陽雨瀟

(南華大學(xué) 經(jīng)濟管理與法學(xué)學(xué)院 湖南衡陽 421001)

企業(yè)在不斷開發(fā)新產(chǎn)品的過程中所發(fā)生的各項費用為企業(yè)的創(chuàng)新投入，企業(yè)要想獲得創(chuàng)新力和競爭力，就必須加大創(chuàng)新投入強度。隨著我國經(jīng)濟的高速發(fā)展和企業(yè)創(chuàng)新資金的不斷投入，企業(yè)非常關(guān)注高度不確定性的創(chuàng)新投入活動與企業(yè)績效之間是否具有相關(guān)性。企業(yè)社會責(zé)任(CSR)，從廣義上來說，是指企業(yè)利用資源積極行動和資源貢獻；狹義上是指社會責(zé)任的實施可以顯著刺激企業(yè)績效的增長。從前人已有研究可以看出，發(fā)達國家對CSR進行了廣泛研究，但發(fā)展中國家對企業(yè)社會責(zé)任的認知遠遠不夠。近年來，學(xué)者對創(chuàng)新投入、CSR及企業(yè)績效進行研究，但由于研究樣本、方法及模型的差異，研究結(jié)論仍然存在爭議。本文以社會責(zé)任為調(diào)節(jié)變量，研究企業(yè)創(chuàng)新投入對企業(yè)績效的影響。

1 相關(guān)文獻綜述

1.1 創(chuàng)新投入與企業(yè)績效

目前，有較多文獻論證創(chuàng)新投入與企業(yè)績效兩者呈正相關(guān)作用。Ehic Ike C(2010)通過對26500家公司進行對比，證實不管是服務(wù)業(yè)還是制造業(yè)，創(chuàng)新投資都對企業(yè)績效起到正向促進作用。薛青青(2015)對2009—2013年A股市場披露的相關(guān)財務(wù)數(shù)據(jù)進行實證分析，結(jié)果表明創(chuàng)新投入對企業(yè)績效有正向影響。

但也有持相反觀點的學(xué)者，鄒增明、劉瑞(2015)認為，企業(yè)在衰退期不存在相關(guān)性，在成長期與成熟期兩者呈正向關(guān)系。張澤、許敏(2019)認為，創(chuàng)新投入對當(dāng)期企業(yè)績效產(chǎn)生負向影響。同樣地，學(xué)者對企業(yè)社會責(zé)任與企業(yè)績效的關(guān)系也沒有統(tǒng)一的認知。

不同學(xué)者之間研究結(jié)論不一致的原因為：第一，企業(yè)對外披露不規(guī)范的信息。第二，國內(nèi)知識產(chǎn)權(quán)保護工作不規(guī)范。第三，由于行業(yè)不同導(dǎo)致企業(yè)對創(chuàng)新投入存在差異。第四，對創(chuàng)新投入的研究變量不統(tǒng)一。但就本文來看，加入了企業(yè)社會責(zé)任作為調(diào)節(jié)變量，可以使創(chuàng)新投入與企業(yè)績效有正向的關(guān)系?；诖?，本文作出以下假設(shè)：

H1：創(chuàng)新投入對企業(yè)績效起到正向促進作用。

1.2 企業(yè)社會責(zé)任

Sheldon(1924)最早提出“企業(yè)社會責(zé)任(Corporate social responsibility)”，經(jīng)過不斷地發(fā)展，許多學(xué)者從不同角度定義“企業(yè)社會責(zé)任”。Bowen(1953)在《商人是社會責(zé)任》中首次提出企業(yè)社會責(zé)任的定義，他指出商人的社會責(zé)任是商人有義務(wù)按照社會期望的目標和價值來制定政策進行決策或采取某些行動。從此，現(xiàn)代文獻對企業(yè)社會責(zé)任的研究正式開始。

