企業社會責任對創新績效的影響研究
——基于政府嵌入和企業網絡的分析框架

盧建川， 羅崇佳

(1.廣州大學 數學與信息科學學院/數學與交叉科學廣東普通高校重點實驗室， 廣東 廣州 510006；2.中國人民大學 經濟學院， 北京 100872)

黨的十九大報告提出，要建立貫徹新發展理念的新企業、生態文明建設的先鋒企業和解決民生問題的生力軍企業。十九屆四中全會進一步指出，要重視發揮第三次分配作用，發展慈善等社會公益事業，對企業社會責任提出了更高要求，企業履行社會責任已然成為普遍共識。王軍等[1]認為，隨著企業掌握愈發龐大的經濟資源，企業通過社會責任創造的社會效益逐漸成為第三次分配的重要力量。盡管第三次分配的初衷是依靠道德美譽鼓勵企業投身公益慈善事業，但在市場競爭的壓力下，企業往往也需要考慮履行社會責任能否促進自身利潤目標的實現。換言之，企業履行社會責任不僅具有“道義性”，更具有“工具性”[2]。而如何在第三次分配的背景下發揮企業社會責任的工具性，實現企業利益和社會效益的統一，亟待企業與政府的共同努力。

創新是現代化建設全局的核心。企業履行社會責任有助于構建與消費者、社會的和諧關系，從而促進創新產品獲得良好的市場績效。然而，企業履行社會責任并非是無成本的善舉。企業投入第三次分配的慈善捐款會擠占研發資金，從而對創新產生負面影響。在現行的財會準則體系下，上述支出還將以利潤損失的形式反映在年報之中，進而削弱消費者響應與市場競爭力。再者，企業創新不僅受到本企業研發能力的影響，更與關系網絡中的其他企業創新產出息息相關[3]。在諸多因素的協同作用下，企業社會責任如何影響創新績效產出依然是一個謎團。

盡管第三次分配具備非政府性質，但這并不必然否定政府角色參與的可能性與合理性。這主要是由于：①企業履行社會責任迎合了政府的社會治理目標，社會治理成本的降低能夠促進財政收支平衡，進而減輕再分配對政府資金造成的壓力；②政府嵌入能夠反哺企業的社會責任支出，增加企業參與第三次分配的意愿，進而完善現有的分配格局。具體至創新角度，政企之間或存在如下互動關系:一方面，國家對企業創新予以補貼，旨在希望企業踐行“創新中謀未來”的發展理念。現有政策下，凡是在國家重點支持的高新技術領域內，積極科研創新，形成核心自主知識產權，并以此為基礎開展經營活動的，均可認定為高新技術企業，并享受減按15%的企業所得稅率優惠。另一方面，獲取政府的政策傾斜也是企業尋租的重要目標之一。為了獲得R&D補貼等政府配給的稀缺資源，企業必須主動與政府官員建立并維系良好關系，在尋租成本和政府補貼收益中進行利益最大化抉擇。基于此，本文旨在納入政府嵌入效率與企業關系網絡的分析框架下，探討企業社會責任與創新績效的內在關聯和作用機制，繼而對企業和政府如何把握第三次分配的時代紅利提出可行建議。

1 研究假說

1.1 企業社會責任與創新績效產出

企業社會責任是第三次分配的重要力量。Sethi[4]提出，企業社會責任是經濟與法律要求以外的其他能創造社會效益的責任。基于利益相關者視角，履行社會責任不僅包括款項籌集與物資捐贈，而且包括協調處理企業與消費者、股東、供應商及員工等利益相關主體的關系，讓企業在追逐利潤最大化之余，迎合社會的法律和道德要求，實現自身價值和可持續發展。

