创新能力与企业社会责任的交互跨期影响
——非正式制度调节效应视角

曾辉祥 ，陈佳纯 ，周志方

（1. 中南大学 商学院，湖南 长沙 410083；2. 湖南省两型社会与生态文明2011协同创新中心，长沙 410083；3. 华中科技大学 管理学院，武汉 430074）

目前，驱动因素与经济后果视角下的企业社会责任研究不计其数，但关于企业社会责任与企业竞争优势的关系犹如“蛋生鸡还是鸡生蛋”［1］，仍是一个悬而未决的话题。其中，创新能力与企业社会责任的关系更是受到广泛关注①资料来源：2019年全球企业社会责任峰会北京论坛（http：//world.people.com.cn/n1/2019/0331/c1002-31005054.html）。。“创新、协调、绿色、开放、共享”新发展理念意味着“创新”与“可持续发展”地位并重，进一步表明，走可持续发展与创新之路，谋求经济、社会及环境效益最大化，成为中国企业生存发展的新常态②资料来源：2019年博鳌亚洲论坛（https：//baijiahao.baidu.com/s？id=1629226941339077375&wfr=spider&for=pc）。。为此，一些高新技术企业率先树立了标杆模范，在获取经济利益的同时也致力于创造社会效益。例如，美的集团每年投资数亿资金用于精准扶贫、医疗养老、创新创业、文化传承等公益慈善。关于企业履行社会责任有助于聚集社会资源，开展创新活动有利于维持和提升竞争能力，企业家们已达成共识。然而，在响应“创新”与“可持续发展”的时代号召下，企业家们却陷入了如何配置创新与社会责任实践所需资源的困局，即企业在追求创新与社会责任的竞争优势同时，引发了创新与社会责任实践争夺有限的内部资源。因而，在面对竞争异常激烈的外部市场和企业资源多重约束的内部现状，企业家们不得不在两者间权衡资源的分配。这种窘境也促使一些短视企业家选择“舍社会责任实践，得企业创新实践”，甚而做出企业失责行为，如三聚氰胺奶粉事件、长生生物疫苗案件、基因改造婴儿试验等，进而造成恶劣的社会影响，引发社会大众对技术创新引致环境污染、伦理危机、经济负外部性、公众合法权益危害等方面的担忧。

另一方面，针对企业社会责任与企业创新的关系，学术界也展开了诸多研究，但仍未形成定论。梳理相关文献，可归纳为以下3种观点。①大多学者认为企业履行社会责任能提升创新能力。例如，WU等［2］以309家中国上市企业为样本实证发现，企业创新绩效改善与其环保责任承担息息相关。②部分学者则从资源成本效益角度主张企业社会责任不利于企业创新。其中，该观点最具代表性的学者HULL 和ROTHENBERG［3］指出，试图提升社会绩效的企业行为可能会挤占那些本可用于核心商业领域的资源，进而抑制企业创新能力提升。③也有学者认为两者呈非线性关系。李文茜等［4］结合知识基础理论、工具型利益相关者理论及权变理论，揭示了企业社会责任对企业技术创新绩效存在非线性影响。本文认为导致这些相左观点与结论可能的原因是：一方面，先前研究可能忽略了两者联系的空间性和时间性，均默认企业社会责任与企业创新之间为单向因果关系，而忽视了两者间存在动态交互影响的可能性；另一方面，已有研究在探讨企业社会责任与企业创新直接关系时，忽视了一些重要权变因素的影响。为此，本文尝试解决两个问题：实证检验企业社会责任与创新能力之间是否存在跨期互动关系？两者之间的跨期交互关系是否会受到企业内外部权变因素的影响？

鉴于此，本文基于负责任创新、动态能力等理论假说，以2010—2016年575家中国高新技术上市公司为研究样本，从交互跨期效应视角实证检验企业社会责任与创新能力的关系，并分别从内外部视角考察非正式制度（企业责任文化与企业社会声誉）对两者关系的权变作用。相较于已有研究，本文的边际贡献如下。①通过实证分析厘清了企业社会责任与创新互动关系的内涵。现有研究多集中在企业社会责任对企业创新的单向静态影响上，本文不仅考虑了两者在时间与空间上的耦合关系，并采用广义矩阵法证实了两者的动态交互效应。②着眼于非正式制度的调节效应，将企业内部责任文化和企业外部社会声誉引入企业社会责任与创新能力的关系研究中，揭示了企业责任文化的规范指导功能和企业社会声誉的信息传递与期望约束作用。与传统的正式制度视角相比，本文为该领域的研究提供了新的切入点。③立足于中国经济新常态这一独特情境，从宏观政策导向出发，密切关注当下微观企业的创新能力跃迁和社会责任承担这一现实问题，剖析企业社会责任与企业创新能力之间的关系，对企业优化资源配置以达到兼顾社会责任履行和创新能力提升目标具有重要参考价值。

