企業社會責任會影響創新嗎？

顧群 王文文 鄭楊

摘 要：選取2008—2017年全部A股上市公司為樣本，研究企業的社會責任承擔狀況與創新活動之間的關系，同時考慮研發活動異質性與產權性質對研究問題的影響。研究結果表明：企業社會責任表現與企業的創新活動呈現一種正相關關系;考慮到企業研發活動異質性后，企業社會責任對探索式創新的正向激勵作用更大;考慮到企業產權后，企業社會責任表現與企業整體創新活動、探索式創新活動之間的正相關關系在非國有企業中更為明顯。

關鍵詞：企業社會責任;企業創新;研發異質性;產權性質

文章編號：2095-5960（2019）06-0066-10;中圖分類號：F276.44;文獻標識碼：A

創新關乎國家發展，是提升綜合國力的重要途徑之一。我國政府早在2006年的科學技術大會上便傳達出建立創新型國家的理念，指出要逐步增強國家創新能力，走中國特色社會主義創新道路，還在大會上頒布了經過充分論證的《國家中長期科學和技術發展規劃綱要（2006—2022年）》。經過不斷努力，我國國家創新能力有了明顯地提升。2017年，全社會技術創新支出達到1.76萬億余元，與五年前相比增長了70.90%，近五年科技進步貢獻率增長了10%，同時擁有全球最多的研發人員，國家創新能力排名也在穩步上升。2018年2月國務院新聞辦召開了國際科技工作進展與成就發布會，宣布我國科技創新能力在近幾年間有了明顯地提升，關鍵創新指標已處于世界領先水平，已經成為全球范圍內的科技創新大國。

企業作為創新的主體，其創新行為對企業自身發展、對國家競爭力的提升都有著顯著的意義。國家統計局每年公布的全國技術經費投入（R&D）統計公報顯示，2015—2017年度全國投入R&D經費分別為14169.9億元、15676.7億元和17606.1億元，其中企業R&D經費投入所占比重為76.8%、77.5%和78.6%，不難看出企業技術創新能力在創新型國家建設中的重要作用。從經費投入總量上看我國居于世界領先地位，但是研發投入強度與績效距西方國家還有一定的差距。由于研發活動存在信息不對稱、結果不確定等固有特點，因而有著較高的風險。而研發活動固有的風險會導致企業研發活動容易失敗以致引起外部投資者的不信任，進而導致研發活動喪失部分外源資金來源。此時，企業迫于資金方面的壓力，不得不被動降低創新投入。此外，兩權分離的現代公司治理模式下，研發活動結果的不確定性會伴隨嚴重的代理問題，進而引發逆向選擇與道德風險問題。由此，學者開始探究研發的影響因素，以期提高公司技術創新水平，促進研發創新。以往的研究表明，企業技術創新投入既受到法律制度、社會文化等宏觀制度的影響，也離不開行業狀況、市場競爭以及公司治理等微觀條件的影響。

Carroll最早倡導把社會責任作為一個影響因素開展理論研究。[1]根據Mc Williams & Siegel的研究，企業積極承擔社會責任有利于企業改善財務狀況，提高市場價值，緩解代理問題。[2]由此可推斷，企業履行社會責任的行為對企業創新可能有著不可忽視的作用。然而，大多數學者對企業創新行為的研究多是將企業的創新活動視為一個整體考察，而依據雙元創新理論，企業的創新活動可分為探索式與開發式兩種，兩類創新活動在風險與適用性方面具有很大的不同，對企業技術創新開展研究時，不能忽略研發投資異質性。同時，對企業社會責任承擔與技術創新之間關系的研究始于國外，與國外情況不同，國內資本市場存在著大量的國有企業與非國有企業，而二者在人事管理、經營目標及組織文化方面有很大的不同，因此研究社會責任承擔對技術創新的影響不能忽略產權性質。

基于上述背景，從企業創新活動的重要性、創新投入的現狀以及企業社會責任行為的經濟績效角度出發，本文通過探討社會責任與創新二者之間的關系，試圖研究研發異質性與產權性質在其中的調節作用。

