在复杂多变的市场环境中,创新是企业获得竞争优势和实现持续增长的核心手段。企业的创新发展源于知识的运用和再创造,作为知识的重要载体,即负责创新工作的员工,成为企业创新活动中的关键主体(孙鲲鹏等,2021)。近年来,为应对国内外各种不确定性的冲击和挑战,企业对于创新人才的争夺愈发激烈。不过对于市场中的企业而言,吸纳拥有专业知识和技能的人才进入企业只是创新发展的前提,倘使企业不能对人才的创新工作进行有效的激励和管理(Sauermann和Cohen,2010;Chang等,2015),其拥有的知识和能力将仅是一种潜力,并不构成促进企业发展的核心资源(蒋建武和赵曙明,2007;许红梅等,2021)。因此,在新时代新征程,企业除了要大力引进创新型人才之外,思考如何更好地释放创新型人才的创造力进而提高企业创新能力同样至关重要。
近年来,随着战略性人力资源管理理论研究和市场实践的发展,企业社会责任在激发员工工作潜力方面的作用常被提及。一般认为,企业积极履行社会责任对于员工组织承诺、组织认同、工作满意度的提升均具有积极作用(Brammer等,2007;Turker,2009;De Roeck等,2014,2016)。而需要指出的是,从社会责任涉及的客体来看,企业社会责任可以进一步区分为外部社会责任和内部社会责任(谢玉华等,2020;周念华等,2021)。其中,企业的外部社会责任以外部利益相关者福利为焦点,内部社会责任则以员工福利为中心。既有研究显示,企业的外部和内部社会责任可以分别通过外部声誉感知和内部尊重感知对员工产生影响(Farooq等,2014)。不过,履行社会责任属于一类非强制性和非盈利性的经济活动,加之企业在社会责任方面的投入上受到客观资源的限制,这使得企业在权衡内外部社会责任时常常存在取舍。在此情况下,相比于直接验证某一类社会责任对企业发展的直观影响,探讨内外部社会责任表现的差异在激励企业员工效率中的作用,对于指导市场实践具有更为重要的现实意义。尤其在推动共同富裕的时代背景下,企业社会责任被赋予了更多的公众期待。企业如何通过内外部社会责任的平衡发展助力构建和谐稳定的劳资关系,进而实现分配过程公平和经济效率的有机统一,也是值得研究的重要话题。
从市场的实际情况来看,企业大多数热衷于慈善捐赠等外部社会责任。其主要原因在于,外部的社会责任更容易被市场关注,具有提升企业声誉的经济功能。而当企业在外部社会责任中表现得更好时,企业的一些经营问题也更可能被选择性忽视(高勇强等,2012;李增福等,2016)。相比之下,员工福利等内部社会责任并不容易引起市场参与者的注意,加之一些地区的劳动者权益保护水平较低,企业员工的福利诉求难以受到重视,也正因为如此,外部优于内部的企业社会责任结构失衡问题(即“表里不一”)常有发生(Raghubir等,2010;Hawn和Ioannou,2016)。从企业管理者的角度来看,在助力企业收获利好方面,履行外部社会责任不仅简单、快速而且效果明显,同时减少内部社会责任的履行又可以控制企业成本,对企业发展而言一举两得。但若从员工的视角出发,这种社会责任结构失衡的问题可能致使员工对企业形成伪善的认知,引起员工的道德歧视和情绪衰竭(Scheidler等,2019),使员工产生“内外部利益相关者矛盾尖锐”的感知(谢玉华等,2020),降低员工对企业的认同感(Maclean和Behnam,2010),进而可能导致员工缺乏积极性、团队协作欠佳等问题(谢玉华等,2020),不利于企业长期价值的提升。换言之,内外部社会责任的失衡表现可能限制企业人力资源潜力的发挥,导致企业创新型人才的创造力难以得到有效释放,即企业在社会责任的“表里不一”可能对创新发展造成负面影响。
为了验证上述猜想,本文以2011—2021年中国沪深A股上市公司为研究样本,构建起企业外部与内部社会责任水平的差异指标,并据此实证检验企业社会责任表现的“表里不一”如何影响其创新发展。结果显示,随着企业外部与内部社会责任表现的差距拉大,企业的创新产出水平明显降低,该结论在使用彩礼作为工具变量等一系列稳健性测试以后仍然成立。进一步研究显示,企业社会责任“表里不一”导致的企业员工总体工作效率下降是潜在的影响机制。在扩展性讨论中,本文进一步从企业“表里不一”的程度、企业员工认同感等方面展开了分析。相较于现有文献,本文有如下贡献:
首先,丰富了企业社会责任相关的学术认知。社会责任作为近十多年来公司金融领域的热点话题,学术界围绕其经济影响已经积累了大量研究成果(权小锋等,2015;李增福等,2016)。从研究的视角来看,这些文献大多数基于企业的总体社会责任水平展开,或者关注具体的社会责任行为(例如,慈善捐赠),基于企业员工的视角将企业社会责任区分为内部社会责任和外部社会责任的研究较少,并深入探究二者差异在企业经营治理中的作用。本文基于中国企业样本,证实企业内外部社会责任表现的“表里不一”对于企业发展具有负面影响,是对企业社会责任相关研究的有益扩展。
其次,从组织行为学视角为理解企业创新活动补充了新的证据。企业创新活动高度依赖于人力资本,只有科学有效的激励机制才能够更好地发挥人力资本的最佳潜能,提升企业创新绩效。围绕员工的激励机制,现有文献已经从员工薪酬、企业文化、劳动者保护等视角作了丰富探讨(Acharya等,2014;Chang等,2015;倪骁然和朱玉杰,2016;Bradley等,2017;孔东民等,2017;王珏和祝继高,2018;江轩宇等,2019;孟庆斌等,2019;潘健平等,2019)。本文则率先尝试从企业内外部社会责任差异视角,基于组织认同的理论基础,证实企业创新活动受到企业社会责任资源分配的影响,这有助于学术界更加深入全面地洞悉企业创新背后的驱动因素。
最后,有助于推动企业构建和谐劳资关系的市场实践和相关研究的开展。劳资关系是现代社会的基本经济关系。在当代中国,扎实推动共同富裕绕不开劳资关系这一重要话题。而构建和谐劳动关系需要企业建立起合理共享企业发展成果的体制机制,明晰各方利益格局,有效地响应、引导、协调不同群体的利益诉求,从而提高劳资关系的管理成效。本文的研究发现有助于引导当下的企业管理者思考如何更好地协调企业社会责任的资源分配,以减少因利益相关者冲突造成的潜在负面影响。此外,本文独特的研究视角对于推动企业和谐劳资关系相关研究向更加细致深入的维度拓展同样具有良好的借鉴意义。
