企业社会责任信息披露与企业创新——基于企业融资约束和政府财税扶持视角的实证研究

宋欣洋

党的十九大报告指出，“创新是引领发展的第一动力，是建设现代化经济体系的战略支撑”［1］。创新被认为是企业保持市场竞争力的主要实现路径，同时也是经济增长乃至整个人类社会进步的核心驱动力。然而，企业创新是一个长期、复杂的过程，其高风险性和高投入性使得获得支撑创新行为持续进行的外部金融资本显得尤为关键。中国自改革开放以来，市场经济的高速发展也带动了与之配套的金融体系不断完善与接轨国际。但由于我国依然处于金融体制转型阶段，市场不完善和信息不对称导致的中小银行非关系型融资收益较低和政府补助指向性不够明确，仍然会妨碍外部创新资金准确、持续地注入创新企业中来。面对这一难题，企业社会责任信息由于兼具企业自身信息和社会评价这一特征，成为消除企业外部融资约束的量身定做的指标。因此，本文将企业社会责任信息的披露作为影响企业创新的一个重要指标进行考察，研究企业社会责任的创新效应，并从企业融资约束和政府财税扶持效率两个角度出发，系统地探讨企业披露社会责任信息促进企业创新产出的内在机制。

一、文献综述与研究假设

企业的社会责任自二十世纪初被正式提出以来，就被不少学者奉为能最终解决企业内部矛盾以及企业与社会之间矛盾的圭臬。随着“社会责任”标准（SA8000）的制定和《联合国全球契约》的签署，企业社会责任的重要性进一步被企业所重视。理论界对于企业社会责任内涵的研究具有分层次、多元定位的特点，其包含的信息即包括企业内部运行的信息（如经济责任［1］、创新责任等［2］、股东责任、员工责任［3］等），也包括企业外部社会评价信息（如政府责任、伙伴责任、环境责任、社区参与［3］等）。因此，企业披露自身社会责任的本质其实是对自身内部信息和社会评价的披露，而这点对于现代企业，尤其是现代创新企业具有特殊意义。

企业社会责任信息披露对于现代企业，尤其是现代高科技创新企业最大的意义就在于它能通过降低企业融资约束这一中介环节促进企业创新。信贷融资和政府资助的融资约束的根源还是信息问题，而企业社会责任的披露能完美地解决这一问题。因为企业社会责任不仅包含企业一般的内部信息和社会评价，还包括企业是否致力于创新，将创新企业作为自身的发展目标。企业社会责任一旦披露，银行即可以通过披露的信息对企业各方面进行评估，既节省搜寻信息时间和成本，也能对企业的未来发展作出合理判断，必将同时促进关系型和非关系型融资的达成［4］。而对政府而言，企业社会责任的披露可以使企业的资助更有针对性地流入创新型企业中去［5］，同样节省了搜集信息的时间和成本［6］，更能根据企业的社会评价和发展方向提供长期、持续的政府资助。

基于以上理论分析，本文提出两个理论假设：

假设1：企业披露社会责任信息有利于促进其创新产出。

假设2a：融资约束在二者中具有中介效应，即企业披露社会责任信息有利于缓解企业的融资约束问题，进而提高企业创新。

假设2b：企业披露社会责任信息提高了政府财税扶持企业创新的效率。

二、数据、模型与变量

（一）数据来源和样本筛选

本文选取2009—2017 年沪深两市A 股上市企业作为研究样本，实证研究中涉及的上市企业的基本信息、财务和专利申请数据均来源于国泰安CSMAR 数据库，社会责任披露信息来源于“润灵环球”社会责任报告评级数据库，各省份要素市场的发育程度数据来源于樊纲等编制的《中国市场化指数》。考虑到数据的可获得性和数据对研究结果的影响，依据文献中的普遍做法对样本进行如下处理：（1）剔除银行、证券、保险等金融类上市企业；（2）剔除在观测期内被ST、*ST处理的企业（即连续亏损的企业）；（3）剔除在观测期内被退市的企业；（4）剔除重要财务数据缺失严重的企业；（5）对主要的连续变量在1%和99%分位数上的数据进行缩尾处理（Winsor）。通过筛选处理，得到最终12 638个“企业—年度”有效样本，其中包括3 591 个进行了社会责任信息披露的“企业—年度”有效样本，以及9 047 个没有进行社会责任信息披露的“企业—年度”有效样本。

