宋欣洋

黨的十九大報告指出，“創(chuàng)新是引領發(fā)展的第一動力，是建設現(xiàn)代化經(jīng)濟體系的戰(zhàn)略支撐”［1］。創(chuàng)新被認為是企業(yè)保持市場競爭力的主要實現(xiàn)路徑，同時也是經(jīng)濟增長乃至整個人類社會進步的核心驅動力。然而，企業(yè)創(chuàng)新是一個長期、復雜的過程，其高風險性和高投入性使得獲得支撐創(chuàng)新行為持續(xù)進行的外部金融資本顯得尤為關鍵。中國自改革開放以來，市場經(jīng)濟的高速發(fā)展也帶動了與之配套的金融體系不斷完善與接軌國際。但由于我國依然處于金融體制轉型階段，市場不完善和信息不對稱導致的中小銀行非關系型融資收益較低和政府補助指向性不夠明確，仍然會妨礙外部創(chuàng)新資金準確、持續(xù)地注入創(chuàng)新企業(yè)中來。面對這一難題，企業(yè)社會責任信息由于兼具企業(yè)自身信息和社會評價這一特征，成為消除企業(yè)外部融資約束的量身定做的指標。因此，本文將企業(yè)社會責任信息的披露作為影響企業(yè)創(chuàng)新的一個重要指標進行考察，研究企業(yè)社會責任的創(chuàng)新效應，并從企業(yè)融資約束和政府財稅扶持效率兩個角度出發(fā)，系統(tǒng)地探討企業(yè)披露社會責任信息促進企業(yè)創(chuàng)新產出的內在機制。

一、文獻綜述與研究假設

企業(yè)的社會責任自二十世紀初被正式提出以來，就被不少學者奉為能最終解決企業(yè)內部矛盾以及企業(yè)與社會之間矛盾的圭臬。隨著“社會責任”標準（SA8000）的制定和《聯(lián)合國全球契約》的簽署，企業(yè)社會責任的重要性進一步被企業(yè)所重視。理論界對于企業(yè)社會責任內涵的研究具有分層次、多元定位的特點，其包含的信息即包括企業(yè)內部運行的信息（如經(jīng)濟責任［1］、創(chuàng)新責任等［2］、股東責任、員工責任［3］等），也包括企業(yè)外部社會評價信息（如政府責任、伙伴責任、環(huán)境責任、社區(qū)參與［3］等）。因此，企業(yè)披露自身社會責任的本質其實是對自身內部信息和社會評價的披露，而這點對于現(xiàn)代企業(yè)，尤其是現(xiàn)代創(chuàng)新企業(yè)具有特殊意義。

企業(yè)社會責任信息披露對于現(xiàn)代企業(yè)，尤其是現(xiàn)代高科技創(chuàng)新企業(yè)最大的意義就在于它能通過降低企業(yè)融資約束這一中介環(huán)節(jié)促進企業(yè)創(chuàng)新。信貸融資和政府資助的融資約束的根源還是信息問題，而企業(yè)社會責任的披露能完美地解決這一問題。因為企業(yè)社會責任不僅包含企業(yè)一般的內部信息和社會評價，還包括企業(yè)是否致力于創(chuàng)新，將創(chuàng)新企業(yè)作為自身的發(fā)展目標。企業(yè)社會責任一旦披露，銀行即可以通過披露的信息對企業(yè)各方面進行評估，既節(jié)省搜尋信息時間和成本，也能對企業(yè)的未來發(fā)展作出合理判斷，必將同時促進關系型和非關系型融資的達成［4］。而對政府而言，企業(yè)社會責任的披露可以使企業(yè)的資助更有針對性地流入創(chuàng)新型企業(yè)中去［5］，同樣節(jié)省了搜集信息的時間和成本［6］，更能根據(jù)企業(yè)的社會評價和發(fā)展方向提供長期、持續(xù)的政府資助。

