舒 欢 叶南客 邹 维
习近平总书记在十九大报告中强调现代企业治理要“强化社会责任意识”，这对于工程建设行业可持续发展及其相关理论研究有重要启示意义。在社会发展层面，工程建设活动对经济、社会、文化、环境等方面都有重大影响，建筑行业在2021年贡献了全国16%的GDP，既建造了众多基础设施，又提供了大量就业岗位（2021年约为5000多万个）；
在建设过程层面，工程建设是劳动密集型生产活动，因手工作业多、交叉作业多和人员数量多而危险性大，不仅质量问题突出，并且参建企业的安全责任事关群众的生命财产安全，社会对此高度敏感，时有发生的工程质量安全事故严重危及建筑行业的社会形象，而且建设活动能耗多、污染重，企业也需主动承担环保责任，提高资源利用率，采用节能环保的技术和材料，减少对周边环境的不利影响；
在企业经营层面，一些大型工程企业涉及领域广，社会知名度高，其道德操守和经营行为具有示范效应；
在国家发展战略层面，建筑工程是高科技集中、中国制造向中国智造转变的重点发展领域，也是中国在“一带一路”基础设施互联互通中走出去的排头兵和支柱性行业，建设行业已成为中国国际形象、中国品牌的战略性支撑。在上述因素的综合影响下，工程企业履行社会责任既是其维护自身稳定发展的内在要求，也是当今社会的普遍期待和国家发展的客观需求。同时，当前世界形势复杂，特别是逆全球化趋势和贸易保护主义重新抬头，工程企业所处国内外经济社会环境的不确定性在增加，导致经营中面临的舆论风险、财务风险和投资风险等各类潜在风险趋于上升，这些都使该类企业的经营面临严峻考验。在此情势下，工程企业尤其应该重视理顺履行社会责任与经营风险水平升降之间的内在联系，从中找出通过履行社会责任来降低经营风险或减少潜在损失的有效途径，以在新时代稳步推进工程行业高质量发展。
当前，学界关于企业社会责任的研究主要聚焦于履行责任的经济后果，直接研究社会责任履行与企业经营风险之间关系机制的文献相对不多，学者普遍认为企业履行社会责任与其经营风险呈现负向关系，但部分研究也发现对社会责任的投入存在边界，①王能、李万明、郭文頔：《经济新常态背景下企业社会责任履行的经济效应》，《经济问题》2018年第3期。过度承担反而会浪费财务资源，影响财务绩效。②孙泽宇、齐保垒：《社会信任、法律环境与企业社会责任绩效》，《北京工商大学学报（社会科学版）》2022年第1期。受此启发，工程企业履行社会责任对其经营风险水平的影响可能存在非线性关系，而这种关系的重要特征亟待厘清。对此，本研究利用在沪深A股上市的工程企业数据，探究这类企业的社会责任履行影响其经营风险的主要规律，进而挖掘经济政策不确定性这一外部环境因素在该影响关系中的调节作用，并对不同产权性质的工程企业的影响差异进行拓展分析。基于上述研究，本文主要贡献是：（1）发现我国工程企业的经营风险水平在整体上对社会责任履行表现依然处于敏感区间，这对准确理解社会责任履行对工程企业经营风险的影响机制具有定位作用；
（2）揭示了经济政策不确定性在两者影响效应中的调节作用，并据此提出了为工程企业纾困避险和提升风险应对能力的新思路；
（3）发现民营工程企业履行社会责任更需要外部资源支持，这为政府制定企业扶持政策与措施，建立工程行业长效治理机制以实现转型升级和品质化发展提供了新方向。
（一）工程企业社会责任
工程企业是指从事土木建筑、安装、装修工程的新建、扩建、改建等活动的企业，其产品为建筑物和构筑物以及机械设备安装等工程。这些企业是建筑业企业的核心组成部分，它们处于建筑产业链的下游并发挥着支柱性作用。根据中国建筑业协会发布的《建筑业企业社会责任评价标准》，工程企业社会责任是指企业通过透明和合乎道德的行为为其决策和活动对社会和环境的影响而担当的责任，具备以下属性：（1）致力于可持续发展，包括社会成员健康和社会福祉；
（2）考虑利益相关方的期望；
（3）符合法律并与国际行为规范相一致；
（4）全面融入企业经营并得到践行。③中国建筑业协会：《建筑业企业社会责任评价标准（T/CCIAT0002-2018）》。
参照上述界定，本研究认为工程企业履行社会责任主要是指它们为承担对各利益相关方应负责任而实施的一系列行为。按照与企业的关系性质，利益相关者又可以分为内部利益相关者和外部利益相关者，前者通常是股东和员工，后者一般是业主、合作伙伴、政府、环境、社区等。工程企业对内部利益相关者所履行的为内部社会责任，而对外部利益相关者履行的为外部社会责任。相较于其他类型企业，工程企业特有的内部社会责任主要包括围绕工程建设领域的技术、工艺、业务、内部管理等开展高质量创新活动，提升员工从事建设活动所需的劳动技能和综合素质，保障参与工程建设的有关人员的人身安全、身心健康和薪酬福利等；
