社會責(zé)任和研發(fā)投入對企業(yè)績效影響的分位關(guān)系研究

朱慧明 王向愛 賈相華

[摘?要]基于分位數(shù)回歸的方法，研究不同分位水平下社會責(zé)任、研發(fā)投入和企業(yè)績效之間的關(guān)系。通過變量選擇和模型的統(tǒng)計結(jié)構(gòu)分析，構(gòu)建企業(yè)短期和長期績效的分位數(shù)回歸模型，并利用314個企業(yè)的面板數(shù)據(jù)進行實證分析。研究結(jié)果表明：社會責(zé)任對所有企業(yè)的短期績效和利潤比較高的企業(yè)的長期績效有顯著的促進作用;研發(fā)投入會顯著降低利潤比較高的企業(yè)的短期績效，但會顯著促進利潤比較高的企業(yè)的長期績效。

[關(guān)鍵詞]社會責(zé)任;研發(fā)投入;企業(yè)績效;面板數(shù)據(jù);分位數(shù)回歸

[中圖分類號]?F272[文獻標(biāo)識碼]A?[文章編號]1008—1763（2019）05—0047—09

Abstract：Based on the method of quantile regression， the relationship among social responsibility， R&D investment and firm performance at different quantile levels is studied. Through the variable selection and statistical structure analysis of the model， the quantile regression model of short-term and long-term firm performance is constructed， and the panel data of 314 firms are used for empirical analysis. The results show that social responsibility can significantly promote the short-term performance of all firms and the long-term performance of firms with high profits. R&D investment will significantly reduce the short-term performance of firms with higher profits， but will significantly promote the long-term performance of firms with higher profits.

Key words： social responsibility; R&D investment; firm performance; panel data; quantile regression

一?引?言

Oliver Sheldon于1924年最早提出企業(yè)社會責(zé)任的概念。自從這一概念提出以后，研究人員一直在爭論企業(yè)應(yīng)該如何履行社會責(zé)任。其中一些研究者認(rèn)為企業(yè)的社會責(zé)任是為股東賺取更多的利益，但也有學(xué)者認(rèn)為企業(yè)社會責(zé)任包含很多方面，不僅僅是為股東，還能為其他利益相關(guān)者帶來好處。Carroll和Archie[1]通過建立企業(yè)社會責(zé)任的框架對企業(yè)社會責(zé)任的內(nèi)容進行細(xì)化，使企業(yè)社會責(zé)任的內(nèi)容更加具體。Wartick[2]將經(jīng)濟理論與社會責(zé)任兩者相結(jié)合，是對Carroll和Archie研究的更新和進一步完善，使其更具備可操作性和實用性。

企業(yè)社會責(zé)任（CSR）是一個復(fù)雜的術(shù)語，廣義上是指企業(yè)利用資源積極行動和自愿貢獻，旨在改善環(huán)境，實現(xiàn)社會和經(jīng)濟的發(fā)展。狹義上是指社會責(zé)任的實施可以顯著促進企業(yè)績效的增長，同時，盈利能力強的企業(yè)的影響往往大于盈利能力較弱的企業(yè)?？偟膩碚f，企業(yè)在創(chuàng)造利潤，對股東和員工承擔(dān)社會責(zé)任的同時，也為消費者和環(huán)境等承擔(dān)責(zé)任。另外，社會責(zé)任要求企業(yè)不能把利潤作為唯一發(fā)展目標(biāo)，在生產(chǎn)過程中不僅要強調(diào)對人的價值關(guān)注，還要強調(diào)對環(huán)境、社會以及消費者的貢獻。研究表明，發(fā)達(dá)國家對CSR進行了廣泛研究，但發(fā)展中國家對企業(yè)社會責(zé)任的認(rèn)知還遠(yuǎn)遠(yuǎn)不夠。例如，發(fā)達(dá)國家的社會責(zé)任制度相對成熟，市場機制相對有效[3]。同時，發(fā)達(dá)國家的社會責(zé)任和企業(yè)績效之間的相關(guān)關(guān)系比發(fā)展中國家強。發(fā)展中國家對CSR的理解可以概括為：發(fā)展中國家的企業(yè)履行社會責(zé)任的程度遠(yuǎn)遠(yuǎn)低于發(fā)達(dá)國家[4]。Baughn等人認(rèn)為造成這種差距的主要原因是經(jīng)濟發(fā)展水平較低[5]。因而，隨著經(jīng)濟水平的提高，發(fā)展中國家也開始重視企業(yè)社會責(zé)任活動，尤其是中國，對CSR的關(guān)注越來越多。

