投資標(biāo)的面臨國資委的考核要求時，穩(wěn)定型機構(gòu)投資者可能會加強其對上市公司履行企業(yè)社會責(zé)任的要求以確保投資標(biāo)的符合制度規(guī)范。表8的Panel B與Panel C的檢驗結(jié)果表明，穩(wěn)定型機構(gòu)投資者持股對上市公司履行企業(yè)社會責(zé)任具有顯著的促進(jìn)作用，而交易型機構(gòu)投資者并未對企業(yè)社會責(zé)任投資產(chǎn)生顯著的影響。同時，穩(wěn)定型機構(gòu)投資者對上市公司履行社會責(zé)任的促進(jìn)作用在國有企業(yè)中更為顯著，與非國有企業(yè)組之間的差異系數(shù)在5%水平上顯著。

表8 機構(gòu)投資者持股、產(chǎn)權(quán)性質(zhì)對企業(yè)社會責(zé)任的交互影響

五、結(jié)論及建議

基于2009—2019年中國A股上市公司數(shù)據(jù)，實證檢驗了機構(gòu)投資者持股對上市公司社會責(zé)任投資的影響及其作用機制。研究結(jié)果表明：整體而言，機構(gòu)投資者持股可以促進(jìn)上市公司履行企業(yè)社會責(zé)任，表現(xiàn)為機構(gòu)投資者的“兼濟(jì)天下”，且在控制了潛在的內(nèi)生性問題后，結(jié)論依舊穩(wěn)健。對內(nèi)在原因進(jìn)行討論后，發(fā)現(xiàn)迎合社會需求和獲取“類保險”效應(yīng)是機構(gòu)投資者推動企業(yè)履行社會責(zé)任的主要機制，表現(xiàn)為機構(gòu)投資者的“獨善其身”。進(jìn)一步分析發(fā)現(xiàn)，穩(wěn)定型機構(gòu)投資者可以更好地促進(jìn)企業(yè)履行社會責(zé)任，而交易型機構(gòu)投資者則未能發(fā)揮作用。將社會責(zé)任細(xì)分后，發(fā)現(xiàn)機構(gòu)投資者持股對企業(yè)的股東責(zé)任、供應(yīng)商、客戶和消費者權(quán)益以及社會責(zé)任的履行起到了顯著的促進(jìn)作用，但對員工責(zé)任和環(huán)境責(zé)任則未起到顯著的促進(jìn)作用。考慮產(chǎn)權(quán)性質(zhì)后，發(fā)現(xiàn)相較于非國有企業(yè)，國有企業(yè)對穩(wěn)定型機構(gòu)投資者與企業(yè)社會責(zé)任績效之間的正向關(guān)系更為明顯。

根據(jù)上述結(jié)論，提出如下建議：一是推動企業(yè)履行社會責(zé)任是時代需求，而穩(wěn)定型機構(gòu)投資者在促進(jìn)企業(yè)履行社會責(zé)任方面具有重要作用。監(jiān)管層應(yīng)該提供制度保障，吸引長期資金入市，優(yōu)化股權(quán)結(jié)構(gòu)，積極發(fā)揮機構(gòu)投資者，尤其是穩(wěn)定型機構(gòu)投資者的社會治理作用。二是加強交易型機構(gòu)投資者教育，鼓勵其在進(jìn)行投資決策時，將企業(yè)社會責(zé)任納入分析框架，促使企業(yè)重視社會責(zé)任。三是社會思潮影響投資方向。應(yīng)積極發(fā)揮輿論媒體導(dǎo)向作用，鼓勵媒體關(guān)注企業(yè)社會責(zé)任，為機構(gòu)投資者促進(jìn)上市公司履行社會責(zé)任營造良好的外部輿論環(huán)境。