而特有的外部社会责任则主要有保证工程实体等产品和服务的质量与安全，在工程建设中自觉配合政府进行检查监督，采用节能环保材料和技术减少建设对周边环境的不利影响，提供层次全、数量多的工作岗位以带动所在社区实现高质量就业，在能力范围内开展公益慈善事业，如积极参与救灾工程和社会民生工程援建等。
（二）工程企业社会责任履行与企业经营风险水平的关系
企业经营风险是指对实现其经营目标造成威胁的各类潜在因素的发生可能性及其影响结果的组合，该风险水平会影响企业未来收益的波动性。目前学界已认识到企业可能因社会责任问题处理不当导致经济损失、法律风险、道德缺失等，使其经营活动因风险升高而难以持续，①王清刚：《企业社会责任管理中的风险控制研究──以BJNY集团的环境、健康和安全管理为例》，《会计研究》2012年第10期。所以应当合理履行社会责任来获取竞争优势，降低供应链风险和战略风险，②许建、田宇：《基于可持续供应链管理的企业社会责任风险评价》，《中国管理科学》2014年第S1期，第396—403页；
王站杰、买生、李万明：《企业社会责任对战略风险的影响──伦理决策的调节作用》，《大连理工大学学报（社会科学版）》2017年第4期。保障可持续发展，而且在经济危机中良好的社会责任表现对企业风险的降低效应也更为突出。③冯丽艳、肖翔、程小可：《社会责任对企业风险的影响效应──基于我国经济环境的分析》，《南开管理评论》2016年第6期。实际上，所有可能妨碍企业经营目标实现的因素都会对经营风险产生直接或间接影响，例如社会责任表现对财务风险、诉讼风险、信用风险、信息风险、债务违约风险、股价崩盘风险等的影响最终都会传递到企业经营风险水平的升降中，部分学者围绕这些问题展开了研究。吴文洋等依据上市公司经验证据，发现企业积极履行社会责任有助于降低财务风险，且社会责任如能引起媒体关注，则能强化它对财务风险的弱化效应。④吴文洋、唐绅峰、韦施威：《社会责任、媒体关注与企业财务风险──基于中国上市公司的经验证据》，《管理学刊》2022年第1期。李新丽等认为在市场化和社会信任水平越高的地区，企业社会责任承担对信息风险的抑制作用越显著。⑤李新丽、万寿义、程俊：《企业社会责任承担影响信息风险吗？──基于边界调节和中介传导的双重检验》，《管理学刊》2022年第1期。张俊瑞等指出企业发布社会责任报告能显著降低诉讼风险，并且有第三方鉴证的社会责任报告作用更加突出。⑥张俊瑞、刘慧、李彬：《企业社会责任报告降低企业的诉讼风险了吗？》，《预测》2017年第1期。针对股价崩盘风险，田利辉等发现强制披露社会责任信息虽然增大了崩盘风险，但如果股东和经理人利益一致，经理人监督机制健全，或财务信息透明，那么两者的正向关系就不再显著；
⑦田利辉、王可第：《社会责任信息披露的“掩饰效应”和上市公司崩盘风险——来自中国股票市场的DID-PSM分析》，《管理世界》2017年第11期。黄金波等进一步发现企业履行社会责任会提升媒体曝光度，进而能显著抑制该风险。⑧黄金波、陈伶茜、丁杰：《企业社会责任、媒体报道与股价崩盘风险》，《中国管理科学》2022年第3期。此外，还有学者发现对于跨国企业来说，它们履行社会责任对抵御东道国社会政治风险具有正向作用，但在东道国复杂的社会制度背景下，这些企业既可能因“负责过度”而招致非议，也可能因“努力不足”而丧失深度合作机会。⑨陈菁泉、王永玲、张晶：《考虑社会责任的跨国企业对外投资社会政治风险防控博弈分析》，《系统工程理论与实践》2021年第1期。总体上看，该领域研究大多认为企业稳妥地履行社会责任有助于降低经营风险水平。
虽然目前鲜有文献专门分析工程企业社会责任表现与其经营风险水平的关系，但根据上述研究的理论逻辑演绎，工程企业合理履行对各利益相关者的社会责任，有利于加强沟通，得到各方的信任，从而积累社会资本，⑩刘志雄：《企业社会责任、社会资本与信用风险传染研究——基于利益相关者理论的分析》，《江苏社会科学》2019年第6期。进而占据获取竞争性资源的有利地位，⑪⑪ Caroline Flamme, “Does Corporate Social Responsibility Lead to Superior Financial Performance? A Regression Discontinuity Approach”, Management Science, Vol.61, No.11, 2015, pp. 2549-2568.