公司治理与社会责任对企业成长的影响_以中国制造业A股上市公司为例_吴磊.docx

2015年第 2期 中 南 财 经 政 法 大 学 学 报 他 .2. 2015 双月刊 Bimonthly 总 _ 209 期 JOURNAL OF ZHONGNAN UNIVERSITY OF ECONOMICS AND LAW Serial No. 209 公司治理与社会责任对企业成长的影响 以中国制造业 A股上市公司为例 吴磊 (温州大学城市学院，浙江温州 325035) 摘要：公司治理和社会责任是影响企业可持续发展的决定性因素，但是现有研究通常忽视了它们之间的内 在逻辑与互动关系。基于此，本文结合中国实际构建了基于公司治理和社会责任的企业成长评价指标体系，利 用中国制造业 A股上市公司面板数据实证检验公司治理结构、企业社会责任与企业成长性三者之间的互动关 系。研究发现，公司治理结构的完善以及企业社会责任的履行有助于中国上市企业成长。在这一过程中，公司 治理和企业社会责任可以同时促进企业成长；公司治理对企业社会责任和企业成长的调节作用显著为正相关， 并且受到企业社会责任对企业成长促进作用的影响。 关键词：公司治理；企业社会责任；企业成长；利益相关者；企业规模 中图分类号 ： F271. 5 文献标识码 ： A 文章编号： 1003-5230(2015)02-0143-07 、引 _ 企业作为市场经济的主体，其成长对于整体经济运行与社会发展具有重要的意义，而公司治理和 社会责任历来都是企业成长所必须面对的关键性问题。在现实经济中它们如何影响企业的长期发展 和成长，成为了近来学术研宄的热点。根据综合性社会契约理论，企业成长过程的实质就是企业利益 相关者进行价值创造的过程，利益相关者价值创造的可持续性则依赖于每种创造价值的生产要素能 够获得合理的回报和补偿，即企业社会责任及时和有效的履行 1。企业社会责任的实质是企业和利 益相关者的一种综合性社会契约关系，一个完善和有效公司治理机制可以协调各个利益相关者的关 系，平等地保护每个利益相关者专用性投资的索取权，激励各利益相关者更好地贡献资源、协调价值 创造，从而促进企业的长期发展。然而，现有研究往往仅从某个具体的角度研究公司治理或企业社会 责任对企业绩效的影响，较少探讨这些因素对企业的整体性影响，很少将这两者联系起来进行实证研 究。相关研究也常常集中于短期企业绩效，通常以静态的财务盈利性指标或基于市场表现的公司价 值指标为主，使得研究结论容易 受到突发事件或人为因素的影响。本文利用我国制造业 A股上市公 收稿日期： 2015-01-11 基金项目：浙江省教育厅科研项目 “ 公司治理与社会责任对企业成长的影响研究 以中国制造业 A股上市公 司为例 ” （ Y201430821) 作者简介：吴磊 （ 1976 ）男，湖北黄冈人，温州大学城市学院讲师，博士。 143 司数据，通过对我国公司治理、企业社会责任以及企业成长的综合评价，对公司治理结构、企业社会责 任与成长性的关系进行实证分析，希望弥补现有研宄的不足。 1. 公司治理与企业成长关系研究。委托代理理论认为公司治理的目的在于监督经营者行为以保 护所有者利益，减轻代理问题，促进企业的长期成长。在现实经济中，这一过程则是通过某种具体的 内外部治理机制来实现的，它们主要包括股权治理、董事会治理、管理层激励、信息披露、法制环境等 方面。 Jensen和 Meckling认为公司价值随内部股东持股比例的增加而增加 23。李汉军和张俊喜基 于中国的样本研宄发现，主动增加独立董事可以改善公司的绩效 W。 Mehran通过随机选取 1979 1980年美国 153家制造业公司样本进行实证研宄 ，发现公司绩效与经理人持股比例，以及经理人报 酬中以股权为基础的报酬比例正相关 1。原红旗和吴星宇发现上市公司重组当年的各种财务绩效均 比重组前一年有显著提升 :。 Durnev和 Kim发现信息透明度排名越高，其股票市值也越高，并且这 一关系在投资者保护较差的市场更显著。本文认为，通过以上的各种机制和渠道，公司整体治理水 平对企业成长有重要影响。因此，提出假设 1:公司治理水平提高能显著地促进企业成长。 2. 企业社会责任与企业成长关系研宄。公司不能仅仅局限于经济利益，社会利益与生态利益也 逐渐成为人们评判 公司成长的重要标准。只有实现三种利益的协调与统一，才能保证公司的健康成 长。