企業(yè)社會責(zé)任解耦對實質(zhì)性創(chuàng)新的影響

高展軍，李 穎

（西北政法大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院，陜西西安 710122）

0 引言

實質(zhì)性創(chuàng)新是能推動技術(shù)進(jìn)步的高技術(shù)水平創(chuàng)新，表面性和策略性創(chuàng)新一般是進(jìn)步微小的低技術(shù)水平創(chuàng)新［1］。黨的二十大指出我國已進(jìn)入創(chuàng)新型國家行列的同時強(qiáng)調(diào)推進(jìn)高質(zhì)量發(fā)展還有許多卡點瓶頸，科技創(chuàng)新能力還不強(qiáng)，一個重要表現(xiàn)即是企業(yè)實質(zhì)性創(chuàng)新占比較低，表面性和策略性創(chuàng)新現(xiàn)象明顯［2］。持續(xù)深入研究影響我國企業(yè)數(shù)量多但質(zhì)量低的創(chuàng)新困局的關(guān)鍵因素，積極響應(yīng)黨的二十大關(guān)于加快實施創(chuàng)新驅(qū)動發(fā)展戰(zhàn)略、實現(xiàn)高水平科技自立自強(qiáng)的要求具有重要現(xiàn)實意義。為此，本研究探究企業(yè)的社會責(zé)任解耦策略對實質(zhì)性創(chuàng)新的影響，以為解讀實質(zhì)性創(chuàng)新困局和相關(guān)政策改進(jìn)提供理論視角參考。

一直以來，企業(yè)社會責(zé)任（corporate social responsibility,CSR）對創(chuàng)新的影響受到了持續(xù)關(guān)注，并形成了兩種主要觀點，一種認(rèn)同企業(yè)社會責(zé)任對創(chuàng)新的積極效應(yīng)［3］，另一種認(rèn)為企業(yè)履行社會責(zé)任會擠占創(chuàng)新資源而妨礙了創(chuàng)新。有關(guān)企業(yè)社會責(zé)任和創(chuàng)新之間關(guān)系混雜且不明確的文獻(xiàn)結(jié)論困境，使得學(xué)者們越來越關(guān)注企業(yè)社會責(zé)任影響創(chuàng)新的更多邊界條件［4］。近來有研究指出，解讀企業(yè)社會責(zé)任引致的績效和創(chuàng)新困局應(yīng)當(dāng)考察企業(yè)社會責(zé)任是象征性或是實質(zhì)性的履行［5］。特別是，如果企業(yè)象征性地履行社會責(zé)任，并通過社會責(zé)任報告披露的社會責(zé)任與實際履行的社會責(zé)任之間存在著偏離，即產(chǎn)生了企業(yè)社會責(zé)任解耦（CSR decoupling）［6］。然而，現(xiàn)有研究極少涉及企業(yè)社會責(zé)任解耦如何影響實質(zhì)性創(chuàng)新，因此，深入探討企業(yè)社會責(zé)任解耦對實質(zhì)性創(chuàng)新的影響就成為本研究首要關(guān)注的問題。

隨著我國生態(tài)文明和“雙碳”政策的深入實施，重污染行業(yè)的社會責(zé)任信息披露受到了日益關(guān)注［7］。重污染行業(yè)企業(yè)更傾向于發(fā)布社會責(zé)任報告實施印象管理［8］，因此，是否處于重污染行業(yè)成為影響企業(yè)社會責(zé)任解耦行為與效應(yīng)的重要外部情境因素。歸因理論指出，個體是否處于“違規(guī)群體”會影響觀察者對個體不當(dāng)行為的歸因和反應(yīng)，如是，則會使觀察者對個體不當(dāng)行為應(yīng)該歸咎于無法避免的系統(tǒng)性外部原因還是個體內(nèi)部原因以及作出反應(yīng)時產(chǎn)生偏差［9］。基于歸因理論可以認(rèn)為，企業(yè)是否處于重污染行業(yè)會影響利益相關(guān)者對企業(yè)不當(dāng)社會責(zé)任行為的歸因并產(chǎn)生不同反應(yīng)，這種不同反應(yīng)最終會影響企業(yè)社會責(zé)任解耦行為及其實質(zhì)性創(chuàng)新產(chǎn)出的變化。由此，基于歸因理論和合法性觀點的對比，關(guān)注第一個情境因素問題：重污染行業(yè)企業(yè)與非重污染行業(yè)企業(yè)相比，社會責(zé)任解耦對實質(zhì)性創(chuàng)新的影響有何不同？

有基于委托代理理論的研究指出，管理層有操縱企業(yè)社會責(zé)任信息披露以掩飾其短期不當(dāng)行為和不良績效的動機(jī)［10］，管理層權(quán)力會顯著影響社會責(zé)任報告對企業(yè)行為結(jié)果的影響關(guān)系［11］。同時，企業(yè)內(nèi)部控制關(guān)注企業(yè)的長期戰(zhàn)略價值導(dǎo)向，強(qiáng)調(diào)監(jiān)督和約束管理層的委托代理行為及其對信息披露行為的操縱［12］。由此可知，管理層權(quán)力和內(nèi)部控制均是影響企業(yè)社會責(zé)任解耦行為與實質(zhì)性創(chuàng)新之間關(guān)系的關(guān)鍵內(nèi)部情境因素。因此，本研究將進(jìn)一步考察管理層權(quán)力及內(nèi)部控制對企業(yè)社會責(zé)任解耦與實質(zhì)性創(chuàng)新之間關(guān)系的影響。

