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随着气候灾害和生态破坏等事件的频繁发生，资本市场对企业社会责任绩效的重视程度逐渐提升。根据联合国责任投资组织的统计，承诺将企业社会责任纳入决策标准的金融机构数量从2006 年的63 家增加至2022年的5300 余家，同时这些机构管理的资产从6.5万亿美元增加至120万亿美元
1 。资本市场对企业社会责任的重视也驱动了企业社会责任意识的提升。根据《中国责任投资年度报告2022》公布的数据，2009−2022年，中国披露社会责任报告的上市公司数量从518 家增至1467家，整体呈现递增趋势2 。经统计，披露社会责任报告的上市公司中过半数是民营企业，民营企业已成为社会责任履行的重要主体。2019年，《中共中央 国务院关于营造更好发展环境支持民营企业改革发展的意见》明确提出“推动民营企业积极履行社会责任”。因此，社会责任已成为民营企业经营管理过程中需要关注的重要议题，会对企业长期价值和重要利益相关者之间的关系产生影响。作为企业核心战略投资者之一，机构投资者具有更加丰富的知识储备和投资经验，可以更加有效地参与企业社会责任决策（Amel-Zadeh和Serafeim，2018）。Chen等（2020）发现，机构投资者通过推动社会责任绩效提升产生正向的社会影响。其他研究得出了相反的结论，认为机构持股与企业社会责任评级负相关（Borghesi等，2014；Nofsinger等，2019）。因此，机构投资者与社会责任绩效之间的关系尚未有定论。
近年来，机构投资者研究领域的一个重要演进是对机构持股期限异质性的关注和测度（Gaspar等，2005；Cremers和Pareek，2015），而这也成为对上述研究争议可能的解释。Bénabou和Tirole（2010）指出，“为善者诸事顺”（Doing good by doing well）之所以成立，是因为企业社会责任降低了事故风险，吸引了具有企业社会责任偏好的利益相关者。值得关注的是上述因素需要在中长期对企业发挥作用，而从短期来看，提升企业社会责任会产生直接的经济成本，不利于企业短期的经济绩效。由此，不同投资期限的机构投资者可能会对企业社会责任这一长期投资具有不同态度，从而形成不同的社会责任决策。
当前，企业履行社会责任已成为推动共同富裕的重要内容。在社会责任意识觉醒和政府政策驱动的共同作用下，越来越多的民营企业开始关注自身社会责任表现，但与国有企业相比仍存在较大差距。根据《中国企业社会责任发展报告》，2021年民营企业社会责任发展指数为33.7分，远低于国有企业的55.4分。相比于国有企业，民营企业缺乏自觉承担社会责任的动机，其承担社会责任的程度主要取决于社会责任能够带来的经济价值和战略价值。由此，本文以民营企业为研究对象，探究机构投资者促进民营企业积极承担企业社会责任的作用机制。具体而言，本文基于责任保险理论和民营企业实践，从持股期限异质性角度实证检验机构投资者期限、社会责任绩效与企业风险之间的关系，试图解答如下研究问题：长短期机构投资者在民营企业社会责任决策方面是否承担不同角色？机构投资者是否能够通过推动民营企业社会责任水平的提升对冲投资风险？风险的缓解主要通过降低系统性风险还是特质性风险来实现？
Kim等（2019b）主要关注美国市场，探讨长期机构投资者与企业社会责任之间的关系。与以机构投资者为主导的国外发达市场不同，中国市场的一个重要特征在于个人投资者的比例较高，市场投机情绪较重，这导致部分机构投资者出现“追涨杀跌”“羊群效应”等“散户化”行为（许年行等，2013）。因此，本文关注了长期机构投资者和短期机构投资者两方面的影响，在中国特有的市场情境下探究机构投资者期限的治理效应。从研究设计来看，本文构建了机构投资者期限、民营企业社会责任绩效与企业风险的中介模型，从责任保险理论的视角进一步拓展了机构期限异质性与民营企业社会责任的研究。此外，本文还进一步将企业风险细分为总体风险、系统性风险和特质性风险，细化了民营企业社会责任绩效与企业风险方面的研究。基于实证结果，本文发现：（1）机构投资者期限能够显著提升民营企业社会责任水平，且长期机构投资持股比例越高，民营企业社会责任绩效越好。（2）机构持股期限、民营企业社会责任绩效和企业风险承担之间存在不完全中介效应，长期机构投资者能够通过推动民营企业社会责任水平的提升对冲未来投资风险，且风险对冲主要通过降低特质性风险实现。
本文可能的贡献在于：第一，以中国民营企业为研究对象，本文关注到企业社会责任的长期投资属性，考察了机构投资期限异质性对企业社会责任的影响，为已有研究对机构投资者持股比例与企业社会责任绩效关系的争议提供了可能的理论解释，有助于更好地理解长短期机构投资者对企业社会责任的影响。第二，立足于责任保险理论，本文实证检验了机构投资者期限、民营企业社会责任绩效和企业风险承担之间的关系，发现长期机构投资者能够通过投资社会责任降低投资风险，为理解机构投资者的责任投资行为提供了理论依据。
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企业社会责任与企业绩效之间的关系一直是财务金融领域关注的重要话题。然而，已有研究在社会责任绩效与财务绩效关系问题上并未取得一致结论。一方面，部分学者从利益相关者理论视角，验证了企业社会责任对于企业经营管理的积极意义，包括获得利益相关者支持（戴亦一等，2014；Luo等，2015）、推动企业创新战略变革（阳镇等，2021）、降低资本成本（Chava，2014；Zerbini，2017）、提高资本市场对公司的估值（Fatemi等，2015；吉利等，2018；Flammer，2021）等。基于对2000多篇文献的元分析，Friede等（2015）发现企业社会责任与财务绩效之间整体上存在正相关关系。另一方面，以Friedman（2007）为代表的研究指出企业社会责任可能会导致企业财务绩效降低。Buchanan等（2018）发现企业社会责任评级与公司市场价值负相关。Masulis和Reza（2015）发现股票市场对公司慈善行为公告存在消极反馈。权小锋等（2015）发现上市公司可能将社会责任信息披露作为掩饰负面消息的自利工具，导致股价崩盘风险上升。Giuli和Kostovetsky（2014）则发现企业社会责任与上市公司股票收益率之间存在负向关联。
综合来看，关于社会责任绩效与企业财务表现关系的研究已取得丰富成果，但受到选取变量和关注领域的影响，两者关系并没有形成一致结论。Bénabou和Tirole（2010）的理论分析表明，从长远来看，企业社会责任政策可以使公司受益。而从短期来看，履行社会责任则会产生直接的经济成本（McWilliams和Siegel，2001）。由此可见，利益相关者的投资期限会在社会责任决策中产生重要影响，故本文贡献之一是将机构投资者投资期限引入分析框架，为上述不一致的结论提供解释。
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作为企业核心的利益相关者，机构投资者在企业社会责任决策中发挥重要作用。机构投资者参与企业社会责任的动机主要体现在以下两方面：
第一，以机构投资者为代表的所有者具有社会责任偏好，愿在一定程度上为社会责任绩效的提升而牺牲企业财务价值（Riedl和Smeets，2017）。Hong和Kacperczyk（2009）发现，受社会规范约束的机构投资者在投资中既会降低投资组合的绩效也会刻意规避以酒精、烟草和游戏为主营业务的上市公司。Luo和Balvers（2017）进一步基于投资者的社会责任筛选行为对资产定价进行研究，发现投资者会抵制溢价。王玲玲等（2013）发现，机构投资者持股与政府所得贡献率、社会所得贡献率显著正相关，且机构投资者也偏好积极承担社会责任的企业。
