1、第九屆“企業(yè)社會責(zé)任”征文大賽THE NINTH CSR PAPER COMPETITION -2016論文基于VAR/VECM模型的企業(yè)社會責(zé)任與財務(wù)績效影響分析與預(yù)測 姓名：查 林文強 學(xué)校： 中南大學(xué)數(shù)學(xué)與統(tǒng)計學(xué)院 專業(yè)： 統(tǒng)計學(xué)聯(lián)系方式:師： 李俊平教授時間：2016 年 3 月 10 日大賽論文（設(shè)計）誠信聲明書本人聲明：我所提交的大賽論文（設(shè)計）基于VAR/VECM模型的企業(yè)社會責(zé)任與財務(wù)績效影響分析與預(yù)測是我在指導(dǎo)教師指導(dǎo)下獨立研究、寫作的成果，論文中所引用他人的無論以何種方式發(fā)布的文字、研究成果，均在論文中加以說明；有關(guān)教師、同學(xué)和其他人員對本文的寫作

2、、修訂提出過并為我在論文中加以采納的意見、建議，均已在我的致謝辭中加以說明并深致謝意。論文作者 林文強 （簽字） 時間：2016年3月10日基于VAR/VECM模型的企業(yè)社會責(zé)任與財務(wù)績效影響分析與預(yù)測林文強1 （中南大學(xué) 數(shù)學(xué)與統(tǒng)計學(xué)院， 湖南長沙 410083）摘 要：企業(yè)社會責(zé)任CSR與企業(yè)財務(wù)績效CFP之間的關(guān)系已經(jīng)越來越為學(xué)術(shù)界和實踐界所重視，企業(yè)在履行社會責(zé)任的同時是否有利于其財務(wù)績效的提高，企業(yè)能否在兩者之間尋求平衡已成為各界人士關(guān)注的問題。本文通過實證分析,一方面，回答并分析了我國上市公司的企業(yè)社會責(zé)任與企業(yè)財務(wù)績效之間的兩個基本問題：其一，企業(yè)社會責(zé)任與財務(wù)績效之間呈顯著正相

3、關(guān)關(guān)系；其二，我國企業(yè)社會責(zé)任與財務(wù)績效之間互為格蘭杰因果關(guān)系，彼此影響。從前期來看，較好的財務(wù)績效可以為公司履行社會責(zé)任提供所需資源，促進企業(yè)社會責(zé)任的表現(xiàn)；從后期來看，良好的社會責(zé)任表現(xiàn)促進企業(yè)的規(guī)模發(fā)展并在利益相關(guān)等方面促進財務(wù)績效。另一方面，借助VAR模型穩(wěn)定性分析以及脈沖響應(yīng)模型證明企業(yè)社會責(zé)任表現(xiàn)在企業(yè)財務(wù)績效風(fēng)險上的促進作用，良好的企業(yè)社會責(zé)任對財務(wù)績效風(fēng)險的影響，無論是短期還是長期，其影響權(quán)重一直占主導(dǎo)地位（最后約為67.85%），企業(yè)規(guī)模效應(yīng)和企業(yè)社會責(zé)任變化的影響都逐漸增大。關(guān)鍵詞： VAR模型 脈沖分析 約翰森檢驗 企業(yè)社會責(zé)任 企業(yè)財務(wù)績效一、引言（一）研究背景隨著IS

4、O26000企業(yè)責(zé)任指南的發(fā)布，企業(yè)在社會責(zé)任中的表現(xiàn)(Corporate Social Responsibility ,CSR)已經(jīng)越來越成為人們關(guān)注的焦點問題，CSR不僅僅是尊重法治、尊重民生，用道德行為為社會創(chuàng)造財富，更重要的是對社會的可持續(xù)發(fā)展負責(zé)任，同時是對企業(yè)的可持續(xù)發(fā)展負責(zé)任。可持續(xù)發(fā)展要求企業(yè)從戰(zhàn)略高度來整合CSR,從追求利潤的單一目標(biāo)轉(zhuǎn)向關(guān)注多方利益相關(guān)者的訴求，不斷平衡社會、環(huán)境、慈善與盈利之間的關(guān)系1,2。因此，CSR的理論和實踐正在對全社會產(chǎn)生著重要的影響。從20世紀(jì)80年代開始，CSR的研究重點就轉(zhuǎn)移為CSR-CFP（企業(yè)財務(wù)績效）的相關(guān)性以及因果關(guān)系。從我國發(fā)展歷程