而国家、社会以及公众对企业道德层面的要求，都在不断证明社会责任对于公司持续成长的重要 作用，现有绝大多数实证研宄都证明了这一结论，并认为结果上的差异源于使用了不同的研宄方 法 7。与此同时，现有文献中一般认为企业社会责任通过两种渠道影响企业成长，一是通过满足及平 衡不同利益相关者的要求，管理者可以提高组织适应外部需求的能力，促进企业成长；二是企业利益 相关者满意度的上升会影响企业的声誉和品牌知名度，提高企业的软实力，从而实现企业成 长性的进 一步提高 s。在此过程中，企业开始会因为承担社会责任而加大投入、提高成本，使得短期内社会责 任对企业成长的促进作用并不明显 M。但随着企业社会责任投入的累积，最终会获得各利益相关群 体的认可，并通过各自的途径对企业进行回馈，使企业获取长期的可持续成长。据此，提出假设 2 :企 业社会责任的履行将促进企业的长期发展。 3. 公司治理与企业社会责任之间调节作用研究。有效的公司治理通过对企业利益相关者的激励 与协调作用来抑制利益相关者的机会主义行为，提高内外部利益相关者信息的对称程度，保护企业利 益相关者的合法权益，最终达到企业发展的 “ 泛利性 ” ，实现企业利益相关者利益的最大化，有效地促 进企业社会责任的履行。与此同时，在利益相关者价值创造的过程中，机会主义的抑制、合法权利的 保护、信息透明程度的提高同时还有利于降低结果的不确定性，提高企业与利益相关者契约的完备 性，降低企业事后的监督成本，保证事前专用权资本的有效供给，有利于企业利益相关者的价值创造 和企业成长的全过程 1 ° 。因此，我们提出假设 3 :公司治理与企业社会责任之间存在正向调节作用。 三、研究设计 1.数据来源与样本处理。对企业社会责任 的客观度量一直是相关实证研究的一个难点，而本文 关于企业责任的度量来自于润灵 A股上市公司社会责任报告评级数据库，由于数据可得性的原因， 我们仅获得 2009年的数据。因此，本文研究样本集中于 2009年中国制造业 A股上市公司中发布企 业社会责任报告的制造业企业，并利用它们 2009 2011年平衡而板数据。为有效地考察上市公司企 业成长的动态性特征，我们剔除在 2 0 0 9 2 011年间亏损、财务数据残缺以及公司治理信息披露不完 全的企业样本。针对样本企业中一些指标可能存在极端值以及异常值的现象，我们对大部分指 标在 其分布的第 1及 99百分位上的观察值进行了缩尾调整 （ Winsome)处理。最终获得 2009 2011年 间 123家符合要求的上市公司样本数据。本文实证研究中所用到的公司治理以及企业财务数据全部 来源于国泰安经济金融研究数据库 （ CSMAR)和中国证监会官方网站等，企业社会责任指标来源于 144 “ 润灵 A股上市公司社会责任报告评级数据库 2009” ，地方市场化指数来源于中国市场化指数：各地 区市场化相对进程 2011年报告 11(P12° -1。 2.公司治理的度量。为全面、客观反映中国上市公司治理的各个维度，我们首先使用综合评价法 对中国上市公司治理水平进行评价和度量。通过对己有文献的梳理 3M1213，本文从股权结构、董 事会治理、管理层激励、企业控制权市场、信息披露和法制环境等 6个方面出发，选取 13个代表性变 量，并对它们进行主成分分析，以得到上市公司治理的综合性评价指标。各变量描述性统计见表 1。 表 公司治理变量描述性统计 变量 观察值 均值 标准差 最小值 最大值 第一大股东持股比例 369 0.366289 0.149776 0.0362 0.7894 第二至第十大股东持股比例之和 369 0.177756 0.122374 0. 014 0. 6564 第一大股东与第二大股东持股之比 369 16.30329 25.18658 1 240.44 第二至第五大股东 HI 369 0.013898 0.024786 1. 58E 05 0.179869 国有股比例 369 0.071273 0.151477 0 0.738732 两职是否分离 369 0.875339 0.330783 0 1 董事会持股比例 369 0. 018148 0.064758 0 0.501923 独立董事比例 369 0.363656 0.055845 0.090909 0. 6 高管持股比例 369 0.009102 0.030255 0 0.271154 前三名高管薪酬 369 2149235 1859286 230000 9945400 流通股比例 369 0.862717 0.195618 0.228956 1 是否在海外上市 369 0.116531 0.321297 0 1 市场化指数 369 8.825366 1.94488 3. 