牟 濤 張志紅 王清祿

(1 山東高速集團有限公司,濟南 250098;2 山東財經(jīng)大學(xué)會計學(xué)院,濟南 250014)

黨的十九大報告中首次提出“高質(zhì)量發(fā)展”,并指出“我國經(jīng)濟已由高速增長階段轉(zhuǎn)向高質(zhì)量發(fā)展階段”。《中國制造2025》強調(diào)我國制造業(yè)發(fā)展要“創(chuàng)新驅(qū)動,質(zhì)量為先,綠色發(fā)展,結(jié)構(gòu)優(yōu)化,人才為本”。2021年9月中共中央、國務(wù)院印發(fā)《關(guān)于完整準確全面貫徹新發(fā)展理念做好碳達峰碳中和工作的意見》,明確提出要實現(xiàn)碳達峰、碳中和的“雙碳”目標?！半p碳”目標和高質(zhì)量發(fā)展、新發(fā)展格局等關(guān)聯(lián)在一起,不僅是環(huán)境保護的問題,更是新的發(fā)展理念的問題。

隨著我國經(jīng)濟社會的發(fā)展,社會責任逐步成為企業(yè)不可缺少的議題。為了規(guī)范企業(yè)履行社會責任行為,我國陸續(xù)出臺了一些法律法規(guī),如深圳證券交易所于2006年發(fā)布的《深圳證券交易所上市公司社會責任指引》,上海證券交易所于2008年發(fā)布的《上海證券交易所上市公司環(huán)境信息披露指引》。國務(wù)院、國資委也對國有企業(yè)提出了履行社會責任的要求,提出探索建立社會責任指標體系,政策覆蓋范圍從中央企業(yè)擴大到所有國有企業(yè),政策要求也越來越明確清晰。隨著綠色發(fā)展、社會責任政策的不斷推出,堅持創(chuàng)新驅(qū)動發(fā)展、履行企業(yè)社會責任已成為當下我國制造業(yè)企業(yè)的經(jīng)營主旋律。

1 理論分析與研究假設(shè)

1.1 企業(yè)社會責任履行與綠色創(chuàng)新

綠色創(chuàng)新是綠色發(fā)展的基礎(chǔ)支撐和關(guān)鍵動力,即在發(fā)展經(jīng)濟的同時,將保護環(huán)境、節(jié)約資源等方面考慮在內(nèi),以實現(xiàn)真正的綠色發(fā)展。由于有社會責任感的企業(yè)會被利益相關(guān)者認為擁有更高質(zhì)量的產(chǎn)品及過硬的創(chuàng)新力,因而企業(yè)可以通過綠色創(chuàng)新獲得利益相關(guān)者的認可[1]。本文認為,社會責任履行可能會通過以下兩種渠道對綠色創(chuàng)新產(chǎn)生影響。第一,利益相關(guān)者理論指出,企業(yè)履行社會責任有助于企業(yè)獲得銀行等利益相關(guān)者的支持,幫助企業(yè)獲得更多貸款和資金的同時[2],還能夠吸引創(chuàng)新人才的加入[3],提高企業(yè)研發(fā)團隊的質(zhì)量,從而為企業(yè)綠色創(chuàng)新提供資金與人才等資源的支持。第二,委托代理理論認為,股東與管理層、中小股東之間存在著委托代理問題,企業(yè)履行社會責任可以減少管理者與股東、控股股東與中小股東之間的代理沖突和信息不對稱[4],進而提升股東與管理者進行綠色創(chuàng)新的意愿?；谏鲜龇治?提出本文的假設(shè)H1。

H1:在其他條件不變的情況下,企業(yè)社會責任履行能夠?qū)G色創(chuàng)新產(chǎn)生正向影響。

1.2 企業(yè)社會責任履行、融資約束與綠色創(chuàng)新

根據(jù)融資約束理論,信息不對稱、交易成本等的存在,導(dǎo)致企業(yè)普遍存在融資約束問題。研究發(fā)現(xiàn),企業(yè)在開展創(chuàng)新活動時需要大量資金支撐,資金融資約束越低,越有助于激發(fā)企業(yè)創(chuàng)新活力[5],所以除了進行內(nèi)部融資外,還需要從外部獲取資金。由于履行社會責任可以幫助企業(yè)樹立良好形象,吸引投資者關(guān)注[6],降低信息不對稱程度,使得融資約束得到緩解[7],因此企業(yè)需要履行社會責任、樹立良好形象來減少融資壓力,進而推進綠色創(chuàng)新[8]?；谏鲜龇治?提出本文的假設(shè)H2。

