社會(huì)責(zé)任能否促進(jìn)企業(yè)實(shí)質(zhì)性綠色創(chuàng)新?
——研發(fā)投入的中介作用

孫 翔

(新鄉(xiāng)醫(yī)學(xué)院 護(hù)理學(xué)院, 河南 新鄉(xiāng) 453000)

黨的十九屆五中全會(huì)強(qiáng)調(diào),要加快推動(dòng)綠色低碳發(fā)展,促進(jìn)經(jīng)濟(jì)社會(huì)全面綠色轉(zhuǎn)型。這就要求作為污染排放與技術(shù)創(chuàng)新主體的企業(yè)在生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)活動(dòng)中必須積極貫徹綠色發(fā)展理念。綠色創(chuàng)新有別于傳統(tǒng)創(chuàng)新,是以推動(dòng)綠色技術(shù)發(fā)展和改善生態(tài)環(huán)境為目標(biāo)的技術(shù)創(chuàng)新活動(dòng),能夠有效協(xié)調(diào)“穩(wěn)增長(zhǎng)”與“優(yōu)環(huán)境”的關(guān)系,是推進(jìn)企業(yè)綠色發(fā)展的主要途徑之一[1]。然而,在外部制度壓力下,企業(yè)為獲取政府補(bǔ)助或稅收優(yōu)惠采取諸多“政策套利”的策略性創(chuàng)新行為,形成重“數(shù)量”輕“質(zhì)量”的不良創(chuàng)新生態(tài),實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新行為欠缺,直接導(dǎo)致企業(yè)綠色創(chuàng)新難以達(dá)到理想效果[2]?？梢?jiàn),尋找能夠有效推動(dòng)企業(yè)實(shí)質(zhì)性綠色創(chuàng)新的新手段、新方案對(duì)企業(yè)實(shí)現(xiàn)可持續(xù)發(fā)展至關(guān)重要。Porter和Kramer[3]、王蓉[4]提出的企業(yè)社會(huì)責(zé)任觀認(rèn)為,履行企業(yè)社會(huì)責(zé)任(corporate social responsibility,CSR)利于企業(yè)融入市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng),進(jìn)而在企業(yè)創(chuàng)新過(guò)程中發(fā)揮利益相關(guān)者網(wǎng)絡(luò)資源效應(yīng),對(duì)企業(yè)創(chuàng)新與整體價(jià)值提升有積極影響。由此而論,探究社會(huì)責(zé)任究竟能否有效促進(jìn)企業(yè)實(shí)質(zhì)性綠色創(chuàng)新具有現(xiàn)實(shí)必要性。

現(xiàn)有文獻(xiàn)對(duì)社會(huì)責(zé)任與企業(yè)綠色創(chuàng)新間的關(guān)系展開(kāi)了少量探索。例如,楊海蘭等[5]基于1 745家上市公司數(shù)據(jù)實(shí)證研究發(fā)現(xiàn),企業(yè)內(nèi)部與外部社會(huì)責(zé)任均對(duì)綠色技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)生了正向影響;肖小虹等[6]對(duì)410家企業(yè)展開(kāi)計(jì)量分析,結(jié)果表明社會(huì)責(zé)任履行能顯著提升綠色創(chuàng)新水平,且這種影響在不同產(chǎn)權(quán)性質(zhì)和地區(qū)的企業(yè)中均存在;Kraus等[7]發(fā)現(xiàn)社會(huì)責(zé)任能對(duì)綠色創(chuàng)新產(chǎn)生積極作用;張安軍[8]則發(fā)現(xiàn)企業(yè)社會(huì)責(zé)任承擔(dān)水平對(duì)企業(yè)綠色創(chuàng)新能力產(chǎn)生了負(fù)向抑制作用。產(chǎn)生這一爭(zhēng)議的原因可能是以往大多文獻(xiàn)均基于內(nèi)容視角研究企業(yè)綠色創(chuàng)新,而忽略了企業(yè)綠色創(chuàng)新的行為動(dòng)機(jī)差異。同時(shí),上述研究主要探索社會(huì)責(zé)任與企業(yè)綠色創(chuàng)新的直接關(guān)系,并未對(duì)兩者之間的影響機(jī)制展開(kāi)深入分析,極大地限制了對(duì)社會(huì)責(zé)任與企業(yè)綠色創(chuàng)新之間復(fù)雜關(guān)系的全面理解?；诖?本文首先基于動(dòng)機(jī)視角,探究社會(huì)責(zé)任與企業(yè)實(shí)質(zhì)性綠色創(chuàng)新的影響,實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新是提升創(chuàng)新質(zhì)量的主要推力;其次,進(jìn)一步分析社會(huì)責(zé)任與企業(yè)實(shí)質(zhì)性綠色創(chuàng)新的中介傳導(dǎo)機(jī)制,有利于打開(kāi)社會(huì)責(zé)任影響企業(yè)實(shí)質(zhì)性綠色創(chuàng)新過(guò)程的“黑箱”;最后,考慮企業(yè)異質(zhì)性作用,從產(chǎn)權(quán)性質(zhì)、地區(qū)分布、行業(yè)差異等方面深入探究社會(huì)責(zé)任與實(shí)質(zhì)性綠色創(chuàng)新的差異性影響,為不同類型企業(yè)通過(guò)履行社會(huì)責(zé)任促進(jìn)實(shí)質(zhì)性綠色創(chuàng)新提供理論指導(dǎo)和實(shí)踐經(jīng)驗(yàn)。

