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125 企业社会责任存在供应链传染效应吗？基于沪深 A股上市公司的经验证据张亮亮，周国辉摘要 利用沪深 A股上市公司数据，考察处于供应链下游客户的社会责任表现如何影响上游供应商的社会责任履行。研究发现，社会责任表现良好的客户推动了供应商积极履行社会责任，即企业社会责任存在供应链传染效应，且主要表现在供应链责任和环境责任方面。更进一步，客户对供应商社会责任履行的促进作用具有动态效应，随着供应商与客户建立供应链关系持续的时间越长，企业社会责任的供应链传染效应越明显；当客户自愿披露社会责任报告、客户属于社会责任敏感行业或客户所在地区政府环境规制力度较大时，此时客户降低供应链风险的动机越强，企业社会责任的供应链传染效应越明显；当客户重要性水平较高、供应商产品独特性较弱或供应链关系较稳定时，此时客户降低供应链风险的能力越强，企业社会责任的供应链传染效应也越明显。研究还发现，客户驱动的供应商社会责任表现提高了供应商企业的绿色技术创新能力和企业价值。上述结果表明，客户为降低供应链风险，通过向供应商施加压力，推动了供应商积极履行社会责任。关键词 供应链；企业社会责任；传染效应；供应链风险基金项目 国家自然科学基金青年项目“客户关系与企业创新：影响路径、经济后果与治理机制”（项目编号：71802185）；教育部人文社会科学研究青年基金项目“实体企业异质性金融化与技术创新：作用机理、价值效应与治理策略研究”（项目编号：20YJC630168）中图分类号 F275.5 文献标志码 A 文章编号 1009-105X（2024）02-0125-20doi：10.20089/ki.issn.1009-105x.2024.02.011引 言当前，我国经济正处于从高速增长向高质量发展的转型阶段，经济增长面临的资源和环境约束将长期存在。企业是实现高质量发展的主体，如何引导和推动企业更好地践行包括资源节约、环境保护等在内的社会责任已成为目前理论界和实务界共同关注的重要议题。理论上，现有文献主要从企业自身、政府、投资者和媒体等角度考察企业社会责任的驱动因素，认为企业参与社会责任活动主要是为获取战略资源（张多蕾等，2022）或迎合外部利益相关者需求（刘柏等，2018；王雅莉Vol.26 No.02 Mar.2024中国矿业大学学报（社会科学版）126 等，2022），这些研究隐含着企业能够自主地控制社会责任履行及其效果的假设，然而由于有毒有害原料使用、污染物超标排放等企业社会责任缺失行为带来的影响会随产品生产链不断流转，供应链下游企业与产品相关的社会责任表现将会受到上游企业的直接影响，为避免被动地遭受供应商社会责任缺失行为的负面影响，客户越来越关注并影响供应商社会责任活动，但现有研究从供应链角度探索客户对供应商社会责任履行影响的相关证据较少。基于此，本文利用 20102020 年供应商、客户同在沪深 A 股上市的样本，研究客户社会责任表现对供应商社会责任履行的影响。实证结果显示，客户社会责任表现越好，越有助于推动供应商履行企业社会责任，并且该影响主要表现在供应链责任和环境责任方面，这表明企业社会责任存在供应链传染效应。研究还发现，企业社会责任供应链传染效应具有动态性，虽然在供应商与客户建立供应链关系当年，社会责任表现良好的客户没有提升供应商社会责任表现，但随着双方建立供应链关系时间延长（2 年及以上），供应商的社会责任表现得到了明显提升；企业社会责任的供应链传染效应随客户降低供应链风险动机和能力的强弱而表现出异质性，且客户驱动的供应商社会责任表现提高了供应商企业的绿色技术创新能力和企业价值。本文可能的贡献有以下三个方面：（1）现有研究较少考虑产品相关的企业社会责任缺失行为随生产链不断流转的实际状况，忽视了供应链尤其是客户在企业社会责任中的作用，本文深入揭示了客户在企业社会责任中扮演的重要角色，从供应链视角拓展了企业社会责任驱动因素的研究视野；（2）本文从客户与供应商的供应链关系出发，探索下游客户为降低潜在风险如何施加供应链压力以推动上游供应商履行企业社会责任，并从供应商与客户建立供应链关系的角度提供了企业社会责任供应链动态传染效应的证据，补充和深化了外部压力对企业社会责任影响的相关研究；（3）现有文献发现供应链企业间存在盈余信息传染效应（Pandit et al，2011；王雄元等，2017）和风险信息传染效应（Hertzel et al，2008；窦超等，2020；Chen et al，2022），本文发现客户和供应商之间还存在企业社会责任传染效应，且客户驱动的供应商社会责任表现能够提升供应商的绿色技术创新能力和企业价值，从而拓展了供应链企业间关系经济后果的研究范畴，实践层面上也为加强供应链社会责任管理及科学有效地引导企业履行社会责任提供了决策参考。