H2:企業(yè)社會責任履行通過緩解融資約束進而提高綠色創(chuàng)新水平。

2 研究設(shè)計

2.1 樣本選取與數(shù)據(jù)來源

本文以2010—2020年中國滬深A(yù)股制造業(yè)上市公司為研究樣本。為提高數(shù)據(jù)的準確性,在剔除ST和數(shù)據(jù)缺失公司后,對變量進行1%的縮尾處理,最終得到1 740家上市公司,共13 452個樣本數(shù)據(jù)。本文數(shù)據(jù)處理和回歸操作主要采用Stata15.0,且在回歸分析中加入了穩(wěn)健標準誤。

2.2 變量定義

被解釋變量為綠色創(chuàng)新(GI)。本文借鑒齊紹洲等[9]和李青原等[10]的做法,在國家知識產(chǎn)權(quán)局官網(wǎng)上獲取上市公司綠色專利數(shù)據(jù)?？紤]到綠色專利數(shù)量本身的特點,本文使用企業(yè)當年綠色專利授權(quán)數(shù)加1取自然對數(shù)來衡量綠色創(chuàng)新水平。

解釋變量為企業(yè)社會責任履行(CSR)。對于企業(yè)社會責任履行水平的衡量,本文參考王站杰等的研究[11],采用和訊網(wǎng)社會責任報告評分加1取自然對數(shù)來度量企業(yè)社會責任履行水平。

本文選用融資約束(SA)作為中介變量。本文借鑒Hadlock等[12]及楊金坤[13]的研究,用SA指數(shù)作為度量融資約束的方式,具體模型為:

SA=-0.073Size+0.043Size2-0.04Age

(1)

本文還基于產(chǎn)權(quán)性質(zhì)將變量進行分組,參考趙莉等的研究[14],根據(jù)企業(yè)性質(zhì)分為國企與非國企,若該企業(yè)為國企取值為1,否則為0。

控制變量主要有:企業(yè)規(guī)模(SIZE),資本結(jié)構(gòu)(LEV),現(xiàn)金流水平(CFO),企業(yè)成長性(GROWTH),盈利能力(ROA),上市年限(AGE),董事會規(guī)模(BOARD),股權(quán)集中度(CONCEN1)。

2.3 模型設(shè)定

為檢驗企業(yè)社會責任履行水平對企業(yè)綠色創(chuàng)新的影響,本文借鑒Zhang等的做法[15],構(gòu)建了多元回歸模型來檢驗本文的假設(shè)。由于企業(yè)創(chuàng)新的特有屬性,其研究往往存在內(nèi)生性,本文將企業(yè)社會責任履行水平及其他控制變量進行滯后1期處理。具體模型為:

GIi,t+1=β0+β1CSRi,t+β2SIZEi,t+β3LEVi,t+β4CFOi,t+β5GROWTHi,t+β6ROAi,t+β7AGEi,t+β8BOARDi,t+β9CONCEN1i,t+∑Year+∑Ind+εi,t

(2)

其中,CSRi,t為解釋變量,表示企業(yè)i在第t年的社會責任履行水平,該值越大,說明企業(yè)更好地履行社會責任;GIi,t+1為被解釋變量,表示企業(yè)i在第t+1年的綠色創(chuàng)新水平,該值越大,表明企業(yè)進行綠色創(chuàng)新的水平越高;Year與Ind表示年份與行業(yè),εi,t為隨機擾動項。

為了驗證融資約束能否在社會責任履行與綠色創(chuàng)新之間發(fā)揮中介作用,本文借鑒溫忠麟和葉寶娟的逐步回歸法[16],建立模型(3)和模型(4)進行回歸分析:

SAi,t=β0+β1CSRi,t+β2SIZEi,t+β3LEVi,t+β4CFOi,t+β5GROWTHi,t+β6ROAi,t+β7AGEi,t+β8BOARDi,t+β9CONCEN1i,t+∑Year+∑Ind+εi,t

(3)

GIi,t+1=β0+β1CSRi,t+β2SAi,t+β3SIZEi,t+β4LEVi,t+β5CFOi,t+β6GROWTHi,t+β7ROAi,t+β8AGEi,t+β9BOARDi,t+β10CONCEN1i,t+∑Year+∑Ind+εi,t

(4)

其中,SAi,t為中介變量,表示企業(yè)i在第t年的融資約束水平,該值越大,說明融資約束程度越高;CSRi,t為解釋變量,表示企業(yè)i在第t年的社會責任履行水平,該值越大,說明企業(yè)更好地履行社會責任;GIi,t+1為被解釋變量,表示企業(yè)i在第t+1年的綠色創(chuàng)新水平,該值越大,表明企業(yè)進行綠色創(chuàng)新的水平越高;Year與Ind表示年份與行業(yè),εi,t為隨機擾動項。