1 研究假設(shè)

1.1 社會(huì)責(zé)任與企業(yè)實(shí)質(zhì)性綠色創(chuàng)新

社會(huì)責(zé)任是企業(yè)協(xié)調(diào)自身與市場(chǎng)、政府、環(huán)境等利益相關(guān)者的行動(dòng),主要包括回報(bào)社會(huì)、善待員工、反饋股東和客戶等責(zé)任行為。當(dāng)企業(yè)履行社會(huì)責(zé)任程度高時(shí),企業(yè)與政府、股東、消費(fèi)者等利益相關(guān)方的關(guān)系較為和諧,有助于企業(yè)樹(shù)立良好的企業(yè)形象[9]。根據(jù)信號(hào)傳遞理論,良好的企業(yè)形象將為利益相關(guān)者傳遞優(yōu)質(zhì)信號(hào),企業(yè)更容易從利益相關(guān)方獲取綠色創(chuàng)新所需的必備資源[10]。例如,企業(yè)此時(shí)容易獲取政府支持,在資金扶持、稅收優(yōu)惠上得到政府政策的更多傾斜,增強(qiáng)企業(yè)合法性,促進(jìn)企業(yè)開(kāi)展高質(zhì)量的綠色創(chuàng)新活動(dòng)。同時(shí),消費(fèi)者對(duì)綠色產(chǎn)品的期望與需求將促使企業(yè)調(diào)整現(xiàn)有產(chǎn)品生產(chǎn)模式,優(yōu)化生產(chǎn)流程,將綠色創(chuàng)新落實(shí)在生產(chǎn)全過(guò)程中,進(jìn)而提升實(shí)質(zhì)性綠色創(chuàng)新水平。此外,投資者在做出投資決策前需要重點(diǎn)考慮對(duì)象企業(yè)的投資收益情況,良好的社會(huì)責(zé)任表現(xiàn)對(duì)投資者也會(huì)產(chǎn)生吸引,利于企業(yè)得到資本市場(chǎng)的正面反饋,一定程度上緩解企業(yè)開(kāi)展具有較高風(fēng)險(xiǎn)的綠色創(chuàng)新活動(dòng)的資金壓力[11]。基于此,提出如下假設(shè)。

H1:社會(huì)責(zé)任正向影響企業(yè)實(shí)質(zhì)性綠色創(chuàng)新。

1.2 社會(huì)責(zé)任、研發(fā)投入與企業(yè)實(shí)質(zhì)性綠色創(chuàng)新

社會(huì)責(zé)任與研發(fā)投入的關(guān)系目前尚未明確。一方面,部分學(xué)者認(rèn)為,當(dāng)企業(yè)履行社會(huì)責(zé)任時(shí),將加大企業(yè)的運(yùn)營(yíng)及管理成本,擠占了企業(yè)在創(chuàng)新上的資金投入,企業(yè)相應(yīng)會(huì)減少研發(fā)投入,即社會(huì)責(zé)任對(duì)研發(fā)投入產(chǎn)生抑制作用;另一方面,企業(yè)社會(huì)責(zé)任表現(xiàn)直接決定了利益相關(guān)者對(duì)企業(yè)的印象和態(tài)度,良好的社會(huì)責(zé)任表現(xiàn)對(duì)企業(yè)形象和品牌價(jià)值均有明顯促進(jìn)作用[12],更容易獲得政府、消費(fèi)者、投資者的青睞,企業(yè)往往會(huì)增加研發(fā)投入開(kāi)展創(chuàng)新活動(dòng)以保持這一競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì),即社會(huì)責(zé)任對(duì)研發(fā)投入產(chǎn)生積極影響。