Esrock 和Leichty (1998)指出，超過80%的財富榜500強公司承擔(dān)了相應(yīng)的社會責(zé)任，越來越多的市場調(diào)查表明企業(yè)社會責(zé)任的重要性(Cone Inc 1999;Davids 1990)。就消費者角度而言，Sen和Bhattacharya(2001)試圖了解消費者在何時、如何及為什么消費者對CSR做出反應(yīng)；周琪(2017)指出，消費者對企業(yè)的積極響應(yīng)表現(xiàn)在影響消費者的常規(guī)和非常規(guī)消費及成為企業(yè)發(fā)生產(chǎn)品危機時的調(diào)和劑；Jeon等(2019)認為，在CSR環(huán)境下，企業(yè)社會責(zé)任與消費者的品牌偏好有重要聯(lián)結(jié)關(guān)系?？偠灾M者和企業(yè)之間保持親密聯(lián)系可以產(chǎn)生積極的情感(Pérez 和Currás 2009)。Zahra 和Michael(1987)基于多元分析發(fā)現(xiàn)，企業(yè)社會責(zé)任和企業(yè)績效呈現(xiàn)正相關(guān)關(guān)系，可用其測定企業(yè)績效的變現(xiàn)情況；張宏等(2019)基于利益相關(guān)者理論，研究其對股東、員工、消費者、供應(yīng)商與政府的社會責(zé)任與財務(wù)績效之間的關(guān)系，發(fā)現(xiàn)其存在正向的相關(guān)關(guān)系；楊金磊和楊位留(2019)研究表明，企業(yè)社會責(zé)任能夠?qū)ζ髽I(yè)績效起到正向促進作用，高管的薪酬在其中起正向調(diào)節(jié)作用。朱慧明等(2019)利用分位數(shù)回歸進行實證分析得出，社會責(zé)任對企業(yè)的短期績效和利潤較高的企業(yè)的長期績效都有正向促進作用?；谝陨涎芯?，本文提出以下假設(shè)：

H2：企業(yè)社會責(zé)任對企業(yè)績效存在正向影響作用。

H3：企業(yè)社會責(zé)任可以在研發(fā)投入與企業(yè)績效之間起正向調(diào)節(jié)作用。

2 研究設(shè)計

2.1 數(shù)據(jù)來源和變量選取

本文從國泰安數(shù)據(jù)庫(CSMAR)中根據(jù)2012年中國證監(jiān)會行業(yè)分類，選取了創(chuàng)新能力較強的四個行業(yè)，分別是衛(wèi)生行業(yè)、信息技術(shù)、交通運輸及科學(xué)研究，同時對2012—2017年的財務(wù)數(shù)據(jù)進行分析。本文以創(chuàng)新投入作為自變量，采用國際通用指標創(chuàng)新投入強度(創(chuàng)新投入與營業(yè)收入的比值)作為衡量指標，以企業(yè)績效為因變量，用凈資產(chǎn)收益率ROE作為衡量指標。在數(shù)據(jù)庫中披露的企業(yè)社會責(zé)任報告中，最直觀地從財務(wù)數(shù)據(jù)上反映企業(yè)履行社會責(zé)任的指標是納稅總額、每股社會貢獻值、社會捐贈額，本文以以上三個指標為衡量企業(yè)履行社會責(zé)任的標準。創(chuàng)新投入的大小會因為公司的規(guī)模而受到影響，本文對公司總資產(chǎn)取對數(shù)處理用來衡量公司的規(guī)模大小，并用符號SIZE表示。本文將資產(chǎn)負債率作為控制變量之一，用公式負債總額/資產(chǎn)總額計算衡量，并用符號LEVE表示，同時企業(yè)性質(zhì)在一定程度上會對企業(yè)績效水平產(chǎn)生影響。因此本文將產(chǎn)權(quán)性質(zhì)變量也作為控制變量之一，并用state表示。

2.2 模型設(shè)計

3 實證分析

3.1 描述性分析

由描述性統(tǒng)計結(jié)果可知，創(chuàng)新投入強度(R&D)最小值與最大值相差甚遠，說明企業(yè)的研發(fā)投入差異明顯，可能是由于樣本所處的行業(yè)不同，所以創(chuàng)新投入的強度也不一樣。其最小值為0.02，最大值為42.320，說明高新產(chǎn)業(yè)上市公司創(chuàng)新投入水平仍較低。凈資產(chǎn)收益率(ROE)均值為0.0388，標準差為0.0293，說明樣本企業(yè)績效存在較大差異，企業(yè)獲利能力強。同時，在履行企業(yè)社會責(zé)任(CSR)方面，不同公司的差異較大。企業(yè)規(guī)模(SIZE)均值為23.0564，標準差為0.0522，表明所選企業(yè)分布較集中，企業(yè)規(guī)模較大；資產(chǎn)負債率(LEV)均值為0.4649，略低于0.5，說明企業(yè)經(jīng)營較穩(wěn)健。