近年來，學(xué)者們對CSR和企業(yè)績效、研發(fā)投入和企業(yè)績效分別做了大量研究，但由于研究中樣本、方法以及模型的差異，研究結(jié)論仍然存在爭議。國內(nèi)外在研究CSR和研發(fā)投入對企業(yè)績效的影響時，大多采用普通最小二乘（OLS）回歸、結(jié)構(gòu)方程模型以及多元線性回歸等方法，這些方法可能會嚴(yán)重低估或高估自變量對因變量的真實影響[6]，甚至?xí)z漏一些重要信息，不能準(zhǔn)確描述不同績效水平下，CSR和研發(fā)投入對企業(yè)績效的真實影響。而分位數(shù)回歸模型是標(biāo)準(zhǔn)回歸的擴展，可以估計不同分位數(shù)的方程，為條件分布提供更詳細(xì)的描述[7]，可以替代這些方法來解決上述中存在的問題。同時，分位數(shù)回歸還可以反映異常值的影響，可以更加完整全面地了解自變量對因變量的影響[8]。因此，以中國2012-2017年的上市企業(yè)作為研究對象，采用分位數(shù)回歸的方法來研究社會責(zé)任、研發(fā)投入和其他控制變量對企業(yè)績效的影響是非常有意義的。

二?理論基礎(chǔ)與研究假設(shè)

（一）利益相關(guān)者理論

企業(yè)的戰(zhàn)略會受到各種利益相關(guān)者的影響，這些利益相關(guān)者的組織是由內(nèi)部利益相關(guān)者（如員工和管理者）和外部利益相關(guān)者（如環(huán)境、社區(qū)和整個社會）組成的，理解并滿足這些利益相關(guān)者的需求對于企業(yè)的成功至關(guān)重要。Freeman[9]提出了利益相關(guān)者理論，認(rèn)為企業(yè)價值和績效可以由企業(yè)為滿足不同利益相關(guān)者的期望和利益而采取的戰(zhàn)略行動來決定。具體來說，CSR戰(zhàn)略對內(nèi)部利益相關(guān)者的福利可以提高員工的生產(chǎn)力和忠誠度，進而促進企業(yè)績效。外部利益相關(guān)者的社會責(zé)任在短期內(nèi)可能不會直接影響企業(yè)的經(jīng)營盈利能力和效率，但它可以幫助組織建立良好聲譽，提高客戶滿意度，最終提高公司未來的市場價值。

（二）熊彼特創(chuàng)新理論

現(xiàn)代創(chuàng)新理論最早是由經(jīng)濟學(xué)家熊彼特提出來的，他認(rèn)為創(chuàng)新就是生產(chǎn)要素的重新組合，這里重新組合的目的就是要獲取潛在利潤，即獲取最大額度的利潤[10]。在當(dāng)前經(jīng)濟和社會發(fā)展的情況下，創(chuàng)新活動在國民經(jīng)濟的發(fā)展中不可或缺，而經(jīng)濟發(fā)展的本質(zhì)就是生產(chǎn)要素不斷地進行重新組合，通過創(chuàng)新來實現(xiàn)經(jīng)濟的持續(xù)發(fā)展。另外，熊彼特在其創(chuàng)新理論中強調(diào)了企業(yè)家的重要性，認(rèn)為企業(yè)家在技術(shù)創(chuàng)新上占主導(dǎo)地位，但由于技術(shù)和經(jīng)濟并不是同步發(fā)展的，會導(dǎo)致經(jīng)濟和技術(shù)上的生產(chǎn)組合不一致。對于企業(yè)而言，可以通過創(chuàng)新手段來獲取利潤。