5、來看，著重強調(diào)企業(yè)的社會責(zé)任表現(xiàn)已經(jīng)成為主流趨勢，越來越多的學(xué)者開始從學(xué)理上證明良好的CSR表現(xiàn)有助于企業(yè)規(guī)模發(fā)展有助于企業(yè)盈利。CSR本質(zhì)是一種綜合管理模式，一套完整的指導(dǎo)原則，其戰(zhàn)略目的在于促進企業(yè)注重內(nèi)部與外部的利益相關(guān)者，涉及企業(yè)的社會價值實現(xiàn)、企業(yè)控制方法、戰(zhàn)略性決策等企業(yè)管理的方方面面。本研究的主要目標(biāo)是通過數(shù)量統(tǒng)計、數(shù)學(xué)建模的方法系統(tǒng)地論述CSR-CFP相關(guān)關(guān)系，并通過VAR穩(wěn)定性分析描述CSR在企業(yè)發(fā)展的過程中的正向效應(yīng)，利用VECM預(yù)測良好的企業(yè)社會責(zé)任表現(xiàn)在企業(yè)財務(wù)數(shù)據(jù)時間序列上的影響作用。 收稿時間 2016-03-22 作者簡介林文強（1993），男，福建福州人，中南大

6、學(xué)數(shù)學(xué)與統(tǒng)計學(xué)院學(xué)生，統(tǒng)計學(xué)系.（二）、研究現(xiàn)狀企業(yè)社會責(zé)任的研究起源于美國哈佛大學(xué)Berle與Dodd引發(fā)的著名的 “哈佛論戰(zhàn)”， Berle在企業(yè)社會責(zé)任與經(jīng)濟效益的相關(guān)性研究中結(jié)合傳統(tǒng)企業(yè)理論觀點，認(rèn)為企業(yè)管理者只是受股東委托、唯股東利益是從的股東權(quán)益受托人。Dodd提出了反對意見，他認(rèn)為企業(yè)管理者不僅受托于股東，而且受托于更為廣泛的社會，包括雇員、消費者和廣大的公眾，雖然這場論戰(zhàn)以Berle接受企業(yè)社會責(zé)任的觀點而結(jié)束，但美國學(xué)者對于企業(yè)社會責(zé)任的爭論從來沒有停止過。近年來國內(nèi)已有學(xué)者研究企業(yè)社會責(zé)任表現(xiàn)對財務(wù)績效的影響，陳玉清(2005)研究了2003年年度報告中社會責(zé)任信息的市場反

7、應(yīng)，結(jié)果表明，社會責(zé)任信息與我國上市公司的價值相關(guān)性不強。李正(2006)以521家上市公司為樣本，研究了企業(yè)社會責(zé)任的價值相關(guān)性問題，結(jié)果表明，從當(dāng)期來看，承擔(dān)社會責(zé)任越多的企業(yè)價值越低。但從長期來看，承擔(dān)社會責(zé)任 并不會降低企業(yè)價值。宋獻中、龔明曉（2006）研究了公司年報中社會責(zé)任信息價值，得出了結(jié)論信息的公共關(guān)系價值的增值效應(yīng)大于決策價值的增值效應(yīng)。沈洪濤、楊熠(2008)也研究了公司社會責(zé)任信息的價值相關(guān)性，結(jié)果發(fā)現(xiàn)，2002 年以后我國上市公司披露的社會責(zé)任信息開始具有正的價值相關(guān)性!總體而言，我國關(guān)于社會責(zé)任與財務(wù)績效關(guān)系的研究仍然處于起步階段%研究的樣本量較少，基本上都是基于截

