内容提要：本文关注企业参与社会治理的主要方式——企业社会责任行为。有别于目前主流理论中的制度环境角度与闲置资源角度，本文从企业主个人特征角度切入，认为企业主的地位认同是影响企业社会责任的关键因素。基于对全国私营企业抽样调查数据的实证研究发现，私营企业主的地位认同与企业社会责任水平正相关，这种正相关更多体现在工具性层面，且在企业规模小、地区社会责任水平高的情况下更为显著。在理论层面，本文一方面推进了主观社会阶层及其社会后果等相关研究，认为企业主阶层地位的提升可能带来更多的社会利好，另一方面也间接回应了关于经济发展与社会发展关系这一宏观议题的讨论。

关键词：私营企业主；地位认同；企业社会责任

作者简介：谢昕琰，广东财经大学公共管理学院；刘伟强，广东金融学院公共管理学院

一、引言

社会主义市场经济经过了30 年的发展，创造了不小的经济总量。市场经济的发展和完善让私营企业主群体地位有所上升。与此同时，履行社会责任是党和政府倡导的非公有制企业参与社会治理的主要方式，通过这种方式能实现市场向社会的福利输送，有利于社会的发展。

在学术界，越来越多的研究关注如何推动企业履行更多的社会责任，主流视角有两派：闲置资源假说认为企业拥有的闲置资源越多，在社会责任方面的投入也会越多（McGuire et al.，1988）；组织新制度主义学派认为制度环境施加的合法性压力越大，企业越倾向于履行社会责任（Jennings & Zand⁃bergen，1995）。如从格兰诺维特的“嵌入性”视角（Granovetter，1985）来理解两大理论流派，新制度主义视角下，企业社会责任是制度情境下完全被动的行为，该观点更像是“过度社会化”（over socialized）的理解；而“闲置资源假说”则认为企业社会责任完全是经济因素的结果，又显得“社会化不足”（un⁃dersocialized）。

在两大视角外，有不少学者尝试从企业家个人因素的角度去寻找企业社会责任的动因，发现企业家个人的性别、年龄、受教育程度、宗教信仰等都是企业社会责任的影响因素。但是，鲜有研究回答这样的问题：个体因素究竟更多是通过改变行动者个人的价值倾向还是策略动机来影响企业社会责任的履行？原因可能在于，现有文献中讨论的个体因素的作用往往关注单方面，比如女性管理者更注重企业的社会责任投入（Williams，2003），体现的是一种价值观念的驱动；而政治关联程度高的企业社会责任投入更多，则更多体现为一种战略的需要（韩飞，2017）。相对而言，较难找到一个合适的自变量，在统一的框架下讨论乃至比较两种不同的社会责任动机。

另一方面，作为社会责任行为主体的中国私营企业主群体，其本身的阶层地位认同越来越受到学界的关注。相关研究发现：私营企业主的地位认同虽然历经波折，但在党的十八大以后开始有上升的趋势（范晓光、吕鹏，2018）。我们不禁想问：这种趋势究竟会带来怎样的社会后果？在私营企业中，有相当数量的企业因为创业初期的违规操作、不正当获利而被认为具有“原罪”嫌疑（唐松等，2017），它们在实力增强、地位提升后会想办法摆脱这种历史包袱，履行社会责任就是一种常见的“赎罪”行为。然而，有研究发现，很多私营企业履行社会责任纯粹是为了达到某种工具性目的（高勇强等，2012）。因此，我们有必要讨论企业主自身的阶层定位是否会影响企业的社会责任行为，更有必要讨论这种驱动力究竟是出于真心实意还是另有目的。

本文将对企业主地位认同与企业社会责任之间的关系进行探索性分析。首先，回顾与企业社会责任、企业主地位认同相关的文献，对二者的关系提出研究假设，继而讨论影响机制问题。其次，介绍本文的研究方法，并采用2014 年全国私营企业调查数据对研究假设进行检验。最后，基于数据分析结果，讨论研究的理论和现实意义。