一、文献综述近年来，随着环境污染和资源浪费等问题日益突出，越来越多的企业开始注重履行社会责任，有关研究开始从企业自身、政府、投资者和媒体等角度探索企业社会责任的驱动因素，不过对企业社会责任经济后果的研究结论并不一致甚至相互冲突。（一）企业社会责任驱动因素的相关文献从企业自身角度看，相关研究认为企业履行社会责任是为获取战略资源、提高能源经济与管理 127 企业声誉或掩饰业绩不佳而主动选择的结果。在获取资源和提高声誉方面，张多蕾等（2022）研究发现战略更为激进的企业通过积极履行社会责任来降低信息不对称，进而获取财务资源、人力资源和声誉资源。Lai et al（2010）提供了企业履行社会责任能够提升品牌价值进而提高企业声誉的证据。在掩饰业绩不佳方面，Hemingway 和 Maclagan（2004）指出，自利的管理者为了固守职位、提高个人薪酬或者构建商业帝国等目的而参与企业社会责任活动；田利辉和王可第（2017）提出企业社会责任的掩饰效应，发现管理者通过披露社会责任信息隐匿企业绩效不佳和失德行为。另外，部分研究还发现，企业履行社会责任是为了迎合政府、媒体、投资者和同行业企业的需求。在政府方面，王雅莉等（2022）以文明城市构建为背景，研究发现政府通过环境规制设定企业行为规范，提升了企业社会责任表现。在媒体监督方面，徐莉萍等（2011）发现媒体关注对上市公司在汶川地震中的捐赠表现具有显著的正向影响；徐珊和黄健柏（2015）研究也发现了媒体监督有助于促进企业履行社会责任。在投资者方面，王海妹等（2014）、步丹璐等（2021）研究发现受西方国家更为先进的社会责任理念影响，外资持股比例越高的企业，其社会责任表现越好。在同行业企业方面，刘柏等（2018）研究发现行业企业社会责任表现对行业内个体企业社会责任表现具有传染效应，来自行业内其他企业的压力迫使企业履行社会责任。（二）企业社会责任经济后果的相关文献企业社会责任经济后果的研究结论并不一致，甚至相互冲突。一方面，部分研究发现企业履行社会责任能够抑制企业盈余管理，提高投资和运营效率、市场表现、创新能力以及企业应对环境不确定性等。陈国辉等（2018）考察应规和自愿披露方式下履行社会责任对企业盈余管理的影响，发现两种披露方式下履行社会责任均能够抑制企业盈余管理行为；杨淼等（2022）从非效率投资的角度切入，发现企业社会责任信息披露能够抑制企业非效率投资行为，进而提升企业价值；焦然等（2021）考察了社会责任对企业营运资金管理效率的影响，发现企业履行社会责任提升了营运资金管理效率。在提高市场表现方面，蒋德权等（2022）研究发现履行社会责任能够改善企业与大客户和员工的关系，并在外部监督环境的作用下，帮助获取核心资源并提高产品市场表现。在提高创新水平方面，吴迪等（2020）研究发现企业履行社会责任能够提高员工职业安全感、改善管理层短视现象和缓解融资约束，进而促进企业技术创新。在应对环境不确定方面，陆蓉等（2022）研究发现危机冲击下企业社会责任的经济影响有助于维护金融稳定，具体表现为降低个股系统风险，发挥了“信任保险”的作用。另一方面，也有部分学者认为企业履行社会责任是在掩饰经营业绩或环境业绩不佳的状况，从而增加股价崩盘风险，损害股东财富。权小锋等（2015）从非对称风险的角度出发，研究发现企业将社会责任表现作为管理者的自利工具，通过隐匿Vol.26 No.02 Mar.2024中国矿业大学学报（社会科学版）128 坏消息增加了企业股价崩盘风险。Li et al（2019）研究发现管理层通过操纵环境信息披露为自身超额薪酬进行辩护；伊力奇等（2023）也发现了企业社会责任与环境绩效负相关的证据。除此之外，也有部分文献从跨期财务绩效角度检验企业履行社会责任的经济后果，李正（2006）研究发现企业承担社会责任越多，当期企业价值越低；温素彬等（2008）研究发现企业社会责任对当期财务绩效具有负面影响，但提升了长期财务绩效。（三）评价综上所述，现有研究从企业自身、政府、投资者和媒体等角度考察了企业社会责任的驱动因素，并探索了企业履行社会责任的经济后果。