一 引言

根据目前的统计数据可知，中国企业社会责任报告总体水平近年来有了明显提升。自2006年社会责任报告元年到2015年，十年间中国企业社会责任报告发布数量从32份增长到1703份，在内容上更加注重实质性议题，在形式上也越来越丰富。^①中国企业在社会责任报告上的显著进步不仅体现了中国企业对社会责任的重视程度及其履行能力不断提升，也反映了中国企业在未来公司治理中的一个趋势，即高层管理者对企业社会责任履行的披露越来越重视。

高层管理者对企业社会责任的履行具有引导与组织的作用。针对高管行为与高管特征对企业社会责任履行的影响，现有研究主要围绕高管政治关联(贾明、张喆，2010)、高管薪酬(刘西友、韩金红，2012)、高管持股(王海妹、吕晓静、林晚发，2014)、高管层结构、年龄性别特征(郑冠群、宋林、郝渊晓，2015)、高管变更(陈丽蓉、韩彬、杨兴龙，2015)等方面展开。薪酬激励机制被认为是促进企业管理人员努力提升企业价值、防范高管产生自利行为的主要方式。Barnea和Rubin(2010)从代理理论的角度出发，研究长期薪酬激励与企业社会责任履行之间的关系，发现高管可能会为了自己的利益，在企业社会责任支出方面进行过度投资，这样既可以帮助自己获得“好公民”的声誉，又可以掌握更强大的职场流动性和薪酬合约的议价能力。McGuire(2003)认为，企业财务表现与社会责任是否为取舍关系尚无定论。虽然McGuire等的文章假设高管薪酬与企业社会责任履行程度负相关，但其实证结论与假设不一致，即高管薪酬与企业社会责任履行程度正相关。McGuire等的解释是，因为企业社会责任履行水平与企业规模正相关，如企业规模大，出于公众关注的压力，高管会尤其关注企业社会责任，维护企业的声誉与形象，从而维持自己的高薪酬。因此，本文将进一步从利益相关者理论出发，具体探讨影响高管薪酬激励与企业社会责任履行的关系。

在转型经济环境下，随着改革的不断深入，我国市场化程度在逐渐提高。市场化改革对上市公司的公司治理产生了显著的影响，市场化程度的提高增强了高管薪酬水平对企业价值的敏感性，改善了高管薪酬契约的有效性。因此，本文引入行业竞争情境，探讨行业竞争对高管薪酬激励与企业社会责任履行关系的影响，同时进一步研究高管薪酬激励与行业竞争对企业社会责任履行的影响是否存在替代关系。本文将高管薪酬激励与企业社会责任履行的关系纳入外部行业竞争的环境影响框架中研究，对企业通过外部治理机制促进企业社会责任的履行以及政府监督企业履行社会责任具有现实意义，并能对丰富高管薪酬激励影响因素研究的文献积累作出增量贡献。

二 理论分析与研究假设 (一) 高管薪酬激励与企业社会责任的履行

Gray等(1997)指出，尽管高管薪酬没有直接的激励价值，但基于代理理论，当高管获取的是固定薪酬时，会出于维护固定薪酬水平的动机产生规避风险的倾向，而较低的企业社会责任履行程度被认为是“有风险”的，因此高管会为了降低风险而促进企业履行社会责任，故高管薪酬与企业社会责任履行程度正相关。刘小霞、江炎骏(2011)从企业捐赠视角出发，针对我国上市公司2004—2009年的数据开展研究并得出结论：高管薪酬越高，企业社会责任履行水平越高。近年持续高涨的企业高管薪酬有效激励与中国企业在社会责任报告上的显著进步，也间接证明了高管薪酬激励对企业履行社会责任的作用。