基于以上理論分析，本文提出兩個理論假設：

假設1：企業(yè)披露社會責任信息有利于促進其創(chuàng)新產出。

假設2a：融資約束在二者中具有中介效應，即企業(yè)披露社會責任信息有利于緩解企業(yè)的融資約束問題，進而提高企業(yè)創(chuàng)新。

假設2b：企業(yè)披露社會責任信息提高了政府財稅扶持企業(yè)創(chuàng)新的效率。

二、數(shù)據(jù)、模型與變量

（一）數(shù)據(jù)來源和樣本篩選

本文選取2009—2017 年滬深兩市A 股上市企業(yè)作為研究樣本，實證研究中涉及的上市企業(yè)的基本信息、財務和專利申請數(shù)據(jù)均來源于國泰安CSMAR 數(shù)據(jù)庫，社會責任披露信息來源于“潤靈環(huán)球”社會責任報告評級數(shù)據(jù)庫，各省份要素市場的發(fā)育程度數(shù)據(jù)來源于樊綱等編制的《中國市場化指數(shù)》。考慮到數(shù)據(jù)的可獲得性和數(shù)據(jù)對研究結果的影響，依據(jù)文獻中的普遍做法對樣本進行如下處理：（1）剔除銀行、證券、保險等金融類上市企業(yè)；（2）剔除在觀測期內被ST、*ST處理的企業(yè)（即連續(xù)虧損的企業(yè)）；（3）剔除在觀測期內被退市的企業(yè)；（4）剔除重要財務數(shù)據(jù)缺失嚴重的企業(yè)；（5）對主要的連續(xù)變量在1%和99%分位數(shù)上的數(shù)據(jù)進行縮尾處理（Winsor）。通過篩選處理，得到最終12 638個“企業(yè)—年度”有效樣本，其中包括3 591 個進行了社會責任信息披露的“企業(yè)—年度”有效樣本，以及9 047 個沒有進行社會責任信息披露的“企業(yè)—年度”有效樣本。

（二）模型設定

為探討社會責任信息披露對企業(yè)創(chuàng)新行為的影響，本文參考現(xiàn)有文獻［7］構建如下模型：

其中，被解釋變量LnApplyi,t為i上市企業(yè)在t年的專利申請總數(shù)的對數(shù)值；解釋變量Disci,t-1表示i上市企業(yè)在（t-1）年是否披露社會責任報告；xi,t-1表示一系列控制變量，包括資產凈利潤率（Roa）、托賓Q（Tobin）、企業(yè)資產（Tagr）、有形資產比率（Tang）、現(xiàn)金流比率（Cflow）、資產負債率（Lev）、企業(yè)年齡（Age）；hi、ht、hind分別表示企業(yè)、年份、行業(yè)層面上的固定效應?？紤]到創(chuàng)新產出并不是一蹴而就，同時為了降低模型的內生性問題，對解釋變量和控制變量（除企業(yè)年齡外）均采取滯后一期的做法。

（三）變量定義和解釋

1.企業(yè)創(chuàng)新

根據(jù)現(xiàn)有文獻［8］，我們選取企業(yè)專利申請總數(shù)量（Apply）來衡量企業(yè)創(chuàng)新，此外，我們還把企業(yè)創(chuàng)新具體細分為實質創(chuàng)新（Iapply）和策略性創(chuàng)新（Noni），其中把企業(yè)的發(fā)明專利申請定義為實質性創(chuàng)新，實用新型專利與外觀設計專利數(shù)量之和（Noni）定義為策略性創(chuàng)新，并分別對Apply、Iapply、Noni進行對數(shù)化處理。

2.社會責任信息披露

采用社會責任信息披露啞變量（Disc）來衡量企業(yè)社會責任信息披露的情況，若公司在當年度發(fā)布了社會責任報告則取值為1，若沒有發(fā)布則取值為0。

3.控制變量

本文選取企業(yè)資產、資產凈利潤率、托賓Q、有形資產比率、現(xiàn)金流比率、資產負債率、企業(yè)年齡等作為控制變量。其中，資產凈利潤率（Roa）為凈利潤與總資產余額的比值；托賓Q（Tobin）為市值與資產總計的比值；企業(yè)資產（Tagr）為企業(yè)總資產增長率；有形資產比率（Tang）為有形資產總額與總資產的比值，其中有形凈資產總額=資產總額-無形資產凈值；現(xiàn)金流比率（Cflow）為經(jīng)營活動產生的現(xiàn)金流凈額與總資產的比值；資產負債率（Lev）為負債合計與總資產的比值；企業(yè)年齡（Age）為企業(yè)上市年份。

（四）樣本分布及描述性統(tǒng)計

經(jīng)過篩選處理后的樣本分布及變量描述性統(tǒng)計結果如表1，2，3所示?？梢园l(fā)現(xiàn)，我國披露社會責任信息的企業(yè)數(shù)量逐年增加，說明我國上市企業(yè)逐步認識到履行社會責任及進行信息披露的重要性。但是披露社會責任信息的觀測值為3591，僅占全樣本的28.4%，絕大多數(shù)的上市企業(yè)仍然沒有披露其社會責任信息。在主要變量的描述性統(tǒng)計方面，LnApply的均值為3.044，而最大值為7.003，說明上市公司之間創(chuàng)新產出具有較大的差異。另外，從分樣本比較的結果中可以發(fā)現(xiàn)，披露了社會責任信息的樣本的三個創(chuàng)新產出變量LnApply、LnIapply、LnNoniapply的均值均高于未披露社會責任信息的樣本，且兩者的差異在1%的顯著性水平上顯著，這個結果初步驗證了本文的研究假設1。各控制變量的均值在兩組中均存在顯著差異，說明在后文的回歸分析中存在對這些變量進行控制的必要。