然而，现有文献对于产品在供应链不同企业之间流转的实际情况关注较少，往往忽视了供应链尤其是客户在企业社会责任中的重要作用。虽然少量文献开始关注客户对供应商社会责任履行的影响（黄伟等，2015；Dai et al，2021），但这些文献仅从外资客户进入的视角或基于跨国供应链情境展开研究，缺乏针对中国背景的系统研究，尤其是在客户对供应商社会责任履行经济后果的探究较少。基于此，本文以沪深 A 股上市公司为研究样本，基于供应链视角探究客户能否促进供应商履行企业社会责任，并进一步考察上述影响的经济后果。二、理论分析与研究假设随着社会分工不断细化，企业生产的专业化程度越来越高，供应链企业间合作的重要性日益凸显。由于供应链上企业间的分工不同，产品从原材料进入下一生产链直至到达最终消费者将会在不同的企业内完成，而产品在流转过程中所涉及的每个企业及其生产环节，都有可能对社会和环境产生影响（孙广生等，2006）。供应链上游企业有毒有害原料使用、污染物超标排放等社会责任缺失行为，将会沿着产品生产链不断流向下游企业，一旦被发现或曝光将会引起公众抵制该供应链产品（马龙龙，2011），继而引发整个供应链风险，如“福喜过期肉”“三聚氰胺”等事件均因供应商不负责任的行为给下游肯德基、三鹿集团等客户带来巨大的损失甚至破产。一系列社会责任缺失的恶性事件让供应链下游客户意识到供应链风险管理的重要性，大量企业尤其是更接近消费端的下游大型企业不仅要求提高自身的企业社会责任标准，还同样关注并影响供应链上游企业的社会责任履行状况（黄伟等，2015）。迫于政府、社会公众等利益相关者的压力，客户为有效降低供应链风险，往往加强供应链社会责任管理（郭毅等，2013），如通过制定采购责任标准、监督和激励供应商履行社会责任、加深合作以提升供应商社会责任认同等方式，推动供应商开展有效的社会责任活动，确保供应链上的产品和服务符合供应链整体社会责任要求。首先，客户可以通过制定供应商行为准则等方式将企业的社会责任理念传递能源经济与管理 129 给供应商，如在采购协议中纳入原材料健康安全、污染物排放标准等条件，引起供应商企业管理人员对产品相关的社会责任表现的重视，以此将社会责任标准嵌入产品或服务的供应链网络（Ciliberti et al，2009），增强供应商与客户在企业社会责任目标方面的一致性，提前对供应链风险进行控制。其次，在与供应商合作的过程中，客户可以通过派遣人员或委托第三方机构，进行实地检查与评估，审核供应商社会责任表现是否符合供应商行为准则的要求。在实践中，客户往往根据供应商的社会责任履行情况进行差别化管理，对社会责任表现优秀的供应商进行表彰和奖励，而对违反供应商行为准则的情况制定相应的矫正计划，对拒不遵从的供应商实施终止合同的惩罚（李金华等，2019）。最后，客户还可以通过向供应商提供履行社会责任的知识、技术和资源支持（Sancha et al，2016），包括开展有关社会责任活动的培训、入场现场指导及提供技术咨询等方式，增强供应商社会责任管理的专业度，提升供应商履行社会责任的能力。基于以上分析，本文提出研究假设：H1：客户社会责任表现越好，越能推动供应商履行企业社会责任，即企业社会责任存在供应链传染效应。三、研究设计（一）样本选择与数据来源由于和讯网从 2010 年开始披露企业社会责任评分，本文选取 20102020 年沪深两市 A 股主板非金融类上市公司为初始样本。具体样本筛选过程如下：鉴于非上市企业财务信息与社会责任评分难以获取，利用上市公司年报中披露的前五大客户和供应商信息，剔除没有上市的客户或供应商，构建 2990 个供应链上市企业样本；在此基础上，进一步剔除供应商或客户在研究期间被特殊处理（ST、*ST和 PT）的样本以及主要变量缺失的样本。最终获得 1979 个“供应商-客户-年度”观测样本。为消除极端值对实证结果的影响，对所有连续型变量进行 1%的缩尾处理。参考潘孝珍（2019）、蒋德权等（2022）的研究，本文使用的企业社会责任数据来自和讯网公布的企业社会责任评分，媒体报道数据来源于中国研究数据服务平台（CNRDS），环境规制数据来源于 中国环境统计年鉴，企业特征和治理数据来源于国泰安（CSMAR）数据库。