一、理論分析與研究假設

（一）企業社會責任與企業創新投入

企業社會責任可能通過融資能力、組織認同感和利益相關者三個維度對企業的技術創新產生影響。

履行社會責任提高企業融資能力。由于企業創新活動的產出具有很高的不確定性，加之企業的創新過程往往作為商業秘密不被披露，這使得企業外部投資者面臨著嚴重的信息不對稱，他們往往不愿意承擔企業創新投資的高額風險[3]，造成創新活動的融資約束程度較高[4]。但實際上，企業通過承擔社會責任，可以建立良好的企業形象和社會聲譽，提高企業的融資能力。Goss & Roberts認為披露企業社會責任信息的公司能夠以較低的利率獲得銀行貸款，并且貸款期限更長。[5]李姝和謝曉嫣的研究表明社會責任履行度的提高有助于企業提升債務融資能力。[6]王建玲等發現企業積極承擔社會責任能夠有效降低債務融資成本。[7][8]李姝等以社會責任報告為基礎，對社會責任報告披露與權益資本成本的關系進行了研究，結果指出社會責任報告使得不同投資者之間獲得的信息水平趨于一致，增強了股票的流動性，因此也降低了權益資本成本。[9]

履行社會責任獲得員工的組織認同感。創新離不開人的作用，企業創新歸根結底還是要靠人的智慧。深交所發布的《上市公司社會責任指引》特別指明了對雇員的責任是企業社會責任之一。當企業履行社會責任出于利他目的時，如提升社會福利，員工就會因為企業是真誠為社會做出貢獻而感到自豪，可以提高員工的組織認同感。[10]組織認同感會促使員工關心企業，努力做好本職工作，提升自身科技創新能力，與其他員工交流合作，共同完成新技術開發，提升企業的科技創新能力。[11][12]Turban & Greening研究發現企業較好地承擔社會責任還能夠吸引高素質和具有創造力的員工加入，可用于促進企業創新的人力資源就越充足，這些優秀的人力資源有助于促進企業的技術創新。[13]

履行社會責任應對利益相關者的期望?；诶嫦嚓P者的現代公司治理機制要求企業不能僅僅滿足于保護股東利益，也應兼顧到多方外部利益相關者。當企業希望兼顧股東與消費者利益的時候，就需要在提高資源利用效率減少資源消耗的同時提高產品的效用，而企業的這一愿景離不開生產技術、管理技術層面的創新，因而社會責任的履行可以促進企業開展創新活動。Isabel et al.指出企業通過產品創新和工藝創新可以降低能源消耗、提供優質服務，從而滿足利益相關者的訴求，可見社會責任可以成為創新實踐的驅動力。[14]同時，企業的創新活動需要廣泛的知識，并且不可避免的需要從企業外部吸收知識，而在這一過程中，企業的利益相關者扮演著重要的角色。利益相關者所能提供的知識可以作為內部知識的補充，使企業更具創新優勢促進企業創新能力的提升。[15][16]

基于上述分析，本文提出假設1。

H1：企業社會責任履行得越好，越有利于企業創新活動的開展。

（二）企業社會責任承擔與企業異質性技術創新

從雙元創新理論視角看，開發式創新是對現有知識的開發，體現為對現存產品的改善;探索式創新是對新知識的探索，體現為新產品的設計。開發式創新往往能在短期內便為企業創造利潤，而探索式創新更關乎企業長遠發展。雙元創新理論認為，有效的創新需要平衡兩種模式的創新，即保持二者的均衡發展，過分強調其一，必然不利于企業創新活動的開展。但在企業的實踐活動中，企業往往強調開發式創新，對探索式創新的投入往往處于不足的狀態。[17]

根據委托代理理論，企業創新活動的回報周期往往比較長，同時又有著很高的不確定性，這些特點使得管理層很難獲得由創新活動帶來的個人利益，因此在領導企業開展企業創新活動的時候會有所顧慮。[18]并且，越是回報期長、風險大的探索式創新活動，受到的限制就越大。而根據利益相關者理論，企業履行社會責任時能夠兼顧管理層利益，且社會責任表現越好，意味著對其利益的維護也就越好。當企業主體給予管理者足夠信心時，便可以使管理者更加注重企業的長遠發展而不是局限于與其個人利益相關的中短期業績。也就是說，企業社會責任的履行，有益于鼓勵管理層組織開展創新活動，并且社會責任表現越好，越能解決管理層的后顧之憂，管理層越愿意為投資承擔風險，越愿意開展風險相對大但實際對企業長遠發展更重要的探索式創新活動。