25 11. 8 3. 企业社会责任度量。现有文献关于企业社会贵任计量方法分为两大类：第一类为货币计量法， 侧重公司社会责任的成本和收益的计量，包括成本模式、价值模式和成本效益分析模式；第二类为非 货币计量法，侧重反映公司社会责任的单项因素的相关信息，包括声誉指数法、内容分析法以及指数 法等。本文利用 MTC社会责任报告评价体系中各上市公司内容性评价的得分作为企业社会责任变 量 （ CRS)，该评价体系内容性指标包括 5个一级指标和 38个二级指标。该评价体系是由国内专业公 司组织相关领域专家实时操作，其内容更加具体，并且在拥有较大覆盖面的同时考虑到不同行业之间 报告的可比性，注重体现中国企业的特色。这一评价体系虽然起步较晚，但得到学界的广泛关 注 1«15。由于内容性评分在原始数据中满分为 50分，为了结论的标准化，我们在各上市公司原始得 分的基础上均乘以2,以获得本文对各上市公司社会责任的评分。 4. 企业成长的度量。公司成长主要关注的是公司在一定时期内的经营与发展情况，现有相关文 献一般以市场化表现评价机制为主。在借鉴国内外已有企业成长评价体系的基础上，本文以上市公 司 的年度财务报表数据为基础，选取规模扩张能力指标反映公司量的成长特征；选取盈利能力增长和 运营水平提高指标反映公司质的成长特征。规模扩张能力指标由员工人数增长率、所有者权益增长 率、固定资产增长率、总资产增长率、利润总额增长率和营业收入增长率 6个指标组成；运营水平提高 指标由应收账款周转率的增长率、存货周转率的增长率、现金及其等价物周转率的增长率、固定资产 周转率的增长率以及总资产周转率的增长率 5个指标组成；盈利能力增长指标由销售净利率的增长 率、息税前利润与资产总额比的增长率、资本保值率的增长率、总资产净利 率 （ ROA)的增长率以及净 资产收益率（ ROE)的增长率 5个指标组成，总计 3个一级指标， 3个二级指标和 16个三级指标构成 上市公司成长性评价指标体系。为使得主成分分析得到的结果具有更多的经济意义，我们提取了前 三个主成分变量并进行了因子旋转，使其相互正交，进而得到反映公司规模增长能力的规模成长指数 Growthi，反映公司盈利能力增长的盈利成长指数 Growth2，以及反映公司运营水平的运营成长指数 Growth3。 样本企业各成长性基础指标描述性统计特征见表 2。 145 表 2 企业成长基础指标描述性统计 变量 观察值 均值 标准差 最小值 最大值 员工人数增长率 369 0.114259 0.304693 0. 41045 2.973978 所有者权益增长率 369 0.210147 0.281684 -0. 13714 2. 576027 固定资产增长率 369 0.187736 0.340602 0. 43325 3.367044 总资产增长率 369 0211106 0.216596 0. 34367 1. 75534 利润总额增长率 369 0,222932 1.722499 6. 27836 9.748994 营业收入增长率 369 0.150982 0.498422 -0. 65771 3.966404 销售净利率增长率 369 0.191952 0.705787 -0. 84116 3.346121 息税前利润与资产总额比增长率 369 0.090552 0.445284 -0. 75578 1. 98845 资本保值率增长率 369 0.096597 0.465667 -0. 7736 2.009181 ROA增长率 369 0.212183 0.813069 -0. 8589 3.896606 ROE增长率 369 0.264763 0.963286 -0. 86827 5.727299 应收账款周转率增长率 369 0.067402 0. 377744 -0. 72529 3.413344 存货周转率的增长率 369 0.013357 0.233911 0. 53958 1.261399 现金及其等价物周转率增长率 369 0.074473 0.433116 -0. 70373 3.334331 固定资产周转率增长率 369 0.053809 0.271857 0. 56303 2.190449 总资产周转率增长率 369 0.009045 0.257434 0. 