二、文献回顾与研究假设

（一）企业社会责任的研究视角

鲍文将企业社会责任（corporate social responsibility，CSR）定义为：经营者根据社会标准和价值观制定政策、做出决策并采取行动的义务（Bowen，1953）。该定义实际上隐含着经营者个人特征会影响企业社会责任行动的意涵。较多学者认同在企业社会责任行为中同时存在着纯粹利他的动机和战略需求动机，也有学者将企业社会责任分为自愿性社会责任和强制性社会责任（许金花等，2018）。归纳现有文献，结合韦伯对理性行为的理解，本文认为企业履行社会责任的动机大抵有两种：一种是行动者自愿地秉持利他主义的价值理性行为，可以称之为价值性企业社会责任；另一种是为了达到某种目的主动或被动地履行社会责任的工具理性行为，可以称之为工具性企业社会责任。过去对企业社会责任的实证研究，大部分只讨论了其中某一种动机。近几年，“究竟企业社会责任行为更多是由利益驱动还是由价值驱动”则成为一个新的探讨方向（Wang et al.，2016）。

随着相关政策法规的完善，企业社会责任领域的关注点已由企业是否应该履行社会责任转变为如何推进企业履行社会责任。闲置资源假说认为在正常经营之外拥有的闲置资源越多，企业越有可能将这些资源用于解决面临的社会问题（McGuire et al.，1988），绩效越好的企业越有可能进行社会责任的投入。新制度主义理论则认为制度环境在塑造“企业应具备社会责任，注重可持续发展”的社会共识中发挥了重要作用（Jennings & Zand⁃ bergen，1995）。事实上，闲置资源假说和新制度主义理论都有一定的解释局限性，前者更多针对的是自愿性的社会责任，后者针对的主要是强制性的社会责任。

20 世纪80 年代兴起的高层梯队理论（Upper Echelons Theory）强调企业管理人员会根据自身价值和经验做出决策和战略选择，从而对组织结果产生影响，并认为分析企业的社会责任行为应该和管理者的个人特质联系起来（Bénabou & Tirole，2010），基于不同动机的企业社会责任活动都反映了管理者个人的偏好与价值观（Hemingway & Maclagan，2004）。在此视域下，国内外学者发现，管理者的性别、年龄、受教育程度、宗教信仰、政治倾向等都会影响企业履行社会责任的意愿或行为。

应该说，高层梯队理论独辟蹊径，找到了一条在组织因素、制度因素之外分析企业社会责任的路径。但实际上，目前针对企业社会责任的社会基础的讨论不足，没有得到学界足够的重视（Wang et al.，2016）。社会学常从社会结构和社会建构两方面去探讨一种行为、现象的社会基础，如果说制度理论探讨的是企业社会责任的建构基础的话，那么阶层地位的视角则更像是讨论其结构基础，而现有研究在这方面相对缺乏。同时，阶层地位的变化既可能改变一个人的策略动机，也可能改变一个人的价值观念，这给我们在同一个框架下比较两种不同的社会责任动机提供了机会。此外，阶层地位对个体行为的影响在众多研究领域都已被证实，企业的社会责任行为是否受到企业主阶层地位的影响同样是一个值得思考的问题。

（二）私营企业主的地位认同

地位认同（status identity）指人们对自己在社会阶层中所占据位置的感知，是主观社会阶层的重要衡量指标（高勇，2013）。比起客观地位水平，主观地位认同更能预测个体的决策（Bhattacharya，2012），并且能够在客观结构与行为模式之间建立桥梁，更好地讨论社会后果性的议题（秦广强，2016）。近年来的研究表明，地位认同在健康程度、社会态度、生活方式、政治偏好、集体行动等方面都有较强的解释力（Marin et al.，2008；Kraus & Tan，2013；吴青熹、陈云松，2015；秦广强，2016），但在组织领域还较少有研究专门针对地位认同的作用进行分析。

