社會信任與企業綠色技術創新
——基于上市公司微觀證據的研究

陽 鎮 凌鴻程 陳 勁

黨的二十大報告明確提出，高質量發展是全面建設社會主義現代化國家的首要任務。在推進高質量發展進程中，微觀企業層面的創新與綠色發展顯得至關重要。2021年全國兩會的政府工作報告首次明確提出“碳達峰”和“碳中和”目標，強調中國未來仍需進一步加強環境治理、促進綠色技術發展。2022年國家發展和改革委員會、科學技術部聯合印發《關于進一步完善市場導向的綠色技術創新體系實施方案（2023-2025年）》，對構建企業主導的綠色技術創新體系進行了明確的部署。從現實情況來看，我國綠色創新動能依然較為薄弱，突出體現在以企業為創新主體的綠色技術創新意愿與動力不足，從制度層面系統提升企業綠色技術創新意愿及績效顯得極為迫切。在這個意義上，立足社會信任這一非正式制度，優化綠色導向的投資者與企業綠色技術創新之間的信任環境與信任機制，一定程度上有助于促進企業制定綠色技術創新戰略、增強企業綠色技術創新動力。

近年來，學界對企業綠色技術創新的研究內容逐漸深化，涵蓋環境規制與企業綠色技術創新［1］（P121-140）［2］（P183-198）、媒體關注與企業綠色技術創新［3］（P132-141）、高管戰略與企業綠色技術創新［4］（P114-123）等多方面議題，為尋求企業綠色技術創新的前因提供了豐富的研究基礎，而對企業綠色技術創新制度環境中的非正式制度（如信任環境、文化環境）研究較少，缺乏內外制度環境融合視角下的實證研究?；诖?，本文從非正式制度視角，立足2010-2019年中國滬深A股上市公司的研究樣本，探究社會信任對企業綠色技術創新的具體影響機制與內在傳導機理，為豐富外部環境規制與制度合法性視角下的企業綠色技術創新的前因提供微觀經驗證據，也為深化推進企業綠色轉型與高質量發展提供啟示。

一、理論基礎與研究假說

從制度視角來看，社會信任作為一種基礎性的非正式制度安排，在宏觀市場經濟運行與社會成員交易關系構建過程中發揮著不可替代的作用。企業綠色技術創新有一定程度的社會公共屬性，企業開展綠色技術創新需要更為寬松的投融資環境。社會信任是市場經濟運行過程中的獨特非正式制度，能夠降低企業投融資過程中的短期機會主義傾向、減緩信息不對稱性以及強化利益相關方合作共贏取向。

（一）社會信任與企業綠色技術創新的研究假說

制度經濟學認為制度是約束、引導與治理經濟主體的主要因素，其形成、演化與經濟主體的經濟行為與價值取向息息相關。制度的類型存在相應的等級層次，正式制度中包括基礎性的制度安排（如憲法）和次級制度安排（包括國家政治、經濟、法律與社會中各行業的基礎性制度、細則等）；而非正式制度同樣也具有相應的等級層次結構，其中社會意識形態處于核心地位，社會道德、倫理規范、社會心理及風俗習慣處于次生結構之中。社會信任區別于正式制度，具有隱含性的社會心態、倫理道德等非正式制度元素，是規范市場主體道德規范與市場交換價值取向的非正式制度。因此，在宏觀經濟層面，社會信任甚至被認為是決定一國經濟增長的重要因素，是市場經濟運行中主要的道德基礎［5］（P59-70）。在微觀層面，社會信任對企業日常管理與運營行為產生著隱性的制度約束，會潛在地影響企業內的戰略決策導向，以及管理者的思維方式與價值理念［6］（P59-68）。

企業綠色技術創新是企業在創新過程中融入綠色環保理念，通過研發綠色技術、提供綠色產品與服務等，實現企業與環境的共生發展。它不同于一般的技術創新，在創新的導向、過程及內容層面更加強調企業與社會環境的共生關系，避免企業在生產制造和服務過程中產生系列環境污染、能耗過高等系列問題［7］（P63-72）。從社會信任對企業綠色技術創新的直接傳導效應來看，在社會信任度更高的地區，企業基于戰略競爭導向更加相信綠色技術創新將促進市場各類主體對企業創造公共社會價值的回饋，進而提升企業的市場競爭優勢。因此，在社會信任度更高的地區，企業更有意愿與動力投入更多的經濟性資源與社會性資源，參與基于綠色發展理念的綠色技術創新活動之中，構筑企業的戰略競爭優勢［8］（P22-31）。尤其是具有真誠互惠、相互信任理念的管理者，更重視企業與利益相關方之間的價值互惠關系，更能夠將企業管理者的道德責任理念轉換為契合企業可持續發展導向的戰略決策，此時企業會強化綠色技術創新戰略決策與推進力度，以確保企業戰略決策契合社會道德規范［9］（P59-76）?；诖?，本文提出如下研究假說：