1 理論分析與研究假設(shè)

1.1 社會責(zé)任解耦與實質(zhì)性創(chuàng)新

源于制度理論對組織解耦行為的關(guān)注［13］，學(xué)者們展開了對企業(yè)社會責(zé)任解耦的研究。其中，有研究認(rèn)為，許多企業(yè)會通過參與社會責(zé)任解耦管理，即在社會責(zé)任披露中夸大自身社會責(zé)任績效［6］，或者選擇性地披露積極環(huán)境責(zé)任行為而隱瞞消極環(huán)境責(zé)任行為以建立起一個具有誤導(dǎo)性的整體環(huán)境績效的積極印象［14］，來塑造企業(yè)聲譽(yù)和利益相關(guān)者對企業(yè)合法性的認(rèn)知。社會責(zé)任解耦的一個集中表現(xiàn)即是，企業(yè)通過社會責(zé)任報告象征性地披露模糊的、符合制度要求的社會責(zé)任信息，而非披露企業(yè)實際社會責(zé)任行為［15］，從而產(chǎn)生企業(yè)社會責(zé)任披露與其實際社會責(zé)任行為不匹配［6］。在我國企業(yè)社會責(zé)任報告披露的制度實踐中，由于報告披露政策的指引性質(zhì)以及報告鑒證的非強(qiáng)制性，給了企業(yè)社會責(zé)任報告披露內(nèi)容和時間的靈活性，使得社會責(zé)任報告成為企業(yè)實施印象管理的重要工具［8］，借助社會責(zé)任披露實施社會責(zé)任解耦也不可避免地成為企業(yè)獲取合法性的重要策略。

實質(zhì)性創(chuàng)新往往具有風(fēng)險挑戰(zhàn)性，需要企業(yè)投入大量和持續(xù)的資源和努力［16］，并依賴于持久學(xué)習(xí)發(fā)展出吸收能力［17］。社會責(zé)任解耦作為一種印象管理行為，企業(yè)管理層可以借助其向市場傳遞企業(yè)具有長期價值導(dǎo)向的信號，發(fā)揮對管理層的短期不當(dāng)行為和不良業(yè)績的掩飾效應(yīng)［18］。然而，這種印象管理行為在可能促進(jìn)企業(yè)短期績效提高的同時卻往往不利于企業(yè)對長期績效提升行為的關(guān)注［4］，會抑制企業(yè)對實質(zhì)性創(chuàng)新的長期持續(xù)投入。其次，與實質(zhì)性創(chuàng)新相比較，雖然表面性創(chuàng)新對技術(shù)進(jìn)步的貢獻(xiàn)小得多，但企業(yè)更容易通過取得眾多表面性創(chuàng)新向利益相關(guān)者展現(xiàn)其技術(shù)或商業(yè)價值，投入表面性創(chuàng)新同樣是一種相對容易的粉飾績效、滿足合法性需要，并從利益相關(guān)者爭取更多資源的重要路徑。從而，對于實施社會責(zé)任解耦策略以獲得粉飾效應(yīng)的企業(yè)而言，有更強(qiáng)動機(jī)投入表面性創(chuàng)新。再次，雖然通過社會責(zé)任解耦策略塑造的企業(yè)聲譽(yù)和合法性有助于企業(yè)獲取外部創(chuàng)新資源［19］，但有研究表明企業(yè)創(chuàng)新資源的獲取方式會影響其向?qū)嵸|(zhì)性創(chuàng)新的資源投入，那些通過欺詐和信息虛假陳述獲得外部創(chuàng)新資源的企業(yè)往往不大會將資源投入到重要發(fā)明創(chuàng)新中，而更可能產(chǎn)生表面性創(chuàng)新［15］。同樣，作為一種本質(zhì)上的欺詐和信息虛假披露策略，社會責(zé)任解耦會鼓勵企業(yè)將擁有和獲取的創(chuàng)新資源更多地投向短期投機(jī)行為，并抑制向?qū)嵸|(zhì)性創(chuàng)新的資源投入。因此提出假設(shè)：

H1：企業(yè)社會責(zé)任解耦程度與企業(yè)實質(zhì)性創(chuàng)新負(fù)相關(guān)。

1.2 是否重污染行業(yè)的調(diào)節(jié)作用

本研究試圖基于歸因理論解釋企業(yè)是否處于重污染行業(yè)對其社會責(zé)任解耦與實質(zhì)性創(chuàng)新之間關(guān)系的影響。歸因理論認(rèn)為，當(dāng)個體行為模式與他人存在差異時，觀察者更傾向于將個體行為歸因于個體內(nèi)因［20］；當(dāng)個體與他人處于相同行為模式群體時，個體行為驅(qū)動是歸因于個體內(nèi)因還是群體外因會具有歸因模糊性，并降低了觀察者將該個體行為歸于內(nèi)因的可能性［21］。根據(jù)歸因理論的觀點，如果群體性違規(guī)者形成了天然的違規(guī)者群體，違規(guī)者群體就會引導(dǎo)利益相關(guān)者參照群體行為來解釋個體違規(guī)者的不當(dāng)行為，很可能將個體違規(guī)者的不當(dāng)行為歸咎于無法避免的、更廣泛的系統(tǒng)性外因而非個體內(nèi)因，并導(dǎo)致利益相關(guān)者對個體不當(dāng)行為的負(fù)面反應(yīng)減少［9］。