既有文獻對企業社會責任和創新績效產出關系的研究，主要基于利益相關者理論和資源基礎理論。針對前者，企業履行對消費者的社會責任可以提高品牌聲譽，促進消費者響應，從而使得創新產品獲得更好的消費支持和銷售表現。消費者反饋也有利于企業應對不斷更新的市場需求，保障產品的時效性；履行對供應商的社會責任可以建立良好的供應鏈合作伙伴關系，提高產品技術的流動性；履行對股東的社會責任能夠穩定股東的投資信心，進而為創新行動提供充足資金；員工通過社會責任活動可以獲取心理性收益以及價值滿足收益，最終提高合作和創新效率。

資源基礎理論則更注重資源獲取與配置效率的影響。企業進行創新活動能夠獲取稀缺資源，而產權制度的保護為其他企業的模仿設置了進入壁壘和懲罰機制，這有利于創新型企業獲取持續性的競爭優勢。然而，創新過程長周期、高風險的特征往往讓投資者和代理人望而卻步。在這方面，企業履行社會責任會增進消費者對企業價值的認同，并外化為再購買和推薦行為[5]。這為企業創新產出提供了需求保障，進而減少創新行為的潛在風險。基于此，本文提出如下假說：

H1：企業履行社會責任能夠促進創新績效產出。

1.2 政府嵌入效率的機制分析

如前所述，在企業社會責任成本收益分析的理性假說下，政府唯有保障社會責任工具性得到有效發揮，才能激勵企業投身于第三次分配，進而實現補充初次分配和再分配格局的愿景。因此，政府的引導與調控對于完善第三次分配至關重要。創新績效作為企業履行社會責任的工具性目標之一，亟需政府發揮“看得見的手”的調控和扶持作用。由于政府難以直接介入企業研發過程，因而往往通過財政撥款、財政貼息和稅收返還等方式，對于創新表現積極的企業予以研發補償和政策優惠，藉此激勵企業持續創新。

盡管政府補貼是國家支持企業發展的重要方式，但在信息不對稱與政治制度設計不夠完善的情況下，政府的嵌入效率值得關注。政府在補助對象的認定、審批和補助金發放過程中帶有很大的自由裁量權，由此可能引發嚴重的企業尋租行為。企業尋租是經濟主體為了獲得壟斷地位和壟斷利潤而向政府進行的尋利活動。早期研究傾向于關注非法尋租對社會造成的不良影響，比如滋生腐敗和資源詛咒。近年來，學者開始關注企業的合法尋租活動[6]。基于理性假說，企業在不違背法律和公德的前提下開展尋租活動，如通過社會慈善加深政企關系，往往被認為是企業利潤最大化目標下的戰略抉擇。其中，政治關聯作為最具代表性的尋租行為，能夠幫助企業獲取制度性優勢。在相同條件下，企業控制人如果兼任政府要職，就能夠通過人脈關系網絡調用政府部門的特權與資源，從而使得企業更容易成為政府的補貼對象。Du等[7]也肯定了政府補貼和尋租活動的密切關系。企業將會在政治關聯的尋租成本和政府補貼金額之間進行戰略權衡，從而實現企業利益最大化。

事實上，盡管政治關聯能為企業自身帶來好處，但其作為非生產性的資源利用活動，也會導致資源錯配和資源浪費現象，進而影響政府嵌入效率。在政府補貼取值一定的情況下，企業的尋租成本越低，資源誤配程度越低，政府嵌入效率越高。具體至“企業社會責任-創新績效產出”路徑，政府嵌入效率或起到下述調節作用。

從審計視角而言，政府對企業社會責任的關注與補貼強度主要基于過往審計工作的質量，由此決定了政府嵌入效率的高低。一方面，政府審計能夠強化企業受托意識，提高社會責任的履行效率。企業的生產經營活動歸根結底是受托于人民、反饋于人民的，但在激烈的市場競爭中，企業面臨的國有資產保值增值和績效考核壓力可能降低其受托意識。政府通過建立經常性審計制度，向社會大眾及時公布企業社會責任履行狀況，能夠喚醒企業對社會責任的主動性、自愿性認識[8]，自覺承擔社會責任并提高履責效率，這也符合第三次分配的道德要求。另一方面，基于信號傳遞理論，由于信息的有限性和不對稱性，公眾投資者難以準確評估企業價值，因此，企業采取的策略將是借助公開渠道，向投資者傳遞更多信息。而無論是政府審計抑或是社會審計，相關機構發布的審計報告能夠增大企業資產透明度，緩解信息不對稱問題。通過向利益關聯方傳遞企業運營良好的信號，企業能夠在社會責任履行度一定的情況下獲得更優的市場回報，從而促進創新績效產出。