表1 樣本分布

表2 描述統(tǒng)計

表3 分樣本比較

三、實證結果和分析

（一）基準回歸分析

回歸結果如表4所示，第1 ～3列為企業(yè)社會責任信息的披露對創(chuàng)新產出的回歸結果。可以發(fā)現(xiàn)，在第1行回歸結果中，L.Disc的系數(shù)為顯著為正，說明企業(yè)進行社會責任信息披露會提高其創(chuàng)新產出。就經(jīng)濟意義而言，考慮到未取對數(shù)值的總專利申請數(shù)的均值為68，披露社會責任信息的企業(yè)的總專利申請數(shù)較未披露的企業(yè)約高6.8項，這驗證了本文的假設1。但2和3行結果顯示，社會責任信息披露僅僅是提高了企業(yè)的策略性創(chuàng)新，而對于實質性創(chuàng)新產出的影響較小，這一方面可能是由于企業(yè)創(chuàng)新行為本身所具有的高投入和不確定性，企業(yè)往往傾向進行一些研發(fā)周期短且容易獲得授權的非發(fā)明創(chuàng)新，以此維持企業(yè)的短期發(fā)展和市場競爭力；另一方面企業(yè)也存在通過追求非發(fā)明型專利的數(shù)量，向政府傳遞“創(chuàng)新”的信號，以謀求更多的政府財稅扶持的動機。

表4 基準回歸結果

（二）穩(wěn)健性檢驗①本文還做了模型敏感性分析、安慰劑檢驗等穩(wěn)健性檢驗，均顯示基準回歸結論未發(fā)生改變（受限于篇幅，穩(wěn)健性內容詳細部分可向作者索取）。

1.傾向得分匹配（PSM）

由于企業(yè)進行社會責任信息披露的行為可能并不隨機，而是由企業(yè)某些特征因素所決定。因此，為了避免潛在的樣本自我選擇偏誤導致的回歸結果偏誤，本文采用傾向得分匹配的方法為披露了社會責任信息的企業(yè)進行匹配，具體如下：

采用匹配后的樣本對前文的基準回歸模型再次進行估計，結果如表5 第1 列所示?？梢园l(fā)現(xiàn)，盡管回歸結果有所變化，但L.Disc的系數(shù)依舊顯著為正，基準回歸的結論保持不變。

2.處理效應模型（Treatment Effect Model）

本文采用MLE的估計方法，估計結果如表5第2列所示，似然比檢驗結果的Chi2值為9.03，p值為0.003，拒絕了無關性假定，表明企業(yè)披露社會責任信息存在較為顯著的內生性問題。Rho為負數(shù)，說明如果不考慮偏差的校正，可能會低估社會責任信息披露對創(chuàng)新產出的影響。盡管在考慮內生性偏差以后，回歸結果有所變化，但披露了社會責任信息的企業(yè)的專利申請數(shù)顯著大于未披露的企業(yè)這一基準回歸結論依舊存在。

表5 考慮樣本自選擇偏誤后的回歸結果

四、機制分析

前文研究表明企業(yè)披露社會責任信息有利于提高創(chuàng)新產出，下面基于理論分析，從企業(yè)融資約束和政府財稅扶持兩個角度出發(fā)，對企業(yè)披露社會責任信息促進企業(yè)創(chuàng)新產出的內在機制進行分析。

（一）融資約束

為了考察融資約束在企業(yè)社會責任信息披露對企業(yè)創(chuàng)新中的渠道機制，本文參考以往文獻［9］的做法獲取企業(yè)融資約束變量FC，具體步驟如下：（1）在每一年度內，按照無量綱處理后的企業(yè)資產規(guī)模、現(xiàn)金股利支付率、上市時間三個變量進行排序；（2）以上下三分為點作為分界點將樣本三等分，從而定義一個虛擬變量Dum，其中高于67%分位的企業(yè)為低融資約束組（Dum=0），低于33%分位的企業(yè)為高融資約束組（Dum=1）；（3）以Dum作為被解釋變量，選取資產規(guī)模的對數(shù)值、資產負債率、現(xiàn)金股利與總資產比、賬面市值比、凈營運資金與總資產比、息稅前利潤與總資產比作為解釋變量構建Logit 模型，根據(jù)回歸結果擬合出每一公司當年度的P（Dum=1）值作為其融資約束的代理變量FC。FC的取值范圍為0 ～1，越接近于1表明該企業(yè)的融資約束程度越高。