（二）模型设定

为探讨社会责任信息披露对企业创新行为的影响，本文参考现有文献［7］构建如下模型：

其中，被解释变量LnApplyi,t为i上市企业在t年的专利申请总数的对数值；解释变量Disci,t-1表示i上市企业在（t-1）年是否披露社会责任报告；xi,t-1表示一系列控制变量，包括资产净利润率（Roa）、托宾Q（Tobin）、企业资产（Tagr）、有形资产比率（Tang）、现金流比率（Cflow）、资产负债率（Lev）、企业年龄（Age）；hi、ht、hind分别表示企业、年份、行业层面上的固定效应。考虑到创新产出并不是一蹴而就，同时为了降低模型的内生性问题，对解释变量和控制变量（除企业年龄外）均采取滞后一期的做法。

（三）变量定义和解释

1.企业创新

根据现有文献［8］，我们选取企业专利申请总数量（Apply）来衡量企业创新，此外，我们还把企业创新具体细分为实质创新（Iapply）和策略性创新（Noni），其中把企业的发明专利申请定义为实质性创新，实用新型专利与外观设计专利数量之和（Noni）定义为策略性创新，并分别对Apply、Iapply、Noni进行对数化处理。

2.社会责任信息披露

采用社会责任信息披露哑变量（Disc）来衡量企业社会责任信息披露的情况，若公司在当年度发布了社会责任报告则取值为1，若没有发布则取值为0。

3.控制变量

本文选取企业资产、资产净利润率、托宾Q、有形资产比率、现金流比率、资产负债率、企业年龄等作为控制变量。其中，资产净利润率（Roa）为净利润与总资产余额的比值；托宾Q（Tobin）为市值与资产总计的比值；企业资产（Tagr）为企业总资产增长率；有形资产比率（Tang）为有形资产总额与总资产的比值，其中有形净资产总额=资产总额-无形资产净值；现金流比率（Cflow）为经营活动产生的现金流净额与总资产的比值；资产负债率（Lev）为负债合计与总资产的比值；企业年龄（Age）为企业上市年份。

（四）样本分布及描述性统计

经过筛选处理后的样本分布及变量描述性统计结果如表1，2，3所示。可以发现，我国披露社会责任信息的企业数量逐年增加，说明我国上市企业逐步认识到履行社会责任及进行信息披露的重要性。但是披露社会责任信息的观测值为3591，仅占全样本的28.4%，绝大多数的上市企业仍然没有披露其社会责任信息。在主要变量的描述性统计方面，LnApply的均值为3.044，而最大值为7.003，说明上市公司之间创新产出具有较大的差异。另外，从分样本比较的结果中可以发现，披露了社会责任信息的样本的三个创新产出变量LnApply、LnIapply、LnNoniapply的均值均高于未披露社会责任信息的样本，且两者的差异在1%的显著性水平上显著，这个结果初步验证了本文的研究假设1。各控制变量的均值在两组中均存在显著差异，说明在后文的回归分析中存在对这些变量进行控制的必要。

表1 样本分布

表2 描述统计

表3 分样本比较

三、实证结果和分析

（一）基准回归分析

回归结果如表4所示，第1 ～3列为企业社会责任信息的披露对创新产出的回归结果。可以发现，在第1行回归结果中，L.Disc的系数为显著为正，说明企业进行社会责任信息披露会提高其创新产出。就经济意义而言，考虑到未取对数值的总专利申请数的均值为68，披露社会责任信息的企业的总专利申请数较未披露的企业约高6.8项，这验证了本文的假设1。但2和3行结果显示，社会责任信息披露仅仅是提高了企业的策略性创新，而对于实质性创新产出的影响较小，这一方面可能是由于企业创新行为本身所具有的高投入和不确定性，企业往往倾向进行一些研发周期短且容易获得授权的非发明创新，以此维持企业的短期发展和市场竞争力；另一方面企业也存在通过追求非发明型专利的数量，向政府传递“创新”的信号，以谋求更多的政府财税扶持的动机。

表4 基准回归结果

（二）稳健性检验①本文还做了模型敏感性分析、安慰剂检验等稳健性检验，均显示基准回归结论未发生改变（受限于篇幅，稳健性内容详细部分可向作者索取）。

1.倾向得分匹配（PSM）

由于企业进行社会责任信息披露的行为可能并不随机，而是由企业某些特征因素所决定。因此，为了避免潜在的样本自我选择偏误导致的回归结果偏误，本文采用倾向得分匹配的方法为披露了社会责任信息的企业进行匹配，具体如下：

采用匹配后的样本对前文的基准回归模型再次进行估计，结果如表5 第1 列所示。可以发现，尽管回归结果有所变化，但L.Disc的系数依旧显著为正，基准回归的结论保持不变。