研究假說H1a：限定其它條件，社會信任對企業綠色技術創新存在正向促進效應。

社會信任可能通過兩種渠道影響企業綠色技術創新。首先，社會信任可以通過緩解融資約束影響企業綠色技術創新。社會信任從本質上看是一種非正式制度，是社會群體共同認同的價值規范和行為準則，可以為交易雙方提供穩定的心理預期，降低交易成本和交易摩擦［10］（P147-161）。同時社會信任也是一種非正式的隱形擔保契約，降低行為人之間互動交易的不確定性，促進企業或個體之間達成相應的經濟或社會契約，包括正式的銀行借貸和非正式的民間借貸［11］（P 39-50）。創新是一項具有長期性、不確定性、復雜性、風險性和系統性的企業戰略行為，而綠色技術創新除了具備一般意義上的創新活動的特點外，還具有極強的環境正外部性，這就導致綠色技術創新的戰略決策需要更好的社會環境支持，特別是金融資源的支持［12］（P66-82）。社會信任在經濟合作中充當著“潤滑劑”的角色，可以減少契約簽訂的事前信息收集成本、事中協商溝通成本和事后監督成本，在最大程度上保證契約的簽訂和履行，鼓勵企業與金融機構進行融資合作［13］（P1083-1108）。因此，社會信任能夠幫助企業以較低的融資成本獲得資金支持，緩解綠色技術創新過程中的融資約束。

其次，社會信任通過企業社會責任影響企業綠色技術創新?；诶嫦嚓P方理論，企業在追求自身利益最大化的過程中，不僅需要對股東產生相應的價值互惠行為（對股東承擔相應的社會責任），還需要對其他利益相關方包括企業債權人、供應商、客戶、消費者、員工、政府、社區與環境等多元經濟性與社會性主體承擔相應的社會責任［6］（P59-68）。社會信任所認同的價值規范契合了組織文化的內在道德屬性，緩和了企業與利益相關方之間的利益沖突，為企業履行社會責任奠定了堅實的價值認同基礎，有利于企業與利益相關方建立可持續的價值互惠關系，包括創造綜合價值與共享價值［14］（P143-152）。同時，從企業戰略決策的視角來看，社會責任履行有助于企業更好地反思自身發展與綠色環保之間的關系，積極開展綠色技術創新活動，盡可能降低對社會環境的負面影響［15］（P117-132）。此外，企業社會責任還可以發揮競爭工具價值作用，通過履行社會責任緩解融資約束［16］（P1912-1920）。因此，社會信任可以對利益相關方的進行有效協調，讓企業更加重視社會責任的履行情況，進而提升企業綠色技術創新內在動力?；诖?，本文提出如下研究假說。

研究假說H1b：限定其它條件，融資約束在社會信任與企業綠色技術創新存在中介效應，即社會信任通過緩解企業融資約束進而促進企業綠色技術創新。

研究假說H1c：限定其它條件，企業社會責任在社會信任與企業綠色技術創新存在中介效應，即社會信任通過強化企業社會責任戰略導向進而促進企業綠色技術創新。

（二）政府補貼的資源效應假說

政府補貼可能在社會信任與企業綠色技術創新之間產生正向調節作用。資源基礎觀理論認為資源是企業參與市場競爭開展戰略決策的直接性基礎［17］（P99-120），企業開展綠色技術創新需要更多公共性資源支持。

首先，從創新激勵效應的視角來看，由于綠色技術創新存在明顯的外部性，所產生的收益存在嚴重的滯后性，導致大多數企業開展綠色技術創新的意愿不強，綠色技術創新投入低于社會最優投入。解決市場失靈的有效途徑是通過政府干預，在政府有為之手的作用下，產業政策成為轉型中國家引導產業發展、政府實施市場干預以及實現后發趕超的重要政策工具［18］（P3-22），可以有效緩解企業因融資約束導致的綠色創新動力不足的問題。而政府補貼（如稅收優惠、財政貼息、政府撥款等）作為產業政策中的核心工具，可為企業綠色技術創新活動提供必要的資源支持和相應的政策保障。