1 文献回顾与假设提出

资源基础理论认为，企业凭借其不可复制的资源获得竞争对手无法模仿的竞争优势，但在维持企业持续性竞争优势的过程中，特定资源的不可替代性或难以模仿性会逐渐减弱［5］。原因在于，支撑企业战略优势的技能与资源不断变化，不足以获得持续性的竞争优势，为此企业需要随环境变化拥有识别、吸收、应用及转化资源的动态能力［6］。从另一个角度来看，企业一旦掌握了异质性资源，外部利益相关者也会上调对企业的预期，这也驱使企业管理者洞察或迎合利益相关者需求，以谋求异质性资源的持续供给和持续性竞争优势的维持。中国市场是非完全竞争市场，资源转化吸收和信息传递接收可能存在一定程度的滞后性和失真性，履行企业社会责任和不断激发创新潜能成为迎合利益相关者需求最为直接有效的手段。同时，非正式制度也成了影响企业管理者行为风格和利益相关者综合评价的重要因素。通常，积极向上的企业文化更能激发员工士气，博得利益相关者好感；蜚声远近的企业也更易得到资本市场的青睐，降低运营成本［7］，这也表明非正式制度成为企业维持持续竞争优势不可忽视的因素。

1.1 企业创新能力与企业社会责任

企业社会责任是企业在努力构建和处理与利益相关者及自然环境关系时所执行的行动战略和运营实践，通常包括社区服务、社会公益、员工福利计划以及环保采购和制造实务等方面［8］。企业创新能力是指企业为实现创新战略，由产品创新能力和工艺创新能力两者耦合形成的系统特征和整体功能［9］。企业社会责任和企业创新能力为企业集聚竞争优势提供了差异化途径，两者的战略价值被广泛认同。竞争优势理论认为，企业在产业定位的基础上可以通过差异化战略方式获得竞争优势，且差异化既依赖于异质性资源，也依取决于难以复制的能力［10］。与此对应，企业履行社会责任有助于聚集社会资源，而企业创新有助于提升竞争能力。已有研究认为，企业承担战略性社会责任可获得良好声誉、人力资本、社会资本及高质量的利益相关者共赢关系网络等资源，形成差异化竞争优势。动态能力理论的观点认为，创新是一种组织获取和转化资源及塑造资源差异的有效途径，进而为企业带来稀缺、不可模仿和难以替代的核心能力，既可导致“李嘉图租金”，又可导致“熊彼特租金”［11］。

然而，追求创新与承担社会责任给企业带来竞争优势的同时，也会引发企业内部资源争夺，在资源稀缺有限的约束下，企业不得不权衡资源在两者间的分配。对此，部分学者“举”创新而“反”社会责任，FRIEDMAN［12］认为，与服务于企业利润最大化目标的核心业务相比，企业社会责任活动会增加运营成本，无助于企业价值创造；HULL和ROTHENBERG［3］也指出，企业在改善社会绩效方面的投入会对核心业务领域产生挤出效应，不利于持续盈利。当然，也有观点与此相反。WU等［2］证实了创新绩效改善与其环保责任承担息息相关。虽然前期研究证实了企业环境责任对创新的积极影响，但对于多维度的企业社会责任与创新之间的关系尚未达成共识，且仅仅单向关注企业社会责任对创新的影响，很少研究两者的互动关系。为此，本文将从不同的理论视角进一步揭示企业社会责任与创新能力的动态交互关系。

1.2 企业创新能力与企业社会责任的交互跨期影响

1.2.1 企业社会责任对企业创新能力的跨期影响 企业创新涵盖产品创新、工艺创新、设备创新、材料创新、生产组织组织与管理创新，其主要决定要素涉及掌握专业知识的人才、企业价值观、技术系统及管理系统的能力［9］。基于资源基础理论和吸收能力理论，本文认为，企业社会责任主要通过影响企业创新的主要决定要素进而提升企业创新能力。

首先，基于资源基础理论，企业通过积极履行社会责任与主要利益相关者建立的密切关系形成了获取资源和竞争优势的纽带［13］。具体而言，一方面企业积极履行社会责任能拓宽融资渠道，降低融资成本［14］，为提升创新能力提供资金保障；另一方面，从人力资源的角度来看，积极履行社会责任的企业通常拥有更好的社会声誉、良好的工作环境、关心员工职业发展等特征，其能降低员工离职率和吸引优秀人才，进而为提升企业持续创新能力确立保障。其次，依据吸收能力理论，吸收新知识可使组织变得更具创新性和灵活性，并且吸收新知识能力强的企业相比弱的企业更具竞争优势［15］。对于拥有更强的责任意识的企业，能够在积极践行利益相关者责任（消费者、客户等）中吸收新知识进而更具创新性和灵活性。例如，伴随消费者对产品的环保、绿色、天然等特质要求的日益提高，负责任公司会主动在原料获取、水源控制、化肥施用等环节实现过程创新，为产品贴上“健康”“安全”标签以保证产品质量［2］。深入现实情境具体分析，企业主要通过4 种途径获取新的技术知识：①自主研发创造新知识；②日常生产运作提取新知识；③购入新知识，如招聘高新技术人才；④从其他机构或来源借鉴新知识。研究显示，通过外界动态引发的新知识最具潜质和价值［16］，而企业社会责任能够刺激企业快速感知、反应外界动态和产生新知识，进而推动企业的创新历程。首先，企业社会责任计划能够帮助企业建立新的关系并强化现有关系，进而汲取利益相关者网络中的想法和知识［17］；再者，强大的利益相关者—企业关系背景下，利益相关者也愿主动与公司共享信息和资源，向企业注入新鲜外部知识。因而，基于利益相关者知识共享，企业能够构建富有价值的外部知识库，进而促使企业加快开拓利用步伐和提升企业创新能力。此外，外部知识在指引企业创新方向上也发挥着关键作用。与企业内部知识不同，企业社会责任促进的外部知识（利益相关者知识）往往补充并促进“创造性飞跃”——新产品理念的起源与实施。例如，客户可以提供关于市场偏好和潜在需求的见解，使得企业致力于该方面的创新与突破［18］；环境部门和非政府机构掌握更多关于环境和社会问题的知识，获取相关知识与支持有益于企业研发创新［19］。