雖然部分學(xué)者認(rèn)為企業(yè)履行社會(huì)責(zé)任是被動(dòng)行為,在外部多重壓力下,企業(yè)必須履行社會(huì)責(zé)任以達(dá)到環(huán)保、法律等各方面要求[13]。然而,目前已有大量企業(yè)主動(dòng)承擔(dān)社會(huì)責(zé)任,如鴻星爾克在自身面臨較大經(jīng)營(yíng)壓力的同時(shí)依然向?yàn)?zāi)區(qū)捐獻(xiàn)5 000萬(wàn)元物質(zhì),這一舉動(dòng)也為其帶來(lái)了營(yíng)業(yè)收入的大幅上漲。無(wú)論企業(yè)履行社會(huì)責(zé)任的動(dòng)機(jī)是主動(dòng)或被動(dòng),都將促使企業(yè)加大研發(fā)投入、加強(qiáng)創(chuàng)新力度以獲得企業(yè)價(jià)值增長(zhǎng)。在現(xiàn)今的知識(shí)經(jīng)濟(jì)、信息技術(shù)經(jīng)濟(jì)時(shí)代,“創(chuàng)新”作為新發(fā)展理念之一,經(jīng)濟(jì)發(fā)展方式已逐漸由要素驅(qū)動(dòng)轉(zhuǎn)向創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)模式。實(shí)質(zhì)性綠色創(chuàng)新是實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)、社會(huì)綠色轉(zhuǎn)型發(fā)展的關(guān)鍵推動(dòng)力量,創(chuàng)新能力的突破離不開(kāi)研發(fā)的支撐,通過(guò)研發(fā)資金的投入以及人才的獲取,利于提升企業(yè)核心競(jìng)爭(zhēng)力。實(shí)際上,資源基礎(chǔ)觀認(rèn)為,企業(yè)履行社會(huì)責(zé)任過(guò)程中帶來(lái)的優(yōu)質(zhì)聲譽(yù)和社會(huì)地位將在參與市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)過(guò)程中轉(zhuǎn)化為差異化的優(yōu)勢(shì)資源[14],這將有助于促進(jìn)企業(yè)研發(fā)投入力度的加強(qiáng),進(jìn)而增強(qiáng)企業(yè)的自主創(chuàng)新能力[15]?；诖?提出如下假設(shè)。

H2:研發(fā)投入正向影響企業(yè)實(shí)質(zhì)性綠色創(chuàng)新;

H2a:研發(fā)人力投入正向影響企業(yè)實(shí)質(zhì)性綠色創(chuàng)新;

H2b:研發(fā)財(cái)力投入正向影響企業(yè)實(shí)質(zhì)性綠色創(chuàng)新;

H3:研發(fā)投入在社會(huì)責(zé)任與企業(yè)實(shí)質(zhì)性綠色創(chuàng)新之間發(fā)揮中介作用;

H3a:研發(fā)人力投入在社會(huì)責(zé)任與企業(yè)實(shí)質(zhì)性綠色創(chuàng)新之間發(fā)揮中介作用;

H3b:研發(fā)財(cái)力投入在社會(huì)責(zé)任與企業(yè)實(shí)質(zhì)性綠色創(chuàng)新之間發(fā)揮中介作用。

2 研究設(shè)計(jì)

2.1 樣本、數(shù)據(jù)與處理

以2015—2020年滬深A(yù)股上市公司為初始樣本,對(duì)ST及PT的樣本、2015年之后上市的企業(yè)、數(shù)據(jù)缺失及存在數(shù)據(jù)異常值的樣本進(jìn)行剔除,最終得到了3 296個(gè)企業(yè)-年度觀測(cè)值。綠色專利數(shù)據(jù)主要來(lái)源于CNRDS數(shù)據(jù)庫(kù)和國(guó)家知識(shí)產(chǎn)權(quán)局;社會(huì)責(zé)任數(shù)據(jù)來(lái)源于和訊網(wǎng)對(duì)應(yīng)年份“社會(huì)責(zé)任報(bào)告”評(píng)級(jí)總得分;其余數(shù)據(jù)均來(lái)源于CSMAR和Wind數(shù)據(jù)庫(kù)。變量多重共線性檢驗(yàn)結(jié)果表明,各解釋變量的方差膨脹因子(VIF)均小于3,遠(yuǎn)小于10的最高閾值,可以判定變量間不存在多重共線性問(wèn)題。此外,為消除異常值影響,對(duì)所有連續(xù)變量進(jìn)行了1%和99%水平的Winsorize處理,對(duì)量綱不統(tǒng)一的變量進(jìn)行取對(duì)數(shù)處理。變量描述統(tǒng)計(jì)、測(cè)度方法及多重共線性檢驗(yàn)結(jié)果如表1所示。

