企業社會責任對綠色創新績效的影響
——基于門檻效應的實證分析

趙 昱，曹佳佳，路 樂

（桂林理工大學商學院，廣西 桂林 541004）

1 引言

全球氣候變化和環境問題因關系人類社會的生存和發展，一直以來備受關注。制造業企業作為能源消耗、碳排放和環境污染的主要來源，是實現綠色發展和“雙碳”目標的關鍵部門。中國制造業在過去四十多年成績斐然，但在環境治理問題上卻任重道遠。其企業社會責任（Corporate Social Responsibility，CSR）的缺失不僅嚴重影響了大眾生活質量［1］，也引發了各利益相關方的不滿情緒。因此，承擔必要的社會責任是實現企業與社會互利共贏的機會。另外，由于綠色創新注重在創新過程中引入生態環境和綠色發展等理念，因而成為企業落實國家“雙碳”戰略、綠色發展和可持續發展理念的關鍵途徑。因此，CSR與綠色創新作為企業在危機中生存下來并能進一步獲得持續發展的兩大因素，二者的關系應引起學術界高度重視。

目前，已有學者對CSR與綠色創新的關系展開了大量研究，卻存在較大爭議。一部分學者認為企業承擔社會責任能夠顯著促進綠色創新。如 Porter&Vander Linde［2］認為，率先進行綠色創新的企業能夠幫助其大大提高市場議價能力，具有一定的先發優勢，因此若將社會責任融入企業創新實踐中去，則可避免因對環境污染破壞而受到的懲罰，亦可為企業樹立良好的外部形象。Mbanyele等［3］也發現，強制要求企業披露CSR信息有助于提高企業綠色創新能力。Hao&He［4］發現無論采用綠色專利申請數還是授權數來衡量綠色創新，CSR均能對其產生積極的促進作用。肖小虹等［5］認為，企業通過履行社會責任能夠幫助其積累一定的社會資本以促進綠色創新。Yuan&Cao［6］指出，企業通過承擔社會責任以提高其綠色動態能力，進而促進綠色創新。然而，另一部分學者持不同意見。如Friedman［7］以及Gallego等［8］從代理理論視角出發，認為企業履行社會責任會導致代理人產生尋租動機而擠占企業進行研發投入的資金，因而會對企業綠色研發活動形成阻礙。張安軍［9］也認為，CSR水平高的企業并不意味著其綠色創新能力也高，二者間并不存在顯著的線性關系。Yang等［10］將CSR劃分為內部與外部兩個維度，發現內部CSR能夠顯著促進企業綠色創新，但外部CSR卻對綠色創新產生了負面影響。

因此，企業承擔社會責任是否一定會促進其綠色創新表現？企業社會責任與綠色創新的關系如何？在不同產權性質背景下，二者的作用關系是否存在顯著差異？鑒于此，文章以2015—2020年中國A股制造業上市公司為研究樣本，在檢驗CSR與綠色創新線性關系的基礎上，采用面板門檻回歸模型分析CSR與綠色創新的非線性關系，以厘清在不同閾值范圍內企業社會責任對綠色創新績效的影響。結果表明，企業承擔社會責任有助于促進企業綠色創新，但呈現出“倒N形”雙門檻效應，表現為“抑制—促進—抑制”的動態演變，即企業承擔社會責任對綠色創新促進作用僅在某一區間成立。異質性分析發現，企業承擔社會責任對綠色創新的影響在民營企業樣本中更顯著。與現有研究相比，本文的創新點主要在于研究方法的創新，前人多是研究二者的線性關系，而本文從門檻效應視角來剖析企業社會責任與綠色創新績效的非線性關系。