近年来，学者们对企业社会责任与创新绩效饶有兴趣。BOCQUET等［20］探讨了战略型与响应型企业社会责任行为对技术创新、企业增长的差异化关系。梳理文献发现，企业社会责任对企业创新的积极影响得到了学者的广泛认可。但本文认为，企业承担社会责任对企业创新能力的积极影响并非一蹴而就，而是一个渐进过程，具有一定的滞后性。从市场角度来看，中国市场目前是非完全有效的，诸多非理性因素会干扰利益相关者接收信息，可能存在利益相关者难以及时、全面掌握有关企业承担社会责任信息的情况。从企业和利益相关者互动而言，企业通过积极承担社会责任来赢得各利益相关者的信赖和支持，需要经历一个从披露、传递到最终被各利益相关者所接受的过程；企业构建知识库、吸收新知识和培养新能力也同样涵盖识别、评价、消化和应用等系列阶段［21］。基于上述推导，本文更倾向于认为企业社会责任对企业创新能力的提升存在滞后效应，于是提出如下假设。

H1 企业社会责任对企业创新能力的提升具有正向滞后影响。

1.2.2 企业创新能力对企业社会责任的跨期影响 梳理文献发现，企业创新到企业社会责任的探究或企业社会责任与创新的双向研究（实证或案例）相对较少，而这也正是本文的重要研究动机之一。本文尝试以负责任创新理论和动态能力理论来诠释创新能力对企业社会责任的提升机制。负责任创新理论认为，社会大众与科研创新人员应保持相互负责的关系，凸显社会伦理在技术创新和科学发展评估中的重要地位［22］。欧盟“地平线2020”框架计划也强调了社会对科技发展的导控建构作用。然而，反观当下，核能、基因工程、互联网技术等引领的科技创新在驱动社会进步的同时也引发了社会公众对科技创新技术与环境污染、经济负外部性、危害公众合法权益等冲突的思考与担忧。作为中国创新主力军的企业，近年因技术创新发生的负面事件激发民众发出企业创新与企业社会责任议题相统一的呼声［23］；另一方面，粗放式增长与环境治理也引发了公众对可持续竞争力的迫切关注。国家和政府发出了“金山银山不如绿水青山”的号召，并引入“创新、协调、绿色、开放、共享”的发展理念，与负责任创新理论观点不谋而合。依据动态能力理论的观点，企业会通过整合和重新配置其内外部资源和能力以迅速适应环境变化，以此创造和维持相对于其他企业的比较优势［24］。面对公众及政府对企业负责任行为和创新伦理性的高度关注，企业会顺应负责任创新潮流，在生产经营实践（创新产品、生产流程、标准或服务）中嵌入负责任创新理念。尤其高科技企业，将更有意愿努力实现由传统的高创新能力企业向负责任的高科技型创新企业转型，进一步维持其竞争优势。

值得注意的是，企业投资社会责任要经历一个从认识到决策的过程，实施负责任创新需要一定的周期。PAVLOU和SAWY［25］提出动态能力模型框架，详细阐述了企业适应和应对外部环境变化以提升竞争优势的过程，即首先通过感知能力发现机会，而后发挥学习、整合与协调能力实现新知识的生成与应用。因此，从负责创新的演绎逻辑出发，企业创新能力对企业社会责任的影响也具有滞后性。据此，提出如下假设。

H2 企业创新能力对企业社会责任的履行具有正向滞后影响。

1.3 非正式制度的调节效应

制度是为确定人与人之间的关系而人为设定的制约，一般分为自上而下强制执行的正式制度和从人类经验演化出来的非正式制度。相比于正式制度的强制性，非正式制度主要依靠自我实施，主要包括价值观、伦理道德、文化传统、风俗习惯及意识形态等，其基本功能有凝聚、规范及评价［26］。由于非正式制度安排的执行取决于社会的相互作用，因而其功能发挥存在组织差异性。在中国经济转型背景下，道德规范、社会舆论等非正式制度安排起到了修改、补充或扩展正式制度的作用，进而影响了经济运行中的资源配置与企业行为。本文重点关注企业责任文化与社会声誉两种非正式制度。

1.3.1 企业责任文化的调节效应 文化氛围作为一种典型的非正式制度，对人的意识行为和企业的经济活动产生着潜移默化的影响。企业文化通常服务于企业生存和发展目标，并通过价值观与信仰共享的模式帮助个人理解组织功能，为组织行为提供指引、约束和规范［27］。企业经营目标先后经历了利润最大化、股东价值最大化、考虑利益相关者的企业价值最大化的演变历程，企业文化也势必相应调整以符合大众整体利益和价值取向。按照制度理论，文化能对组织施加规范性的同构压力［28］。因而，企业责任文化可发挥指导和约束功能以调节企业社会责任与创新能力之间的关系。

