资源型产业是以资源开采和初级加工为主导的产业，对资源与环境具有高度的依赖性和破坏性（郝祖涛，2014）。20世纪末，我国明确了走“可持续发展道路”，资源型企业在经营过程中，不仅要承担起对股东、员工和消费者等利益相关者的责任，而且要在维护和改善生态环境方面做出表率。但企业作为营利性社会经济组织，绩效的提升是其始终追寻的目标，然而履行社会责任必将付出成本和承担风险（周方召，2021），对绩效产生消极影响。履行社会责任和追逐绩效是能兼顾，还是只能顾此失彼？探讨二者之间的关系对提高企业履行社会责任的能动性尤为重要，有利于促进资源型企业的可持续发展。

目前有关国内外企业社会责任的文献较为丰富，但关于企业社会责任对企业绩效的影响效应尚未形成一致结论。已有研究指出二者可能存在正相关、负相关、不相关和U型相关等多种关系。如利益相关者理论指出，企业履行社会责任能够获得利益相关者更多的认可与支持，有利于提升企业绩效（Orlitzky et al.，2003），而权衡假说理论却认为履行社会责任可能造成企业资源的过度消耗从而降低绩效（Friedman，1962）。Haley（1991）认为企业履行社会责任是一种非理性行为，能够提高管理者个人声誉和地位，但不能为企业绩效带来任何积极影响。Schaltegger et al.（2002）利用欧盟制造业样本数据检验出环境责任与企业绩效之间的关系呈U型。这些研究成果在一定程度上暗示着企业社会责任与企业绩效之间的关系存在权变因素。

企业的经营活动会受到内外部条件变化的影响。关于企业社会责任和企业绩效的研究，学者们大多通过引入调节变量来研究二者之间的影响机制。于洪彦等（2015）研究得出企业横向联系能U型调节企业社会责任与企业绩效之间的关系。张雪等（2021）认为企业社会责任对企业绩效的影响效果会受到市场竞争程度的影响，竞争越激烈，影响效果则越强。然而，根据生产函数理论，人力资本是生产活动中的重要投入变量，其质量如何会对企业社会责任转化为企业绩效的能力产生重要影响，这在文献中鲜有探讨。另外，从研究对象来看，现有关于企业社会责任与绩效的研究所涉及的行业也比较广泛，如医药（康益敏，2020）、装备制造业（蒋杰等，2017）和交通运输业（骆嘉琪等，2019）等，但针对资源型企业展开研究的相关文献较少。

因此，本文主要研究以下2个问题：履行社会责任对中国资源型企业绩效的提升存在怎样的影响？人力资本质量能否调节二者之间的关系，调节效应呈何种状态？为解答以上问题，选择2011—2020年中国沪深A股上市的资源型企业作为样本，探究企业社会责任与资源型企业绩效之间的关系，并构建了曲线调节效应回归模型来检验人力资本质量对企业社会责任与资源型企业绩效关系的调节效应。

本文的贡献主要体现在以下2个方面：首先，以资源型企业为研究对象，发现社会责任与资源型企业绩效之间呈倒U型关系，丰富了企业社会责任与企业绩效的文献，为资源型企业履行社会责任提供了微观事实基础；其次，考察了人力资本质量对企业社会责任与资源型企业绩效关系的影响，发现了一条重要路径。

由社会契约理论可知，企业作为社会的一份子，需要持续不断地从社会中获取并整合各项资源来维持正常运转，也要通过积极履行社会责任回馈社会。资源型产业作为我国基础性产业，对国民经济有着举足轻重的作用（王凤平等，2019）。资源型企业的重要地位要求其产量和生产方式符合国家战略需求，在生产过程中对环境的破坏和对资源的消耗要求其保护环境，生产中的安全风险要求其维护员工利益，这些都是资源型企业需要履行的社会责任。履行社会责任具有社会交换的性质（王世权等，2009），因此资源型企业履行社会责任对企业绩效会产生重要的影响。已有研究存在2种对立的主流观点：