8、面數(shù)據(jù)的分析，分析結(jié)果難免具有一定的片面性。二、變量選擇與數(shù)據(jù)處理企業(yè)的貨幣資本利益相關(guān)者主要是股東和債權(quán)人， 因為按照現(xiàn)行核算體系計算的財務(wù)績效本身就反映了對股東的責(zé)任，所以在設(shè)定社會責(zé)任變量時不再包括對股東的責(zé)任。 企業(yè)對債權(quán)人的責(zé)任主要表現(xiàn)為及時還本付息，可通過利息支付率來反映企業(yè)對貨幣資本利益相關(guān)者的責(zé)任。本研究結(jié)合潤靈A股上市公司社會責(zé)任報告評級數(shù)據(jù)庫，深圳證券交易所主板2009年、2010年年報主要財務(wù)指標(biāo)，選取A股上市公司2009年2010年兩年企業(yè)社會責(zé)任表現(xiàn)等級以及評級得分作為CSR指標(biāo)，根據(jù)深圳證券交易所當(dāng)期（2009/2010年）財務(wù)指標(biāo)選取凈利潤（萬元）、每股收益(元)

9、、每股凈資產(chǎn)（元）三項指標(biāo)作為CFP指標(biāo)。此外，相對于企業(yè)社會責(zé)任而言，企業(yè)規(guī)模也是一個重要的指標(biāo)（Company Size，CS）。國外相關(guān)實證研究中發(fā)現(xiàn)公司規(guī)模和行業(yè)會影響企業(yè)社會責(zé)任與財務(wù)績效表現(xiàn)。其中：企業(yè)規(guī)模和行業(yè)對財務(wù)績效的影響在眾多研究中得到了一致的認(rèn)同，對于企業(yè)社會責(zé)任而言，企業(yè)規(guī)模也是一個重要的控制變量，因為通常大企業(yè)會更多地關(guān)注其利益相關(guān)者，也有能力更好地履行企業(yè)社會責(zé)任，行業(yè)特性則是企業(yè)社會責(zé)任中必須考慮的一個因素，因為不同的行業(yè)面對的壓力不同，由此會形成各個行業(yè)特有的社會責(zé)任。此外，還加入了年份作為對企業(yè)社會責(zé)任業(yè)績的控制變量。本研究中共有三個控制變量：企業(yè)規(guī)模（CS）

10、、行業(yè)（IN）和年份（Year）。以及兩個研究變量：企業(yè)社會責(zé)任（CSR），企業(yè)財務(wù)績效（CFP）。表1列出了有關(guān)企業(yè)社會責(zé)任變量，企業(yè)財務(wù)績效變量和控制變量。表 1企業(yè)社會責(zé)任變量CSR，企業(yè)財務(wù)績效變量CFP和控制變量變量符號定義組一：企業(yè)社會責(zé)任表現(xiàn)企業(yè)社會責(zé)任CSRS企業(yè)利益相關(guān)者業(yè)績評價指標(biāo)企業(yè)社會責(zé)任得分二階差分D2S組二：企業(yè)財務(wù)績效指標(biāo)凈利潤（萬元）X息稅后收益凈利潤二階差分D2X息稅后收益取平穩(wěn)數(shù)列每股收益(元)Y稅后利潤/股本總數(shù)每股收益二階差分D2Y每股收益取平穩(wěn)數(shù)列每股凈資產(chǎn)（元）E股東權(quán)益/股本總數(shù)組三：控制變量企業(yè)規(guī)模CS期末總資產(chǎn)的自然對數(shù)行業(yè)IN行業(yè)代碼為i時取

11、1，否則取0，i=2345年份Year年份為i時取1，否則取0，i=2009,2010表 2 2009-2010年A股上市企業(yè)社會責(zé)任表現(xiàn)得分（部分?jǐn)?shù)據(jù)）年份20092010年份20092010年份20092010中國平安72.0978.71中信銀行49.9568.14中國銀行56.4166.54中國神華68.7678.49中國石油63.4267.06興業(yè)銀行37.3766.51復(fù)星醫(yī)藥61.0576.14建設(shè)銀行68.1167.06潞安環(huán)能53.465.43工商銀行66.9172.38南方航空61.7366.91寶鋼股份64.8664.69中國國航27.0371.92益民商業(yè)N/A66.8小