中国古代有“士农工商”的身份划分，也有“商人重利轻别离”“见利忘义”等说法。这套身份制度逐渐演化出了高低次序，商人常被看作结构上的最底层（王修晓，2019）。新中国成立后，社会主义改造运动及长期的计划经济体制使得代表资本主义的“商人阶层”已经在形式上“被消灭”。改革开放以后，虽然私营企业主身份的合法性得到了制度的保障，但根深蒂固的底层认同并没有得到改善：“士农工商”的说法虽不再被使用，“土豪”“暴发户”等新式称呼却开始出现。这些称呼本质上是企业主阶层低职业声望的表现。针对私营企业主群体自身的地位认同，范晓光和吕鹏的研究发现，企业主的地位认同始终未能与私营企业的收入保持同步上升，这种现象也被称为“盖茨比悖论”。值得注意的是，党的十八大以后私营企业主的地位认同还是呈明显上升的状态，这可能与营商环境的优化、亲清型政商关系的构建有关（范晓光、吕鹏，2018）。随之而来的一个问题是：这种主观阶层地位的提升，是否能够产生一种向外辐射的“社会利好”？

（三）地位认同对企业社会责任的影响

我们有理由相信，私营企业主的地位认同会影响到企业履行社会责任行为。

第一，从价值性社会责任的角度来看，较高的地位认同能够对私营企业主的心态产生影响，使其产生更多的亲社会行为。首先，私营企业主的地位认同长期偏低，当其自我感知到的地位提升至超过外界的普遍评价时，更有可能认为社会资源是公平的（刘欣、胡安宁，2016），这样的公平感会让企业主倾向于认为自身的地位是靠自己努力获得的（自致地位），是一种努力之后得到“荣耀”与“光环”，因此在经营之外要对外界承担起更大的责任以保住自身的“光环”（Sauder et al.，2012）。除了公平感，地位认知的提升也会带来安全感的提升（Sauder et al.，2012）。根据需要层次理论，人们的安全需要获得满足后，就会追求较高的自我实现需要（马斯洛，2014），关注和奉献社会就是其中的一种选择。其次，地位认同作为一个主观社会阶层的指标，并不像客观社会经济地位那样有明确的衡量标准，更多的是通过自身与他人的心理比较而产生。主观阶层较高的个体会有更多的向下比较。向下比较容易增强人们的同理心，进而增进人们的亲社会行为表现（Klein，2003）。高地位认同的私营企业主在进行向下比较时，更有可能产生对员工、对环境、对社会的同情感。最后，在中国私营企业主的社会构成中有很大一部分属于体制外“草根”群体（范晓光、吕鹏，2017）。这些出身基层的企业主经历过底层的生活，对弱势群体充满积极的情感（Stewart，2005），当自己成功（地位认同提升）之后，更有可能对一线工人、山区人民等弱势群体产生一种类似“吃水不忘挖井人”的回报心理。综上，基于公平感和安全感、阶层比较、回报心理等原因，地位认同较高的私营企业主可能更愿意在企业责任中进行投入。

第二，从工具性社会责任的角度来看，较高的地位认同会让私营企业主更倾向于通过履行社会责任来达到某种目的。首先，新制度主义学者认为企业履行社会责任的动力主要来自制度环境的制度压力，人们对于地位较高的企业要求更高（Sauder et al.，2012），自身地位的提高也会让私营企业主更加在意外部的制度压力，履行更多的社会责任，从而符合外界的合法性要求。其次，信号理论认为，组织行动者会出于某些目的有意对外释放一些信号（Spence，1974），这些信号很大程度上决定了组织的声誉与地位（波多尼，2011）。在市场化初期，私营企业主的职业声望普遍偏低（李春玲，2005）。当企业主自我感觉阶层提升以后，会通过某种途径向外释放自身阶层提升的信号，使外界认可自身的阶层定位。显然，履行社会责任行为是一个合适的信号手段。最后，以中国为代表的再分配体制有自身的特色：政治精英会从市场中寻找除工资报酬之外的额外获益，同样市场精英也会通过寻租等方式从体制内获得额外收益（Mihalyi & Szelenyi，2017）。地位认同提升以后，私营企业主更有可能认定自身为“市场精英”，继而通过政治联系的建立进行利益交换而获取政治身份、补贴等额外收益，履行社会责任的行为则是常用的交换手段。研究发现，私营企业中有相当一部分的社会责任行为是为了换取政治租金（李四海等，2016）。综上，基于建立合法性、传递地位信号、政治交换等工具性原因，地位认同较高的私营企业主可能更愿意进行企业社会责任投入。因此，立足价值性或工具性的社会责任角度，我们提出如下假设：