一方面，根据利益相关者理论，包括股东、消费者、供应商、雇员和债权人在内的利益相关者对企业的态度与行为会严重影响企业的经营与发展。企业履行社会责任不仅是重新分配资源用于改善社会福利，而且是与利益相关者建设良好关系的一种投资行为（颜爱民等，2016），利益相关者作为企业社会责任的受益方往往会对企业产生正向回馈，引起企业经济利益的流入，进而提升企业价值（Dunfee，2006），对企业绩效的提高产生积极影响。在员工层面，企业提高福利、加强培训不仅能提高员工的工作积极性、熟练度和忠诚度，而且能帮助企业在人才市场吸引到更优秀的人才，提高企业生产效率（Turban et al.，1997）。在供应商和客户层面，企业按时按量地付款能与供应商建立良好关系，一定程度上减少交易成本，而保质保量地交货，有利于提高知名度、保持市场份额，维持企业的平稳发展。在社会层面，企业保护环境、对弱势群体进行捐赠能提高声誉、建立道德资本、降低信息不对称，进而降低企业经营风险。

另一方面，资源基础理论认为企业是资源的结合体，维持企业的活动有赖于资源的支撑，而企业履行社会责任必将挤占有限的资源，对企业绩效的提升造成不利影响。Friedman（1970）指出企业履行社会责任与为股东创造价值、实现利润最大化的目标不一致，并在此基础上进一步指出企业履行社会责任是滥用企业资源的一种行为，不仅耗费企业资源，还可能与其他重要的经营战略争夺有限的资源。企业履行社会责任过程中对弱势群体的捐赠、在环境治理方面的支出和员工福利的分发等不仅需要付出资金、人力等资源，而且会分散管理者本该集中在企业运营方面的注意力，这些均会降低企业效率（Jensen，2001）。另外，由于存在委托代理问题，企业社会责任也可能会成为职业经理谋取私利的工具，有学者认为有些经营者履行社会责任不是为了企业发展，而是通过讨好利益相关者以提高自身声誉的行为（Krueger，2015）。

综合以上2类观点，本文认为企业社会责任对企业绩效的积极影响和消极影响同时存在。但随着企业社会责任的提高，带来的2种影响有着不同的增长速度，因此企业社会责任对企业绩效呈现出的整体效应可能是倒U型。

就积极影响而言，企业通过履行社会责任与利益相关者建立良好关系，达到引起经济利益流入的目的，但是作为利益相互牵扯的两方，关系的良好程度是存在上限的，因此随着企业社会责任的提高，积极影响的边际效应逐渐下降，即积极影响的增长速度会越来越慢，如图1（a）所示。

相反，消极影响会随着企业社会责任的提高，增长速度越来越快，如图1（b）所示。一方面，当企业社会责任较低时，履行社会责任需要的成本较低，而在此基础上增加同等的社会责任需要付出更大的成本，即边际成本递增。另一方面，当企业资源较为充足时，企业社会责任的成本带来的消极影响较小，而当企业资金已经被挤占一部分时，减少相同的资源对企业绩效的消极影响会更大，即企业对资源被挤占的边际承受能力下降。因此，资源型企业对社会责任的履行处于适度区域时，积极影响的增长速度大于消极影响的增长速度，即每增加一单位的企业社会责任，给企业绩效带来的积极影响大于消极影响，履行更多的企业社会责任能提升企业绩效，反之则会降低企业绩效，如图1（c）所示。基于此，本文提出如下假设：

假设1：企业社会责任与资源型企业绩效之间的关系为倒U型。

从利益相关者理论来看，企业对社会责任的履行可视为一种战略投资行为（陈承等，2013），而战略变革与企业绩效的关系取决于变革起始和实施的组织条件（Rajagopalan et al.，1997）。人力资本质量作为重要的组织条件之一，会对企业社会责任与企业绩效的关系产生重要影响。