將企業(yè)融資約束作為中介變量，構建中介效應模型如下：

表6 第1 ～3 列報告了上述模型的結果。第1 列反映的是2 式的結果?？梢钥吹?，與前文類似，社會責任信息披露對企業(yè)創(chuàng)新具有顯著的正向影響。第2列結果顯示，融資約束變量的系數(shù)顯著為負，表明社會責任信息披露有利于降低企業(yè)的融資約束問題。在第3列回歸結果中，融資約束變量的系數(shù)顯著為負，這說明了融資約束的提高抑制了企業(yè)的創(chuàng)新產出。同時可以發(fā)現(xiàn)，與第1 列結果相比較，L.Disc變量的回歸系數(shù)和顯著性均有所下降，從而表明融資約束是社會責任信息披露促進企業(yè)創(chuàng)新的渠道，即企業(yè)進行社會責任信息的披露有利于降低企業(yè)的融資約束來提高企業(yè)的創(chuàng)新產出，本文的假說2a得到證實。

表6 機制檢驗：融資約束

（二）財稅扶持

為了檢驗企業(yè)披露社會責任信息是否提高了政府財稅扶持企業(yè)創(chuàng)新的效率，本文借鑒黎文靖和鄭曼妮（2016）所采用的指標，以企業(yè)所獲得的補貼收入與企業(yè)總資產的比值來定義政府補貼（Subsidies），用所得稅費用減去遞延所得稅費用后與息稅前利潤的比值來定義稅收優(yōu)惠（Etr），構建如下模型：

回歸結果如表7 所示?？梢园l(fā)現(xiàn)，第1 列和第2 列 回 歸 結 果 中，L.（Disc* Subsidies）和L.（Disc*Etr）均顯著為正，這表明在進行社會信息披露的企業(yè)中，政府補助和稅收優(yōu)惠對企業(yè)創(chuàng)新產出具有促進作用，而在沒有進行社會信息披露的企業(yè)中，政府補助和稅收優(yōu)惠并沒有對創(chuàng)新產生積極的作用。這說明了企業(yè)通過披露其社會責任信息，使得政府的財稅扶持資源的配置得到了優(yōu)化，提高了財政扶持企業(yè)創(chuàng)新的效率，驗證了本文的假說2b。

表7 機制檢驗：財稅扶持

五、結論及政策啟示

本文利用2009—2017 年滬深兩市A 股上市企業(yè)的數(shù)據(jù)，考察了企業(yè)社會責任信息的披露對創(chuàng)新的影響。研究發(fā)現(xiàn)，企業(yè)社會責任信息的披露通過降低信息不對稱，緩解了企業(yè)的融資約束，提高了政府財稅支持的效率，促進了創(chuàng)新產出。

本文的研究為促進企業(yè)社會責任發(fā)展與加快提升我國企業(yè)的創(chuàng)新能力提供了如下的政策啟示：（1）企業(yè)社會責任信息的披露有助于促進企業(yè)創(chuàng)新。但從我國現(xiàn)行的企業(yè)社會責任信息披露情況來看，進行社會責任信息披露的企業(yè)數(shù)量占所有上市公司總數(shù)的比例并不高，且企業(yè)披露的動機并不一致，自愿披露的企業(yè)數(shù)量仍較低。因此，一方面，政府應對披露社會責任信息的企業(yè)給予足夠的政策支持，尤其是在制度環(huán)境較差的地區(qū)，更應該引導企業(yè)進行社會責任信息的披露。另一方面，政府應制定相關法律法規(guī)，以便監(jiān)督和規(guī)范企業(yè)披露的社會責任信息。同時，國有企業(yè)可以發(fā)揮帶頭示范作用，制定和分享企業(yè)社會責任的規(guī)范和核心價值觀。（2）企業(yè)社會責任信息的披露有利于提高政府的財稅扶持效率。因此，政府在鼓勵創(chuàng)新行為的同時，應提高對企業(yè)創(chuàng)新資金需求的甄別。政府應鼓勵將企業(yè)社會責任信息納入金融和資本綜合評價體系之中，進而優(yōu)化創(chuàng)新領域內的資金配置效率，更好地助力中小型企業(yè)的高質量發(fā)展，構建良好的創(chuàng)新生態(tài)環(huán)境。