从企业责任文化的约束功能来看，企业责任文化氛围降低了员工不负责任行为的发生。依据社会规范理论，每个个体都会遵从自身所隶属群体需共同遵守的社会规则，而违反群体内成文或不成文规则的个体将面临被排斥甚至被清除出该群体的风险［29］。因此，当企业大力宣扬责任文化和塑造共享的责任价值理念，内部成员会在自然而然或外部使然的情况下形成应该承担社会责任的观念。当企业所有者或管理者做出不承担社会责任的行为时，则有可能会受到员工抵触。从企业责任文化的指导功能来看，企业责任文化氛围能够激发员工履行社会责任的动机。文化作为一种软约束制度，其指导机制体现为通过道德标准与社会规范影响企业所有者、管理者及其员工的行为［30］。研究发现，强烈的企业文化可以指导组织成员按照既定要求进行生产决策［31］。因此企业责任文化能够通过其对管理者和员工的约束和指导功能对企业负责任创新行为产生正向调节效应。具体来说，企业责任文化能够约束企业失责行为，引导企业主动承担对他人或社会的责任，并激发企业管理人员和创新人员更加致力于负责任创新的转型和积极响应社会责任的外部变化和要求。更进一步，文化正向推动内化为企业所有者、管理者、企业员工的具体实践的同时，也助推着企业创新。一方面，正确的企业文化观提升了员工忠诚度与员工效率，有利于企业活动的顺利展开［32］；另一方面，优秀的企业文化也能吸引优质科研人才，进而提升企业创新能力。

值得注意的是，企业责任文化形成文化氛围是持续渐进的，即责任文化对企业所有者、管理者、企业员工的推动内化是一种循序持久和潜移默化的影响过程，因而它能够同期正向调节企业创新能力与企业社会责任的交互跨期影响过程，即企业责任文化能够在创新能力与企业社会责任的交互跨期影响过程发挥正向调节作用。基于上述推理，本文提出如下假设。

H3 企业责任文化正向调节企业创新能力和企业社会责任的交互跨期影响关系。

H3a 企业责任文化正向调节企业社会责任对企业创新能力的影响。

H3b 企业责任文化正向调节企业创新能力对企业社会责任的影响。

1.3.2 企业社会声誉的调节效应 企业社会声誉代表企业过去行为和未来展望对其利益相关者的吸引力，是公众基于企业经营业绩、创新能力、社会责任与战略传播等因素的认知得出的一种综合评价，反映了利益相关者对企业“好”或“坏”的评判［33］。企业声誉的战略价值得到学术界的充分肯定［7，33］。首先，良好的企业社会声誉能够为企业带来更多的资源流入，促使企业研发创新，并进而触发企业创新能力的提升。研究表明，良好的企业声誉会降低资本成本、吸引优秀人才、强化员工组织认同感和提高客户忠诚度［34］。其次，社会声誉也进一步使企业与各利益相关方建立更广泛、更深入和更稳定的关系网络，与利益相关者持续的外部知识共享和交流将促进企业创新能力提升。

社会声誉带来异质性资源与竞争优势的同时，也发挥着作为非正式制度的规范功能。期望违背理论认为，期望既实现了预测功能，也实现了规范功能。一方面，利益相关者根据期望标准来评估企业行为或结果；另一方面，企业也会有意识地迎合社会期望并进行信念塑造和行为管理［35］。因而，具有良好声誉的企业出于维护企业声誉或满足社会期望的考虑，会更加努力地向负责任高科技型企业转型。简言之，良好声誉在带给企业更多资源的同时，也会促使企业注重自身形象，在致力于创新研发时兼顾社会价值与企业价值。基于此，本文推断企业声誉能够对企业社会责任与企业创新能力之间的关系发挥正向调节效应。但企业社会声誉是利益相关者对企业的一种综合评价，既带来持久的异质性资源，也发挥着持续的规范功能，具备长期和同期影响的特征，因此，企业社会声誉在创新能力与企业社会责任的交互跨期影响过程中发挥正向调节作用，本文提出如下假设。

H4 企业社会声誉正向调节企业创新能力和企业社会责任的交互跨期影响关系。

H4a 企业社会声誉正向调节企业社会责任对企业创新能力的影响。

H4b 企业社会声誉正向调节企业创新能力对企业社会责任的影响。

基于上述推导，本文的概念模型如图1所示。

图1 概念模型Fig.1 Conceptual model

2 研究设计

2.1 样本选择与数据来源

在中国，高新技术企业是实现“创新强国”的中坚力量，其创新能力和社会责任意识的提升对社会经济高质量发展具有重要意义。为此，本文主要以中国高新技术制造行业上市企业为研究样本。依据《高技术产业（制造业）分类》（2017）和《上市公司行业分类指引》（2012 版），选取8 个高新技术行业。由于2010 年起中国企业才开始广泛披露《企业社会责任报告》《企业可持续发展报告》及《环境影响年度报告》，所以本文时间窗口为2010-2016年。本文对样本进行了如下处理：①剔除被*ST、ST的企业；②剔除财务数据缺失的企业；③剔除企业社会责任与创新能力测度指标缺失的企业。最终得到575 个样本，4 025个观测值，其行业分布如表1所示。

表1 样本的行业分布Tab.1 Industry distribution of samples

数据来源分别为：企业财务数据来自CSMAR数据库；企业创新能力和行业创新水平数据主要源于国家知识产权局（http：//cpquery.sipo.gov.cn/）和Wind 数据库；企业社会声誉数据来自财富中文网（http：//www.fortunechina.com），企业责任文化原始数据来自样本企业官网，经手工收集整理得到；企业社会责任信息来自和讯网（http：//www.hexun.com/）公布的企业社会责任综合指数。数据处理软件主要是SPSS19和Stata13.0。