本文可能的貢獻在于：①通過對現有研究結論的梳理發現，企業承擔社會責任對綠色創新的影響并不總是線性的，在此基礎上，文章結合門檻效應回歸模型，探討了在不同企業社會責任水平區間，其對綠色創新的影響，發現二者呈“倒N形”雙門檻效應，并通過門檻回歸分析確定了CSR促進綠色創新績效的區間范圍，對企業的經營管理實踐具有一定的啟示意義。②豐富了企業社會責任的相關研究。國內已公開發表的文獻大多從CSR影響因素以及CSR對公司績效表現、傳統技術創新、公司治理的影響等方面展開研究，但是有關CSR與綠色創新仍是黑箱。本文基于利益相關者理論、資源基礎理論等觀點，探討了CSR對綠色創新的影響，豐富了CSR的相關研究。③考慮了在不同產權性質背景下，企業承擔社會責任對綠色創新績效的影響存在差異，進一步豐富了企業社會責任影響企業綠色創新績效的文獻體系。

2 理論分析與研究假設

2.1 企業社會責任與綠色創新

企業社會責任是指企業在創造利潤、承擔對股東和員工等利益相關者經濟和法律責任的同時，還需要承擔對公眾和環境的責任［11］。學界有關CSR對綠色創新影響的研究大致可以從壓力和動機兩個視角來分析。壓力視角以利益相關者理論和制度理論作為支撐點；動機視角主要以資源（知識）基礎理論作為支撐點。

利益相關者理論認為，企業通過履行對各社會主體的社會責任，以滿足各利益相關方的價值訴求，從而維護與利益相關方的關系［12］。根據該理論，學者將這些利益相關者劃分為市場利益相關者與非市場利益相關者。其中，市場利益相關者包括消費者、員工、供應商、潛在投資者、競爭者等利益主體；非市場利益相關者包括政府、公司所在地社區、媒體等［13］。

從市場利益相關者視角來看，首先，隨著綠色環保理念深入人心，社會大眾逐漸偏好綠色環保產品［14］。企業自身利潤最大化經營目標以及消費者對綠色產品和高質量生態環境的需求迫使企業主動承擔相應的環境責任，開發綠色產品及清潔生產工藝［15］。其次，員工是其內部最重要的創新主體，企業積極地履行對員工的社會責任，善待員工，如為員工提供更為優越的培訓條件與薪酬福利體系［12］，則將提高員工的工作積極性和激發創新潛力，從而帶動員工的綠色行為［16-17］。對于企業外部潛在投資者，他們在做投資決策時會關注企業的社會責任表現情況，往往對于CSR表現良好的企業更感興趣［18］。因此，企業履行相應的社會責任有助于獲得外部投資，以支持綠色創新。對于企業的競爭對手，企業的同行業競爭者進入綠色創新領域也會迫使企業不得不進行綠色創新［19］。

從非市場利益相關者視角來看，首先，企業生產過程中排放的污染物很可能對企業附近居民的健康產生直接的影響，因此企業所在地社區會要求其承擔相應環境責任，甚至會督促當地政府部門進行行政管理以監督企業履行環境責任［20］。其次，媒體作為企業信息向外傳遞的重要載體，會減少企業與公眾之間的信息不對稱，通過引導公眾的認知和評價來影響企業的綠色創新行為［21］。Kathuria［22］指出，媒體對企業環境污染事件的關注會造成企業的社會輿論壓力，從而迫使企業實施綠色創新。趙莉和張玲［23］從綠色創新的投入和產出視角研究媒體關注對綠色技術創新的影響，發現媒體對環境新聞的報道會促進企業綠色技術創新投入。

在實現經濟高質量發展以及綠色發展逐漸成為社會主流發展趨勢的背景下，綠色環保成為政府評價企業合法性的關鍵標準［24］。制度理論認為，企業為了獲得合法性地位以及避免受到環境行政處罰往往會遵從相關法律制度，積極承擔社會責任以獲得政府支持［25］。政府通過頒布有助于保護企業相關方權益的政策，發揮法律制度的正向規范與負面制裁功能，驅動企業承擔環境社會責任，如采取前攝型環保行為［26］。魏澤龍和谷盟［27］發現，在中國的綠色轉型情境下，商業合法性和政府合法性均能促進企業的環境績效。彭雪容和魏江［28］認為，政府會向企業施加強制性、激勵性和扶持性三種政策壓力，并從法律法規制定、環保監管懲罰以及政策引導三方面倒逼綠色創新。