二、理论分析与假设提出社会责任行为是企业自愿、无偿分配有限资源用以改善社会福利的市场实践(Barnett,2007)。根据利益相关者理论,企业社会责任的成功实施取决于企业维护和改善其与利益相关者关系的能力(Freeman,1984)。为了便于系统化研究,以往企业社会责任相关文献会根据利益相关者与组织的关系和影响程度对利益相关者群体进行划分,例如,主要和次要利益相关者、合同和公共利益相关者、自愿和非自愿的利益相关者(Turker,2009)。前述划分的标准主要基于企业管理者的视角,相比之下,从员工视角出发的企业社会责任区分则更为简洁。在员工的认知中,企业社会责任作为一套针对不同利益相关者群体的企业实践(El Akremi等,2018),可以直接区分为内部社会责任和外部社会责任(Farooq等,2014)。其中,员工感知的企业内部社会责任是指企业对内部雇员的社会责任实践,反映出以员工为中心的企业内部交换关系,包括提供公平的薪酬和福利、建立安全健康的工作环境、支持员工培训和发展,以及人权保障等方面的企业政策或实践;而员工感知的企业外部社会责任则是指企业对社区、环境和消费者等外部利益相关者的社会责任实践,反映出以他人为中心的企业与社会间的外部交换关系,包括参与慈善捐赠、公益营销、支持社区发展等,旨在提高企业在外部利益相关者中的声誉及合法性(Brammer等,2007;Turker,2009;谢玉华等,2020;周念华等,2021)。企业的内部和外部社会责任会分别通过内部尊重感知以及外部声誉感知这两条不同的机制对其员工产生影响(Farooq等,2017),并在一定程度上对提升员工组织承诺、组织认同、工作满意度具有积极作用(Brammer等,2007;Turker,2009;De Roeck等,2014,2016;Hofman和Newman,2014;张倩等,2015;李歌等,2016)。
虽然内外部社会责任都有积极作用,但在管理实践中两者却常常出现冲突。由于企业在社会责任方面的投入存在资源约束,企业往往需要在内部和外部利益相关者的投入之间做出权衡取舍,并尽可能地让其为企业带来更多的回报,致使企业内外部社会责任结构失衡的现象常有发生(Raghubir等,2010;Hawn和Ioannou,2016)。具体地,由于外部社会责任涉及的利益相关方是更为广泛的社会群体,高水平的外部社会责任往往有助于提升企业的市场声誉和公众形象,进而助其提高市场竞争力并获得更加广泛的社会支持,因而企业在制定战略和决策时可能更加地重视满足外部社会需求;而内部社会责任的主要受益者为企业员工,这些员工大多数缺少足够的议价能力,其诉求声音较小且容易被忽视。在此情况下,以牺牲员工福利待遇换取更好的外部社会责任表现成为一种可选之策,这便导致市场中经常出现企业内外部社会责任“表里不一”的现象。
目前,已有少数学者对企业内外部社会责任的差异展开了讨论。Maclean和Behnam(2010)、Hawn和Ioannou(2016)的研究发现,虽然高水平的外部社会责任有助于提高企业的声誉,但是当企业内外部社会责任结构失衡,即内外部社会责任水平差异过大时,反而对企业的声誉具有负面影响。特别地,Scheidler等(2019)首次从员工感知的层面讨论了当企业社会责任履行策略偏向外部利益相关者而非内部利益相关者时的影响。总体来看,虽然企业内外部社会责任“表里不一”的现象在市场中并不少见,但在学术研究层面,相关的讨论还较为稀少。特别是创新型员工作为实现企业价值的重要主体,其在企业工作期间将如何受到企业内外部社会责任“表里不一”的影响,仍需探索与验证。基于此,本文将从创新活动的角度,考察员工感知的企业内外部社会责任表现“表里不一”对企业发展的影响。
在企业发展过程中,创新是企业构建核心竞争力的重要基础。作为一种高度复杂的企业活动,创新绩效的提升离不开员工的投入和参与(许红梅等,2021)。本文认为,当员工感知到企业在社会责任方面存在“表里不一”的结构失衡问题时,企业创新团队的工作效率将随着员工对企业认同的降低而下降,进而阻碍企业的创新发展。
首先,员工感知的企业社会责任表现“表里不一”将降低员工的努力程度,不利于创新工作效率的提升。一方面,当企业社会责任表现“表里不一”,即外部优于内部的社会责任失衡情况时,员工观察到企业无偿地将大量资金和资源投入到履行外部社会责任的活动中,而员工自身感知到的企业福利水平却相对较低,这种内部与外部企业社会责任表现的差异将引发员工对企业伪善的感知,并引起员工的道德歧视和情绪衰竭(Scheidler等,2019),致使员工对企业的认同感下降。另一方面,员工感知的企业内外部社会责任“表里不一”是企业管理者对内外部利益相关者非平等对待的体现。企业员工作为企业价值创造的重要参与者,面对差别对待,极易形成企业对员工不够重视的认知,甚至产生外部利益相关者与自身利益冲突的尖锐观点,进一步降低对企业的认同(谢玉华等,2020)。而在创新工作中,员工对企业的认同是激发创造力和创新的关键要素(Riketta,2005;Loi等,2014),不仅可以促使员工努力工作,还能在员工面临前所未有的困难情况时,激励员工探索非常规和创新的解决方法(Ashforth和Mael,1989;Leicht-Deobald等,2021)。相反,当企业员工意识到企业社会责任表现“表里不一”时,员工对企业认同的降低将导致其在创新活动中的努力程度相应降低,使得员工个人的知识、能力等利用不足,造成企业的创新资源利用效率下降。