高管受托责任具有双重性质，它既包括以体现企业经济效益为主的经济责任，又包括以体现环境效益、社会效益为主的社会责任两个方面，因此，履行社会责任是企业高管在委托代理关系中必然关注的一大方面。基于利益相关者理论，企业生产经营行为及后果的关系方不再局限于企业的所有者——股东，而是具体到资本市场、产品市场、组织内部、外部环境等多方面，与企业股东、消费者、供应商、公司员工、政府等多个利益方相关联。因而，高管在决策过程中就有义务关注企业价值提高、产品服务质量提升、职工福利保障、环境保护等多方面内容，以实现相关者利益(何杰，曾朝夕，2010)，并逐渐将这些目标演化为企业的长期发展目标，而这些目标正是企业社会责任提升的具体表现。并且，越来越多的企业家把社会责任视作驱动企业可持续、良性健康发展的一个重要因素(徐光华等，2007)。对注重企业长远利益的高层经营者来说，提升企业社会责任履行水平是企业长期发展战略的一个重要方面。

尽管履行社会责任会增加企业的当期成本，但是，社会责任的履行能够提升企业的社会形象，增加企业的社会资本，改善政企关系。研究显示，这些因素都将提高企业的核心竞争力，增加企业的绩效。因此，与企业绩效挂钩的高管薪酬将会促使管理层积极履行企业社会责任。

基于以上分析，高管薪酬激励能够对高管决策行为产生正面影响，促进其在决策行为中关注企业长期发展，而企业社会责任履行作为企业长期发展战略的一个重要方面会得到高管的重视与敦促，从而促进企业社会责任履行程度的提高。因此，本文提出第一个假设：

H1：高管薪酬激励水平越高，企业社会责任履行的积极性也越高。

(二) 行业竞争对高管薪酬激励与企业社会责任履行关系的影响

行业竞争是影响企业活动的一个重要变量，对企业战略活动有着非常重要的影响，而企业社会责任目前已成为企业战略决策的重要部分，因此行业竞争作为一种外部机制，往往也会影响企业社会责任履行的表现。一方面，来自行业竞争的压力可能会促进高管薪酬激励作用的发挥，使高管薪酬激励对高管决策的正面影响力加强，从而有助于高管薪酬激励对企业社会责任履行发挥作用；另一方面，由于行业竞争本身会对企业社会责任履行形成环境约束力，行业竞争可能替代高管薪酬激励发挥对企业社会责任履行的影响。因此，本文着重研究行业竞争对高管薪酬激励与企业社会责任履行关系的调节作用，探究行业竞争对高管薪酬激励与企业社会责任履行程度之间的关系发生的是促进还是替代作用。

行业竞争程度的提高有利于促进高管薪酬激励实行效果的提高，从而加强高管薪酬激励与企业社会责任履行程度的关系度。随着市场竞争强度的加大，环境对经营者行为约束力的增强，此时高管难以通过盈余操纵等手段获取自利，因而高管薪酬激励往往能更好地发挥其激励与约束的作用。刘凤委等(2007)以A股上市公司为研究样本，通过比较研究验证行业竞争环境对经营者薪酬合约的影响，结果表明：外部竞争程度越高，政府干预度越低，经营者激励与企业业绩的相关度越高。因此，行业竞争越激烈，对经营者行为的约束力也就越强；市场竞争强度越大，委托人会给予代理人越多的激励，而高强度的市场竞争可以帮助委托人更好地了解代理人的努力程度，从而使得高管薪酬激励能够更好地发挥对企业社会责任履行的促进作用。

本文还考虑了另一种可能性，即行业竞争本身对企业社会责任履行程度可能产生正面作用，甚至会替代高管薪酬激励。Brammer等(2004)指出：当市场上出现大量的替代品，行业竞争加强，消费者倾向于选择企业社会责任感强、声誉较好的企业的商品。由此可见，企业可以通过积极履行社会责任，在消费者中树立良好的品牌形象，从而获得更高的声誉。声誉作为一种无形资产，可以辅助企业通过差异化竞争获得竞争优势。因此，基于企业社会声誉角度来分析，企业在面对激烈的竞争环境时会积极地承担道德责任以帮助企业实现差异化，积累社会资本，获取竞争优势，这也有利于企业社会责任的履行。张正勇(2012)认为，产品市场竞争与公司治理之间存在互补或替代效应，从而影响企业社会责任履行信息的披露；增加竞争是引导企业积极披露社会责任履行信息的有效方式，而高管薪酬激励作为公司治理机制的一种，也可能与行业竞争之间存在替代关系。因此，行业竞争强度越大，企业越有动力通过加强社会责任履行这一战略举措来提高综合竞争力，行业竞争就会与高管薪酬激励产生替代关系。基于上述分析，本文提出两个相互对立的假设：

