顾群 王文文 郑杨

摘 要：选取2008—2017年全部A股上市公司为样本，研究企业的社会责任承担状况与创新活动之间的关系，同时考虑研发活动异质性与产权性质对研究问题的影响。研究结果表明：企业社会责任表现与企业的创新活动呈现一种正相关关系;考虑到企业研发活动异质性后，企业社会责任对探索式创新的正向激励作用更大;考虑到企业产权后，企业社会责任表现与企业整体创新活动、探索式创新活动之间的正相关关系在非国有企业中更为明显。

关键词：企业社会责任;企业创新;研发异质性;产权性质

文章编号：2095-5960（2019）06-0066-10;中图分类号：F276.44;文献标识码：A

创新关乎国家发展，是提升综合国力的重要途径之一。我国政府早在2006年的科学技术大会上便传达出建立创新型国家的理念，指出要逐步增强国家创新能力，走中国特色社会主义创新道路，还在大会上颁布了经过充分论证的《国家中长期科学和技术发展规划纲要（2006—2022年）》。经过不断努力，我国国家创新能力有了明显地提升。2017年，全社会技术创新支出达到1.76万亿余元，与五年前相比增长了70.90%，近五年科技进步贡献率增长了10%，同时拥有全球最多的研发人员，国家创新能力排名也在稳步上升。2018年2月国务院新闻办召开了国际科技工作进展与成就发布会，宣布我国科技创新能力在近几年间有了明显地提升，关键创新指标已处于世界领先水平，已经成为全球范围内的科技创新大国。

企业作为创新的主体，其创新行为对企业自身发展、对国家竞争力的提升都有着显著的意义。国家统计局每年公布的全国技术经费投入（R&D）统计公报显示，2015—2017年度全国投入R&D经费分别为14169.9亿元、15676.7亿元和17606.1亿元，其中企业R&D经费投入所占比重为76.8%、77.5%和78.6%，不难看出企业技术创新能力在创新型国家建设中的重要作用。从经费投入总量上看我国居于世界领先地位，但是研发投入强度与绩效距西方国家还有一定的差距。由于研发活动存在信息不对称、结果不确定等固有特点，因而有着较高的风险。而研发活动固有的风险会导致企业研发活动容易失败以致引起外部投资者的不信任，进而导致研发活动丧失部分外源资金来源。此时，企业迫于资金方面的压力，不得不被动降低创新投入。此外，两权分离的现代公司治理模式下，研发活动结果的不确定性会伴随严重的代理问题，进而引发逆向选择与道德风险问题。由此，学者开始探究研发的影响因素，以期提高公司技术创新水平，促进研发创新。以往的研究表明，企业技术创新投入既受到法律制度、社会文化等宏观制度的影响，也离不开行业状况、市场竞争以及公司治理等微观条件的影响。

Carroll最早倡导把社会责任作为一个影响因素开展理论研究。[1]根据Mc Williams & Siegel的研究，企业积极承担社会责任有利于企业改善财务状况，提高市场价值，缓解代理问题。[2]由此可推断，企业履行社会责任的行为对企业创新可能有着不可忽视的作用。然而，大多数学者对企业创新行为的研究多是将企业的创新活动视为一个整体考察，而依据双元创新理论，企业的创新活动可分为探索式与开发式两种，两类创新活动在风险与适用性方面具有很大的不同，对企业技术创新开展研究时，不能忽略研发投资异质性。同时，对企业社会责任承担与技术创新之间关系的研究始于国外，与国外情况不同，国内资本市场存在着大量的国有企业与非国有企业，而二者在人事管理、经营目标及组织文化方面有很大的不同，因此研究社会责任承担对技术创新的影响不能忽略产权性质。

基于上述背景，从企业创新活动的重要性、创新投入的现状以及企业社会责任行为的经济绩效角度出发，本文通过探讨社会责任与创新二者之间的关系，试图研究研发异质性与产权性质在其中的调节作用。