同一行業(yè)中的企業(yè)會形成一個自然存在的企業(yè)群體，基于歸因理論，其所處行業(yè)性質(zhì)會影響利益相關(guān)者對行業(yè)中企業(yè)個體行為的歸因和反應(yīng)。對于違規(guī)者群體行業(yè)中的個體違規(guī)企業(yè)來說，利益相關(guān)者很可能會將企業(yè)個體的違規(guī)行為更多地歸咎于企業(yè)所處行業(yè)的系統(tǒng)性原因，從而企業(yè)個體的違規(guī)行為更可能逃脫懲處，并進(jìn)一步鼓勵其不當(dāng)行為。同樣，針對重污染行業(yè)中的企業(yè)，利益相關(guān)者會將企業(yè)個體的負(fù)面社會責(zé)任行為更多地歸咎于是由重污染行業(yè)中難以規(guī)避的系統(tǒng)性因素所致，而不是歸咎于企業(yè)個體，從而企業(yè)個體不當(dāng)社會責(zé)任行為受到的公眾關(guān)注度將會降低，企業(yè)違規(guī)不當(dāng)行為受懲罰的可能性也將大大降低［9］。相應(yīng)地，這會助長企業(yè)利用社會責(zé)任解耦策略實施印象管理來掩飾并實施更多的機(jī)會主義行為和短期行為，并進(jìn)一步使企業(yè)的實質(zhì)性創(chuàng)新行為和長期績效提升行為被抑制。因此，提出以下假設(shè)：

H2a：相比于非重污染行業(yè)企業(yè)，重污染行業(yè)企業(yè)社會責(zé)任解耦程度與企業(yè)實質(zhì)性創(chuàng)新之間的負(fù)向關(guān)系會強(qiáng)化。

波特假說指出企業(yè)當(dāng)面臨環(huán)境管制時，為滿足合法性要求將被迫進(jìn)行技術(shù)創(chuàng)新。重污染行業(yè)企業(yè)的各項經(jīng)營活動，尤其與環(huán)境相關(guān)的活動，相較于其他行業(yè)企業(yè)會受到政府、媒體及公眾更廣泛的關(guān)注和監(jiān)管［22］。有研究證實，一方面，更廣泛的利益相關(guān)者關(guān)注和監(jiān)督帶來的代理問題降低以及信息揭示效應(yīng)往往促進(jìn)了我國上市公司的發(fā)明專利產(chǎn)出［23］；另一方面，相比于非重污染行業(yè)，重污染行業(yè)企業(yè)面臨著更廣泛的利益相關(guān)者關(guān)注和監(jiān)督環(huán)境，其通過社會責(zé)任解耦策略操縱社會責(zé)任信息披露以獲取創(chuàng)新資源、但實質(zhì)性創(chuàng)新投入不足的行為更易受到關(guān)注和曝光，并極可能招致嚴(yán)重的懲罰和合法性損失［14］，此時，為避免社會責(zé)任解耦行為被關(guān)注和曝光帶來的嚴(yán)重負(fù)面影響，重污染行業(yè)中的企業(yè)會權(quán)衡社會責(zé)任解耦的掩飾效應(yīng)帶來的收益和風(fēng)險，并通過投入真正創(chuàng)新活動，尤其是綠色技術(shù)創(chuàng)新來應(yīng)對利益相關(guān)者的關(guān)注和合法性監(jiān)管。還有研究表明，相比于非重污染行業(yè)，重污染行業(yè)企業(yè)的獨立董事往往也會出于自身聲譽(yù)維護(hù)更注重履行監(jiān)督職能，減少了重污染行業(yè)企業(yè)的投機(jī)行為和表面性工程［24］。因此還可推論，相比于非重污染行業(yè)，當(dāng)企業(yè)處于重污染行業(yè)時，企業(yè)社會責(zé)任解耦程度與實質(zhì)性創(chuàng)新之間的負(fù)向關(guān)系會被減弱。由此提出針對假設(shè)H2a的對抗性假設(shè)：

H2b：相比于非重污染行業(yè)企業(yè)，重污染行業(yè)企業(yè)社會責(zé)任解耦程度與企業(yè)實質(zhì)性創(chuàng)新之間的負(fù)向關(guān)系會弱化。

1.3 管理層權(quán)力的調(diào)節(jié)作用

管理層權(quán)力源于職位本身，且擁有與之伴隨的聲望、地位、關(guān)系網(wǎng)絡(luò)等社會資源優(yōu)勢，被認(rèn)為是管理層利用自身權(quán)力和社會資源優(yōu)勢等實現(xiàn)潛在目標(biāo)的能力［25］。管理層權(quán)力在企業(yè)運(yùn)營管理中居于核心地位，在企業(yè)制定戰(zhàn)略決策時發(fā)揮關(guān)鍵作用［26］。在本研究中，管理層權(quán)力具體指管理層相較于董事會的相對權(quán)力大小。