此外，隨著政府對經濟發展的推動和引領力量愈發強盛，政府通過行政審批、貸款擔保以及優惠政策等方式，掌握著大量的稀缺性和關鍵性資源，政府嵌入也隨之成為能幫助企業獲得競爭性優勢的重要社會資本。政府嵌入效率越高，政治關聯作為社會資本能夠發揮的作用越大。政府能夠基于企業履行的社會責任程度，給予企業對應的扶持與補貼，幫助企業解決創新融資約束問題；政治關聯亦有利于企業通過政府關系網絡，以社會責任為紐帶，與高校和研究所等主體建立有效信任聯結，促進產學研協同創新。基于此，本文提出如下假說：

H2：企業社會責任對創新績效的影響受到政府嵌入效率的正向調節作用。

基于上述分析，本文提出如下理論模型(圖1)。

圖1 企業社會責任對創新績效產出影響機制模型

2 樣本與研究設計

2.1 樣本與數據來源

本文構建的數據集中，企業社會責任數據來源于潤靈環球(RKS)；政府補貼、政治關聯與財務數據來源于國泰安(CSMAR)數據庫，部分財務數據由Wind數據庫補充；企業專利數據來源于中國研究數據服務平臺(CNRDS)。在指標選取完成后，本文以2010-2018年上市公司為研究樣本。選擇上述年份作為觀測窗口，其一是基于數據可得性的考量。潤靈環球最早于2010年開始對企業社會責任進行評分，數據最新更新至2019年。潤靈環球作為具有國際影響力的評價公司，其評估結果會成為投資者行為決策的重要依據，這也敦促企業更重視社會責任的履行。其二是排除特殊事件可能帶來的影響。參考朱海珅[9]的研究，2010年被認為是企業社會責任發展的重要轉折點，將2010年設為觀測始點能夠有效避免發展階段不同對研究結果造成的影響。此外，2018年9月30日發布的《上市公司治理準則》[10]，對上市企業的社會責任披露提出了更高要求。為了避免特殊事件的影響，參考莊旭東等[11]的研究，本文剔除2019年的數據，只對2010-2018年數據進行分析。

在選擇好恰當的觀測窗口后，本文進行如下數據清洗處理：①剔除銀行、保險公司等金融機構；②為了保證樣本信息不過多損失，運用線性插補法補充了88個企業價值的觀測值；③剔除數據包含缺失值的樣本；④對連續變量在1%與99%分位上作縮尾處理，最終獲得一份包含731家企業、4 670個觀測值的非平衡面板。

2.2 變量說明與模型構建

(1)創新績效(INNO)。企業創新既包括理論成果，如制定領先的技術規范和先進管理措施，也包括應用成果，如專利的申請和應用情況。然而，由于理論成果缺乏合適的客觀度量指標，文獻采用的主流做法是通過專利申請量或授權量度量創新績效[12]。又考慮到專利自申請到授權需要經過較長的時間，采用專利授權量衡量創新績效會帶來時間上的度量誤差。因此，本文借鑒Ko等[13]的研究，采用專利申請量的自然對數衡量創新績效。

(2)企業社會責任(CSR)。企業社會責任存在多種度量方法，例如內容分析法、量表調查法、機構評價法等等。其中，機構評價法要求權威機構通過專家綜合多個指標，衡量企業社會責任，被認為是較為全面、穩健的測度方法。基于此，本文采用潤靈環球社會責任評分數據度量企業社會責任履行度。