第二，机构投资者希望通过提升社会责任水平的方式实现长期经济利益的改善，包括降低投资风险、提升消费者满意度、获得竞争优势等（Bénabou和Tirole，2010）。基于针对基金经理的国际调查，Duuren等（2016）发现许多传统基金经理将社会责任负面清单融入投资决策过程，以规避潜在的极端风险。Khan（2019）发现环境、社会责任和公司治理的衡量指标是公司财务绩效的预测指标。Cremers等（2019）发现主动管理类型共同基金的一个新趋势是将社会责任信息纳入投资决策过程。
基于上述两类动机，部分研究验证了机构投资者在社会责任决策中的积极作用。Dimson等（2015）基于美国上市公司社会责任专有数据库，发现社会意识较强的机构投资者会主动参与社会责任决策，以提升企业社会形象。Chen等（2020）将罗素指数调整作为自然实验，发现机构投资者能够推动企业社会责任评级等次的提升。Zhao等（2022）以中国独有的QFII（Qualified Foreign Institutional Investor）制度为研究对象，分析境外机构投资者如何影响企业决策，发现具有ESG信念的QFII能够推动社会责任绩效的提升。姜广省等（2021）发现绿色机构投资者能够推动企业绿色治理绩效的提升，且该作用在非重污染企业、国有企业和弱环保意识区域更明显。步丹璐等（2021）发现外资持股权重与企业社会责任之间存在先减后增的U型关系。然而，Borghesi等（2014）发现机构所有权与企业社会责任之间存在负向关联。Nofsinger等（2019）发现机构投资者对企业社会责任具有选择性偏好，不能推动企业社会责任正面指标值的提升。权小锋等（2018）发现机构投资者持股无法有效抑制社会责任信息披露中管理层的机会主义行为。
综上所述，关于机构投资者与企业社会责任的研究成果较为丰富，但已有研究在分析机构投资者时将其视作统一群体，忽略了机构投资者的异质性。事实上，履行企业社会责任会导致企业短期经济利益流出，而企业社会责任所带来的竞争优势和财务价值则会在中长期才能体现。因此，本文根据持股期限对机构投资者进行划分，实证分析长短期机构投资者对企业社会责任决策的影响及其作用机制。
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已有文献大多将机构投资者视为同质整体，但实验和问卷调研的证据表明机构投资者持股期限对其经济决策具有实质性影响（Asay，2018；Döring等，2021）。短期机构投资者通过频繁出售估值过高的股票获利，倾向“用脚投票”（Edmans，2009），较少参与公司治理以提升企业价值。此外，短期机构投资者还加剧了代理冲突，导致债务资本成本上升（Kim等，2019c）。相反，长期机构投资者具有强烈动机监督持股的上市公司，并能从其公司治理行为中获益Gaspar等（2005）。Kim等（2019a）发现长期机构投资者能够抑制管理层短视行为，促进企业创新能力的提升。
已有研究认为，机构投资者对企业经济行为的影响在民营企业中更为显著。研究发现，机构投资者参与公司治理不能提高国有企业绩效，难以发挥外部监督作用（Wei和Varela，2003；薄仙慧和吴联生，2009）。机构投资者对内部控制缺陷的抑制作用、对盈余管理的监督作用以及对企业绩效的提升作用在非国有企业中更为显著（刘星和吴先聪，2011；孙光国等，2015；李越冬和严青，2017）。
民营企业履行社会责任的经济动机强于国有企业，因此基于自身经济利益的考虑，机构投资者会更加关注民营企业社会责任的履行情况。Bénabou和Tirole（2010）指出，社会责任绩效只有在企业中长期经营管理中才能得到充分体现。由此，长期机构投资者通过提升民营企业社会责任水平，使企业获得长期竞争优势，在中长期的企业价值增长中获利。相对而言，短期机构投资者倾向于从企业短期效益提升中获利，具有削减社会责任投资以改善短期经营绩效的动机。据此，本文提出如下假设：
H1a：机构投资者投资期限越长，民营企业社会责任绩效表现越好。
H1b：长期机构投资者持股比例越高，民营企业社会责任绩效表现越好。
H1c：短期机构投资者持股比例越高，民营企业社会责任绩效表现越差。
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除从财务绩效视角解读企业社会责任的影响外，近年来财务金融领域逐渐关注社会责任绩效在极端负面事件中的价值及其对企业风险的影响（冯丽艳等，2016；宋献中等，2017；甄红线和王三法，2021）。Godfrey等（2005）提出企业社会责任的“类保险”效应，指出上市公司的社会责任表现能够缓解负面事件对企业声誉的不利影响。Shiu和Yang（2017）进一步划分了长期和短期社会责任绩效，发现长期社会责任绩效能够在企业面对负面事件时发挥“类保险”作用。Albuquerque等（2019）发现社会责任表现较好的企业面临的价格弹性需求相对较小，系统性风险也较低。Shafer和Szado（2020）指出社会责任表现能够降低企业的特质性风险。
已有文献指出，长期机构投资者能够通过提升企业社会责任获得长期回报，具体表现在满足机构投资者的社会责任偏好、提升未来业绩和获得竞争优势等方面（Erhemjamts和Huang，2019；Gloßner，2019；Kim等，2019b）。而短期机构投资者主要通过频繁交易获利，没有足够的耐心等待社会责任投入的价值回报。社会责任的“类保险”效应为机构投资者期限与企业社会责任的关系提供了可能的解释路径。根据Albuquerque等（2019）、Shafer和Szado（2020）的研究，社会责任绩效能够有效降低企业面临的系统性风险和特质性风险。陆蓉和孙欣钰（2021）指出短期机构投资者受益于资本市场的剧烈波动，会通过“泡沫骑乘”行为获利。综合来看，长短期机构投资者在风险态度上存在差异，故其在民营企业社会责任“类保险”效应的需求上可能也存在不同的态度。据此，本文提出如下假设：
H2a：机构投资者投资期限、社会责任绩效与企业风险之间存在中介效应。机构投资者投资期限越长，民营企业社会责任绩效越好，企业风险越低。
H2b：长期机构投资者持股比例、社会责任绩效与企业风险之间存在中介效应。长期机构投资者持股比例越大，民营企业社会责任绩效越好，企业风险越低。
H2c：短期机构投资者持股比例、社会责任绩效与企业风险之间存在中介效应。短期机构投资者持股比例越大，民营企业社会责任绩效越差，企业风险越高。
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中国上市公司主要在2010年后发布社会责任报告，故本文选择2010−2018年沪深A股民营上市公司为研究样本，并进一步对样本进行如下处理：（1）剔除主要公司财务变量缺失的上市公司；（2）剔除ST上市公司和次新股；（3）剔除金融业上市公司。最终，本文得到8096个“企业−年度”研究样本。机构投资者持股明细和公司财务数据来自CSMAR数据库，企业社会责任绩效数据来自和讯网。为削弱极端异常值的影响，本文对所有变量在1%的分位数水平下进行缩尾处理。
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参照Gaspar等（2005）的做法，本文计算季度投资组合周转率，以测度机构投资者的持股期限。首先，计算公司i由机构投资者j持股的期限ChurnRatej,t，计算方法如模型（1）所示：