2.2 变量测度

2.2.1 企业社会责任 内容分析法、声誉指数法及第三方评价指数法是当前研究企业社会责任常用的方法。考虑企业社会责任度量的客观性、全面性和权威性，本文选用和讯网的企业社会责任报告评价指数。和讯网评价体系包括股东责任、供应者及客户权益责任、职工责任、环境责任和社会责任。具体的测量方式为：①根据不同行业特征设置五大项的权重，分别设立13个二级指标和37个三级指标；②基于指标性质和企业公布的社会责任报告及年报进行评分，其中，数值型指标的计算依据为和讯数据中心模型，逻辑型指标则依据指标披露的详细情况；③根据各项得分及相应的权重计算企业社会责任得分。

2.2.2 企业创新能力 虽然学术界对如何衡量企业创新能力存在争议，但是大多数学者仍将专利视为企业创新能力最主要且最合理的体现形式。并且依据黎文靖和郑曼妮［36］的观点，企业创新类型可分为以发明专利为主的实质性创新和以实用新型专利和外观设计专利为主的策略性创新，为此本文采用发明专利代理企业创新能力。同时，考虑专利申请量包括获得授权专利和未获得授权专利两部分，其中未获得授权专利不能真实有效地刻画企业的创新能力水平，因此，本文采用当年企业专利授权数来衡量企业当年的创新能力。为保证数据平稳性和消除异方差现象，并考虑部分高新企业本年没有获得专利授权数，本文进行了对数化处理，即ln（1+企业发明专利授权数）。

2.2.3 调节变量 本文对两个调节变量的测量分别如下。

1）企业责任文化（Resp_Cul）。企业社会责任计划涵括社区服务、社会公益、员工福利计划以及环保采购和制造实务等多个方面［8］，对应于企业责任文化要素则需包括职工责任（如强调员工培训及职业发展）、供应者及消费者权益责任（如尊重供应商请求和重视顾客需求）、环境责任（如弘扬和践行环保）、社会责任（如企业爱心捐赠）等。为此参考靳小翠［37］对企业责任文化的度量，本文假设当企业的价值观、企业精神、核心经营理念等软元素含有“不仅要对股东负责，还要对债权人、客户、员工、社会、环境等利益者攸关方负责”的命题时，就确定为融入了“责任”要素，并称其为“责任文化”，具体测量步骤如下。①判断有无责任文化。对企业年度报告、社会责任报告、官方宣传网页等公开信息进行内容分析，查询企业文化、企业价值观、核心经营理念等软元素是否存在关于“承担除股东外其他利益相关者责任的表述”，如“共赢”“绿色”“和谐”“可持续”“为社会（或顾客、用户等）创造价值”等。若有，则存在企业责任文化；反之，则不存在企业责任文化。②量化责任文化强度。本文通过分析责任字样在企业价值观、文化、核心经营理念等所处的位置来度量企业对“责任文化”的重视程度。具体方式是：用“1”减去“责任文化”表述字样在所倡导的模块中的字数位次占比。以神州高铁为例，其核心经营理念为“以客户为中心，尚德守正出奇；以贡献者为本，合作包容创新”，其文化强调了“客户”意味着企业文化中包含“责任文化”，而且“客户”排在经营理念24个字中的第2位，则责任文化强度赋值为1-（2/24）=0.917。该变量的值越高，说明企业越重视“责任文化”。

2）企业社会声誉（Repu）。FOMBRUN［38］提出的“企业社会声誉”定义被普遍认可，但测量方法则众说纷纭。本文通过文献梳理发现，企业社会声誉的度量大致可以划分为三大流派：①个性特征流派通过人们赋予企业不同的人格特征来识别和评价企业声誉；②信任流派则依据人们信任或不信任企业的缘由来评判企业声誉高低；③社会期望流派依据人们对企业抱有的不同社会期望来感知和评价企业声誉。其中，社会期望流派作为企业声誉评价的理论基础被学者广泛应用，《财富》杂志的年度最受欢迎企业调查（MAC）、声誉学会的声誉商数（RQ）、英国《当代管理》的“英国最受尊敬企业”以及中国《经济观察报》的“中国最受尊敬企业”等都是该流派的典型代表。本文延续这一思路，采用社会期望声誉指数法来评价企业的社会声誉，参考沈洪涛等［39］和FOCKE 等［40］的做法。①根据企业是否登榜于“世界500强”“全球最受赞赏的公司”“中国500强”或“最受赞赏的中国公司”，判断样本企业是否拥有社会声誉。若样本企业未入选，则记“0”分。②若企业入选四大榜单，再根据榜单的权威程度和受众程度打分。具体而言，登榜于“世界500强”，记5分；登榜于“全球最受赞赏的公司”，记4分；登榜于“中国500强”，记3分；登榜于“最受赞赏的中国公司”，记2分。企业社会声誉指标为企业在4个排行榜上的得分合计，并采用ln（1+声誉总得分）来度量。

