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摘要

企业承担必要的社会责任是实现企业与社会互利双赢的机会，而绿色创新是企业落实国家“双碳”战略、绿色发展和可持续发展理念的关键途径。然而，学术界有关二者的关系研究仍存在较大争议。鉴于此，以2015—2020年中国747家A股制造业上市公司为研究对象，在探讨企业社会责任与绿色创新线性关系的基础上，采用面板门槛回归模型实证研究了两者的非线性关系。研究发现，企业承担社会责任有助于促进企业绿色创新，且在民营企业中更明显，但总体上来说，呈现出“倒N形”双门槛效应，表现为“抑制—促进—抑制”的动态演变，即企业社会责任对绿色创新促进作用仅在某一区间成立。研究结论对于企业的管理实践也起到了一定的启示作用：首先，企业应转变固有思想，积极承担社会责任，将“绿水青山就是金山银山”的思想融入企业经营理念。其次，非国有企业应当积极构建利益相关者网络，减少信息不对称，积攒显性及隐性资源，为企业开展绿色创新提供动力保障。最后，企业也应当合理配置对社会责任的投资，既要避免社会责任缺失导致企业声誉受损，又要避免对企业社会责任的过度投资导致研发资金被挤占等问题。

01

引言

全球气候变化和环境问题因关系人类社会的生存和发展，一直以来备受关注。制造业企业作为能源消耗、碳排放和环境污染的主要来源，是实现绿色发展和“双碳”目标的关键部门。中国制造业在过去四十多年成绩斐然，但在环境治理问题上却任重道远。其企业社会责任（Corporate Social Responsibility，CSR）的缺失不仅严重影响了大众生活质量，也引发了各利益相关方的不满情绪。因此，承担必要的社会责任是实现企业与社会互利共赢的机会。另外，由于绿色创新注重在创新过程中引入生态环境和绿色发展等理念，因而成为企业落实国家“双碳”战略、绿色发展和可持续发展理念的关键途径。因此，CSR与绿色创新作为企业在危机中生存下来并能进一步获得持续发展的两大因素，二者的关系应引起学术界高度重视。

目前，已有学者对CSR与绿色创新的关系展开了大量研究，却存在较大争议。一部分学者认为企业承担社会责任能够显著促进绿色创新。如Porter & Vander Linde认为，率先进行绿色创新的企业能够帮助其大大提高市场议价能力，具有一定的先发优势，因此若将社会责任融入企业创新实践中去，则可避免因对环境污染破坏而受到的惩罚，亦可为企业树立良好的外部形象。Mbanyele等也发现，强制要求企业披露CSR信息有助于提高企业绿色创新能力。Hao & He发现无论采用绿色专利申请数还是授权数来衡量绿色创新，CSR均能对其产生积极的促进作用。肖小虹等认为，企业通过履行社会责任能够帮助其积累一定的社会资本以促进绿色创新。Yuan & Cao指出，企业通过承担社会责任以提高其绿色动态能力，进而促进绿色创新。然而，另一部分学者持不同意见。如Friedman以及Gallego等从代理理论视角出发，认为企业履行社会责任会导致代理人产生寻租动机而挤占企业进行研发投入的资金，因而会对企业绿色研发活动形成阻碍。张安军也认为，CSR水平高的企业并不意味着其绿色创新能力也高，二者间并不存在显著的线性关系。Yang等将CSR划分为内部与外部两个维度，发现内部CSR能够显著促进企业绿色创新，但外部CSR却对绿色创新产生了负面影响。