資源基礎理論從企業獲取資源的動機上解釋了企業積極承擔社會責任的原因。首先，企業積極履行社會責任，為消費者提供綠色環保產品能夠減少生產過程中的資源消耗，進而節約企業生產成本［6］。其次，企業積極承擔環境社會責任，能夠吸引政府的注意并獲得政府的政策扶持，如減稅降費和綠色補貼等［29］。另外，此舉還可以幫助企業建立良好的聲譽、拓寬外部融資渠道、降低交易成本［30］，從而吸納更多投資用于綠色研發。最后，綠色創新不僅是一項對資金需求高的生產活動，還是一項復雜的知識活動，僅依靠企業自身已有的知識往往無法支撐企業達到預期效果［5］。知識基礎觀認為，企業積極履行對各利益相關方的社會責任會豐富企業的外部知識網絡［31］，能夠促進外部利益相關者掌握的外部知識與企業內部已有知識相互整合，可以為企業綠色創新提供技術與知識支持［32］?；谝陨戏治?，本文提出假設H1。

H1：企業承擔社會責任有助于促進綠色創新。

2.2 企業社會責任與綠色創新的非線性關系

企業社會責任對于綠色創新的影響具有兩面性。從利益相關者理論的角度出發，企業積極履行社會責任，能夠加強企業與自身社會網絡中各利益相關者之間的溝通與聯系，為企業樹立良好形象，無形中給企業創造了隱性的外部資源，為綠色創新活動的開展注入了動力［14］。制度理論認為，企業為了獲得合法性地位以及避免受到環境行政處罰往往會遵從法律制度而實施綠色創新［33］。另外，由于外部利益相關者通常擁有或能夠接觸到一些新穎的專業知識與技能，這些知識與技能可以與企業內部的知識形成互補效應，這對企業綠色創新來說至關重要［34］。因此，從知識基礎觀視角來看，企業積極承擔對外部利益相關者的社會責任，有助于企業與各利益相關者建立知識分享與交換的網絡，進而促進企業綠色創新［35］。

然而，企業履行社會責任并不總是有助于促進企業綠色創新。代理理論認為，企業的經理人往往以履行社會責任為“幌子”，而將企業有限的資源配置于他們偏好的項目上或其他尋租活動中，而不是將其配置于有利于社會的項目上去［36］。企業履行社會責任消耗了企業有限的資源，影響了企業研發投入的數量和質量，抑制了企業創新產出［37］。中國學者經實證研究也得出了相似的結論：韓鵬程等［38］認為，企業履行社會責任會擠占企業研發活動所需資金，因而不利于企業創新能力的提高。當企業的CSR超過一定水平后，不僅會消耗企業大量的資源，還會使企業過于依賴現有的商業伙伴關系，而降低了自身發現潛在客戶的敏感度，削弱了對技術創新機會的識別能力［39］。張安軍［9］認為，積極履行社會責任通常是企業為達到某種意圖而實施的“掩飾”行為，而且通常是那些發展比較成熟的企業才會積極主動承擔社會責任，因為這類企業通常已擁有相對豐富的現金流和相對穩定的市場份額，因而有能力對社會和企業內部員工進行回饋。此外，由于它們通常已過了高速成長階段，因而進行綠色創新的動機不強。本文認為并不是企業承擔的社會責任越多，就越有助于促進綠色創新，二者間關系可能存在一定門檻，即取決于CSR的履行情況?；诖?，本文提出假設H2。