其次,员工感知的企业社会责任表现“表里不一”不利于员工内部形成高效运转的协作机制,从而导致创新效率降低。企业创新成功需确保创新活动可以充分利用组织内员工提供的最佳知识和信息资源(Leicht-Deobald等,2021),这对团队内部协作提出了较高要求。而当员工感知到内部与外部企业社会责任表现存在差异时,员工认为自身价值得不到尊重和重视,在行为上将倾向于更加注重个人利益(李歌等,2016),团队凝聚力下降。在此情况下,团队内部的信息、知识交换将变得困难,团队作战的优势难以有效发挥,导致创新效率下降。进一步地,企业创新活动也有赖于其内部创新环境对创新失败的容忍,以及企业创新过程中的探索和试错能力(许红梅等,2021)。而当员工感知到内部与外部企业社会责任表现的差异时,员工因主观上更加关注个人利益而倾向于各自为政和明哲保身(李歌等,2016),这导致他们在面对可能出错的情况时,更不愿意承担风险进行尝试和探索,从而限制了创新团队的整体效率。
基于上述分析,本文提出如下假设:
假设:当企业社会责任表现“表里不一”,即存在外部优于内部的社会责任失衡情况时,企业创新将受到负面影响。
三、研究设计(一)数据与样本
本文采用的企业内外部社会责任数据来自CSMAR的企业共同富裕研究数据库,专利申请数据来自CNRDS的中国创新专利研究数据库,其余变量所用到的财务数据均来自CSMAR数据库。为研究企业内外部社会责任差异对其创新活动的影响,本文选取2011—2021年中国沪深两市A股上市公司为样本,并参考已有研究进行如下筛选步骤:(1)剔除金融保险业上市公司;(2)剔除样本区间内处于特殊状态的公司(如ST、*ST、暂停上市、退市);(3)剔除主要变量存在缺失的样本。在此基础上,本文对所有连续变量在1%和99%分位数上进行缩尾处理,以缓解异常值的影响。最终,本文得到用于基本检验的样本,包含4 578家企业共计32 868个公司—年度观测值。
(二)模型与变量
参考Chen等(2016)、Hawn和Ioannou(2016)和许红梅等(2021)的研究方法,本文设计如下模型考察内外部社会责任差异对企业创新的影响:
$ {Innovation}_{i,t}={\beta }_{0}+{\beta }_{1}{CSRgap}_{i,t}+\gamma {Contols}_{i,t}+{\mu }_{j}+{\delta }_{t}+{\partial }_{jt}+{\varepsilon }_{i,t} $ |
其中,解释变量为企业内外部社会责任差异(CSRgap),被解释变量为企业创新(Innovation)。该模型还包括一系列控制变量(Controls),同时控制了行业和年份交互项以及地区和年份交互项的固定效应,用以缓解混杂变量、某些随时间变化的其他行业因素和地区因素对模型估计的干扰。最后,本文还在企业层面对回归系数的稳健标准误进行了聚类处理。模型主要变量介绍如下:
1. 企业内外部社会责任差异
本文借鉴了Hawn和Ioannou(2016)、谢玉华等(2020)对于企业内部社会责任、企业外部社会责任及企业内外部社会责任差异的概念及定义,将企业外部社会责任(ECSR)与内部社会责任(ICSR)的年度评分之差作为企业内外部社会责任差异(CSRgap)的代理变量。当CSRgap的差值大于0,表示企业外部社会责任表现优于其内部社会责任,即企业在履行社会责任过程中存在内外部社会责任“表里不一”的现象。
在具体的变量测度和数据处理上,本文采用CSMAR的企业共同富裕研究数据库来获取企业内外部社会责任评分数据。根据本文的研究需要,员工感知的企业外部社会责任(ECSR)变量以数据库的企业公益慈善评分来衡量。其中,企业公益慈善评分根据标准化的企业社会捐赠、扶贫投入、资助贫困学生人数、扶贫及乡村振兴投入等指标加权计算得出。员工感知的企业内部社会责任(ICSR)则是指企业在履行员工权益保障方面的责任,本文以数据库中员工薪酬评分和员工保障评分的均值对其加以衡量。其中,员工薪酬评分根据标准化的企业每股薪酬贡献、雇员持股比例、人均薪酬、员工薪酬增长率、董监高和其他员工平均薪酬比等指标加权计算得出;员工保障评分根据企业标准化的合法用工情况、安全生产投入、安全生产水平、职业健康保障、雇员社会保障基金缴付比例、商业保险、员工权益保护水平等指标加权计算得出。具体地,数据库各指标的标准化处理方法步骤为:(1)进行逆向指标调整,将所有逆向指标乘以(−1);(2)针对每个指标分别取中位数,即计算评分年份前五年指标的中位数;(3)进行缺失值填充,每个指标的缺失值采用上一步计算出的五年的中位数填充;(4)对每个基础指标进行标准化处理,标准化指标等于基础指标原值与前五年指标中位数之差除以基础指标原值与中位数的平均偏差;(5)将每个指标映射至0~100,映射公式为:最终的标准化指标= Φ(标准化指标)×100,Φ(·)为标准正态分布的累积分布函数。在此基础上,数据库通过加权计算方式获得企业外部社会责任和员工薪酬、保障评分。本文据此计算出企业内外部社会责任的差异。为便于回归结果的呈现,所有原始百分制评分的变量数值均除以100。
2. 企业创新
企业年度专利申请总数能够直观反映企业当年的创新研发水平。但考虑到专利申请总数具有右偏的特征,本文参考孔东民等(2017)的变量设计方法,采用企业年度专利申请总数加1的自然对数作为解释变量。专利申请总数等于发明专利申请数、实用新型专利申请数和外观设计专利申请数之和。在后续的进一步研究中,本文对专利申请的分类变量也分别进行如上的对数化处理。
3. 控制变量
在构建分析模型时,本文借鉴Chen等(2016)、许红梅等(2021)的研究,进一步引入一系列控制变量来提升研究结果的可靠性。这些变量包括:企业规模(Size)、企业年龄(Age)、净资产收益率(ROA)、杠杆率水平(Lev)、销售额增长率(Grow)、现金流比率(CF)、账面市值比(BM)和研发投入(Rd)。本文主要变量定义如表1所示。
变量名称 | 变量定义 |
CSRgap | 企业内外部社会责任差异,企业外部社会责任(ECSR)与内部社会责任(ICSR)的年度评分之差 |
Patents | 专利申请,企业年度的发明专利、实用新型专利和外观设计专利申请数之和加1取自然对数 |