12、商品城N/A64.48萬科31.5871.06青島啤酒65.1266.79云鋁股份30.664.15浦發(fā)銀行67.8868.7廣州控股N/A66.58上港集團43.263.82數(shù)據(jù)來源： 潤靈A股上市公司社會責(zé)任報告評級數(shù)據(jù)庫此外，我們根據(jù)深圳證券交易所提供的歷史交易記錄，選取471家上市公司年度報告中的凈利潤（X）、每股收益(Y)、以及企業(yè)社會責(zé)任(S)三項指標(biāo)取簡單的加權(quán)平均數(shù)，凈利潤（X）沿N=471個數(shù)據(jù)，不斷逐個滑動地取企業(yè)規(guī)模的數(shù)值作為權(quán)數(shù)進行加權(quán)平均來表示總凈利潤數(shù)據(jù)，同理可得總每股收益數(shù)據(jù)（Y），企業(yè)社會責(zé)任數(shù)據(jù)（S）其算式為： 其中，表示企業(yè)規(guī)模占總規(guī)模比例的權(quán)重，。 圖1

13、凈利潤X、每股收益Y以及S的時間序列 圖2 D2X 、D2Y、 D2S的差分序列圖圖1顯示，凈利潤、每股收益以及企業(yè)社會責(zé)任得分有相同的變化趨勢，且為非平穩(wěn)的時間序列，圖二是對凈利潤、每股收益、企業(yè)社會責(zé)任得分進行二階差分（）后形成的時間序列圖，應(yīng)為平穩(wěn)的序列。平穩(wěn)性分析是對時間序列進行計量分析的先決條件，否則不平穩(wěn)的時間序列可能導(dǎo)致偽回歸的問題，對進行單位根檢驗，結(jié)果如下：表3 時間序列的單位根檢驗（ADF檢驗）結(jié)果序列ADF統(tǒng)計量概率值臨界值結(jié)論X6.7589041.0000-1.951000非平穩(wěn)D2X-7.8731860.0000-1.951687平穩(wěn)Y7.4779731.0000-1

14、.951000非平穩(wěn)D2Y-13.149730.0000-1.951332平穩(wěn)S5.4792401.0000-1.950687非平穩(wěn)D2S-8.6743320.0000-1.951687平穩(wěn)注：表中以5%的顯著性水平進行分析由表3顯示，都是非平穩(wěn)的,而經(jīng)過二階差分后都是平穩(wěn)的。三、基于模型的企業(yè)社會責(zé)任表現(xiàn)CSR對財務(wù)績效CFP關(guān)系的研究模型即向量自回歸模型，是一種非結(jié)構(gòu)化的模型，該模型主要運用于宏觀經(jīng)濟領(lǐng)域，它把系統(tǒng)中各個內(nèi)生變量都當(dāng)作所有內(nèi)生變量的滯后項的函數(shù)，且模型的變量之間的關(guān)系是不以經(jīng)濟理論為基礎(chǔ)的。 建立模型的主要目的是研究變量之間的關(guān)系，模型中建立脈沖響應(yīng)函數(shù)和進行方差分解時都要

15、求變量是平穩(wěn)的，而有上述平穩(wěn)性檢驗得出都是非平穩(wěn)的,而經(jīng)過二階差分后，都是平穩(wěn)的，所以基于這三個時間序列建立模型，對企業(yè)總凈利潤、每股收益與企業(yè)社會責(zé)任得分三者之間的關(guān)系進行研究。（一）、滯后階數(shù)的確定對進行模型建模時，滯后階數(shù)的確定尤為重要。因為滯后階數(shù)太多會導(dǎo)致需要估計的參數(shù)過多，模型的自由度減少，而滯后階數(shù)太少則無法完整反映所構(gòu)造模型的動態(tài)特征。 在確定滯后階數(shù)是應(yīng)該綜合考慮等各種信息準(zhǔn)則，用建立協(xié)整模型并考察滯后階數(shù)，結(jié)果如下：表4 滯后階數(shù)檢驗表LagLogLLRFPEAICSC0-713.9157NA3.48e+1851.2082651.351001-607.470528.1918

16、22.06e+1850.6764651.24741*2-683.989720.221151.54e+1850.3564151.355563-682.33472.1278592.77e+1850.8810552.308414-664.559019.04543*1.69e+1850.2542152.109785-650.848911.751461.53e+1849.9177852.201566-626.495115.656027.77e+17*48.82108*51.53307注：表中帶*是軟件自動選擇的階數(shù) 從表4中可以看到，綜合這4個信息準(zhǔn)則，因為準(zhǔn)則給出的滯后階數(shù)與準(zhǔn)則不同，所以最后決定以值