H2：企業社會責任對綠色創新的影響會隨著CSR履行情況的不同而發生變化，即存在門檻效應。

3 研究設計

3.1 數據來源與樣本篩選

文章以五大發展理念的提出時間為研究起始點，選取2015—2020年中國A股制造業上市公司相關數據作為研究樣本。樣本篩選按照以下步驟進行：①剔除金融類及保險類企業；②剔除被ST和*ST的企業；③剔除本文主要變量缺失情況較嚴重的觀測記錄；④由于面板門檻回歸模型要求數據類型為平衡面板，因此剔除出現次數不足6期的企業。經上述篩選，最終得到了747家公司的4 482個觀測值。此外，為剔除極端值和異常值的影響，對各變量分別在前后1%分位上做了縮尾處理。有關企業社會責任的數據來自和訊網2015—2020年“上市公司社會責任報告”評級體系總得分；有關綠色專利的數據來自中國研究數據服務平臺（CNRDS）；有關企業財務數據來自國泰安數據庫（CSMAR）的“公司研究系列”板塊。

3.2 變量測度

本文的各變量具體如表1所示。

表1 變量定義與測度

3.2.1 被解釋變量。本文所涉及的綠色創新有以下兩種測度方式：①綠色專利申請數（lntotal）。參考王旭和王非［40］的做法，本文采用綠色發明專利與綠色實用新型專利申請數之和來衡量綠色創新，另外，本文對綠色專利申請數加1后的數據進行了對數化處理。②綠色發明專利申請數（lninvent）。在中國，按照專利的創新性由高到低可分為發明專利、實用新型專利以及外觀設計專利［41］，因此文章擬在穩健性檢驗部分采用技術性較高的綠色發明專利申請數來衡量綠色創新，另外，本文也對其加1后的數據進行了對數化處理。

3.2.2 解釋變量（門限變量）。和訊網中關于上市公司企業社會責任的指標評價體系已經被廣泛運用于學術領域，共包含5個一級指標、13個二級指標和37個三級指標。本文采用企業社會責任評級總得分來衡量企業社會責任。為便于系數間的比較分析，本文將收集到的CSR原始數據從百分制化為十分制。該值越大，表明企業的社會責任履行情況越好。此外，CSR也是門檻效應分析中的門限變量。

3.2.3 控制變量。參考王曉祺和寧金輝［1］的研究，文章選取企業上市年限（Age）、資產負債率（Lev）、研發投入強度（RD）、股權集中度（Top10）、董事會規模（Board）以及董事會獨立性（Indrat）作為本文的控制變量。此外，為排除不同年份和不同行業對回歸結果的影響，文章還控制了時間（Year）和行業（Industry）效應。企業年齡是影響企業創新的重要因素。有學者認為成立時間越久的企業越具有創新意識；有的學者認為企業成立時間越久越不愿意進行技術創新，這樣的企業傾向于穩健性發展策略，因為技術創新具有高風險、高投入、回報不確定等特點。鑒于此，本文將企業年齡（Age）作為控制變量之一來考慮。綠色創新作為一種耗時長、風險高的投資活動，需要充足的資金儲備作支撐。一部分學者認為，企業債務越多，越缺乏用于綠色技術創新的資金，因而會阻礙綠色創新；另一部分學者認為，舉債多的企業可能比較激進，創新意識強，因而有助于促進綠色創新。因此，本文將資產負債率（Lev）視為一個重要的影響因素。研發投入強度（RD）也會影響到企業綠色創新。一般而言，研發投入強度越大，企業綠色技術創新績效越高。股權集中度（Top10）和董事會規模（Board）會影響企業的創新決策效率，因此也應當將其作為重要因素來把握。此外，獨立董事往往具有不同的知識背景和技能，因而能為企業搭建龐大的社會網絡關系，并為企業帶來豐富的隱性資源，從而有助于促進企業進行綠色技術創新，因此董事會獨立性（Ind-rat）也是一個重要的影響因素。