假设1：私营企业主地位认同越高，企业越倾向于履行社会责任。

对地位认同与社会责任之间的关系做出假设后，进一步需要提问的是：究竟这种关系更多体现在价值性层面还是工具性层面？已有研究发现，中国私营企业的社会责任行为很多都带有“表演性质”（高勇强等，2012）。假如企业是从纯工具性动机角度出发履行社会责任，我们只能观察到行为，并不会看到企业主心态的改变，就算履行了社会责任也并不代表真正关心社会问题及利益相关者。相反，如果是出于价值性动机，我们除了能观察到社会责任行为，也应该能观察到企业主心态的改变。当地位认同提升后，企业主可能有更高的关注社会的倾向，表现为对社会群体和具体社会问题的关注。当了解到一些具体的社会事件或者某些群体的境遇后，再有针对性地履行企业社会责任。

回到工具性逻辑，如果企业主地位认同对企业社会责任的作用体现为一种工具性作用的话，我们应该能观察到企业通过履行社会责任而获得名誉和回报（Vishwanathan et al.，2020）。研究显示，履行社会责任已成为很多企业建立政治联系的战略行为（张建君，2013）。如果私营企业主能获得一定的政治身份，既能给自身的地位带来认可，也能在一定程度上保障企业的合法性，同时也更容易获得政策、土地购买、订单合同等方面的优待（Chen et al.，2012）。所以，政治身份的获得能同时满足企业主建立合法性、传递地位信号、获取政治经济利益等工具性需要，那么履行社会责任就有可能成为企业主地位认同提升后获得政治身份的工具。综合以上两方面，本文假设：

假设2：地位认同高的私营企业主具有更强的关注社会倾向，因此倾向于履行社会责任。

假设3：地位认同高的私营企业主更倾向于通过履行社会责任获得政治身份。

私营企业主可以通过履行社会责任获得政治身份，并不意味着所有的企业主都会这么做。我们知道除本文讨论的企业主地位认同外，企业的工具性动机还会受到企业自身实力及环境因素的影响。因此若工具性动机真实存在，地位认同与企业社会责任的关系强度在不同的情境下应该有所不同。

企业规模是私营企业实力的显著特征，也是企业战略与决策的依据。相比之下，小规模企业合法性不足，受到的关注度也较低（Ahlstrom & Bru⁃ ton，2001）。因此，小企业更需要从制度环境中获得合法性，当地位认同提升后，通过履行社会责任向外界释放的信号也会更多。同时大企业由于资源丰富，战略选择空间更大（Ndofor et al.，2011），在企业社会责任之外会有更多的信号选择。实证研究显示，小企业确实更多从工具性角度出发履行社会责任（田祖海、叶凯，2017）。

新制度主义把私营企业理解为嵌入制度环境中的社会行动者（Dank⁃ baar，2004），企业主个体的地位认同发挥的作用与所处的特定社会情境息息相关（马骏等，2019）。因此，社会责任作为一种工具性手段的被认可程度可能会对企业的工具性动机产生影响：如果某一地区多数企业都履行社会责任，企业社会责任就更容易成为一种共识和普遍做法，企业采用此行为向外界释放信号的可能性也更大，地位提升后的私营企业主更有可能采用此方式向外界释放信号。因此，地区整体履行社会责任的程度会影响企业的工具性动机。综合规模和地区社会责任水平这两个可能影响工具性动机的因素，本文假设：