17、為判斷標(biāo)準(zhǔn)，確定滯后階數(shù)為4階。（二）、 的協(xié)整檢驗協(xié)整檢驗可以對于多個變量之間的協(xié)整關(guān)系進行綜合檢驗且功效穩(wěn)定，故采用形式3對進行協(xié)整檢驗，結(jié)果如下： 表 5 Johansen協(xié)整檢驗結(jié)果原假設(shè)協(xié)跡統(tǒng)計量 跡統(tǒng)計臨值最大特 最大特征值臨界值整方程數(shù)5% P值 征值 5% P值沒有*56.3813329.79707 028.0427 21.13162 0.0045至多一個*28.3391515.49471 022.8888 14.26460 0.0017至多兩個*5.4506713.841466 05.450671 3.841466 0.0196注：*表示在5%的顯著性水平下拒絕原假設(shè)從表5中

18、可以看出，根據(jù)跡統(tǒng)計量和最大特征值來看，三個變量之間都存在積協(xié)關(guān)系。由于在5%的顯著性水平下拒絕三個變量不存在協(xié)整關(guān)系，至多存在一個積協(xié)關(guān)系的原假設(shè)，至多存在兩個積協(xié)關(guān)系的原假設(shè)，所以時間序列變量在5%的顯著性水平下只存在一個積協(xié)關(guān)系，即它們之間存在著某種長期均衡關(guān)系。檢驗的最后可以得到標(biāo)準(zhǔn)化后的協(xié)整方程為：從上述協(xié)整檢驗進一步明確了三者之間的積協(xié)關(guān)系，證明了建立模型的合理性與有效性。（三）、模型的建立根據(jù)3.1中所確定的滯后階數(shù)，建立模型，可得其參數(shù)估計結(jié)果，寫成方程如下：=+表 6.1 VAR模型檢驗表R-squared0.7400460.6936600.808038Adj.R-squar

19、ed0.5565490.4774200.672535Sum sq.resids2.36E+08618697459209816S.E.equation 2723.2761907.720736.0393F-statistic4.0330153.2078225.963257Log likelihood-280.7192-260.6583-232.0869Akaike AIC19.5812818.2438916.33913Schwarz SC20.1884618.8510716.94631Mean dependent410.8230185.057023.04067S.D.dependent5591.1

20、672638.9931286.230Determinant resid covariance(dof adj.)5.12E+17Determinant resid covariance9.31E+16Log likelihood-713.7906Akaike information criterion50.18604Schwarz criterion52.00760表 7 拉格朗日乘數(shù)檢驗表Lags LM-State Prob1 5.045637 0.83032 13.61926 0.13653 6.663832 0.67214 12.56052 0.18355 10.63674 0.3014

21、6 8.870961 0.4493從表6中可以得到該方程的的R方為0.74，方程的擬合優(yōu)度一般，但也有一定的說明性，對方程進行拉格朗日乘數(shù)檢驗，得到滯后6階值都接受原假設(shè)，說明方程殘差序列已無序列相關(guān)性。（四）、 的因果關(guān)系檢驗 為了研究三者之間的關(guān)系，由必要對它們進行格蘭杰因果關(guān)系檢驗來探究它們之間是否互相影響，互為因果。格蘭杰因果關(guān)系檢驗的結(jié)果對于各變量的滯后階數(shù)尤為敏感，基于上述建立的三者之間的模型，可以將模型的滯后階數(shù)作為格蘭杰因果檢驗的滯后階數(shù)，該做法有很強的說服性。表 8 因果關(guān)系分析表零假設(shè)卡方統(tǒng)計量概率結(jié)論D2Y不是D2X的格蘭杰原因 11.97434 0.0625 接受原假設(shè)

22、D2S不是D2X的格蘭杰原因 24.13942 0.0005 拒絕原假設(shè)D2Y和D2S聯(lián)合不是D2X的格蘭杰原因 47.72696 0.0000 拒絕原假設(shè)D2X不是D2Y的格蘭杰原因 5.390649 0.4948 接受原假設(shè)D2S不是D2Y的格蘭杰原因 33.35206 0.0000 拒絕原假設(shè)D2X和D2S聯(lián)合不是D2Y的格蘭杰原因 45.69110 0.0000 拒絕原假設(shè)D2X不是D2S的格蘭杰原因 10.65039 0.0998 接受原假設(shè)D2Y不是D2S的格蘭杰原因 27.19996 0.0001 拒絕原假設(shè)D2X和D2Y聯(lián)合不是D2S的格蘭杰原因 59.62367 0.0000

