中国制造业企业社会责任履行与绿色发展
——基于绿色创新的视角

牟 涛 张志红 王清禄

(1 山东高速集团有限公司,济南 250098;2 山东财经大学会计学院,济南 250014)

党的十九大报告中首次提出“高质量发展”,并指出“我国经济已由高速增长阶段转向高质量发展阶段”。《中国制造2025》强调我国制造业发展要“创新驱动,质量为先,绿色发展,结构优化,人才为本”。2021年9月中共中央、国务院印发《关于完整准确全面贯彻新发展理念做好碳达峰碳中和工作的意见》,明确提出要实现碳达峰、碳中和的“双碳”目标。“双碳”目标和高质量发展、新发展格局等关联在一起,不仅是环境保护的问题,更是新的发展理念的问题。

随着我国经济社会的发展,社会责任逐步成为企业不可缺少的议题。为了规范企业履行社会责任行为,我国陆续出台了一些法律法规,如深圳证券交易所于2006年发布的《深圳证券交易所上市公司社会责任指引》,上海证券交易所于2008年发布的《上海证券交易所上市公司环境信息披露指引》。国务院、国资委也对国有企业提出了履行社会责任的要求,提出探索建立社会责任指标体系,政策覆盖范围从中央企业扩大到所有国有企业,政策要求也越来越明确清晰。随着绿色发展、社会责任政策的不断推出,坚持创新驱动发展、履行企业社会责任已成为当下我国制造业企业的经营主旋律。

1 理论分析与研究假设

1.1 企业社会责任履行与绿色创新

绿色创新是绿色发展的基础支撑和关键动力,即在发展经济的同时,将保护环境、节约资源等方面考虑在内,以实现真正的绿色发展。由于有社会责任感的企业会被利益相关者认为拥有更高质量的产品及过硬的创新力,因而企业可以通过绿色创新获得利益相关者的认可[1]。本文认为,社会责任履行可能会通过以下两种渠道对绿色创新产生影响。第一,利益相关者理论指出,企业履行社会责任有助于企业获得银行等利益相关者的支持,帮助企业获得更多贷款和资金的同时[2],还能够吸引创新人才的加入[3],提高企业研发团队的质量,从而为企业绿色创新提供资金与人才等资源的支持。第二,委托代理理论认为,股东与管理层、中小股东之间存在着委托代理问题,企业履行社会责任可以减少管理者与股东、控股股东与中小股东之间的代理冲突和信息不对称[4],进而提升股东与管理者进行绿色创新的意愿。基于上述分析,提出本文的假设H1。

H1:在其他条件不变的情况下,企业社会责任履行能够对绿色创新产生正向影响。

1.2 企业社会责任履行、融资约束与绿色创新

根据融资约束理论,信息不对称、交易成本等的存在,导致企业普遍存在融资约束问题。研究发现,企业在开展创新活动时需要大量资金支撑,资金融资约束越低,越有助于激发企业创新活力[5],所以除了进行内部融资外,还需要从外部获取资金。由于履行社会责任可以帮助企业树立良好形象,吸引投资者关注[6],降低信息不对称程度,使得融资约束得到缓解[7],因此企业需要履行社会责任、树立良好形象来减少融资压力,进而推进绿色创新[8]。基于上述分析,提出本文的假设H2。

H2:企业社会责任履行通过缓解融资约束进而提高绿色创新水平。

2 研究设计

2.1 样本选取与数据来源

本文以2010—2020年中国沪深A股制造业上市公司为研究样本。为提高数据的准确性,在剔除ST和数据缺失公司后,对变量进行1%的缩尾处理,最终得到1 740家上市公司,共13 452个样本数据。本文数据处理和回归操作主要采用Stata15.0,且在回归分析中加入了稳健标准误。

2.2 变量定义

被解释变量为绿色创新(GI)。本文借鉴齐绍洲等[9]和李青原等[10]的做法,在国家知识产权局官网上获取上市公司绿色专利数据。考虑到绿色专利数量本身的特点,本文使用企业当年绿色专利授权数加1取自然对数来衡量绿色创新水平。

解释变量为企业社会责任履行(CSR)。对于企业社会责任履行水平的衡量,本文参考王站杰等的研究[11],采用和讯网社会责任报告评分加1取自然对数来度量企业社会责任履行水平。