2.2 變量選擇與測(cè)度

1)核心解釋變量:實(shí)質(zhì)性綠色創(chuàng)新(SGI)。目前,學(xué)界主要采用綠色專利的申請(qǐng)量或授權(quán)量作為綠色創(chuàng)新的代理變量。相較于專利授權(quán)量,專利申請(qǐng)量不存在時(shí)滯性,能更好地反映企業(yè)當(dāng)年的綠色創(chuàng)新成效。鑒于此,借鑒黎文婧和鄭曼妮[2]的思路,以綠色專利申請(qǐng)數(shù)量衡量企業(yè)綠色創(chuàng)新的具體表現(xiàn),具體而言,實(shí)質(zhì)性綠色創(chuàng)新是具有高技術(shù)含量、

表1 變量描述及多重共線性檢驗(yàn)

旨在進(jìn)行價(jià)值創(chuàng)造的創(chuàng)新行為,因此選用綠色發(fā)明專利數(shù)量進(jìn)行衡量。同時(shí)將綠色發(fā)明專利授權(quán)量作為穩(wěn)健性檢驗(yàn)的替代指標(biāo)。

2)解釋變量:企業(yè)社會(huì)責(zé)任(CSR)。和訊網(wǎng)自2010年開(kāi)始對(duì)我國(guó)滬深A(yù)股上市公司社會(huì)責(zé)任履行情況進(jìn)行獨(dú)立評(píng)價(jià),形成CSR評(píng)價(jià)指數(shù),共包含37個(gè)細(xì)分指標(biāo),能較為整體、客觀地評(píng)價(jià)企業(yè)社會(huì)責(zé)任表現(xiàn),具有較高權(quán)威性,得到國(guó)內(nèi)眾多學(xué)者認(rèn)可及使用[6],本文也亦選擇該指數(shù)對(duì)企業(yè)CSR情況進(jìn)行測(cè)度。

3)中介變量:研發(fā)投入,包括研發(fā)人力投入(RL)和研發(fā)財(cái)力投入(CL)。研發(fā)活動(dòng)是企業(yè)取得創(chuàng)新成果的必要條件,主要包括了人力與財(cái)力投入。參照劉亞輝等[16],將研發(fā)投入分為研發(fā)人力投入(RL)和研發(fā)財(cái)力投入(CL),用研發(fā)人員占比(研發(fā)人員數(shù)量/員工總?cè)藬?shù))衡量RL,用研發(fā)資金占比(研發(fā)資金投入/主營(yíng)業(yè)務(wù)收入)衡量CL。

4)控制變量。為避免遺漏變量對(duì)回歸結(jié)果帶來(lái)的偏差,參考解學(xué)梅和朱琪瑋[1]的研究,選取以下控制變量:①股權(quán)制衡度(Balance),即第二到第五大股東持股比例之和與第一大股東持股比例的比值;②財(cái)務(wù)杠桿(Lev),用資產(chǎn)負(fù)債率衡量;③總資產(chǎn)凈利潤(rùn)率(ROA),可以反映企業(yè)財(cái)務(wù)績(jī)效狀況,是企業(yè)開(kāi)展創(chuàng)新活動(dòng)的重要因素;④成長(zhǎng)性(Growth),用營(yíng)業(yè)總收入同比增長(zhǎng)率衡量;⑤管理費(fèi)用率(Mfee),即管理費(fèi)用占營(yíng)業(yè)收入的比例,可以反映企業(yè)運(yùn)營(yíng)管理中產(chǎn)生的成本;⑥企業(yè)年齡(Age),即企業(yè)上市年限。此外,還對(duì)年份和行業(yè)虛擬變量進(jìn)行控制,以增強(qiáng)回歸結(jié)果的準(zhǔn)確性。

2.3 模型構(gòu)建

根據(jù)以上分析,構(gòu)建基準(zhǔn)回歸模型為

SGIi,t=a0+α1CSRi,t+∑Controls+

∑Industry+∑Year+ai,t

(1)

式中:被解釋變量SGIi,t為i企業(yè)在t年的實(shí)質(zhì)性綠色創(chuàng)新;核心解釋變量CSRi,t為i企業(yè)在t年的社會(huì)責(zé)任評(píng)分;Controls為一系列控制變量,分別對(duì)應(yīng)表1中的股權(quán)制衡度、財(cái)務(wù)杠桿、總資產(chǎn)凈利潤(rùn)率、成長(zhǎng)性、管理費(fèi)用率、企業(yè)年齡;Industry和Year分別為行業(yè)、年份固定效應(yīng);a0為模型常數(shù)項(xiàng);ai,t為模型誤差項(xiàng);a1為重點(diǎn)關(guān)注系數(shù),若系數(shù)顯著為正,這說(shuō)明企業(yè)社會(huì)責(zé)任對(duì)實(shí)質(zhì)性綠色創(chuàng)新有促進(jìn)作用。進(jìn)一步地,采用經(jīng)典的三步法構(gòu)建中介效應(yīng)模型[17]為