⑫ Abagail, M and Donald, S., “The Role of Money Managers in Assessing Corporate Social Responsibility Research”, Journal of Investing, No.6, 1997, pp. 98-107.⑬ 陈智、徐广成：《中国企业社会责任影响因素研究——基于公司治理视角的实证分析》，《软科学》2011年第4期。如投资人青睐、员工工作效率高、业主信任、建筑材料质优价低和源于利益相关者普遍支持的企业声誉等。也就是说，履行社会责任能使其所处的内外部环境更加友好，降低融资成本，减少潜在风险因素，提高竞争力和风险应对能力，降低企业经营风险水平。但是从另一角度来看，如果工程企业履行社会责任过多，就会导致它们将有限的资源投入到那些无法显著增加股东权益的社会责任活动中，从而增加非盈利性支出，比如过多的慈善捐助和援建等，这将消耗内部资源，增加财务负担，推升经营风险水平，在一定程度上与企业实现股东利益最大化的目标相冲突。⑫⑪ Caroline Flamme, “Does Corporate Social Responsibility Lead to Superior Financial Performance? A Regression Discontinuity Approach”, Management Science, Vol.61, No.11, 2015, pp. 2549-2568.⑫ Abagail, M and Donald, S., “The Role of Money Managers in Assessing Corporate Social Responsibility Research”, Journal of Investing, No.6, 1997, pp. 98-107.⑬ 陈智、徐广成：《中国企业社会责任影响因素研究——基于公司治理视角的实证分析》，《软科学》2011年第4期。与此同时，企业管理者与股东也可能存在利益冲突，⑬⑪ Caroline Flamme, “Does Corporate Social Responsibility Lead to Superior Financial Performance? A Regression Discontinuity Approach”, Management Science, Vol.61, No.11, 2015, pp. 2549-2568.⑫ Abagail, M and Donald, S., “The Role of Money Managers in Assessing Corporate Social Responsibility Research”, Journal of Investing, No.6, 1997, pp. 98-107.⑬ 陈智、徐广成：《中国企业社会责任影响因素研究——基于公司治理视角的实证分析》，《软科学》2011年第4期。部分管理者会为获得个人社会声誉而过多投入社会责任活动中，从而增加企业经营风险水平。如果工程企业长期处于投入的资源价值小于各利益相关方所能提供的资源价值这一情形中，会导致企业资源匮乏，竞争力和风险抵御能力随之下降，推升经营风险水平。
基于上述分析，本研究推测工程企业如能在合理范围内履行企业社会责任，则有助于它们提升风险防控能力，降低经营风险水平；
而如果企业履行社会责任超出合理限度，则会过度消耗内部资源，降低对经营风险的抵御能力，推升经营风险水平。据此，本文提出以下假设：
H1：工程企业履行社会责任的综合表现与其企业经营风险水平之间存在U型影响关系。
由于内外部利益相关者的角色、诉求以及它们与工程企业的关系都不同，企业对这两类利益相关者履行的社会责任也不同。一方面，工程企业合理承担内部社会责任，能够帮助它们提高工作效率，降低经营成本，减少资金链断裂风险，①杨艳、兰东：《企业社会责任对公司特有风险的影响——基于利益相关者视角》，《软科学》2015年第6期。从而提高组织韧性；
而履行内部社会责任超过限度，如研发投入过度但创新产出和效率较低、员工权益保障投入与激励奖惩成效比例失调等，都会耗费有限的企业资源，降低企业竞争力。另一方面，工程企业如能恰当承担外部社会责任，则有利于它们与外部利益相关者建立融洽关系，在建立优良企业形象的同时赢得社会声誉和品牌口碑，为其获得质优价廉、供应稳定的建材设备，取得政府信任和政策支持提供有利条件，进而降低其在法律违约、供应链中断和市场需求波动等方面的经营风险水平；