一、理论分析与研究假设

（一）企业社会责任与企业创新投入

企业社会责任可能通过融资能力、组织认同感和利益相关者三个维度对企业的技术创新产生影响。

履行社会责任提高企业融资能力。由于企业创新活动的产出具有很高的不确定性，加之企业的创新过程往往作为商业秘密不被披露，这使得企业外部投资者面临着严重的信息不对称，他们往往不愿意承担企业创新投资的高额风险[3]，造成创新活动的融资约束程度较高[4]。但实际上，企业通过承担社会责任，可以建立良好的企业形象和社会声誉，提高企业的融资能力。Goss & Roberts认为披露企业社会责任信息的公司能够以较低的利率获得银行贷款，并且贷款期限更长。[5]李姝和谢晓嫣的研究表明社会责任履行度的提高有助于企业提升债务融资能力。[6]王建玲等发现企业积极承担社会责任能够有效降低债务融资成本。[7][8]李姝等以社会责任报告为基础，对社会责任报告披露与权益资本成本的关系进行了研究，结果指出社会责任报告使得不同投资者之间获得的信息水平趋于一致，增强了股票的流动性，因此也降低了权益资本成本。[9]

履行社会责任获得员工的组织认同感。创新离不开人的作用，企业创新归根结底还是要靠人的智慧。深交所发布的《上市公司社会责任指引》特别指明了对雇员的责任是企业社会责任之一。当企业履行社会责任出于利他目的时，如提升社会福利，员工就会因为企业是真诚为社会做出贡献而感到自豪，可以提高员工的组织认同感。[10]组织认同感会促使员工关心企业，努力做好本职工作，提升自身科技创新能力，与其他员工交流合作，共同完成新技术开发，提升企业的科技创新能力。[11][12]Turban & Greening研究发现企业较好地承担社会责任还能够吸引高素质和具有创造力的员工加入，可用于促进企业创新的人力资源就越充足，这些优秀的人力资源有助于促进企业的技术创新。[13]

履行社会责任应对利益相关者的期望。基于利益相关者的现代公司治理机制要求企业不能仅仅满足于保护股东利益，也应兼顾到多方外部利益相关者。当企业希望兼顾股东与消费者利益的时候，就需要在提高资源利用效率减少资源消耗的同时提高产品的效用，而企业的这一愿景离不开生产技术、管理技术层面的创新，因而社会责任的履行可以促进企业开展创新活动。Isabel et al.指出企業通过产品创新和工艺创新可以降低能源消耗、提供优质服务，从而满足利益相关者的诉求，可见社会责任可以成为创新实践的驱动力。[14]同时，企业的创新活动需要广泛的知识，并且不可避免的需要从企业外部吸收知识，而在这一过程中，企业的利益相关者扮演着重要的角色。利益相关者所能提供的知识可以作为内部知识的补充，使企业更具创新优势促进企业创新能力的提升。[15][16]

基于上述分析，本文提出假设1。

H1：企业社会责任履行得越好，越有利于企业创新活动的开展。

（二）企业社会责任承担与企业异质性技术创新

从双元创新理论视角看，开发式创新是对现有知识的开发，体现为对现存产品的改善;探索式创新是对新知识的探索，体现为新产品的设计。开发式创新往往能在短期内便为企业创造利润，而探索式创新更关乎企业长远发展。双元创新理论认为，有效的创新需要平衡两种模式的创新，即保持二者的均衡发展，过分强调其一，必然不利于企业创新活动的开展。但在企业的实践活动中，企业往往强调开发式创新，对探索式创新的投入往往处于不足的状态。[17]

根据委托代理理论，企业创新活动的回报周期往往比较长，同时又有着很高的不确定性，这些特点使得管理层很难获得由创新活动带来的个人利益，因此在领导企业开展企业创新活动的时候会有所顾虑。[18]并且，越是回报期长、风险大的探索式创新活动，受到的限制就越大。而根据利益相关者理论，企业履行社会责任时能够兼顾管理层利益，且社会责任表现越好，意味着对其利益的维护也就越好。当企业主体给予管理者足够信心时，便可以使管理者更加注重企业的长远发展而不是局限于与其个人利益相关的中短期业绩。也就是说，企业社会责任的履行，有益于鼓励管理层组织开展创新活动，并且社会责任表现越好，越能解决管理层的后顾之忧，管理层越愿意为投资承担风险，越愿意开展风险相对大但实际对企业长远发展更重要的探索式创新活动。