委托代理理論認(rèn)為，管理層權(quán)力越大，其規(guī)避內(nèi)外部監(jiān)管采取機(jī)會主義行為的能力越強(qiáng)，追求短期績效和超高薪酬、作出自身利益最大化決策而損害股東長遠(yuǎn)利益的可能性更高［27］。有研究表明，首席執(zhí)行官（CEO）可以通過控制提交給董事會的信息或影響董事會如何解讀這些信息來影響董事會決策［28］。因此，管理層權(quán)力越大，社會責(zé)任信息被管理層用來轉(zhuǎn)移利益相關(guān)者對管理層不當(dāng)行為和不良業(yè)績的注意力的掩飾效應(yīng)會獲得更大操作空間［29］。此時，社會責(zé)任解耦策略更可能被管理層用來為企業(yè)的代理問題和短期不當(dāng)行為辯護(hù)，并使企業(yè)資源更多地投入到短期的表面性創(chuàng)新和機(jī)會主義創(chuàng)新，使實質(zhì)性創(chuàng)新被進(jìn)一步削弱。因此提出假設(shè)：

H3：管理層權(quán)力大時，企業(yè)社會責(zé)任解耦程度與企業(yè)實質(zhì)性創(chuàng)新之間的負(fù)向關(guān)系會強(qiáng)化。

1.4 內(nèi)部控制的調(diào)節(jié)作用

高質(zhì)量的內(nèi)部控制是企業(yè)獲取合法性的重要體現(xiàn)。我國《企業(yè)內(nèi)部控制基本規(guī)范》強(qiáng)調(diào)從內(nèi)部環(huán)境、風(fēng)險評估、控制活動、信息與溝通、內(nèi)部監(jiān)督等5個方面建立與實施有效的企業(yè)內(nèi)部控制，將促進(jìn)企業(yè)實現(xiàn)長遠(yuǎn)發(fā)展戰(zhàn)略、保證企業(yè)財務(wù)及非財務(wù)信息的真實完整列為內(nèi)部控制的重要內(nèi)容［30］。一方面，內(nèi)部控制強(qiáng)調(diào)規(guī)范企業(yè)真實財務(wù)和非財務(wù)信息的內(nèi)外部真實完整溝通和披露，降低內(nèi)外部信息不對稱程度，不但有助于促進(jìn)企業(yè)社會責(zé)任履行、規(guī)范社會責(zé)任信息披露［31］，從而抑制社會責(zé)任解耦程度，并且營造出良好的內(nèi)部信息溝通氛圍，促進(jìn)企業(yè)學(xué)習(xí)能力和吸收能力提高，有助于實質(zhì)性創(chuàng)新能力的提升［17］。另一方面，內(nèi)部控制強(qiáng)調(diào)企業(yè)應(yīng)當(dāng)根據(jù)發(fā)展戰(zhàn)略設(shè)置和完善內(nèi)控體系，規(guī)范治理結(jié)構(gòu)、機(jī)構(gòu)設(shè)置、高管權(quán)責(zé)利分配和內(nèi)部監(jiān)督體系等，促進(jìn)企業(yè)整體長遠(yuǎn)價值實現(xiàn)［32］。有研究表明，在內(nèi)控質(zhì)量較差的企業(yè)中，管理層更可能出于委托代理動機(jī)操縱濫用企業(yè)資源［33］；相反，高質(zhì)量的內(nèi)控體系能夠緩解代理問題、約束管理層機(jī)會主義行為，增強(qiáng)企業(yè)的長期戰(zhàn)略導(dǎo)向［12］。因此，企業(yè)內(nèi)部控制質(zhì)量越高，社會責(zé)任解耦策略被企業(yè)用于掩飾短期投機(jī)行為、創(chuàng)新資源濫用和不良績效的作用越會被抑制，能促進(jìn)長期價值實現(xiàn)的實質(zhì)性創(chuàng)新將會受到更多重視，企業(yè)社會責(zé)任解耦對實質(zhì)性創(chuàng)新的負(fù)向影響將得以緩解。據(jù)此提出假設(shè)：

H4：企業(yè)內(nèi)部控制質(zhì)量高時，社會責(zé)任解耦對企業(yè)實質(zhì)性創(chuàng)新的負(fù)向影響會減弱。

2 研究設(shè)計

2.1 研究樣本和數(shù)據(jù)來源

從國泰安、中國經(jīng)濟(jì)金融數(shù)據(jù)庫、迪博數(shù)據(jù)庫獲取研究所需企業(yè)數(shù)據(jù)。考慮到新冠疫情對2020年以來企業(yè)投入產(chǎn)出數(shù)據(jù)的異常影響，基于潤靈環(huán)球（RKS）社會責(zé)任報告評級數(shù)據(jù)（http://www.rksratings.cn/list-705-1.html），選 取2009—2019 年A 股制造業(yè)上市公司為研究樣本，同時借鑒以往相關(guān)研究，對初始樣本按照以下規(guī)則進(jìn)行篩選：（1）剔除同時在A 股和B 股或A 股和H 股交叉上市的企業(yè)，以避免外資環(huán)境干擾；（2）剔除*ST、ST 等企業(yè)，以避免財務(wù)狀況異常的企業(yè)數(shù)據(jù)影響；（3）剔除制造業(yè)之外的其他行業(yè)企業(yè)；（4）剔除存在缺失值的企業(yè)。經(jīng)過篩選，最終得到1 761 家制造業(yè)上市企業(yè)樣本的8 225 個固定年份（firm-year）觀測值，其中包括356 家披露了社會責(zé)任報告的企業(yè)的1 603個firm-year 觀測值。

