0 引言

随着我国经济转型升级，劳动密集型企业发展模式已不再是经济增长的动力，创新对维持企业持续发展的作用越来越重要。但是企业创新需要大量资金投入，一旦资金短缺，创新活动就可能中断，进而给企业带来巨大资产损失和机会损失。Allen[1]认为，由于产品市场竞争环境是不断变化的，企业必须通过长期资金投入保持创新持续性，进而维持竞争优势地位。企业持续创新能提高公司产品的市场占有率和销售收入，为企业后续创新提供源源不断的资金支持[2]。企业创新持续性是指，企业过去进行的创新活动能提高未来开展创新活动的几率，在时间上表现出一定连续性，且具有时间累积效应。

由于我国金融市场尚不发达，如何缓解融资约束，实现企业持续创新，已成为学术界关注的热点。既有关于创新持续性的研究主要分为两个方面，一是聚焦于创新平滑机制。Brown & Petersen[3]提出企业储蓄对美国上市公司创新持续性具有平滑作用。随后我国学者鞠晓生等[4]基于1998-2008年中国非上市公司数据指出，营运资本对平滑企业创新投资波动具有重要作用，并且这种平滑作用与企业面临的融资约束程度密切相关。企业储蓄和营运资本的使用得益于合理的现金政策，即合理的企业现金政策能缓解融资约束，有助于企业维持创新持续性[5]。除企业现有资金外，社会资本和政府补助也对创新持续性具有平滑作用[6-7]；另一方面，关注创新持续性影响因素。Peters[8]就上一期研发费用对本期创新费用的影响作回归分析，发现企业过去研发投入越多，将来继续进行创新活动的概率越大；Clausen等[9]研究了市场因素对企业创新持续性的作用，发现以市场为导向的创新战略对企业技术创新持续性的影响很强；Le BasC & Poussing[10]发现企业规模会对企业创新持续性产生一定影响，企业规模越大，创新活动持续性越强。

在企业进行创新融资过程中，企业与投资者之间的信息透明度和企业声誉形象对融资结果至关重要。投资者和银行在对企业进行信贷评级时，除了考察企业盈利能力外，还包括其对股东、员工、政府、供应商、社会的履责情况，企业实时披露社会责任信息对创新融资大有裨益。因此，本文拟在研究创新持续性时，考察融资约束下中小板企业社会责任信息披露质量的影响。企业社会责任是指企业在追求股东利益最大化的同时，维护和增进社会公益的义务。积极承担社会责任和披露履责信息能为企业带来更多融资机会，降低创新资金压力，进而为持续创新提供源源不断的资金，最终实现企业持续发展[11-12]。此外，及时披露社会责任信息，有助于企业获得合法性，赢得社会公众支持[13]。

1 文献综述与研究假设

1.1 融资约束与企业创新持续性

创新持续性是企业持续发展的重要驱动力，而创新持续性需要大量资金维持。当企业内部资金不足时，外部融资成为企业获取资金的重要渠道。Brown等[14]认为，在高新技术企业资产组成中，无形资产占比远高于实物资产，但实物资产缺乏使得质押融资变得困难。另外，由于信息不对称，外部投资者无法把握企业经营状况，这也使得企业难以获取足够的创新资金[15-16]；周路路等[17]研究指出，制造业企创新面临着严重的融资约束，而企业内部盈余管理可以降低融资约束对创新持续性的冲击；张璇、刘贝贝等[18]基于世界银行中国企业调查数据，发现当企业信贷寻租受阻时，融资约束对企业创新的制约程度加强。外部投资者对中小板企业情况难以把握主要是因为投资者与企业之间的信息不对称，其原因在于：企业创新活动难以测量，风险较高；创新活动是中小板企业建立市场竞争优势的重要手段，为了避免被竞争对手模仿，很少披露创新信息。由于投资者获得的有价值信息较少，为降低投资风险，会减少对企业创新的资金投入。外部融资困难、自有创新资金不足，迫使中小板企业减少创新投入。基于此，提出以下假设：