此外，有研究表明企業社會責任可以緩解公司治理體系中的代理成本，即管理層通過改善企業社會責任表現，更好滿足股東利益要求。與之類似，黃達和陳波[19]指出企業創新活動也能緩解企業面臨的代理成本。管理層通過開展創新研發活動，可以讓股東感受到管理層為企業長期利益所做出的努力。楊柏和林川[20]研究發現管理層為了緩解企業面臨的代理成本，會在積極履行社會責任的同時積極開展創新活動。一般認為，承擔社會責任有利于幫助企業實現長期利益，而探索式創新活動相比開發式創新活動也更著眼于長期利益。因此，當企業管理層采取“雙管齊下”措施以取得股東信任的時候，傾向于開展探索式創新活動以使股東了解到他們為企業長遠發展所作的努力。

最后，企業好的社會責任表現會為企業帶來好的聲譽。根據信號傳遞理論，一方面，這種好的聲譽有助于企業獲得政府、投資人與金融機構的青睞，獲得創新活動所需的資源，為企業開展創新活動創造條件;另一方面，這種好的聲譽可以幫助企業在開展創新活動時找到更靠譜的合作伙伴，一同分享信息與資源，承擔成本和風險。而與企業的開發式創新相比，探索式創新由于面臨的不確定性更大，能獲取的資金、信息等資源更少。由此，可推斷當企業好的聲譽為企業創新活動帶來資源時，對探索式創新活動的激勵作用也越大。

基于以上分析，提出假設2。

H2：社會責任履行情況比較好的企業，探索式創新活動受到的正向促進作用更大，而開發式創新不依賴于社會責任的履行。

（三）產權性質的調節作用

我國的市場經濟中，存在著大量的國有與非國有企業，兩類公司在很多方面表現出顯著差異，在公司社會責任承擔方面亦是如此。因此在研究社會責任時，不得不考慮產權性質的影響。企業進行技術創新投入周期都較長，且不確定性和風險也都較高，因此較好的物質條件是實施創新戰略的前提和基礎。而在中國制度背景下，政府在資源分配上扮演重要的角色，是企業外部科技資源的重要來源。企業履行社會責任的行為可能伴隨著很強的目的性[21]，企業希望通過履行社會責任與政府建立和維持政治關聯，提高企業對關鍵資源的控制能力，進而有利于技術創新。國有企業普遍擁有政治關聯，具有天然的社會責任。而非國有企業迫切需要通過履行社會責任擴大政治參與改善外部環境，從而獲取更多的資源。[22][23]考慮到國企、非國企的這一區別，本文認為企業社會責任對企業創新投入的激勵作用在非國有企業中更為明顯。

此外，由于制度差異的影響，國有、非國有企業之間在管理體制方面存在著一定的差異，國有企業領導的任命及晉升一般受到上級領導的主導，這導致他們更關心短期績效與領導布置的任務是否能按時實現，因此創新這種回報周期長的投資活動并不為國有企業的領導所重視。如果考慮到企業創新投資的異質性，探索式創新活動的投資周期更長，風險更大。朱磊等[24]也證明了管理者的既有任期與探索式創新投資負相關。因此相比于非國有企業，國有企業的領導更容易出現短視行為[25][26]，因此，國有企業的探索式創新要弱于非國有企業[27]。另一方面，良好的企業社會責任表現有助于提高企業的聲譽，鑒于良好的聲譽對于企業而言至關重要又很難獲得，因此民營企業管理層往往不會將通過社會責任取得的資本大部分運用于偏向于著眼短期利益的開發式創新，而是希望將其運用于探索式創新，以期繼續給投資人留下企業管理層關注企業長遠發展的好印象。

基于以上分析，提出假設3。

H3：企業社會責任承擔對企業創新投入的激勵作用在非國有企業中表現更為明顯，考慮研發活動異質性后，所有權性質帶來的差異在探索式創新投入中更加明顯。

二、研究設計

（一）樣本選擇與數據來源

本文選取的研究樣本為滬深股市的全部A股，選取了時間跨度為2008—2017年的研究區間，所用的大部分財務數據來自CSMAR，WIND數據庫，每股社會貢獻值計算涉及的企業捐贈數據來自同花順數據庫，涉及的排污費及清理費數據來自巨潮資訊網所公布的企業年報。此外，本文依照下述標準對原始數據進行了整理：

1.考慮到準則差異，剔除了金融及保險業數據;

2.考慮到被ST、PT的公司在某種程度上已不具代表性，因此對這部分數據進行了剔除;