假设H2a：行业竞争对高管薪酬激励与企业社会责任履行程度之间的关系具有积极影响，行业竞争强度越大，高管薪酬激励对企业社会责任履行的促进作用越显著。

假设H2b：行业竞争对高管薪酬激励具有替代作用，行业竞争强度越大，高管薪酬激励对企业社会责任履行的促进作用越弱。

三 研究设计 (一) 样本选取与数据来源

本文选取2010—2014年发布企业社会责任报告且获得润灵环球社会责任评级的全部A股企业为样本。为了使研究结果更具有代表性与普遍性，在样本中剔除了以下特殊的企业：(1)金融类上市公司，以避免其特殊的财务数据对实证结果产生影响；(2)没有连续发布企业社会责任报告、只有个别年度获得企业社会责任评分的企业；(3)其他数据缺失的上市公司。需要说明的是，由于我国企业大多在当年的3月到4月期间发布社会责任报告，其报告反映的是该企业上一年的社会责任履行状况，因此，润灵环球社会责任报告2010—2014年的评分实则针对的是2009—2013年的企业社会责任履行情况，故而本文的研究时间窗口为2009—2013年，其他变量数据以此为标准进行筛选。根据以上选取要求，本文最终筛选出343家连续5年获得社会责任报告评分的样本公司，共得到1715个观测值。

本文的企业社会责任报告数据主要来源于润灵环球社会责任评级RKS数据库^①和上市公司年报，其余数据来自国泰安CSMAR金融数据库，并运用STATA14.0对数据进行处理。

(二) 主要变量及其定义

1.企业社会责任履行程度(CSR)。本文参考了刘计含等(2012)的做法，以润灵环球社会责任评级的评分结果来衡量企业社会责任履行程度。润灵环球社会责任评级设计的MCTi社会责任报告评价体系，从M-score整体性、C-score内容性、T-score技术性以及i行业性四大零级指标出发，分别设计一级指标和二级指标对上市公司社会责任报告进行全面评价。其中MCT三大指标下分别设置了“战略”、“经济绩效”、“可信度与透明度”等15个一级指标，一级指标下又分设了63个二级指标。而i指标则作为分行业特征指标，针对各行业具体特征设置信息评价标准。MCTi总评分满分为100分，采用结构化的专家打分法。整体性评价M权重为30%，满分30分；内容性评价C权重为45%，满分为45分；技术性评价T权重为15%，满分为15分；行业性特征指标i权重为10%，满分为10分(其中综合业与其他制造业没有i指标，内容性评价C权重调整为50%，满分50分；技术性评价T权重调整为20%，满分20分)。

2.高管薪酬激励(Ln Salary)。薪酬激励是指高管每年从公司获得的工资、奖金、福利补贴等货币性收入总额。国内研究通常将董事长和总经理或高层管理团队作为高层管理者。在我国，尽管董事长和总经理一样都是经营者，但董事长不在公司领取报酬的现象非常普遍(谌新民、刘善敏，2003)。基于上述原因，此处在衡量高管薪酬时，选取前三位高管薪酬总额指标。对于前三位高管薪酬总额，国内研究较多采用薪酬的自然对数形式(辛清泉等，2007)。本文参考了目前国内实证研究较为普遍的度量方法，以总额排名前三的高管薪酬合计的自然对数作为薪酬激励。