因此，企业承担社会责任是否一定会促进其绿色创新表现？企业社会责任与绿色创新的关系如何？在不同产权性质背景下，二者的作用关系是否存在显著差异？鉴于此，文章以2015—2020年中国A股制造业上市公司为研究样本，在检验CSR与绿色创新线性关系的基础上，采用面板门槛回归模型分析CSR与绿色创新的非线性关系，以厘清在不同阈值范围内企业社会责任对绿色创新绩效的影响。结果表明，企业承担社会责任有助于促进企业绿色创新，但呈现出“倒N形”双门槛效应，表现为“抑制—促进—抑制”的动态演变，即企业承担社会责任对绿色创新促进作用仅在某一区间成立。异质性分析发现，企业承担社会责任对绿色创新的影响在民营企业样本中更显著。与现有研究相比，本文的创新点主要在于研究方法的创新，前人多是研究二者的线性关系，而本文从门槛效应视角来剖析企业社会责任与绿色创新绩效的非线性关系。

本文可能的贡献在于：

①通过对现有研究结论的梳理发现，企业承担社会责任对绿色创新的影响并不总是线性的，在此基础上，文章结合门槛效应回归模型，探讨了在不同企业社会责任水平区间，其对绿色创新的影响，发现二者呈“倒N形”双门槛效应，并通过门槛回归分析确定了CSR促进绿色创新绩效的区间范围，对企业的经营管理实践具有一定的启示意义。

②丰富了企业社会责任的相关研究。国内已公开发表的文献大多从CSR影响因素以及CSR对公司绩效表现、传统技术创新、公司治理的影响等方面展开研究，但是有关CSR与绿色创新仍是黑箱。本文基于利益相关者理论、资源基础理论等观点，探讨了CSR对绿色创新的影响，丰富了CSR的相关研究。

③考虑了在不同产权性质背景下，企业承担社会责任对绿色创新绩效的影响存在差异，进一步丰富了企业社会责任影响企业绿色创新绩效的文献体系。

02

论分析与研究假设

2.1 企业社会责任与绿色创新

企业社会责任是指企业在创造利润、承担对股东和员工等利益相关者经济和法律责任的同时，还需要承担对公众和环境的责任。学界有关CSR对绿色创新影响的研究大致可以从压力和动机两个视角来分析。压力视角以利益相关者理论和制度理论作为支撑点；动机视角主要以资源（知识）基础理论作为支撑点。

利益相关者理论认为，企业通过履行对各社会主体的社会责任，以满足各利益相关方的价值诉求，从而维护与利益相关方的关系。根据该理论，学者将这些利益相关者划分为市场利益相关者与非市场利益相关者。其中，市场利益相关者包括消费者、员工、供应商、潜在投资者、竞争者等利益主体；非市场利益相关者包括政府、公司所在地社区、媒体等。

从市场利益相关者视角来看，首先，随着绿色环保理念深入人心，社会大众逐渐偏好绿色环保产品。企业自身利润最大化经营目标以及消费者对绿色产品和高质量生态环境的需求迫使企业主动承担相应的环境责任，开发绿色产品及清洁生产工艺。其次，员工是其内部最重要的创新主体，企业积极地履行对员工的社会责任，善待员工，如为员工提供更为优越的培训条件与薪酬福利体系，则将提高员工的工作积极性和激发创新潜力，从而带动员工的绿色行为。对于企业外部潜在投资者，他们在做投资决策时会关注企业的社会责任表现情况，往往对于CSR表现良好的企业更感兴趣。因此，企业履行相应的社会责任有助于获得外部投资，以支持绿色创新。对于企业的竞争对手，企业的同行业竞争者进入绿色创新领域也会迫使企业不得不进行绿色创新。

从非市场利益相关者视角来看，首先，企业生产过程中排放的污染物很可能对企业附近居民的健康产生直接的影响，因此企业所在地社区会要求其承担相应环境责任，甚至会督促当地政府部门进行行政管理以监督企业履行环境责任。其次，媒体作为企业信息向外传递的重要载体，会减少企业与公众之间的信息不对称，通过引导公众的认知和评价来影响企业的绿色创新行为。Kathuria指出，媒体对企业环境污染事件的关注会造成企业的社会舆论压力，从而迫使企业实施绿色创新。赵莉和张玲从绿色创新的投入和产出视角研究媒体关注对绿色技术创新的影响，发现媒体对环境新闻的报道会促进企业绿色技术创新投入。