其次，從信號傳遞效應的視角來看，企業綠色創新補貼體現了政府對企業綠色創新活動的認可，可增強資本市場中投資者和債權人對企業的信心，緩解企業與投資人及債權人之間的逆向選擇問題，提高企業融資能力，為企業綠色技術創新提供資金保障。同時，政府補貼能夠進一步降低社會信任驅動的企業綠色技術創新過程中的不確定性風險，立足資源賦能效應改善企業綠色技術創新績效［19］（P75-86）。因此，政府補貼兼具創新激勵效應和信號傳遞效應，能夠為企業開展綠色技術創新過程中的投融資活動提供相應的資金支持，緩解社會信任驅動企業綠色技術創新過程中的融資約束，進而在社會信任與企業綠色技術創新之間產生正向調節效應?；诖?，本文提出如下研究假說。

研究假說H2：在其他條件不變的情況下，政府補貼在社會信任與企業綠色技術創新之間產生正向調節效應，即政府補貼越高，社會信任對企業綠色技術創新的驅動效應更強。

（三）高管持股的治理效應假說

企業高管持股可能在社會信任與企業綠色技術創新之間產生負向調節作用。

一方面，高管持股可能產生管理防御效應。創新所具有的長期性、風險性和外部性導致高管對綠色技術創新較為排斥，一旦研發失敗，不僅會使高管遭到董事會的問責，還有可能成為高管職業生涯的污點，在行業內造成不良聲譽。在高管持股的情況下，管理層需要承擔因研發失敗帶來的聲譽風險和持股收益損失，而且持股比例越高，持股收益的不確定性也越大。同時，綠色技術創新收益存在外部性和滯后性，即使研發成功，可能為其他企業或接任者做了嫁衣，而無法完全享受研發成功帶來的全部收益。因此，高管持股可能削弱企業綠色技術創新的戰略導向作用和研發努力，進而在社會信任與企業綠色技術創新之間產生負向調節作用。

另一方面，由于現代公司治理制度安排下，企業戰略決策與實施過程中存在因所有權和經營權分離所帶來的委托代理問題，高管持股能夠有效規避高管機會主義動機，從而更好地與利益相關者形成利益綁定效應，促使管理者為了提高企業績效而努力［20］（P4-10）。當管理者持有一定股權比例時，有利于降低委托代理成本，促使高管更加注重企業的長遠發展，積極承擔社會責任。制度經濟學理論認為正式制度和非正式制度均可以對企業經營活動產生影響，其之間可能存在替代效應［21］（P1912-1920）。而社會信任作為減少委托代理風險的重要監督機制，是一種重要的非正式制度，同樣可以有效約束管理層的自利行為，并有效協調利益相關者之間的矛盾沖突，為企業履行社會責任提供制度環境支持。這就意味著高管持股這一正式制度產生的社會責任驅動效應可能削弱了因社會信任產生的社會責任驅動效應，進而在社會信任與企業綠色技術創新之間產生負向調節作用?；诖?，本文提出如下研究假說：

研究假說H3：在其他條件不變的情況下，高管股權激勵在社會信任與企業綠色技術創新之間產生負向調節效應，即高管股權激勵強度越大，社會信任對企業綠色技術創新的驅動效應越弱。

二、研究設計

基于前文研究假設，本文進一步構建上市公司微觀數據庫、定義主要研究變量集，立足固定效應模型，檢驗社會信任與企業綠色技術創新的內在傳導機制。

（一）樣本數據

考慮到企業綠色技術創新數據的完備性，本文選取我國A股2010-2019年的上市公司為研究樣本。其中，主要變量社會信任的數據由來自《中國城市商業信用環境指數藍皮書》的地級市信任環境指數手工整理；企業社會責任的數據由和訊網相關信息手工收集整理；企業綠色創新數據基于國家知識產權局檢索數據庫與CNRDS數據庫匹配對比整理；企業微觀財務數據及公司治理數據來源于CSMAR數據庫和Wind數據庫，所屬行業根據中國證監會《上市公司行業分類指引（2001年修訂）》規定的行業代碼和行業門類代碼確定，所屬省份城市根據Wind數據庫提供的上市公司注冊地所屬省份城市確定。借鑒已有研究的做法，對初始樣本的以下內容進行剔除：金融、保險行業樣本、曾被ST或PT的樣本、資不抵債的樣本、相關變量缺失的樣本。經過上述標準篩選后，最終得到共計12046個的樣本觀察值的非平衡面板數據。為了排除極端值的影響，本文對連續變量均進行了上下1%的Winsorize縮尾處理。