H1：中小板企业创新持续性面临融资约束。

1.2 企业社会责任信息披露质量、融资约束与创新持续性

厘清企业社会责任信息披露质量与融资约束之间的关系，对提高企业创新持续性有重要指导意义。大多数学者认为企业社会责任信息披露质量与融资约束之间表现为单调缓解关系[19-20]。管亚梅和王嘉歆[21]以A股上市公司为样本，发现企业社会责任信息披露质量越高，企业融资约束程度越低；倪恒旺等[22]认为企业社会责任信息披露意愿和水平会影响社会公众对企业的认可度，企业披露社会责任信息的意愿越强，公司与市场之间的信息不对称程度越低。也有研究显示，企业社会责任信息披露质量与融资约束之间并非严格的单调关系，在企业社会责任信息披露质量达到一定水平前，其对融资约束的缓解作用不明显；当企业信息披露质量达到一定水平后，其对融资约束具有显著的缓解效应[23]。企业社会责任信息包含经济责任(对股东、债权人的责任)和非经济责任(对员工、供应商、社区、政府等的责任)。经济责任信息披露能降低外部投资者对企业经营风险的估计误差，有助于准确进行投资风险评估，在其它条件一定时，企业会获得更多创新投资[19]；非经济责任披露能为企业建立良好的声誉和形象[24]，增强投资者对被投资企业的信心，从而降低融资成本。一般来说，社会形象好的企业更容易获得银行信贷和政府补助。冯丽艳等[25]发现在A股主板市场中，社会责任信息在企业债务违约风险识别中具有积极作用，社会责任信息披露可以提高外部投资人信贷决策的科学性，为企业提供高质量融资支持；陈莞等[26]指出创业板上市公司履行社会责任可以降低企业融资成本，增加社会资本，能获得更多创新资金；高凡雅等[27]以357家上市中小企业为样本，采用和讯网的企业社会责任指标，发现中小企业保护股东、员工、供应商、客户和消费者权益，履行环境和社会责任，有助于获得外部资金、缓解融资约束。本文根据不同作用对象，将企业社会责任分为对内部利益相关者的责任和对外部利益相关者的责任，分别研究不同类别的社会责任信息披露质量如何影响中小板企业创新持续性。其中，内部利益相关者包括股东和员工，外部利益相关者包括供应商、客户、消费者、环境和社会等。由此，提出以下假设：

H2a：对内部利益相关者的责任信息披露质量能够正向影响中小板企业创新持续性；

H2b：对外部利益相关者的责任信息披露质量能够正向影响中小板企业创新持续性；

H2c：对内部利益相关者的责任信息披露质量通过缓解融资约束，从而促使中小板企业维持创新持续性；

H2d：对外部利益相关者的责任信息披露质量通过缓解融资约束，从而促使中小板企业维持创新持续性。

1.3 产权性质的情境效应

我国企业产权性质具有异质性，导致资源分配和投资机会存在明显差异。从资源获取方式看，企业外部融资主要有两种，分别是银行信贷和政府补助。在我国政府主导的金融体制下，与国有企业相比，民营企业面临更严重的金融歧视，难以通过正规渠道获得创新资金[28-29]。在国有企业中，现代企业管理制度尚不完善，企业高管仍由“政府任命”，兼任政府职务的比例较民营企业高，因此国有企业与政府联系紧密，这为其获得更多资源提供了便利。另外，国有企业容易受到政府庇佑，创新失败损失比民营企业更低，因此国有企业创新持续性风险更低。国有企业身份的天然优势，使其履行社会责任而形成的声誉，能更及时地被政府部门和银行认同，从而获得更多创新资金，对创新持续性的积极影响较民营企业更显著。由此，提出以下假设：

H3a：产权性质不同，对内部利益相关者责任信息披露质量的敏感度存在差异；

H3b：产权性质不同，对外部利益相关者责任信息披露质量的敏感度存在差异。

2 研究设计

2.1 研究变量

(1)企业创新持续性。企业创新持续性主要体现在两个方面，一个是新产品销售收入增加，另一个是企业研发投入资本化数值增加。由于我国企业尚未披露新产品销售收入信息，本文借鉴鞠晓生[4]和周路路等[17]的做法，采用无形资产增量(Innov)衡量企业创新持续性。2007年，我国开始实施新会计准则，该准则中的无形资产主要包括专利权和非专利技术，无形资产增加主要是企业创新投入的结果。另外，企业无形资产增量不仅包括研发资金投入，还包括人力资本开发等非财务投入，与企业创新过程密切相关。因此，采用无形资产增量作为创新持续性的代理变量具有合理性。