（二）模型构建与变量定义为检验假设 H1，本文构建模型（1）检验客户社会责任表现对供应商社会责任履行的影响：S_CSRi，t=0+1C_CSRi，t+2Sizei，t+3Levi，t+4ROAi，t+5Insti，t+6Indepi，t+7Sharei，t+8Capitali，t+9SOEi，t+10HHIi，t+11OPGi，t+12GDPRi，t+Year+Ind+Prov+i，t（1）Vol.26 No.02 Mar.2024中国矿业大学学报（社会科学版）130 其中，被解释变量为供应商社会责任履行（S_CSR），解释变量为客户社会责任表现（C_CSR）。借鉴王建玲等（2019）的研究，本文以和讯网公布的上市公司企业社会责任总评分除以 100 衡量企业社会责任表现，和讯网的企业社会责任评级体系下设 56 个指标，包括股东责任、员工责任、供应链责任、环境责任、社会责任 5 个一级指标，一级指标下设 13 个二级指标和 38 个三级指标。该数值越大，说明企业社会责任表现越好。借鉴刘柏等（2018）的研究，选取资产规模（Size）、资产负债率（Lev）、总资产净利润率（ROA）、机构投资者持股比例（Inst）、独立董事比例（Indep）、管理层持股比例（Share）、营运资金周转率（Capital）、产权性质（SOE）、行业集中度（HHI）、行业成长性（OPG）、注册地所属省份 GDP 增长率（GDPR）等控制变量。为控制时间、行业和地域等因素的影响，本文进一步控制年份（Year）、行业（Ind）和省份（Prov）等固定效应。各变量具体定义见表 1。根据研究假设 H1，如果模型（1）中客户社会责任表现（C_CSR）的估计系数 1显著为正，则说明客户社会责任表现越好，越能推动供应商履行企业社会责任。表 1变量定义表变量S_CSRC_CSRSizeLevROAInstIndepShareCapitalSOEHHIOPGGDPRYearIndProv变量名称供应商社会责任履行客户社会责任表现资产规模资产负债率总资产净利润率机构投资者持股比例独立董事比例管理层持股比例营运资金周转率产权性质行业集中度行业成长性注册地所属省份GDP增长率年份行业省份计算方法供应商社会责任总评分/100客户社会责任总评分/100Ln（年末总资产）负债总额/资产总额净利润/总资产平均余额机构投资者持股数/总股数独立董事人数/董事会总人数管理层总持股数量/总股数营业收入/（期末流动资产合计-期末流动负债合计）国有企业为 1，非国有企业为 0行业内每家公司营业收入与行业营业收入总额比值的平方和行业本年营业利润增加额/行业上年营业利润总额（本期 GDP-上期 GDP）/上期 GDP年份虚拟变量行业虚拟变量省份虚拟变量四、实证结果与分析（一）描述性统计表 2 列示了主要变量的描述性统计。供应商社会责任履行（S_CSR）均值为0.263，最大值为 0.675，最小值为 0.025，标准差为 0.171，而客户社会责任表现（C_CSR）均值为 0.320，最大值为 0.761，最小值为 0.040，标准差为 0.211，说明无能源经济与管理 131 论是供应商还是客户，我国上市公司的企业社会责任表现均存在较大差异，且客户社会责任表现普遍好于供应商社会责任表现。其他变量描述性统计如表 2 所示，此处不再赘述。表 2变量描述性统计变量S_CSRC_CSRSizeLevROAInstIndepShareCapitalSOEHHIOPGGDPR均值0.2630.32022.3200.4440.0460.2840.3660.1220.0310.1340.1140.0010.085标准差0.1710.2111.3900.2070.0480.2430.0410.1930.0450.3410.1210.0110.024最小值0.0250.04020.2200.098-0.0440.0030.3330.0000.0000.0000.000-0.1150.03625%分位数0.1660.17721.2300.2700.0140.0350.3330.0000.0000.0000.047-0.0010.070中位数0.2230.24122.1500.4440.0410.2600.3330.0010.0130.0000.0780.0010.08175%分位数0.2890.48823.2600.6120.0730.5010.4000.2180.0340.0000.1390.0030.101最大值0.6750.76125.2100.7980.1530.7210.4440.5780.1701.0000.9590.1320.128（二）单变量检验结果为更直观地观察客户社会责任表现与供应商社会责任履行的关系，此处按照客户社会责任表现（C_CSR）中位数将样本划分为客户社会责任表现较好和客户社会责任表现较差两组。