此外，有研究表明企业社会责任可以缓解公司治理体系中的代理成本，即管理层通过改善企业社会责任表现，更好满足股东利益要求。与之类似，黄达和陈波[19]指出企業创新活动也能缓解企业面临的代理成本。管理层通过开展创新研发活动，可以让股东感受到管理层为企业长期利益所做出的努力。杨柏和林川[20]研究发现管理层为了缓解企业面临的代理成本，会在积极履行社会责任的同时积极开展创新活动。一般认为，承担社会责任有利于帮助企业实现长期利益，而探索式创新活动相比开发式创新活动也更着眼于长期利益。因此，当企业管理层采取“双管齐下”措施以取得股东信任的时候，倾向于开展探索式创新活动以使股东了解到他们为企业长远发展所作的努力。

最后，企业好的社会责任表现会为企业带来好的声誉。根据信号传递理论，一方面，这种好的声誉有助于企业获得政府、投资人与金融机构的青睐，获得创新活动所需的资源，为企业开展创新活动创造条件;另一方面，这种好的声誉可以帮助企业在开展创新活动时找到更靠谱的合作伙伴，一同分享信息与资源，承担成本和风险。而与企业的开发式创新相比，探索式创新由于面临的不确定性更大，能获取的资金、信息等资源更少。由此，可推断当企业好的声誉为企业创新活动带来资源时，对探索式创新活动的激励作用也越大。

基于以上分析，提出假设2。

H2：社会责任履行情况比较好的企业，探索式创新活动受到的正向促进作用更大，而开发式创新不依赖于社会责任的履行。

（三）产权性质的调节作用

我国的市场经济中，存在着大量的国有与非国有企业，两类公司在很多方面表现出显著差异，在公司社会责任承担方面亦是如此。因此在研究社会责任时，不得不考虑产权性质的影响。企业进行技术创新投入周期都较长，且不确定性和风险也都较高，因此较好的物质条件是实施创新战略的前提和基础。而在中国制度背景下，政府在资源分配上扮演重要的角色，是企业外部科技资源的重要来源。企业履行社会责任的行为可能伴随着很强的目的性[21]，企业希望通过履行社会责任与政府建立和维持政治关联，提高企业对关键资源的控制能力，进而有利于技术创新。国有企业普遍拥有政治关联，具有天然的社会责任。而非国有企业迫切需要通过履行社会责任扩大政治参与改善外部环境，从而获取更多的资源。[22][23]考虑到国企、非国企的这一区别，本文认为企业社会责任对企业创新投入的激励作用在非国有企业中更为明显。

此外，由于制度差异的影响，国有、非国有企业之间在管理体制方面存在着一定的差异，国有企业领导的任命及晋升一般受到上级领导的主导，这导致他们更关心短期绩效与领导布置的任务是否能按时实现，因此创新这种回报周期长的投资活动并不为国有企业的领导所重视。如果考虑到企业创新投资的异质性，探索式创新活动的投资周期更长，风险更大。朱磊等[24]也证明了管理者的既有任期与探索式创新投资负相关。因此相比于非国有企业，国有企业的领导更容易出现短视行为[25][26]，因此，国有企业的探索式创新要弱于非国有企业[27]。另一方面，良好的企业社会责任表现有助于提高企业的声誉，鉴于良好的声誉对于企业而言至关重要又很难获得，因此民营企业管理层往往不会将通过社会责任取得的资本大部分运用于偏向于着眼短期利益的开发式创新，而是希望将其运用于探索式创新，以期继续给投资人留下企业管理层关注企业长远发展的好印象。

基于以上分析，提出假设3。

H3：企业社会责任承担对企业创新投入的激励作用在非国有企业中表现更为明显，考虑研发活动异质性后，所有权性质带来的差异在探索式创新投入中更加明显。

二、研究设计

（一）样本选择与数据来源

本文选取的研究样本为沪深股市的全部A股，选取了时间跨度为2008—2017年的研究区间，所用的大部分财务数据来自CSMAR，WIND数据库，每股社会贡献值计算涉及的企业捐赠数据来自同花顺数据库，涉及的排污费及清理费数据来自巨潮资讯网所公布的企业年报。此外，本文依照下述标准对原始数据进行了整理：

1.考虑到准则差异，剔除了金融及保险业数据;

2.考虑到被ST、PT的公司在某种程度上已不具代表性，因此对这部分数据进行了剔除;