23、 拒絕原假設(shè)由表8可以看出，任意兩個因素的聯(lián)合都是第三個因素的格蘭杰原因，這從總體上可以說明三個因素是互為因果關(guān)系的，任何一個因素發(fā)生改變時將會影響其它兩個因素。（五）、 模型的穩(wěn)定性檢驗 在確定了之間的協(xié)整關(guān)系并建立了模型之后，用模型的特征多項式的根檢驗協(xié)整關(guān)系的正確性，若被估計的模型的特征多項式中所有根的模的倒數(shù)都小于1 ，即位于單位圓內(nèi)，則該模型是穩(wěn)定的。模型共有個特征多項式的根，其中，為模型的滯后階數(shù)，為期內(nèi)生變量的個數(shù)。在本模型中共有12個單位根，其檢驗結(jié)果如下：表 9 特征根檢驗表單位根模的倒數(shù)-0.861033-0.489704i0.990549-0.861033+0.48970

24、4i0.990549-0.317340-0.904479i0.958534-0.317340+0.904479i0.9585340.008532-0.852376i0.8524190.008532+0.852376i0.8524190.695116-0.409097i0.8065640.695116+0.409097i0.8065640.313841-0.643628i0.7160680.313841+0.643628i0.716068-0.647645-0.200864i0.678078-0.647645+0.200864i0.678078圖 3特征根檢驗圖 由表9和圖3可知，12個單位根的

25、模的倒數(shù)均小于1，落在單位圓內(nèi)，說明該模型是穩(wěn)定的，可以進行脈沖響應(yīng)函數(shù)的分析和方差分析。（六）、的脈沖響應(yīng)分析脈沖響應(yīng)函數(shù)可以對變量的動態(tài)特征進行直觀的描述，所以為了進一步探究三個變量之間的關(guān)系，基于建立的VAR模型對這三個量進行脈沖響應(yīng)分析，即計算來自其中一個變量的隨機擾動項的一個標(biāo)準(zhǔn)差的沖擊對當(dāng)前值和未來值的影響，這里著重分析沖擊對的影響。由于沖擊對變量的沖擊順序非常敏感，根據(jù)提出的沖擊順序應(yīng)該顯示弱外生變量，后是與之相關(guān)的內(nèi)生變量，最后是其它內(nèi)生變量，從而確定本模型進行的脈沖響應(yīng)的順序為。圖 4 脈沖響應(yīng)函數(shù)圖表 10 企業(yè)總凈利潤的脈沖響應(yīng)表沖擊來源:企業(yè)社會責(zé)任D2S企業(yè)凈利潤D2

26、X每股收益D2Y0.000000(0.00000)-346.3033(139.050)563.2670(259.416)-389.3799(290.644)130.4586(297.411)67.03099(296.463)-62.23970(267.877)163.0683(287.403)-293.5712(377.895)318.6670(430.194)0.000000(0.00000)-1427.054(691.049)2301.743(1143.62)-1924.120(1268.76)314.6181(1307.08)148.2546(1281.21)260.7166(1169.

27、94)334.7047(1220.47)-1242.678(1665.83)1706.924(1957.55)438.1885(56.5699)-819.1968(357.274)1099.314(559.433)-895.4228(623.465)320.3962(645.914)-120.7381(623.835)54.67381(573.833)342.1059(643.410)-730.8022(856.310)762.1129(954.510) 圖4顯示的軌跡圖反映了在10期內(nèi)是如何通過模型影響的。由圖4(a)可知，企業(yè)社會責(zé)任表現(xiàn)對企業(yè)總凈利潤X的影響第一期為0.00，即存在一定的