（二）變量選擇

本文主要被解釋變量、解釋變量、中介變量、調節變量及控制變量的具體測度如下。

1.被解釋變量：企業綠色創新申請（lnAGreen）與企業綠色創新授權（lnGGreen）。本文借鑒齊紹洲等的研究，采用世界知識產權組織（WIPO）制定的“國際專利分類綠色清單”所列示的綠色專利編碼，識別并核算企業每年的綠色專利數量［22］（P129-143）。其中綠色專利主要包括綠色專利申請數量與綠色專利授權數量，比對數據庫主要基于國家知識產權局數據庫檢索以及CNRDS數據庫比對，最終形成可信度較高的上市公司綠色技術創新專利數據庫。以綠色專利申請總量（lnAGreen）與綠色專利授權總量（lnGGreen）的對數化作為企業綠色技術創新的測度。在穩健性檢驗中，本文進一步基于綠色發明專利申請與授權總量占總綠色專利總量（AIGreenr）的比重以及綠色發明專利授權占總綠色專利授權的比重衡量（GIGreenr）企業綠色技術創新績效。

2.解釋變量：社會信任（Trust）。參考社會信任的相關研究［23］（P53-66），本文主要運用《中國城市商業信用環境指數藍皮書》的地級市信任環境指數，反映社會信任在地級城市的差異性與動態性，作為本文地區社會信任水平的測量指標。在穩健性檢驗中，利用張維迎和柯往榮的社會信任調查數據作為本文社會信任的替代指標［5］（P59-70）。

3.中介變量：企業融資約束（SA）與企業社會責任（lnCSR）。本文借鑒Hadlock和Pierce所提出的SA指數來衡量企業融資約束程度［24］（P1909-1940）。在企業社會責任績效的衡量中，參考肖紅軍等的研究［16］（P117-132），本文基于第三方企業社會責任評級數據企業和訊網的上市公司企業社會責任評分衡量企業社會責任表現。

4.調節變量：政府補貼（Subsidy）與高管持股激勵（MShare）。參考既有研究，本文主要基于創新補貼總額的自然對數衡量企業獲得政府創新補貼強度［25］（P5-22），并進一步運用補貼總額除以營業總收入衡量政府補貼強度。衡量高管激勵的衡量主要存在兩種方式，一種方式是采取選取上市公司高管是否持股來衡量高管持股［26］（P81-87，97）；另一種方式則是以高管持股數/上市公司總股數反映高管持股強度，本文采取第二種方式衡量高管持股激勵，并在穩健性檢驗中以高管持股制度虛擬變量的方式替代。

5.控制變量。本文借鑒既有研究［16］（P117-132），主要選取公司財務特征與公司治理特征層面的變量作為控制變量，此外還控制了年度固定效應和行業固定效應?；诖?，本文的主要變量以及相應測量方式如表1所示。

表1 變量選擇與定義

（三）模型設定

本文設定模型（1）至模型（2），分別用于檢驗假設H1至假設H3，具體模型設定如下：

其中，模型（1）主要是檢驗研究假說H1，即被解釋變量為企業綠色技術創新（LnGreen），解釋變量為社會信任（Trust），進而檢驗本文研究假說H1a；模型（2）的被解釋變量是企業融資約束（SA）和企業社會責任（lnCSR），解釋變量是為社會信任（Trust），模型（3）的被解釋變量是企業綠色技術創新，解釋變量是社會信任（Trust），中介變量是企業融資約束（SA）和企業社會責任（lnCSR），進而檢驗本文提出的研究假說H1b-H1c；模型（4）-（5）分別檢驗政府補貼（Subsidy）與高管持股（Mshare）在社會信任（Trust）與企業綠色技術創新（LnGreen）之間的調節效應，其中模型（4）的被解釋變量是企業綠色技術創新（LnGreen），解釋變量是社會信任（Trust），調節變量是政府補貼（Subsidy），進而檢驗本文研究假說H2；模型（5）的被解釋變量是企業綠色技術創新（LnGreen），解釋變量是社會信任（Trust），調節變量是高管持股（Mshare），進而檢驗本文研究假說H3，模型（1）-（5）的Controlit為本文選取的控制變量，i代表企業，t代表時間年份，ε代表隨機誤差項。