(2)融资约束。融资约束是指企业无法获得足够的外部资金进行投资活动。本文选用投资—现金流(CF)敏感性系数作为企业融资约束的衡量指标，其理论基础是，当企业投资面临融资约束时，企业外部融资成本将远高于内部融资成本，企业投资活动更依赖于内部资金。

(3)企业社会责任信息披露质量。美国企业社会责任研究专家Carroll[30]认为，企业社会责任是社会希望企业承担的一种义务。从社会视角看，企业在追求自身经济目标的同时，还应遵守法律法规、兼顾公益事业。2009年，和讯网开始披露上市公司社会责任信息，将企业社会责任分为对股东的责任，对员工的责任，对供应商、客户和消费者的责任，环境责任以及社会责任五大类。本文通过整理和讯网对五类企业社会责任的评分，依据重要性和相关性原则，对内部利益相关者社会责任(Incsr)和外部利益相关者社会责任(Excsr)赋分，如表1所示。

(4)控制变量。参考鞠晓生等的研究，选用销售收入增长率(Sg)衡量企业经营业绩和投资机会；企业负债率(Debt/K)用短期借款和长期借款之和与资产的比率表示；产权性质(Gov)，民营企业赋值为1，国有企业赋值为0；企业规模(Size)用于控制不同规模对模型的影响，用总资产自然对数的影响表示；企业年龄(Age)用于控制企业经营年限差异，用观测年度与企业注册年度的差值表示。另外，加入年度虚拟变量控制——时间效应，同时控制个体效应。

2.2 模型构建

本文采用投资—现金流敏感性系数作为企业融资约束的代理变量，构建如下模型进行假设验证：

Innov/Ki,t=α+β1Innov/Ki,t-1+β2CF/Ki,t-1+β3Sgi,t+β4Debt/Ki,t-1+β5Sizei,t+β6Agei,t+γt+μi+εi,t

(1)

Innov/Ki,t=α+β1Innov/Ki,t-1+β2CF/Ki,t-1+β3Incsri,t-1+β4Sgi,t+β5Debt/Ki,t-1+β6Sizei,t+β7Agei,t+γt+μi+εi,t

(2)

Innov/Ki,t=α+β1Innov/Ki,t-1+β2CF/Ki,t-1+β3Excsri,t-1+β4Sgi,t+β5Debt/Ki,t-1+β6Sizei,t+β7Agei,t+γt+μi+εi,t

(3)

Innov/Ki,t=α+β1Innov/Ki,t-1+β2CF/Ki,t-1+β3Incsri,t-1+β4CF/Ki,t-1*Incsri,t-1+β5Sgi,t+β6Debt/Ki,t-1+β7Sizei,t+β8Agei,t+γt+μi+εi,t

(4)

Innov/Ki,t=α+β1Innov/Ki,t-1+β2CF/Ki,t-1+β3Excsri,t-1+β4CF/Ki,t-1*Excsri,t-1+β5Sgi,t+β6Debt/Ki,t-1+β7Sizei,t+β8Agei,t+γt+μi+εi,t

(5)

Innov/Ki,t=α+β1Innov/Ki,t-1+β2CF/Ki,t-1+β3Incsri,t-1+β4Incsri,t-1*Gov+β5CF/Ki,t-1*Incsri,t-1+β6CF/Ki,t-1*Incsri,t-1*Gov+β7Sgi,t+β8Debt/Ki,t-1+β9Sizei,t+β10Agei,t+γt+μi+εi,t

(6)

Innov/Ki,t=α+β1Innov/Ki,t-1+β2CF/Ki,t-1+β3Excsri,t-1+β4Excsri,t-1*Gov+β5CF/Ki,t-1*Excsri,t-1+β6CF/Ki,t-1*Excsri,t-1*Gov+β7Sgi,t+β8Debt/Ki,t-1+β9Sizei,t+β10Agei,t+γt+μi+εi,t

(7)