在实现经济高质量发展以及绿色发展逐渐成为社会主流发展趋势的背景下，绿色环保成为政府评价企业合法性的关键标准。制度理论认为，企业为了获得合法性地位以及避免受到环境行政处罚往往会遵从相关法律制度，积极承担社会责任以获得政府支持。政府通过颁布有助于保护企业相关方权益的政策，发挥法律制度的正向规范与负面制裁功能，驱动企业承担环境社会责任，如采取前摄型环保行为。魏泽龙和谷盟发现，在中国的绿色转型情境下，商业合法性和政府合法性均能促进企业的环境绩效。彭雪容和魏江认为，政府会向企业施加强制性、激励性和扶持性三种政策压力，并从法律法规制定、环保监管惩罚以及政策引导三方面倒逼绿色创新。

资源基础理论从企业获取资源的动机上解释了企业积极承担社会责任的原因。首先，企业积极履行社会责任，为消费者提供绿色环保产品能够减少生产过程中的资源消耗，进而节约企业生产成本。其次，企业积极承担环境社会责任，能够吸引政府的注意并获得政府的政策扶持，如减税降费和绿色补贴等。另外，此举还可以帮助企业建立良好的声誉、拓宽外部融资渠道、降低交易成本，从而吸纳更多投资用于绿色研发。最后，绿色创新不仅是一项对资金需求高的生产活动，还是一项复杂的知识活动，仅依靠企业自身已有的知识往往无法支撑企业达到预期效果。知识基础观认为，企业积极履行对各利益相关方的社会责任会丰富企业的外部知识网络，能够促进外部利益相关者掌握的外部知识与企业内部已有知识相互整合，可以为企业绿色创新提供技术与知识支持。基于以上分析，本文提出假设H1。

H1：企业承担社会责任有助于促进绿色创新。

2.2 企业社会责任与绿色创新的非线性关系

企业社会责任对于绿色创新的影响具有两面性。从利益相关者理论的角度出发，企业积极履行社会责任，能够加强企业与自身社会网络中各利益相关者之间的沟通与联系，为企业树立良好形象，无形中给企业创造了隐性的外部资源，为绿色创新活动的开展注入了动力。制度理论认为，企业为了获得合法性地位以及避免受到环境行政处罚往往会遵从法律制度而实施绿色创新。另外，由于外部利益相关者通常拥有或能够接触到一些新颖的专业知识与技能，这些知识与技能可以与企业内部的知识形成互补效应，这对企业绿色创新来说至关重要。因此，从知识基础观视角来看，企业积极承担对外部利益相关者的社会责任，有助于企业与各利益相关者建立知识分享与交换的网络，进而促进企业绿色创新。

然而，企业履行社会责任并不总是有助于促进企业绿色创新。代理理论认为，企业的经理人往往以履行社会责任为“幌子”，而将企业有限的资源配置于他们偏好的项目上或其他寻租活动中，而不是将其配置于有利于社会的项目上去。企业履行社会责任消耗了企业有限的资源，影响了企业研发投入的数量和质量，抑制了企业创新产出。中国学者经实证研究也得出了相似的结论：韩鹏程等认为，企业履行社会责任会挤占企业研发活动所需资金，因而不利于企业创新能力的提高。当企业的CSR超过一定水平后，不仅会消耗企业大量的资源，还会使企业过于依赖现有的商业伙伴关系，而降低了自身发现潜在客户的敏感度，削弱了对技术创新机会的识别能力。张安军认为，积极履行社会责任通常是企业为达到某种意图而实施的“掩饰”行为，而且通常是那些发展比较成熟的企业才会积极主动承担社会责任，因为这类企业通常已拥有相对丰富的现金流和相对稳定的市场份额，因而有能力对社会和企业内部员工进行回馈。此外，由于它们通常已过了高速成长阶段，因而进行绿色创新的动机不强。本文认为并不是企业承担的社会责任越多，就越有助于促进绿色创新，二者间关系可能存在一定门槛，即取决于CSR的履行情况。基于此，本文提出假设H2。