三、實證結果解釋

基于上文主要變量集界定和研究模型設定，本文進一步對本文主要研究變量開展描述性統計分析以及內在關系檢驗，最終驗證本文研究假設H1-H3。

（一）描述性統計分析

表2報告了主要變量的描述性統計結果。從表2中可以看出，被解釋變量企業綠色技術創新中，企業綠色專利申請與綠色專利授權的均值分別為0.792和0.647，標準差為1.138和0.997，說明不管是綠色專利申請還是綠色專利授權，都呈現出較大程度的差異性，綠色專利申請與授權的中位數為0，說明存在部分上市公司未開展綠色技術創新，缺乏綠色專利申請和授權，即上市企業綠色技術創新程度依然偏低，總體上依然處于傳統要素驅動向綠色技術創新要素驅動的轉型期。在主要解釋變量中，社會信任（Trust）的均值為4.321，最小值為4.187，標準差為0.072，反映出所研究的樣本之中不同地區的社會信任狀況不一。在公司特征變量中，不同企業的規模、負債能力以及成長性水平不盡一致，且總體樣本中產權性質比例均值為0.311，說明研究樣本中大部分為民營企業。

表2 描述性統計分析

（二）基準回歸分析

本文基于研究模型（1）的基本設定，通過多元回歸模型（OLS）考察社會信任對企業綠色技術創新績效的影響，研究發現，社會信任無論是對綠色專利申請還是綠色專利授權都產生顯著的促進效應，如表3所示。列（3）和列（4）是加入控制變量后社會信任對企業綠色技術創新的回歸結果，其中社會信任對綠色專利申請的系數為1.173，對綠色專利授權的系數為1.039，且都通過了1%水平下的顯著性檢驗，說明經濟政策不確定性有助于強化企業綠色技術創新績效，這意味著社會信任作為一種非正式制度強化了企業綠色創新導向，改善了企業綠色技術創新績效，本文研究假說H1a得到實證結果的支持。

表3 基準回歸結果

（三）穩健性檢驗

考慮到對企業綠色技術創新與社會信任測度的偏差性，以及存在其它非企業層面的因素影響企業綠色技術創新，本文進一步從替換變量測度、變更回歸模型以及排除其他因素等方面開展穩健性檢驗。

1.變更變量測度方式與回歸模型?？紤]到本文對綠色專利申請的測度可能有偏差，主要采取兩種方式予以穩健性檢驗。第一種方式是對企業綠色技術創新的測度進行替換，以綠色發明專利申請和授權量替換本文主要解釋變量總綠色專利申請與授權量，重新回歸社會信任對企業綠色技術創新的影響，回歸結果顯示社會信任對企業綠色技術創新依然產生顯著的正向促進效應，對企業綠色發明專利申請和授權的影響系數分別為1.037和0.859，分別通過了1%水平下的顯著性檢驗。其次，對主要解釋變量社會信任進行替換，采取張維迎中國社會信任調查的各省社會信任指數替代本文選取的城市商業信用指數［10］（P59-70），回歸結果發現社會信任對企業綠色技術創新依然產生顯著的促進效應，影響系數分別為0.027和0.021，分別通過了1%水平下的顯著性檢驗，本文研究假說H1a進一步得到實證結果的支持，研究結論基本穩健。最后，考慮到部分企業缺乏綠色專利申請和授權，本文進一步使用Tobit模型對社會信任與企業綠色技術創新進行回歸分析，依然發現社會信任對企業綠色專利授權占綠色總專利授權的比重產生顯著的正向促進效應，說明本文主要研究假說H1a的研究結論基本穩健。

2.排除城市因素。為進一步排除地區因素對社會信任與企業綠色技術創新估計結果的影響偏差，本文進一步對社會信任環境較強和較弱的兩種極端地區的樣本進行剔除，回歸結果顯示①限于篇幅，考慮地區因素的回歸結果未在文中列出。，在剔除北京、上海與廣東地區后，社會信任依然對企業綠色技術創新產生顯著的促進效應；在剔除新疆、西藏、青海與內蒙古等西部社會信任環境較差的地區后，社會信任對企業綠色技術創新依然產生顯著的促進效應。本文研究結論H1a依然得到實證結果的支持，研究結論基本穩健。

與此同時，考慮到社會信任為城市層面的變量，本文參考歐陽曉靈等的做法［27］（P30-40），增加如下城市層面的控制變量，包括使用GDP增速表示地方政府導向行為（Growth）、使用工業增加值占GDP比重表示產業結構（Stru）、使用實際利用外資金額占GDP的比重表示外商直接投資（FDI）、使用銀行存貸款余額占GDP 的比重表示金融發展水平（Finance）、使用財政收入占GDP 的比重表示財政自由度（Fiscal）；此外還增加如下省份層面的控制變量，包括使用犯罪率表示地方政府治理能力（Crime）、使用SO2排放量占GDP的比重表示環境污染程度（SO2）、使用森林覆蓋率表示生態發展水平（Eco）。增加城市和省份層面的控制變量后的回歸結果發現②限于篇幅，增加城市-省份層面控制變量的回歸結果未在文中列出。，社會信任依然可對綠色技術創新產生顯著促進效應，同時產業結構（Stru）、金融發展（Finance）和生態發展水平（Eco）可在一定程度上提升企業綠色技術創新水平。