Ki,t表示企业当期总资产；Innovi,t表示企业创新活动，用当期无形资产增量Innov与当期总资产的比值表示。同时，以创新持续性的滞后一期作为控制变量，CF/Ki,t-1表示滞后一期的企业现金流与总资产之比，其中CF为企业净利润加折旧构成；Sgi,t表示当期销售收入增长率；Debt/Ki,t-1表示滞后一期的负债率；Sizei,t和Agei,t分别表示当期企业规模、企业年龄；Incsri,t-1表示滞后一期的对内部利益相关者的责任信息披露质量；Excsri,t-1表示滞后一期的对外部利益相关者的责任信息披露质量；Gov表示企业产权性质。另外，为控制时间因素和个体因素，在模型中加入时间效应γt和个体效应μi。

模型(1)用于检验中小板企业融资约束假设。当企业面临融资约束时，维持创新持续性对企业内部资金的需求变大。模型(1)中β2系数显著为正，而β2系数越大表明企业创新持续性面临的外部融资约束越强。模型(2)和模型(3)分别用于检验H2a和H2b，根据假设所述，β3系数应显著为正。模型(4)和模型(5)分别用于检验H2c和H2d，若缓解融资约束是社会责任影响创新持续性的作用路径，则β4系数显著为负，并且模型(4)、(5)中β2系数将比模型(1)中的β2系数小。模型(6)和模型(7)用以检验产权性质这一情景效应的影响，即国有企业是否比民营企业对社会责任的声誉效应更加敏感。

2.3 数据来源

本文采用的中小板企业社会责任信息来源于和讯网发布的《上市公司社会责任报告》，无形资产增量和其它财务信息来源于国泰安数据库(CSMAR)，样本期为2012-2016年，并根据以下原则进行筛选：①为了保证面板数据相对平衡，选取截至2011年12月31日之前上市的公司；②剔除金融和保险类公司；③剔除ST或ST*公司，最终获得624家公司样本。为消除异常值的影响，对合并后的变量和控制变量进行1%的Winsorized缩尾处理。

3 实证分析

3.1 描述性统计分析

表2 为主要变量的描述性统计结果，创新持续性(Innov/K)最大值为0.144，最小值为-0.328，说明我国中小板企业创新持续性差异较大；内部现金流(CF/K)均值为0.056；对内部利益相关者的责任信息披露质量最大值为41.130，最小值为-11.070，负值表示企业不仅没有履行对股东和员工的责任，还存在剥削员工、违背股东利益最大化的现象；标准差为7.661，说明企业之间对股东和员工履责情况差距很大；对外部利益相关者履责信息披露质量的标准差为11.394，远高于对内部利益相关者履责信息披露质量；产权性质均值为0.841，说明中小板市场民营企业占比远高于国有企业占比。

注：各变量数值四舍五入保留三位小数

3.2 相关性分析

表3为各变量之间的相关系数矩阵。结果显示，企业内部现金流、Incsr和Excsr与创新持续性的相关系数在1%水平上显著为正，说明中小板企业创新持续性面临较强的外部融资约束，对内部资金需求较大；滞后一期的Incsr和Excsr与创新持续性的相关性系数显著为正，说明企业履行两种社会责任对创新持续性有正向促进作用，这将在后续回归分析中作进一步检验。表3中仅有两种社会责任之间的相关性系数大于0.6，但这两种自变量分别回归并未对结果产生影响，可初步判定各变量之间不存在多重共线性。Pearson相关性分析仅考虑了单个自变量与因变量之间的关系，忽视了其它因素的影响，因此上述假设还需通过严格的回归分析进一步验证。

注：*、**、***分别表示10%、5%、1%的显著性水平；相关系数四舍五入后保留三位小数

除Pearson相关性分析外，本文还检查了各自变量之间的方差膨胀因素VIF。若方差膨胀因素(VIF)值大于10，则各自变量之间存在严重的多重共线性问题。表4的检测结果显示，各自变量方差膨胀因素均远小于10，可知各自变量之间不存在多重共线性问题。