50252 3. 107753 5. 影响企业成长的其他因素。本文选取以下可能影响企业成长的因素作为控制变量： (1) 企业规模 （ Size)。 一方面，规模越大的公司越容易获得规模效应，融资能力越强，抗风险能力 越大，但相应地，公司资产规模越大，其维持整个机构运行、协调的成本也越高；另一方面，委托代理理 论认为，在资产规模越大的公司其经理人越容易获得更多的私人利益，然而资产规模越大的公司也越 容易受到投资者、监管层和社会舆论的关注与监督，从而有可能抵消前面的负面效应。总之，企业规 模是一个影响企业成长的重要因素。在我们的回归分析中，为消除量纲因素以及避免异方差问题，本 文利用上市公司资产负债表中总资产科目的自然对数来代表公司规模。 (2)财务杠杆率 （ Lev):本文用资产负债率来衡量企业的资本结构。根据 Modiglmm-MUler定 理，即在完全有效市场的条件下，资本结构对公司价值无影响。然而中国资本市场作为新兴市场并非 完全有效，因此资本结构对企业价值和成长性都具有较大影响。 (3) 行业虚拟变量 （ IND):考虑到不同的行业间情况不同，产品周期、生产要素配比以及行业竞争 程度也各不相同，各因素对企业成长皆具有较大的影响。因此，有必要将行业特征变量纳入研宄，引 入虚拟变量加以控制。 6. 模型与变量。为检验假设 1 3,建立以下模型： Growth, = ct+ 0,(3! +Crsi(32 +GitCrSip3 +Levitp4 +Sizeitp5 +industryj +eit 其中：被解释变量 Growth为企业成长综合指数，解释变量则是企业社会责任指标 CrSi,公司治 理综合指标 G， 以及它们的交互项。控制变量包括企业规模 Size、 财务杠杆 Lev、 行业固定效应 Industry, 为随机误差项 ，代表影响企业成长的其他因素。 回归方程中各变量描述性统计见表 3。 表 3 回归方程中各变量描述性统计 变量 观察值 均值 标准差 最小值 最大值 Growth 369 0.29052 1.208709 -4. 24961 6.635034 Growthl 369 0.248282 1.748443 6. 34131 10.30449 Growth2 369 0.397692 1.493174 1. 77367 8.120287 Growth3 369 0.182583 0. 630757 -1. 11243 5.810326 G 369 -0. 08566 0. 594318 -1.04261 2.413424 Crs 369 28.17878 8. 396698 15. 20 65.12 Size 369 22.67292 1.226871 19.75575 26.48731 Lev 369 0.487769 0.162583 0.082605 0.836132 146 四、回归分析与稳健性检验 (一）基本回归分析 从回归 1的结果中我们可以发现公司治理综合指标 G对企业成长综合指标 Growth的回归系数 为 0. 3 3 2，且在 5 %的显著性水平上显著，表明公司治理评分越高的公司倾向于表现出更好的企业成 长性（见表 4)。这与假设 1内容相符合，同时这一结果也与己有研究结果相一致 12。从回归 2的结 果中我们可以发现企业社会责任指标 Cr.s2_对 2009年当期的企业成长综合指标 Growth的回归系 数为负，并且在 10%的显著性水平上不显著，说明企业社会责任对企业成长的短期促进作用并不显 著。通过对后而回归结果的分析，我们发现产生这种情况可能的原因是，在一个较短的时期内，企业 社会责任和企业规模成长能力存在一个显著为正的相关性（回归 3)。但是与此同时，企业社会责任 和企业盈利能力之间则存在一个显著为负的相关性（回归 4 )，两者作用相互抵消。再加之企业社会 责任对企业营运能力之间的相关性并不显著（回归 5)，因此企业社会责任对企业成长的促进作用在 短期并不明显。然而，从回归 6 8的结果中我们可以发现，在控制交互项的情况下，企业社会责任变 量和公司治理变量的一次项对当期以及以后各期企业成长综合指标 G r w t h的回归系数基本显著为 主，只有企业社会责任变量对 2 0 0 9年成长性指标回归系数为负，但不显著。这一结论和上文的回归 结果基本一致，说明公司治理和企业社会责 任可以同时促进企业成长，它们的区别在于公司治理的促 进作用当期即可体现，而企业社会责任的促进作用则需要一定的时间来体现。