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
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
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
3.2变量测度
本文的各变量具体如表1所示。
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。
3.3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，[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。
4.3基准回归
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。
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
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。
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。