2.2.4 控制变量 经过系统回顾企业社会责任、企业创新、企业文化及企业社会声誉等方面的文献［2，4］，将控制变量划分为企业层面和行业层面，还控制了年度哑变量。

1）企业层面。①企业规模（Size）：规模越大的企业面对更多来自政府、媒体、公众等的关注，这使得它们更加关注企业社会责任。②资本结构（Capital）：企业日常决策和长期战略受到企业资本结构的影响，如债务规模越大的企业进行项目投资会受到银行和债权人的约束。③流动性（Cash）：企业经营活动受企业流动性限制和影响，本文选择公司净现金流来衡量流动性。④企业年龄（Age）：随着时间的推移，企业既可能会失去竞争和创新的能力，也可能为创新带来知识、技能和专业化。⑤企业成长（Saleg）：企业发展速度影响企业创新水平，相比发展速度缓慢的企业，为了匹配企业发展速度，发展快的企业更愿意投入研发资本进行创新。⑥企业成长潜力（Tobin_q）：市场对不同成长性的企业的未来利润预期存在不同，会影响企业投资和创新的力度，如具有发展潜力的高成长企业通常被认为具有更高的利润预期，可以吸引更多外部投资，并将其用于企业研发创新投资。⑦企业知名度（Advertising）：企业知名度可能会受到广告投入力度的影响，因而控制广告支出。此外，还控制了董事会规模（Board）、董事长与总经理是否两职合一（CEO_Duality）、财务绩效（FP）、第一大股东持股比例（First_Hold）及机构投资者持股比例（Institu_Hold）等相关变量。

2）产业层面。不同行业中，企业的技术创新难度不同，市场竞争强度不同，对企业社会责任履行积极性的影响也不同，因此，本文控制了与行业有关的市场不稳定性、市场机会。①市场不稳定性（Mar⁃ket_Inst）：特定行业内所有企业近5年（在给定年份之前）销售增长率的标准差，如2001年的市场不稳定性为某一特定行业内公司1996—2000年的销售增长率标准差。②市场机会（HHI'）：反映产品市场竞争程度，通常以前四厂商集中度（CR4）、前八厂商集中度（CR8）或赫芬德尔指数（HHI）代理。本文使用赫芬德尔指数，HHIij=∑(Xij/∑Xj)2，其中，Xij为j行业中企业i的主营业务收入，∑Xj表示行业j的主营业务收入。HHI越小，说明行业内相似企业越多，相互影响的程度越深，竞争程度越大。为此，本文对该数值进行了转换，即 HHI'ij＝1-HHIij。

所有变量的定义及计量见表2。

表2 变量定义与计量Tab.2 Variable definition and measurement

2.3 模型设计

为检验企业社会责任与创新能力之间的交互跨期影响，本文使用OLS方法确定两个因变量的滞后期数，并对两个变量分别采用了不同的控制变量。结果表明，滞后2期以后的社会责任与当期社会责任不存在显著的相关性，滞后2期以后的企业创新能力与当期创新能力不存在显著相关性。这意味着企业社会责任和企业创新能力的滞后项都只要滞后两期就能反映模型的动态性。为了检验两者之间的跨期交互效应（H1和H2），在确定滞后期的基础上，构建了如下两个存在滞后项的动态模型。

其中：i代表公司，t代表年份，t-j代表滞后j期；γi与χi为系数；τit和ϵit为残差项。

为了检验企业责任文化、企业社会声誉在企业社会责任与创新能力的交互跨期影响中的调节作用（H3和H4），构建如下两个动态模型。

其中：Adj代表调节变量；ρ0与ξ0为系数；Φit与ψit为残差项。

3 实证分析

3.1 描述性统计与相关性检验

表3为主要变量的描述性统计和相关分析。高新技术制造企业的社会责任履行水平均值为26.04，标准差为19.36，中位数为20.42，反映高新技术企业社会责任履行水平参差不齐，整体偏低。企业创新能力均值为1.47，标准差为1.36，中位数为1.39，说明样本企业的创新水平差异不大且整体中等偏上。企业声誉的均值为0.24，中位数为0，表明只有较少样本企业登榜于“世界500强”“全球最受赞赏的公司”“中国500强”或“最受赞赏的中国公司”；从企业责任文化指标的均值（0.55）和中位数（0.6）也可以看出，大部分企业将社会责任要素引入企业文化。此外，通过方差膨胀因子检验（VIF）识别是否存在严重的多重共线性问题，结果显示方差膨胀因子（Max-VIF）小于10，表明不存在严重的共线性问题。

表3 样本统计特征Tab.3 Characteristic statistics of the sample

3.2 主效应检验

广义矩阵法（GMM）适应了内生性、异方差性和序列相关性的可能偏差，且系统GMM估计能修正使用一阶差分GMM估计方法带来的潜在偏误和不精确性，因而本文采用系统GMM模型来检验企业社会责任与企业创新能力间的交互跨期关系。主效应的检验结果如表4所示。

表4 主效应和调节效应结果Tab.4 Results of main effects and moderating effects

基于模型（1），以企业创新能力（INNO）为因变量，以当期社会责任（CSR_HX）、滞后一期社会责任（L.CSR_HX）、滞后两期社会责任（L2.CSR_HX）作为解释变量进行系统GMM 检验。表4 中M1 的结果显示，CSR_HX的系数为0.002且在10%的水平上显著，CSR_HXt-1的系数为0.004且在5%的水平上显著，并且L.CSR_HX的系数（0.004）大于CSR_HX的系数（0.002），H1得到支持。与当期企业社会责任相比，前期社会责任对当期创新能力的正向影响效应更大。