人力资本是凝结于劳动者身上的知识、技术及其所表现出来的能力与素质，是企业发展的核心投入，其质量与结构对改善企业经营效率具有重要的现实意义（锁箭等，2015）。与能力低的员工相比，能力高的员工能够更好地理解和传递企业内外部信息，提升沟通效率（Chun et al.，2017；罗艳梅，2020），降低信息不对称以提高投资效率（叶松勤等，2020）。企业社会责任具有多样性，投资的关键在于选取最优的组合（唐鹏程等，2016），高水平的沟通效率有利于管理者获取有效信息，灵活配置企业资源，选择相对较优的企业社会责任投资组合，既能兼顾到更多利益相关者，又能达到感知水平进而产生回馈。资源假说理论表明，企业社会责任作为一种战略工具，其履行程度受到闲置资源多寡的限制，同时企业社会责任产生价值有时滞效应，也对企业资源配置提出了挑战（唐鹏程等，2016）。人力资本质量的提高能通过提高信息沟通效率，使企业更准确且快速地判断竞争环境、同行企业社会责任履行水平、政策变化和企业运行状况等，达到及时调整企业社会责任的投资方案，提升资源配置的效果。

人力资本质量的提高虽然不能改变2种影响的变化趋势，但是能改变2种影响的增长速度。一方面，人力资本质量的提高能使企业获得更多决策信息，明确企业对社会责任承受能力，减少对非闲置资源的挤占，同时缩小职业经理通过履行社会责任谋取私利的操作空间，能够有效降低企业社会责任对企业绩效的消极影响，使每单位社会责任投入付出的成本维持在尽可能低的水平，如图2（a）所示。另一方面，人力资本质量的提高有利于企业根据实际情况制定和选择最优的企业社会责任投资方案，避免过量投资和投资不足的情况。同时使企业因履行社会责任占据的资源得到有效配置，每一单位的企业社会责任投资都能够最大程度地拉近与各利益相关者的关系，获得利益流入，进而提高社会责任对企业绩效的积极影响，使每一单位社会责任的履行获得最大限度的利益流入。然而，由于企业社会责任与企业绩效的关系会受到国家政策、市场环境和企业内部控制质量等其他因素的影响，且积极影响存在边际递减规律，这种提高也是有限的，如图2（b）所示。因此，高人力资本质量虽然只能有限地提升单位企业社会责任对企业绩效的积极影响，但是能够有效降低二者间的消极影响，使企业社会责任与企业绩效的倒U型关系更平缓，如图2（c）所示。此外，信息与沟通对企业的战略决策非常重要，能力强的员工往往拥有较强的沟通能力，能够将感知到的信息与企业发展战略相匹配，并形成建设性意见反馈给管理层（罗艳梅，2020），因此，企业能够更大限度地管理好企业社会责任，使企业社会责任在更高水平时，也能促进企业绩效的提升。即企业社会责任与企业绩效之间的倒U型关系曲线的拐点向右移动。因此，本文提出如下假设：

假设2：人力资本质量对资源型企业社会责任与企业绩效之间的倒U型关系存在调节效应。

假设2a：人力资本质量能够使资源型企业社会责任与企业绩效之间的倒U型关系更加平缓。

假设2b：人力资本质量能够使资源型企业社会责任和企业绩效之间的倒U型曲线的拐点右移。

本文研究对象为中国沪深A股上市资源型企业，依据王锋正等（2015）对资源型行业的划分，选取开采洗选类和加工类的12个行业作为研究样本，如表1所示。样本期为2011—2020年，同时剔除样本期内ST、*ST类与核心变量严重缺失的企业，最终得到4 494个观测值。其中，企业社会责任的评分数据来自和讯网，其余数据均来自国泰安数据库。为消除极端值可能对实证结果准确性带来的不利影响，本文对所有的连续变量在1%和99%处进行了缩尾处理。

（1）被解释变量：企业绩效。本文参考谭玥宁等（2020）的研究，采用资产收益率（Roa）作为企业绩效的代理变量。

（2）解释变量：企业社会责任（Csr）。参考黄珺等（2015）的研究，考虑到数据的可得性和客观性，选用第三方评级法度量企业社会责任，数据来源于和讯网发布的我国上市企业社会责任综合评分。和讯网评分体系涉及股东责任、员工责任、供应商、客户和消费者权益责任、环境责任以及社会责任5个方面，评分结果较为客观、全面，综合评分的分值区间基本为0~100，分值的高低表示企业当年在履行社会责任方面的表现，存在个别企业当年对社会责任履行不及格或获得行政处罚则显示负分。