H2：企业社会责任对绿色创新的影响会随着CSR履行情况的不同而发生变化，即存在门槛效应。

03

研究设计

3.1 数据来源与样本筛选

文章以五大发展理念的提出时间为研究起始点，选取2015—2020年中国A股制造业上市公司相关数据作为研究样本。样本筛选按照以下步骤进行：①剔除金融类及保险类企业；②剔除被ST和*ST的企业；③剔除本文主要变量缺失情况较严重的观测记录；④由于面板门槛回归模型要求数据类型为平衡面板，因此剔除出现次数不足6期的企业。经上述筛选，最终得到了747家公司的4 482个观测值。此外，为剔除极端值和异常值的影响，对各变量分别在前后1%分位上做了缩尾处理。有关企业社会责任的数据来自和讯网2015—2020年“上市公司社会责任报告”评级体系总得分；有关绿色专利的数据来自中国研究数据服务平台（CNRDS）；有关企业财务数据来自国泰安数据库（CSMAR）的“公司研究系列”板块。

3.2 变量测度

本文的各变量具体如表1所示。

3.2.1 被解释变量。本文所涉及的绿色创新有以下两种测度方式：①绿色专利申请数（lntotal）。参考王旭和王非的做法，本文采用绿色发明专利与绿色实用新型专利申请数之和来衡量绿色创新，另外，本文对绿色专利申请数加1后的数据进行了对数化处理。②绿色发明专利申请数（lninvent）。在中国，按照专利的创新性由高到低可分为发明专利、实用新型专利以及外观设计专利，因此文章拟在稳健性检验部分采用技术性较高的绿色发明专利申请数来衡量绿色创新，另外，本文也对其加1后的数据进行了对数化处理。

3.2.2 解释变量（门限变量）。和讯网中关于上市公司企业社会责任的指标评价体系已经被广泛运用于学术领域，共包含5个一级指标、13个二级指标和37个三级指标。本文采用企业社会责任评级总得分来衡量企业社会责任。为便于系数间的比较分析，本文将收集到的CSR原始数据从百分制化为十分制。该值越大，表明企业的社会责任履行情况越好。此外，CSR也是门槛效应分析中的门限变量。

3.2.3 控制变量。参考王晓祺和宁金辉的研究，文章选取企业上市年限（Age）、资产负债率（Lev）、研发投入强度（RD）、股权集中度（Top10）、董事会规模（Board）以及董事会独立性（Indrat）作为本文的控制变量。此外，为排除不同年份和不同行业对回归结果的影响，文章还控制了时间（Year）和行业（Industry）效应。企业年龄是影响企业创新的重要因素。有学者认为成立时间越久的企业越具有创新意识；有的学者认为企业成立时间越久越不愿意进行技术创新，这样的企业倾向于稳健性发展策略，因为技术创新具有高风险、高投入、回报不确定等特点。鉴于此，本文将企业年龄（Age）作为控制变量之一来考虑。绿色创新作为一种耗时长、风险高的投资活动，需要充足的资金储备作支撑。一部分学者认为，企业债务越多，越缺乏用于绿色技术创新的资金，因而会阻碍绿色创新；另一部分学者认为，举债多的企业可能比较激进，创新意识强，因而有助于促进绿色创新。因此，本文将资产负债率（Lev）视为一个重要的影响因素。研发投入强度（RD）也会影响到企业绿色创新。一般而言，研发投入强度越大，企业绿色技术创新绩效越高。股权集中度（Top10）和董事会规模（Board）会影响企业的创新决策效率，因此也应当将其作为重要因素来把握。此外，独立董事往往具有不同的知识背景和技能，因而能为企业搭建庞大的社会网络关系，并为企业带来丰富的隐性资源，从而有助于促进企业进行绿色技术创新，因此董事会独立性（Indrat）也是一个重要的影响因素。