28、滯后效應(yīng)，從第二期開始沖擊對總消費有明顯的影響，且沖擊的效應(yīng)隨時期的推移正負交替。由圖4(b)、圖4(c)可知，企業(yè)凈利潤對企業(yè)社會責(zé)任的影響在第一期也為0.00，即也存在滯后效應(yīng)，總體上是上下波動的，第5到8期逐漸趨于穩(wěn)定后又開始波動；企業(yè)總每股收益對其自身的一個標(biāo)準(zhǔn)差新息立即有較強的反映，企業(yè)凈利潤增加了約438.19，但該影響也是正負交替的，第二期即為-819.20?？傮w來看，企業(yè)總凈利潤在初期受自身影響較大，這與企業(yè)盈利受到過去的營業(yè)業(yè)績的影響是吻合的，而隨著時期的推移，企業(yè)社會責(zé)任的影響逐漸占據(jù)主導(dǎo)地位，這也表明了宏觀意義上的企業(yè)社會責(zé)任對企業(yè)財務(wù)績效呈現(xiàn)正相關(guān)關(guān)系，企業(yè)每股收益的影

29、響相對于其他兩者來說較小。（七）、的方差分解 除了脈沖響應(yīng)函數(shù)外，方差分解也可從另一個角度描述系統(tǒng)的動態(tài)變化。如果說脈沖響應(yīng)函數(shù)運用于描述系統(tǒng)對一個變量的動態(tài)沖擊，方差分解則是將系統(tǒng)的均方誤差分解成各個變量的沖擊所做的貢獻。圖 5方差分解檢驗圖圖5(a)顯示，對企業(yè)總凈利潤的影響，無論是短期還是長期，其自身的變化一致占主導(dǎo)地位（最后約為67.85%），企業(yè)社會責(zé)任和每股收益的變化的影響逐漸增大，但相對于企業(yè)總凈利潤自身變化的影響還是較?。粓D5(b)顯示，企業(yè)社會責(zé)任變化對企業(yè)總凈利潤的影響無論在短期還是長期都是主導(dǎo)，而企業(yè)總凈利潤自身變化與每股收益變化對企業(yè)社會責(zé)任得分的影響逐漸增大，即企業(yè)總

30、凈利潤對企業(yè)社會表現(xiàn)最后預(yù)測誤差的貢獻率為68.08%，而每股收益和企業(yè)社會表現(xiàn)自身分別為20.23%和11.70%。圖5(c)顯示，對于企業(yè)總凈利潤，盡管企業(yè)社會責(zé)任變化的影響一直在減小后趨于平穩(wěn)減小，但還是一直占主導(dǎo)地位，最后誤差貢獻率仍有62.59%，這也與現(xiàn)實情況相吻合，因為企業(yè)的社會聲譽的直接或間接影響企業(yè)的總收入。而每股收益變化對自身的影響先增大后減小后又增大，出現(xiàn)一定的波動性，企業(yè)總凈利潤變化的影響則逐漸增大后趨于穩(wěn)定，貢獻率約為17.64%。四、模型對企業(yè)總凈利潤、每股收益、企業(yè)社會責(zé)任得分的預(yù)測協(xié)整分析可以說明變量間的長期關(guān)系，而變量間的短期關(guān)系可以用誤差修正模型來描述，具體

31、來說，就是引入誤差修正模型將變量的短期波動與長期均衡有機的結(jié)合起來，實現(xiàn)短期內(nèi)變量由非均衡向均衡的調(diào)整過程。只要變量間存在協(xié)整關(guān)系，就可以建立誤差修正模型，模型中的每個方程都是分布自回歸模型。這恰與模型相聯(lián)系，即可認(rèn)為模型是含有協(xié)整約束的模型。所以要想建立模型，可先建立模型，然后驗證模型的協(xié)整性后再建立模型。（一）、模型的建立在上文中已驗證為非平穩(wěn)的時間序列，但為了研究變量間的實際存在的關(guān)系，用來建立模型。表 11 滯后階數(shù)檢驗表 Lag LogL LR FPE AIC SC 0-873.2245 NA4.70e+21 58.41494 58.55509 1-731.1088246.33406

32、.60e+17 49.54058 50.10106* 2-723.393811.82956*7.35e+17 49.62626 50.60709 3-704.197525.595163.93e+17 48.94650 50.34770 4-698.33856.6401815.38e+17 49.15590 50.97746 5-680.428516.715993.57e+17 48.56190 50.80382 6-659.588715.282492.22e+17*47.77258* 50.43486注：表中帶*是軟件自動選擇的階數(shù) 從表10中可以看到，綜合這5個信息準(zhǔn)則，因為準(zhǔn)則給出的滯后階