Patents_Inv | 发明专利申请,企业年度的发明专利申请数加1取自然对数 |
Patents_nonInv | 非发明专利申请,企业年度的实用新型专利和外观设计专利申请数的和加1取自然对数 |
Inc_Pworker | 企业人均收入水平,企业当年人均营业收入的自然对数 |
TFP | 企业全要素生产率 |
Size | 企业规模,企业年度总资产对数值 |
Age | 企业年龄,企业成立年数加1取自然对数 |
ROA | 净资产收益率,企业年度净利润与总资产平均余额的比率 |
Lev | 杠杆率水平,企业年末总负债与年末总资产的比率 |
Grow | 销售额增长率,企业年度销售额的变化值与上一年度销售额的比率 |
CF | 现金流比率,企业年度经营活动产生的现金流量净额与总资产的比率 |
BM | 账面市值比,企业年末总资产账面价值与市场价值的比率 |
Rd | 研发投入,企业年度研发费用与销售收入的比率 |
(三)描述性统计
表2报告了主要变量的描述性统计结果。Panel A的全样本描述性统计显示,在2011—2021年的研究窗口期内,共有32 868个公司—年度观测值,覆盖了绝大部分沪深两市A股上市公司。其中,内外部企业社会责任差异(CSRgap)的均值为−0.006,中位数为−0.008,标准差为0.068,说明样本中不同企业的内外部社会责任差异程度存在较大的区别。企业专利申请及控制变量与以往文献中上市公司的数据统计量相吻合(许红梅等,2021)。Panel B报告了内外部社会责任差异(CSRgap)小于等于0和大于0的两类企业在创新方面的差异。结果显示,内外部社会责任差异(CSRgap)小于等于0的企业不论是在专利申请总数,还是在细分的发明专利和非发明专利申请数量上均显著高于内外部社会责任差异(CSRgap)大于0的企业。这表明,那些在社会责任方面存在外部优于内部的结构失衡问题的企业,其创新水平往往较低。基于此,本文的基本理论假说得到了初步验证,但最终结论还需要通过引入多元线性回归分析后得出。
Panel A:全样本 | ||||||||||||||
N | Mean | SD | Min | p25 | Median | p75 | Max | |||||||
CSRgap | 32 868 | −0.006 | 0.068 | −0.163 | −0.054 | −0.008 | 0.039 | 0.158 | ||||||
Patents | 32 868 | 1.566 | 1.616 | 0.000 | 0.000 | 1.386 | 2.773 | 5.981 | ||||||
Patents_Inv | 32 868 | 1.044 | 1.281 | 0.000 | 0.000 | 0.693 | 1.792 | 5.209 | ||||||
Patents_NonInv | 32 868 | 0.626 | 0.724 | 0.000 | 0.000 | 0.000 | 1.248 | 2.291 | ||||||
Size | 32 868 | 22.154 | 1.296 | 19.819 | 21.216 | 21.962 | 22.886 | 26.181 | ||||||
Age | 32 868 | 2.890 | 0.337 | 1.792 | 2.708 | 2.944 | 3.135 | 3.526 | ||||||
ROA | 32 868 | 0.042 | 0.066 | −0.249 | 0.015 | 0.041 | 0.075 | 0.221 | ||||||
Lev | 32 868 | 0.416 | 0.208 | 0.051 | 0.247 | 0.406 | 0.571 | 0.899 | ||||||
Grow | 32 868 | 0.173 | 0.399 | −0.568 | −0.020 | 0.111 | 0.273 | 2.475 | ||||||
CF | 32 868 | 0.045 | 0.069 | −0.163 | 0.007 | 0.045 | 0.086 | 0.239 | ||||||
BM | 32 868 | 1.006 | 1.137 | 0.085 | 0.360 | 0.631 | 1.160 | 6.980 | ||||||
SOE | 32 868 | 0.323 | 0.468 | 0.000 | 0.000 | 0.000 | 1.000 | 1.000 | ||||||
Rd | 32 868 | 3.958 | 4.655 | 0.000 | 0.320 | 3.180 | 5.075 | 25.940 | ||||||
Panel B:专利申请均值差异 | ||||||||||||||
CSRgap≤0 (N= |
CSRgap>0 (N= |
Diff | SE | T | P | |||||||||
Patents | 1.631 | 1.489 | 0.142 | 0.018 | 7.947 | 0.000 | ||||||||
Patents_Inv | 1.136 | 0.935 | 0.201 | 0.014 | 14.185 | 0.000 | ||||||||
Patents_nonInv | 1.018 | 0.636 | 0.020 | 0.008 | 2.525 | 0.012 |