$$ Churn{{ }}Rat{e_{j,t}} = \frac{{{\sum _{i \in Q}}\left| {{N_{i,j,t}}{P_{i,t}} - {N_{i,j,t - 1}}{P_{i,t - 1}} - {N_{i,j,t - 1}}\left( {{P_{i,t}} - {P_{i,t - 1}}} \right)} \right|}}{{{\sum _{i \in Q}}1/2\left( {{N_{i,j,t}}{P_{i,t}} + {N_{i,j,t - 1}}{P_{i,t - 1}}} \right)}} $$ (1) 本文通过对持有i公司股票的机构投资者持股期限ChurnRatej,t进行加权求和，计算公司i的投资组合周转率WCRi,t，计算方法如模型（2）所示：
$$ WCR_{i,t}={\sum _{j \in S}}W_{i,j,t}Churn{{ }}Rate_{j,t} $$ (2) 其中，Q为机构投资者j所持所有公司股票，Pi,t是公司i第t季度末的股价，Ni,j,t是机构投资者j在t季度对公司i的持股数。S是所有持有公司i股票的机构投资者，Wi,j,t是机构投资者j在t季度在所有持有公司i股票的机构投资者中的权重。
其次，将企业四个季度WCR进行算术平均，计算机构投资者投资期限年度数据。根据Gaspar等（2005）的定义，WCR越高，代表机构投资者持股期限越短。
最后，根据持股期限将机构投资者分为长短期机构投资者，计算长短期机构投资者对于单个公司的持股比例。根据公司i由机构投资者j持股的期限ChurnRatej,t，计算机构投资者持股期限Fund_Horizonj,t，计算方法如模型（3）所示：
$$ Fund\_Horizo{n_{j,t}}{\text{ = }}\frac{{\sum\nolimits_{i \in Q} {Churn{{ }}Rat{e_{j,t}}} }}{N} $$ (3) 其中，N为t季度机构投资者j所持股的公司数。本文将Fund_Horizonj,t同年内四个季度值进行平均，转化为年度数据，并将年度Fund_Horizonj,t处于前（后）30%的机构投资者定义为短期（长期）机构投资者。在此基础上，以上市公司为单位对短期（长期）机构投资者持股比例加总并记为SITO（LITO）。
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本文采用的企业社会责任数据来自和讯网公布的上市公司社会责任报告数据库，该数据库中企业社会责任评分由上市公司员工、供应商、社会、环境和股东责任五个方面的得分构成，较为全面地衡量了企业非财务绩效，并得到了国内学者的广泛认可（阳镇等，2021；余官胜等，2021）。
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参考苏坤（2015）、Albuquerque等（2019）的做法，本文以股票收益率为基础测度企业风险水平。具体而言，使用上市公司年化日波动率衡量企业风险水平，计算方法如模型（4）所示：
$$ TotalVo{l_i} = \sqrt {\sum\limits_{t = 1}^T {{{\left( {{r_{i,t}} - \frac{1}{T}\sum\limits_{t = 1}^T {{r_{i,t}}} } \right)}^2}} } $$ (4) 其中，T为每个会计年度内总的交易日数，ri,t为企业i在第t个交易日的股票日收益率。
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借鉴Gloßner（2019）、曹越和郭天枭（2020）的做法，本文控制如下变量：上市年限（Age）、企业成长性（Growth）、杠杆率（Lev）、总资产回报率（ROA）、企业规模（Size）、分析师跟踪（Follow）、行业竞争度（HHI）和企业非流动性（Amihud）。此外，本文还控制了行业和年度固定效应。具体变量定义如表1所示。
表 1 变量定义
变量 名称 定义 CSR 企业社会责任 和讯网公布的社会责任评分 TotalVol 企业风险 股票日收益率的波动率 SVOL 系统性风险 基于资本资产定价模型的β系数平均值 IVOL 特质性风险 基于资本资产定价模型的残差平均值 WCR 机构投资者投资期限 机构投资者组合换手率 LITO 长期机构投资者持股比例 长期机构投资者的持股比例求和 SITO 短期机构投资者持股比例 短期机构投资者的持股比例求和 Inh 机构投资者持股比例 机构投资者当年的持股总和占比 Age 上市年限 （当前年限−公司成立年限+1）取对数 Growth 企业成长性 主营业务增长率 Lev 杠杆率 资产负债率 ROA 总资产回报率 总资产收益率 Size 企业规模 市值的对数 Follow 分析师跟踪 分析师发布报告数量的对数 HHI 行业竞争度 主营业务收入的行业赫芬达尔指数 Amihud 企业非流动性 Amihud（2002）的非流动性指数 -
为检验假设H1a，本文构建如下多元回归模型（5）：
$$ CSR_{i,t }= α + βWCR_{i,t }+ γControls_{i,t }+ Ind + Year + ε $$ (5) 若假设H1a成立，则模型（5）中WCR的回归系数应该显著为负。
为检验假设H1b和H1c，本文进一步构建如下多元回归模型（6）：
$$ CS{R_{i,t}} = \alpha + \beta \left\{ \begin{gathered} LIT{O_{i,t}} \\ SIT{O_{i,t}} \\ \end{gathered} \right. + \gamma Control{s_{i,t}} + Ind + Year + \varepsilon $$ (6) 若假设H1b成立，则模型（6）中LITO的回归系数应该显著为正。若假设H1c成立，则SITO的回归系数应该显著为负。
为检验假设H2a，本文构建如下多元回归模型（7）：
$$ TotalVol_{i,t }= α + β_{1}CSR_{i,t }+ β_{2}WCR_{i,t-1} + γControls_{i,t }+ Ind + Year + ε $$ (7) 若假设H2a成立，则模型（7）中CSR的回归系数应该显著为负，且WCR的回归系数显著为正。
为检验假设H2b和H2c，本文进一步构建如下多元回归模型（8）：
$$ TotalVo{l_{i,t}} = \alpha + {\beta _1}CS{R_{i,t}} + {\beta _2}\left\{ \begin{gathered} LIT{O_{i,t - 1}} \\ SIT{O_{i,t - 1}} \\ \end{gathered} \right. + \gamma Control{s_{i,t}} + Ind + Year + \varepsilon $$ (8) 若假设H2b成立，则模型（8）中CSR的回归系数应该显著为负，且LITO的回归系数显著为正。若假设H2c成立，则CSR的回归系数应该显著为负，且SITO的回归系数显著为负。
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表2描述性统计结果显示，A股民营企业CSR的均值为0.245，中位数为0.222，标准差为0.153，表明民营企业社会责任绩效差异较大。机构投资者投资期限WCR的均值为0.134，中位数为0.069。LITO的均值为0.130，而SITO的均值为0.124，表明长期机构投资者持股比例高于短期机构投资者持股比例。
表 2 描述性统计