3 實證結(jié)果分析

3.1 描述性統(tǒng)計

表1是所有變量的描述性統(tǒng)計表。由表1可以看出,企業(yè)綠色創(chuàng)新水平(GI)平均值和中位數(shù)分別為0.113和0.000,說明我國整體制造業(yè)企業(yè)綠色創(chuàng)新水平較低;企業(yè)社會責任履行水平(CSR)的平均值和中位數(shù)分別為3.043和3.108,標準差為0.667,說明樣本企業(yè)之間社會責任履行水平存在較大差異。此外,多數(shù)控制變量的標準差值較大,說明該控制變量在樣本間的觀測值存在較大差異,可能會影響企業(yè)綠色創(chuàng)新水平。

表1 描述性統(tǒng)計表

3.2 基準回歸與機制分析

表2列(1)為企業(yè)社會責任履行影響綠色創(chuàng)新的基準回歸結(jié)果。結(jié)果顯示,社會責任履行對綠色創(chuàng)新的回歸系數(shù)為0.018,在1%水平上顯著為正,說明企業(yè)社會責任的履行促進了企業(yè)綠色創(chuàng)新,假設(shè)H1得到驗證。產(chǎn)生該回歸結(jié)果可能的原因是:從內(nèi)部看,企業(yè)積極履行社會責任可降低代理成本,使高管與股東間的代理隔閡減少,促進綠色創(chuàng)新決策的形成;從外部看,社會責任的履行可以形成良好聲譽,獲得更多融資,在資金得到大力支持下,企業(yè)進行綠色創(chuàng)新的意愿也大幅提升。假設(shè)H2認為,社會責任履行能夠通過緩解融資約束問題促進綠色創(chuàng)新水平的提升,表2列(2)與列(3)報告了融資約束作為中介變量的檢驗結(jié)果。由表2中數(shù)據(jù)可知,社會責任履行對融資約束的影響系數(shù)為-0.024,在1%水平上顯著為負,說明社會責任履行有助于緩解融資約束問題。同時將社會責任履行和融資約束納入回歸方程,結(jié)果顯示社會責任履行會顯著正向地促進綠色創(chuàng)新(0.019,p<0.01),融資約束則是顯著地負向影響綠色創(chuàng)新(-0.104,p<0.01)。并且利用偏差校正的非參數(shù)百分位Bootstrap法計算出的置信區(qū)間不包含0,進一步證實間接效應(yīng)成立,說明企業(yè)社會責任的履行有利于緩解融資約束,將會減少企業(yè)在融資時面臨的限制,有利于企業(yè)獲得足夠的資金開展綠色創(chuàng)新活動,驗證了假設(shè)H2。

表2 中介效應(yīng)回歸結(jié)果

3.3 內(nèi)生性檢驗

由于可能存在雙向因果、自選擇性偏差等問題,導(dǎo)致基準回歸結(jié)果存在偏差,因此本文分別采用工具變量法和Heckman兩階段回歸法解決可能出現(xiàn)的內(nèi)生性問題。

為解決雙向因果問題,本文選擇各省份地區(qū)社會責任履行水平均值作為社會責任履行的工具變量對主回歸結(jié)果進行檢驗,結(jié)果顯示,GI回歸系數(shù)依然顯著為正,因此,此結(jié)果與前述主要結(jié)論保持一致。

除了可能存在雙向因果的問題,本文進一步采用Heckman兩階段方法解決樣本選擇偏差問題,得出CSR的系數(shù)仍在1%水平上顯著為正,再次印證了本文研究結(jié)論的穩(wěn)健性。

3.4 穩(wěn)健性檢驗

為保證本文估計結(jié)果的可靠性與穩(wěn)健性,本文從3個方面進行了穩(wěn)健性檢驗。

一是更換研究樣本。由于重污染企業(yè)會排放較多的污染氣體、液體等,涉及社會、企業(yè)、個人等各方的利益,因此綠色創(chuàng)新已成為重污染企業(yè)提升自身綠色價值的重要途徑,所以樣本更換為重污染企業(yè),結(jié)果如表3列(1)、列(2)和列(3)所示。由表3可知,在重污染企業(yè)的樣本中,本文結(jié)論依然成立。

表3 穩(wěn)健性檢驗回歸結(jié)果

二是替換變量衡量方式。使用潤靈環(huán)球的企業(yè)社會責任評分數(shù)據(jù)代替和訊網(wǎng)數(shù)據(jù)進行穩(wěn)健性檢驗,如表3列(4)、列(5)所示。結(jié)果表明,在更換變量衡量方式后,結(jié)果依然是穩(wěn)健的。