单变量检验结果显示，在客户社会责任表现较好的样本组中，供应商社会责任履行（S_CSR）的均值为 0.285，中位数为 0.235，而在客户社会责任表现较差的样本组中，供应商社会责任履行（S_CSR）的均值为 0.241，中位数为 0.209，且均值和中位数差异的 T 检验结果均在 1%的水平上显著，说明客户社会责任表现越好，其供应商履行社会责任状况越好，初步支持了研究假设 H1。（三）基准回归结果及讨论表 3 列示了模型（1）的回归结果。第 1 列中未将主要控制变量纳入基准回归模型，第 2 列中加入相关控制变量，解释变量回归系数的估计结果基本不变，此处以第 2 列的回归结果为例进行解释。回归结果显示，客户社会责任表现（C_CSR）的回归系数为 0.043，在 5%的水平下显著为正，说明客户社会责任表现对供应商社会责任履行具有促进作用，从经济学意义上看，客户社会责任表现（C_CSR）提高一个标准差（0.211），将推动供应商社会责任履行提升 0.009（0.211*0.043），相当于供应商社会责任履行均值（0.263）的 3.45%。原因可能在于，重视企业社会责任表现的客户为减少供应链风险，通过制定采购责任标准、实地检查等方式推动供应商参与社会责任活动，从而提升供应商社会责任履行水平，证实了研究假设 H1。控制变量方面，企业规模（Size）越大、盈利能力（ROA）越好、营运资金周转率（Capital）越高、行业成长性Vol.26 No.02 Mar.2024中国矿业大学学报（社会科学版）132 （OPG）越好以及国有控股（SOE）的供应商，社会责任履行状况越好，而资产负债率（Lev）越高、管理层持股比例（Share）越高以及行业集中度（HHI）越高时，企业社会责任履行状况越差，这与王海妹等（2014）和步丹璐等（2021）的研究结论基本一致。表 3基准回归结果变量C_CSRSizeLevROAInstIndepShareCapitalSOEHHIOPGGDPRConstantYear/Ind/ProvNAdj-R2S_CSR0.042*（0.022）0.282*（0.060）Yes19790.180S_CSR0.043*（0.019）0.053*（0.003）-0.112*（0.022）1.056*（0.083）0.035*（0.015）0.115（0.074）-0.039*（0.019）0.222*（0.079）0.022*（0.011）-0.039（0.044）0.551*（0.332）0.107（0.356）-0.952*（0.101）Yes19790.390GD-0.002（0.004）0.014*（0.001）-0.054*（0.005）0.881*（0.023）0.006*（0.003）-0.033*（0.016）0.018*（0.005）-0.008（0.016）-0.000（0.002）-0.012（0.009）0.122*（0.063）0.109（0.076）-0.225*（0.021）Yes19790.741YG0.006（0.004）0.010*（0.001）-0.011*（0.005）0.044*（0.018）0.007*（0.003）0.023（0.017）-0.013*（0.004）0.031*（0.017）0.006*（0.002）-0.012（0.011）0.105（0.080）-0.019（0.078）-0.185*（0.021）Yes19790.283GYL0.015*（0.006）0.011*（0.001）-0.017*（0.007）0.017（0.025）0.008（0.005）0.044*（0.023）-0.017*（0.006）0.061*（0.025）0.007*（0.004）0.003（0.015）0.149（0.104）-0.048（0.108）-0.206*（0.031）Yes19790.269HJ0.016*（0.007）0.015*（0.001）-0.029*（0.009）0.003（0.032）0.013*（0.006）0.036（0.028）-0.016*（0.007）0.091*（0.032）0.010*（0.004）-0.009（0.015）0.181（0.139）0.067（0.137）-0.276*（0.038）Yes19790.281SH0.005（0.004）0.002*（0.001）-0.001（0.005）0.103*（0.019）0.001（0.003）0.043*（0.016）-0.013*（0.004）0.051*（0.017）-0.001（0.002）-0.010（0.008）0.055（0.051）0.014（0.074）-0.045*（0.020）Yes19790.369注：*、*和*分别表示在 10%、5%和 1%的水平下显著，括号内为经异方差调整的稳健标准误，下同。