假设4：私营企业规模越小，企业主地位认同与企业社会责任行动的正相关关系越强。

假设5：所在地企业平均的社会责任水平越高，企业主地位认同与企业社会责任行动的正相关关系越强。

本研究的变量框架如图1所示。

三、研究方法

（一）数据来源

本研究的数据来自2014 年第十一次全国私营企业调查（CPES2014），这是由中共中央统战部、中华全国工商业联合会、国家工商行政总局和中国民（私）营经济研究会主持的全国性私营企业调查，该数据也是学术界研究私营企业较为通用的全国性数据（陈光金等，2018）。经过数据清理，本研究采用的有效样本包括3251 个观测值。同时，在后文的稳健性检验部分，由于进入模型变量的增加，统计样本相应减少，但减少幅度不大。

（二）因变量

本研究的因变量为企业社会责任。学界常以慈善捐款数额、环保投入额等金钱或资源的投入作为企业社会责任的衡量指标。私营企业在履行社会责任时，有价值性动机，也有工具性动机，动机不容易厘清。已有研究显示，私营企业经常通过履行某一项社会责任以掩盖其在其他方面的不足，转移外界的关注点（高勇强等，2012），但我们无法先验地判断企业在哪个维度的社会责任行为是一种“表演行为”。因此，比起某个维度的投入量，企业总共履行了多少种类的社会责任行为是一个更加全面的、能够涵盖不同动机的社会责任测量指标（Ehsan et al.，2018），而具体维度的投入可作为结论稳健性的佐证指标。

参考现有研究（陈贵梧等，2017），本研究将环保治污行为、扶贫慈善行为、员工提升行为作为企业社会责任的衡量维度。问卷中与此相关的测量分别有：（1）2013 年为扶贫、救灾、环保、慈善等的捐款额；（2）2013 年治理污染投入金额；（3）2013 年员工培训支出金额。本研究先构建三个虚拟变量，相关问题如果回答为0 则取值为0，如果回答为大于0 的具体金额则取值为1。接着对三个虚拟变量进行加总，形成一个取值范围为0~3 的变量，作为本研究统计分析的因变量。

（三）自变量

本研究的自变量为企业主的地位认同。问卷中询问了受访者“同周围其他社会成员相比，您认为自己在下列三种社会阶梯（经济地位、社会地位、政治地位）上处在什么位置？”（1 分表示最高，10 分表示最低）。对这三个变量的取值进行反向重新编码后，采用主成分分析法，提取“企业主地位认同”因子作为研究的自变量。

（四）机制检验变量

机制检验变量包括关注社会倾向与政治身份。问卷中询问了企业主平时上网浏览的内容及相应频率，其中包括“了解社会新闻资讯”“发表自己对时事或社会事件的看法和评论”（选项包括“从不”“很少”“有时”“经常”）。按照频率（从低到高）从0~3 进行赋值，再将两变量的赋值进行加总，形成一个取值范围为0~6 的变量，以对关注社会倾向进行测量。针对政治身份，采用各级人大代表或政协委员的身份进行衡量，如果企业主具有其中任何一种政治身份则赋值为1，否则为0。考虑到因果推断的时间要求，政治身份只包含现任的。

（五）条件变量

条件变量有两个：企业规模，采用2013 年全年雇用的员工数量，并做自然对数处理；地区社会责任水平，区分不同的省份，在剔除标的企业后求得同省其他企业样本社会责任水平（因变量）的均值。

（六）控制变量

控制变量主要包括企业主特征、企业特征、地区三个部分，这些变量被认为与企业社会责任行为相关（谢昕琰、楼晓玲，2018）。企业主特征包括：性别（男性编码为0，女性编码为1）；企业主年龄，用调查年份（2014 年）减去企业主的出生年份，并做标准化处理；受教育程度（大专以下编码为0，大专及以上编码为1）。企业特征包括：经营历史（2014 减去企业登记注册的年份）；创新投入（企业有工艺改造投入、新产品研发投入、新产品推向市场中的任何一项编码为1，其余编码为0）；行业（制造业编码为1，其余编码为0）；董事会（企业内设立董事会的编码为1，其余编码为0）。同时，本文还控制了企业所在地区（根据企业所在省、自治区、直辖市，重新编码为30 个虚拟变量）。此外，作为条件变量的企业规模与地区社会责任水平也作为控制变量纳入分析。表1为主要变量的描述性统计结果。