3.行业竞争强度。本文参考卢正文(2011)等人的做法，使用赫芬达尔—赫希曼指数(HHI)作为行业竞争强度的替代指标，该指标的计算公式如下：

$ HHI = \sum\limits_{i = 1}^N {{{\left( {\frac{{{X_i}}}{X}} \right)}^2} = \sum\limits_{i = 1}^N {{{\left( {{S_i}} \right)}^2}} } $

其中，X表示行业中市场的总体规模；X_i表示行业中企业i的规模(本文选择主营业务收入代入)；S_i=X_i/X，表示行业中企业i的市场占有率；N表示行业中的企业总数。在行业内企业数量一定的情况下，HHI数值越小，同行业相同规模的企业数量就越多，那么企业面临的行业整体竞争强度就越大。

4.其他变量。(1)资产收益率(ROA)：衡量企业盈利能力的主要指标，其计算方法为企业当年税后净利润与资产总额的比值。(2)公司规模(Size)：本文将公司总资产作为公司规模的衡量指标，并进行了对数处理。(3)公司成长性(Growth)：采用销售的相对增长作为代理指标，通过本期营业利润的增加值与上期营业利润的比值来计算。(4)董事会规模(Board)：目前实证研究对董事会规模衡量的指标较为统一，大多选用公司年度报告中披露的年度末公司董事会正式成员(不包括名誉董事、董事长、候选董事以及董事会顾问)人数总数的自然对数作为董事会规模，本文采用了同样的计算方法。(5)上市年限(Year)：公司治理实证研究中常用的控制变量，通常来自数据库的数据统计。

(三) 模型构建

1.高管薪酬激励与企业社会责任履行的关系检验。为了检验高管薪酬激励对企业社会责任履行的影响，本文建立以下模型：

$ \begin{array}{l} CS{R_{i,t}} = {\gamma _1}{\rm{Ln}}Salar{y_{i,t}} + {\gamma _2}Ro{a_{i,t}} + {\gamma _3}Siz{e_{i,t}} + \\ {\gamma _4}Growt{h_{i,t}} + {\gamma _5}Boar{d_{i,t}} + {\gamma _6}Yea{r_{i,t}} + {\partial _{i,t}} \end{array} $

在模型构建过程中，本文还进行了如下工作：

(1) 面板数据与PooledOLS回归的选择。PooledOLS回归与面板数据估计方法两者区别在于前者的基本假设是不存在个体效应的，而后者则认为个体效应是以固定效应或者随机效应的形态存在的。因此，在比较固定效应与随机效应模型之前，先要确定观测值是否存在个体效应。首先进行固定效应模型与PooledOLS的比较，用Wald检验方法考察高管薪酬激励作为解释变量的情况，得出F检验的p值都为0.000，强烈拒绝个体效应不存在假设。但由于这种方法未使用聚类稳健标准差，因此，还要通过LSDV法进一步检验。其检验结果显示，大部分个体虚拟变量p值为0.0000，即可认为存在个体效应，不应使用混合回归。然后再进行随机效应模型与PooledOLS的比较，用LM检验方法考察高管薪酬激励作为解释变量的情况，最终估计结果p值都为0.0000，强烈拒绝不存在个体随机效应的假设，因此在随机效应与混合回归之间，应当选择随机效应。在进一步对随机效应模型MLE估计后，得到的结果显示存在个体随机效应，不应使用混合回归。

(2) 固定效应模型与随机效应模型的选择。在排除了混合回归的方法后，需要再对固定效应模型和随机效应模型进行比较选择。这两个模型的主要差异体现在无法预测的个体效应是否和模型中观测的解释变量相关，如果不相关，就选择随机效应模型，反之则选择固定效应模型。固定效应模型认为包含个体影响效果的变量是内生的，而与此相反，随机效应模型是假设全部的包含个体随机影响的回归变量是外生的。因此，需要通过Hausman检验来对两种模型进行比较选择。本文带入样本后，根据Hausman检验的chi值以及显著性结果可以拒绝原假设，即解释变量和非观测的个体效应之间是相关的，使用固定效应模型对本文数据分析来说更为合适。