3.3 模型設計

為驗證企業社會責任與綠色創新之間的線性關系，本文設計了線性模型（1）用于檢驗假設H1：

其中，Controls表示所有控制變量，Year以及Industry表示控制了時間以及行業效應，i和t分別表示不同企業和年份。此外，文章采用Hansen［42］于1999年提出的門檻回歸模型來檢驗假設H2。有關非線性關系的驗證方法，常規的做法是在模型中加入平方項或交互項，但該做法容易出現多重共線性問題；而門檻回歸方法既能夠避免變量間的多重共線問題，又能夠避免實驗者根據描述統計結果進行分組的主觀性。門檻回歸方法能夠根據數據的內在特點準確地揭示不同組別中解釋變量與被解釋變量的變化關系［43］。本文首先假定CSR與綠色創新之間存在單一門檻，并在模型（1）的基礎上設計了門檻回歸模型（2）：

其中，I表示指示函數，若括號內的不等式滿足，則I取1。

其次，再根據Hansen提出的門檻檢驗方法來進行門檻存在性檢驗以確定門檻個數和門檻值。

4 實證結果

4.1 描述性分析

從描述性統計結果（見表2）來看，lntotal的均值為1.352，最小值為0，最大值為5.263，且近半數企業的綠色創新水平低于1.009，說明樣本企業的綠色創新績效總體上仍維持在一個較低的水平。企業社會責任（CSR）的均值與中位數相近，維持在2.0左右，說明樣本企業的社會責任得分較低，且CSR的最大值也只為7.118（滿分為10分），中國制造業企業社會責任的履行情況總體一般，有待進一步提高。

表2 變量描述性統計

4.2 相關性分析

從相關性系數表（見表3）來看，企業社會責任（CSR）與綠色創新（lntotal）的相關系數為0.055，說明企業社會責任與綠色創新水平呈正相關。另外，表中最大的相關性系數絕對值為0.537，且最大的VIF值僅為1.49，顯著小于10，說明本文所涉及的各變量間并不存在嚴重的多重共線性問題。

表3 皮爾遜相關性系數表

4.3 基準回歸

本文采用最小二乘法（OLS）對上述模型進行擬合，基準回歸結果列示在表4中。其中，第一列是尚未加入控制變量的回歸結果，CSR的回歸系數為0.058，且在1%水平上顯著，初步驗證了假設H1；第二列是在第一列的基礎上加入了所有控制變量，回歸結果顯示，CSR的回歸系數為0.149，且在1%水平上顯著，表明企業履行社會責任有助于促進綠色創新，驗證了假設H1。究其原因，首先，從市場利益相關者角度來看：消費者對綠色產品和生態環境的需求推動了企業進行綠色創新；企業采取措施善待員工能夠提高員工的組織認同感和幸福感，企業的環境實踐能夠帶動企業員工的綠色行為；較好的CSR表現更能吸引投資者的注意并獲得其青睞，從而吸引投資用于綠色創新研發。從非市場利益相關者角度來看：政府的合法性壓力、企業所在地的社區以及媒體關注會迫使企業實施綠色創新。其次，企業積極履行社會責任不僅能夠獲得政府的政策補貼，還能幫助企業建立良好的聲譽，進而拓寬外源融資渠道。最后，企業積極履行社會責任能夠促進外部利益相關者掌握的外部知識與企業自身知識形成互補效應，為企業綠色創新提供技術與知識支持。

4.4 穩健性檢驗

4.4.1 模型替換檢驗。表4中第三列為使用Tobit模型替換后擬合的結果。結果顯示：企業社會責任CSR的回歸系數在10%水平上顯著為正，表明企業社會責任能顯著促進綠色創新，假設H1得到驗證。

4.4.2 自變量滯后一期。表4中第四列為自變量滯后一期后的擬合結果。結果顯示：滯后一期的企業社會責任L.CSR的回歸系數為0.161，在1%水平上顯著，表明企業社會責任能顯著促進綠色創新，假設H1再次得到驗證。