图1展示了2011至2021年间企业内外部社会责任差异的分布情况。数据显示,企业内部社会责任评分普遍不低于外部社会责任评分,且各年的CSRgap均值均为负。这表明在中国,大多数企业能够在履行外部责任的同时,平衡内外部利益相关者的投入,并保护内部员工的权益和改善劳动关系。这一发现与Hawn和Ioannou(2016)的研究相一致,他们基于33个国家的企业样本发现企业更倾向于承担内部社会责任。同样,谢玉华等(2020)对中国A股上市公司的分析也显示,企业内部社会责任评分在平均水平上高于外部评分。从趋势来看,企业内部社会责任评分除在2020年略有下降外,整体呈上升趋势;而外部社会责任评分则相对稳定。这一情况表明,多数企业已然意识到内外部社会责任不一致极有可能给劳资关系带来负面影响,因而积极履行内部社会责任,有效避免了“重面子、轻里子”现象的出现。尽管如此,在我们的样本中,仍有40.1%的企业存在CSRgap大于0的情况,即外部社会责任评分超过内部评分。这意味着仍然有相当部分企业可能更注重外部形象,而对内部员工权益的保护相对不足,导致其社会责任实践在内外表现上不一致。
四、实证结果与分析(一)主要回归结果
表3报告了全样本基本检验的结果。从列(1)的结果可知内外部社会责任差异(CSRgap)与企业创新呈负相关,并通过了1%的显著性水平检验。这说明,较多地关注外部社会责任而忽视内部社会责任的企业,其创新能力明显偏低。在列(2)和列(3)中,本文进一步控制了一系列企业财务指标及模型的固定效应。列(3)中,自变量回归系数为−1.217,说明当解释变量CSRgap每增加1个单位标准差,会导致因变量Patents平均减少7.96%[等于1−e^(−1.217×0.068)],表明企业“表里不一”对创新的负面影响不容忽视。参考许红梅等(2021)的做法,本文在生成研发投入(Rd)时将样本中研发费用缺失值替换为0。为了避免该赋值的操作对模型估计造成的可能影响,本文在列(4)的回归中还进一步加入了一个当研发费用缺失时取值为1的虚拟变量(Rdmiss)。列(2)至(4)的结果与列(1)一致,即内外部社会责任差异(CSRgap)与企业创新显著负相关,且均在1%水平上显著。此外,本文还报告了内外部社会责任差异(CSRgap)对t+1和t+3期企业专利数的影响。列(5)和(6)的数据显示,自变量系数在1%水平上均显著为负,这说明企业内外部社会责任差异对未来期间的企业创新产出仍有负面的影响。综合来看,表3回归的结果表明,企业在社会责任上存在“表里不一”时会导致创新能力下降,并且随着外部和内部社会责任差异的扩大,企业的创新水平将受到更深程度的负面影响。该结论支持了本文的假设预期,同时基本检验的回归结果也在一定程度上证明了本文研究结论的稳健性。
(1) | (2) | (3) | (4) | (5) | (6) | |
Patents | Patents | Patents | Patents | Patentst+1 | Patentst+3 | |
CSRgap | −4.413*** | −1.062** | −1.217*** | −1.125*** | −1.431*** | −2.057*** |
(0.430) | (0.412) | (0.415) | (0.409) | (0.436) | (0.498) | |
Size | 0.434*** | 0.462*** | 0.433*** | 0.437*** | 0.425*** | |
(0.026) | (0.028) | (0.028) | (0.030) | (0.035) | ||
Age | −0.934*** | −0.595*** | −0.540*** | −0.525*** | −0.478** | |
(0.142) | (0.197) | (0.194) | (0.203) | (0.220) | ||
ROA | 0.611 | 0.330 | 0.138 | 0.815 | 0.453 | |
(0.500) | (0.507) | (0.501) | (0.593) | (0.670) | ||
Lev | 0.105 | 0.054 | 0.063 | −0.025 | −0.258 | |
(0.163) | (0.166) | (0.164) | (0.178) | (0.203) | ||
Grow | −0.228*** | −0.217*** | −0.209*** | −0.227*** | −0.199*** | |
(0.054) | (0.054) | (0.054) | (0.057) | (0.063) | ||
CF | 0.569 | 0.565 | 0.372 | 0.393 | 0.731* | |
(0.373) | (0.374) | (0.369) | (0.398) | (0.439) | ||
BM | −0.119*** | −0.138*** | −0.122*** | −0.110*** | −0.051 | |
(0.027) | (0.028) | (0.028) | (0.031) | (0.039) | ||
SOE | 0.545*** | 0.546*** | 0.512*** | 0.518*** | 0.522*** | |
(0.056) | (0.056) | (0.055) | (0.060) | (0.069) | ||
Rd | 0.120*** | 0.122*** | 0.082*** | 0.090*** | 0.083*** | |
(0.009) | (0.009) | (0.010) | (0.011) | (0.013) | ||
Rdmiss | −0.573*** | −0.559*** | −0.526*** | |||
(0.064) | (0.069) | (0.079) | ||||
_cons | 0.817*** | −6.408*** | −7.884*** | −6.933*** | −7.067*** | −6.904*** |
(0.030) | (0.703) | (0.883) | (0.877) | (0.933) | (1.041) | |
年份×行业FE | No | No | Yes | Yes | Yes | Yes |
年份×地区FE | No | No | Yes | Yes | Yes | Yes |
观测值 | 32 868 | 32 868 | 32 868 | 32 868 | 27 983 | 20 462 |