更进一步，本文根据和讯网企业社会责任评价体系，将供应商企业社会责任划分为股东责任（GD）、员工责任（YG）、供应链责任（GYL）、环境责任（HJ）和社会责任（SH）等五个方面，分别考察客户社会责任表现对供应商不同维度社会责任履行此处的社会责任指和讯网上市公司社会责任评价体系中的二级指标，具体包括所得税与利润总额比以及公益捐赠金额。能源经济与管理 133 影响的差异。回归结果如表 3 所示，客户社会责任表现对供应商社会责任履行的影响主要体现在供应链责任（GYL）和环境责任（HJ）两个方面，且客户社会责任表现（C_CSR）的回归系数分别在 1%和 5%的水平下显著为正。这说明与产品有关的社会责任状况随着生产链进行转移，为缓解社会公众等利益相关者的压力，供应链下游的客户对上游供应商承担的供应链责任和环境责任的促进效果更明显。（四）内生性和稳健性检验上述实证结果虽然控制年份、行业和省份等多维度固定效应，但仍然可能存在遗漏变量、样本选择性偏差、互为因果等内生性问题，此处进一步采用工具变量法、安慰剂检验、自变量滞后一期等方法进行内生性和稳健性检验。1工具变量法为排除潜在遗漏变量的影响，借鉴刘柏等（2018）的研究，本文选择客户同行业同年度其他企业的社会责任表现平均水平（CSR_Average）作为工具变量进行2SLS 回归。一方面，行业层面的企业社会责任平均水平反映了客户所处行业因外部压力所开展的社会责任活动，满足相关性的假设条件；另一方面，客户行业层面社会责任表现平均水平与供应商社会责任履行的关系不大，满足外生性的假设条件。第一阶段回归结果显示，客户同行业同年度其他企业的社会责任表现平均水平（CSR_Average）与客户社会责任表现（C_CSR）的回归系数在 1%的水平下显著为正，与理论预期一致；第二阶段回归结果显示，客户社会责任表现（C_CSR）与供应商社会责任履行（S_CSR）的回归系数仍然在 1%的水平下显著为正，并且通过弱工具变量的检验，F 值为 197.35，大于经验值 10，说明不存在弱工具变量，本文基准回归结果依然成立。2安慰剂检验由于客户可能根据一定的标准选择特定的供应商，即上文发现的实证结果可能是客户主动选择所致，产生样本自选择问题。借鉴王雄元等（2017）的研究，本文通过构造虚拟的供应商-客户关系进行安慰剂检验，以排除客户选择效应的影响。其基本思路是基于“供应商-客户-年度”样本对，为客户寻找一个虚拟供应商，该虚拟供应商与实际供应商的主要企业特征基本类似，唯一区别是没有建立真实的供应商-客户关系。如果本文实证结果并非由客户主动选择供应商所导致的，那么在虚拟的供应商-客户关系中，客户对供应商社会责任履行应该不会产生明显影响。具体处理方法为：使用倾向得分匹配（PSM）方法，选取企业特征变量作为协变量，逐年逐行业对实际供应商进行 1 1 最邻近匹配，为客户匹配基本情况类似的虚拟供应商。将匹配后的虚拟供应商-客户关系作为研究样本，根据模型（1）重新进行回归。回归结果显示，客户社会责任表现（C_CSR）对虚拟供应商社会责任履行（S_CSR）的影响不显著，这说明客户对供应商社会责任履行的促进作用是基于供限于篇幅，此处内生性和稳健性检验结果没有列示，感兴趣的读者可向作者索取。Vol.26 No.02 Mar.2024中国矿业大学学报（社会科学版）134 应商和客户的真实交易关系，而并非客户选择效应所致。3自变量滞后一期考虑到客户社会责任表现对供应商社会责任履行的影响可能存在滞后性，本文将客户社会责任表现（C_CSR）滞后一期，重新运行模型（1）。回归结果显示，滞后一期的客户社会责任表现（L.C_CSR）的回归系数在 10%的水平下显著为正，说明本文研究结论是稳健的。4排除反向因果关系影响为进一步排除实证结果受到反向因果关系的影响，此处直接构建模型检验供应商社会责任表现对客户社会责任履行的影响。