而如果企业过度承担外部社会责任以讨好外部利益相关者，导致资源投入过量，例如为提升社会声誉而超出能力范围地做公益捐赠，则会在消耗内部资源的同时又无法获取能够弥补损失的社会经济效益，长此以往企业就会因资源枯竭而陷入危险境地。基于上述分析，本文提出以下假设：
H2：工程企业的内、外部社会责任履行表现与企业经营风险水平之间均存在U型影响关系。
（三）经济政策不确定性的调节作用
经济政策不确定性是指政府未明确经济政策预期、政策执行和政策立场变更的指向和强度所引致的不确定性。②彭俞超、韩珣、李建军：《经济政策不确定性与企业金融化》，《中国工业经济》2018年第1期。现有研究已分别对经济政策不确定性与企业的社会责任履行和企业经营风险水平的关系展开了探索。针对经济政策不确定性与企业社会责任履行之间的关系，阳镇等认为当这种不确定性增加时，企业会更倾向于将履行社会责任作为一种寻租工具来获取政府信息或政策优惠，并规避不断增加的政治风险；
③阳镇、凌鸿程、陈劲：《经济政策不确定性、企业社会责任与企业技术创新》，《科学学研究》2021年第3期。王永海和郝晓敏则进一步认为，在此情境下政府也有动机引导企业积极承担社会责任。④王永海、郝晓敏：《经济政策不确定性与企业社会责任》，《管理评论》2022年第2期。而针对经济政策不确定性与企业经营风险水平之间的关系，褚剑等认为该不确定性的增加会影响企业经营决策，让经营活动偏离既定目标的可能性增大，从而导致经营收益波动性升高，经营风险水平也随之提升；
⑤褚剑、秦璇、方军雄：《经济政策不确定性与审计决策——基于审计收费的证据》，《会计研究》2018年第12期。周爱民和刘欣蕊则发现此种不确定性增加会降低银行现金流的稳定性，进而削弱银行应对经营风险的能力。⑥周爱民、刘欣蕊：《经济政策不确定性、银行集中度与银行风险》，《经济理论与经济管理》2021年第3期。此外，还有学者发现环境不确定性会增加企业债务违约风险，而社会责任履行则对两者关系具有缓解作用。⑦张靖、肖翔、李晓月：《环境不确定性、企业社会责任与债务违约风险——基于中国A股上市公司的经验研究》，《经济经纬》2018年第5期。
对于工程企业而言，经济政策不确定性如果升高到一定程度，就会导致决策者无法准确预测未来经济政策的变化，并难以判断新的经济政策对企业经营造成的影响。近年来国际上贸易单边主义蔓延、新冠肺炎疫情爆发等一系列事件，都给中国经济造成了冲击；
同时中国正处于转变发展方式、优化经济结构、转换增长动能的转型攻坚期。为了适应新形势，政府对宏观经济政策做出相应调整，过程中难免存在类似宏观调控滞后、政策变更频繁、经济政策冲突等问题，⑧花拥军、王冰、李庆：《企业社会责任、经济政策不确定性与融资约束——基于社会责任“累积—保险”效应的研究视角》，《南方经济》2020年第11期。企业外部环境不确定性增加，而建设行业对此变化相对敏感，一些工程企业频繁调整经营战略和经营模式来应对，①白俊、孙云云、刘倩：《经济政策不确定性与委托贷款供给：“明哲保身”还是“行崄侥幸”》，《金融经济学研究》2020年第6期。进而对它们的社会责任履行与经营风险之间的关系造成了影响。在此情势下，工程企业如果合理履行社会责任，其获取的竞争性资源能在一定程度上缓解经济政策不确定性增加所造成的融资难度加大、资金限制收紧等负面影响，②邹美凤、张信东、申亚静：《经济政策不确定性、内部控制与企业风险承担》，《统计与决策》2021年第5期。例如，通过履行内部社会责任建立起来的与股东之间的良好关系，可以帮助企业克服融资成本上升、投资意向减少等困难，而通过履行外部社会责任与外部利益相关者之间融洽关系，则可以帮助它们减轻因市场需求波动增加、商业信用要求趋高、政府管制趋紧等造成的经营压力，提升企业对经营风险的承压能力。但是，如果工程企业超出能力范围履行社会责任，就会使投入产出比失衡甚至下降，从而导致损耗的内部资源得不到补充，削弱它们在经济政策不确定增加时对经营风险的抵御能力。基于上述分析，本文提出以下假设：
H3：经济政策不确定性对工程企业的社会责任履行表现与其经营风险水平之间U型影响关系具有正向调节作用。
（一）主要变量设定
1.被解释变量：企业经营风险水平（RISK）