(3)政府嵌入效率(GR)。如前所述，政府角色嵌入包括收益與成本2部分。對于前者，使用企業年報中政府補貼的對數值衡量；對于后者，則使用政治關聯等級衡量。參考羅喜英等[14]，如果企業董事長或總經理在政府、黨委、紀委、人大或政協常設機構、檢察院和法院任職，則按照科級=1、處級=2、廳級=3、部級=4賦值；如果企業董事長或總經理擔任黨代表、人大代表或者政協委員，則按照區縣級=1、市級=2、省級=3、國家級=4賦值。如2種級別定義方式都有數據，則取較高值計算；無政治關聯的設為0。

在獲得了政府補貼和政治關聯等級2部分數據后，首先通過標準化數據減去其最小值獲得全部為正的無量綱數據，之后令GR=政治關聯的成本/政治關聯的收益，以此衡量政府角色嵌入效率。本文采用上述做法，實則是參照了租金耗散比的概念，即企業為了獲取壟斷地位所支付的成本與壟斷地位價值的比值。其中，GR越大，說明企業尋租帶來的資源錯配和資源浪費的程度越高，政府嵌入效率越低；GR越小，政府嵌入效率越高。

(4)控制變量。本文主要控制了公司的基本特征和財務指標。基于豪斯曼檢驗，本文還控制了行業和省份的固定效應。相關變量的具體度量方式詳見表1。

表1 變量說明與統計

結合上述變量說明和假說1，本文設置基準回歸探討企業社會責任對創新績效的影響效應。由于創新績效的觀測值中有953個取值為0，屬于受限因變量，使用面板最小二乘法將無法獲得一致估計，故采用基于最大似然估計的面板tobit模型進行回歸。具體模型構建如下：

indj+provk+εi,t,INNOi,t=

(1)

模型(1)中，INNOi,t為被解釋變量，代表第i個企業第t年的創新績效，CSRi,t為核心自變量，代表第i個企業第t年的社會責任評分，indj代表行業固定效應，provk代表省份固定效應。考慮到政府嵌入效率可能存在調節效應，本文加入GR及其與CSR的交互項，建立模型(2)。為了避免多重共線性的影響，本文對相關變量作中心化處理。

GRi,t+∑γmcontrolsi,t+indj+provk+εi,t

(2)

此外，為了確保基準回歸系數穩健，設置面板probit模型進行補充檢驗。為了滿足因變量為二值變量的要求，更換被解釋變量為企業本年度是否有專利產出，即設置個體選擇規則為

則P(DumINNOi,t=1|Xi,t,β,indj,provk)=F(indj+provk+X′i,tβ)，其中,F(·)為εi,t的累積分布函數。仿照式(1)和式(2)，設定模型(3)和模型(4)。

P(DumINNOi,t=1)=φ(indj+provk+X′i,tβ),εi,t～N(0,1)

(3)

P(DumINNOi,t=1)=φ(indj+provk+X′i,tγ),εi,t～N(0,1)

(4)

3 實證分析

3.1 描述性統計

表1展示了主要變量的描述性統計結果。企業社會責任均值為39.075，標準差為12.007，計算得偏態系數為0.972>0，說明變量呈右偏分布，企業社會責任履行度仍具備一定的上升空間。

考慮到國家的政策關注度對企業社會責任存在導向作用，本文對不同時期和不同企業類型的社會責任履行度進行進一步統計分析。根據肖紅軍等[15]的測算，黨的十八大以來，政府對企業社會責任的注意力數值上升了約6成，企業社會責任受到了國家更大的關注。因此,本文沿用其做法，以2012年為切分點，分別考察2010-2012年和2013-2018年的企業社會責任履行情況,見圖2。

圖2 企業社會責任分時期、分類型箱線圖

如圖2所示，隨著政府關注度的提高，企業社會責任履行度出現了大幅上升，中位數由2010-2012年的30.812上升至2013-2018年的38.537，平均數由2010-2012年的34.087上升至2013-2018年的40.930。圖2還展示了國有企業和非國有企業社會責任履行度的差異。國有企業社會責任履行度顯著高于非國有企業。這可能是因為，在政府對企業社會責任治理愈發關注的背景下，國有企業的經營管理者會更積極地貫徹落實黨和政府的戰略要求，更多地考慮社會公共利益。國有和非國有企業的對比分析進一步說明了政府關注度對社會責任的導向作用。表1中其他各變量的均值與以往研究相似，說明樣本選擇偏誤較小，研究具備代表性。