三是補充遺漏變量。借鑒于連超等的研究[17],資本密集度、管理層激勵和兩職合一有可能會對企業(yè)綠色創(chuàng)新水平產(chǎn)生影響。因此本文進一步補充這3個重要變量進行回歸,結(jié)果如表4所示?；貧w結(jié)果與基準回歸結(jié)果基本保持一致,說明企業(yè)社會責任履行對綠色創(chuàng)新的促進作用是穩(wěn)健的。

表4 補充遺漏變量后回歸結(jié)果

4 異質(zhì)性分析

由于國有企業(yè)和非國有企業(yè)在機制、約束力等方面存在較大差異,可能使得企業(yè)社會責任的履行水平對綠色創(chuàng)新的影響產(chǎn)生差異,因此本文從股權(quán)性質(zhì)方面對其進行異質(zhì)性分析。表5結(jié)果顯示,國有企業(yè)社會責任履行對綠色創(chuàng)新的影響并不顯著,而非國有企業(yè)社會責任履行對綠色創(chuàng)新的影響顯著,且系數(shù)為0.020。造成這一差異的原因可能為:與非國有企業(yè)相比,社會責任作為國有企業(yè)踐行的三大責任(政治責任、經(jīng)濟責任、社會責任)之一,履行程度更多受國家政策、行業(yè)規(guī)定等影響,多數(shù)已在各行業(yè)達到領(lǐng)先水平,其綠色創(chuàng)新政策及實施策略也較為規(guī)范,因此其社會責任履行對綠色創(chuàng)新的影響已達到一定程度;而非國有企業(yè)則更需推動社會責任履行,是由于企業(yè)規(guī)模及經(jīng)營業(yè)績的增長更依賴于社會責任履行,亟需提高外界對企業(yè)的認可度,進而提升企業(yè)的綠色創(chuàng)新水平。

表5 基于股權(quán)異質(zhì)性的回歸結(jié)果

5 研究結(jié)論與啟示

本文通過對2010—2020年滬深A(yù)股1 740家制造業(yè)上市公司的13 452個樣本數(shù)據(jù)進行實證分析,探討了企業(yè)社會責任履行水平與綠色創(chuàng)新水平之間的關(guān)系,同時檢驗了融資約束的中介作用,并從產(chǎn)權(quán)性質(zhì)角度檢驗了異質(zhì)性的影響。根據(jù)實證結(jié)果,本文得出3點結(jié)論。首先,我國制造業(yè)企業(yè)積極履行社會責任可以提升企業(yè)的綠色創(chuàng)新水平,社會責任履行會提高利益相關(guān)者的滿意度、吸引創(chuàng)新人才的加入、減少代理沖突和信息不對稱,進而促進企業(yè)綠色創(chuàng)新和綠色發(fā)展。其次,由于中國企業(yè)普遍存在融資約束,本文通過研究表明,企業(yè)社會責任履行水平的提高,可以緩解融資約束,提升企業(yè)的綠色創(chuàng)新水平。企業(yè)可以通過履行社會責任樹立企業(yè)良好形象,引起投資者的關(guān)注,有利于擴大融資,獲得資金,推動綠色創(chuàng)新,促進綠色發(fā)展。最后,針對股權(quán)性質(zhì),由于國有企業(yè)社會責任履行制度和機制更加完善,因此相較于國有企業(yè),非國有企業(yè)隨著社會責任履行程度的升高會更顯著提升其綠色創(chuàng)新水平。

本文得出3點啟示。第一,企業(yè)作為國民經(jīng)濟的細胞、市場經(jīng)濟活動的主要參與者,履行社會責任是其義不容辭的義務(wù)。雖然履行社會責任會在短期內(nèi)花費企業(yè)一定財力物力,但從長遠來看,企業(yè)社會責任的履行會對企業(yè)的綠色創(chuàng)新產(chǎn)生積極作用,而綠色創(chuàng)新會給企業(yè)帶來更為綠色、健康、可持續(xù)的效益,促進企業(yè)的綠色發(fā)展。第二,在全球經(jīng)濟不景氣的大背景下,企業(yè)作為推動社會經(jīng)濟技術(shù)進步的主要力量,創(chuàng)新是提高企業(yè)效益的核心。企業(yè)需積累自身社會資本,通過積極履行社會責任,提升企業(yè)聲譽,擴大融資規(guī)模,獲得大量的投入資金進行創(chuàng)新,實現(xiàn)良性可持續(xù)發(fā)展。第三,監(jiān)管機構(gòu)需進一步完善監(jiān)管制度,讓企業(yè)社會責任的履行有規(guī)可循。政府應(yīng)加大對企業(yè)綠色創(chuàng)新的扶持力度,培養(yǎng)社會公眾綠色消費、綠色環(huán)保的意識和習(xí)慣,促進企業(yè)采用綠色創(chuàng)新的方法滿足公眾高質(zhì)量、可持續(xù)的生活需求。