3.為了保證實證分析結果穩健，剔除了所有有數據缺失的企業年數據。

經過篩選，本文得到了10011個觀測值，對其進行創新投入異質性劃分后，得到探索式創新組樣本9009個，得到開發式創新組樣本1002個。同時，為了避免極端值對實證結果的影響，本文依從大多數學者的做法采用Winsorize的方法對所有連續性變量在1%與99%分位進行了縮尾處理。

（二）變量選擇

1.被解釋變量

本文用研發強度來衡量企業創新，即企業研發支出與營業收入的比值來度量企業的創新能力，記為RDI。在國內外現有文獻中，對企業創新的衡量指標有：研發支出/營業收入、研發支出/總資產、研發支出/市場價值，由于企業市場價值容易受到多種因素的影響而影響數據間的可比性，因此本文未采用此種衡量方式。本文在回歸分析部分選用了研發支出/營業收入的衡量方法，在穩健性檢驗部分選用了研發支出/總資產的衡量方法。

此外，根據研發投入的異質性，將其分為探索式創新與開發式創新投入兩種。依據企業研究階段支出R與開發階段D的具體情況，對于R>0，D>0或R>0，D=0的樣本將其劃分到探索式創新組，記為RDI_1;對于R=0，D>0的樣本將其劃分到開發式創新組，記為RDI_2。

2.解釋變量

對于企業社會責任表現，本文采用內容研究法來衡量，用每股社會貢獻值來衡量，記為CSR。每股社會貢獻值的計算按照上交所發表的《關于加強上市公司社會責任承擔工作的通知》中的定義，具體的計算公式為：

CSR=Σ（利潤總額+營業稅金及附加+職工相關現金支付凈額+財務費用+企業捐贈-排污費及清理費）/全年總股數的普通平均數

3.調節變量

產權性質。我國現行經濟體制下，存在著大量國有與非國有企業并存的局面。國企、非國企在企業宗旨、管理制度、經營目的方面都有很大的不同，本文認為開展研究時不能忽略這一影響，因此依照產權性質對研究問題進行了分別考慮。用虛擬變量STATE表示，最終控制人為國有資本的取1，為非國有資本的取0。

4.控制變量

根據已有文獻，結合研究問題，本文選取的控制變量如下：

（1）企業負債水平。一般情況下，企業負債水平與公司研發投入成反比，這是因為當企業負債水平較高時，一方面需要留存一定量的資金用于償還借款本金及利息，這會形成對研發投入的擠占;另一方面，債權人基于收益分配的順序，往往不希望企業將其資金用于高風險的研發活動，因此在達成借款合同之始便會對資金使用用途嚴格限制。因此，本文將企業負債水平作為控制變量，用資產負債率來衡量，記為LEV。

（2）盈利能力。一般情況下，公司盈利水平與公司的研發投入成正比，這是因為當公司盈利能力較強時，會有更充足的資金可用于研發投入。因此，本文將公司盈利能力作為控制變量，用總資產報酬率衡量，記為ROA。

（3）股權集中度。學術界對于股權集中度作用于企業的創新活動的過程及效果尚未達成一致的結論，但學者大多數認為股權集中度會影響企業的創新行為。本文借助第一大股東的持股比例量來衡量股權集中度，記為TOP1。

（4）公司投資價值。托賓Q值可用于衡量公司的投資價值，一般用托賓Q值與1的比較關系來說明公司投資價值的大小。當其值大于1時，表示公司的市場價值大于其重置成本，這樣的公司會更加受到投資者的青睞;反之則表示企業市場價值不足以彌補其重置成本，單從此指標上看并不能吸引到投資者。托賓Q值用市場價值/資產重置成本的數值來衡量，記為TOBINQ。

（5）公司規模。不同規模公司的研發具有不同的特點，根據生產論的觀點，當公司規模達到一定水平時，會形成規模經濟現象。規模經濟現象使得規模大的公司能夠承擔更大規模的研發投入，而小公司的研發活動往往更加靈活。本文通過對年末總資產取自然對數得到的標準值來衡量，記為SIZE。

（6）董事會特征。一般而言，董事會決策會直接影響公司的投資政策，董事會特征會影響到公司的創新戰略，本文通過對年末董事會總人數取自然對數得到的標準值來衡量，記為BS。