2.2 變量度量

2.2.1 被解釋變量

被解釋變量為實質(zhì)性創(chuàng)新。發(fā)明專利是技術(shù)重大革新，實用新型專利是微小技術(shù)進(jìn)步，外觀設(shè)計專利幾乎不具有任何技術(shù)創(chuàng)新價值，因此借鑒Wang等［15］、黎文靖等［1］的研究，主要采用發(fā)明專利數(shù)來度量實質(zhì)性創(chuàng)新。同時，由于專利申請時間通常更接近創(chuàng)新產(chǎn)出時間，是對創(chuàng)新產(chǎn)出的合理度量，且考慮到創(chuàng)新產(chǎn)出需要滯后一定周期，為避免潛在內(nèi)生性問題，以ln（t+1 期的發(fā)明專利申請數(shù)+1）來度量實質(zhì)性創(chuàng)新。

2.2.2 解釋變量

解釋變量為社會責(zé)任解耦。參考Tashman 等［6］的研究，以企業(yè)在社會責(zé)任披露中夸大其實際社會責(zé)任行為視角，通過第三方社會責(zé)任披露數(shù)據(jù)與企業(yè)實際社會責(zé)任貢獻(xiàn)之差來度量社會責(zé)任解耦。參考多數(shù)學(xué)者的研究，采用RKS 發(fā)布的社會責(zé)任報告評級數(shù)據(jù)（CSR_score）度量上市企業(yè)的社會責(zé)任報告數(shù)據(jù)，該評級基于報告的整體性（M）、內(nèi)容性（C）、技術(shù)性（T）、行業(yè)性（I）4 個維度，通過構(gòu)建15個一級指標(biāo)和63 個二級指標(biāo)，對企業(yè)社會責(zé)任信息披露情況進(jìn)行評分。企業(yè)財務(wù)年報數(shù)據(jù)披露的社會責(zé)任投入水平（CSR_input）是對實際的企業(yè)社會責(zé)任貢獻(xiàn)的有效度量，借鑒賈興平等［34］的研究，根據(jù)2008 年《上證所關(guān)于加強(qiáng)上市公司社會責(zé)任承擔(dān)工作的通知》，根據(jù)企業(yè)財務(wù)年報數(shù)據(jù)計算每股社會貢獻(xiàn)值=（凈利潤+納稅總額+職工工資費(fèi)用支出+利息支出+捐贈支出-其他社會成本）/本期平均總股本，其中其他社會成本主要為排污及清理費(fèi)。由于潤靈環(huán)球的社會責(zé)任評級與每股社會貢獻(xiàn)在計算時所用指標(biāo)體系不同，因此以兩者標(biāo)準(zhǔn)化結(jié)果之差來度量社會責(zé)任解耦，差值越大表明企業(yè)社會責(zé)任解耦程度越高。

2.2.3 調(diào)節(jié)變量

（1）重污染行業(yè)。借鑒謝東明等［24］的研究，依據(jù)我國生態(tài)環(huán)境部2008 年印發(fā)的《上市公司環(huán)保核查行業(yè)分類管理名錄》劃分重污染行業(yè)，隸屬于該名錄中重污染行業(yè)的制造業(yè)企業(yè)賦值為1，其余賦值為0。

（3）內(nèi)部控制。參考盛麗穎等［30］的做法，采用迪博（DIB）內(nèi)部控制與風(fēng)險管理數(shù)據(jù)庫（http://www.ic-erm.com/）中上市公司內(nèi)部控制指數(shù)的自然對數(shù)來衡量內(nèi)部控制質(zhì)量，該值越大表示公司內(nèi)部控制質(zhì)量越高。

2.2.4 控制變量

基于以往同類文獻(xiàn)研究，將公司規(guī)模、年齡、現(xiàn)金流比率、成長能力、股權(quán)性質(zhì)和機(jī)構(gòu)持股比例等變量作為控制變量納入研究。其中，以樣本觀察期末總資產(chǎn)的自然對數(shù)度量公司規(guī)模；以樣本公司成立年至觀察年的時間差的自然對數(shù)度量公司年齡；采用樣本觀察期經(jīng)營活動產(chǎn)生的現(xiàn)金流量凈額與總資產(chǎn)的比例度量現(xiàn)金流比率［2］；以樣本觀察期內(nèi)營業(yè)收入較上年的增長幅度衡量公司成長能力［36］；根據(jù)國泰安數(shù)據(jù)庫中的股權(quán)信息將樣本劃分為國企和民營；以機(jī)構(gòu)持有股份數(shù)量與公司股本總數(shù)的比值衡量機(jī)構(gòu)持股比例。

研究構(gòu)建的各變量具體定義、測量和數(shù)據(jù)來源如表1 所示。

表1 變量定義、測量和數(shù)據(jù)來源

2.3 模型設(shè)定

研究目的主要分析企業(yè)社會責(zé)任解耦對實質(zhì)性創(chuàng)新的影響，以及污染行業(yè)、管理層權(quán)力、和內(nèi)部控制的調(diào)節(jié)作用，利用如式（1）所示模型采取逐步回歸法驗證研究假設(shè)。其中，第一步加入解釋變量驗證假設(shè)H1，第二步加入重污染行業(yè)交互項檢驗調(diào)節(jié)效應(yīng)假設(shè)H2a、H2b，第三步加入管理層權(quán)力交互項檢驗調(diào)節(jié)效應(yīng)假設(shè)H3，第四步加入內(nèi)部控制交互項檢驗調(diào)節(jié)效應(yīng)假設(shè)H4，最后進(jìn)行全回歸檢驗。