2.行业竞争对高管薪酬激励与企业社会责任履行关系的作用检验。为了验证行业竞争对高管薪酬激励与企业社会责任履行程度关系的影响，本文选择了分组回归的方式，把全样本按照行业竞争强度高低分组后的子样本分别代入后，对比观察其对薪酬激励与企业社会责任履行程度关系的影响：

$ \begin{array}{l} CS{R_{i,t}} = {\gamma _1}{\rm{Ln}}Salar{y_{i,t}} + {\gamma _2}Ro{a_{i,t}} + {\gamma _3}Siz{e_{i,t}}\\ + {\gamma _4}Growt{h_{i,t}} + {\gamma _5}Boar{d_{i,t}} + {\gamma _6}Yea{r_{i,t}} + {\partial _{i,t}} \end{array} $

在回归验证之前，本文仍就行业竞争强度分组后的数据进行了面板数据与PooledOLS回归选择，Wald与LM检验结果显示：以高管薪酬激励为解释变量代入行业竞争强弱两组子样本后，估计结果p值均为0.0000，因此排除了混合回归方式。随后根据以行业竞争强度分组后的子样本Hausman检验的chi值以及显著性结果^①判断，分组子样本采用固定效应模型进行回归更为合适。

四 实证分析与稳健性检验 (一) 高管薪酬激励与企业社会责任履行的关系检验

1.描述性统计。对相关变量的数据分布进行初步观察的描述性统计分析结果，如表 1：

由表 1，CSR的均值为36.3208，最大值为87.9478，最小值为15.1200，标准差为12.5173。这表明目前我国企业社会责任履行水平整体较低，并且个体差距较大。Ln Salary的均值为14.3359，最大值为17.2391，最小值为12.1007。由于进行了对数处理，因此从数值来看，样本差异并不明显，因此，高管薪酬激励与企业社会责任履行之间的关系究竟如何，有待进一步的回归检验。

2.相关性检验。为了分析变量之间的相关度，排除控制变量线性相关的可能，本文对全样本进行了系数相关性检验，结果如表 2。

根据Pearson相关系数矩阵的结果可以发现，解释变量高管薪酬激励与被解释变量企业社会责任履行程度之间在1%水平上显著正相关，这初步可以验证本文的H1。但要了解高管薪酬激励与企业社会责任履行的确切关系，还需要在控制其他变量后进一步做回归分析。

3.回归结果与稳健性检验。表 3第(1)列显示，高管薪酬激励(Ln Salary)的系数为0.975，在1%的显著性水平上与企业社会责任履行程度正相关，这表明随着高管薪酬激励水平的上升，企业社会责任的履行程度将会提高。高管薪酬激励的确对高管行为起到积极作用，能够促进高管关注企业长远利益、关注社会责任履行等长期发展战略，从而通过战略决策提高企业社会责任的履行程度。因此，本文的H1得以验证。

从其他控制变量来看，企业规模的系数为3.681，上市年限的系数为7.348，都与企业社会责任履行程度呈显著的正相关关系。这主要是因为规模越大的企业，在产品品种以及地域分布上更为多样与复杂，与规模小的企业相比，往往要面临来自更多利益相关方的监督，譬如政府管制、媒体舆论以及社会组织等，因此，规模大的企业会更加关注社会责任履行；上市时间较短的企业较上市较久的企业更加关注利润、股价等与企业财务情况相关性更大的指标，而上市较久的企业大多趋于成熟期，更加重视企业的品牌建设与长远发展，因而会更重视社会责任履行以帮助企业建立更好的声誉。