3.高維固定效應?？紤]到計量中可能遇到的多重共線性問題，本文除了控制行業固定效應和年份固定效應外，還進一步控制了省份固定效應，用以控制省份層面的不可觀測因素，回歸結果表明③限于篇幅，控制個體固定效應的回歸結果未在文中列出。，使用高維固定效應后社會信任對綠色技術創新的促進作用依然存在。

（四）內生性檢驗

考慮到本文研究的社會信任與企業綠色技術創新互為因果帶來的內生性問題并不明顯，但依然存在因變量遺漏帶來的內生性問題，本文進一步使用工具變量法解決本文內生性問題，本文參考李雙建等對工具變量選取的相關研究［28］（P81-102），選取地區獻血率（Blood）作為工具變量，原因在于地區獻血率與社會信任存在直接的相關關系，但是與微觀企業層面的企業數綠色技術創新不存在直接的相關關系。因此，本文進一步基于兩階段回歸重新估計本文研究假說H1a，回歸結果發現④限于篇幅，內生性檢驗的檢驗結果未在文中列出。，在第一階段的相關性檢驗結果表明，地區獻血率對社會信任影響存在顯著的正向關系，即地區獻血率越高，社會信任環境越好。第二階段回歸結果表明，社會信任對企業綠色技術創新績效存在顯著的正向促進效應，無論是對企業綠色專利申請還是綠色專利授權都得到經驗證據的支持，且在進行弱工具變量檢驗后，Cragg-Donald Wald F統計量的值均大于經驗值10，因此本文選取的地區獻血率（Blood）作為工具變量是合理可行的。在考慮內生性問題后，本文研究假說H1a得到實證結果的支持，社會信任促進企業綠色技術創新的研究結論基本穩健。最后，本文利用Heckman兩步法進行估計，研究結果同樣表明社會信任對企業綠色技術創新產生顯著的正向促進效應，說明本研究的核心結論基本穩?、菹抻谄?，基于Heckman兩步法的研究結果未在文中列出。。

四、機制檢驗分析

為進一步探究社會信任作用企業綠色技術創新的內在機理及邊界情境機制，本文從融資約束與企業社會責任雙重視角檢驗中介傳導機制，從外部政府補貼與內部高管持股雙重視角驗證調節機制。

（一）企業融資約束的中介效應檢驗

為考察社會信任對企業綠色技術創新融資賦能作用，本文進一步檢驗企業融資約束在社會信任與企業綠色技術創新之間的中介作用，驗證本文提出的研究假說H1b。具體來看，為衡量企業融資約束程度，本文借鑒Hadlock 與Pierce 所提出的SA 指數來衡量企業融資約束程度［24］（P1909-1940），該值越大，融資約束程度越小。根據溫忠麟和葉寶娟提出的中介效應檢驗程序［29］（P731-745），表4 報告了檢驗結果，列（3）的研究結果表明社會信任對融資約束的影響系數顯著為正，影響系數為0.137，通過了1%水平下的顯著性檢驗，即社會信任有助于緩解企業融資約束。列（4）和列（5）在加入社會信任變量后，表明社會信任對企業綠色技術創新具有顯著的正向影響效應，影響系數分別為1.052和0.919，并且與列（4）-（5）的社會信任的回歸系數相比，系數顯著減小，且列（3）較列（1）的R2進一步提高，說明本文研究假說H1b得到實證結果的支持。由此可見，企業融資約束對社會信任與企業綠色技術創新之間的關系起到部分中介作用，社會信任能夠通過社會網絡效應與利益相關方效應緩解企業融資約束，進而間接影響企業綠色技術創新績效。為進一步驗證本文中介效應穩健性，本文進一步立足Bootstrap法檢驗企業融資約束在社會信任與企業綠色技術創新之間的中介效應，發現在95%置信區間內顯著不包含0，本文融資約束的部分中介效應得到實證結果的支持①限于篇幅，融資約束的Bootstrap中介效應檢驗結果未在文中列出。。