4.4.3 因變量替換檢驗。表4中第五列為用綠色發明專利申請數替換綠色專利申請數后的擬合結果。結果顯示：CSR的回歸系數在1%水平上顯著為正，再次驗證了H1。

4.4.4 考慮內生性問題。企業進行綠色創新可能會使得企業擁有較好的企業社會責任表現，由此產生雙向因果問題。鑒于此，本文采用工具變量兩階段最小二乘法（IV-2SLS）來控制內生性問題。在將綠色創新對CSR進行基準回歸后，采用杜賓-吳-豪斯曼檢驗法（DWH-Test）檢驗是否存在內生性問題，檢驗結果拒絕了不存在內生性問題的原假設，說明本文確實存在一定程度的內生性問題。借鑒肖小虹等［5］以及崔凌瑜和祝志勇［44］的做法，分別采用滯后一期與滯后兩期的CSR作為工具變量來解決內生性問題。另外，弱工具變量檢驗結果顯示F值大于10，說明本文所選工具變量有效。IV_2SLS回歸結果顯示（表4），CSR的回歸系數為0.748，且在1%的水平上顯著，說明在考慮了內生性問題以后，企業社會責任仍然能顯著促進綠色創新，假設H1再次得以驗證。

4.5 門檻效應分析

4.5.1 門檻效應檢驗。門檻效應檢驗結果呈現在表5中。從表5可知，門檻變量的單一門檻和雙重門檻分別在1%和5%水平上顯著，而三重門檻不具有顯著性，說明有效門檻個數為2，即企業社會責任與綠色創新之間存在雙重門檻效應，因此將模型（2）修正為雙重門檻回歸模型（3）：

表5 門檻效應檢驗

進一步地，可以得到CSR的兩個門檻值分別為0.894和3.099（見表6），95%的置信區間分別為［0.720，0.919］與［3.021，3.128］。為驗證門檻值是否真實存在，通過繪制似然比函數圖（圖1）來確定。似然比函數圖的橫軸表示門檻估計量，縱軸表示似然比統計量LR。圖1中，由于在給定5%水平下的LR基準值為7.35，而估計的兩個門檻值的LR統計量均位于7.35下方，說明估計的門檻值與實際存在的門檻值相同，因此接受存在雙門檻的原假設，即CSR對綠色創新存在雙重門檻的非線性影響。

圖1 門檻值似然比函數圖

表6 門檻估計值與置信區間

4.5.2 門檻效應回歸。根據門檻效應檢驗中獲得的兩個CSR門檻值，可以將樣本劃分為較少承擔社會責任組（CSR≤0.894）、積極履行社會責任組（0.894＜CSR≤3.099）以及過度履行社會責任組（CSR＞3.099）。其中，較少承擔社會責任的樣本占11.45%；積極履行社會責任的樣本占81.19%；過度履行社會責任的樣本占7.36%。統計結果說明，中國制造業上市公司中絕大多數企業都遵守規范，履行了應承擔的社會責任，但總體上來看，CSR得分不高，有待進一步提升。

門檻回歸結果（見表7）顯示：當CSR達到第一門檻值前，其回歸系數為-0.257，且在1%水平上顯著，表明企業社會責任未對綠色創新產生正向作用。原因可能在于，當企業較少承擔社會責任時，會引起多方利益相關者的不滿，導致與各方關系緊張，進而有損企業聲譽，難以獲得各種隱性資源，企業外源融資也將面臨困境，因而不利于企業綠色創新。當CSR達到第一門檻值后，CSR對綠色創新的作用轉變成了正向促進，且在5%水平上顯著，表明企業承擔相應社會責任有助于促進綠色創新；當CSR達到第二門檻值后，CSR的系數又轉變為負數，且在5%的顯著性水平上顯著，即過度履行社會責任將不利于綠色創新。原因可能在于，當企業的CSR水平過高時，不僅擠占了用于研發活動的資金，企業可能過于依賴現有的客戶關系，而且降低自身對于潛在客戶的“嗅覺”，自身對技術創新機會的識別能力變差，因而抑制了企業的綠色創新。總體來看，CSR對綠色創新的影響呈現為“抑制—促進—抑制”的“倒N形”雙門檻效應，即企業社會責任水平只有達到一定門檻值時，才能對企業綠色創新產生積極的促進作用。由此，可以說明CSR對綠色創新的影響不是單純的線性關系，H2得到驗證。