（3）调节变量：人力资本质量（Mqf）。参考王春杨等（2020）的研究，选用员工学历水平作为人力资本质量的代理变量，采用大学专科及以上学历（包括大专、本科和研究生）的员工占比来度量。

（4）控制变量。本文选取了7个控制变量（强国令等，2012；崔登峰等，2018；周翔等，2021），即企业规模（Size）、产权性质（Soe）、财务杠杆（Lev）、股权集中度（Share）、企业成长性（Growth）、董事会规模（Board）和企业年龄（Age），并同时控制了时间效应（Year）、个体效应（Firm）以及行业效应（Industry）。变量的定义如表2所示。

为考察企业社会责任与资源型企业绩效之间的关系，参考杜勇等（2021）的做法，建立非线性模型如下：

式中：i，t分别为企业和年份；Roa为企业绩效；Csr为企业社会责任；其他控制变量含义见表2；α0为常数项，α1,α2,⋯,α9表示待估变量的回归系数；εi,t表示随机误差项。若Csr2的系数α2显著为负，则假设1为真。

在检验企业社会责任对资源型企业绩效影响的基础上，为进一步验证人力资本质量对其关系的调节作用，参考温忠麟等（2005）和杜运周等（2012）的方法，建立曲线调节效应模型，表示为

式中：Mqf为人力资本质量；β1,β2,⋯,β12为各变量的回归系数。若Csr2的系数α2显著为负，Csr×Mqf，Csr2×Mqf的系数β4和β5显著，则假设2为真。

表3所示为变量的描述性统计结果。企业绩效（Roa）的均值为0.039，说明资源型上市企业的绩效整体水平较低；企业社会责任（Csr）的平均值为0.238，最小值为-0.024，最大值为0.755，说明资源型上市企业整体对社会责任的履行程度不高，且企业间社会责任履行水平存在较大差异；人力资本质量（Mqf）的平均值为0.388，最小值为0.100，最大值为0.914，说明资源型上市企业之间，人力资本质量存在较大的差异。其他控制变量的离散程度均较为理想，因此，样本具有较好的代表性。

表4为各变量的Pearson相关系数。企业社会责任与企业绩效的相关系数为0.342，且在1%置信水平上显著，表明企业社会责任与企业绩效可能在前半段正向相关，这为进一步检验二者之间的非线性关系提供了基础。变量间的相关系数较小，且各变量的VIF值均小于3，说明模型中所包含的变量间不存在严重多重共线性。

（1）基准回归结果

借鉴Haans et al.（2016）关于倒U型关系的研究，企业社会责任与资源型企业绩效之间的倒U型关系必须满足以下3个检验条件：①企业社会责任的二次项系数（Csr²）显著为负；②当企业社会责任取最小值时，曲线斜率显著为正，当企业社会责任取最大值时，曲线斜率显著为负；③曲线的拐点处于企业社会责任的取值范围内。

根据上述检验倒U型曲线的方法，对式（1）的结果进行检验和分析。如表5列（4）所示，α1=0.469，α2=-0.501，且均在1%水平上显著，满足条件①。使用模型（1）的公式对自变量求一阶导数，得到曲线的斜率为Roa'=α1+2α2Csr。当企业社会责任取最小值-0.024时，Roa'为0.493，当企业社会责任取最大值0.775时，Roa'为-0.308，满足条件②。令曲线斜率等于0，得出曲线拐点为Csr*=-α1/2α2=0.468，在企业社会责任的取值范围内，满足条件③。因此，企业社会责任与资源型企业绩效之间存在倒U型关系，验证了假设1。

（2）调节效应回归结果

调节效应回归结果如表5列（5）所示，β1=0.465，β2=-0.498，β4=-0.443，β5=0.526，均在1%水平上显著，说明人力资本质量对企业社会责任与企业绩效之间的倒U型关系有调节作用，验证了假设2。