基于模型（2），以企业社会责任（CSR_HX）为因变量，采用当期创新能力（INNO）、滞后一期创新能力（L.INNO）、滞后两期创新能力（L2.INNO）作为解释变量，进行系统GMM检验。表4中M2的结果显示，IN⁃NOt的系数为0.239且在10%的水平上显著，说明只有当期创新能力对同期企业社会责任存在正向影响效应，即H2部分被证实。

3.3 调节效应检验

基于主效应H1的检验结果，为了检验企业责任文化（Resp_Cul）的调节效应，利用模型（3），以企业创新能力（INNO）为因变量，分别以当期企业责任文化（Resp_Cul）、当期企业社会责任与当期企业责任文化的交乘项（CSR×Resp_Cul）和滞后一期企业责任文化（L.Resp_Cul）、滞后一期企业社会责任与滞后一期企业责任文化的交乘项（L.CSR×Resp_Cul）为自变量，进行系统GMM 检验，结果如表4 中的M3～M4 所示。M3中CSR×Resp_Cul 的回归系数为0.009且在5%水平上显著，说明当期责任文化能够促进企业社会责任对企业创新的影响；但M4中滞后一期的责任文化并不具有显著的调节效应，H3a得到支持。

基于主效应H2的检验结果，为了检验企业责任文化（Resp_Cul）是否发挥调节效应，利用模型（4），以企业社会责任（CSR_HX）为因变量，以当期企业责任文化（Resp_Cul）、当期企业创新能力与当期企业责任文化的交乘项（INNO×Resp_Cul）作为自变量进行系统GMM 检验，但是M5 的检验结果并不显著，亦即H3b不成立。

同理，为了进一步检验企业社会声誉是否在企业社会责任对创新能力的影响中发挥调节效应，本文利用模型（3）以企业创新能力（INNO）为因变量，首先以当期企业社会声誉（Repu）、当期企业社会责任与当期企业社会声誉的交乘项（CSR×Repu）为自变量进行检验（见表4中M6），再以滞后一期的企业社会声誉（L.Repu）、滞后一期企业社会责任与滞后一期企业社会声誉的交乘项（L.CSR×Repu）作为自变量，进行系统 GMM 模型检验（见表 4 中 M 7）。从表 4 中的 M6～M7 的检验结果可知，CSR × Repu 的回归系数为0.001，L.CSR×Repu的回归系数为0.002，均不显著，与H4a预期不一致，但回归系数为正说明企业社会声誉在企业社会责任对企业创新能力的影响中可能存在一定程度的调节作用。

前述主效应检验已经证实当期企业创新能力能够改善企业社会责任水平，在此基础上，为了检验企业社会声誉的调节效应（H4b），本文利用模型（4）以企业社会责任（CSR）作为因变量，以当期企业声誉（Repu）、当期企业创新能力与当期企业声誉的交乘项（INNO×Repu）作为自变量，进行系统GMM模型检验。表4中M8的结果显示，INNO×Repu的回归系数为1.186且在10%水平上显著，说明当期企业社会声誉能够正向调节企业创新能力对企业社会责任的影响，即H4b得到支持。

3.4 稳健性检验

相比其他回归模型，广义矩阵法（GMM）矫正了内生性、异方差性和序列相关性的可能偏差，因而本文使用的模型能够修正动态面板模型中潜在的内生性问题。本文通过以下两种方法进行稳健性检验。

一方面，借鉴李文茜等［4］的方法，采用企业一年内的发明专利获批数除以企业所在行业当年有效发明专利数（即样本中属于该行业企业的有效专利总数除以该行业的企业总数）来衡量企业当年的创新能力，亦即企业的创新领先水平（L_INNO）。本文从Wind数据库和国家统计局获取有关行业数据，最终确定了2012—2016年7个行业样本进行稳健性检验，主效应与调节效应的假设检验结果稳健。另一方面，采用润灵环球责任评级（Rankins CSR Ratings）指数（记为CSR_RL）作为企业社会责任的替代变量进行稳健性测试。润灵环球是中国企业社会责任权威第三方评级机构，致力于提供客观科学的企业责任评级信息。首先，本文将润灵公司的企业社会责任评价指数（CSR_RL）与和讯网公布的企业社会责任综合评价指数（CSR_HX）进行交叉匹配，从全样本中确定了281家企业作为稳健性检验的子样本；然后，对CSR_HX与CSR_RL 进行相关性检验，相关系数为0.852，说明两者具有高度相关性，能进行替代；最后，用2010—2016 年的CSR_RL 替代对应的CSR_HX 进行稳健性检验，假设检验结果稳健（结果未汇报，可向作者索取）。

3.5 对研究结果的讨论

本文的H1、H2、H3a及H4b均得到全部或部分证实，但结果背后的深层机理有待深入剖析。H1的检验结果表明，当期企业社会责任和前期社会责任都正向影响当期创新能力，但前期企业社会责任的影响更大。对于企业社会责任对企业创新能力的促进作用，与GALLEGO-ÁLVAREZ 等［41］的研究结论一致，在学术界也基本形成共识。但本研究还发现了一个有趣的现象，即企业社会责任对创新能力存在滞后效应，这种跨期影响可能是信息传递接收的滞后性和资源吸收转化的延迟性造成的。