表4 融資約束的中介效應檢驗結果

（二）企業社會責任的中介機制檢驗

為進一步驗證本文提出的研究假說H1c，遵循中介效應檢驗的一般程序，從表5的研究結果中可以看出，列（3）表明社會信任對中介變量企業社會責任產生顯著的正向抑制效應，影響系數為0.426，通過了1%水平下的顯著性檢驗，即社會信任越完善，企業社會責任表現越好。表5的列（4）和（5）表明企業社會責任作為中介變量加入基礎回歸模型，社會信任對企業綠色技術創新（專利申請與專利授權）的影響系數分別為1.165 和1.028，且都通過了1%水平的顯著性檢驗，與列（1）-（2）中的基準研究結果相比，社會信任對企業綠色技術創新的影響系數呈現下降（促進效應變弱），但皆通過了1%水平的顯著性檢驗。這足以說明，社會信任能夠通過強化企業可持續導向，促進企業更好地承擔對公共社會與環境的責任，進而促進企業綠色技術創新，本文研究假說H1c得到實證結果的支持。為進一步驗證本文中介效應穩健性，本文進一步立足Bootstrap法檢驗企業社會責任在社會信任與企業綠色技術創新之間的中介效應，發現在95%置信區間內顯著不包含0，企業社會責任的部分中介效應得到實證結果的支持②限于篇幅，企業社會責任基于Bootstrap的中介效應檢驗結果未在文中列出。。

表5 企業社會責任的中介效應檢驗結果

（三）調節機制檢驗

為進一步檢驗本文提出的研究假說H2-H3，基于研究模型設定（4），表6列（1）-（2）的回歸結果表明，政府補貼在社會信任與企業綠色技術創新績效之間產生顯著的正向調節效應，對企業綠色專利申請和專利授權都產生顯著的正向調節效應，交互項（lnTrust*Subsidy）的系數分別為0.019和0.016，通過了1%水平下的顯著性檢驗，本文研究假說H2得到實證結果的支持①為進一步確保本研究結論的穩健性，本文采取政府補貼/營業收入的方式重新測度政府補貼，并基于本文模型設定（4）重新回歸研究，發現研究結論依然穩健。限于篇幅，回歸結果未在文中列出。。這足以說明，政府補貼作為一種外部資源供給，能夠強化企業綠色技術創新戰略導向，幫助企業在社會信任這一非正式制度驅動企業綠色技術創新的過程中進一步實質性緩解企業融資約束，即政府補貼能夠立足公共信號支持效應與資源供給效應進一步強化社會信任對企業綠色技術創新的賦能效應。

表6 調節效應檢驗結果

如表6列（1）-（2）的回歸結果表明，高管股權激勵在社會信任與企業綠色技術創新績效之間產生顯著的負向調節效應，不管是對企業綠色專利申請還是專利授權都產生顯著的負向調節效應，社會信任與高管股權激勵的交互項（lnTrust* Mshare）的系數分別為-0.018 和-0.014，通過了1%水平下的顯著性檢驗，本文研究假說H3得到實證結果的支持①為進一步確保本研究結論的穩健性，本文采取高管持股虛擬變量的方式重新測度高管持股激勵，并重新回歸研究模型設定（5），發現研究結論依然穩健。限于篇幅，回歸結果未在文中列出。。足以說明，說明高管股權激勵作為企業內的一種激勵制度安排，能夠有效替代外部非正式制度環境對企業社會的正向影響，呈現出內部激勵制度對企業外部非正式制度的一種替代效應，進而驗證了本文研究假說H3的成立。

（四）社會信任對企業綠色技術創新的異質性

為進一步考察社會信任對企業綠色技術創新的異質性，本文主要從產權、區域和正式制度三重視角開展分析。

1.產權異質性。不同產權類型企業履行社會責任的意愿、動力與相應的能力存在較大的差異。如表7所示，在考慮產權異質性的條件下，不管是國有產權還是非國有產權，社會信任對企業綠色技術創新產生顯著的正向促進效應，但是非國有產權中社會信任對企業綠色技術創新的影響效應更強，這說明非國有產權企業履責動力薄弱，社會信任對企業社會責任的影響更為強烈。

表7 產權異質性

2.地區發展異質性。社會信任水平在區域中表現出明顯的東高西低狀況，社會信任存在明顯的區域異質性②本文進一步檢驗了東部和中西部地區社會信任對企業綠色技術創新的影響，研究結果表明中西部地區社會信任對企業綠色技術創新影響更為明顯。限于篇幅，回歸結果未在文中列出。。根據國家區域發展戰略，我國目前重點打造了三大世界級城市群（京津冀城市群、長江三角洲城市群、粵港澳大灣區城市群）和兩大全國性城市群（成渝城市群、長江中游城市群）。本文重點考察了不同城市群下社會信任影響綠色技術創新的異質性，按照城市群分組回歸的結果如表8所示。從中可以發現，與世界級城市群相比，全國性城市群社會信任對企業綠色技術創新的影響最為顯著，原因在于其位于市場化程度更低的中西部地區，社會信任恰好契合了中西部地區以自愿性環境規制為主的特征，社會信任對企業綠色技術創新的驅動效應更為明顯。