借鉴Haans et al.（2016）的研究，应用数学推导和数据分析的方法从3个方面检验人力资本质量对曲线的影响：①曲线斜率绝对值的变化意味着曲线陡峭程度的变化，绝对值越大，曲线越陡峭，绝对值越小，曲线越平缓；②关于倒U型关系的研究，顶点曲率应小于0，曲率的大小意味着曲线越平缓或陡峭；③调节后的曲线拐点向左或向右移动。

首先，通过比较不同人力资本质量下，与拐点相同距离处曲线斜率的大小，验证人力资本质量对曲线形态的影响。

依据式（2）得出Csr的一阶导数和曲线拐点，表示为

假设Mqf2>Mqf1，当调节变量为Mqf1和Mqf2时，拐点分别为Csr1*和Csr2*，表示为

分别求距离2个拐点右边相同距离d（d>0）处的斜率L1和L2，如式（7）和式（8）所示。比较斜率L1和L2的大小，如式（9）所示，化简后如式（10）所示。

由表5可知，β5=0.526，且Mqf2>Mqf1，d>0，故L2>L1，倒U型曲线拐点右边的斜率均为负，且L2的绝对值小于L1的绝对值，曲线形态变平缓。同样，若d在拐点左边，Mqf2-Mqf1>0，d<0，L2<L1，由于倒U型曲线拐点左边斜率均为正，且L2的绝对值小于L1的绝对值，曲线形态变平缓，结论同样成立。基于上述分析，高人力资本质量能使企业社会责任与资源型企业绩效之间的倒U型关系变平缓，验证了假设2a。

二次函数的曲率为二阶导函数，根据方法②验证曲线形态的变化，对式（2）求关于Csr的二阶导函数，可得：

Mqf的最大值为0.914，最小值为0.100，且β2=-0.498，β5=0.526，均在1%置信水平上显著，所以曲率的值域为［-0.891，-0.035］，曲率小于0，且Mqf的取值越大，曲率Roa″越大，曲线形态越平缓，再次验证了假设2a。

由式（4）可知，曲线拐点为Csr*。为了研究调节变量Mqf对拐点Csr*的影响，在式（4）的基础上对Mqf求偏导，结果如式（12）所示。

由式（12）可知，分母大于0，所以偏导数的正负取决于β1β5-β2β4的正负。由表5列（5）可知：β1=0.465，β2=-0.498，在1%水平上显著，β4=-0.443，β5=0.526，在10%水平上显著。将系数代入可得β1β5-β2β4的值为0.024，大于0，说明拐点随着Mqf单调递增，验证了假设2b。

（3）人力资本质量的调节效应图

为了更清晰地展示企业社会责任与企业绩效之间的倒U型关系以及人力资本质量的调节作用，在分析回归系数和数学推导的基础上，参考张宏等（2021）的做法，使用Stata软件绘制出人力资本质量分别在均值±标准差时企业社会责任与企业绩效之间的关系曲线，如图3所示。由图3可知，企业社会责任与企业绩效呈倒U型关系，且人力资本质量能对二者关系起调节作用，高人力资本质量能使倒U型曲线更平缓，拐点右移。进一步验证了前文所提的假设。

除此之外，图中显示当企业的社会责任履行水平过高或过低时，拥有高人力资本质量的企业绩效水平明显高于拥有低人力资本质量的企业；而当企业的社会责任履行水平处于适度区域时，相比拥有低人力资本质量的企业，拥有高人力资本质量的企业的绩效水平欠佳。

对于人才的招收和培养，企业也需要付出一定的资金和人力，而人力资本质量在调节企业社会责任与企业绩效之间的关系时，高质量的人力资本对企业价值的转化效率并不稳定。在企业社会责任的履行处于合理水平时，企业经营和发展处于较好的状态，高人力资本质量在改善企业社会责任与企业绩效的关系方面难以发挥有效作用，而在企业社会责任的履行处于极端水平时，高效率的资源配置和信息沟通在提高企业社会责任对价值的转化效率的同时能够有效缓解形象损害、资源挤占和委托代理等问题，使绩效处于相对较高水平。

