制度感知對企業承擔社會責任影響的實證檢驗

何紅娟，高記

0 引言

企業社會責任問題已受到社會的廣泛關注,尤其是一些跨國公司在中國承擔社會責任弱化的現象，引起了學者關注公司在履行社會責任方面存在雙重標準的原因。研究者逐漸認識到，企業社會責任的履行情況除了與其自身的內部特征，如規模、行業等有關外，企業的外部制度環境也有重要影響（Williamson，2000）。由于制度是規制企業經濟和社會行為的重要因素，制度環境可以為企業履行社會責任提供激勵與約束。因而本文從制度約束力的角度入手，考察制度感知壓力對企業履行社會責任的影響，以便更好地規范企業社會責任履行情況。

1 研究假設

目前學者首先從理論視角對制度與企業社會責任履行間的聯系進行探討，國內學者在思考我國企業社會責任缺失的原因時指出，中國企業社會責任行為是適應制度環境的結果（章輝美、張桂蓉，2010）。沈奇泰松等（2012）進一步指出，中國等新興經濟國家企業社會績效不高的重要原因是制度約束力不夠。也有研究從實證的角度探討制度環境與企業社會責任履行間的關系，如周中勝（2012）用上市公司的數據研究發現，法律制度環境越完善，企業履行社會責任的狀況越好；馬胡杰等（2013）也通過實證研究發現，制度環境的改善可以推動企業履行社會責任；Miller和Guthrie（2007）在分析外界環境對企業的社會責任行為影響時指出，企業所感知到的制度壓力是一個重要的影響因素。本文綜合性地采用Scott（2001）著名的制度分析框架，探討企業的制度壓力感知對其承擔社會責任的影響機制。1.1制度壓力對企業社會責任的影響

在Scott（2001）的制度分析框架中，制度由規制、規范與文化認知三個要素構成，并進一步提出制度壓力由規制壓力、規范壓力與認知壓力構成。規制壓力是Scott制度壓力模型中的第一個維度，主要指權威部門頒布的具有強制約束力的法律、法規和政策等。在社會責任領域，規制壓力主要來源于政府頒布的相關法規對企業的環保、用工等行為進行激勵與懲罰。吳丹紅（2015）研究發現企業的社會責任信息披露質量受到強制性制度壓力的影響，在這種強制性的壓力下，企業做出符合要求的企業社會責任行為。基于以上認識，本文提出如下假設：

H1：規制壓力對企業社會責任行為有正向影響。

規范壓力常常是隱性的，主要包括被普遍接受的價值觀體系和行為準則。從企業社會責任承擔方面來說,雖然規范壓力不具備法律的強制懲罰性功能,但是仍然會影響企業的行為。企業如果抵觸來自其所處環境中的規范壓力,那么可能引發顧客的抵制,進而被逐出行業組織或失去未來交易的機會（Ingram和Silverman，2002）。基于以上分析，本文提出如下假設：

H2：規范壓力對企業社會責任行為有正向影響。

認知壓力也叫模仿壓力，是管理者對商業環境中標桿企業進行對標后的認知結果，管理者接受企業社會責任教育而產生相應的認知，進而對標桿企業進行模仿。基于以上分析，本文提出如下假設：

H3：認知壓力對企業社會責任行為有正向影響。

1.2 認知壓力的中介作用

在關于制度環境如何影響企業社會責任履行方面,有學者認為制度環境對企業行為的影響要通過企業領導人的感知過程起作用（Miller和Shamsie，1995）；國內學者認為制度通過對企業施加外在壓力，進而迫使企業將外在制度壓力內化為企業的自發行為，進而引發企業社會責任的內生行為（張秋，2010）。本文基于社會認知的“環境-認知-行為”三元互動理論，認為制度壓力中的規制壓力與規范壓力，最終會影響認知壓力，進而影響企業的社會責任行為。基于此，本文提出如下假設：