在進行回歸分析之前，需要測試各變量的皮爾遜相關系數和方差膨脹因子(VIF)。根據下式的計算結果，自變量和因變量的相關系數為0.259，調節變量和因變量的相關系數為-0.069，均在1%水平上顯著相關，說明統計學上存在研究價值。企業社會責任的VIF值為1.60，遠小于警戒值10，說明多重共線性并不嚴重，適合進行回歸分析。

pearsonu,v=

3.2 基準回歸

表2前2列匯報了面板tobit模型的估計結果。其中，匯報的各變量系數為其對被解釋變量的偏效應，且標準誤的估計基于極大似然觀測信息矩陣。對于模型(1)而言，企業社會責任系數為0.018，該估計值在1%水平上顯著，說明企業社會責任對于創新績效產出的平均邊際效應為1.8%，假說1得以證明。

為了在上述路徑中嵌入政府角色，本文進一步估計模型(2)。政府嵌入效率與企業社會責任的交互項在1%水平上顯著為負，且核心解釋變量顯著性未改變，說明調節效應成立。其中，政府嵌入效率越大，成本與收益的比值越小，企業社會責任系數(γ1+γ2GR)上升，說明調節效應方向與預期相符。政府嵌入效率上升通過增大企業受托意識、緩解信息不對稱以及促進社會資本發揮聯結利益相關方的功能，顯著增強了企業社會責任和創新績效的相關性。表2后2列匯報了面板probit模型的結果，核心變量的系數方向和顯著性與tobit模型相似，由此進一步證明了上述假說的準確性。

表2 基準回歸結果

3.3 引入企業關系網絡

周開國等[3]指出，企業與外部創新群體的網絡關系對企業自身的創新績效具有顯著影響。一方面，隨著企業戰略聯盟的蓬勃發展，企業間的創新協同合作關系日益緊密。根據Thomas[16]的定義，協同是企業在互動中通過共享有形和無形資源所創造的價值。在協同創新的過程中，企業能夠通過關聯網絡吸收外部知識與外部技術，促進該企業自身的創新績效，而關聯網絡亦有助于企業共享市場信息。一方面企業能通過合作伙伴間的信息傳遞，得知消費市場的最新動態，從而確保創新產品定位與市場需求相適配；另一方面，企業之間也具備“攀比效應”。特別是，隨著高質量發展成為經濟主體的內在選擇，地方政府迫切需要企業實現投入驅動向創新驅動的轉型，在此背景下企業創新績效成為地方錦標賽的重要標準。擁有更大創新能力，具備創新示范作用的企業能夠獲得政府更豐厚的優惠政策。企業為了爭奪錦標賽獎杯，相互間會展開激烈的創新競爭。在創新競爭壓力下，關聯企業的創新表現將迫使企業提升自身的創新績效，以避免在錦標賽中落敗。

上述影響在模型(1)和模型(2)中被納入擾動項并引發遺漏變量偏誤。為了避免內生性造成系數的有偏估計，本文試圖利用空間計量經濟學方法建立空間自回歸(SAR)模型。首先，本文篩選出在2010-2018年均無缺失值，每個企業至少與其他一家企業具備空間關聯的子樣本，并構造空間權重矩陣：

其中，wi,j代表企業i和企業j之間的聯結。基于高階理論，參照朱麗等[17]，采用企業高管兼職來衡量企業的關聯網絡。如果在選定的時間窗口內，存在大于或等于一個高管在2家企業內均有兼職，則wi,j取1，否則取0，同時設定主對角線上元素均取0，由此得出所有wi,j的取值，并構造無向鄰接矩陣。對W進一步標準化得到：

表3 空間自回歸模型結果

∑αmcontrolsi,t+εi,t

(5)