RIi,t=b0+b1CSRi,t+∑Controls+

∑Industry+∑Year+bi,t

(2)

SGIi,t=c0+c1CSRi,t+c2RI+∑Controls+

∑Industry+∑Year+ci,t

(3)

CIi,t=d0+d1CSRi,t+∑Controls+

∑Industry+∑Year+di,t

(4)

SGIi,t=e0+e1CSRi,t+e2CI+∑Controls+

∑Industry+∑Year+ei,t

(5)

式(2)與式(3)為研發(fā)人力投入的中介檢驗(yàn)步驟,式(4)與式(5)為研發(fā)財(cái)力投入的中介檢驗(yàn)步驟。以研發(fā)人力投入的中介效應(yīng)檢驗(yàn)為例,三步法第一步即基準(zhǔn)回歸模型,若第一步中系數(shù)a1顯著,則進(jìn)行第二步檢驗(yàn),即自變量與中介變量的回歸;需重點(diǎn)關(guān)注式(2)里的系數(shù)b1是否顯著,若顯著則進(jìn)行第三步檢驗(yàn),即自變量、中介變量與因變量的回歸,式(3)中c2不顯著則中介效應(yīng)不成立,若顯著著重點(diǎn)關(guān)注c1的系數(shù)及顯著性,c1顯著且系數(shù)小于第一步中的a1則為部分中介效應(yīng),c1不顯著且系數(shù)小于第一步中的a1則為完全中介效應(yīng)。

3 實(shí)證分析

3.1 基準(zhǔn)回歸結(jié)果

運(yùn)用Stata16.0進(jìn)行基準(zhǔn)回歸分析,結(jié)果如表2所示。其中,列(1)未納入控制變量,列(2)為納入控制變量的結(jié)果,模型均對(duì)年份和行業(yè)進(jìn)行了固定處理。不納入控制變量時(shí),核心解釋變量CSR對(duì)被解釋變量SGI有顯著正向影響(β=0.010 7,P<0.01),納入控制變量后,模型擬合優(yōu)度R2由0.185 0提升至0.232 9,CSR對(duì)SGI有顯著正向影響(β=0.008 5,P<0.01),這說(shuō)明企業(yè)履行社會(huì)責(zé)任能有效提升實(shí)質(zhì)性綠色創(chuàng)新,假設(shè)H1成立。這一結(jié)論證明,當(dāng)期企業(yè)積極履行社會(huì)責(zé)任將顯著提升實(shí)質(zhì)性綠色創(chuàng)新表現(xiàn)。實(shí)際上,在數(shù)字化時(shí)代,企業(yè)的任何行為都具有較高的社會(huì)透明度,如2022年央視“315”晚會(huì)曝光的“老壇酸菜”事件,讓具有不良行為的相關(guān)企業(yè)在社會(huì)難以立足,也切實(shí)反映了消費(fèi)者與社會(huì)各界對(duì)企業(yè)的隱性約束壓力,各利益相關(guān)者對(duì)企業(yè)履行社會(huì)責(zé)任給予了更高期望。企業(yè)環(huán)境污染行為同樣更容易被媒體、公眾知曉,這將迫使企業(yè)必須積極履行社會(huì)責(zé)任,不斷提升綠色創(chuàng)新能力,以達(dá)到環(huán)境規(guī)制標(biāo)準(zhǔn)。

3.2 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

1)內(nèi)生性問(wèn)題。內(nèi)生性問(wèn)題主要源于互為因果與遺漏變量。一方面,CSR變量的測(cè)度選用第三方獨(dú)立評(píng)測(cè)機(jī)構(gòu)的評(píng)分,能夠有效避免內(nèi)生性問(wèn)題,這一點(diǎn)得到了眾多學(xué)者的認(rèn)同;另一方面,模型可能存在遺漏變量的問(wèn)題,進(jìn)一步引入了企業(yè)層面的兩職合一、地區(qū)層面的環(huán)境規(guī)制作為補(bǔ)充控制變量納入回歸方程,結(jié)果如表3列(1)所示,此時(shí)CSR對(duì)SGI依然具有顯著正向影響(β=0.008 5,P<0.01),與基準(zhǔn)回歸結(jié)果一致。