（三）研究假設(shè)

關(guān)于CSR和企業(yè)績效之間的關(guān)系，Moskowitz于1972年提出社會責(zé)任與企業(yè)績效之間存在正相關(guān)關(guān)系[11]。繼而，Vance[12]在1975年通過研究發(fā)現(xiàn)，企業(yè)股價沒有因履行社會責(zé)任而上漲，反而下跌，這一矛盾的結(jié)果激發(fā)了二者之間關(guān)系的研究。研究表明，社會責(zé)任與企業(yè)績效之間存在正相關(guān)關(guān)系[13]、負(fù)相關(guān)關(guān)系[14]、不相關(guān)關(guān)系[15]以及混合關(guān)系[16]。其中，大多數(shù)研究認(rèn)為企業(yè)履行社會責(zé)任，可以增加企業(yè)的競爭力，建立品牌影響力，幫助企業(yè)增加價值，提高企業(yè)效益。因此，基于文獻研究和利益相關(guān)者理論，提出假說1（a）和假說1（b）：

假說1（a）：CSR對企業(yè)短期績效具有顯著促進作用;

假說1（b）：CSR對企業(yè)長期績效具有顯著促進作用。

關(guān)于研發(fā)投入和企業(yè)績效之間的關(guān)系也存在很大爭議，有學(xué)者認(rèn)為研發(fā)投入雖然對企業(yè)績效有顯著影響，但這種影響會隨著時間的推移而逐漸減弱，類似于邊際效應(yīng);也有學(xué)者提出兩者之間存在顯著的正相關(guān)關(guān)系，并認(rèn)為這種積極效應(yīng)會持續(xù)很長一段時間[17]。同時，蔣衛(wèi)平和劉黛蒂[18]認(rèn)為研發(fā)投入與當(dāng)期績效負(fù)相關(guān)，與滯后1至3期的績效顯著正相關(guān)。對企業(yè)而言，短期內(nèi)增加企業(yè)的研發(fā)投入，需投入大量資金，在短時間內(nèi)很難得到回報，從而會損害企業(yè)的當(dāng)期利益，影響企業(yè)的當(dāng)期績效。但長期內(nèi)增加企業(yè)的研發(fā)投入，會增加企業(yè)的核心競爭力，有助于提高企業(yè)的未來績效。因此，基于文獻研究和熊彼特創(chuàng)新理論，提出假說2（a）和假說2（b）：

假說2（a）：企業(yè)研發(fā)投入與企業(yè)短期績效顯著負(fù)相關(guān);

假說2（b）：企業(yè)研發(fā)投入與企業(yè)長期績效顯著正相關(guān)。

三?分位數(shù)回歸模型

Koenker和Bassett[19]最早提出了分位數(shù)回歸，將均值回歸的分析擴展到其他分位數(shù)。利用分位數(shù)回歸，不僅可以檢驗條件分布在不同分位點處的效應(yīng)，還可以為條件分布提供更加詳細(xì)的描述。方程（1）中給出了分位數(shù)回歸模型的表達(dá)式：

通過固定效應(yīng)的面板分位數(shù)回歸方法，可以評價影響企業(yè)績效因素的條件異質(zhì)性協(xié)方差效應(yīng)，控制未觀察到的個體異質(zhì)性。因此，得到固定效應(yīng)面板分位數(shù)回歸方程（3）：

四?數(shù)據(jù)與變量

（一）樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

基于年度數(shù)據(jù)分析CSR和研發(fā)投入對企業(yè)績效的分位數(shù)關(guān)系，本文選取2012-2017年，滬深A(yù)股的314家中國上市企業(yè)的面板數(shù)據(jù)作為樣本進行實證研究。CSR和托賓Q數(shù)據(jù)分別來自于和訊網(wǎng)和國泰安，其他指標(biāo)數(shù)據(jù)均來自于Wind數(shù)據(jù)庫。為了得到平衡的面板數(shù)據(jù)，在篩選數(shù)據(jù)時，剔除了ST或ST*以及數(shù)據(jù)缺失的公司，最后得到1884個觀測值。