变量 样本数 均值 标准差 最小值 25分位 中位数 75分位 最大值 CSR 8096 0.245 0.153 −0.034 0.170 0.222 0.276 0.766 WCR 8096 0.134 0.173 0.000 0.026 0.069 0.158 0.811 LITO 8096 0.130 0.196 0.000 0.002 0.017 0.224 0.779 SITO 8096 0.124 0.185 0.000 0.014 0.048 0.132 0.790 TotalVol 8096 0.445 0.135 0.194 0.354 0.420 0.504 0.839 SVOL 8096 19.157 4.719 8.604 16.108 18.846 21.683 33.479 IVOL 8096 0.360 0.113 0.144 0.281 0.341 0.417 0.701 Inh 8096 0.383 0.251 0.004 0.153 0.380 0.591 0.911 Age 8096 2.867 0.287 2.079 2.639 2.890 3.091 3.526 Growth 8096 0.204 0.326 −0.481 0.018 0.153 0.321 1.525 Lev 8096 0.371 0.199 0.049 0.205 0.352 0.515 0.872 ROA 8096 0.051 0.045 −0.091 0.022 0.046 0.075 0.190 Size 8096 21.792 1.075 19.903 20.991 21.671 22.413 26.071 Follow 8096 1.763 1.104 0.000 0.693 1.946 2.639 3.714 HHI 8096 0.153 0.110 0.015 0.072 0.126 0.207 0.578 Amihud 8096 0.001 0.001 0.000 0.000 0.000 0.001 0.005 本文对主要变量间的多重共线性问题进行了检验，结果发现VIF值均小于2，表明变量之间不存在多重共线性问题，使用OLS模型进行回归分析是可靠的。基于BP检验，变量之间存在异方差问题，因此在回归分析中本文报告基于公司层面聚类的稳健标准误计算的t统计量。
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表3报告了机构投资者投资期限、长短期机构投资者持股比例对民营企业社会责任影响的检验结果。由列（1）可知，机构投资者投资期限WCR对企业社会责任的系数为−0.081，且在1%的水平上显著，表明民营企业的机构投资者投资期限越长，企业社会责任绩效越好，假设H1a成立。列（2）和列（3）报告了长短期机构投资者持股比例与企业社会责任的回归结果。由列（2）可知，长期机构投资者持股比例LITO对企业社会责任的系数为0.044，且在1%的水平上显著，表明民营企业的长期机构投资者持股比例越高，企业社会责任绩效越好，假设H1b成立。由列（3）可知，短期机构投资者持股比例SITO对企业社会责任的系数为−0.042，且在1%的水平上显著，表明民营企业的短期机构投资者持股比例越高，企业社会责任绩效越差，假设H1c成立。列（4）同时加入长短期机构投资者持股比例LITO、SITO，回归系数分别为0.036和−0.031，且均在1%的水平上显著，研究结果支持假设H1b和H1c。
表 3 机构投资者投资期限、长短期机构投资者持股比例与企业社会责任
变量 CSR (1) (2) (3) (4) WCR −0.081*** (−5.970) LITO 0.044*** 0.036*** (5.240) (4.262) SITO −0.042*** −0.031*** (−4.373) (−3.154) Inh 0.036*** (4.498) Controls Yes Yes Yes Yes Year Yes Yes Yes Yes Ind Yes Yes Yes Yes Observations 8096 8096 8096 8096 Adj_R2 0.275 0.274 0.273 0.275 注：***、**、*分别表示在1%、5%、10%的水平上显著；括号内为根据White稳健标准误计算的t值，标准误在企业层面进行聚类。 表4报告了机构投资者投资期限、民营企业社会责任与企业风险之间的中介效应检验结果。由列（1）可知，企业社会责任CSR与企业风险TotalVol之间存在显著的负相关关系，表明企业社会责任投资有利于降低企业整体风险水平，验证了责任保险理论。本文加入滞后一期的机构投资者持股期限变量WCRt−1、LITOt−1和SITOt−1，进一步检验变量之间的中介效应。
表 4 机构投资者投资期限、社会责任与企业风险
变量 TotalVol (1) (2) (3) (4) (5) (6) (7) (8) (9) CSR −0.022*** −0.020*** −0.021*** −0.022*** −0.021*** (−3.232) (−3.045) (−3.095) (−3.242) (−3.154) WCRt−1 0.017*** 0.016** (2.652) (2.418) LITOt−1 −0.017*** −0.017*** −0.019*** −0.018*** (−3.414) (−3.281) (−3.564) (−3.486) SITOt−1 0.001 −0.000 −0.005 −0.006 (0.200) (−0.010) (−0.961) (−1.134) Inh −0.018*** −0.025*** −0.024*** (−4.034) (−4.755) (−4.624) Controls Yes Yes Yes Yes Yes Yes Yes Yes Yes Year Yes Yes Yes Yes Yes Yes Yes Yes Yes Ind Yes Yes Yes Yes Yes Yes Yes Yes Yes Observations 5591 5591 5591 5591 5591 5591 5591 5591 5591 Adj_R2 0.755 0.755 0.755 0.755 0.755 0.754 0.755 0.755 0.755 注：***、**、*分别表示在1%、5%、10%的水平上显著；括号内为根据White稳健标准误计算的t值，标准误在企业层面进行聚类。 表3列（1）中，机构投资者投资期限WCR对企业社会责任CSR的回归系数为−0.081，且在1%的水平上显著。表4列（2）中，WCRt−1对TotalVolt的回归系数为0.017，且在1%的水平上显著。表4列（3）中，WCRt−1、CSR对TotalVol的回归系数分别为0.016和−0.020，且均在至少5%的水平上显著。相较于表4列（2），WCRt−1对TotalVol的回归系数由0.017降至0.016，表明民营企业社会责任在机构投资者投资期限对企业风险的影响中发挥了部分中介作用。研究结果支持假设H2a，即在控制机构持股比例的基础上，机构投资者投资期限通过降低社会责任绩效的方式作用于企业风险。机构投资者投资期限越短，民营企业社会责任绩效越差，企业风险水平越高。
表3列（2）中，长期机构投资者持股比例LITO对企业社会责任CSR的回归系数为0.044，且在1%的水平上显著。表4列（4）中，LITOt−1对TotalVol的回归系数为−0.017，且在1%的水平上显著。表4列（5）中，LITOt−1、CSR对TotalVol的回归系数分别为−0.017和−0.021，且均在1%的水平上显著，表明企业社会责任在长期机构投资者持股对企业风险的影响中发挥了部分中介作用。研究结果支持假设H2b，即长期机构投资者持股比例越大，民营企业社会责任绩效越好，企业风险水平越低。