经营风险水平可以用业绩波动程度来衡量。借鉴Faccio等和余明桂等的研究，③Faccio M. M. T., Marchica R. Mura, “Large Shareholder Diversification and Corporate Risk-Taking”, Review of Financial Studies,Vol.24, No.11, 2011, pp. 3601-3641; 余明桂、李文贵、潘红波：《管理者过度自信与企业风险承担》，《金融研究》2013年第1期。本文选择盈余波动性来衡量工程企业的经营风险水平，它采用以3年（t－1年至t+1年）为观测期的、经年度均值调整后的资产收益率（息税前利润与资产总额比）波动性来表示，即资产收益率标准差。该标准差越大，企业经营风险水平就越高。另外，为增加数据匹配性、避免极差影响，本文将经过年度均值调整后的资产收益率标准差乘以100作为被解释变量。
2.解释变量：企业社会责任（CSR）
借鉴贾兴平和刘益的研究，④贾兴平、刘益：《外部环境、内部资源与企业社会责任》，《南开管理评论》2014年第6期。本文采用和讯网上市工程企业社会责任专业测评体系的评价结果来衡量企业社会责任履行成效，该测评体系从利益相关者的角度对企业社会责任履行情况做全面性综合评价，且所有上市企业的数据都较为完整。本研究以该体系五大指标的综合得分来代表工程企业社会责任的综合表现；
内部社会责任履行表现则用股东责任和员工责任两个指标的合计得分来表示，而外部社会责任履行表现采用供应商、业主和客户的权益责任、环境责任、社会责任三个指标的合计得分来表示。得分越高，企业履行社会责任的成效就越好。
3.调节变量：经济政策不确定性（EPU）
Davis等人采用基于报纸信息的文本分析法，⑤Davis S.J., Liu D., Sheng X.S, “Economic Policy Uncertainty in China Since 1949: The View from Mainland Newspapers”,University of Chicago: Working Paper, 2019, pp.1-35.依据发表于《人民日报》和《光明日报》的相关数据信息构造了中国在各发展阶段的经济政策不确定性指数，本研究从中选取21世纪全球化时代的经济政策不确定指数作为研究样本。由于该指数的原始值为月度数据，为使它与其他年度的数据相匹配，故将月度数据通过算术平均的方式转化为年度数据，并在此基础上除以100作为调节变量。该指标数值越大，表明经济政策的不确定性越大。
4.控制变量
为控制其他变量对经营风险水平的影响，本文还选取了涉及企业运营的8个变量。此外，本文将年份（YEAR）和省份（PROVINCE）作为虚拟变量也加以控制。上述变量的详细定义见表1。
（二）样本选择和数据来源
本文选取2010—2019年在沪深两地A股上市的工程企业作为研究样本，并剔除ST类企业，又因为企业经营风险度量方法需有连续3年的数据，故再剔除选取变量存在数据缺失的年度样本，最终得到94家企业的622个有效样本。同时，由于本研究选用盈余波动性（即资产收益率标准差）作为经营风险水平的代理变量，而度量该指标需要用社会责任履行成效数据选取年份的t－1年至t+1年的经年度均值调整后的资产收益率标准差来表示，故而本文在计算经营风险时选取该指标在2009—2020年之间的相关数据。其中，财务数据来自国泰安数据库（CSMAR），社会责任数据来自和讯网，经济政策不确定性数据来自经济政策不确定性指数网站（网址：
http://www.policyuncertainty.com）。为避免异常值影响研究结果准确性，本文对所有连续变量进行上下1%的缩尾处理。
（三）模型构建
为检验假设H1和H2，本文构建了工程企业社会责任表现与经营风险水平之间的关系模型（1），如下所示：
其中，i、t分别表示企业编号和年度，CSRit为企业社会责任履行成效的代理变量，分别代表企业社会责任综合表现（CSRTit）、内部社会责任表现（CSRINit）和外部社会责任表现（CSROUTit），α0为随机变量，α1和α2为解释变量的回归系数，β1—β8为控制变量的回归系数，εit为随机误差项。
为检验假设H3，本文构建经济政策不确定性调节变量在工程企业履行社会责任与企业经营风险之间关系中发挥调节作用的模型（2），如下所示：
其中，α3为CSRit与调节变量之间的交互项回归系数，α4为CSR2it与调节变量的交互项回归系数，β9为调节变量的回归系数，其余同上。
（一）描述性统计分析