θ2GRi,t+θ3CSRi,t×GRi,t+

∑θmcontrolsi,t+εi,t

(6)

總樣本中，僅有594個觀測值具備相互關聯的特征，這暗示著企業構建關系網絡的意愿和能力差異較大。為了盡量避免個體差異對結論的影響，本文對空間自回歸模型控制了更為嚴格的個體固定效應。如表3所示，衡量關聯企業影響的系數ρ在1%水平上顯著為正，說明其他企業的創新績效通過關系網絡的傳遞，正向促進了本企業的創新績效。為了能夠進一步檢驗企業社會責任對創新績效的影響，將影響效應分解為直接效應和間接效應[18]。在無交互項的模型中，企業社會責任的直接效應、間接效應與總效應均在5%水平上顯著，且系數為正。這說明企業履行社會責任能夠有效提高本企業的創新績效，該效應占總效應的84.86%；同時企業履行社會責任還存在顯著的空間溢出效應，該效應占總效應的15.14%。而在調節效應模型中，企業社會責任和交互項的直接效應、間接效應和總效應均至少在10%水平上顯著，且主要系數方向均未改變，由此證明了假說1和假說2的正確性。

基于上述分析，本文以代表企業間關聯為連接線，企業創新績效產出為節點大小繪制了圖3。可以發現，具備關聯的子樣本僅占總樣本的12.70%，絕大部分企業未與其他企業進行有效互動。同時，以高管連鎖網絡衡量的協同創新呈弱關聯狀態，并且具備多重聯結的企業仍廣泛存在創新不足的特征，難以發揮創新規模效應，說明企業協同創新仍然具備較大改進空間。

圖3 代表企業創新關聯網絡圖

4 穩健性檢驗

4.1 使用滯后項模型進行系數動態分析

考慮企業社會責任的內生性，及其對創新績效影響滯后性的問題，企業履行社會責任能驅動創新，更優的創新績效也為企業帶來積極的需求反饋和資金支持，進一步推動了企業履行社會責任，因此，兩者之間或存在雙向因果關系。此外，度量方式的不完美會導致數據的偏差。潤靈環球指標的構建方法難以完全體現社會責任作為多維度概念的綜合性和企業承擔社會責任的異質性。基于上述2點，本文更換解釋變量為核心變量的不同階數滯后項，設置模型(7)～(9)，并采用面板tobit模型估計。引入滯后項模型的優勢在于，不僅從時間上避免了雙向因果關系的可能，更能夠展現核心變量隨時間變化的趨勢。各滯后項對被解釋變量的偏效應、標準誤和顯著性如表4所示。

表4 滯后項模型結果

根據表4的結果，本文繪制圖4以展示企業社會責任、政府嵌入效率及交互項的動態演變過程。其中，企業社會責任與交互項的系數及置信區間參照左縱軸，政府嵌入效率的系數及置信區間參照右縱軸。結果表明，企業社會責任系數在滯后1期達到峰值，而后逐步下降，說明企業社會責任轉化為創新績效具有一定的時滯性，且隨著時間推移，企業履行社會責任帶來的消費者響應會逐漸削弱，進而減少對創新績效的正向影響。考慮到政府公布的審計結果會迅速傳導到投資市場或引發媒體介入，在短期內引發波動，而長期則具有“遺忘效應”，交互項系數亦表現出隨時間減小的趨勢。值得一提的是，政府嵌入效率系數的顯著性隨滯后階數增加而不斷增強，這可能是由于一方面，根據聶輝華[19]的定義，政企關系包括但不限于官商關系，它也可以接近于狹義的“營商環境”。營商環境的持續優化，對構建有效的企業創新激勵和政府補貼機制具備長期影響。另一方面，政府與企業的距離或會引致社會資本發揮作用的滯后性。對于非市委直轄的國有企業，主政官員在干預企業時需要下屬官員的配合。而對于民營企業而言，由于其管理者并非政府任命，與政府的距離會相對遙遠。較長的委托-代理鏈條可能會導致系數出現由不顯著到顯著的變化。滯后3期模型中，政府嵌入效率系數在5%水平上顯著為負，說明政府嵌入效率越高，對于企業創新越有利，此結果契合于許志端等的發現[20]。