（七）模型

本研究将采用回归分析验证研究假设，验证过程中采用三步回归法（Baron & Kenny，1986）、构造交互项的方法分别进行中介效应和条件效应的检验。本文主要因变量为序次离散变量，因此采用Ordered Probit 模型（简称Oprobit）作为验证假设的主要回归模型（模型1-3、模型5-7），同时采用OLS模型（模型8）和二分Probit 模型（模型4、模型9-11）对分析过程中出现的连续或二分因变量进行回归分析。

四、分析结果

表2是针对研究假设的回归分析结果。模型1仅包含了研究的控制变量和主要自变量，结果显示在控制诸多因素后，企业主地位认同与企业社会责任保持着较显著的正相关关系（p<0.001）。企业主主观阶层的提升，确实能引致更多的社会利好，假设1得到验证。

接下来，用三步回归法分别对假设2、假设3进行检验。联立模型1-2-3是针对价值性社会责任的检验模型，结果显示：企业主地位认同与关注社会倾向显著正相关（p<0.01），地位认同的提升确实能让企业主更加关心社会。同时，关注社会倾向与企业社会责任投入之间也存在显著的正相关关系（p< 0.05），模型3 中地位认同的回归系数相比模型1 变小，说明中介效应确实存在，但系数减小的幅度较少，中介效应相对微弱。联立模型4-1-5 是以获取政治身份为例，针对工具性社会责任的检验模型，结果显示：地位认同、企业社会责任均与政治身份显著正相关（p<0.001），且地位认同的回归系数从模型4 到模型5 有明显的下降，说明地位认同上升后，企业主确实更倾向于通过履行社会责任达到获取政治身份等工具性目的。综合以上中介效应检验发现，地位认同对企业社会责任的作用更多体现在工具性层面。

模型6、模型7 是针对条件作用的检验，结果显示地位认同与企业规模交互项负向显著，与地区社会责任水平的交互项则正向显著，假设4、假设5都得到了结果的支持。对比交互项的检验结果可发现：企业规模影响了地位认同的作用程度，而地区社会责任水平则影响了地位认同作用的有无，前者是相对条件变量，后者是绝对条件变量。这样的结果说明比起企业的主观因素，所在区域的制度环境仍是企业履行社会责任的大前提。结合前文的机制检验可推测，如果地区的总体社会责任水平较低，企业主地位认同提升后可能不会采用履行社会责任这种方式达到自身的工具性目的。

五、稳健性检验

（一）改变企业社会责任的测量方法

关于企业社会责任的测量方法，学术界并没有形成完全共识。因此，必须经过不同测量方法的检验，关于企业社会责任的实证研究结论才可信。

为了检验结论的稳健性，以下将改变因变量的测量方法，重新构建企业社会责任的测量指标进行回归分析，以检验地位认同与企业社会责任间关系的稳健性。新构建的指标包括：（1）企业社会责任投入金额，对企业在慈善捐款、治理污染、员工培训方面投入的金额在统一单位后进行加总，同时为了减少极端值的影响对加总金额取对数并对5%的极端值进行缩尾处理；（2）将原本构成因变量的三个维度设为三个独立的二分变量，以检验企业主地位认同对具体社会责任维度的影响。

表3 是改变测量维度后稳健性检验的结果。模型8 显示企业主地位认同的系数依然显著（p<0.001），说明自变量与因变量的关系相对稳健。模型9、模型10、模型11 分别检验了地位认同与慈善捐赠、治理污染、员工培训投入的关系，结果显示地位认同与慈善、治污两个单独指标能保持一定程度的正相关关系（p<0.01），但与员工培训投入的关系则不显著。如果把慈善、治污看成对外社会责任，而把员工福利看成对内社会责任的话，这样的结果也符合现有观点：高管团队的特征更多影响的是对内社会责任，而企业管理者的特征更多影响的是对外社会责任（Reimer et al.，2018）。同时，由于针对的都是外部利益相关者，因此企业的对外社会责任行为更容易被观察到，所发挥的工具性作用也更强（柳建坤、何晓斌，2020），这样的结果进一步佐证了机制检验部分关于工具性作用是主要作用的结论。