具体而言，参照模型（1），将供应商社会责任履行（S_CSR）作为解释变量，客户社会责任表现（C_CSR）作为被解释变量，控制变量选取客户企业特征，并控制年份、行业和省份固定效应。回归结果显示，供应商社会责任履行（S_CSR）的回归系数没有通过显著性检验，说明反向因果关系并不成立，排除了反向因果关系对本文研究结论的影响。五、进一步分析上述研究表明，为降低供应链风险，社会责任表现良好的客户通过加强供应链社会责任管理等方式推动供应商履行企业社会责任，形成企业社会责任供应链传染效应。为检验上述影响的内在机理，本文进一步探索客户社会责任表现对供应商社会责任履行影响的动态效应，并从客户降低供应链风险的动机和能力两方面考察企业社会责任供应链传染效应的异质性。另外，本文还从供应商绿色技术创新能力和企业价值等方面进一步检验客户驱动供应商社会责任表现的经济后果。（一）企业社会责任供应链传染效应影响的动态分析前文实证结果表明，客户良好的社会责任表现能够促进供应商履行企业社会责任。此处本文聚焦供应商与客户建立供应链关系的事件，探索供应商与客户建立供应链关系前后，客户对供应商社会责任履行的动态影响。具体而言，围绕供应商与客户建立供应链关系的事件，此处选择供应商与客户建立供应链关系的前一年及建立关系之后的样本作为观测样本，并参考龙玉等（2017）的研究，在模型（1）的基础上，引入供应商与客户建立供应链关系的虚拟变量（After）及其与客户社会责任表现（C_CSR）的交乘项（C_CSR*After），构建模型（2）检验供应商与客户建立供应链关系前后，客户对供应商社会责任履行的动态影响：S_CSRi，t=0+1C_CSR1+2C_CSR1*After1+3C_CSR1*After2+4C_CSR1*After3+5After1+6After2+7After3+Control+Year+Ind+Prov+i，t（2）其中，C_CSR1表示在样本期间内，供应商与客户首次建立供应链关系时客户的社会责任表现；After1是供应商与客户首次建立供应链关系的虚拟变量，建立关系当能源经济与管理 135 年赋值为 1，其他年份赋值为 0；After2是供应商与客户建立供应链关系第 2 年的虚拟变量，建立关系第 2 年赋值为 1，其他年份赋值为 0；After3是当供应商与客户建立供应链关系 3 年及以上的虚拟变量，建立关系第 3 年及以上时赋值为 1，其他年份赋值为 0。模型（2）的回归结果如表 4 所示，C_CSR1*After1的回归系数为负且不显著，这说明在供应商与客户建立供应链关系的当年，社会责任表现良好的客户并不能促进供应商履行企业社会责任，其原因可能在于客户推动供应商履行企业社会责任需要一定的时间和过程，即使当年建立了供应链关系，社会责任表现良好的客户也并不能立即对供应商的社会责任履行带来显著影响。C_CSR1*After2的回归系数为 0.069，在 10%的水平下显著为正，C_CSR1*After3的回归系数为 0.094，在 5%的水平下显著为正，这说明在供应商与客户建立供应链关系的第二年，社会责任表现良好的客户促进了供应商履行企业社会责任，且随着供应商与客户建立供应链关系时间越长，企业社会责任供应链传染效应越明显。表 4企业社会责任供应链传染效应影响的动态检验变量C_CSR1C_CSR1*After1C_CSR1*After2C_CSR1*After3After1After2After3ConstantControlYear/Ind/ProvNAdj-R2S_CSR-0.008（0.025）-0.010（0.032）0.069*（0.042）0.094*（0.040）0.001（0.007）-0.001（0.010）-0.010（0.010）-0.668*（0.087）YesYes27700.350注：（1）此处围绕供应商与客户建立供应链关系事件，在基准回归的样本基础上，新增供应商与客户首次建立供应链关系的前一年（此时供应商与客户尚未建立供应链关系）的供应商社会责任履行的样本，因此样本量有所增加；（2）限于篇幅，未报告控制变量回归结果，下同。上述实证结果表明，客户对供应商社会责任表现的影响具有动态效应，即供应商与客户建立供应链关系后，客户为降低供应链风险，会推动供应商履行企业社会Vol.26 No.02 Mar.2024中国矿业大学学报（社会科学版）136 责任，使得供应商社会责任表现得到明显提升，不过这种影响需要一定的时间和过程。