3 實證結(jié)果與分析

3.1 描述性統(tǒng)計和相關(guān)性分析

表2 列示了發(fā)布社會責(zé)任報告的樣本企業(yè)各變量的均值、標(biāo)準(zhǔn)差及變量間相關(guān)系數(shù)。從表2 可見，企業(yè)整體創(chuàng)新水平不高，且各企業(yè)的創(chuàng)新績效之間存在明顯差異，同時企業(yè)社會責(zé)任解耦情況差別很大；有37.8%的企業(yè)處于重污染行業(yè)，各企業(yè)的管理層相對權(quán)力大小差別明顯，企業(yè)內(nèi)部控制質(zhì)量之間存在較大差異。另外，相關(guān)系數(shù)計算結(jié)果表明，各變量對企業(yè)實質(zhì)性創(chuàng)新均有顯著影響，其中社會責(zé)任解耦與實質(zhì)性創(chuàng)新的相關(guān)系數(shù)為負(fù)且在1%水平顯著，說明企業(yè)社會責(zé)任解耦與實質(zhì)性創(chuàng)新之間有顯著負(fù)向關(guān)系，初步驗證了假設(shè)H1；此外，各變量間相關(guān)系數(shù)的絕對值均小于0.5，初步說明研究數(shù)據(jù)不存在嚴(yán)重多重共線性問題。

表2 變量的描述性統(tǒng)計和相關(guān)性分析

3.2 基本回歸分析

以Stata 15 進(jìn)行假設(shè)檢驗，針對發(fā)布社會責(zé)任報告的樣本企業(yè)，采取控制行業(yè)和年份的固定效應(yīng)模型進(jìn)行基本回歸分析和假設(shè)檢驗。首先對所建立的非平衡面板數(shù)據(jù)中所有連續(xù)變量進(jìn)行了1%和99%分位的縮尾處理。為減小多重共線性問題，對所有交互項均值中心化。回歸結(jié)果如表3 所示，各變量方差膨脹因子（VIF）值均小于1.37，表明不存在嚴(yán)重的多重共線性問題。

在郭村我覺得自己是一個從遠(yuǎn)方回來的孩子，可以與遇見的每一個老人聊天，可以走進(jìn)任何一扇開著的門，討一杯茶水，再用相機(jī)拍攝那些落著灰塵，破敗、陳舊，卻能讓眼前一亮，心生暖意的器物。

表3 基本回歸分析結(jié)果

表3 的結(jié)果顯示，社會責(zé)任解耦系數(shù)為負(fù)且顯著，表明社會責(zé)任解耦會抑制實質(zhì)性創(chuàng)新，假設(shè)H1得到支持；交互項Decoupling×HY 系數(shù)顯著為正，表明處于重污染行業(yè)且具有社會責(zé)任解耦行為的企業(yè)更注重實質(zhì)性創(chuàng)新，這支持了假設(shè)H2b；交互項Decoupling×Power 系數(shù)為負(fù)且顯著，表明管理層權(quán)力的提高會加強(qiáng)社會責(zé)任解耦對實質(zhì)性創(chuàng)新的抑制作用，假設(shè)H3得到驗證；交互項Decoupling×ICR 系數(shù)為正但不顯著，表明內(nèi)部控制對社會責(zé)任解耦與實質(zhì)性創(chuàng)新的負(fù)向關(guān)系不具有顯著抑制作用，假設(shè)H4未得到驗證；而全變量回歸結(jié)果與上述結(jié)論一致。

3.3 內(nèi)生性檢驗

3.3.1 工具變量法

基本回歸選取t+1 期專利申請數(shù)據(jù)，在一定程度上控制了反向因果帶來的內(nèi)生性問題。繼續(xù)選取制造業(yè)細(xì)分行業(yè)的年度社會責(zé)任解耦均值和滯后1期的社會責(zé)任解耦值作為工具變量，采用兩階段最小二乘法（2SLS）進(jìn)行工具變量法的內(nèi)生性檢驗。細(xì)分行業(yè)年度社會責(zé)任解耦均值體現(xiàn)了同一細(xì)分行業(yè)中企業(yè)社會責(zé)任解耦的平均傾向，會影響目標(biāo)企業(yè)的社會責(zé)任解耦程度，但不大會直接影響目標(biāo)企業(yè)的實質(zhì)性創(chuàng)新行為。其中，弱工具變量檢驗F值為1 217.744 遠(yuǎn)大于10，表明不存在弱工具變量問題；過度識別檢驗Sargan（score）χ2（1）=0.031 5（P=0.86），Basmannχ2（1）=0.030 3（P=0.86），表明所有工具變量均為外生變量。回歸結(jié)果如表4 所示，其中，列decoupling 為工具變量法第一階段的回歸分析結(jié)果，其余各列為第二階段的回歸分析結(jié)果，與基本回歸分析結(jié)果總體一致。