（二）變量定義

（1）因變量是企業(yè)績效。企業(yè)價值不僅體現(xiàn)過去的收益，更重要的是反映未來的獲利能力。大量實證研究表明，總資產(chǎn)收益率（ROA），凈資產(chǎn)收益率（ROE）和托賓Q （TobinQ）可以用來衡量企業(yè)績效，其中指標(biāo)ROA與ROE是基于會計的計量方法，表明企業(yè)當(dāng)前的財務(wù)績效，指標(biāo)TobinQ是基于市場的計量方法，用來衡量企業(yè)價值，并且企業(yè)價值體現(xiàn)的不僅是過去，還有未來的盈利能力[26]。因此，參考Yoon和Chung[27]，用ROA來衡量短期績效，用TobinQ來衡量長期績效。

（2）自變量是研發(fā)投入（R&D）。國外一般衡量CSR是用KLD指數(shù)，近年來，中國也建立了很多針對CSR的評價系統(tǒng)，如和訊網(wǎng)，潤靈環(huán)球等。根據(jù)Huang等[28]，用和訊網(wǎng)上從股東、員工、合作伙伴、消費者和環(huán)境五個方面進行打分得到的總分作為衡量社會責(zé)任的指標(biāo)。參考楊晶晶等[29]，研發(fā)投入是指研發(fā)總支出占總銷售的比重，用Wind數(shù)據(jù)庫中的R&D來衡量，代表企業(yè)在創(chuàng)新活動上的投入占比。

（3）控制變量是企業(yè)規(guī)模（SIZE）、資產(chǎn)負(fù)債率（LEVE）和資產(chǎn)年增長率（AGR）[30]。企業(yè)規(guī)模是指總資產(chǎn)的自然對數(shù)，資產(chǎn)負(fù)債率是指負(fù)債總額與資產(chǎn)總額的比率，資產(chǎn)年增長率是指企業(yè)年末總資產(chǎn)的增長額同年初資產(chǎn)總額的比率。根據(jù)以往研究，對大多數(shù)企業(yè)而言，企業(yè)規(guī)模和資產(chǎn)年增長率會使利潤顯著增加，資產(chǎn)負(fù)債率會使企業(yè)績效顯著減少。因此，選擇這三個變量作為控制變量。變量的具體定義和數(shù)據(jù)來源參見表1。

五?實證分析

（一）描述統(tǒng)計與單位根檢驗

表2和表3列出了變量的描述統(tǒng)計與單位根檢驗結(jié)果。從表2可以看出，除了CSR和資產(chǎn)負(fù)債率兩個變量外，其他變量的均值都大于中位數(shù)，說明中國上市企業(yè)的發(fā)展并不均衡，層次不齊。具體來講，從企業(yè)績效方面分析，發(fā)現(xiàn)短期績效的均值大于長期績效，可見中國上市企業(yè)的績效水平差別懸殊。從CSR方面分析，可以明顯看出不同企業(yè)履行社會責(zé)任的情況不同，尤其是個別企業(yè)的表現(xiàn)不盡人意。從研發(fā)投入方面分析，可見雖然不同企業(yè)對研發(fā)強度的投入差別很大，但基本上達(dá)到了國家的平均水平。

