本书将根据研究内容和研究假设，运用Excel和SPSS13.0等统计分析软件对样本数据进行分析，主要采用描述统计分析、因子分析、一元回归分析和多元回归分析等方法。

1.描述统计分析

本书根据中国证券监督管理委员会发布的上市公司行业分类指引对选取的样本公司类型进行简单的统计分析，按照一类代码进行分类，153家样本上市公司所属的行业和产业分别如下表5-3和5-4所示。从表中可以看出，样本公司属于制造业的比例高达69.28%，属于第二产业的比例也高达73.2%。因为中国以制造业为代表的第二产业，最早受到企业社会责任浪潮的冲击。随着企业社会责任国际标准（SA8000）的实施，50%以上的跨国公司和外资企业重新与中国制造企业签订采购合同，这意味着我国出口的服装、玩具、家具、运动器材及日用五金等产品必须要接受SA8000标准审核。有的企业因为表现良好获得了更多订单，部分企业因为没有改善的诚意而被取消了供应商的资格。因而以制造业为代表的第二产业由于规范性和发展性也受到了QFII更多的关注和投资。QFII持股的样本公司中，以金融、保险为代表的第三产业的比例也达到了26.8%。因而可以看出，QFII不仅偏好持股于公司治理结构相对完善、盈利能力和成长能力较好的公司，而且愿意持股于具有比较优势和中国特色的上市公司。

表5-3　样本公司所属行业分类表

表5-4　样本公司所属产业分类表

另外，我们还对样本公司的各类社会责任指标以及QFII的持股比例共十三个指标值进行了最大值、最小值、均值和标准偏差的描述（表5-5）。从描述统计结果可以看出，153个样本中，样本公司中上缴的税费净额平均为50307.9万元，资产税费率平均为6.164%，解决的就业人数为7955，三者的最小值与最大值波动非常大，说明不同公司对政府所履行的社会责任差距是非常大的。在对股东的社会责任方面，单位资本保值增值率平均为113.63%，每股股利平均为每股收益的为0.30%；样本企业员工年人均所得平均为41578元，高于中国2009年年人均收入；员工年劳动生产率平均为2118059元；利息支出额占主营业务收入的平均比例为0.049%；捐赠收入比均值为0.0807%，同时标准差仅为0.121%，说明我国的上市公司总体上来讲对于公益慈善方面的履行状况不是很好。

表5-5　样本公司各个指标的描述性统计

（续表）

2.企业社会责任的因子分析

（1）因子分析法

因子分析是以少数几个因子来描述许多指标或因素之间的联系，并且保证信息损失最小和因子间不具有显著相关性的多元统计分析方法。因子分析主要通过以下几个步骤：

1）因子提取，确定能够解释观察变量之间相关关系的最少因子个数。提取因子的方法有很多，其中最常用的是主成分分析法、主轴因子法等，然后通过特征值大小或者因子的累计方差贡献率来确定因子数量，一般选取特征值大于1或者累计方差贡献率在70%以上的因子；

2）因子旋转，使因子变量更具有解释性；

3）计算因子变量的得分。

另外，因子分析前必须衡量待分析的若干变量是否适合于因子分析，方法主要有：KMO和Bartlett球形检验等诸多检验方法。若在对样本进行检验后，发现检验结果KMO的值大于0.5，即可拒绝Bartlett球度检验的零假设，说明各变量之间相关性显著，适合用因子分析。由于本书的社会责任各个指标具有不同的量纲，为了使具备不同含义和不同量纲的指标之间具备可比性，因而在因子分析前需对数据进行标准化处理。数据经过标准化处理，其中为x的均值，δ为x的标准差）之后，并不会改变变量之间的相关系数。本书后面的讨论均采用标准化变量。

本书进行因子分析的目的是分析社会责任的指标并得到因子作为变量，计算因子值，根据因子值和方差贡献率得出的综合得分作为企业社会责任的履行总体状况的评价，然后对样本进行分析。