3.为了保证实证分析结果稳健，剔除了所有有数据缺失的企业年数据。

经过筛选，本文得到了10011个观测值，对其进行创新投入异质性划分后，得到探索式创新组样本9009个，得到开发式创新组样本1002个。同时，为了避免极端值对实证结果的影响，本文依从大多数学者的做法采用Winsorize的方法对所有连续性变量在1%与99%分位进行了缩尾处理。

（二）变量选择

1.被解释变量

本文用研发强度来衡量企业创新，即企业研发支出与营业收入的比值来度量企业的创新能力，记为RDI。在国内外现有文献中，对企业创新的衡量指标有：研发支出/营业收入、研发支出/总资产、研发支出/市场价值，由于企业市场价值容易受到多种因素的影响而影响数据间的可比性，因此本文未采用此种衡量方式。本文在回归分析部分选用了研发支出/营业收入的衡量方法，在稳健性检验部分选用了研发支出/总资产的衡量方法。

此外，根据研发投入的异质性，将其分为探索式创新与开发式创新投入两种。依据企业研究阶段支出R与开发阶段D的具体情况，对于R>0，D>0或R>0，D=0的样本将其划分到探索式创新组，记为RDI_1;对于R=0，D>0的样本将其划分到开发式创新组，记为RDI_2。

2.解释变量

对于企业社会责任表现，本文采用内容研究法来衡量，用每股社会贡献值来衡量，记为CSR。每股社会贡献值的计算按照上交所发表的《关于加强上市公司社会责任承担工作的通知》中的定义，具体的计算公式为：

CSR=Σ（利润总额+营业税金及附加+职工相关现金支付净额+财务费用+企业捐赠-排污费及清理费）/全年总股数的普通平均数

3.调节变量

产权性质。我国现行经济体制下，存在着大量国有与非国有企业并存的局面。国企、非国企在企业宗旨、管理制度、经营目的方面都有很大的不同，本文认为开展研究时不能忽略这一影响，因此依照产权性质对研究问题进行了分别考虑。用虚拟变量STATE表示，最终控制人为国有资本的取1，为非国有资本的取0。

4.控制变量

根据已有文献，结合研究问题，本文选取的控制变量如下：

（1）企业负债水平。一般情况下，企业负债水平与公司研发投入成反比，这是因为当企业负债水平较高时，一方面需要留存一定量的资金用于偿还借款本金及利息，这会形成对研发投入的挤占;另一方面，债权人基于收益分配的顺序，往往不希望企业将其资金用于高风险的研发活动，因此在达成借款合同之始便会对资金使用用途严格限制。因此，本文将企业负债水平作为控制变量，用资产负债率来衡量，记为LEV。

（2）盈利能力。一般情况下，公司盈利水平与公司的研发投入成正比，这是因为当公司盈利能力较强时，会有更充足的资金可用于研发投入。因此，本文将公司盈利能力作为控制变量，用总资产报酬率衡量，记为ROA。

（3）股权集中度。学术界对于股权集中度作用于企业的创新活动的过程及效果尚未达成一致的结论，但学者大多数认为股权集中度会影响企业的创新行为。本文借助第一大股东的持股比例量来衡量股权集中度，记为TOP1。

（4）公司投资价值。托宾Q值可用于衡量公司的投资价值，一般用托宾Q值与1的比较关系来说明公司投资价值的大小。当其值大于1时，表示公司的市场价值大于其重置成本，这样的公司会更加受到投资者的青睐;反之则表示企业市场价值不足以弥补其重置成本，单从此指标上看并不能吸引到投资者。托宾Q值用市场价值/资产重置成本的数值来衡量，记为TOBINQ。

（5）公司规模。不同规模公司的研发具有不同的特点，根据生产论的观点，当公司规模达到一定水平时，会形成规模经济现象。规模经济现象使得规模大的公司能够承担更大规模的研发投入，而小公司的研发活动往往更加灵活。本文通过对年末总资产取自然对数得到的標准值来衡量，记为SIZE。

（6）董事会特征。一般而言，董事会决策会直接影响公司的投资政策，董事会特征会影响到公司的创新战略，本文通过对年末董事会总人数取自然对数得到的标准值来衡量，记为BS。