本文选用融资约束(SA)作为中介变量。本文借鉴Hadlock等[12]及杨金坤[13]的研究,用SA指数作为度量融资约束的方式,具体模型为:

SA=-0.073Size+0.043Size2-0.04Age

(1)

本文还基于产权性质将变量进行分组,参考赵莉等的研究[14],根据企业性质分为国企与非国企,若该企业为国企取值为1,否则为0。

控制变量主要有:企业规模(SIZE),资本结构(LEV),现金流水平(CFO),企业成长性(GROWTH),盈利能力(ROA),上市年限(AGE),董事会规模(BOARD),股权集中度(CONCEN1)。

2.3 模型设定

为检验企业社会责任履行水平对企业绿色创新的影响,本文借鉴Zhang等的做法[15],构建了多元回归模型来检验本文的假设。由于企业创新的特有属性,其研究往往存在内生性,本文将企业社会责任履行水平及其他控制变量进行滞后1期处理。具体模型为:

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为解释变量,表示企业i在第t年的社会责任履行水平,该值越大,说明企业更好地履行社会责任;GIi,t+1为被解释变量,表示企业i在第t+1年的绿色创新水平,该值越大,表明企业进行绿色创新的水平越高;Year与Ind表示年份与行业,εi,t为随机扰动项。

为了验证融资约束能否在社会责任履行与绿色创新之间发挥中介作用,本文借鉴温忠麟和叶宝娟的逐步回归法[16],建立模型(3)和模型(4)进行回归分析:

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为中介变量,表示企业i在第t年的融资约束水平,该值越大,说明融资约束程度越高;CSRi,t为解释变量,表示企业i在第t年的社会责任履行水平,该值越大,说明企业更好地履行社会责任;GIi,t+1为被解释变量,表示企业i在第t+1年的绿色创新水平,该值越大,表明企业进行绿色创新的水平越高;Year与Ind表示年份与行业,εi,t为随机扰动项。

3 实证结果分析

3.1 描述性统计

表1是所有变量的描述性统计表。由表1可以看出,企业绿色创新水平(GI)平均值和中位数分别为0.113和0.000,说明我国整体制造业企业绿色创新水平较低;企业社会责任履行水平(CSR)的平均值和中位数分别为3.043和3.108,标准差为0.667,说明样本企业之间社会责任履行水平存在较大差异。此外,多数控制变量的标准差值较大,说明该控制变量在样本间的观测值存在较大差异,可能会影响企业绿色创新水平。

表1 描述性统计表

3.2 基准回归与机制分析

表2列(1)为企业社会责任履行影响绿色创新的基准回归结果。结果显示,社会责任履行对绿色创新的回归系数为0.018,在1%水平上显著为正,说明企业社会责任的履行促进了企业绿色创新,假设H1得到验证。产生该回归结果可能的原因是:从内部看,企业积极履行社会责任可降低代理成本,使高管与股东间的代理隔阂减少,促进绿色创新决策的形成;从外部看,社会责任的履行可以形成良好声誉,获得更多融资,在资金得到大力支持下,企业进行绿色创新的意愿也大幅提升。假设H2认为,社会责任履行能够通过缓解融资约束问题促进绿色创新水平的提升,表2列(2)与列(3)报告了融资约束作为中介变量的检验结果。由表2中数据可知,社会责任履行对融资约束的影响系数为-0.024,在1%水平上显著为负,说明社会责任履行有助于缓解融资约束问题。同时将社会责任履行和融资约束纳入回归方程,结果显示社会责任履行会显著正向地促进绿色创新(0.019,p<0.01),融资约束则是显著地负向影响绿色创新(-0.104,p<0.01)。并且利用偏差校正的非参数百分位Bootstrap法计算出的置信区间不包含0,进一步证实间接效应成立,说明企业社会责任的履行有利于缓解融资约束,将会减少企业在融资时面临的限制,有利于企业获得足够的资金开展绿色创新活动,验证了假设H2。

表2 中介效应回归结果

3.3 内生性检验

由于可能存在双向因果、自选择性偏差等问题,导致基准回归结果存在偏差,因此本文分别采用工具变量法和Heckman两阶段回归法解决可能出现的内生性问题。

为解决双向因果问题,本文选择各省份地区社会责任履行水平均值作为社会责任履行的工具变量对主回归结果进行检验,结果显示,GI回归系数依然显著为正,因此,此结果与前述主要结论保持一致。