表8 城市群異質性

3.市場化制度環境異質性。立足王小魯等對于地區市場化程度的測算數據［30］（P234-248），本文進一步區分高市場化環境組與中低市場化環境組，考察不同市場化強度下社會信任對企業綠色技術創新的影響。表9列（1）-（4）表明，在市場化強度更低即正式制度相對不完善的地區中，社會信任驅動對企業綠色技術創新的影響系數更大，且通過了1%水平下的顯著性檢驗，說明在制度不完善的地區社會信任對企業綠色技術創新的驅動效應更強。

表9 正式制度異質性

五、研究結論及其啟示

企業綠色技術創新是企業邁向高質量發展的重要實現方式，更是企業加快實現綠色發展的微觀戰略基礎，探究其前因作用機制對于加快推進企業綠色技術創新意義重大。本文以2010-2019年中國滬深A股上市公司為實證樣本，考察社會信任對企業綠色技術創新的影響機理，研究發現：第一，社會信任對企業綠色技術創新具有激勵促進效應，即社會信任作為非正式制度能夠強化企業綠色技術創新意愿，提升企業綠色技術創新績效，且對綠色專利申請的影響效應更強。第二，內在機制檢驗結果表明，社會信任通過強化企業社會責任與緩解企業融資約束促進企業綠色技術創新。第三，調節機制檢驗結果表明，政府補貼與高管激勵分別在社會信任與企業綠色技術創新之間產生協同互補和替代作用，產生社會信任情境下的企業綠色技術創新的內外賦能效應。最后，異質性分析結果表明，社會信任對企業綠色技術創新的驅動效應在非國有產權、中西部地區以及正式制度環境更弱的樣本中更為明顯，且相對世界級城市群與地方性城市群，在全國性城市群中社會信任對企業綠色技術創新的促進效應更為明顯。本文研究依然存在一定局限性：一是社會信任與企業綠色技術創新存在其它傳導機制（如企業風險承擔機制）尚待進一步佐證；二是社會信任與企業綠色技術創新受到經濟政策不確定性乃至環境政策不確定性的影響，未來有待深化對于社會信任影響企業綠色技術創新情景機制的研究；三是針對投入與過程環節的企業綠色技術創新測度有待豐富。

本文的研究對企業與外部制度主體的管理具有兩大方面的啟示：

對于政府而言，一方面，作為外部制度供給主體不僅需要重視環境規制、綠色產業政策等正式制度建設（包括推進企業履行社會責任的規制政策以及相應的激勵評價制度），也需要逐步健全整個社會的宏觀信任制度環境，加快建設面向全社會的征信體系。尤其要健全企業層面的社會信任體系，發揮征信體系對失信企業與違背社會規范與社會倫理道德的企業的制裁功能，并給予守信企業相應的物質與精神激勵，進而發揮正式制度與非正式制度在驅動企業社會責任過程中的協同互補作用。另一方面，需要加快建設面向不同類型企業綠色技術創新與綠色轉型的產業政策與創新政策體系，避免產業政策對企業綠色技術創新激勵過程的競爭中性偏離，立足政府政策優惠與良好的市場化環境建設有序推動企業綠色轉型。最后，政府需要著力完善市場化程度欠發達地區的社會信用體系建設，提升市場主體與社會主體的信用意識，對在征信記錄中表現優異的企業家給予更多的支持，激勵企業家更好地推進企業綠色技術創新體系建設。

對于企業而言，需要高度重視企業社會責任戰略導向對企業綠色技術創新的賦能效應。在當前全面的經濟社會轉型期，企業技術創新成為微觀層面系統扭轉傳統要素過度依賴的價值利器，企業需要高度重視自身的可持續發展理念與可持續價值創造，推動企業社會責任更好地嵌入企業的技術創新與商業模式創新。同時，企業需要持續優化內部治理制度安排，在推進社會責任實踐過程中高度重視高管戰略決策的重要作用，利用好股權激勵這一內部的正式制度安排促進企業綠色技術創新戰略的制定與實施，以正式制度與非正式制度之間的互補效應共促企業綠色技術創新。