（二）工具变量法

前文提到地位认同具有不稳定性，因此很难区分自变量的测量结果是长期稳定的状态还是短期的情绪化判断，这可能给因果推断带来一定的内生性问题：首先是无法判断自变量与因变量时间发生的先后，其次容易产生反向因果的问题，即企业主很可能是因为履行了社会责任从而提升了自身的地位认同。解决此问题需要找到一个相对外生的工具变量重新进行模型估计。由于中国特殊的经济发展轨迹，私营企业主的群体构成相对复杂，既有体制内“下海”群体，也有白手起家的“草根”群体。各种身份的人在受教育程度和政治纽带上有差异，这在一定程度上影响了他们进入市场后的阶层地位（范晓光、吕鹏，2017）。我们采用“开办企业前的职业身份”作为工具变量对模型进行重新估计。问卷涉及的相关问题有：“企业家在党政机关担任过干部”“企业家曾经是军人”“企业家在国有或集体企业、外资企业、其他私营企业担任过主要负责人或中层管理者”，这三项有任何一项满足则工具变量赋值为1，代表企业主具有更高的体制资本或人力资本，否则赋值为0。此工具变量是私营企业主开办企业前的状态，会影响到企业主长期的地位认同，且在时间维度上“足够外生”。同时，机制检验部分已发现工具性动机是企业履行社会责任的主要动机，这种动机更多考虑的是企业的现有需求，不太容易受到企业主开办企业前身份的影响。

针对因变量的变量类型，本文采用IV-oprobit 模型进行两阶段回归重新估计，一阶段模型具备一定的整体解释力（F 值=58.6，调整后R2=0.163），说明不容易产生弱工具变量问题；二阶段模型显示企业主地位认同与企业社会责任的关系没有明显变化（β=0.634，p<0.001），说明在考虑内生性问题后，研究的分析结果依然是稳健的。与此同时，本文还分别采用了IV-re⁃ gress 模型、IV-probit 模型对社会责任投入金额及三个子维度的测量指标进行二阶段重新估计。结果显示，关于社会责任投入金额（β=1.338，p<0.05）、慈善捐赠（β=0.510，p<0.01）、治理污染（β=0.515，p<0.01）的分析结果均维持了一定的稳健性。

与地位认同对企业社会责任的作用类似，社会责任对政治身份的作用也容易产生内生性问题。模型5 发现履行社会责任与企业主政治身份之间有很强的正相关关系，此关系很可能来自政治身份对企业社会责任的反向作用，即本身是人大代表或者政协委员的企业主，由于特殊身份的影响，可能履行更多社会责任。虽然在变量的测量上已排除曾当选而非现任的政治身份，但也无法完全控制反向因果的可能性，因此接下来采用“地区经济水平”作为“企业社会责任”的工具变量对模型5 进行重新估计。此工具变量根据国家统计局数据，以2013 年所在省、直辖市、自治区的地区生产总值（GDP）作为衡量指标，并作标准化处理。前文提到，履行社会责任作为一种企业的社会行动，受到社会环境因素的影响。在经济水平较高的地区，一方面企业可能普遍拥有更雄厚的经营实力，可将更多的闲置资源投入到社会责任事业当中；另一方面，“企业社会责任”概念相对而言更早被先发地区接触到，更有可能成为企业的策略工具。同时，作为权力机关和民主协商机构的人大和政协，在各个地域层级上均有广泛的代表性，因此地区经济发展差异与私营企业主获得政治身份的可能性关系不大。

政治身份属于二分变量，因此采用 IV-probit 模型进行工具变量两阶段回归估计，结果显示：一阶段模型具备一定的整体解释力（对数似然值= -3619.387，伪R2=0.166）；二阶段模型中履行社会责任与政治身份之间的关系仍然是显著的（β=0.720，p<0.001），说明在控制反向因果可能性前提下，履行社会责任对于获得政治身份的作用是稳健的。