3.3 模型设计

为验证企业社会责任与绿色创新之间的线性关系，本文设计了线性模型（1）用于检验假设H1：

其中，Controls表示所有控制变量，Year以及Industry表示控制了时间以及行业效应，i和t分别表示不同企业和年份。此外，文章采用Hansen于1999年提出的门槛回归模型来检验假设H2。有关非线性关系的验证方法，常规的做法是在模型中加入平方项或交互项，但该做法容易出现多重共线性问题；而门槛回归方法既能够避免变量间的多重共线问题，又能够避免实验者根据描述统计结果进行分组的主观性。门槛回归方法能够根据数据的内在特点准确地揭示不同组别中解释变量与被解释变量的变化关系。本文首先假定CSR与绿色创新之间存在单一门槛，并在模型（1）的基础上设计了门槛回归模型（2）：

其中，[I]表示指示函数，若括号内的不等式满足，则I取1。

其次，再根据Hansen提出的门槛检验方法来进行门槛存在性检验以确定门槛个数和门槛值。

04

实证结果

4.1 描述性分析

从描述性统计结果（见表2）来看，lntotal的均值为1.352，最小值为0，最大值为5.263，且近半数企业的绿色创新水平低于1.009，说明样本企业的绿色创新绩效总体上仍维持在一个较低的水平。企业社会责任（CSR）的均值与中位数相近，维持在2.0左右，说明样本企业的社会责任得分较低，且CSR的最大值也只为7.118（满分为10分），中国制造业企业社会责任的履行情况总体一般，有待进一步提高。

4.2 相关性分析

从相关性系数表（见表3）来看，企业社会责任（CSR）与绿色创新（lntotal）的相关系数为0.055，说明企业社会责任与绿色创新水平呈正相关。另外，表中最大的相关性系数绝对值为0.537，且最大的VIF值仅为1.49，显著小于10，说明本文所涉及的各变量间并不存在严重的多重共线性问题。

4.3 基准回归

本文采用最小二乘法（OLS）对上述模型进行拟合，基准回归结果列示在表4中。其中，第一列是尚未加入控制变量的回归结果，CSR的回归系数为0.058，且在1%水平上显著，初步验证了假设H1；第二列是在第一列的基础上加入了所有控制变量，回归结果显示，CSR的回归系数为0.149，且在1%水平上显著，表明企业履行社会责任有助于促进绿色创新，验证了假设H1。究其原因，首先，从市场利益相关者角度来看：消费者对绿色产品和生态环境的需求推动了企业进行绿色创新；企业采取措施善待员工能够提高员工的组织认同感和幸福感，企业的环境实践能够带动企业员工的绿色行为；较好的CSR表现更能吸引投资者的注意并获得其青睐，从而吸引投资用于绿色创新研发。从非市场利益相关者角度来看：政府的合法性压力、企业所在地的社区以及媒体关注会迫使企业实施绿色创新。其次，企业积极履行社会责任不仅能够获得政府的政策补贴，还能帮助企业建立良好的声誉，进而拓宽外源融资渠道。最后，企业积极履行社会责任能够促进外部利益相关者掌握的外部知识与企业自身知识形成互补效应，为企业绿色创新提供技术与知识支持。

4.4 稳健性检验

4.4.1 模型替换检验。表4中第三列为使用Tobit模型替换后拟合的结果。结果显示：企业社会责任CSR的回归系数在10%水平上显著为正，表明企业社会责任能显著促进绿色创新，假设H1得到验证。