R2 | 0.003 | 0.108 | 0.342 | 0.344 | 0.346 | 0.342 |
注:*、**、***分别代表在10%、5%、1%的水平上显著,括号中汇报了企业层面聚类调整的稳健标准误。限于篇幅,后续表格中不列示控制变量和常数项回归结果。 |
(二)内生性问题
本文在上述的基本检验中纳入了一系列控制变量,同时控制了行业和年份交互项,以及地区和年份交互项的固定效应,但这并不能完全排除由于遗漏变量或者反向因果等原因导致的内生性问题。部分遗漏变量,例如高管的偏好、某些外部环境压力等,可能同时影响企业创新活动,以及其实施战略性社会责任的倾向,导致回归的结果出现偏误。再者,企业有可能会通过参与外部社会责任活动挽回创新水平下降带来的声誉损失,此时企业创新反而成为内外部社会责任差异形成的影响因素。为缓解潜在的内生性问题对结论的可能影响,本文采用地区彩礼平均价格与人均GDP的比率(BridePrice)作为企业内外部社会责任差异的工具变量
以地区彩礼/地区人均GDP为IV | ||
第一阶段 | 第二阶段 | |
(1) | (2) | |
CSRgap | Patents | |
CSRgap | −3.406** | |
(1.396) | ||
BridePrice | 92.889*** | |
(5.873) | ||
控制变量 | 控制 | 控制 |
年份×行业FE | Yes | Yes |
年份×地区FE | No | No |
弱工具变量检验 | 250.143 | |
观测值 | 32 714 | 32 714 |
R2 | 0.210 | 0.310 |
(三)其他稳健性检验
为了验证结果的可靠性,本文还从以下多个角度进行了稳健性检验,主要包括:(1)更换企业创新的衡量指标。专利申请通常是以获得专利授权为目的,申请数量的减少很可能意味着未来企业专利获得数量的下降。因此,本文将被解释变量更换为专利获得数Patents_get,后者同样采用了对数化处理。同时,鉴于企业专利的获得相较于申请常具有滞后性,本文以第t+1、t+3及t+5期企业获得的专利数作为被解释变量。(2)更换研究样本。在重大灾难发生期间,社会公众往往对企业的外部社会责任行为给予深厚期望与广泛关注,极大地促进了企业对重灾捐赠的参与积极性。为了避免重大灾难性事件对公司社会责任行为的影响,本文剔除了样本窗口期内发生4·20雅安地震的2013年全年数据。(3)调整回归模型。本文的核心解释变量是企业年度专利申请的总数,这一指标具有典型的计数数据(count data)特征。根据Cohn等(2022)的研究,对计数数据特征的变量(如专利申请总数)进行加1后取自然对数的处理可能会引入估计误差,建议采用固定效应的泊松回归模型。基于此,表5展示了上述稳健性检验的回归分析结果,各项结果均与基本检验结果相符,进一步验证了本文研究结论的稳健性。
以专利获得数量为被解释变量 | 剔除灾害年份 | 固定效应泊松模型回归 | |||
(1) | (2) | (3) | (4) | (5) | |
Patents_gett+1 | Patents_gett+3 | Patents_gett+5 | Patents | Patents | |
CSRgap | −0.739*** | −0.879*** | −1.217*** | −0.827*** | −0.465*** |
(0.227) | (0.255) | (0.298) | (0.232) | (0.140) | |
控制变量 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 |
年份×行业FE | Yes | Yes | Yes | Yes | Yes |
年份×地区FE | Yes | Yes | Yes | Yes | Yes |
观测值 | 27 983 | 20 462 | 13 841 | 30 562 | 32 868 |
R2/pseudo R2 | 0.368 | 0.370 | 0.361 | 0.339 | 0.186 |
(一)影响渠道检验
在前文的分析中,本文验证了企业社会责任的“表里不一”对创新的显著负面影响。为探究企业员工效率是否是内外部社会责任差异对企业创新产生影响的作用机制,本文结合基准回归结果,进一步进行影响渠道分析。借鉴许红梅等(2021)、鲁晓东和连玉君(2012)的做法,本文分别采用员工人均营业收入的自然对数(Inc_Pworker),以及全要素生产率(TFP)
中介效应检验 | ||||
(1) | (2) | (3) | (4) | |
Inc_Pworker | Patents | TFP | Patents | |
Inc_Pworker | 0.364*** | |||
(0.033) | ||||
TFP | 0.362*** | |||
(0.035) | ||||
CSRgap | −2.996*** | −0.133 | −3.130*** | −0.111 |
(0.235) | (0.418) | (0.228) | (0.425) | |
控制变量 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 |
年份×行业FE | Yes | Yes | Yes | Yes |
年份×地区FE | Yes | Yes | Yes | Yes |
观测值 | 32 824 | 32 824 | 32 331 | 32 331 |
R2 | 0.309 | 0.945 | 0.863 | 0.344 |
(二)企业内外部社会责任差异程度的影响