表3列（3）中，短期机构投资者持股比例SITO对企业社会责任CSR的回归系数为−0.042，且在1%的水平上显著。但在表4列（6）和列（7）中，SITOt−1与TotalVolt之间并不存在显著的相关关系，研究结果不支持假设H2c。此外，表4列（8）和列（9）的结果表明，同时加入长短期机构投资者持股比例LITO、SITO时，也主要是长期机构投资者发挥降低企业风险的作用。
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为提升研究结果的可靠性，本文从变量测度、样本选择和因果倒置等方面对实证研究结果进行了稳健性测试。
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考虑到机构投资者投资期限的测度误差问题，本文参考Cremers和Pareek（2015）的做法，采用机构投资者的加权持股时长Duration变量对机构投资者投资期限进行测度。相对于Gaspar等（2005）采用机构投资者的组合换手率衡量机构投资者投资期限，Duration的计算方法更加强调机构投资者持有股票的平均期限。根据定义，Duration取值越大，机构投资者的投资期限越长。与WCR类似，本文根据Duration变量将机构投资者划分为长短期机构投资者，进而以企业为单位计算长期机构投资者持股比例LITO_Duration和短期机构投资者持股比例SITO_Duration。
表5报告了基于Duration测度的稳健性检验结果。由列（1）可知，机构投资者投资期限Duration与企业社会责任CSR显著正相关。由列（2）可知，LITO_Duration与企业社会责任CSR显著正相关。由列（3）可知，SITO_Duration与企业社会责任CSR显著负相关。稳健性检验结果与前文结论一致。
表 5 稳健性检验：基于Duration测度
变量 CSR (1) (2) (3) (4) Duration 0.123* (2.170) LITO_Duration 0.062*** 0.059*** (5.055) (4.721) SITO_Duration −0.019*** −0.013** (−3.029) (−2.018) Inh 0.007*** (3.105) Controls Yes Yes Yes Yes Year Yes Yes Yes Yes Ind Yes Yes Yes Yes Observations 8096 8096 8096 8096 Adj_R2 0.271 0.274 0.272 0.275 注：***、**、*分别表示在1%、5%、10%的水平上显著；括号内为根据White稳健标准误计算的t值，标准误在企业层面进行聚类。 -
考虑到可能存在的样本选择问题，本文采用倾向匹配得分（PSM）方法对样本进行匹配，再采用多元线性回归模型估计模型参数进行统计推断。具体而言，按照WCR中位数构建虚拟变量WCR_Dummy，以表1中的控制变量作为匹配变量，采用无放回的最邻近匹配法对样本进行匹配。
表6报告了基于PSM匹配后的稳健性检验结果。由列（1）可知，机构投资者投资期限WCR与企业社会责任CSR显著负相关。由列（2）可知，长期机构投资者持股比例LITO与企业社会责任CSR显著正相关。由列（3）可知，短期机构投资者持股比例SITO与企业社会责任CSR显著负相关。上述结果表明，本文研究结论稳健。
表 6 稳健性检验：基于PSM匹配
变量 CSR (1) (2) (3) (4) WCR −0.086*** (−4.696) LITO 0.031*** 0.021* (2.802) (1.811) SITO −0.048*** −0.041*** (−3.649) (−3.051) Inh 0.027** (2.461) Controls Yes Yes Yes Yes Year Yes Yes Yes Yes Ind Yes Yes Yes Yes Observations 4156 4156 4156 4156 Adj_R2 0.284 0.280 0.282 0.282 注：***、**、*分别表示在1%、5%、10%的水平上显著；括号内为根据White稳健标准误计算的t值，标准误在企业层面进行聚类。 -
考虑到可能存在的逆向因果问题，参考Gloßner（2019）、Chen等（2020）的做法，本文引入指数成分股调整的多期DID方法进行稳健性检验。首先，本文构建虚拟变量Treat，若上市公司被选入沪深300指数成分股，取值为1，否则为0；其次，构建虚拟变量Post，上市公司被选入沪深300指数成分股前，Post取值为0，被选入指数后取值为1。本文主要关注交乘项Treat×Post的回归系数，将沪深300指数成分股调整作为外生冲击检验机构投资者的投资期限对企业社会责任的影响。
由表7列（1）−列（3）中Treat×Post的回归系数可知，本文的结果与Chen等（2020）的研究结果一致，沪深300指数成分股调整这一外生冲击能够提升机构投资者的持股期限，使长期机构投资者持股比例增加、短期机构投资者持股比例减少。由列（4）可知，沪深300指数成分股调整这一外生冲击能够提升被选入指数企业的社会责任表现。上述结果表明，本文研究结论稳健。
表 7 稳健性检验：基于沪深300指数成分股指数调整
变量 WCR
(1)LITO
(2)SITO
(3)CSRt+1
(4)Trea×Post −0.044*** 0.029* −0.081*** 0.050*** (−3.930) (1.842) (−5.555) (5.087) Inh 0.556*** 0.014 (29.939) (1.411) Controls Yes Yes Yes Yes Year Yes Yes Yes Yes Firm Yes Yes Yes Yes Observations 8096 8096 8096 8096 Adj_R2 0.293 0.250 0.220 0.137 注：***、**、*分别表示在1%、5%、10%的水平上显著。 -
本文进一步将企业风险分为系统性风险和特质性风险两类，分别验证民营企业社会责任是否在机构投资者投资期限与企业风险之间存在中介效应。基于资本资产定价模型（9），本文将企业风险分为系统性风险SVOL和特质性风险IVOL，具体计算方法如模型（10）和模型（11）所示：
$$ {r_{i,t}} - {r_f} = {\alpha _{i,t}} + {\beta _{i,t}}({r_{m,t}} - {r_f}) + {\varepsilon _{i,t}} $$ (9) $$ SVO{L_i} = \frac{1}{T}\sum\limits_{t = 1}^T {{\beta _{i,t}}} $$ (10) $$ IVO{L_i} = \frac{1}{T}\sqrt {\sum\limits_{t = 1}^T {\varepsilon _{i,t}^2} } $$ (11) 其中，rf为使用当年一年期定期存款利率测度的无风险收益率；rm,t为第t个交易日的股票市场指数收益率，使用沪深A股流通市值加权指数测度。首先，本文基于模型（9）使用Fama-Macbeth截面回归估计每只股票的系统性风险，基于模型（10）对当年的βi,t取平均值得到系统性风险SVOL。其次，本文基于模型（9）计算每期的残差值εi,t，并根据模型（11）计算得到年化特质性风险IVOL。
表8报告了机构投资者投资期限、民营企业社会责任与系统性风险之间的中介效应检验结果。由列（1）可知，企业社会责任CSR与系统性风险SVOL之间不存在显著的相关关系。列（3）、列（5）、列（7）、列（9）的结果表明，在加入滞后一期的机构投资者持股期限变量WCRt−1、LITOt−1和SITOt−1后，企业社会责任CSR的系数仍不显著。上述结果表明，机构投资者投资期限以及长短期机构投资者持股比例并非通过影响民营企业社会责任绩效的路径降低企业系统性风险。