3.3.2 Heckman 兩階段模型

基本回歸僅考慮了發(fā)布社會責(zé)任報告的樣本企業(yè)，未考慮制造業(yè)企業(yè)全樣本，可能存在樣本選擇偏差導(dǎo)致的內(nèi)生性問題，為此，利用Heckman 兩階段選擇模型緩解樣本選擇偏差對基本回歸結(jié)果的干擾（見表5）。第一階段的選擇方程針對全樣本企業(yè)是否披露報告進(jìn)行Probit 回歸，計算逆米爾斯比（IMR）并將其納入原模型進(jìn)行第二階段分析。其中，排他性約束變量為同行壓力（Press），以制造業(yè)同一細(xì)分行業(yè)中披露社會責(zé)任報告上市公司的數(shù)量占該細(xì)分行業(yè)公司總數(shù)的比例度量。同行壓力會直接影響目標(biāo)企業(yè)是否披露社會責(zé)任報告［37］，但不會對目標(biāo)企業(yè)的創(chuàng)新行為產(chǎn)生直接影響。表5 中其余各列為第二階段的回歸分析結(jié)果，逆米爾斯比（IMR）系數(shù)不顯著，表明樣本選擇偏差問題不明顯，基本回歸結(jié)果仍成立。

表5 Heckman 樣本選擇偏差分析結(jié)果

3.4 穩(wěn)健性檢驗

3.4.1 替換解釋變量

將第三方社會責(zé)任披露數(shù)據(jù)由潤靈環(huán)球社會責(zé)任評級數(shù)據(jù)替換為CNDRS 數(shù)據(jù)庫中的中國上市公司社會責(zé)任數(shù)據(jù)（CCSR），并對原始數(shù)據(jù)進(jìn)行處理。具體來說，在CNDRS 數(shù)據(jù)庫細(xì)分的62 項指標(biāo)中，若企業(yè)發(fā)布的社會責(zé)任報告中有披露則賦值為1，否則為0，最后進(jìn)行加總及標(biāo)準(zhǔn)化處理得到企業(yè)社會責(zé)任報告數(shù)據(jù)。企業(yè)社會責(zé)任投入依舊采用基本假設(shè)中的每股社會貢獻(xiàn)值并進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化處理，以此兩者差值重新度量社會責(zé)任解耦，并重復(fù)基本回歸分析。由表6 的回歸結(jié)果可知，與基本回歸檢驗一致。

3.4.2 替換被解釋變量

首先，考慮到專利產(chǎn)出可能具有更長時間差，進(jìn)一步以t+2 期發(fā)明專利申請數(shù)據(jù)檢驗基本回歸結(jié)果，具體參考文雯等［36］的研究，以ln（t+2 期發(fā)明專利申請數(shù)+1）度量實質(zhì)性創(chuàng)新，回歸分析結(jié)果見表7；其次，考慮到實用新型專利是技術(shù)小革新，以ln（t+1 期的發(fā)明專利+實用新型專利申請數(shù)+1）進(jìn)一步度量實質(zhì)性創(chuàng)新，重復(fù)基本回歸分析結(jié)果見表8。以上回歸結(jié)果均與基本回歸檢驗結(jié)果一致。

表7 穩(wěn)健性檢驗結(jié)果：替換被解釋變量（1）

表8 穩(wěn)健性檢驗結(jié)果：替換被解釋變量（2）

以上檢驗結(jié)果表明，本研究的核心結(jié)論總體上有較強(qiáng)穩(wěn)健性。

4 結(jié)論與討論

4.1 理論結(jié)論

本研究基于組織解耦理論視點，探究企業(yè)的社會責(zé)任解耦對企業(yè)實質(zhì)性創(chuàng)新的影響，并考察了企業(yè)是否處于重污染行業(yè)、管理層權(quán)力及內(nèi)部控制對兩者關(guān)系的調(diào)節(jié)效應(yīng)，為解讀企業(yè)社會責(zé)任引致的績效和創(chuàng)新困局，以及中國企業(yè)數(shù)量多但質(zhì)量低的創(chuàng)新困局提供了新的理論視角參考。

（1）企業(yè)社會責(zé)任解耦會抑制其實質(zhì)性創(chuàng)新。這一結(jié)論補(bǔ)充了以往研究不足。現(xiàn)有相關(guān)文獻(xiàn)探究企業(yè)社會責(zé)任與創(chuàng)新之間的關(guān)系，并未檢驗企業(yè)報告披露的社會責(zé)任與社會責(zé)任實際履行之間的偏離，即企業(yè)社會責(zé)任解耦對實質(zhì)性創(chuàng)新的影響。本研究首次嘗試從企業(yè)借助社會責(zé)任解耦策略實施印象管理而不是僅僅從企業(yè)社會責(zé)任行為本身對實質(zhì)性創(chuàng)新抑制效應(yīng)的探究，為觀察企業(yè)社會責(zé)任行為可能引致的創(chuàng)新困局提供了一個新理論視角。此外，本研究將Wang 等［15］的研究從財務(wù)信息欺詐領(lǐng)域擴(kuò)展到了社會責(zé)任信息欺詐領(lǐng)域，共同表明無論是財務(wù)信息欺詐或是社會責(zé)任信息欺詐，都極可能抑制企業(yè)實質(zhì)性創(chuàng)新。