此外在回歸分析階段，還控制了行業及年份。表1列示了具體的變量定義。

（三）模型設定

本文采用多元線性回歸的方法檢驗企業社會責任與創新投入的關系。

為了檢驗假設1，建立如下模型（1）。

其中i代表上市公司個體，t代表年份，αiCONTROLSi，t表示表1所列示的控制變量與相應回歸系數的乘積之和。模型（1）考察企業社會責任表現與企業技術創新投入之間的關系，主要觀察回歸系數α1的正負情況。

為了檢驗假設2，將全部創新數據依照前述標準分為探索式和開發式兩組，分別進行檢驗，構建模型（2）、模型（3）。

其中i代表上市公司個體，t表示年份，αiΣCONTROLSi，t表示表1所列示的控制變量與相應回歸系數的乘積之和。模型（2）考察企業社會責任與企業探索式創新投入之間的關系，模型（3）考察企業社會責任與開發式創新之間的關系，主要觀察回歸系數α1的顯著性水平。

為了檢驗假設3，在模型（1）、（2）及（3）中均加入產權性質STATE與企業社會責任表現SCR的交互項（STATE*CSR），分別構建模型（4）、（5）和（6），主要觀察α3系數的情況。

其中i代表上市公司個體，t表示年份，αiΣCONTROLSi，t表示表1所列示的控制變量與相應回歸系數的乘積之和。模型（4）用于考察產權性質對企業社會責任表現與企業創新投入之間關系的調節作用，預期α3系數為負;模型（5）用于考察產權性質對企業社會責任表現與企業探索式創新投入之間關系的調節作用，預期α3系數為負;模型（6）用于檢驗產權性質對企業社會責任表現與企業開發式創新投入之間關系的調節作用，預計α3系數不顯著。

三、回歸結果與分析

（一）描述性統計

表2是與研究主題相關的變量的描述性統計，依據文章的研究內容分為全樣本組、探索式創新組、開發式創新組、國有產權組與非國有產權組。

根據分析結果，全樣本組研發投入強度的最值相差1.6943，說明我國上市公司之間創新投入力度有著明顯的差距;全樣本組研發投入強度的平均值為0.0361，說明我國上市公司研發投入的強度宏觀上看處于低水平。企業間的社會責任表現亦是如此，每股社會貢獻值最值相差懸殊，同時其平均值僅為1.1806，這說明我國上市公司間社會責任承擔狀況普遍存在較大的提升空間。探索式創新組投入強度平均值為0.0322，低于開發組的0.0423，這說明從投入強度上看，上市公司更傾向于進行開發式創新。國有企業的社會責任表現量化數據的平均值為1.5372高于非國有組的1.0105，這說明在我國國有企業承擔社會責任是一種政府職能的體現。

控制變量中，托賓Q值用來衡量企業的投資價值，其均值為2.5566，標準差為2.5062，這說明所選樣本可投資性差異明顯，投資者有著很廣的決策空間。企業規模的替代變量最值之間相差11.5251，標準差為1.1912，這說明樣本中的數據顯示不同企業不同年份之間企業規模相差較大。同時為了保證研究結果的可視性，本文借助函數對一些變量進行了標準化處理，但這并不會影響分析的結果。

（二）實證結果

本文的研究結果如表3所示。表3的第（1）列為模型（1）的回歸結果。企業社會責任表現（CSR）對創新投入（RDI）的回歸系數為0.0013，T值為7.22，這說明企業社會責任表現對創新投入存在正向的激勵作用，假設1得到了證實。這樣的結果可能是因為企業通過承擔社會責任提高了融資能力，拉近了與利益相關者的關系，為企業創新活動獲得了資源便利;同時，好的社會責任表現激發了員工的創新積極性，有利于提高企業整體的創新效果。

表3的第（2）列、第（3）列列示了模型（2）與模型（3）的回歸結果。如（2）所示，在探索式創新組中，企業社會責任表現（CSR）對企業探索式創新投入（RDI_1）的回歸系數為0.0013，T值為7.49，這說明企業社會責任承擔對企業探索式創新投入存在正向的激勵作用。同時，如（3）所示，在開發式創新組中，企業社會責任表現（CSR）對企業開發式創新投入（RDI_2）的回歸系數為0.0009，但并不顯著，這說明企業社會責任表現對企業開發式創新是否存在作用無法確定。綜合看來，企業社會責任表現對企業兩種創新模式具有不同的作用，假設2得到了證實。這是因為，企業的探索式、開發式兩種創新的風險、回報有著明顯不同。一方面，企業較好的履行社會責任，可以緩解管理層的后顧之憂，使他們甘愿承擔更大的創新風險;另一方面，引導企業開展關乎企業長遠利益的探索式創新活動，符合企業管理層渴望獲得股東信賴的初衷。同時，較好的履行社會責任可以給企業帶來好的聲譽，由好聲譽帶來的好處對受限制更多的探索式創新投入刺激更大。