随着供应商与客户建立供应链关系时间越长，客户越有能力加强供应链社会责任管理，进而推动供应商实施有效的社会责任活动，促使供应商的产品和服务符合供应链整体社会责任要求，此时企业社会责任供应链传染效应逐渐凸显。（二）考虑客户降低供应链风险动机差异的异质性检验1客户是否自愿披露社会责任报告社会责任披露能够向外界传递更多与企业有关的信息，降低信息不对称性，从而更有利于市场对企业进行准确定价（王艳艳等，2014）。我国企业社会责任报告具有自愿披露和应规披露共存的特点，相对于相关法律法规和规范性文件要求的应规披露，自愿披露社会责任报告的企业根据自身的实际情况和需求，自主选择披露的内容和形式，其自愿履行社会责任的意愿更强，对自身社会责任表现的要求也更高。基于此，本文预期，与应规披露社会责任报告的客户相比，选择自愿披露社会责任报告客户的压力更大，也更有动机影响供应商社会责任履行。自 2008 年以来，上交所、深交所和证监会颁布了一系列社会责任报告的强制披露政策，要求“上证公司治理”板块、“深证 100 指数”成分股以及同时发行境外股票和金融类公司必须公开披露社会责任报告，并对报告的格式、内容等方面做了具体的规定。参考尹开国等（2014）的研究，若客户不属于“上证公司治理”板块、“深证 100 指数”或同时发行境外股票，则认为公司属于自愿披露社会责任报告（Voluntary），赋值为 1，否则划分为应规披露，赋值为 0。在此基础上，将客户自愿披露社会责任报告（Voluntary）与客户社会责任表现（C_CSR）的交乘项（Voluntary*C_CSR）纳入回归模型（1）中，回归结果如表 5 所示。交乘项（Voluntary*C_CSR）的回归系数为 0.090，在 5%的水平下显著为正，且客户社会责任表现（C_CSR）的回归系数依然显著为正。结果表明，选择自愿披露社会责任报告的客户不仅重视自身社会责任履行，也更有动机向上游供应商施加压力以降低供应链风险，进而促进供应商履行社会责任。2客户是否属于社会责任敏感行业有关企业社会责任缺失的恶性事件大多发生在食品行业和重污染行业等社会责任敏感行业，属于这些行业的企业更容易出现社会责任缺失的问题，同时这些企业也更受公众的关注（尹开国等，2014）。基于此，本文预期，当客户属于社会责任敏感行业时，为避免产品在各个供应链节点企业间生产流转带来的潜在风险，客户企业不仅关注自身社会责任表现，更有动机推动上游供应商履行社会责任。参考刘柏等（2018）的研究，本文将食品行业、重污染行业和采掘业列为社会责任敏感行业，并参照中国证监会颁布的 上市公司行业分类指引（2012 版）进行分类，属于以上行业的赋值为 1，否则赋值为 0。将客户属于社会责任敏感行业重污染行业包括冶金、化工、石化、煤炭、火电、建材、造纸、酿造、制药、发酵、纺织、制革和采矿业等。能源经济与管理 137 （Sensitivity）与客户社会责任表现（C_CSR）的交乘项（Sensitivity*C_CSR）纳入回归模型（1）中，回归结果如表 5 所示。交乘项（Sensitivity*C_CSR）的回归系数为0.137，在 1%的水平下显著为正，且客户社会责任表现（C_CSR）的回归系数依然显著为正。结果表明，社会责任敏感行业的客户为减少社会责任恶性事件的发生，不仅提升自身社会责任表现，也有动机向上游供应商施加压力，进而促进供应商履行社会责任。表 5考虑客户降低供应链风险动机差异的异质性检验结果变量C_CSRM*C_CSRMConstantControlYear/Ind/ProvNAdj-R2S_CSRM=Voluntary0.061*（0.024）0.090*（0.040）-0.001（0.008）-0.931*（0.104）YesYes19230.388S_CSRM=Sensitivity0.042*（0.019）0.137*（0.037）-0.005（0.008）-0.930*（0.099）YesYes19790.395S_CSRM=ER0.042*（0.019）0.079*（0.033）-0.035*（0.013）-0.931*（0.101）YesYes19790.3943客户所在地区环境规制强度环境规制是政府治理环境污染的重要方式，政府通过制订污染物的排放标准、排污收费或征税制度等，对污染公共环境的行为进行规制，以此引导企业开展环境保护等活动（龙文滨等，2015）。基于此，本文预期，环境规制较强地区的客户更有动机将企业社会责任