表 8 机构投资者投资期限、社会责任与企业系统性风险
变量 SVol (1) (2) (3) (4) (5) (6) (7) (8) (9) CSR 0.313 0.365 0.327 0.247 0.272 (0.936) (1.088) (0.969) (0.732) (0.805) WCRt−1 0.661* 0.688** (1.959) (2.031) LITOt−1 −0.517* −0.527* −0.771*** −0.776*** (−1.899) (−1.934) (−2.701) (−2.718) SITOt−1 −0.611** −0.599** −0.859*** −0.847*** (−2.325) (−2.273) (−3.114) (−3.066) Inh −1.704*** −1.952*** −1.964*** (−6.982) (−6.823) (−6.856) Controls Yes Yes Yes Yes Yes Yes Yes Yes Yes Year Yes Yes Yes Yes Yes Yes Yes Yes Yes Ind Yes Yes Yes Yes Yes Yes Yes Yes Yes Observations 5591 5591 5591 5591 5591 5591 5591 5591 5591 Adj_R2 0.367 0.367 0.367 0.362 0.362 0.362 0.362 0.363 0.363 注：***、**、*分别表示在1%、5%、10%的水平上显著；括号内为根据White稳健标准误计算的t值，标准误在企业层面进行聚类。 表9报告了机构投资者投资期限、民营企业社会责任与特质性风险之间的中介效应检验结果。由列（1）可知，企业社会责任CSR与特质性风险IVOL之间存在显著的负相关关系，表明企业社会责任能够对冲企业特质性风险，验证了责任保险理论。列（2）中，WCRt−1对IVOL的回归系数为0.017，且在5%的水平上显著。列（3）中，WCRt−1、CSR对IVOL的回归系数分别为0.015和−0.026，且均至少在5%的水平上显著。相较于列（2），WCRt−1对IVOL的回归系数由0.017降至0.015，表明企业社会责任在机构投资者投资期限对企业特质性风险的影响中发挥了部分中介作用，研究结果支持假设H2a，即在控制机构持股比例的基础上，机构投资者投资期限通过降低社会责任绩效的方式作用于企业特质性风险，机构投资者投资期限越短，民营企业社会责任绩效越差，企业特质性风险越高。列（4）中，LITOt−1对IVOL的回归系数为−0.017，且在1%的水平上显著。列（5）中，LITOt−1、CSR对IVOL的回归系数分别为−0.016和−0.027，且均在1%的水平上显著，表明企业社会责任在长期机构投资者持股对企业特质性风险的影响中发挥了部分中介作用。研究结果支持假设H2b，即长期机构投资者持股比例越大，民营企业社会责任绩效越好，企业特质性风险水平越低。列（8）和列（9）中同时加入长短期机构投资者持股比例LITOt−1、SITOt−1，长期机构投资者发挥降低企业特质性风险的作用。列（2）至列（9）的结果表明，机构投资者投资期限、民营企业社会责任绩效与企业特质性风险之间存在显著的中介效应关系。由此，机构投资者可以通过提升社会责任绩效对冲所投资企业的特质性风险。
表 9 机构投资者投资期限、社会责任与企业特质性风险
变量 IVol (1) (2) (3) (4) (5) (6) (7) (8) (9) CSR −0.027*** −0.026*** −0.027*** −0.027*** −0.026*** (−3.957) (−3.779) (−3.822) (−3.889) (−3.814) WCRt−1 0.017** 0.015** (2.529) (2.243) LITOt−1 −0.017*** −0.016*** −0.017*** −0.016*** (−3.214) (−3.056) (−2.986) (−2.896) SITOt−1 0.007 0.006 0.002 0.001 (1.347) (1.100) (0.326) (0.122) Inh −0.008* −0.015*** −0.014** (−1.766) (−2.727) (−2.571) Controls Yes Yes Yes Yes Yes Yes Yes Yes Yes Year Yes Yes Yes Yes Yes Yes Yes Yes Yes Ind Yes Yes Yes Yes Yes Yes Yes Yes Yes Observations 5591 5591 5591 5591 5591 5591 5591 5591 5591 Adj_R2 0.553 0.552 0.553 0.553 0.554 0.552 0.553 0.553 0.554 注：***、**、*分别表示在1%、5%、10%的水平上显著；括号内为根据White稳健标准误计算的t值，标准误在企业层面进行聚类。 -
机构投资者是促进中国资本市场健康发展与上市公司治理能力提升的重要外部治理机制，机构投资者持股期限与机构投资者持股比例是学术界与实务界共同关注的话题。本文基于2010−2018年中国A股民营企业的研究发现：（1）机构投资者持股期限能够提高民营企业社会责任绩效，同时长期机构投资者持股比例越大，对民营企业履行社会责任的促进作用更为明显，而短期机构投资者则起到相反作用。（2）机构投资者持股期限、民营企业社会责任绩效和企业风险之间存在不完全中介效应，长期机构投资者能够通过推动社会责任绩效提升对冲未来的投资风险，短期机构投资者则会通过抑制社会责任绩效提升加剧投资风险。同时，机构投资者通过企业社会责任对冲风险主要是通过降低企业特质性风险实现的。
本文得到如下启示：（1）民营企业优化公司治理结构应识别持股机构的异质性，积极引入具有长期投资期限的战略型机构投资者，以推动企业依照中长期价值战略进行管理决策，促进企业绩效提升。（2）政府应积极引导机构投资者的决策机制长期化，抑制“散户化”机构的“追涨杀跌”行为，维护资本市场稳定，为民营企业社会责任决策营造良好的外部环境。（3）机构投资者促使企业提升社会责任绩效能够有效对冲企业所面临的特质性风险，形成负面事件中企业声誉损失的缓冲带。机构投资者应充分认识企业社会责任的长期价值，权衡履行社会责任所导致的短期经济利益流出和长期战略优势获取，制定更加科学合理的投资方案，并对投资民营企业的社会责任行为进行有效监督。
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摘要: 文章以2010−2018年中国A股民营企业为研究对象，基于机构投资者持股明细测算机构投资者投资期限，实证研究机构投资者投资期限、社会责任与企业风险之间的关系。研究发现：机构投资者投资期限与民营企业社会责任绩效正相关，长期机构投资者持股能够推动企业社会责任绩效的提升，而短期机构投资者持股则会对企业社会责任绩效产生负面影响；机构投资者投资期限、企业社会责任绩效与企业风险之间存在非完全中介效应，长期机构投资者能够通过提升社会责任绩效降低特质性风险。研究结果丰富了机构投资者与企业社会责任关系的理论解释，为民营企业引入长期机构投资者提供了经验证据。
Institutional Investors’ Investment Horizon, Social Responsibility and Corporate Risk: Empirical Evidence from Private Firms