圖4 變量系數動態演變示意圖

4.2 更換模型設定

通過更換模型設定證明假設1的正確性。部分學者提出，假說1未納入社會責任的機會成本考量，隨著社會責任履行度的上升，利益與成本并不必然匹配，過度的企業社會責任可能在如下3方面阻礙創新績效產出。其一，社會責任要求企業增加慈善捐款，進而可能對研發費用產生擠出效應。這是因為無論是慈善投資還是研發投資，都需要占用一定的物質資源。在企業內部資源有限的約束下，從事慈善捐贈活動會減少研發活動可利用的資源。沈弋等[21]還發現，慈善捐款能否轉化為企業利益取決于高管的社會資本和網絡，而研發投入能否轉化為企業利益則取決于高管的技術背景。由于高管難以兼備長期從政和研究的能力，慈善捐款和研發投入往往是相互擠出的。又考慮到研發具備規模效應，如果過多挪用研發資金，很可能導致社會責任對創新活動的邊際損害加劇[22]。其二，消費者響應與社會責任并非完全正相關，過度企業社會責任可能引發消費者的抵制行為。Becker-Olsena等[23]認為，消費者對企業社會責任的積極或消極響應取決于消費者群體感知與反饋。過度的社會責任會增加企業的利己主義傾向，而一旦消費者形成企業是自我利益導向的認識，就會導致消極響應，從而減少企業的創新績效。其三，企業社會責任的工具性不僅體現在最大化企業收益，更體現在掩蓋不良信息的捂盤行為。企業通過履行社會責任獲取公眾和政府的信任，加劇信息不對稱性，實際是將社會責任作為隱瞞不良訊息以及轉移股東審查的工具[24]。繼而，公眾觀測到的企業高社會責任履行度可能只是運營不良的表現，亦不利于維持其創新活動。基于上述理論，本文將式(7)設定為包含企業社會責任平方項的回歸方程：

∑δmcontrolsi,t+indj+provk+εi,t

(7)

表5匯報了相關結果,其中，括號內為異方差穩健的標準誤。

表5 平方項模型結果

從表5可見，無論是否控制行業、省份效應，企業社會責任的系數均在1%水平上顯著，平方項系數則在10%水平上顯著。然而，在不控制行業、省份固定效應的情況下，倒U型曲線頂點為82.02；在控制行業、省份固定效應的情況下，倒U型曲線頂點為81.76，均超過了目前社會責任履行的最大值76.61。結果表明，樣本全部位于倒U型曲線的左半支，即企業履行社會責任仍然是促進創新的有效策略，這進一步驗證了假說1。

4.3 傾向得分匹配

伴隨著開放創新的廣度和深度日益增強，推動企業持續創新成為科技管理的重要議題[25]。在積極的消費者響應中，企業的創新成果被市場充分肯定，這對企業起到正向反饋效應，并鼓勵企業進一步維系創新活動。Suárez[26]發現，在新舊技術迭代迅速的當代，上述“反饋-積累”機制能夠產生鎖定效應。企業創新持續性表現越好，企業創新成功的幾率也越高，創新能力越強。而創新的持續性需要長期穩定的綜合資源投入，這些投入既包括研發支出等有形投入，也包括聲譽資源等無形投入[27]。其中，企業持續履行社會責任作為促進利益相關主體響應、維系企業聲譽的重要舉措，應當能夠通過促進創新持續性，提高創新能力和創新績效。因此，本文設置傾向得分匹配模型，檢驗企業持續履行社會責任對創新績效產出的積極影響。具體而言，本文將觀測窗口內社會責任評分逐年遞增的企業，視作其滿足持續履行社會責任的條件，設置為實驗組，否則為對照組。在建立由上述2組構成的反事實框架后，探討2組在創新績效產出方面是否存在明顯差異。