4.4.2 自变量滞后一期。表4中第四列为自变量滞后一期后的拟合结果。结果显示：滞后一期的企业社会责任L.CSR的回归系数为0.161，在1%水平上显著，表明企业社会责任能显著促进绿色创新，假设H1再次得到验证。

4.4.3 因变量替换检验。表4中第五列为用绿色发明专利申请数替换绿色专利申请数后的拟合结果。结果显示：CSR的回归系数在1%水平上显著为正，再次验证了H1。

4.4.4 考虑内生性问题。企业进行绿色创新可能会使得企业拥有较好的企业社会责任表现，由此产生双向因果问题。鉴于此，本文采用工具变量两阶段最小二乘法（IV-2SLS）来控制内生性问题。在将绿色创新对CSR进行基准回归后，采用杜宾-吴-豪斯曼检验法（DWH-Test）检验是否存在内生性问题，检验结果拒绝了不存在内生性问题的原假设，说明本文确实存在一定程度的内生性问题。借鉴肖小虹等以及崔凌瑜和祝志勇的做法，分别采用滞后一期与滞后两期的CSR作为工具变量来解决内生性问题。另外，弱工具变量检验结果显示F值大于10，说明本文所选工具变量有效。IV_2SLS回归结果显示（表4），CSR的回归系数为0.748，且在1%的水平上显著，说明在考虑了内生性问题以后，企业社会责任仍然能显著促进绿色创新，假设H1再次得以验证。

4.5 门槛效应分析

4.5.1 门槛效应检验。门槛效应检验结果呈现在表5中。从表5可知，门槛变量的单一门槛和双重门槛分别在1%和5%水平上显著，而三重门槛不具有显著性，说明有效门槛个数为2，即企业社会责任与绿色创新之间存在双重门槛效应，因此将模型（2）修正为双重门槛回归模型（3）：

进一步地，可以得到CSR的两个门槛值分别为0.894和3.099（见表6），95%的置信区间分别为［0.720，0.919］与［3.021，3.128］。为验证门槛值是否真实存在，通过绘制似然比函数图（图1）来确定。似然比函数图的横轴表示门槛估计量，纵轴表示似然比统计量LR。图1中，由于在给定5%水平下的LR基准值为7.35，而估计的两个门槛值的LR统计量均位于7.35下方，说明估计的门槛值与实际存在的门槛值相同，因此接受存在双门槛的原假设，即CSR对绿色创新存在双重门槛的非线性影响。

4.5.2 门槛效应回归。根据门槛效应检验中获得的两个CSR门槛值，可以将样本划分为较少承担社会责任组（CSR≤0.894）、积极履行社会责任组（0.894＜CSR≤3.099）以及过度履行社会责任组（CSR＞3.099）。其中，较少承担社会责任的样本占11.45%；积极履行社会责任的样本占81.19%；过度履行社会责任的样本占7.36%。统计结果说明，中国制造业上市公司中绝大多数企业都遵守规范，履行了应承担的社会责任，但总体上来看，CSR得分不高，有待进一步提升。

门槛回归结果（见表7）显示：当CSR达到第一门槛值前，其回归系数为-0.257，且在1%水平上显著，表明企业社会责任未对绿色创新产生正向作用。原因可能在于，当企业较少承担社会责任时，会引起多方利益相关者的不满，导致与各方关系紧张，进而有损企业声誉，难以获得各种隐性资源，企业外源融资也将面临困境，因而不利于企业绿色创新。当CSR达到第一门槛值后，CSR对绿色创新的作用转变成了正向促进，且在5%水平上显著，表明企业承担相应社会责任有助于促进绿色创新；当CSR达到第二门槛值后，CSR的系数又转变为负数，且在5%的显著性水平上显著，即过度履行社会责任将不利于绿色创新。原因可能在于，当企业的CSR水平过高时，不仅挤占了用于研发活动的资金，企业可能过于依赖现有的客户关系，而且降低自身对于潜在客户的“嗅觉”，自身对技术创新机会的识别能力变差，因而抑制了企业的绿色创新。总体来看，CSR对绿色创新的影响呈现为“抑制—促进—抑制”的“倒N形”双门槛效应，即企业社会责任水平只有达到一定门槛值时，才能对企业绿色创新产生积极的促进作用。由此，可以说明CSR对绿色创新的影响不是单纯的线性关系，H2得到验证。