此外在回归分析阶段，还控制了行业及年份。表1列示了具体的变量定义。

（三）模型设定

本文采用多元线性回归的方法检验企业社会责任与创新投入的关系。

为了检验假设1，建立如下模型（1）。

其中i代表上市公司个体，t代表年份，αiCONTROLSi，t表示表1所列示的控制变量与相应回归系数的乘积之和。模型（1）考察企业社会责任表现与企业技术创新投入之间的关系，主要观察回归系数α1的正负情况。

为了检验假设2，将全部创新数据依照前述标准分为探索式和开发式两组，分别进行检验，构建模型（2）、模型（3）。

其中i代表上市公司个体，t表示年份，αiΣCONTROLSi，t表示表1所列示的控制变量与相应回归系数的乘积之和。模型（2）考察企业社会责任与企业探索式创新投入之间的关系，模型（3）考察企业社会责任与开发式创新之间的关系，主要观察回归系数α1的显著性水平。

为了检验假设3，在模型（1）、（2）及（3）中均加入产权性质STATE与企业社会责任表现SCR的交互项（STATE*CSR），分别构建模型（4）、（5）和（6），主要观察α3系数的情况。

其中i代表上市公司个体，t表示年份，αiΣCONTROLSi，t表示表1所列示的控制变量与相应回归系数的乘积之和。模型（4）用于考察产权性质对企业社会责任表现与企业创新投入之间关系的调节作用，预期α3系数为负;模型（5）用于考察产权性质对企业社会责任表现与企业探索式创新投入之间关系的调节作用，预期α3系数为负;模型（6）用于检验产权性质对企业社会责任表现与企业开发式创新投入之间关系的调节作用，预计α3系数不显著。

三、回归结果与分析

（一）描述性统计

表2是与研究主题相关的变量的描述性统计，依据文章的研究内容分为全样本组、探索式创新组、开发式创新组、国有产权组与非国有产权组。

根据分析结果，全样本组研发投入强度的最值相差1.6943，说明我国上市公司之间创新投入力度有着明显的差距;全样本组研发投入强度的平均值为0.0361，说明我国上市公司研发投入的强度宏观上看处于低水平。企业间的社会责任表现亦是如此，每股社会贡献值最值相差悬殊，同时其平均值仅为1.1806，这说明我国上市公司间社会责任承担状况普遍存在较大的提升空间。探索式创新组投入强度平均值为0.0322，低于开发组的0.0423，这说明从投入强度上看，上市公司更倾向于进行开发式创新。国有企业的社会责任表现量化数据的平均值为1.5372高于非国有组的1.0105，这说明在我国国有企业承担社会责任是一种政府职能的体现。

控制变量中，托宾Q值用来衡量企业的投资价值，其均值为2.5566，标准差为2.5062，这说明所选样本可投资性差异明显，投资者有着很广的决策空间。企业规模的替代变量最值之间相差11.5251，标准差为1.1912，这说明样本中的数据显示不同企业不同年份之间企业规模相差较大。同时为了保证研究结果的可视性，本文借助函数对一些变量进行了标准化处理，但这并不会影响分析的结果。

（二）实证结果

本文的研究结果如表3所示。表3的第（1）列为模型（1）的回归结果。企业社会责任表现（CSR）对创新投入（RDI）的回归系数为0.0013，T值为7.22，这说明企业社会责任表现对创新投入存在正向的激励作用，假设1得到了证实。这样的结果可能是因为企业通过承担社会责任提高了融资能力，拉近了与利益相关者的关系，为企业创新活动获得了资源便利;同时，好的社会责任表现激发了员工的创新积极性，有利于提高企业整体的创新效果。

表3的第（2）列、第（3）列列示了模型（2）与模型（3）的回归结果。如（2）所示，在探索式创新组中，企业社会责任表现（CSR）对企业探索式创新投入（RDI_1）的回归系数为0.0013，T值为7.49，这说明企业社会责任承担对企业探索式创新投入存在正向的激励作用。同时，如（3）所示，在开发式创新组中，企业社会责任表现（CSR）对企业开发式创新投入（RDI_2）的回归系数为0.0009，但并不显著，这说明企业社会责任表现对企业开发式创新是否存在作用无法确定。综合看来，企业社会责任表现对企业两种创新模式具有不同的作用，假设2得到了证实。这是因为，企业的探索式、开发式两种创新的风险、回报有着明显不同。一方面，企业较好的履行社会责任，可以缓解管理层的后顾之忧，使他们甘愿承担更大的创新风险;另一方面，引导企业开展关乎企业长远利益的探索式创新活动，符合企业管理层渴望获得股东信赖的初衷。同时，较好的履行社会责任可以给企业带来好的声誉，由好声誉带来的好处对受限制更多的探索式创新投入刺激更大。