33、數(shù)與準(zhǔn)則不同，所以最后決定以LR值為判斷標(biāo)準(zhǔn)，確定滯后階數(shù)為3階。重新建立模型，可得其參數(shù)估計結(jié)果，寫成方程如下：=+（二）、 的檢驗 依然采用極大似然檢驗對變量間的協(xié)整關(guān)系進行檢驗。選取形式 對進行檢驗結(jié)果如下：表12.Johansen協(xié)整檢驗結(jié)果表原假設(shè)協(xié)跡統(tǒng)計量 跡統(tǒng)計臨值最大特 最大特征值臨界值整方程數(shù) 5% P值 征值 5% P值沒有*71.967629.797 0.045.77649 21.13162 0.0000至多一個*26.1911715.494 0.021.61907 14.26460 0.0029至多兩個*4.572103.8414 0.04.572106 3.84146

34、6 0.0325注：*表示在5%的顯著性水平下拒絕原假設(shè)從表4中可以看出，根據(jù)跡統(tǒng)計量和最大特征值來看，三個變量之間都存在積協(xié)關(guān)系。由于在5%的顯著性水平下拒絕三個變量之間不存在協(xié)整關(guān)系，至多存在一個積協(xié)關(guān)系的原假設(shè)，至多存在兩個積協(xié)關(guān)系的原假設(shè)，所以時間序列變量在5%的顯著性水平下只存不止一個積協(xié)關(guān)系，即它們之間存在著某種長期均衡關(guān)系。檢驗的最后可以得到標(biāo)準(zhǔn)化后的協(xié)整方程為：（三）、企業(yè)凈利潤、每股收益、社會責(zé)任得分（）的模型的建立基于對上述建立的模型進行了協(xié)整檢驗，證明了它們是協(xié)整的，即存在著長期均衡的關(guān)系。向量的誤差修正模型是協(xié)整關(guān)系的一種重要運用，可以利用變量間的長期均衡關(guān)系描述變量間

35、的短期關(guān)系，將其由不均衡向均衡調(diào)整。所以建立的模型，對進行預(yù)測。結(jié)果如下：企業(yè)總凈利潤的誤差修正模型：每股收益的誤差修正模型：企業(yè)社會責(zé)任的誤差修正模型：其中，表示誤差修正項，它們的系數(shù)反映長期關(guān)系對短期關(guān)系偏離均衡的調(diào)整程度。（四）、的預(yù)測用的模型的預(yù)測功能對三個變量進行預(yù)測，得到如下圖6圖 6 變量預(yù)測圖 用上圖6可以看出，采用模型進行預(yù)測誤差很小，說明用模型進行預(yù)測是可行的。以下表格是對2016年的企業(yè)總凈利潤、每股收益、企業(yè)社會責(zé)任得分進行預(yù)測的結(jié)果和預(yù)測的相對誤差：表13變量2016年預(yù)測結(jié)果變量實際值預(yù)測值相對誤差企業(yè)總凈利潤1732311742830.61%每股收益2486125

36、4012.2%企業(yè)社會責(zé)任得分77198779851.0%五、企業(yè)總凈利潤、每股收益、企業(yè)社會責(zé)任得分的預(yù)測結(jié)論 由模型得到的方程，描述了三個變量序列之間的長期關(guān)系和短期特征，并能夠很好的進行實際數(shù)據(jù)的預(yù)測，這是具有現(xiàn)實意義的。從總體來看，企業(yè)總凈利潤，每股收益，企業(yè)社會責(zé)任得分都在向增長的方向發(fā)展。從圖6中可以看出，模型不僅能夠掌握歷史數(shù)據(jù)的變化趨勢，還能夠研究突發(fā)因素對三者的影響，這使得用進行預(yù)測的結(jié)果優(yōu)于其他的預(yù)測方法，只要沒有突發(fā)狀況，其預(yù)測的相對誤差能夠控制在很小的范圍內(nèi)，即使發(fā)生突發(fā)狀況也能夠迅速拉回到長期趨勢上，這些都體現(xiàn)著模型的優(yōu)勢。參考文獻1 Abagail McWillia

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40、/VECMAbstract: Corporate social responsibility of the relationship between CSR and corporate financial performance CFP already more and more attention by academic and practice world, enterprises in the performance of social responsibility is good for improving its financial performance at the same time, companies can seek a balance between the two has become a matter of concern to the people from all walks of life. In this article, through the emp