H4：認知壓力在規制壓力、規范壓力與企業社會責任行為間起中介作用。

2 研究設計

2.1 變量測量

2.1.1 被解釋變量

本文的被解釋變量是企業社會責任行為。在企業社會責任的研究中，普遍以利益相關者為框架對企業社會責任行為進行評價。由于本文研究對象不僅局限于上市公司，也有一些中小企業，很難從第三方獲取企業社會責任的數據，因而采用經典的自評的方法進行測量。具體采用沈奇泰松（2014）的四維企業社會責任評價問卷進行測量，四個維度分別是商業責任、員工責任、環境責任和產品責任，問卷共13個題項。

2.1.2 解釋變量

本文的解釋變量是企業感知的制度壓力，在研究制度問題時，Scott（2001）的三元制度系統是最為廣泛使用的分類方法。采用沈奇泰松（2014）根據Scott的理論編制的三維制度壓力問卷，三個維度分別是規制壓力、規范壓力以及認知壓力，問卷共14個題項。

2.1.3 控制變量

為控制其他影響企業社會責任履行情況的因素，本文選擇企業規模、企業成長階段和所處行業為本研究的控制變量。

2.2 樣本選擇與數據來源

本文采用現有研究成果中的制度壓力量表、企業社會責任量表進行問卷調查設計。問卷使用Likert 5級計分，其中“1”表示非常不符合，“5”表示非常符合，從1到5的符合程度不斷增加。本次共發放調查問卷180份，回收165份，其中有效問卷157份。調查問卷發放兼顧基層、中層和高層管理者的數量，調查問卷的形式主要包括紙質問卷和網絡問卷兩種。樣本特征如表1所示。

表1 樣本特征

2.3 模型建立

企業社會責任受到管理者感知的制度壓力的影響，本文通過問卷調查的方法獲取數據。為驗證本文的研究假設，本文構建以下模型：

其中，Y是模型的因變量，代表企業的社會責任履行情況；X1，X2是模型的自變量，分別代表規制壓力與規范壓力，M是模型的中介變量，代表認知壓力。研究概念模型如圖1所示。

圖1 研究概念模型

為了驗證認知壓力的中介作用，需要進一步構建以下三個模型：

通過檢驗c1、c2、a1、a2、系數的顯著性來確定M的中介效應是否顯著，具體的檢驗方法遵循Baron和Kenny（1986）提出的逐步檢驗法。

3 實證分析

3.1 描述性分析

由表2可以發現，各變量間存在中等程度的相關，表明數據符合進行隨后的回歸分析與中介效應檢驗的條件。

表2 均值、標準差與相關系數

3.2 信度效度分析

首先，兩個量表的Cronbach’sα值分別是0.832和0.820，均在0.8以上，表明量表具有良好的信度。其次，各題項因子分析的因子負荷結果均在0.461～0.659，表明量表具有良好的結構效度。最后，對27個項目進行單因素因子分析，未能抽取出單一因子，表明不存在單一因子可以解釋大部分的方差變異，即不存在明顯的共同方法偏差問題（周浩、龍立榮，2004）。

3.3 中介效應分析

依據Baron和Kenny（1986）介紹的逐步檢驗法，檢驗認知壓力的中介作用。首先檢驗自變量對因變量的預測作用。建立回歸方程：

結果如下頁表3所示，回歸方程顯著，且兩個回歸系數分別為0.392，0.422（p＜0.01），結果顯著，可以進行下一步檢驗。回歸方程的方差解釋量為0.506，表明規制壓力與規范壓力能解釋企業社會責任履行的50.6%的變異。H1、H2得到驗證，表明規制壓力與規范壓力對企業社會責任行為具有顯著的正向影響作用。

表3 回歸方程1結果

其次，檢驗自變量對中介變量的影響。建立回歸方程：

結果如表4所示，回歸方程顯著，且兩個回歸系數分別為0.329，0.458（p＜0.01），結果顯著，可以進行下一步檢驗。回歸方程的方差解釋量為0.477，表明規制壓力與規范壓力能解釋認知壓力的44.7%的變異。