与此同时，公司治理与 企业社会责任指标的交互项系数同样表现出逐年递增的趋势，分别为一 0. 334、 0. 385以及 0. 568,其中除对 2009年成长性指标回归系数不显著以外，对 2010年以及 2011年成长性指标回归系 数分别在 10%以及 5%的显著性水平上显著。这说明公司治理对企业社会责任和企业成长的调节作 用显著为正，并且受到企业社会责任对企业成长促进作用的影响，也表现出明显的动态性特 征。通过 对这些结果的综合分析，说明假设 2和假设 3成立。 表 4 公司治理与社会责任对企业成长的回归分析结果 变量 (1) Growth (2) Growth (3) Growthl (4) Growth2 (5) Growth3 (6) Growth2 9 (7) Growth2 i (8) Growth2 n Crs2 9 -0. 0102 0.0168* 0.00461* 0. 00657 -0. 271 0. 226* 0. 205* (0.0104) (0.0095) (0.0025) (0.00573) (0.261) (0.138) (0. 107) G 0. 332* 0. 183* 0. 406* 0. 398* (0.156) (0.082) (0.193) (0.198) Crs2 9 G -0. 334 0. 385* 0. 568* (0.419) (0.200) (0.267) Size 0.163* -0. 205* 0. 320 0. 048 0. 0442 0. 216* 0. 202* 0. 206* (0.0705) (0. 120) (0.225) (0.192) (0.0527) (0.129) (0.118) (0.128) Lev 0. 457* 0. 189 -1. 101 2. 655* 0. 174 0. 346 1. 333 0. 286 (0.280) (0. 861) (1.290) (1.102) (0.302) (0.880) (0.825) (0.940) Constant 3. 611* 4. 525* 7.583* 0. 0967 1. 206 4. 468* 4. 490* 5. 268* (1.617) (2.886) (3. 922) (4.203) (1.151) (2.335) (2.375) (2.925) Observations 369 123 123 123 123 123 123 123 R-squared 0.317 0. 203 0. 267 0. 244 0.207 0. 274 0. 249 0.193 注： *、 *和 *分别表示 1%、 5%和 10%的显著水平；括号内数字为该系数的标准误。 (二）稳健性检验 本文稳健性检验分为两部分：第一，对企业成长综合指标与公司治理综合指标的主成分分析模型 的效度进行检验；第二，对回归分析中的内生性问题进行检验。 1.主成分分析模型的效度检验。 STATA软件中主成分模型效度检验主要包括 KMO检验和 SMC检验。根据相关主成分分析检验原理， KMO值越高说明主成分分析中各变量信息重合度越 147 高，共性越强，主成分分析的效度就越高； SMC值越高说明主成分分析中各变量线性相关性越高，共 性越强，主成分分析的效度就越高。根据 KMO和 SMC检验结果（具体报告结果因为篇幅限制略 去），企业成长和公司治理的大多数主成分单元 KMO和 SMC值均大于 0.7,这说明本文对公司治理 和企业成长的主成分分析结论是稳健可靠的。 2.回归分析模型的内生性检验。对于多元线性回归模型而言，普通最小二乘估计 （ OLS)为无偏 估计的条件为解释变量的外生性，即解释变量和方程的残差项无关。若这一条件不成立，该回归模型 则存在内生性问题。本文以公司治理变量为重点进行内生性问题的处 理和检验 111。 在实际研究中，工具变量常被用于解决内生性问题，本文将企业上市时间作为公司治理的工具变 量。考虑到我国市场的特殊性，本文认为企业上市时间与公司治理结构负相关。我国真正建立起现 代公司制的历史较短，还远未达到成熟的公司治理体系。不同于发达国家，我国上市公司中，上市时 间相对较长的公司大多是前国有企业、集体企业通过 “ 改制 ” 而来的现代公司。而这一类公司由于历 史原因，公司治理结构上不如新上市的根据现代公司制成立的公司。