除了可能存在双向因果的问题,本文进一步采用Heckman两阶段方法解决样本选择偏差问题,得出CSR的系数仍在1%水平上显著为正,再次印证了本文研究结论的稳健性。

3.4 稳健性检验

为保证本文估计结果的可靠性与稳健性,本文从3个方面进行了稳健性检验。

一是更换研究样本。由于重污染企业会排放较多的污染气体、液体等,涉及社会、企业、个人等各方的利益,因此绿色创新已成为重污染企业提升自身绿色价值的重要途径,所以样本更换为重污染企业,结果如表3列(1)、列(2)和列(3)所示。由表3可知,在重污染企业的样本中,本文结论依然成立。

表3 稳健性检验回归结果

二是替换变量衡量方式。使用润灵环球的企业社会责任评分数据代替和讯网数据进行稳健性检验,如表3列(4)、列(5)所示。结果表明,在更换变量衡量方式后,结果依然是稳健的。

三是补充遗漏变量。借鉴于连超等的研究[17],资本密集度、管理层激励和两职合一有可能会对企业绿色创新水平产生影响。因此本文进一步补充这3个重要变量进行回归,结果如表4所示。回归结果与基准回归结果基本保持一致,说明企业社会责任履行对绿色创新的促进作用是稳健的。

表4 补充遗漏变量后回归结果

4 异质性分析

由于国有企业和非国有企业在机制、约束力等方面存在较大差异,可能使得企业社会责任的履行水平对绿色创新的影响产生差异,因此本文从股权性质方面对其进行异质性分析。表5结果显示,国有企业社会责任履行对绿色创新的影响并不显著,而非国有企业社会责任履行对绿色创新的影响显著,且系数为0.020。造成这一差异的原因可能为:与非国有企业相比,社会责任作为国有企业践行的三大责任(政治责任、经济责任、社会责任)之一,履行程度更多受国家政策、行业规定等影响,多数已在各行业达到领先水平,其绿色创新政策及实施策略也较为规范,因此其社会责任履行对绿色创新的影响已达到一定程度;而非国有企业则更需推动社会责任履行,是由于企业规模及经营业绩的增长更依赖于社会责任履行,亟需提高外界对企业的认可度,进而提升企业的绿色创新水平。

表5 基于股权异质性的回归结果

5 研究结论与启示

本文通过对2010—2020年沪深A股1 740家制造业上市公司的13 452个样本数据进行实证分析,探讨了企业社会责任履行水平与绿色创新水平之间的关系,同时检验了融资约束的中介作用,并从产权性质角度检验了异质性的影响。根据实证结果,本文得出3点结论。首先,我国制造业企业积极履行社会责任可以提升企业的绿色创新水平,社会责任履行会提高利益相关者的满意度、吸引创新人才的加入、减少代理冲突和信息不对称,进而促进企业绿色创新和绿色发展。其次,由于中国企业普遍存在融资约束,本文通过研究表明,企业社会责任履行水平的提高,可以缓解融资约束,提升企业的绿色创新水平。企业可以通过履行社会责任树立企业良好形象,引起投资者的关注,有利于扩大融资,获得资金,推动绿色创新,促进绿色发展。最后,针对股权性质,由于国有企业社会责任履行制度和机制更加完善,因此相较于国有企业,非国有企业随着社会责任履行程度的升高会更显著提升其绿色创新水平。

本文得出3点启示。第一,企业作为国民经济的细胞、市场经济活动的主要参与者,履行社会责任是其义不容辞的义务。虽然履行社会责任会在短期内花费企业一定财力物力,但从长远来看,企业社会责任的履行会对企业的绿色创新产生积极作用,而绿色创新会给企业带来更为绿色、健康、可持续的效益,促进企业的绿色发展。第二,在全球经济不景气的大背景下,企业作为推动社会经济技术进步的主要力量,创新是提高企业效益的核心。企业需积累自身社会资本,通过积极履行社会责任,提升企业声誉,扩大融资规模,获得大量的投入资金进行创新,实现良性可持续发展。第三,监管机构需进一步完善监管制度,让企业社会责任的履行有规可循。政府应加大对企业绿色创新的扶持力度,培养社会公众绿色消费、绿色环保的意识和习惯,促进企业采用绿色创新的方法满足公众高质量、可持续的生活需求。