3.2 相關(guān)分析

由對變量進行相關(guān)性檢驗的結(jié)果可以看出，創(chuàng)新投入與企業(yè)凈資產(chǎn)收益率相關(guān)系數(shù)為0.003，p值為0.043，小于0.05，在5%的顯著性水平上顯示為正向的相關(guān)關(guān)系；企業(yè)社會責(zé)任與企業(yè)凈資產(chǎn)收益率的相關(guān)關(guān)系為0.007，p值等于0，小于0.05，在5%的顯著性水平上顯示為正向的相關(guān)關(guān)系。另外，凈資產(chǎn)收益率與所選擇的控制變量相關(guān)系數(shù)也通過5%水平的檢驗，說明控制變量的選擇較為合理。除了公司規(guī)模與資產(chǎn)負債率的相關(guān)系數(shù)為0.518外，其他各變量的相關(guān)系數(shù)均在0.5以下，說明變量相關(guān)性相對較弱，不會產(chǎn)生多重共線問題。

3.3 回歸分析

3.3.1 創(chuàng)新投入與企業(yè)績效的關(guān)系分析

本文對創(chuàng)新投入與企業(yè)績效的關(guān)系進行簡單回歸分析，由結(jié)果可以看出，常數(shù)項的T檢驗不通過(p=0.910 ＞ 0.05)，即相應(yīng)系數(shù)與0無顯著差異；自變量創(chuàng)新投入(R&D)的T檢驗通過，即相應(yīng)系數(shù)顯著異于0，所以應(yīng)該采用標準回歸方程及其系數(shù)。

3.3.2 企業(yè)社會責(zé)任與企業(yè)績效的關(guān)系分析

本文對企業(yè)社會責(zé)任與企業(yè)績效的關(guān)系進行簡單回歸分析，由結(jié)果可以看出，常數(shù)項的T檢驗通過(p=0.001 ＜0.05)，即相應(yīng)系數(shù)與0有顯著差異；自變量企業(yè)社會責(zé)任(CSR)檢驗不通過，所以不應(yīng)該采用標準回歸方程。

3.3.3 企業(yè)社會責(zé)任的調(diào)節(jié)作用分析

結(jié)果顯示，常數(shù)項T檢驗不通過，即常數(shù)項不應(yīng)該出現(xiàn)在方程中。CSR的t的顯著性概率p為0.007 ＜0.05，表明系數(shù)與0有顯著性差異，可以作為解釋變量出現(xiàn)在方程中；R&D的t的顯著性概率p=0.000，同樣小于0.05，所以也應(yīng)該作為解釋變量出現(xiàn)在方程中。因此，應(yīng)該采用Beta系數(shù)，得出如下方程：

從方程系數(shù)來看，兩者均對企業(yè)績效產(chǎn)生正相關(guān)影響。

3.3.4 穩(wěn)健性分析

為使研究結(jié)果更加可靠，本文進行了穩(wěn)健性檢驗。改變被解釋變量的衡量方法，將托賓Q值和資產(chǎn)收益率分別作為被解釋變量企業(yè)績效的衡量指標，研究結(jié)論與上文一致。

4 結(jié)語

從以上數(shù)據(jù)分析結(jié)果來看，假設(shè)H1、H2、H3均得到驗證，雖然有些系數(shù)較小，但是避免了多重共線性問題，使得數(shù)據(jù)結(jié)果良好。本文研究企業(yè)創(chuàng)新投入對企業(yè)績效的影響，并進一步分析以社會責(zé)任為調(diào)節(jié)變量在兩者之間的作用。表明，企業(yè)創(chuàng)新經(jīng)費投入會對企業(yè)績效產(chǎn)生正向促進作用，企業(yè)價值得以顯現(xiàn)，加之在當(dāng)前環(huán)境下，樹立企業(yè)正面形象除了企業(yè)文化之外，最重要的就是企業(yè)履行社會責(zé)任。企業(yè)的經(jīng)營目的是獲取利潤，但是其存在還有社會目的，企業(yè)需要從消費者、供應(yīng)商、股東、員工等利益相關(guān)者的角度出發(fā)實行社會責(zé)任。但是企業(yè)社會責(zé)任到底如何作用于企業(yè)績效還需要我們及時探索。