（2）企业社会责任的因子分析过程

对企业社会责任各变量进行因子分析，结果如表5-6显示，KMO值为0.724，Bartlett球形检验给出相伴概率为0.000。KMO值在0.6表示合适，0.7表示较好，0.8以上表示很好。Bartlett球形检验结果为P=0.000（该数据小于0.05时，拒绝统计最相关矩阵为单位矩阵的假设，即认为适合做因子分析）。根据检验结果可知，我们发现企业社会责任变量适合因子分析，同时也验证变量中指标分类具有合理性。

表5-6　KMO和球形Bartlett's检验

我们根据原始特征值大于1的原则提取公共因子，从表5-7可知，共提取5个因子，特征值依次为3.046，2.020，1.553，1.398以及1.006，其累计解释方差为75.187%，较好地反映了原始变量所包含的信息。

表5-7　因子分析的总方差解释

为了使主因子更好的具备可解释性，我们对相关系数矩阵进行方差极大化旋转。从旋转后的因子载荷矩阵（表5-8）可以看出，变量X1，X2，X3在因子1上具有较大的载荷，其中X1，X2，X3分别为指标上缴的税费净额、资产税费率、就业人数，因而将因子1命名为企业对政府的社会责任。企业对政府的社会责任因子贡献率最大，达到21.359%，是社会责任的主要方面。因子2可以命名为企业对债权人的责任，X8，X9，X10在因子2上具有较大的负荷，分别涉及的是速动比率、资产负债比、利息支付率。因子3选取单位资本保值增值率X4和股利支付率X5作为被解释的指标，因此因子3命名为企业对股东的社会责任因子。而员工年人均所得X6和员工劳动生产率流动比率X7在因子4上的载荷量较大，因而将因子4命名为企业对员工的责任因子。而捐赠总额X11和捐赠收入比X12可命名为企业对公益慈善的贡献因子。将以上因子命名的结果以及旋转后的因子载荷量，特征值等整理为表5-9。

表5-8　旋转后的因子载荷矩阵

注：提取方法：主成分分析法；旋转方法：方差最大正交旋转法

表5-9　企业社会责任的因子分析结果

通过SPSS计算出来的因子得分作为样本企业在五个因子上的评分，然后根据旋转后的各因子的方差贡献率与这五个因子累计的方差贡献率之比分别作为各个因子的权重（如表5-10），对五个因子得分进行加权汇总，得到样本企业社会责任的因子总得分（如公式5-5）。样本企业对政府、债权人、股东、员工、以及公益慈善的社会责任方面的因子得分以及社会责任的总得分见附录D。

表5-10　各个因子权重系数表

据此样本企业社会责任的因子总得分为：

(www.daowen.com)

其中wj为权重，Uij为因子得分。

3.企业社会责任与机构投资者持股关系回归分析

本书选取企业社会责任履行是否会对机构投资者持股产生影响，以及如何影响作为研究重点，通过对样本企业数据进行回归来分析了这种影响以及探讨了企业绩效的中介作用。

（1）企业社会责任对机构持股的影响

利用多元回归分析方法分析企业社会责任的各个构面与机构投资者持股的关系，得出各个构面对机构持股比例的影响是正向或负向及其影响的显著程度，并且根据标准回归系数的可比性得出各指标对机构持股比例的影响重要程度。以机构持股比例作为因变量y，以企业社会责任的各个变量作为自变量，以企业绩效、企业规模、上市时长、产业作为控制变量进行多元线性回归，结果如表5-11所示。

表5-11　企业社会责任对机构持股比例影响

注：样本数N=153.*p＜0.10，**p＜0.05，***p＜0.01；双尾检验

由分析结果可以看出，调整后的判定系数R2=0.570，F值为21.156，说明拟合优度较好，相伴概率值P=0.000＜0.001，回归系数与0有显著差别，说明回归方程有意义。线性回归方程表达式为：