表3的第（4）—（6）列列示了模型（4）—（6）的回归结果。根据（4），企业社会责任表现（CSR）对企业技术创新投入（RDI）的回归系数为0.0016，T值為6.92。关于企业社会责任和产权性质的交乘项（CSR*STATE）的回归系数为-0.0006，T值为-2.88。这证实了产权性质削弱了企业社会责任表现与创新投入之间的关系，具体解释为：相比于国有企业，非国有企业中企业社会责任表现对创新投入的正向促进作用更明显。第（5）列为探索式创新组的回归结果，企业社会责任表现（CSR）对探索式创新投入（RDI_1）的回归系数为0.0015，T值为6.78。关于企业社会责任和产权性质的交乘项（CSR*STATE）的回归系数为-0.0006，T值为-2.71，说明所有权性质对企业社会责任与探索式创新的影响与对企业整体创新投入的影响是一致的，即企业社会责任对探索式创新投入的正向激励作用在非国有企业中更为明显。第（6）列为开发式创新组的回归结果，企业社会责任表现（CSR）对开发式创新投入（RDI_2）的系数是0.0005，T值为0.61。关于企业社会责任和产权性质的交乘项（CSR*STATE）的系数是0.0006，T值为0.75。因此，无论是何种所有权性质，企业社会责任并不会影响企业的开发式创新。由此，假设3得到了证实。造成这种现象的原因，一方面是企业履行社会责任的目的之一是获得融资便利，但国有企业因为有着天然的政治关联，融资能力较强，因此企业社会责任承担对创新的激励作用会被国有企业的所有权性质削弱;另一方面，不同所有制企业的管理模式不相同，国有企业的领导出于晋升考虑更关注短期业绩指标，而非国有企业出于保护声誉会倾向于将谋求的资本用于关乎企业长远发展的探索式创新投入。

（三）稳健性检验

为了保证结果的可靠性，论文采用了改变变量衡量方法以及借助滞后项检验内生性的方法进行稳健性检验。变量替换方法下，首先改变创新投入强度的度量方法为X/总资产，即用研发投入/总资产衡量企业整体创新水平、用探索式创新投入/总资产衡量企业探索式创新水平、用开发式创新投入/总资产衡量开发式创新水平。其次采用和讯网每年公布的上市公司CSR数据来衡量解释变量。[28]稳健性检验的结果如表4所示。

由第（1）列可以看出，企业社会责任（CSR）对企业技术创新投入（RDI）的回归结果大于0，T值为3.77，假设1得到了证实。由第（2）列到第（3）列，企业社会责任（CSR）对企业探索式创新投入（CSR_1）的回归结果大于0，T值为3.45，企业社会责任（CSR）对企业开发式创新投入（RDI_2）的回归结果并不显著，综合来看，证实了假设2。由第（4）—（6）列，加入产权性质调节变量后，企业社会责任（CSR）对企业创新投入（RDI）的回归结果为正，T值为4.09，对于社会责任与产权性质的交互项（CSR*STATE）的回归结果小于0，T值为-1.75;企业社会责任（CSR）对企业探索式创新投入（RDI_1）的回归结果大于0，T值为4.02，对于企业社会责任与产权性质的交互项（CSR*STATE）的回归结果小于0，T值为-2.17;企业社会责任（CSR）对企业开发式创新投入（RDI_2）的回归结果小于0，对于企业社会责任与产权性质的交互项（CSR*STATE）的回归结果亦小于0，但企业社会责任对企业开发式创新投入的回归结果并不显著，假设3得到了证实。综上所述，在变量替换方法下，稳健性检验的结果除了回归系数数值、显著性程度略有不同外，回归系数的正负、显著性均与原来的结果一致。