更为重要的是，随着我国资本市 场的发展，公司上市的发行审核标准日趋严格，这进一步 使得新上市企业在公司治理方面优于那些已 经上市多年的公司。而企业上市时间与企业成长之间，笔者认为没有显著相关性 。一 方面，本文的样 本为中国制造业 A股上市公司，由于我国实行的实质性上市核准制度，使得我国主板上市的企业几 乎全是知名大企业，从而上市时间长短与企业规模以及知名度没有直接关系。另一方面，如上文所 述，中国企业上市时间较短，上市门槛较高，这使得大部分公司一般都处于企业生命周期中的成长或 成熟阶段，因此本文认为企业上市时间与企业生命周期所处的阶段也不存在直接相关关系，并将企业 上市日期到 2009年12月 31日的天数定义为每个企业的上市时间。为处理和检验公司治理与企业 成长回归模型中的内生性问题，本文构造二阶段工具变量回归方程模型如下： 第一阶段： G； i = j + Toolii7Ti +Sizeii7T2 + Industry； + yeaTi G； i =cu + Toolii7Ti +Sizeii7T2 + Industry； + yeaTi 第二阶段： Yit = ct + Git(Bi +Sizeit(B2 +Levit(B； s +Industryi + yeart + eit 其中，在第一阶段回归中，解释变量为所选择的工具变量，即企业上市时间，被解释变量为公司治 理综合指标 G，巧为第一阶段回归的预测值。在第二阶段回归中，被解释变量为企业成长综合指数 Growth，解释变量则主要是第一阶段回归的预测值 &，两个阶段回归的控制变量与基本回归模型 相同。 通过对第一阶段回归结果的分析，我们发现工具变量（企业上市时间）对公司治理综合指标 G的 回归系数在 1 %显著水平上显著为负，这个结果与上文对工具变量的分析相一致。通过对第二阶段 回归结果的分析，我们发现在考虑公司治理变量内生性的情况下，公 司治理变量对企业成长综合指标 的回归系数在较高的显著性水平上显著为正，这说明公司治理显著地促进企业成长，再次印证了假设 1。通过和上文中简单固定效应回归结果进行比较，可以发现两阶段工具变量回归结果明显地提高公 司治理变量回归系数的期望值和显著性，公司治理对企业成长综合指标 Growth的回归系数由 0. 332 上升到0. 519,显著水平由 5%上升至 1%。这说明简单固定效应回归中系数较小、显著性水平较低 的问题主要是由公司治理变量的内生性造成的，而通过两阶段工具变量回归分析较好地解决原回归 模型中的内生性问题 ，使本文结论更加稳健可靠。 五、结论与启示 本文利用我国制造业 A股上市公司数据，通过对我国公司治理、企业社会责任以及企业成长的 综合评价，对公司治理结构、企业社会责任与成长性之间的关系进行综合性的实证分析 。研究 发现公 司治理和企业社会责任均可以促进企业成长，它们作用机理的区别在于公司治理的促进作用短期内 148 即可体现，而企业社会责任的促进作用则需要一定的时间来体现。与此同时，公司治理对企业社会责 任和企业成长的调节作用显著为正，并且受到企业社会责任对企业成长促进作用的影响。 传统企业理论以解决委托一代理问题为核心，其注意力还是主要集中于股东和管理层之间的信 托关系，即主要是研宄如何激励并约束职业经理人，保护股东利益。现代企业契约理论发现，企业本 质上是利益相关者缔结的一系列合约，其中每个利益相关者作为某种资本的所有者均向企业进行了 专用性资产投入，构成了企业成长的价值基础。在企业的实际经营过程中，公司治理和社会责任均处 于至关重要的地位，它们的关系不仅不矛盾，而且是缺一不可，相互促进，相互转化的。因 此，从价值 创造的角度看，它们都是企业的核心资源。在企业经营和发展的过程中，我们应该自觉地将它们结合 起来，实现公司治理和社会责任的 “ 融合 ” ，以促进企业可持续发展。 注释： 根据现有理论，企业社会责任与企业成长之间也有较大的可能性存在着明显的协同关系，但本文并未对其进行内生性检验，主 要基于以下两个原因：第一，无论是从现有文献研宄还是笔者所掌握的数据来看，都未能发现关于企业社会责任较好的工具变量；第 二，本文企业社会责任变量使用的是静态的横截面数据，而企业成长指标为面板数据，在此情况下企业社会责任变量对企业成长变量 内生性问题得到一定的缓解。 参考文献： 1 Donaldson T,Dunfee T W. 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