从表5-11及回归方程可知，企业社会责任各变量对机构投资者持股的影响关系如下：

1）企业对政府社会责任对机构持股有显著的正向影响；

2）企业对债权人社会责任对机构持股有显著的正向影响；

3）企业对股东社会责任对机构持股有显著的正向影响；

4）企业对员工社会责任对机构持股有显著的正向影响；

5）企业对公益慈善社会责任对机构持股呈现出弱负向影响。

假设H1、H2、H3、H4在实证检验结果中得到支持，假设H5没有得到支持。其中企业积极承担政府社会责任对机构持股的影响力最强（β＝1.016，t=5.432，p＜0.001）；其次为企业积极承担股东的社会责任（β＝0.536，t=3.576，p＜0.001）和企业积极承担债权人的社会责任（β＝0.249，t=1.817，p＜0.072）；再次为企业对员工的社会责任（β＝0.239，t=2.337，p＜0.022）。

（2）企业社会责任对企业绩效的影响

本书通过分别进行企业社会责任对企业绩效ROE和EPS的一元回归分析。从表5-12回归结果可知，企业社会责任的履行对企业绩效的提升有正向影响，且企业社会责任对两种绩效指标的影响程度稍有不同，其中社会责任变量对ROE的影响力（β＝0.254，t=2.773，p＜0.001），社会责任变量对EPS的影响力（β＝0.192，t=2.164，p＜0.032）。

表5-12　企业社会责任对企业绩效影响

注：样本数N=153.*p＜0.10，**p＜0.05，***p＜0.01；双尾检验

（3）企业绩效对机构持股比例的影响

本书通过企业绩效ROE和EPS对机构持股的两个回归模型发现，两者对机构持股比例的影响程度不同，ROE对机构持股比例的影响效应比EPS的影响效应更强烈（前者F值为10.440＞后者F值9.967）。但是回归结果均表明了企业绩效的提升对机构持股决策有正向影响（如表5-13所示）。

表5-13　企业绩效对机构持股比例影响

注：样本数N=153.*p＜0.10，**p＜0.05，***p＜0.01；双尾检验

（4）企业绩效在企业社会责任与机构持股比例之间的中介作用分析

通过对企业社会责任、企业绩效与机构持股比例进行回归分析，结果表明企业社会责任对企业绩效有正向影响；企业绩效的提升对机构持股比例的提高有正向影响；企业对政府、股东、债权人、员工的社会责任对机构持股有显著的影响。以上的回归分析只涉及两两之间，忽视了另一个变量的影响作用。为更全面地考察企业社会责任对机构投资决策的影响，将对企业绩效在社会责任对机构持股影响过程的中介作用进行分析。本书采用温忠麟等提出的中介效应检验程序来检验企业绩效的中介效应，具体步骤如下图（图5-2）。

考察企业绩效指标EPS的中介效应时，根据上述回归分析发现标准回归系数a与c均显著，而b不显著，则需采用Soble检验。检验的统计量为，其中，分别是a，b的估计，，sa，sb分别是与的标准误差。数据显示a=-0.341，sa=0.060，b=0.130，sb=0.318，得到统计检验量z＝-0.93，小于1.96，Sobel－z检验不显著，说明EPS在企业社会责任与机构持股比例之间的中介效应不显著。考察公司绩效指标ROE的中介效应时，根据上述回归分析发现标准回归系数a、b、c均显著，说明ROE在在企业社会责任与机构持股比例之间的中介效应显著。通过分析可知，企业绩效ROE变量在企业社会责任与机构投资者持股比例之间的中介效应显著。

图5-2　中介效应检验程序

（5）机构持股比例对企业社会责任的影响

以机构持股比例作为自变量，以企业社会责任的整体水平作为因变量，进行回归分析，结果如表5-14所示。得到调整后的判定系数R2为0.271，F-值为15.147，相伴概率值为P＜0.000，说明回归方程有意义。机构持股比例提高对企业社会责任的履行有正向的促进作用，假设H6得到了检验。

表5-14　机构持股比例对企业社会责任影响

注：样本数N＝153，*p＜0.10，**p＜0.05，***p＜0.01；双尾检验