表2是主要变量的描述性统计结果，各变量数值显示以下特征：①经营风险水平最大值为13.27，最小值为0.092，标准差为2.369，表明各工程企业经营风险水平差距较大。②社会责任综合表现最大值为73.14，最小值为－1.640，标准差为16.68，均值大于中位数，表明工程企业社会责任履行成效总体处于较低水平，半数未达均值，多数企业未重视履行社会责任，且企业间的差异也较大。其中，内部社会责任表现的标准差为7.168，外部社会责任表现的标准差为10.96，这表明该类企业不仅对内部社会责任的重视程度差异较大，而且对外部社会责任的重视程度差异更大。③经济政策不确定性的最大值为3.634，最小值为0.921，均值为1.824，中位数为1.293，标准差为0.954，这表明在选取样本所处期间内，中国经济政策具有一定的波动性。
表2 主要变量描述性统计结果
同时，本研究按照总体样本的社会责任综合表现指标的中位数21.54，将样本企业分为社会责任综合表现较高组和较低组。比较结果显示，社会责任综合表现较高组的经营风险水平的均值1.453和中位数0.880均低于较低组风险水平的均值2.023和中位数0.963。进一步的，本文分别以内部社会责任表现指标和外部社会责任表现指标的中位数进行分组比较后，也有类似结果。这表明无论是内部社会责任还是外部社会责任，综合表现好的企业的经营风险水平相对较低。
（二）回归分析
1.工程企业社会责任表现与企业经营风险水平之间关系的回归分析
表3是工程企业社会责任综合表现与其经营风险水平的回归结果。列（1）检验了社会责任综合表现与经营风险水平的线性关系，社会责任综合表现一次项的回归系数为正（α1=0.0086），但不显著，这表明工程企业社会责任综合表现与其经营风险水平不是线性关系。列（2）在列（1）基础上加入社会责任综合表现的二次项来进一步检验两个主要变量之间的非线性关系，社会责任综合的一次项回归系数为负、二次项回归系数为正（α1=－0.0931, α2=0.0012），且均在1%水平上显著，这表明工程企业社会责任综合表现与其经营风险水平呈U型关系；
且列（2）调整后的R2大于列（1），说明二次项的加入增强了模型解释力，从而支持了假设H1，即工程企业经营风险水平随着社会责任综合表现的提高而呈现先下降后上升的趋势。进一步计算可知，该U型曲线的拐点值为37.819，社会责任综合表现的88%分位数为33.896、89%分位数为50.768，因此多数样本企业均分布在对称轴的左侧，这表明现阶段工程企业履行社会责任的综合表现评分整体较低，它们可以通过提升社会责任履行成效来降低经营风险水平。可能的解释是，工程企业如果能在合理范围内履行社会责任，其产生的“资源效应”就能帮助它们获取各种无形资本，或者为它们获取有形资源创造有利条件，这有助于企业提升应对风险或危机的能力；
但当该类企业履行社会责任超过能力范畴时，就会过度消耗有限的企业资源，从而导致经营风险水平增加；
然而，目前因管理层社会责任意识不足、政府监管不到位和法律法规不健全等原因，多数工程企业对社会责任不够重视，它们对此的投入尚未达到最优水平，此时如能适当提升社会责任履行成效，将会有助于降低经营风险。
表3 社会责任表现与经营风险水平关系的回归结果
列（3）、（5）分别检验了内、外部社会责任表现与经营风险水平的线性关系，结果表明该类企业内部社会责任表现与经营风险水平并非线性关系，而外部社会责任表现与经营风险水平则可能存在正向关系。列（4）、（6）则分别检验了内、外部社会责任表现与经营风险水平的非线性关系，结果表明这类企业的内、外部社会责任表现均与经营风险水平呈U型关系；
且列（4）调整后的R2大于列（3）、列（6）调整后的R2大于列（5），这说明二次项的加入增强了模型解释力，从而支持了假设H2，即工程企业经营风险水平随着企业内、外部社会责任履行成效的提高均呈现先下降后上升的趋势。进一步计算可知，该类企业内部社会责任表现与其经营风险水平的U型曲线拐点值为19.791，内部社会责任表现的75%分位数为20.26，也就是说至少75%的样本企业均分布在对称轴左侧，这表明现阶段工程企业可通过提升内部社会责任履行成效来降低经营风险水平；
而外部社会责任表现与经营风险水平的U型曲线拐点值则为14.731，外部社会责任表现的88%分位数为15.000，即大部分样本也分布在对称轴左侧，这表明现阶段工程企业同样可以通过提升外部社会责任履行成效来降低其经营风险水平。导致该结果的原因可能在于企业履行内部社会责任成效显著，就能提升股东满意度和员工工作积极性，获得股东信任和员工支持，进而提升企业运营效率，在降低运营成本的同时增加运营收益，这些都会直接影响企业的运营能力和风险水平；
同时，随着我国社会经济迈入高质量发展阶段，政府等外部利益相关者也对企业履行社会责任更加重视，工程企业积极履行外部社会责任能够更好获得政策扶持和社会资源支持，从而使其规避一些经营风险。但是，也需注意到现阶段工程企业的内、外部社会责任履行成效整体上仍不理想，对各项社会责任的投入均不足，此时它们如能适当投入更多资源来提升内外部社会责任的履行成效，则能有效降低其经营风险水平。