Abstract: This paper takes China’s A-share private firms from 2010 to 2018 as samples, measures the institutional investors’ investment horizon based on the details of institutional investors’ shareholdings, and empirically tests the relationship among institutional investors’ investment horizon, corporate social responsibility and corporate risk. The results show that institutional investors’ investment horizon is positively related to private firms’ social responsibility performance, long-term institutional investors’ shareholding promotes the improvement of corporate social responsibility performance, while short-term institutional investors’ shareholding negatively affects corporate social responsibility performance. There is a partial mediation effect among institutional investors’ investment horizon, corporate social responsibility performance and corporate risk, and long-term institutional investors reduce the idiosyncratic risk by enhancing social responsibility performance. The above findings enrich the theoretical explanation on the relationship between institutional investors and CSR, and provide empirical evidence for the introduction of long-term institutional investors into private firms. -
表 1 变量定义
变量 名称 定义 CSR 企业社会责任 和讯网公布的社会责任评分 TotalVol 企业风险 股票日收益率的波动率 SVOL 系统性风险 基于资本资产定价模型的β系数平均值 IVOL 特质性风险 基于资本资产定价模型的残差平均值 WCR 机构投资者投资期限 机构投资者组合换手率 LITO 长期机构投资者持股比例 长期机构投资者的持股比例求和 SITO 短期机构投资者持股比例 短期机构投资者的持股比例求和 Inh 机构投资者持股比例 机构投资者当年的持股总和占比 Age 上市年限 （当前年限−公司成立年限+1）取对数 Growth 企业成长性 主营业务增长率 Lev 杠杆率 资产负债率 ROA 总资产回报率 总资产收益率 Size 企业规模 市值的对数 Follow 分析师跟踪 分析师发布报告数量的对数 HHI 行业竞争度 主营业务收入的行业赫芬达尔指数 Amihud 企业非流动性 Amihud（2002）的非流动性指数 
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表 2 描述性统计
变量 样本数 均值 标准差 最小值 25分位 中位数 75分位 最大值 CSR 8096 0.245 0.153 −0.034 0.170 0.222 0.276 0.766 WCR 8096 0.134 0.173 0.000 0.026 0.069 0.158 0.811 LITO 8096 0.130 0.196 0.000 0.002 0.017 0.224 0.779 SITO 8096 0.124 0.185 0.000 0.014 0.048 0.132 0.790 TotalVol 8096 0.445 0.135 0.194 0.354 0.420 0.504 0.839 SVOL 8096 19.157 4.719 8.604 16.108 18.846 21.683 33.479 IVOL 8096 0.360 0.113 0.144 0.281 0.341 0.417 0.701 Inh 8096 0.383 0.251 0.004 0.153 0.380 0.591 0.911 Age 8096 2.867 0.287 2.079 2.639 2.890 3.091 3.526 Growth 8096 0.204 0.326 −0.481 0.018 0.153 0.321 1.525 Lev 8096 0.371 0.199 0.049 0.205 0.352 0.515 0.872 ROA 8096 0.051 0.045 −0.091 0.022 0.046 0.075 0.190 Size 8096 21.792 1.075 19.903 20.991 21.671 22.413 26.071 Follow 8096 1.763 1.104 0.000 0.693 1.946 2.639 3.714 HHI 8096 0.153 0.110 0.015 0.072 0.126 0.207 0.578 Amihud 8096 0.001 0.001 0.000 0.000 0.000 0.001 0.005
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表 3 机构投资者投资期限、长短期机构投资者持股比例与企业社会责任
变量 CSR (1) (2) (3) (4) WCR −0.081*** (−5.970) LITO 0.044*** 0.036*** (5.240) (4.262) SITO −0.042*** −0.031*** (−4.373) (−3.154) Inh 0.036*** (4.498) Controls Yes Yes Yes Yes Year Yes Yes Yes Yes Ind Yes Yes Yes Yes Observations 8096 8096 8096 8096 Adj_R2 0.275 0.274 0.273 0.275 注：***、**、*分别表示在1%、5%、10%的水平上显著；括号内为根据White稳健标准误计算的t值，标准误在企业层面进行聚类。
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表 4 机构投资者投资期限、社会责任与企业风险