H2的检验结果与假设预期（企业创新能力对社会责任具有正向滞后影响效应）略有差异，但结果证实了当期企业创新能力对当期企业社会责任存在显著正向影响。这一结论与GUNDAY等［42］的见解不谋而合。YING［43］也认为，大力实施创新驱动战略不仅能有效推动企业转型发展，也能提升企业履行社会责任的能力。不可否认，企业在创新过程中更加注重道德伦理和社会责任会是趋势所在。但为何企业创新能力为何仅对当期的企业社会责任实践产生影响，这可能与企业社会责任实践的行为属性相关。相比于需要不断检验、实践的创新能力提升过程，企业社会责任水平可通过积极履行企业社会责任快速提升。企业履行社会责任水平可短期内通过慈善、公益、捐赠等行为迅速得到改善，具有时间更短、见效更快的特点［44］。因此，企业创新能力对社会责任的正向滞后影响较弱也是有原因可循。

本文从企业责任文化与社会声誉视角考察非正式制度的调节效应发现，企业责任文化在企业社会责任对创新能力的影响中发挥了驱动效应（H3a），社会声誉在创新能力对企业社会责任的影响中具有声誉治理效应（H4b）。H3a的检验结果表明，企业文化中的社会责任要素能够规范和指导企业所有者、管理者和员工积极履行社会责任的行为，有效遏制市场上的非理性干扰因素；同时，通过企业社会责任信息的广泛传播和扩散，各利益相关者也会因企业的责任文化而好感倍增。企业责任文化在企业创新能力对企业社会责任的影响机制中并未发挥调节效应（H3b），可能与文化本身的非正式制度属性有关。与正式制度相比较，非正式制度可称为是“软”制度，一般弹性空间较大，它对某些企业活动的约束作用有限。H4b的检验结果表明，良好的声誉能够起到规范约束作用，在带给企业更多资源的同时，也会促使企业更加积极承担相应的企业社会责任，并努力扮演好公众心目中期待的形象［35］。声誉在企业社会责任对企业创新能力的影响机制中调节效应并不显著（H4a），原因可能是多方面的。一方面，企业创新能力提升是一个持续性的积累过程，企业声誉和企业社会责任类的“软因素”短期内未必能快速对企业创新能力产生影响；另一方面，从描述性统计可以观察到，样本企业的声誉水平普遍偏低，样本企业中登榜于“世界500 强”“全球最受赞赏的公司”“中国500强”或“最受赞赏的中国公司”的企业较少，本文所采取的企业社会声誉测度方法可能也影响了对企业声誉调节作用的检验结果。

4 结论与讨论

本文首先从交互跨期视角实证检验了企业社会责任与企业创新能力之间的互动影响。以往学者均默认企业社会责任与企业创新之间为单向因果关系，本文应用系统GMM模型进行实证检验，发现企业社会责任与企业创新能力间存在动态交互关系，即相比当期企业社会责任，滞后一期的企业社会责任更能促进当期企业创新能力的提升，当期创新能力的提升也显著改善了同期企业社会责任水平。考虑企业内外部权变因素的影响，本文还关注了企业内部责任文化和企业外部社会声誉的调节作用，研究发现，企业责任文化能够起到规范和指导作用，强化企业社会责任对创新能力的正向影响，企业社会声誉的约束效应则强化了创新能力对企业社会责任的正向影响。

本文的理论贡献有：①整合能力、资源和利益相关者等视角，从空间和时间维度探究了企业社会责任与创新能力之间的互动机理，为解决两者之间关系的争议提供了新证据，丰富了企业社会责任与企业创新的互动内涵；②鉴于非正式制度在企业管理扮演的重要角色，将企业责任文化和社会声誉引入企业社会责任和企业创新能力的研究框架中，研究企业责任文化和企业社会声誉的调节效应机制，揭示了企业责任文化的规范指导功能和企业社会声誉的信息传递与期望约束作用；③推动了资源基础理论在转型经济背景下的发展，以往研究普遍认为企业凭借不可复制的资源获得竞争优势，较少讨论企业在不同资源选择间权衡与取舍，本文验证了在资源有限的情形下企业应该采取“负责任创新战略”并重视非正式制度管理的重要性以适应变化、抓住机会和应对威胁。

本研究也具有重要实践启示。①企业应该合理配置创新资源和社会责任资源。研究结果表明企业社会责任活动与创新活动并非水火不兼容，对企业社会责任活动不能“因噎废食”。②企业应当积极营造涵盖社会责任要素的企业文化，重视和放大企业责任文化的作用，通过营造企业责任文化氛围提高企业社会责任水平。③企业应当树立负责任的创新意识。在当前“创新、协调、绿色、开放、共享”的新时代发展理念指导下，社会公众对企业发展的要求和期望更高，企业在追求经济效益时，应重视道德规范和社会伦理，兼顾经济利益与社会效益。④政府应引导企业积极展开负责任的创新活动。近年来，先后出现了环境污染、道德伦理危机、经济负外部性、公众合法权益危害等负面事件，政府应加快出台相关政策法规以保障社会和经济的高质量发展。

未来研究可以从以下方面进一步开展。一方面，相较于企业文化、社会责任的研究，企业文化中的社会责任要素的研究刚刚起步，且学术界对于企业责任文化的度量仍处于探索阶段，其度量方式仍有待改进。鉴于此，后续研究可从企业责任文化入手，进一步分析其在企业管理的作用。另一方面，本文的样本为中国高新技术上市企业，该类企业社会声誉水平整体偏低，后续可以尝试应用国外的样本企业对本文的研究结论进行验证。