表2 基準(zhǔn)回歸結(jié)果

2)替換因變量的代理變量。用綠色發(fā)明專利授權(quán)量代替申請(qǐng)量進(jìn)行回歸分析,結(jié)果如表3列(2)所示,此時(shí)自變量對(duì)因變量具有顯著正向影響(β=0.004 5,P<0.01),雖然回歸系數(shù)有所降低,但基本結(jié)論未發(fā)生改變。

3)替換估計(jì)模型。首先,由于被解釋變量SGI具有典型的數(shù)據(jù)截?cái)嗵卣?即原始數(shù)據(jù)范圍為[0,+∞],而Tobit模型對(duì)截?cái)鄶?shù)據(jù)具有較強(qiáng)適配性,估計(jì)結(jié)果如表3列(3)所示,CSR對(duì)SGI依然具有顯著正向影響(β=0.014 8,P<0.01)。其次,采用加權(quán)最小二乘回歸對(duì)模型進(jìn)行重新估計(jì),結(jié)果顯示,CSR能夠正向影響SGI(β=0.004 2,P<0.05),檢驗(yàn)通過(guò)。

4)剔除部分樣本。首先,重污染行業(yè)的企業(yè)污染程度高,往往受到政府的監(jiān)管力度更大,倒逼企業(yè)開(kāi)展綠色創(chuàng)新活動(dòng)以滿足政府的環(huán)境規(guī)制標(biāo)準(zhǔn)。為避免該層面的影響,將重污染行業(yè)的樣本剔除后進(jìn)行分析,結(jié)果如表3列(5)所示,此時(shí)CSR對(duì)SGI具有顯著正向影響(β=0.009 8,P<0.01)。其次,我國(guó)專利申請(qǐng)?jiān)?017年發(fā)生了變化,借鑒王馨和王營(yíng)[18]的做法,將2017年的樣本剔除后重新展開(kāi)回歸分析,結(jié)果與基準(zhǔn)回歸一致,社會(huì)責(zé)任有效提升了企業(yè)實(shí)質(zhì)性綠色創(chuàng)新成效(β=0.008 2,P<0.01)。以上6種穩(wěn)健性檢驗(yàn)均支持了基準(zhǔn)回歸結(jié)論,說(shuō)明基準(zhǔn)回歸結(jié)果具有較強(qiáng)可信度和穩(wěn)健性。

3.3 進(jìn)一步分析

3.3.1 機(jī)制識(shí)別檢驗(yàn)

運(yùn)用三步法步驟對(duì)研發(fā)投入的中介作用展開(kāi)機(jī)制識(shí)別檢驗(yàn),檢驗(yàn)結(jié)果如表4所示。首先,檢驗(yàn)研發(fā)人力投入在社會(huì)責(zé)任與企業(yè)實(shí)質(zhì)性綠色創(chuàng)新間的中介作用。表4列(1)為第一步,即自變量與因變量的回歸,此時(shí)回歸系數(shù)為0.008 5,具有1%的顯

表3 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

表4 中介機(jī)制檢驗(yàn)

著性水平,第一步檢驗(yàn)通過(guò)。列(2)為第二步,即自變量與中介變量的回歸,此時(shí)回歸系數(shù)為0.000 6,具有1%的顯著性水平,第二步檢驗(yàn)通過(guò)。列(3)為第三步,即自變量、中介變量與因變量的回歸,此時(shí)中介變量回歸系數(shù)顯著為正(β=0.940 1,P<0.01),自變量亦顯著為正(β=0.007 9,P<0.01)且小于第一步中的回歸系數(shù)0.008 5,因此可判定為部分中介效應(yīng),假設(shè)H2a、H3a成立。進(jìn)一步地,對(duì)部分中介效應(yīng)值進(jìn)行計(jì)算,測(cè)算結(jié)果為6.7%(1)計(jì)算公式為:(0.000 6×0.940 1)/(0.000 6×0.940 1+0.007 9)≈0.067。后文中介效應(yīng)計(jì)算方式與此一致。。實(shí)質(zhì)性綠色創(chuàng)新是策略性綠色創(chuàng)新的對(duì)立面,以追求高質(zhì)量創(chuàng)新成果為目標(biāo),具有較高技術(shù)門(mén)檻,因此高技術(shù)的研發(fā)人才就成為取得綠色創(chuàng)新成效的基礎(chǔ)條件。