根據(jù)表2中給出的數(shù)據(jù)描述性統(tǒng)計結(jié)果，為了證明使用分位數(shù)回歸的合理性，對這些變量的偏度和峰度進行統(tǒng)計計算，發(fā)現(xiàn)除了CSR和資產(chǎn)負(fù)債率兩個變量外，其他變量的峰度系數(shù)都大于3，說明這些變量服從尖峰厚尾分布。正如前文所述，在異質(zhì)分布中，OLS回歸可能會低估或者高估CSR和研發(fā)投入對企業(yè)績效真實的影響。然而，分位數(shù)回歸的方法不僅能有效分析在不同績效水平下CSR和研發(fā)投入對企業(yè)績效的影響，還可以反映異常值的影響，得到較為穩(wěn)健的估計量，并且異常值的存在、偏態(tài)和異質(zhì)性對因變量的影響也是最小的。因而，采用分位數(shù)回歸方法解決這些問題。同時，為了避免估計的模型中存在偽回歸的問題，利用單位根檢驗（包括LLC檢驗，IPS檢驗，ADF檢驗和PP檢驗）來分析面板數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性。根據(jù)表3的結(jié)果，可以發(fā)現(xiàn)基本上所有變量的數(shù)據(jù)都在5%的水平上顯著，并且都是平穩(wěn)的，因此不會產(chǎn)生偽回歸的現(xiàn)象。

（二）相關(guān)性分析

為了檢驗各變量之間的相關(guān)關(guān)系，在做分位數(shù)回歸之前，對各個變量做了相關(guān)性分析，得到了如表4所示的Pearson相關(guān)系數(shù)。結(jié)果表明，變量間基本不存在嚴(yán)重的多重共線性，其中，企業(yè)社會責(zé)任與總資產(chǎn)收益率和托賓Q均在1%水平上顯著正相關(guān)，研發(fā)投入和資產(chǎn)收益率也在1%水平上顯著正相關(guān)，而研發(fā)投入與托賓Q正相關(guān)但不顯著。同時，還可以發(fā)現(xiàn)社會責(zé)任與研發(fā)投入呈不顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系。

（三）分位數(shù)回歸結(jié)果分析

選用2012-2017年企業(yè)的面板數(shù)據(jù)來研究CSR和研發(fā)投入對企業(yè)績效的影響。為了研究變量之間的關(guān)系，構(gòu)建了兩個面板分位數(shù)回歸模型，即分別以總資產(chǎn)收益率和托賓Q為因變量來估計自變量和相關(guān)控制變量對他們的影響。同時，為了對比分析，也進行了OLS回歸估計，具體結(jié)果見表5和表6最后一列。根據(jù)表5和表6中OLS回歸的結(jié)果可以看出，CSR對企業(yè)短期和長期績效均有顯著的正向影響。而研發(fā)投入對企業(yè)短期績效有顯著的負(fù)向影響，但對企業(yè)的長期績效有顯著的正向影響。另外，除了企業(yè)規(guī)模外，其他控制變量對企業(yè)的短期和長期績效的影響均是相同的。資產(chǎn)負(fù)債率對它們都存在顯著的負(fù)向影響，而資產(chǎn)年增長率對它們都存在顯著的正向影響。企業(yè)規(guī)模對短期績效存在顯著的正向影響，但對長期績效存在顯著的負(fù)向影響。然而，正如前文所說，OLS回歸顯示的是因變量與自變量之間的平均關(guān)系，無法顯示不同條件分布下的異質(zhì)情況。因此，相比于OLS回歸，使用分位數(shù)回歸的方法可以知道在具體績效水平下社會責(zé)任和研發(fā)投入分別對企業(yè)短期和長期績效的影響，具體分位數(shù)回歸的估計結(jié)果見表5和表6。