在匹配之前，先篩選出2013-2018年的平衡面板作為研究樣本。一方面，平衡面板能避免不同企業觀測年份的差異導致劃分實驗組和對照組時出現誤差；另一方面，以2013年為起始點呼應了前文對企業社會責任時期的劃分。黨的十八大以來，國家對于企業社會責任治理的關注度明顯提高，在此背景下探討企業持續履行社會責任的決策更具有現實意義。此外，由于潤靈環球在2010-2012年評價的企業數較少，如果納入上述年份構建平衡面板，會損失較多樣本。基于上述考量，本文構建了2013-2018年的平衡面板用于后續分析。

由于傾向得分匹配的前提是實驗組與控制組完成匹配后無系統差異，本文在使用該方法前進行平衡性檢驗。圖5刻畫了各變量偏差絕對值的分布特征。容易看到，所有變量匹配后的標準化偏差相比于匹配前明顯縮小，且均小于10%的警戒線，即2組樣本在協變量上不存在系統性差異，適合采用傾向得分匹配法。匹配之后2組間的創新績效水平差異用實驗組平均處理效應(ATT)表示。為了避免同方差假設帶來的偏差，本文額外采用自助法，重復抽樣200次估計ATT的自助標準誤，并在表6匯報半徑匹配法、核匹配法和近鄰匹配法的相關結果。在使用半徑匹配法和核匹配法的情況下，ATT在1%水平上顯著為正；在使用近鄰匹配法的情況下，ATT至少在10%水平上顯著為正。這說明，企業持續履行社會責任的決策能夠顯著提高創新績效產出，由此充分證明了假說1的合理性。

圖5 平衡性檢驗結果

表6 傾向得分匹配結果

5 結論與建議

本文以2010-2018年上市公司為研究樣本，探討企業社會責任的創新效益，發現：①企業履行社會責任能夠通過獲取利益相關者資源、降低創新潛在風險等渠道，促進創新績效產出；②政府嵌入效率越高，企業社會責任審計質量越高，社會資本聯結利益相關者的作用越大，對于企業社會責任與創新績效產出的正向調節效應就越強；③納入企業關系網絡考量后，關聯企業的創新表現能夠通過協同效應和攀比效應，進一步提升本企業的創新績效。

本文期望對企業社會責任與創新績效產出關系的理論研究作出邊際貢獻。一方面，本文的分析結果對既有文獻形成了良好的補充作用。既有文獻探討了企業社會責任對不同維度創新績效的關系，發現企業履行社會責任對團隊創新績效[28]、技術創新績效[29]均有積極影響。本文從更為綜合的角度界定了企業創新績效的內涵，且實證分析得出的結論契合了上述研究。另一方面，既有文獻往往傾向于關注政府嵌入為企業帶來的補貼收益，而忽視政府嵌入伴隨的政治關聯成本。本文引入政府嵌入效率的概念，發掘了企業社會責任影響創新績效產出的潛在機制，且發現該機制在納入企業關系網絡的考量后依然穩健。基于政府嵌入和企業網絡的分析框架，本文豐富了企業社會責任與創新績效關系的研究視角。

面對第三次分配對企業履行社會責任提出的更高要求，本文具有如下3點啟示：①企業創新活動不能僅僅局限于研發投入。面對消費者越來越高的期待，企業應當積極踐行社會責任，維護品牌聲譽，發掘并利用其潛在收益;②政府與企業應當明晰各自的權責關系。對于企業而言，應當建立與政府的友好聯結關系，充分利用政府提供的R&D補貼，開展創新活動；對于政府而言，則應當建立健全公平合理的評價體系，科學有效地評估企業創新績效;③盡管第三次分配的參與主體是企業等民間力量，但政府的引導與調控作用仍然至關重要。政府應當通過稅收減免等政策，保障企業社會責任的工具性效益，進而激勵企業以增加慈善捐款支出、設立志愿團體等方式參與第三次分配，最終實現完善我國收入分配格局的宏大目標。