变量 TotalVol (1) (2) (3) (4) (5) (6) (7) (8) (9) CSR −0.022*** −0.020*** −0.021*** −0.022*** −0.021*** (−3.232) (−3.045) (−3.095) (−3.242) (−3.154) WCRt−1 0.017*** 0.016** (2.652) (2.418) LITOt−1 −0.017*** −0.017*** −0.019*** −0.018*** (−3.414) (−3.281) (−3.564) (−3.486) SITOt−1 0.001 −0.000 −0.005 −0.006 (0.200) (−0.010) (−0.961) (−1.134) Inh −0.018*** −0.025*** −0.024*** (−4.034) (−4.755) (−4.624) Controls Yes Yes Yes Yes Yes Yes Yes Yes Yes Year Yes Yes Yes Yes Yes Yes Yes Yes Yes Ind Yes Yes Yes Yes Yes Yes Yes Yes Yes Observations 5591 5591 5591 5591 5591 5591 5591 5591 5591 Adj_R2 0.755 0.755 0.755 0.755 0.755 0.754 0.755 0.755 0.755 注：***、**、*分别表示在1%、5%、10%的水平上显著；括号内为根据White稳健标准误计算的t值，标准误在企业层面进行聚类。
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表 5 稳健性检验：基于Duration测度
变量 CSR (1) (2) (3) (4) Duration 0.123* (2.170) LITO_Duration 0.062*** 0.059*** (5.055) (4.721) SITO_Duration −0.019*** −0.013** (−3.029) (−2.018) Inh 0.007*** (3.105) Controls Yes Yes Yes Yes Year Yes Yes Yes Yes Ind Yes Yes Yes Yes Observations 8096 8096 8096 8096 Adj_R2 0.271 0.274 0.272 0.275 注：***、**、*分别表示在1%、5%、10%的水平上显著；括号内为根据White稳健标准误计算的t值，标准误在企业层面进行聚类。
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表 6 稳健性检验：基于PSM匹配
变量 CSR (1) (2) (3) (4) WCR −0.086*** (−4.696) LITO 0.031*** 0.021* (2.802) (1.811) SITO −0.048*** −0.041*** (−3.649) (−3.051) Inh 0.027** (2.461) Controls Yes Yes Yes Yes Year Yes Yes Yes Yes Ind Yes Yes Yes Yes Observations 4156 4156 4156 4156 Adj_R2 0.284 0.280 0.282 0.282 注：***、**、*分别表示在1%、5%、10%的水平上显著；括号内为根据White稳健标准误计算的t值，标准误在企业层面进行聚类。
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表 7 稳健性检验：基于沪深300指数成分股指数调整
变量 WCR
(1)LITO
(2)SITO
(3)CSRt+1
(4)Trea×Post −0.044*** 0.029* −0.081*** 0.050*** (−3.930) (1.842) (−5.555) (5.087) Inh 0.556*** 0.014 (29.939) (1.411) Controls Yes Yes Yes Yes Year Yes Yes Yes Yes Firm Yes Yes Yes Yes Observations 8096 8096 8096 8096 Adj_R2 0.293 0.250 0.220 0.137 注：***、**、*分别表示在1%、5%、10%的水平上显著。
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表 8 机构投资者投资期限、社会责任与企业系统性风险
变量 SVol (1) (2) (3) (4) (5) (6) (7) (8) (9) CSR 0.313 0.365 0.327 0.247 0.272 (0.936) (1.088) (0.969) (0.732) (0.805) WCRt−1 0.661* 0.688** (1.959) (2.031) LITOt−1 −0.517* −0.527* −0.771*** −0.776*** (−1.899) (−1.934) (−2.701) (−2.718) SITOt−1 −0.611** −0.599** −0.859*** −0.847*** (−2.325) (−2.273) (−3.114) (−3.066) Inh −1.704*** −1.952*** −1.964*** (−6.982) (−6.823) (−6.856) Controls Yes Yes Yes Yes Yes Yes Yes Yes Yes Year Yes Yes Yes Yes Yes Yes Yes Yes Yes Ind Yes Yes Yes Yes Yes Yes Yes Yes Yes Observations 5591 5591 5591 5591 5591 5591 5591 5591 5591 Adj_R2 0.367 0.367 0.367 0.362 0.362 0.362 0.362 0.363 0.363 注：***、**、*分别表示在1%、5%、10%的水平上显著；括号内为根据White稳健标准误计算的t值，标准误在企业层面进行聚类。
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表 9 机构投资者投资期限、社会责任与企业特质性风险
变量 IVol (1) (2) (3) (4) (5) (6) (7) (8) (9) CSR −0.027*** −0.026*** −0.027*** −0.027*** −0.026*** (−3.957) (−3.779) (−3.822) (−3.889) (−3.814) WCRt−1 0.017** 0.015** (2.529) (2.243) LITOt−1 −0.017*** −0.016*** −0.017*** −0.016*** (−3.214) (−3.056) (−2.986) (−2.896) SITOt−1 0.007 0.006 0.002 0.001 (1.347) (1.100) (0.326) (0.122) Inh −0.008* −0.015*** −0.014** (−1.766) (−2.727) (−2.571) Controls Yes Yes Yes Yes Yes Yes Yes Yes Yes Year Yes Yes Yes Yes Yes Yes Yes Yes Yes Ind Yes Yes Yes Yes Yes Yes Yes Yes Yes Observations 5591 5591 5591 5591 5591 5591 5591 5591 5591 Adj_R2 0.553 0.552 0.553 0.553 0.554 0.552 0.553 0.553 0.554 注：***、**、*分别表示在1%、5%、10%的水平上显著；括号内为根据White稳健标准误计算的t值，标准误在企业层面进行聚类。
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