根據(jù)表5中模型（I）的結(jié)果，可以發(fā)現(xiàn)，在所有分位數(shù)水平下，CSR對企業(yè)的短期績效具有顯著促進作用，支持了假說1（a），說明企業(yè)履行社會責(zé)任可以明顯促進企業(yè)短期績效的提升。圖1（b）顯示了社會責(zé)任的系數(shù)在低分位時比在其他分位數(shù)大，說明小企業(yè)履行社會責(zé)任獲得的短期收益更明顯。對于研發(fā)投入變量，除了0.05和0.10分位點，研發(fā)投入對企業(yè)的短期績效有顯著的負(fù)向影響，支持了假說2（a），根據(jù)圖1（c），可以看出研發(fā)投入系數(shù)的絕對值隨著績效水平的提高而增大。由此可見，從短期來說，增加研發(fā)投入，會損害企業(yè)的當(dāng)期利益，尤其是對于收益比較高的企業(yè)，這種負(fù)向影響會更加明顯。主要原因是研發(fā)所需要投入的資金量比較大，而短期內(nèi)研發(fā)的成果具有不確定性，所以收益很難在當(dāng)期的績效上體現(xiàn)出來;相反，企業(yè)投入大量的資金進行研發(fā)，會損害企業(yè)當(dāng)期的績效。另外，企業(yè)規(guī)模會顯著地促進績效的提高，圖1（d）顯示了資產(chǎn)負(fù)債率的系數(shù)隨績效水平的增加而增大。這一結(jié)果與許多前人的研究結(jié)論一致，認(rèn)為大型企業(yè)占用了更多的社會資源，受到國家、社會和公眾更多的關(guān)注，這些關(guān)注和壓力會促使他們在各方面表現(xiàn)得更好，因而會更有利于企業(yè)的發(fā)展。另外，資產(chǎn)負(fù)債率與短期績效呈顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系，并且績效水平越高，這種負(fù)向影響越大[見圖1（e）所示]，資產(chǎn)年增長率與短期績效呈顯著正相關(guān)關(guān)系，但在不同的績效水平上，這種正向促進作用的差別并不明顯，圖1（f）是資產(chǎn)年增長率的系數(shù)變化。

根據(jù)表6中模型（II）的結(jié)果，在中分位和高分位時，社會責(zé)任對企業(yè)的長期績效具有顯著促進作用，支持了假說1（b），說明利潤比較高的企業(yè)在履行社會責(zé)任時，更有利于企業(yè)未來發(fā)展。圖2（b）中，對于利潤特別高的企業(yè)，社會責(zé)任對企業(yè)長期績效的促進作用達(dá)到最大。說明企業(yè)履行社會責(zé)任，可以增加企業(yè)的競爭力，建立品牌影響力，從而提升企業(yè)價值。對于研發(fā)投入，除了0.05和0.10分位點，研發(fā)投入對企業(yè)的長期績效有顯著的正向影響，支持了假說2（b），圖2（c）顯示這種促進作用隨著績效水平的提高而增強。由此可見，增加研發(fā)投入，對于企業(yè)長期績效的提升是有利的，尤其是利潤比較高的企業(yè)，累計的技術(shù)和產(chǎn)品創(chuàng)新，會增加企業(yè)的核心競爭力，從而增加企業(yè)的價值。另外，在中分位和高分位時，企業(yè)規(guī)模與企業(yè)績效之間的關(guān)系是顯著負(fù)相關(guān)。主要原因是在中國現(xiàn)有的經(jīng)濟體制下，很多大型企業(yè)屬于國有企業(yè)，其管理相對復(fù)雜，會產(chǎn)生很多管理問題。同時，大型企業(yè)中的員工往往會拖延和懈怠，導(dǎo)致企業(yè)績效降低。圖2（d）顯示了企業(yè)規(guī)模系數(shù)估計的變化，說明對于績效水平比較高的企業(yè)而言，擴大企業(yè)規(guī)模反而會適得其反，對企業(yè)的長期發(fā)展不利。