其次,檢驗(yàn)研發(fā)財(cái)力投入在社會(huì)責(zé)任與企業(yè)實(shí)質(zhì)性綠色創(chuàng)新間的中介作用。第一步檢驗(yàn)與前文一致,不再贅述。第二步檢驗(yàn)結(jié)果如表4列(4)所示,自變量對(duì)中介變量CL具有顯著正向影響(β=0.000 1,P<0.01),社會(huì)責(zé)任履行能顯著提升企業(yè)研發(fā)財(cái)力投入,第二步檢驗(yàn)通過(guò)。表4列(5)為自變量、中介變量與因變量的回歸結(jié)果,此時(shí)中介變量顯著為正(β=4.878 4,P<0.01),自變量CSR回歸系數(shù)顯著為正(β=0.007 8,P<0.01)且小于第一步中的0.008 5,可以判定研發(fā)財(cái)力投入在社會(huì)責(zé)任與實(shí)質(zhì)性綠色創(chuàng)新間發(fā)揮部分中介作用,假設(shè)H2b、H3b成立,效應(yīng)值測(cè)算為5.9%。綠色創(chuàng)新具有較高風(fēng)險(xiǎn),不確定性較強(qiáng),有不少企業(yè)在面臨經(jīng)營(yíng)壓力時(shí)往往難以承擔(dān)巨大的創(chuàng)新成本。企業(yè)積極履行社會(huì)責(zé)任利于提升企業(yè)形象,在融資市場(chǎng)占據(jù)一定優(yōu)勢(shì)地位,激勵(lì)企業(yè)不斷占據(jù)資金投入以保有競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì),形成“履責(zé)—投入—履責(zé)”的良性循環(huán)。

3.3.2 異質(zhì)性分析

1)產(chǎn)權(quán)性質(zhì)異質(zhì)性。將國(guó)有企業(yè)與非國(guó)有企業(yè)進(jìn)行分組檢驗(yàn),結(jié)果如表5列(1)與列(2)所示。由結(jié)果可知,國(guó)有企業(yè)(β=0.009 9,P<0.01)與非國(guó)有企業(yè)(β=0.006 4,P<0.01)履行企業(yè)社會(huì)責(zé)任均能夠顯著促進(jìn)實(shí)質(zhì)性綠色創(chuàng)新,相較而言,國(guó)有企業(yè)的促進(jìn)作用更為明顯(0.009 9>0.006 4)。國(guó)有企業(yè)因其特殊的產(chǎn)權(quán)特征,國(guó)家政策實(shí)施后往往能得到更好執(zhí)行,黨的十九大明確指出要構(gòu)建市場(chǎng)導(dǎo)向的綠色技術(shù)創(chuàng)新體系,這就要求作為市場(chǎng)創(chuàng)新主體的企業(yè)必須堅(jiān)持綠色發(fā)展。國(guó)有企業(yè)往往在政策扶持、社會(huì)地位上具有一定先發(fā)優(yōu)勢(shì),當(dāng)其積極履行社會(huì)責(zé)任時(shí),更能促使其取得實(shí)質(zhì)性綠色創(chuàng)新成效。

2)地區(qū)分布異質(zhì)性。由于我國(guó)地域遼闊,不同地區(qū)之間的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、政策扶持力度均存在顯著差別,因此將740家企業(yè)按照東部與非東部地區(qū)進(jìn)行分組檢驗(yàn)。結(jié)果表明,東部地區(qū)企業(yè)履行社會(huì)責(zé)任更能促進(jìn)其實(shí)質(zhì)性綠色創(chuàng)新(β=0.008 7,P<0.01),而非東部地區(qū)企業(yè)履行社會(huì)責(zé)任對(duì)實(shí)質(zhì)性綠色創(chuàng)新雖有正向影響,但不顯著(β=0.004 7,P>0.1),不具有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義。究其原因,一方面,東部地區(qū)是我國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平領(lǐng)先區(qū)域,在人才、資金、政策、投資等各方面均優(yōu)于非東部地區(qū),當(dāng)?shù)仄髽I(yè)在綠色創(chuàng)新方面具有更優(yōu)質(zhì)的資源稟賦條件,履行社會(huì)責(zé)任則更能提升實(shí)質(zhì)性綠色創(chuàng)新成效;另一方面,樣本大多企業(yè)均來(lái)自東部地區(qū),有2 651個(gè)企業(yè)年度觀測(cè)值,占據(jù)總觀測(cè)值的80.4%,而非東部地區(qū)企業(yè)年度觀測(cè)值較少。