前文的研究证实,企业社会责任的“表里不一”会降低员工效率,进而削弱企业创新能力。为进一步探讨该效应是否受到内外部社会责任差异程度的影响,本文根据CSRgap的数值按照从小到大的顺序将样本分成四等分,并在各子样本中采用模型(1)进行回归。回归的结果如表7所示。列(1)和(2)显示了CSRgap小于25%分位数,以及介于25%和50%分位数时的子样本回归结果,自变量系数均不显著。列(3)和(4)是CSRgap介于50%和75%分位数,以及大于75%分位数时样本的回归结果,自变量系数分别在1%和10%显著水平下显著为负。这说明,当内外部社会责任水平差异较小时,其对员工认同感和工作效率的影响程度较低,即员工对企业轻微的“表里不一”具有良好的包容性;而当内外部社会责任差异较大时,员工愈发强烈的负面情绪会导致企业创新水平出现明显的下滑。
CSRgap<=p25 | P25<CSRgap<=p50 | P50<CSRgap<=p75 | CSRgap>p75 | |
(1) | (2) | (3) | (4) | |
Patents | Patents | Patents | Patents | |
CSRgap | 0.210 | −0.970 | −2.025*** | −0.693* |
(0.936) | (1.285) | (1.012) | (0.413) | |
控制变量 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 |
年份×行业FE | Yes | Yes | Yes | Yes |
年份×地区FE | Yes | Yes | Yes | Yes |
观测值 | 8 220 | 8 217 | 8 220 | 8 211 |
R2 | 0.395 | 0.415 | 0.368 | 0.374 |
(三)员工认同感的异质性检验
本部分将进一步考察企业社会责任的“表里不一”在影响企业创新过程中的可能机制。本文认为,企业外部社会责任优于内部社会责任这种“表里不一”的表现,可能降低员工的企业认同感,从而对企业创新这类高度依赖于人力资本的复杂活动产生负面的影响。为了验证这一推测,本文尝试从员工认同感水平相对较高的企业入手,探究其内外部社会责任差异对企业创新的负面影响是否得到缓解。本文考察了两类企业,第一类企业为员工培训投入较高的企业。员工的健康和安全保障、培训发展,以及组织对人权、多样性和机会均等理念的秉持等,能够反映企业对员工的直接投入和组织的道德立场。这些举措直接传递出组织对员工的重视与关怀,有助于提升员工的工作意义感。从而增强对组织的心理认同(Michaelson等,2014;谢玉华等,2020)。因此,员工培训是提高员工认同感和工作效率的重要手段之一,不仅能够提高员工的能力和素质,还可以帮助员工了解公司的文化和价值观,增强其对公司的归属感和认同感。基于此,本文认为培训投入水平较高的企业,员工的认同感相对更强。第二类企业为国有企业。一方面,社会认同理论指出,良好的企业形象和价值观能够满足员工的高层次自我定义需求,因此员工愿意为拥有良好价值观和积极形象的企业工作(李歌等,2016)。国有企业在其发展历程中积累了深厚的社会责任感和使命感,以服务国家和人民为宗旨,天然具有较为良好且积极的形象,有助于提高员工对公司的认同。另一方面,薪酬与工作保障等人力资源管理实践在帮助员工增强工作意义感方面有着重要作用,有助于提高员工对企业的组织认同(Lips-Wiersma和Wright,2012;Michaelson等,2014)。国有企业通常拥有较强的实力、资源和市场竞争优势,不仅能够为员工提供更广阔的职业发展空间和成长机会,还通常具有相对稳定的薪酬待遇、福利保障以及较高的就业安全性,这有助于增强员工的归属感和安全感。基于以上分析,本文从培训支出和产权性质各维度对企业进行分类,并分别对子样本进行回归分析(见表8)。研究结果发现,当企业职工教育经费的和占营业总收入的比率位于行业前列时,或者当企业为国有企业时,内外部社会责任差异对于企业创新的负面影响作用不再显著,而培训水平较低的企业以及非国企样本的回归结果仍然与前文基本检验保持一致。这说明,内外部社会责任差异不利于企业创新的现象在员工组织认同感较高的企业中有所缓和,这间接证实了员工认同感在内外部社会责任差异对企业创新产生影响过程中所扮演的关键角色。
培训费/营业收入 | 国企 | |||
前25% | 后25% | 是 | 否 | |
(1) | (2) | (3) | (4) | |
Patents | Patents | Patents | Patents | |
CSRgap | −0.846 | −1.056*** | −0.337 | −0.995*** |
(1.403) | (0.391) | (0.481) | (0.247) | |
控制变量 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 |
年份×行业FE | Yes | Yes | Yes | Yes |
年份×地区FE | Yes | Yes | Yes | Yes |
观测值 | 8 317 | 8 157 | 10 631 | 22 237 |
R2 | 0.392 | 0.393 | 0.424 | 0.326 |
(四)对不同类型专利的影响
本部分进一步检验企业社会责任的“表里不一”对不同类型专利的影响。在我国,专利分为发明专利、实用新型专利和外观设计专利三种类型。相比于后两者,发明专利的审批周期较长且审批流程相对严格,往往具有较高的科技含量,更能反映企业真实的创新能力和水平(Tan等,2020)。因此,本文将前文的专利申请总数区分为发明专利(Patents_Inv)和非发明专利(Patents_NonInv)两种类型分别进行回归。本文对两种类型专利申请数也进行了前文所示的对数化处理,即专利申请数加1取自然对数。其中,非发明专利申请总数为实用新型专利和外观设计专利申请数之和。另外,本文还分别考察了内外部社会责任差异对企业发明专利申请占比(Inv_Ratio)和非发明专利申请占比(NonInv_Ratio)的影响,后两者以相应类型专利申请数占当年专利申请总数的比例衡量(见表9)。研究结果显示,相对于非发明专利,发明专利的申请量和数量占比受到内外部社会责任差异的负向影响作用都更为显著。这说明,企业社会责任的“表里不一”表现会降低企业员工积极性和工作效率,导致其更难以把全部精力投入到费力耗时但真正能够提升企业价值的发明专利项目上,抑制了企业较高质量的发明型创新的产出。