六?結(jié)論及建議

近年來，中國越來越關(guān)注企業(yè)對社會責(zé)任的履行，因為CSR對績效的影響不僅有短期也有長期?？紤]到了未觀察到的個體和分布的異質(zhì)性，本文采用面板分位數(shù)回歸的方法研究了2012-2017年中國企業(yè)CSR和研發(fā)投入對績效的影響。與OLS回歸相比，分位數(shù)回歸分析描述得更加詳細(xì)，反映企業(yè)不同績效水平的影響。同時，為了避免遺漏變量，獲得更全面有效的結(jié)果，模型中包含自變量和相關(guān)控制變量。實證結(jié)果表明，履行社會責(zé)任有助于提高企業(yè)聲譽，實現(xiàn)企業(yè)的可持續(xù)發(fā)展。對于績效水平比較高的企業(yè)來說，無論從短期還是長期來看，CSR會顯著促進企業(yè)績效的提高。但對于績效水平比較低的企業(yè)，在短期內(nèi)，社會責(zé)任的履行會顯著增加企業(yè)的利潤;從長期來看，CSR對企業(yè)績效的促進作用并不明顯。同時，企業(yè)增加研發(fā)投入的支出在短期內(nèi)對企業(yè)績效是不利的，尤其是對大多數(shù)利潤比較高的企業(yè);但增加研發(fā)投入的支出對于企業(yè)的長期發(fā)展是有利的，可以顯著促進企業(yè)績效的提高，并且企業(yè)績效越高，促進作用就越明顯。

根據(jù)以上研究結(jié)論，提出以下建議：1）所有企業(yè)都要堅持履行社會責(zé)任活動，旨在提高企業(yè)聲譽，增加企業(yè)的競爭優(yōu)勢，從而提高企業(yè)績效。具體來說，當(dāng)企業(yè)盈利能力越強時，其管理層就越愿意履行社會責(zé)任。2）對于盈利比較低的企業(yè)，雖然進行企業(yè)社會責(zé)任活動在短期內(nèi)會使企業(yè)的利潤增加，但從企業(yè)的長期發(fā)展來看，履行社會責(zé)任勢必會增加企業(yè)的經(jīng)營成本，影響企業(yè)未來的財務(wù)績效。因而，企業(yè)在履行社會責(zé)任時，要根據(jù)自身的經(jīng)營狀況，以企業(yè)的經(jīng)濟責(zé)任為主，在做好企業(yè)的同時，積極承擔(dān)社會責(zé)任。3）企業(yè)還必須堅持對研發(fā)創(chuàng)新的投入，雖然在短期內(nèi)加大研發(fā)投入，會損害企業(yè)利潤，但研發(fā)投入屬于一種長期的發(fā)展戰(zhàn)略，各種研發(fā)投資活動的效果會隨時間推移漸漸積累，進而顯現(xiàn)出來。因而，從企業(yè)的長遠(yuǎn)發(fā)展角度考慮，加大創(chuàng)新投入可以提高企業(yè)價值，有利于企業(yè)未來的發(fā)展。

[參?考?文?獻]

[1]Carroll， Archie B. A three-dimensional conceptual model of corporate performance[J]. Academy of Management Review， 1979， 4（4）： 497-505.

[2]Wartick S L， Cochran P L. The evolution of the corporate social performance model[J]. Academy of Management Review， 1985， 10（4）： 758-769.

[3]Wang H， Tong L， Takeuchi R， George G. Corporate social responsibility： An overview and new research directions： Thematic issue on corporate social responsibility[J]. Academy of Management Journal， 2016， 59（2）： 534-544.

[4]Welford R. Corporate social responsibility in Europe and Asia： Critical elements and best practice[J]. Journal of Corporate Citizenship， 2004（13）： 31-47.

[5]Baughn C C， Bodie N L， McIntosh J C. Corporate social and environmental responsibility in Asian countries and other geographical regions[J]. Corporate Social Responsibility and Environmental Management， 2007， 14（4）： 189-205.

[6]Cade B S， Noon B R. A gentle introduction to quantile regression for ecologists[J]. Frontiers in Ecology and the Environment， 2003， 1（8）： 412-420.

[7]朱慧明， 汪寧麗， 黃瑞. 基于極端分位數(shù)回歸模型的國際原油與天然氣市場相依關(guān)系研究[J]. 湖南大學(xué)學(xué)報（社會科學(xué)版）， 2018， 32（2）： 30-36.

[8]Binder M， Coad A. From Average Joe's happiness to Miserable Jane and Cheerful John： using quantile regressions to analyze the full subjective well-being distribution[J]. Journal of Economic Behavior and Organization， 2011， 79（3）： 275-290.