六、结论与讨论

本研究通过对第十一次私营企业调查数据的分析，发现总体上企业主的地位认同正向影响企业的社会责任，主观阶层感知的提升能让企业主在实际经营过程中履行更多的社会责任。同时，机制检验发现虽然价值改变在地位认同对企业社会责任的作用中有所体现，但更多还是体现为一种工具性动机。再者，条件检验发现小规模企业的企业主地位认同对企业社会责任的作用更大，而所在区域的企业总体社会责任水平是地位认同影响企业社会责任的前提。此外，细分维度的分析发现，地位认同对于企业社会责任的作用更多体现在对外社会责任上，导致此结果的原因除了前文提到的对外社会责任工具性作用更强之外（柳建坤、何晓斌，2020），也有可能与“社会责任”在不同文化语境下的内涵建构有关：比如美国偏重于社会责任中的“慈善”意味，欧洲则更偏重于“反贫困”的内涵（Wang et al.，2016）；相比之下，中国语境下的社会责任可能更多意味着“兼济天下”的济世精神，因此行动主体可能在对外社会责任上着墨更重。本研究结论说明，行动主体的社会阶层与制度环境的情境建构是两个重要的企业社会责任影响因素，日后可以有更多社会学的视角来扩充企业社会责任的社会意涵，凸显其中的“社会”二字。

社会分层与流动领域的不少研究改变了传统上只关注客观阶层的局面，开始关注主观阶层领域（秦广强，2016），描述不同群体的主观阶层状态并分析其社会后果（Marin et al.，2008；Kraus & Tan，2013；吴青熹、陈云松，2015）。近年来开始有研究关注私营企业主群体的地位认同，并分析其影响因素及变迁情况（范晓光、吕鹏，2018），但却未回答这样的主观阶层状况会带来什么样的结果。本研究以企业主地位认同与企业社会责任的微观分析为例，实际上想要回答的是更加宏观的经济与社会之间的关系问题。这里借用科尔曼的“船模型”来进行阐释（见图2）：私营企业主作为改革开放后出现的新兴阶层，其主观阶层感知是我国市场经济的晴雨表。已有研究显示，私营企业主的主观地位认同虽然历经波折，但在党的十八大以后开始有上升的趋势（范晓光、吕鹏，2018），亦即宏观上的经济发展能够影响企业主群体地位认同这一事实是存在的（见图2 箭头a）。与此同时，企业社会责任作为一种组织行为及制度建构，被大部分人认为是企业或企业主参与社会治理，影响社会情境的最主要的方式（见图2 箭头b），这一点无论是从国家相关的立法、政策还是相关的媒体报道都可以看出。本文从微观层面证明了企业主地位认同的提高，确实能影响到企业整体的社会责任履行情况（见图2 箭头c）。将箭头a、b、c 的逻辑连通起来，可以认为宏观上的经济发展，透过企业主群体的认知和行动，带来了社会利好，宏观上的经济发展借由此路径影响了宏观上的社会发展（见图2 箭头d）。这一点在经济社会学和发展社会学领域都有一定的理论意义，其现实意涵也是我们所乐见的。

分化与整合是社会学的经典话题，也是功能主义与冲突论长期争论的焦点。本研究结果显示，某种程度的分化（企业主主观阶层的提升），未必一定带来宏观上的社会不平等。相反，这种主观阶层的提升，能够透过企业的社会责任行动，给利益相关者和外界环境带来实质的好处。这似乎暗示企业社会责任能起到“第三次分配”的作用，而这种行为本身是否从本质上减少了社会不平等程度则需更多的实证研究进行检验。但至少，企业主主观阶层的提升，并没有造成整体社会结构中“赢者通吃”的马太效应，反而形成了一种阻止阶层固化的结构性力量，以市场之力给以行政和社会力量为主的再分配机制很好的补充。同时，本文研究显示，这种作用更多是企业主基于工具性目的的考量，真心实意的价值成分还相对较少。因此，如何改变企业主群体的心态，激发其奉献社会的企业家精神，提升私营企业参与社会治理的能力，将是共同富裕背景下非公经济发展中需要重点讨论的议题。

（注释与参考文献从略，全文详见《社会》2022年第2期)