表 3第(2)列和第(3)列是为了保证第(1)列实证结果可靠所进行的缩小样本范围和考虑内生性问题的稳健性检验。首先，以缩小样本范围的方法进行稳健性检验。由于全样本中深市企业社会责任表现整体评分要低于沪市企业，其社会责任履行情况相对较差，数量占企业总量不到三分之一，于是，本文将样本范围缩小为所有获得评分的深市A股企业而进行稳健性检验，考察全样本的回归结果是否仍与假设一致。如表 3第(2)列，在缩小了样本后，高管薪酬激励与企业社会责任履行程度仍然呈正相关关系，该回归结果仍然与本文的H1符合，初步验证了估计结果的稳健性。随后，本文又针对可能存在的内生性问题进行稳健性检验。本文参考了许伟等(2016)对内生性问题的处理方法，采取固定效应模型加工具变量法进行稳健性检验，选择解释变量的滞后一期值作为当期值的滞后变量，把其他控制变量视作严格外生，使用当期值再次进行回归。由表 3第(3)列的实证结果可知，使用内生变量的滞后一期值作为工具变量之后，高管薪酬激励回归后的结果与原来相比并无明显差异。综上所述，高管薪酬激励对企业社会责任履行的正向影响显著，实证结果具有稳健性。

(二) 行业竞争对高管薪酬激励与企业社会责任履行关系的作用检验

1.描述性统计。在针对不同行业计算出HHI指标，并按照其竞争强度排序后，本文分年度分行业对CSR值进行了均值统计，并将HHI与CSR行业均值对应，进行了对比分析，统计结果如表 4。

由表 4可知，我国各行业企业社会责任履行程度在2010—2014年呈现逐年上升的趋势，并且5年内行业之间的差距在不断缩小。由于样本HHI值的中位数为0.03412，故本文将HHI值在(0.008，0.035)区间内的企业都列为行业竞争强度大的企业，而将HHI值在(0.035，0.293)区间内的企业都列为行业竞争强度小的企业。观察表 4可发现，在行业竞争强度较大的企业(采掘业，医药、生物制品业等)其5年内的企业社会责任履行的整体表现都相对优于行业竞争强度小的企业，虽然这种差距到2014年已经明显缩小，但上述企业社会责任履行程度的优势依然存在。以上分析都可以为本文的H2b提供有力依据：当企业面临的行业竞争强度大时，行业内企业社会责任履行的整体水平都相对较高，行业竞争会促进企业履行社会责任，而这可能会对高管薪酬激励发生替代作用。而到底行业竞争在高管薪酬激励与企业社会责任履行的关系之间扮演什么样的角色，还有待实证结果的进一步证明。

2.面板数据的多重共线性、异方差、序列相关、截面相关检验。在针对不同行业竞争强度分组后，本文对两组子样本进行了多重共线性、异方差、序列相关、截面相关检验，结果如表 5所示：

由表 5可知，两组数据所有变量VIF值都明显小于10，因此按照强度分组的子样本数据都不存在多重共线性问题；异方差检验的chi值都在1%水平上显著，对两组子样本数据需要考虑异方差问题；序列相关检验报告F值都在1%水平上显著，两组数据在回归时都存在一阶序列相关，但由于本文数据是一个只有5期的短面板(T=5)，所以序列相关问题可以暂不考虑；截面相关性检验的结果表明，行业竞争弱的Pesaran值在5%的水平上显著，而行业竞争强的Pesaran值在1%水平上显著，截面相关也是这两组数据存在的问题。综上所述，按照行业竞争强度分组后的子样本存在异方差、序列相关与截面相关问题，序列相关问题短面板可不考虑。因此，这两组子样本可以采用Driscoll-Kraay方法估计标准误调整的固定效应模型进行分析。