(1) | (2) | (3) | (4) | |
Patents_Inv | Patents_NonInv | Inv_Ratio | NonInv_Ratio | |
CSRgap | −0.924*** | −0.149 | −0.206*** | 0.055 |
(0.192) | (0.096) | (0.044) | (0.045) | |
控制变量 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 |
年份×行业FE | Yes | Yes | Yes | Yes |
年份×地区FE | Yes | Yes | Yes | Yes |
观测值 | 32 868 | 32 868 | 32 868 | 32 868 |
R2 | 0.297 | 0.340 | 0.222 | 0.266 |
作为市场经济活动中创造物质财富的重要主体,企业对于社会的发展和财富的公平分配具有重要影响。企业社会责任结构失衡问题不仅阻碍企业和社会的价值共享,也不利于企业的经济效益,难以实现公平和效率的有机统一。本文以2011—2021年中国沪深A股上市公司为研究样本,利用CSMAR企业共同富裕研究数据库的各维度社会责任表现评分构建内外部社会责任差异指数,并结合企业专利申请数据分析企业内外部社会责任差异对其创新活动的影响。本文的主要发现是:(1)当企业在社会责任方面侧重满足外部需求而忽视内部员工利益,即企业社会责任“表里不一”时,其员工满足自我需求与满足他人需求之间持续的不平衡会导致工作效率下降,进而造成企业创新水平降低。(2)员工对企业轻微的“表里不一”具有良好的包容性,但当企业“表里不一”的程度较为严重时,对创新的损害较大。(3)在员工认同感较高的企业中,例如在注重人才培养和文化建设的企业以及国有企业中,内外部社会责任差异导致企业创新活力不足的现象能够被有效抑制。(4)对于企业而言,创新折损更多体现为高价值的发明专利减少。
基于以上研究发现,本文得到如下启示:
第一,企业管理者应该具有长远的企业社会责任意识,改善收入分配格局,促进内外部社会责任平衡发展。企业社会责任包括企业内部和企业外部两个层次。不可否认的是,外部社会责任能够为企业的发展创造良好的外部环境,赢得社会声誉,促进企业业务、产品的推广与销售。在资源条件有限的情况下,部分企业更倾向于履行作为公关手段或声誉管理策略的外部责任行为,而忽略注重内部员工发展和福利建设方面的投入。虽然短期内,这种竞争性社会责任战略能给企业带来些许利益。但从长远来看,内部社会责任的履行是支撑员工获得认同感、保持较高工作投入的有利因素。若以牺牲员工利益为代价来满足外部的社会期望,不仅不利于营造和谐的劳资关系,还会对企业长远发展造成阻碍 ,更与社会主义共同富裕的理念相悖。企业只有探索合理的利润分享机制,切实满足各种利益相关者的多维需求,保持内外部社会责任活动平衡发展,才能创造出更大的经济价值和社会价值,而这本身也是实现我国新时代共同富裕战略目标的有效实践途径。对于企业而言,内部责任是基础,外部责任是延展,企业履行内部社会责任是承担更多的外部社会责任行为的前提。在企业的社会责任活动中,管理者应该将内部员工利益摆在与外部社会责任同等重要的位置,做到“表里如一”,切莫顾了“面子”丢了“里子”。
第二,企业管理者应该充分认识到员工认同感的重要性,掌握激发员工组织认同的管理技能。对于企业员工而言,组织认同能有效激发员工工作的动力和热情,提升满意度和自我实现感,促进团队合作和工作效率。对于企业来说,员工认同感有利于提升员工的工作绩效及其贡献程度,同时也能够对员工的主动性工作行为等方面进行有效预测。近年来,充盈的物质生活条件唤醒了员工的自我意识,员工普遍更注重自己的职业发展和自我实现,使得以往容易被忽略的员工工作认同感问题更为凸显。以往研究涉及较多的是企业为增进他人的幸福以及社会进步做出的贡献,即外部社会责任,这能增强员工的组织心理认同感,进而使员工从社会对组织的积极看法中获得工作意义感。但从本文的研究结论来看,员工认同感的增强并非单一因素所能达成,往往需要企业在内部和外部社会责任之间实现平衡。这种平衡对于员工建立对公司的归属感以及提升工作效率至关重要,也会影响企业的长期发展和竞争力。
第三,企业管理者应当充分重视员工情绪资本在企业创新活动中发挥的作用,制定合理有效的激励机制。企业的核心竞争力来自企业创新能力,而技术创新能力的增强又取决于知识型的人力资本开发与利用。从概念上讲,人力资本是指凝结于劳动者体内的劳动能力,包括智力、知识、技能和健康等,具有收益的长期性、不可预测性、无形性,以及与拥有者不可分离性等特点,往往需要通过一定的费用和投资转化而来。以往,在谈及人力资本投资时企业更多关注的是如何提高员工知识、技能及其表现出的能力和素质,却较少重视他们看待工作的总体感受,即忽视了情绪资本在人力资本中占据的重要地位。然而,情绪资本是能够实现员工价值增值并激发员工积极行动的情感、情绪和信念等方面的价值存量,包括员工的幸福感、自豪感、归属感、忠诚度、信任感等。这些情绪和情感可以影响员工的工作表现、创新能力和组织绩效,有助于最大限度地激发员工潜能。正如本文的研究发现,企业员工认同感缺失导致的工作效率下降不利于发挥人力资源潜力,进而造成企业创新成果产出的减少。因此,企业在开展创新活动时,应将包括提升员工认同感等在内的情绪资本积累纳入企业战略规划之中,采取有效措施(例如改善员工待遇、提供培训与职业发展机会等)让员工切实感受到组织的帮助和支持,从而为企业的持续高效发展注入动力。
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