3.3 估计方法

本文采用平衡面板数据，为检验个体效应和时间效应，首先通过混合回归检验得出P值和F值。然后，对混合回归模型和固定效应模型进行比较，发现面板数据存在个体效应。因此，选用固定效应模型。通过Hausman检验，比较判断固定效应模型与随机效应模型，发现个体效应μi与解释变量之间存在相关性，拒绝了随机效应模型，因此采用双向固定效应模型。此外，本文通过Breusch-Pagan检验模型是否存在异方差问题，Hettest结果显示P值为0(P值小于0.05，则拒绝不存在异方差的原假设)，表明存在异方差问题。解决异方差问题有两种办法，一种是选用带有稳健标准差的模型修正异方差，另一种是利用可行的GLS估计(FGLS)。本文选择第一种方法，构建带有聚类稳健标准差的模型。关于序列相关问题，本文采用Durbin-Watson检验方法，DW取值范围在0～4之间，接近0或4则表明存在序列相关问题。本文测试结果显示，DW值为1.96，远离0和4，说明不存在一阶序列相关问题。最终，本文选择带有聚类稳健标准差的双向固定效应模型，使用Stata12.1软件进行实证分析。

3.4 实证结果

表5为实证分析结果。模型(1)检验了我国中小板企业创新持续性面临的融资约束程度；模型(2)、(3)检验了两种社会责任信息披露质量分别对创新持续性的影响；模型(4)、(5)验证了两种社会责任影响创新持续性的作用路径，即是否通过缓解融资约束影响创新持续性；模型(6)、(7)检验了产权性质的情境效应。

模型(1)报告了H1的检验结果，CF/Ki，t-1的系数为0.070，在1%水平上显著为正；模型(2)-(5)的CF/Ki,t-1系数均在1%和5%水平上显著为正，验证了H1，说明我国中小板企业创新面临较严重的融资约束，不利于持续创新，中小板企业维持创新活动的资金主要依赖于内部自有资金，而不是融资和借款。模型(2)、(3)显示，Incsri,t-1和Excsri,t-1系数均在1%水平上显著为正，系数值为0.001，两种社会责任信息披露质量每增加一个单位，创新持续性将上升0.1%。从模型(2)、(3)的结果看，两种社会责任信息披露质量对企业创新持续性的影响不存在明显差异，说明对供应商、客户、消费者、环境和社会履行责任与对股东和员工履行责任同等重要。模型(4)、(5)报告了企业社会责任影响创新持续性的路径，CF/Ki,t-1*Incsri,t-1系数为-0.004，在1%水平上显著为负，但模型(4)中CF/Ki,t-1系数比模型(1)小，说明对内部利益相关者的责任信息披露质量能显著缓解融资约束。在模型(1)中，内部现金流对创新持续性的影响值为0.070，而该值在模型(4)中降低为-0.015(0.053-0.004*16.866，其中16.866是总样本Incsr的均值)，意味着对内部利益相关者积极履责将缓解融资约束，有利于持续创新。模型(5)中CF/Ki,t-1*Excsri,t-1系数也为负值(-0.001)，但仅在10%水平上显著，表明对外部利益相关者的责任信息披露质量只能部分缓解融资约束，即缓解融资约束不是影响创新持续性的重要路径。因此，表5结果支持了H1、H2a、H2b、H2c，部分支持H2d。

注：各变量的VIF值四舍五入保留两位小数，1/VIF值四舍五入保留三位小数

注：*、**、***分别表示在10%、5%、1%的水平上显著；括号内的数值为聚类稳健标准差

在模型(6)中加入产权性质后，产权性质与Incsr交互项系数的p值为0.94，不显著。同时，产权性质与CF*Incsr交互项系数的P值为0.92，且与CF*Incsr系数值符号相反，说明民营企业对内部利益相关者履责信息披露质量的敏感度不如国有企业，国有企业对Incsr的声誉效应更加敏感。国有企业对内部利益相关者履责信息披露会显著提升银行和投资机构对其 “身份”的好感度；对股东和员工履责则能提升企业的“靠谱度”，进而吸引外界对国有企业进行创新投资，高声誉、低风险使得国有企业对内部利益相关者的责任信息披露质量更加敏感；民营企业即使履行对股东和员工的责任，外界也会认为企业股权集中度高，如果大股东缺乏创新意识，那么投资风险并不会降低。模型(7)中，产权性质与Excsr系数为负值，P值为0.75，不显著，说明加入产权性质后，对外部利益相关者的责任信息披露质量对创新持续性的正向影响减弱。