随后，为了防止被解释、解释变量之间存在的内生性影响到实证结果，本文通过对企业社会责任表现变量做滞后处理的方法检验这一可能潜在的问题。回归结果如表4第（7）列、第（8）列所列示。滞后一期的社会责任表现（LagCSR）对企业技术创新（RDI）的回归结果大于0，T值为6.21，滞后两期的社会责任（Lag2CSR）对企业技术创新（RDI）的回归结果大于0，T值为4.65，均与假设1的结论一致。由此可知，企业社会责任承担对创新投入具有长期性的影响，排除了内生性问题。综上所述，研究的结果是稳健的。

四、研究结论与政策建议

（一）研究结论

本文以我国全部A股上市公司为样本，选取时间跨度为2008—2017年的企业年度数据进行实证分析，研究企业社会责任承担对创新投入的影响，同时考虑研发异质性及产权性质的影响。主要结论如下：

1.企业社会责任表现正向影响创新投入，这是因为创新活动容易受到融资约束的影响，而企业通过较好地履行社会责任可以达到改善自身财务状况，提高融资能力，从而提升企业的创新水平。其次，企业社会责任表现越好，外部利益相关者的权益越能够得到保障，这有利于为企业的创新投入提供资源、知识与便利。与此同时，对员工的责任是企业社会责任的重要组成部分，企业社会责任表现好有利于提高员工的创新积极性，有利于企业创新活动的开展。

2.在异质性企业技术创新投入方面，企业社会责任承担对企业的探索式创新投入的正向激励作用更明显。企业的创新活动可以细分为风险更高、回报期更长的探索式创新以及风险低、着眼于企业短期利益的开发式创新。而根据委托代理理论，企业的管理层会倾向于开展风险小的投资以更好地满足个人利益，而对企业整体而言，好的社会责任表现可以兼顾管理层的利益，从而缓解企业管理层的后顾之忧，使他们愿意为投资承担风险，且社会责任表现越好，管理层愿意承担的风险水平就越高，就越愿意进行探索式创新活动，组织企业开展探索式创新活动也更符合管理层想要获得股东信任的初衷。此外，管理层会尤其注意维持因承担社会责任给企业带来的良好声誉，更有动力将筹集来的资源运用于关乎企业长远发展的探索式创新活动领域，以给公众留下好印象。

3.考虑到产权性质的影响后，在国有企业中，企业社会责任承担对技术创新投入的正向激励作用会被削弱，并且相比于开发式创新活动，非国有企业的这一作用对企业探索式创新投入更为明显。这是因为，考虑到非国有企业承担社会责任的目的之一是扩大政治参与改善外部环境，获取更多的创新资源，而国有企业由于天然政治关联的优势会拥有更多的外部资源，自然社会责任承担对研发创新活动的激励作用会在非国有企业表现得更加明显;此外，国有企业的高管受其业绩评价制度的影响更关注企业短期绩效，而出于维护声誉的目的，非国有企业会倾向于将取得的资本运用于关乎企业长远发展的探索式创新投入以继续获得投资人青睐，因此所有权性质带来的差异在探索式创新中更明显。

（二）政策建议

1.实践中任何企业的资源都是有限的，往往难以平衡履行社会责任与研发创新的关系，企业作为国民经济的细胞，作为组成整个社会的基本单位，履行社会责任是义不容辞的，虽然一定程度上消耗了企业的内部资源，但社会责任对研发创新活动产生的促进作用反而发挥了“锦上添花”的功效。企业应当勇于肩负社会责任，将社会责任与企业创新发展战略相融合实现社企共赢。

2.目前国有企业的创新潜力还没有被激发出来，创新能力不足，相反非国有企业进行创新激励的效果更为显著。因此，应积极推动国有企业改革，发展混合所有制经济，提高国有企业创新激励效果，促使企业在探索式创新投资中投入更多的资本，从而提高企业创新水平。

3.为鼓励引导企业积极承担社会责任提供了新思路。我国目前的背景下，存在着大量国有企业与非国有企业并存的局面，并且在我国，国有企业自成立之时起便担负起了社会责任。目前，更多的非国有企业也开始重视社会责任的履行，但其社会责任贡献相比国有企业还有差距。目前国家提供了相关的财税优惠政策，比如将企业捐赠支出数额从应纳税所得额中扣除等，这些政策有利于为企业承担社会责任解除后顾之忧。但国家在制定相关政策上，可以更加多的考虑到其他利益相关者，解除企业股东、债权人、管理层等群体的后顾之忧，提高企业履行社会责任的积极性。

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