表3的第（4）—（6）列列示了模型（4）—（6）的回歸結果。根據（4），企業社會責任表現（CSR）對企業技術創新投入（RDI）的回歸系數為0.0016，T值為6.92。關于企業社會責任和產權性質的交乘項（CSR*STATE）的回歸系數為-0.0006，T值為-2.88。這證實了產權性質削弱了企業社會責任表現與創新投入之間的關系，具體解釋為：相比于國有企業，非國有企業中企業社會責任表現對創新投入的正向促進作用更明顯。第（5）列為探索式創新組的回歸結果，企業社會責任表現（CSR）對探索式創新投入（RDI_1）的回歸系數為0.0015，T值為6.78。關于企業社會責任和產權性質的交乘項（CSR*STATE）的回歸系數為-0.0006，T值為-2.71，說明所有權性質對企業社會責任與探索式創新的影響與對企業整體創新投入的影響是一致的，即企業社會責任對探索式創新投入的正向激勵作用在非國有企業中更為明顯。第（6）列為開發式創新組的回歸結果，企業社會責任表現（CSR）對開發式創新投入（RDI_2）的系數是0.0005，T值為0.61。關于企業社會責任和產權性質的交乘項（CSR*STATE）的系數是0.0006，T值為0.75。因此，無論是何種所有權性質，企業社會責任并不會影響企業的開發式創新。由此，假設3得到了證實。造成這種現象的原因，一方面是企業履行社會責任的目的之一是獲得融資便利，但國有企業因為有著天然的政治關聯，融資能力較強，因此企業社會責任承擔對創新的激勵作用會被國有企業的所有權性質削弱;另一方面，不同所有制企業的管理模式不相同，國有企業的領導出于晉升考慮更關注短期業績指標，而非國有企業出于保護聲譽會傾向于將謀求的資本用于關乎企業長遠發展的探索式創新投入。

（三）穩健性檢驗

為了保證結果的可靠性，論文采用了改變變量衡量方法以及借助滯后項檢驗內生性的方法進行穩健性檢驗。變量替換方法下，首先改變創新投入強度的度量方法為X/總資產，即用研發投入/總資產衡量企業整體創新水平、用探索式創新投入/總資產衡量企業探索式創新水平、用開發式創新投入/總資產衡量開發式創新水平。其次采用和訊網每年公布的上市公司CSR數據來衡量解釋變量。[28]穩健性檢驗的結果如表4所示。

由第（1）列可以看出，企業社會責任（CSR）對企業技術創新投入（RDI）的回歸結果大于0，T值為3.77，假設1得到了證實。由第（2）列到第（3）列，企業社會責任（CSR）對企業探索式創新投入（CSR_1）的回歸結果大于0，T值為3.45，企業社會責任（CSR）對企業開發式創新投入（RDI_2）的回歸結果并不顯著，綜合來看，證實了假設2。由第（4）—（6）列，加入產權性質調節變量后，企業社會責任（CSR）對企業創新投入（RDI）的回歸結果為正，T值為4.09，對于社會責任與產權性質的交互項（CSR*STATE）的回歸結果小于0，T值為-1.75;企業社會責任（CSR）對企業探索式創新投入（RDI_1）的回歸結果大于0，T值為4.02，對于企業社會責任與產權性質的交互項（CSR*STATE）的回歸結果小于0，T值為-2.17;企業社會責任（CSR）對企業開發式創新投入（RDI_2）的回歸結果小于0，對于企業社會責任與產權性質的交互項（CSR*STATE）的回歸結果亦小于0，但企業社會責任對企業開發式創新投入的回歸結果并不顯著，假設3得到了證實。綜上所述，在變量替換方法下，穩健性檢驗的結果除了回歸系數數值、顯著性程度略有不同外，回歸系數的正負、顯著性均與原來的結果一致。