4.6 异质性分析

不同产权性质的企业所承担的社会责任及其创新行为方面会存在较大差异。一般而言，国有企业承担社会责任更多是基于其政治形象；而非国有企业具有更强的包容性，更看重包括CSR在内的社会评价对企业经营业绩的影响。因此，在探究CSR对绿色创新绩效的影响时，需要考虑产权性质所带来的差异性结果。本文按照企业的第一大控股股东是否为国资控股单位，将样本划分成国有和民营两组子样本，进行对比分析。基于产权性质的异质性检验结果呈现在表8中。从回归结果来看，在民营企业中，CSR的回归系数在1%的水平上显著为正；而在国有企业样本中，CSR的回归系数虽为正值，却并不显著。这一结果表明，企业社会责任对民营企业绿色创新绩效的影响更显著。可能的原因在于，民营企业相对于国有企业而言，获取资源的能力差，会面临较多的融资约束，因此民营企业承担社会责任的行为更容易赢得社会大众的好感，帮助其获得更多的隐性资源从而改善企业经营业绩，进而为绿色创新提供稳定的资金支持。

05

结论与启示

5.1 研究结论

文章基于利益相关者理论、资源基础理论等观点，以2015—2020年中国747家A股制造业上市公司为研究对象，运用面板门槛回归模型实证研究了企业承担社会责任对绿色创新绩效的影响。研究发现：企业履行社会责任有助于促进企业绿色创新，并且在民营企业中表现得更显著。然而，总体上来说，企业社会责任对绿色创新的影响呈现“倒N形”双门槛效应，表现为“抑制—促进—抑制”的动态演变。也就是说，企业社会责任对绿色创新的促进作用仅在一定阈值范围内成立，只有当企业适度承担社会责任时，才会对绿色创新产生促进作用，否则将不利于企业绿色创新绩效的提高。

5.2 管理启示

首先，在经济高质量发展以及可持续发展逐渐成为社会主流发展趋势的背景下，企业应当将眼光放长远，不能将目光局限于经济绩效的提高，还应当注重环境绩效的提升，将绿色发展理念与企业经营理念相融合，主动承担社会责任。那些认为承担社会责任与实现经济效益之间是冲突的企业应当转变固有看法，应意识到承担社会责任也是一种重要的经营战略。

其次，由于民营企业通过承担社会责任产生的绿色创新绩效相较于国有企业而言更明显，因此，民营企业在日常的经营管理过程中，应更充分关注各利益相关者的利益诉求，积极构建利益相关者网络，加强与各利益相关方的交流，减少信息不对称，积攒人脉等隐性资源及财务资源，为绿色创新提供动力保障。

最后，企业应当结合自身财务状况审慎决策，合理配置对企业社会责任的投资。具体来说，企业既要避免社会责任缺失导致企业声誉受损而对企业绿色创新造成的负面影响，又要避免对企业社会责任的过度投资导致的研发资金被挤占等问题。

5.3 局限性

出于数据获取的便利性，文章仅考虑了制造业上市公司样本，而忽略了未上市公司，然而未上市公司在我国的公司结构中占比不容小觑。因此，未来的研究可以考虑扩大样本，以得出更具一般性的结论。另外，本文尚未对企业社会责任与绿色创新之间的因果传导机制进行研究，由于企业社会责任与绿色创新是不同范畴的两个概念，两者之间的因果链条较长，因此未来的研究可以考虑对二者的作用机制做进一步探讨。

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