2.经济政策不确定性的调节作用
表4是经济政策不确定性在工程企业社会责任表现与经营风险水平之间关系中调节效应的回归分析结果。列（1）在表3的列（2）基础上加入了经济政策不确定性变量，结果显示该不确定性的回归系数为正（β8=0.210），且在10%水平上显著，这表明经济政策不确定性的升高会增加工程企业的经营风险水平。列（2）则在列（1）基础上加入该不确定性与社会责任综合表现的一次项和二次项之间交互项来检验其调节效应，结果表明该不确定性与社会责任综合表现的一次项的交互项回归系数为负（α3=－0.0968），与社会责任表现的二次项的交互项回归系数为正（α4=0.0026），两者均在1%水平上显著，这表明此不确定性对工程企业社会责任表现与其经营风险水平的U型关系具有正向调节作用，且相较于假设H1的关系曲线，此关系曲线的开口减小、两侧更陡峭，从而支持了假设H3。即在临界点内，经济政策不确定性越大，工程企业社会责任综合表现对经营风险水平的降低作用就越显著，而超过临界点后，随着经济政策不确定性的上升，企业增加社会责任投入对于推升经营风险水平的作用也越明显。导致该结果的原因可能在于工程企业合理履行社会责任会产生资源吸引效应，这能帮助它们提升应对经济政策不确定性增加带来的不利影响的能力，从而降低经营风险水平；
而该类企业如果过度履行社会责任，就会导致内部资源短缺，削弱它们处理信息透明度下降和融资约束收紧等不利影响的能力，使经营风险水平升高。
表4 经济政策不确定性的回归结果
（三）稳健性检验
1.替换关键变量
针对被解释变量衡量误差问题，本文将被解释变量替换为连续3年经年度均值调整后的资产收益率的最大值与最小值之差（RISK2）和总资产净利率标准差（RISK3），重新展开回归分析，结果显示社会责任综合表现二次项的检验结果仍然显著且为正，这与前述结果基本一致，表明工程企业履行社会责任与其经营风险水平确实呈U型关系。同时，本文还将解释变量替换为上海证券交易所提出的每股社会贡献值（CSRT2），再次展开回归分析，结果表明社会责任综合表现二次项依然显著且为正（α1=0.132），表明之前的验证结果是稳健的。
2.内生性检验
（1）工具变量回归
针对模型还可能存在测量误差等内生性问题，本文借鉴权小锋等和邹萍的研究，①权小锋、吴世农、尹洪英：《企业社会责任与股价崩盘风险：“价值利器”或“自利工具”？》，《经济研究》2015年第11期；
邹萍：《地区经济发展、社会责任行为与科技创新投入》，《科学学研究》2018年第5期。采用两阶段最小二乘法（2SLS），选取同年度工程行业内除样本企业外的其他企业履行社会责任综合表现的均值（MCSRT）和滞后一期的社会责任综合表现（LCSRT）作为工具变量展开回归分析。两种方法的第一阶段分析结果显示工具变量及其二次项与解释变量的一次项、二次项均有强相关关系；
第二阶段分析结果也显示解释变量二次项与被解释变量关系显著且为正（α1=0.0036），这是工程企业社会责任表现与其经营风险水平呈现U型关系的又一佐证，与前述分析结果一致。同时，Anderson LM检验的P值均小于0.05、Cragg-Donald Wald F值均大于临界值、Sargan检验的p值均大于0.1，表明本研究不存在工具变量识别不足的问题，而且选取的工具变量并不是弱工具变量，故而也不存在过度识别问题。上述检验证明本研究不存在严重的内生性问题，分析结果稳健。
（2）动态面板回归
考虑到企业社会责任综合表现与经营风险水平之间可能存在互为因果关系，本研究采用动态面板系统广义矩估计（系统GMM）方法对内生性问题展开进一步检验，结果显示解释变量的二次项与被解释变量的关系显著且为正（α1=0.0008），这与前述检验结果保持一致。并且Hansen检验的p值为0.393，同样表明不存在工具变量识别不足问题；
而AR（1）、AR（2）的p值分别为0.007、0.220，表明不存在二阶序列自相关问题。上述检验再次证明本研究的内生性问题不明显，分析结果具有稳健性。
现有研究多认为在我国经济发展体制下，国有控股企业和民营企业无论是在社会责任履行水平还是在经营风险水平方面均存在差异，因此对于不同产权性质的工程企业来说，它们的社会责任履行成效对于经营风险水平的影响也不同。在社会责任履行方面，国有控股工程企业普遍拥有资源较多，国家对其社会贡献要求也更高，它们履行社会责任因而比较积极，而民营企业则相对被动，它们主要迫于社会期望（企业规模越大，社会影响就越大，社会期望也越高）或希望加强与政府和其他利益相关者的联系而履行社会责任，可投入社会责任的资源相对较少。这使国有控股企业的社会责任表现普遍优于民营企业。在经营风险水平方面，国有控股工程企业往往资源获取渠道较多，规模也较大，保障条件较好，因而经营风险水平整体较低；