3.5 稳健性检验

为了保证上述结论的可靠性，本文采用稳健性检验进行进一步验证。Altman等认为利息保障倍数反映了公司偿债能力和破产可能性，公司利息保障倍数越高，表明拖欠债务的可能性小，面临融资约束的可能性越小。因此，本文从总样本中，选取利息保障倍数低于平均值的子样本，即更可能受到融资约束的样本进行回归分析，以验证上述结论的稳健性。结果表明结论依然稳健。此外，为避免行业差异的影响，对总样本中的制造业上市公司进行回归，结果显示结论具有稳健性。限于篇幅，检验结果不再赘述。

4 结语

4.1 研究结论

以我国2012年以前上市的中小板企业为研究对象，利用2012-2016年样本公司数据，实证检验了融资约束下企业社会责任信息披露质量对创新持续性的影响，得到如下结论：

(1)我国中小板企业创新持续性面临着较为严重的融资约束，对内部资金的依赖性较强，融资约束是中小板企业持续创新的主要阻碍。导致这一现状的原因主要在于，企业与外部投资者信息不对称，外部投资者无法深入了解企业内部经营状况，而企业基于保护主义，不愿对外过多披露创研信息，进而陷入越不披露越少投资的恶性循环。

(2)在融资约束情境下，中小板企业对内部利益相关者社会履责信息披露质量正向影响创新持续性，缓解融资约束是影响其创新持续性的重要路径。中小板企业披露股东和员工履责信息，对外界来说是经营状况良好的表现。企业对股东、员工履行责任可以降低与银行、股权投资者等债权人之间的信息不对称程度，从而降低外界对企业价值评估的不确定性，有助于企业获取政府、银行以及股权投资者的融资支持，缓解企业创新融资约束。

(3)在融资约束情境下，中小板企业社会责任信息披露质量正向影响其创新持续性，但只能部分缓解创新面临的融资约束。对供应商履行社会责任，不仅能降低代理成本，还有助于企业与供应商建立良好的合作关系，获取更多外部创新资源；对客户和消费者履行社会责任，可以提升客户和消费者对公司产品的认可度，有利于长远经济利益目标的实现，进而增加企业内部现金流，促进企业持续创新；对政府和环境履行社会责任，通过纳税赢得政府补助，有利于企业创新。

(4)相对于民营企业，国有企业对社会责任信息披露质量更加敏感。对于外界投资者，大企业要比中小企业更“靠谱”；对于中小企业，国有属性比非国有属性更“靠谱”。国有性质的中小板企业一旦对外披露良好的社会责任信息，就能有效减少投资者顾虑，吸引外部资金投入。

4.2 政策建议

基于上述研究结论，本文提出以下建议：

(1)就当前实际情况看，我国中小板企业首先需要对社会责任有明确认识。虽然承担社会责任会增加成本，但从长远看，该成本付出与之产生的效用成正比。通过实施符合利益相关者权益的活动，能降低代理成本，有利于企业获得长久利益。企业承担社会责任并及时披露相关信息可以提高投资者信任度，让公众了解到中小板企业真实经营状况，通过提高信息透明度，提升企业形象，进而帮助企业获取创新资金。

(2)从政府角度看，应对中小板企业披露的创新信息给予保护性政策。政府以公证人的身份，为企业向投资者提供担保；建立和完善中小板企业社会责任信息监督体系，对中小板企业履行社会责任予以支持和鼓励，尤其对积极履责并自愿披露相关信息的民营企业给予优惠的税收政策和可观的补助资金，增强企业创新竞争意识。政府部门需要为中小板企业建立合理的融资渠道，引导社会资源优先流向积极披露社会责任信息的民营中小板企业，促进企业和社会可持续发展。

4.3 不足与展望

本文所用的社会责任信息是由和讯网根据模型对企业责任进行计算赋分得到的，可能与真实情况存在一定偏差，后续研究可利用其它第三方评级机构数据进行验证。另外，中小板企业以民营性质企业居多，因此H3验证结论存在一定局限性，后续研究可扩大样本容量，关注融资约束下非中小板企业社会责任信息披露质量与创新持续性的关系。

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