3.回归结果与稳健性检验。表 6第(1)列对比了全样本与按行业竞争分组后子样本的回归结果，可以看出，当企业面临的行业竞争强度较大的时候，薪酬激励(Ln Salary)的系数为0.725，在5%的水平上与企业社会责任履行程度正相关，显著性水平较全样本有所降低；当行业竞争强度较小时，薪酬激励的系数为1.358，在1%水平上与企业社会责任履行程度正相关，显著性水平与全样本一致。这表明当行业竞争强度提高的时候，薪酬激励与企业社会责任履行程度的相关度略有降低。因此，本文的H2b得以验证，同时也否定了本文的H2a，行业竞争无法促进高管薪酬激励对企业社会责任履行产生的正面作用。总之，回归结果显示，高管薪酬激励与行业竞争之间存在一定的替代关系，即行业竞争作为一种外部环境机制在促进企业履行社会责任上可以替代高管薪酬激励发挥作用。

从其他控制变量来看，公司规模与上市年限依然与企业社会责任履行程度在1%的显著性水平上正相关，与全样本回归结果保持一致。企业成长性(Growth)这一变量有所变化，虽然在全样本中这一自变量与因变量并没有显著相关性，但在强竞争行业的回归结果中该变量在10%的水平上与企业社会责任履行程度正相关。据此可以判断，在竞争强度较高的行业内，处于成长期的企业相比较成熟期或衰退期的企业，更有动力通过企业社会责任履行来提升企业形象以获得竞争优势。

表 6的第(2)列和第(3)列是为了保证实证结论的稳健性，采取与上文相同的两种方法进行稳健性检验的结果。表 6第(2)列是将子样本缩小至深市相关企业后的估计结果，由此可见，样本缩小至深市相关企业后，分组回归结果同样符合本文的H2b；虽然薪酬激励的显著性有所下降，但竞争强度大的企业与竞争强度小的企业相比，高管薪酬激励与企业社会责任履行程度的正向关系更为显著。表 6第(3)列是采用内生变量滞后一期作为工具变量、用固定效应模型进行检验的结果，可以看出，在考虑了内生性问题的影响后，除了企业规模这一特征变量在行业竞争小的分组中符号与显著性发生了变化，其余结果均与表 6第(1)列的结果一致，高管薪酬激励(Ln Salary)的系数为14.570，在1%的水平上显著。因此，考虑了内生性后依然支持本文的H2b。

综上所述，行业竞争与高管薪酬激励具有替代关系，当行业竞争强度大的时候，高管薪酬激励难以再对企业社会责任履行程度的提高产生作用；按行业竞争分组后回归的实证结果具有稳健性。

五 结论与启示

本文以高管薪酬激励作为研究的切入点，在理论上分析企业是否可以通过高管薪酬激励的方式引导高管关注社会责任，同时，较深入地引入了行业竞争情境，展开行业竞争对两者关系作用的影响研究。本文选取2010—2014年获得企业社会责任报告评分的A股上市公司作为研究样本，首先运用Wald检验、LM检验和Hausman检验确定了本文的研究模型，然后使用面板数据进行实证检验，最后采用缩小样本范围和考虑内生性问题的方法进行稳健性检验，得到的结论如下：(1)高管薪酬激励与企业社会责任履行程度具有显著的正相关关系，企业的高管薪酬激励越大，则其社会责任履行得越好。(2)行业竞争作为一种外部机制会抑制高管薪酬激励对企业社会责任履行的促进作用，其与高管薪酬激励存在替代关系。因此，当企业面临的行业竞争强度相对较小时，选择高管薪酬激励作为促进企业履行社会责任的方式更为有效。

本文的研究表明，高管薪酬激励同样是企业提升企业社会责任履行程度的一种手段。企业如果选择利用社会资本的影响提高其声誉度来获得市场、上下游企业之间的信任与口碑，那么，重视高管薪酬激励将有助于引导其高管积极履行社会责任、实施企业社会责任战略。从企业角度来说，如果处于竞争相对较强的行业，企业可以充分发挥行业竞争的约束力来保证其社会责任行为的履行，提升高管薪酬激励对企业社会责任履行的作用会有所降低；而相比之下，弱竞争行业的企业则可以积极利用高管薪酬激励手段来提升其社会责任履行的程度。