表4 回歸方程2結果

最后，檢驗加入中介變量后，自變量對因變量的影響效果，建立回歸方程：

結果如表5所示，回歸方程顯著，中介變量的回歸系數為0.299（p＜0.01），結果顯著，H3得到驗證，表明認知壓力對企業社會責任行為具有顯著的正向影響作用。另外，兩個自變量的回歸系數分別為0.294、0.258（p＜0.01），結果顯著，且中介效應為部分中介作用。根據溫忠麟（2004）介紹的中介效應量的計算方法，得出中介效應占總效應的比例為(a1b+a2b)/(c1+c2)=31.33%。H4得到驗證，表明認知壓力在規制壓力、規范壓力與企業社會責任行為間起部分中介作用。

表5 回歸方程3結果

4 總結

本文將企業社會責任的動因研究的關注點進一步擴展到制度理論，并以著名的Scott的制度分析框架為基礎，以157份問卷調查的數據為研究樣本。研究發現規制壓力、規范壓力和認知壓力均對企業社會責任行為產生正向影響作用，這一發現與前人研究相一致。本文還對三類制度壓力內部的動機機制進行了研究，發現認知壓力在規制壓力、規范壓力與企業社會責任之間起部分中介作用。

政府相關機構在未來對企業社會責任行為進行干預和管理時，首先，可以通過制定強制性的相關政策來對企業進行施壓以迫使其為了取得合法性而承擔社會責任；然后，也可以通過行業協會等非官方機構形成行業規范以迫使企業為了提高競爭優勢而承擔社會責任；最后，也是最重要的，是要形成一種行業氛圍，激發所有利益相關者的社會責任意識。使得積極承擔社會責任行為的企業能獲得持續不斷的競爭優勢與良性發展，以撬動企業社會責任行為的良性循環，使管理者形成社會責任認知壓力。

[1]Baron R M，Kenny D A．The Moderator-mediator Variable Distinction in Social Psychological Research：Conceptual,Strategic and Statistical Considerations[J].Journal of Personality and Social Psychology，1986，（51）.

[2]Ingram P，Silverman B S．The New Institutionalism in Strategic Management[J].Advances in Strategic Management，2002，（19）.

[3]Miller D,Shamsie J.A Contingent Application of the Resource-based View of the Firm:The Hollywood Film Studios From 1936 to 1965[J].Academy of Management Annual Meeting Proceedings,1995,(1).

[4]Scott W R．Institutions and Organizations(2nd ed.)[M]．Thousand Oaks，CA：Sage，2001.

[5]Williamson O E．The New Institutional Economics:Taking Stock，Looking Ahead[J].Journal of Economic Literature，2000，38（3）.

[6]馬胡杰，徐泰玲，石巋然.社會資本、制度環境與企業社會責任——基于2009—2011年A股上市公司面板數據[J].首都經濟貿易大學學報，2013，(3).

[7]沈奇泰松，蔡寧，孫文文.制度環境對企業社會責任的驅動機制——基于多案例的探索分析[J].自然辯證法研究，2012，(2).

[8]沈奇泰松，葛笑春，宋程成.合法性視角下制度壓力對CSR的影響機制研究[J].科研管理，2014，35(1).

[9]溫忠麟，張雷，侯杰泰，等.中介效應檢驗程序及其應用[J].心理學報，2004，36(5).

[10]吳丹紅，楊漢明，周莉.企業社會責任信息披露的制度動因研究[J].統計與決策，2015,(22).

[11]周浩，龍立榮.共同方法偏差的統計檢驗與控制方法[J].心理科學進展，2004,(6).

[12]章輝美，張桂蓉.制度環境下中國企業的社會責任行為[J].求實，2010,(1).

[13]周中勝，何德旭，李正.制度環境與企業社會責任履行:來自中國上市公司的經驗證據[J].中國軟科學，2012，(10).

[14]張秋.企業環境社會責任缺失的制度機理研究[J].自然辯證法研究，2010，(2).