（1）改变企业绩效的度量方法。借鉴宋波等（2021）的方法，以净资产收益率（Roe）代替资产收益率（Roa）作为解释变量的代理变量纳入模型（1）和模型（2）再次进行回归，结果如表6的列（1）和列（2）所示，与主回归结果基本一致，表明本文结果是稳健可靠的。

（2）改变回归方法。为进一步验证实证结果的可靠性，采用广义最小二乘法（GLS）进行回归分析（孟韬等，2020）。回归结果如表6的列（3）和列（4）所示，与主回归结果基本保持一致。

（3）内生性分析。企业社会责任（Csr）与企业绩效（Roa）可能存在双向因果关系，影响实证回归的结果。因此，本文将滞后一期的企业社会责任加入模型作为工具变量（冯丽艳等，2016），尽可能地剔除可能存在的部分内生性问题，选用两阶段最小二乘法（2SLS）对式（1）和式（2）再次进行回归检验。回归结果如表6的列（5）和列（6）所示，企业社会责任二次项（Csr²）与企业绩效的回归系数显著性无明显变化，说明剔除了部分内生性之后，企业社会责任（Csr）与资源型企业绩效依然呈显著的倒U型关系。

本文基于中国企业普遍面临的社会责任问题，以2011—2020年中国沪深A股上市的资源型企业为样本，构建了企业社会责任与企业绩效的理论模型并进行实证检验，同时将人力资本质量纳入了分析框架，分析企业社会责任与企业绩效之间的倒U型关系中，人力资本质量的调节效用及作用机理，得到如下结论：

（1）企业社会责任对资源型企业绩效的影响曲线呈现为先促进后抑制的倒U型。企业履行社会责任不只是会消耗企业资源，还能获得利益流入，二者分别对企业绩效产生积极和消极影响。当社会责任履行程度较高时，消极影响大于积极影响，起主导作用，履行更多的社会责任会损害企业绩效；当企业社会责任的履行程度较低时，积极影响起主导作用，履行更多的社会责任能提高企业绩效。

（2）人力资本质量对企业社会责任与资源型企业绩效之间的倒U型关系具有调节作用。高人力资本质量能降低信息不对称，提高资源配置效率，可在一定程度上提高企业履行社会责任给绩效带来的积极影响，降低消极影响，表现为企业社会责任与资源型企业绩效之间的倒U型关系曲线更平缓，企业绩效的波动减小；人力资本质量的提高能使企业社会责任与资源型企业绩效之间的倒U型曲线的拐点向右移动，意味着企业在履行更高水平的社会责任时，也能保持企业绩效的提升。

（1）在新常态背景下，为响应国家绿色发展战略和满足自身发展的需要，资源型企业应将以人为本、绿色发展和合作共赢等理念融入企业文化与价值观，积极履行企业社会责任。而作为企业管理者，应深刻认识到履行企业社会责任对企业绩效的影响具有两面性：一方面，企业履行社会责任是与利益相关者建立良好关系的重要路径之一，有利于提高企业竞争力，助力企业绩效的提升；另一方面，企业履行社会责任也会挤占企业资源，而过多地挤占企业资源会损害绩效。因此，企业履行社会责任时应采用适度原则并做好披露，同时跟踪评估履行企业社会责任带来的综合影响，以便及时调整。

（2）在企业履行社会责任的过程中，人力资本质量能够在一定程度上影响企业社会责任的履行效果。高人力资本质量能提高资源配置效率和信息传播效率。企业应重视人力资本质量的提高，在建立并落实员工培训计划的同时，通过提高员工福利待遇、设置快捷晋升通道、加强对企业文化的建设和传播等方式，提高企业在人才市场的优势，以吸引优秀人才，并通过奖金、晋升等手段创建支持性的反馈环境，激励员工寻求反馈，这不仅能为管理层提供更多的决策信息，还能减少代理问题。

（3）高质量的人力资本对于企业固然重要，但提高人力资本质量也需要投入资金和人力等资源，应结合企业自身需求和战略布局，不能盲目。重视人力资本质量的同时，也应重视人力资本质量对企业价值的转化效率，使每单位人力资本质量的提高能最大程度地对企业起到积极影响。