2.处理效应模型（Treatment Effect Model）

本文采用MLE的估计方法，估计结果如表5第2列所示，似然比检验结果的Chi2值为9.03，p值为0.003，拒绝了无关性假定，表明企业披露社会责任信息存在较为显著的内生性问题。Rho为负数，说明如果不考虑偏差的校正，可能会低估社会责任信息披露对创新产出的影响。尽管在考虑内生性偏差以后，回归结果有所变化，但披露了社会责任信息的企业的专利申请数显著大于未披露的企业这一基准回归结论依旧存在。

表5 考虑样本自选择偏误后的回归结果

四、机制分析

前文研究表明企业披露社会责任信息有利于提高创新产出，下面基于理论分析，从企业融资约束和政府财税扶持两个角度出发，对企业披露社会责任信息促进企业创新产出的内在机制进行分析。

（一）融资约束

为了考察融资约束在企业社会责任信息披露对企业创新中的渠道机制，本文参考以往文献［9］的做法获取企业融资约束变量FC，具体步骤如下：（1）在每一年度内，按照无量纲处理后的企业资产规模、现金股利支付率、上市时间三个变量进行排序；（2）以上下三分为点作为分界点将样本三等分，从而定义一个虚拟变量Dum，其中高于67%分位的企业为低融资约束组（Dum=0），低于33%分位的企业为高融资约束组（Dum=1）；（3）以Dum作为被解释变量，选取资产规模的对数值、资产负债率、现金股利与总资产比、账面市值比、净营运资金与总资产比、息税前利润与总资产比作为解释变量构建Logit 模型，根据回归结果拟合出每一公司当年度的P（Dum=1）值作为其融资约束的代理变量FC。FC的取值范围为0 ～1，越接近于1表明该企业的融资约束程度越高。

将企业融资约束作为中介变量，构建中介效应模型如下：

表6 第1 ～3 列报告了上述模型的结果。第1 列反映的是2 式的结果。可以看到，与前文类似，社会责任信息披露对企业创新具有显著的正向影响。第2列结果显示，融资约束变量的系数显著为负，表明社会责任信息披露有利于降低企业的融资约束问题。在第3列回归结果中，融资约束变量的系数显著为负，这说明了融资约束的提高抑制了企业的创新产出。同时可以发现，与第1 列结果相比较，L.Disc变量的回归系数和显著性均有所下降，从而表明融资约束是社会责任信息披露促进企业创新的渠道，即企业进行社会责任信息的披露有利于降低企业的融资约束来提高企业的创新产出，本文的假说2a得到证实。

表6 机制检验：融资约束

（二）财税扶持

为了检验企业披露社会责任信息是否提高了政府财税扶持企业创新的效率，本文借鉴黎文靖和郑曼妮（2016）所采用的指标，以企业所获得的补贴收入与企业总资产的比值来定义政府补贴（Subsidies），用所得税费用减去递延所得税费用后与息税前利润的比值来定义税收优惠（Etr），构建如下模型：

回归结果如表7 所示。可以发现，第1 列和第2 列 回 归 结 果 中，L.（Disc* Subsidies）和L.（Disc*Etr）均显著为正，这表明在进行社会信息披露的企业中，政府补助和税收优惠对企业创新产出具有促进作用，而在没有进行社会信息披露的企业中，政府补助和税收优惠并没有对创新产生积极的作用。这说明了企业通过披露其社会责任信息，使得政府的财税扶持资源的配置得到了优化，提高了财政扶持企业创新的效率，验证了本文的假说2b。

表7 机制检验：财税扶持

五、结论及政策启示

本文利用2009—2017 年沪深两市A 股上市企业的数据，考察了企业社会责任信息的披露对创新的影响。研究发现，企业社会责任信息的披露通过降低信息不对称，缓解了企业的融资约束，提高了政府财税支持的效率，促进了创新产出。

本文的研究为促进企业社会责任发展与加快提升我国企业的创新能力提供了如下的政策启示：（1）企业社会责任信息的披露有助于促进企业创新。但从我国现行的企业社会责任信息披露情况来看，进行社会责任信息披露的企业数量占所有上市公司总数的比例并不高，且企业披露的动机并不一致，自愿披露的企业数量仍较低。因此，一方面，政府应对披露社会责任信息的企业给予足够的政策支持，尤其是在制度环境较差的地区，更应该引导企业进行社会责任信息的披露。另一方面，政府应制定相关法律法规，以便监督和规范企业披露的社会责任信息。同时，国有企业可以发挥带头示范作用，制定和分享企业社会责任的规范和核心价值观。（2）企业社会责任信息的披露有利于提高政府的财税扶持效率。因此，政府在鼓励创新行为的同时，应提高对企业创新资金需求的甄别。政府应鼓励将企业社会责任信息纳入金融和资本综合评价体系之中，进而优化创新领域内的资金配置效率，更好地助力中小型企业的高质量发展，构建良好的创新生态环境。