[9]Freeman R E. Strategic management： A stakeholder approach[M]. Massachusetts， Pitman Publishing Inc，1984.

[10]Schumpeter J A. Theory of economic development[M]. Routledge， 2017.

[11]Moskowitz M. Choosing socially responsible stocks[J]. Business and Society Review， 1972（1）：71-75.

[12]Vance S C. Are socially responsible corporations good investment risks？[J]. California Management Review，1975，64（8）：19-24.

[13]Platonova E， Asutay M， Dixon R， Mohammad S. The impact of corporate social responsibility disclosure on financial performance： Evidence from the GCC Islamic banking sector[J]. Journal of Business Ethics， 2018， 151（2）： 451-471.

[14]Liu X， Zhang C. Corporate governance， social responsibility information disclosure， and firm value in China[J]. Journal of Cleaner Production， 2017（142）：1075-1084.

[15]Strouhal J， Gurvits N， Nikitina-Kalam？e M， Startseva E. Finding the link between CSR reporting and corporate financial performance： Evidence on Czech and Estonian listed companies[J]. Central European Business Review， 2015， 4（3）： 48.

[16]Lu W， Ye M， et al. The paradoxical nexus between corporate social responsibility and sustainable financial performance： Evidence from the international construction business[J]. Corporate Social Responsibility and Environmental Management， 2018， 25（5）： 844-852.

[17]Han B H， Manry D. The value-relevance of R&D and advertising expenditures： Evidence from Korea[J]. International Journal of Accounting， 2004， 39（2）： 155-173.

[18]蔣衛(wèi)平， 劉黛蒂. 研發(fā)投入、冗余資源與企業(yè)績效的關(guān)系研究[J]. 財經(jīng)理論與實踐， 2016， 37（5）： 57-62.

[19]Koenker R， Bassett Jr G. Regression quantiles[J]. Econometrica， 1978（46）：33-50.

[20]Neyman J， Scott E L. Consistent estimates based on partially consistent observations[J]. Econometrica， 1948， 16（1）： 1-32.

[21]Kato K， Galvao A F， Montesrojas G， et al. Asymptotics for panel quantile regression models with individual effects[J]. Journal of Econometrics， 2012， 170（1）： 76-91.

[22]Canay IA. A simple approach to quantile regression for panel data[J]. Econometrics Journal， 2011， 14（3）： 368-386.

[23]Koenker R. Quantile regression for longitudinal data[J]. Journal of Multivariate Analysis， 2004， 91（1）： 74-89.

[24]Lamarche C. Measuring the incentives to learn in Colombia using new quantile regression approaches[J]. Journal of Development Economics， 2011， 96（2）： 278-288.

[25]Damette O， Delacote P. On the economic factors of deforestation： What can we learn from quantile analysis？ [J]. Economic Modelling， 2012， 29（6）： 2427-2434.

[26]謝赤， 樊明雪， 胡揚斌. 創(chuàng)新型企業(yè)成長性、企業(yè)價值及其關(guān)系研究[J]. 湖南大學(xué)學(xué)報（社會科學(xué)版）， 2018， 32（5）： 58-64.

[27]Yoon B， Chung Y. The effects of corporate social responsibility on firm performance： A stakeholder approach[J]. Journal of Hospitality and Tourism Management， 2018（37）：89-96.

[28]Huang J， Hu W， Zhu G， et al. The effect of corporate social responsibility on cost of corporate bond： evidence from China[J]. Emerging Markets Finance and Trade， 2018， 54（2）： 255-268.

[29]楊晶晶， 胡佳剛， 周定根. 中間品貿(mào)易自由化如何影響企業(yè)研發(fā)投入：來自我國微觀企業(yè)層面的證據(jù)[J]. 湖南大學(xué)學(xué)報（社會科學(xué)版）， 2018， 32（4）： 71-78.

[30]張正勇， 邱佳濤. 會計穩(wěn)健性、公司治理與社會責(zé)任報告印象管理[J]. 財經(jīng)理論與實踐， 2017，38（3）：77-83.