表7 門檻效應回歸結果

4.6 異質性分析

不同產權性質的企業所承擔的社會責任及其創新行為方面會存在較大差異。一般而言，國有企業承擔社會責任更多是基于其政治形象；而非國有企業具有更強的包容性，更看重包括CSR在內的社會評價對企業經營業績的影響。因此，在探究CSR對綠色創新績效的影響時，需要考慮產權性質所帶來的差異性結果。本文按照企業的第一大控股股東是否為國資控股單位，將樣本劃分成國有和民營兩組子樣本，進行對比分析。基于產權性質的異質性檢驗結果呈現在表8中。從回歸結果來看，在民營企業中，CSR的回歸系數在1%的水平上顯著為正；而在國有企業樣本中，CSR的回歸系數雖為正值，卻并不顯著。這一結果表明，企業社會責任對民營企業綠色創新績效的影響更顯著?？赡艿脑蛟谟?，民營企業相對于國有企業而言，獲取資源的能力差，會面臨較多的融資約束，因此民營企業承擔社會責任的行為更容易贏得社會大眾的好感，幫助其獲得更多的隱性資源從而改善企業經營業績，進而為綠色創新提供穩定的資金支持。

表8 產權異質性回歸結果

5 結論與啟示

5.1 研究結論

文章基于利益相關者理論、資源基礎理論等觀點，以2015—2020年中國747家A股制造業上市公司為研究對象，運用面板門檻回歸模型實證研究了企業承擔社會責任對綠色創新績效的影響。研究發現：企業履行社會責任有助于促進企業綠色創新，并且在民營企業中表現得更顯著。然而，總體上來說，企業社會責任對綠色創新的影響呈現“倒N形”雙門檻效應，表現為“抑制—促進—抑制”的動態演變。也就是說，企業社會責任對綠色創新的促進作用僅在一定閾值范圍內成立，只有當企業適度承擔社會責任時，才會對綠色創新產生促進作用，否則將不利于企業綠色創新績效的提高。

5.2 管理啟示

首先，在經濟高質量發展以及可持續發展逐漸成為社會主流發展趨勢的背景下，企業應當將眼光放長遠，不能將目光局限于經濟績效的提高，還應當注重環境績效的提升，將綠色發展理念與企業經營理念相融合，主動承擔社會責任。那些認為承擔社會責任與實現經濟效益之間是沖突的企業應當轉變固有看法，應意識到承擔社會責任也是一種重要的經營戰略。

其次，由于民營企業通過承擔社會責任產生的綠色創新績效相較于國有企業而言更明顯，因此，民營企業在日常的經營管理過程中，應更充分關注各利益相關者的利益訴求，積極構建利益相關者網絡，加強與各利益相關方的交流，減少信息不對稱，積攢人脈等隱性資源及財務資源，為綠色創新提供動力保障。

最后，企業應當結合自身財務狀況審慎決策，合理配置對企業社會責任的投資。具體來說，企業既要避免社會責任缺失導致企業聲譽受損而對企業綠色創新造成的負面影響，又要避免對企業社會責任的過度投資導致的研發資金被擠占等問題。

5.3 局限性

出于數據獲取的便利性，文章僅考慮了制造業上市公司樣本，而忽略了未上市公司，然而未上市公司在我國的公司結構中占比不容小覷。因此，未來的研究可以考慮擴大樣本，以得出更具一般性的結論。另外，本文尚未對企業社會責任與綠色創新之間的因果傳導機制進行研究，由于企業社會責任與綠色創新是不同范疇的兩個概念，兩者之間的因果鏈條較長，因此未來的研究可以考慮對二者的作用機制做進一步探討。