而民营企业因资源获取渠道较少，风险水平相对较高，它们与政府的关系也不如国有控股企业紧密，这导致其对经营环境不确定性更为敏感，迫切需要找到能够降低经营风险的有效途径。因此，如果能够得到相应政策支持，资源条件和管理能力也允许，民营企业通过履行社会责任来降低经营风险的动机是比较强烈的。基于上述分析，本研究推断工程企业履行社会责任与其经营风险水平所具有的U型影响关系在国有控股企业和民营企业之间存在差异，这体现为相较于国有控股企业，民营企业社会责任表现与其经营风险水平的U型关系可能更为明显。
为验证这一推断，本文将研究样本按照国有控股企业和民营企业进行划分。经过梳理，国有控股企业和民营企业样本各占50%，而且前者社会责任表现的均值29.297和中位数23.17均大于后者社会责任表现的均值21.028和中位数19.98，表明国有控股企业的社会责任表现普遍优于民营企业。同时，国有控股企业经营风险水平的均值1.155和中位数0.686均小于民营企业经营风险水平的均值2.320和中位数1.222，说明国有控股企业经营风险水平在整体上低于民营企业。在此基础上，本研究还根据模型（1）展开分组回归分析，结果如表5所示。其中，列（1）和（2）为国有控股企业回归结果，这两列中社会责任综合表现的一次项和二次项系数均不显著，表明国有控股企业的社会责任表现与其经营风险水平不存在明显的相关关系；
而列（3）和（4）则是民营企业分析结果，列（4）中社会责任综合表现的二次项系数显著且为正，表明民营企业社会责任表现与其经营风险水平呈U型影响关系。导致该结果的原因可能是国有控股工程企业的风险管理能力普遍较高，经营风险水平整体较低且较为稳定，可供社会责任履行成效发挥作用的风险水平调整空间比较有限，从而使它们的社会责任表现对经营风险水平的影响作用不如民营企业那样显著。
表5 异质性分析的回归结果
综上所述，本文主要结论如下：
（1）工程企业的经营风险水平随着其社会责任履行成效的提高呈现先下降后上升的趋势。目前，国内工程企业的社会责任履行水平整体不高，大多数企业尚未到达U型曲线的转折“拐点”。
（2）工程企业的内、外部社会责任履行表现均与经营风险水平呈U型影响关系，而且内、外部社会责任的履行成效也都处于较低水平，并未投入过量。
（3）经济政策不确定性在工程企业社会责任对经营风险水平的影响关系中具有正向调节作用。在到达U型曲线“拐点”之前，这种不确定性越高，该类企业社会责任表现对经营风险水平的降低作用就越明显；
而在到达“拐点”之后，经济政策越是不确定，企业在履行社会责任方面投入越多资源，反而越会增加经营风险水平。由于大多数工程企业尚未到达“拐点”，虽然当前的经济政策不确定性在增加，但它们仍可通过提升社会责任履行成效来降低经营风险水平。
（4）相对于国有控股工程企业，民营企业社会责任表现与其经营风险水平之间的U型影响关系更为明显。这表明民营企业经营风险水平整体较高，它们对环境变化也更敏锐，寻找多元途径来降低经营风险的迫切性也更强。如果条件允许，它们通过提升社会责任履行成效来增强其风险防控能力的意愿较强。
上述发现的启示如下：
（1）目前，国内工程企业仍可将履行内外部社会责任作为管控经营风险的有效工具。同时，该类企业也要避免脱离实际经营情况而过度承担社会责任，以防因在社会责任方面消耗或挤占过多资源而妨害其他业务的正常开展，致使经营风险水平升高。
（2）在经济政策不确定增加的大环境下，工程企业的决策与经营过程势必受到影响，企业高层需及时察觉由此产生的经营风险，做好事前预防、事后部署，特别要更重视履行社会责任，以降低经营风险水平或减缓其上升速度。
（3）民营企业更需要通过履行社会责任来降低经营风险水平，提升市场竞争力，但它们普遍缺乏足够资源投入社会责任建设，因此需要政府给予必要的政策支持。
（4）进入新时代，工程企业应响应国家号召和社会期待，牢记“为人民谋幸福，为民族谋复兴”的初心使命，对其社会责任建设展开系统治理，着眼于因时制宜、因地制宜地通过高效履行社会责任来做好经营风险防控，进而实现高质量可持续发展，并为提升我国社会公共管理水平、增进社会福祉做出贡献。
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