隨后，為了防止被解釋、解釋變量之間存在的內生性影響到實證結果，本文通過對企業社會責任表現變量做滯后處理的方法檢驗這一可能潛在的問題?；貧w結果如表4第（7）列、第（8）列所列示。滯后一期的社會責任表現（LagCSR）對企業技術創新（RDI）的回歸結果大于0，T值為6.21，滯后兩期的社會責任（Lag2CSR）對企業技術創新（RDI）的回歸結果大于0，T值為4.65，均與假設1的結論一致。由此可知，企業社會責任承擔對創新投入具有長期性的影響，排除了內生性問題。綜上所述，研究的結果是穩健的。

四、研究結論與政策建議

（一）研究結論

本文以我國全部A股上市公司為樣本，選取時間跨度為2008—2017年的企業年度數據進行實證分析，研究企業社會責任承擔對創新投入的影響，同時考慮研發異質性及產權性質的影響。主要結論如下：

1.企業社會責任表現正向影響創新投入，這是因為創新活動容易受到融資約束的影響，而企業通過較好地履行社會責任可以達到改善自身財務狀況，提高融資能力，從而提升企業的創新水平。其次，企業社會責任表現越好，外部利益相關者的權益越能夠得到保障，這有利于為企業的創新投入提供資源、知識與便利。與此同時，對員工的責任是企業社會責任的重要組成部分，企業社會責任表現好有利于提高員工的創新積極性，有利于企業創新活動的開展。

2.在異質性企業技術創新投入方面，企業社會責任承擔對企業的探索式創新投入的正向激勵作用更明顯。企業的創新活動可以細分為風險更高、回報期更長的探索式創新以及風險低、著眼于企業短期利益的開發式創新。而根據委托代理理論，企業的管理層會傾向于開展風險小的投資以更好地滿足個人利益，而對企業整體而言，好的社會責任表現可以兼顧管理層的利益，從而緩解企業管理層的后顧之憂，使他們愿意為投資承擔風險，且社會責任表現越好，管理層愿意承擔的風險水平就越高，就越愿意進行探索式創新活動，組織企業開展探索式創新活動也更符合管理層想要獲得股東信任的初衷。此外，管理層會尤其注意維持因承擔社會責任給企業帶來的良好聲譽，更有動力將籌集來的資源運用于關乎企業長遠發展的探索式創新活動領域，以給公眾留下好印象。

3.考慮到產權性質的影響后，在國有企業中，企業社會責任承擔對技術創新投入的正向激勵作用會被削弱，并且相比于開發式創新活動，非國有企業的這一作用對企業探索式創新投入更為明顯。這是因為，考慮到非國有企業承擔社會責任的目的之一是擴大政治參與改善外部環境，獲取更多的創新資源，而國有企業由于天然政治關聯的優勢會擁有更多的外部資源，自然社會責任承擔對研發創新活動的激勵作用會在非國有企業表現得更加明顯;此外，國有企業的高管受其業績評價制度的影響更關注企業短期績效，而出于維護聲譽的目的，非國有企業會傾向于將取得的資本運用于關乎企業長遠發展的探索式創新投入以繼續獲得投資人青睞，因此所有權性質帶來的差異在探索式創新中更明顯。

（二）政策建議

1.實踐中任何企業的資源都是有限的，往往難以平衡履行社會責任與研發創新的關系，企業作為國民經濟的細胞，作為組成整個社會的基本單位，履行社會責任是義不容辭的，雖然一定程度上消耗了企業的內部資源，但社會責任對研發創新活動產生的促進作用反而發揮了“錦上添花”的功效。企業應當勇于肩負社會責任，將社會責任與企業創新發展戰略相融合實現社企共贏。

2.目前國有企業的創新潛力還沒有被激發出來，創新能力不足，相反非國有企業進行創新激勵的效果更為顯著。因此，應積極推動國有企業改革，發展混合所有制經濟，提高國有企業創新激勵效果，促使企業在探索式創新投資中投入更多的資本，從而提高企業創新水平。

3.為鼓勵引導企業積極承擔社會責任提供了新思路。我國目前的背景下，存在著大量國有企業與非國有企業并存的局面，并且在我國，國有企業自成立之時起便擔負起了社會責任。目前，更多的非國有企業也開始重視社會責任的履行，但其社會責任貢獻相比國有企業還有差距。目前國家提供了相關的財稅優惠政策，比如將企業捐贈支出數額從應納稅所得額中扣除等，這些政策有利于為企業承擔社會責任解除后顧之憂。但國家在制定相關政策上，可以更加多的考慮到其他利益相關者，解除企業股東、債權人、管理層等群體的后顧之憂，提高企業履行社會責任的積極性。

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