3)行業(yè)異質(zhì)性。制造業(yè)是國(guó)民經(jīng)濟(jì)的支柱,制造業(yè)高質(zhì)量發(fā)展對(duì)社會(huì)經(jīng)濟(jì)穩(wěn)定具有重要作用。將制造業(yè)與非制造業(yè)企業(yè)進(jìn)行分組回歸,結(jié)果如表5列(5)與列(6)所示。此時(shí)CSR對(duì)SGI的回歸系數(shù)均顯著為正,相較而言,非制造業(yè)企業(yè)履行社會(huì)責(zé)任更能提升實(shí)質(zhì)性綠色創(chuàng)新(β=0.016 7,P>0.1)。制造業(yè)是我國(guó)國(guó)民經(jīng)濟(jì)的命脈。然而,有數(shù)據(jù)顯示,新冠肺炎疫情爆發(fā)以來(lái),美國(guó)對(duì)中國(guó)制造企業(yè)加大了技術(shù)封鎖力度,企業(yè)經(jīng)營(yíng)壓力過(guò)大,導(dǎo)致社會(huì)責(zé)任履行情況欠佳,《2021企業(yè)社會(huì)責(zé)任白皮書(shū)》顯示,披露社會(huì)責(zé)任報(bào)告的制造企業(yè)比例僅有 25%,這一現(xiàn)狀在一定程度上制約了社會(huì)責(zé)任對(duì)企業(yè)實(shí)質(zhì)性綠色創(chuàng)新的促進(jìn)作用。

表5 異質(zhì)性分析

4 結(jié)論與建議

4.1 結(jié)論

基于滬深A(yù)股3 296個(gè)企業(yè)年度觀測(cè)值,實(shí)證分析了社會(huì)責(zé)任對(duì)企業(yè)實(shí)質(zhì)性綠色創(chuàng)新的直接與間接影響,并展開(kāi)詳細(xì)的異質(zhì)性分析。研究結(jié)果表明,社會(huì)責(zé)任能夠顯著促進(jìn)企業(yè)實(shí)質(zhì)性綠色創(chuàng)新,這一結(jié)論通過(guò)了多種穩(wěn)健性檢驗(yàn);研發(fā)人力投入、財(cái)力投入在社會(huì)責(zé)任與企業(yè)實(shí)質(zhì)性綠色創(chuàng)新間均發(fā)揮部分中介效應(yīng),中介效應(yīng)值分別為6.7%、5.9%;相較于非國(guó)有、非東部、制造業(yè)企業(yè),國(guó)有、東部地區(qū)、非制造業(yè)企業(yè)履行社會(huì)責(zé)任更能提升企業(yè)實(shí)質(zhì)性綠色創(chuàng)新成效。

4.2 建議

第一,積極履行社會(huì)責(zé)任,將社會(huì)責(zé)任履行融入企業(yè)長(zhǎng)期發(fā)展戰(zhàn)略當(dāng)中,推動(dòng)企業(yè)在綠色創(chuàng)新競(jìng)爭(zhēng)中“以質(zhì)取勝”。在經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展背景下,政府、社會(huì)媒體、消費(fèi)者、投資方、股東等各利益相關(guān)者均期望企業(yè)積極履行社會(huì)責(zé)任、實(shí)施綠色轉(zhuǎn)型。企業(yè)應(yīng)在內(nèi)部加強(qiáng)宣傳教育力度,營(yíng)造綠色發(fā)展、清潔生產(chǎn)的文化氛圍,積極制定并實(shí)施綠色戰(zhàn)略,承擔(dān)社會(huì)責(zé)任。政府也應(yīng)建立相應(yīng)激勵(lì)機(jī)制鼓勵(lì)企業(yè)承擔(dān)社會(huì)責(zé)任,對(duì)優(yōu)秀企業(yè)進(jìn)行獎(jiǎng)勵(lì),激發(fā)企業(yè)間的“模仿效應(yīng)”和“學(xué)習(xí)效應(yīng)”。

第二,加強(qiáng)研發(fā)活動(dòng),加大研發(fā)投入力度。開(kāi)展研發(fā)活動(dòng)是企業(yè)取得創(chuàng)新成效的基礎(chǔ)條件,而人才和資金是構(gòu)成研發(fā)活動(dòng)的基礎(chǔ)資源。這啟示企業(yè)應(yīng)以長(zhǎng)遠(yuǎn)眼光看待綠色創(chuàng)新,一方面調(diào)整資金配置,加大在綠色創(chuàng)新方面的資金投入;另一方面制定具有競(jìng)爭(zhēng)力的引才規(guī)劃,引進(jìn)和培養(yǎng)一批綠色專業(yè)化人才,提升綠色技術(shù)水平。政府也應(yīng)成立相應(yīng)的綠色發(fā)展專項(xiàng)資金,減輕企業(yè)稅負(fù),解除企業(yè)綠色創(chuàng)新的后顧之憂。