（2）證實了企業(yè)是否處于重污染行業(yè)、管理層權(quán)力對其社會責(zé)任解耦與實質(zhì)性創(chuàng)新之間關(guān)系的調(diào)節(jié)作用。但是，關(guān)于企業(yè)是否處于重污染行業(yè)對企業(yè)社會責(zé)任解耦與實質(zhì)性創(chuàng)新之間關(guān)系的調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗，本研究所證實的，處于重污染行業(yè)中的企業(yè)社會責(zé)任解耦對實質(zhì)性創(chuàng)新的抑制效應(yīng)會削弱的檢驗結(jié)果并未支持歸因理論的預(yù)期，而是更支持合法性觀點的預(yù)期。這應(yīng)該是因為：重污染行業(yè)企業(yè)由于受到更廣泛的關(guān)注和監(jiān)管，政策敏感性更強(qiáng)，現(xiàn)實合法性需要更迫切，其社會責(zé)任解耦的掩飾效應(yīng)被更多地抑制，進(jìn)而實施更多實質(zhì)性創(chuàng)新以獲得足夠合法性的效應(yīng)更為突出，超越了由于利益相關(guān)者將其不當(dāng)社會責(zé)任行為歸因于行業(yè)系統(tǒng)性影響而可能助長的社會責(zé)任解耦對實質(zhì)性創(chuàng)新的抑制效應(yīng)，從而重污染行業(yè)企業(yè)表現(xiàn)出了社會責(zé)任解耦對實質(zhì)性創(chuàng)新的抑制效應(yīng)被削弱的整體結(jié)果。

本研究發(fā)現(xiàn)，企業(yè)的管理層權(quán)力增大會增強(qiáng)企業(yè)社會責(zé)任解耦對實質(zhì)性創(chuàng)新的抑制效應(yīng)。以往相關(guān)研究指出，出于委托代理原因，社會責(zé)任信息披露很可能成為企業(yè)管理層實施印象管理的一種粉飾策略［10］。本研究結(jié)果進(jìn)一步表明，企業(yè)管理層在權(quán)力增大時，其借助社會責(zé)任解耦策略掩飾短期不當(dāng)行為、抑制實質(zhì)性創(chuàng)新會獲得更強(qiáng)的動機(jī)和能力空間。這些結(jié)論互為補(bǔ)充，共同豐富了關(guān)于管理層權(quán)力對企業(yè)社會責(zé)任解耦與實質(zhì)性創(chuàng)新之間關(guān)系影響的理解。

（3）未證實企業(yè)內(nèi)部控制對企業(yè)社會責(zé)任解耦與實質(zhì)性創(chuàng)新之間負(fù)向關(guān)系的顯著影響。可能原因在于：一方面，由于內(nèi)部控制體系強(qiáng)調(diào)對管理層的監(jiān)督，可能是通過對管理層權(quán)力的影響間接發(fā)揮了效應(yīng)；另一方面，內(nèi)部控制在推動企業(yè)實現(xiàn)長期發(fā)展戰(zhàn)略目標(biāo)和完善治理監(jiān)督體系的同時，不但會抑制管理層短期機(jī)會主義行為和社會責(zé)任信息欺詐行為，也在一定程度上可能會抑制極具風(fēng)險性的實質(zhì)性創(chuàng)新行為。正是這種綜合平衡效應(yīng)，可能使得企業(yè)內(nèi)部控制未能對社會責(zé)任解耦與實質(zhì)性創(chuàng)新之間的關(guān)系產(chǎn)生顯著影響。

4.2 管理實踐啟示

以上結(jié)論的管理實踐啟示在于：第一，監(jiān)管層應(yīng)從社會責(zé)任解耦的視角解讀中國企業(yè)數(shù)量多但質(zhì)量低的創(chuàng)新困局，進(jìn)一步健全企業(yè)社會責(zé)任信息披露制度和社會責(zé)任報告鑒證體系，降低社會責(zé)任解耦行為。第二，對于重污染行業(yè)企業(yè)，要嚴(yán)厲監(jiān)管其利用社會責(zé)任信息披露實施的社會責(zé)任解耦策略，削弱其對實質(zhì)性創(chuàng)新產(chǎn)生的不利影響，促進(jìn)該行業(yè)中企業(yè)更積極地進(jìn)行綠色技術(shù)創(chuàng)新。第三，督促企業(yè)完善內(nèi)部控制體系，制衡管理層權(quán)力過大導(dǎo)致的社會責(zé)任解耦策略濫用產(chǎn)生的對企業(yè)實質(zhì)性創(chuàng)新能力的傷害。

4.3 研究不足與未來研究建議

首先，本研究首次嘗試基于第三方社會責(zé)任披露數(shù)據(jù)與企業(yè)實際社會責(zé)任貢獻(xiàn)之差來度量企業(yè)社會責(zé)任解耦，未來可探究更合理的企業(yè)社會責(zé)任解耦的度量方法，并由此檢驗本研究結(jié)論。其次，本研究僅探討了企業(yè)社會責(zé)任解耦對實質(zhì)性創(chuàng)新的影響，已有相關(guān)研究指出可從象征性和實質(zhì)性兩個維度來度量和考察企業(yè)社會責(zé)任行為［4］，未來研究可從這兩個維度分別考察企業(yè)社會責(zé)任解耦對實質(zhì)性創(chuàng)新的影響，以獲得關(guān)于基于印象管理策略的企業(yè)社會責(zé)任解耦行為如何影響實質(zhì)性創(chuàng)新的更清晰認(rèn)識。