尹建华，双 琦，2
（1.对外经济贸易大学 国际商学院，北京 100029；
2.太原科技大学 经济与管理学院，太原 030000）
党的十九大报告指出我国经济已由高速增长阶段迈向高质量发展阶段，而绿色可持续发展是高质量发展的必由之路。作为经济建设的重要参与者和环境污染的重要来源，企业在绿色发展中的作用不容忽视。绿色创新不仅能够降污减排，帮助企业实现清洁生产，还有利于提高企业财务绩效［1］，是企业绿色发展的核心驱动力。然而，绿色创新具有研发知识溢出和环境收益的双重外部性，研发过程面临着较大的不确定性，直接导致企业自主开展绿色创新的意愿较低。
学者们认为，有效的制度设计能够解决企业绿色创新动力不足的难题［2］。现有研究多围绕正式制度展开，对非正式制度关注较少。非正式制度具有一定的传承性，且对经济制度尚不完善的新兴经济体的影响更为突出［3］。部分学者从媒体关注［4］、舆论压力［5］、宗教信仰［6］等方面关注了非正式制度对绿色创新的推动作用。社会信任也是一种重要的非正式制度，体现了社会成员对他人意图或行为的积极期望［7］，是社会成员之间相互信赖程度的表现。当社会信任水平较高时，社会成员推崇共同遵守社会规范和一般价值判断，而贬低那些为获得私人利益而打破默许社会承诺的行为。社会信任水平越高，则公众认为事物对其有益或者至少无害的概率就越高［8］。社会信任对企业社会责任［9］、税收规避［10］、财务违规［11］、企业创新［12］等具有重要影响，然而，学术界围绕社会信任对企业绿色创新水平的影响尚未展开充分讨论。
在社会信任对企业战略决策的影响方面，已有研究形成“信任忠诚”［10-11］和“信任利用”［13-14］两种截然不同的观点。根据“信任忠诚”的观点，社会信任通过推崇诚信［15］、负责任［9］、遵守社会规范［11］的价值观，促进声誉机制的发挥，进而推动企业绿色创新水平的提升；
根据“信任利用”观点，在认知偏差的作用下，社会信任会使利益相关者对该地区企业产生可信赖的刻板印象［16］，进而减少对高信任地区企业环境行为的审查和监督，相应地，企业则会利用利益相关者的信任减少绿色创新投入。社会信任和绿色创新之间究竟是一种什么样的关系？企业是遵循“信任忠诚”逻辑提高绿色创新水平，还是会利用“信任利用”逻辑降低绿色创新水平呢？
以“刺激（stimulus）—机体认知（organism）—反应（response）”为核心内容的SOR理论认为认知是外部环境刺激影响机体反应的中介变量［17］。环境伦理体现了高管团队认知下的企业环境导向。结合SOR理论模型，本文选择环境伦理作为中介变量，深入分析了社会信任影响企业绿色创新的中介机制。与此同时，还从企业内部特征和外部环境两个视角分析了社会信任影响企业绿色创新水平的边界条件。从企业内部来看，过度自信是管理者的一种乐观倾向，过度自信的管理者往往过高地估计企业的收益而低估企业面临的损失［18］。根据高阶理论，过度自信的管理者可能会影响企业行为。过度自信的管理者可能会影响企业应对社会信任这一制度环境的态度，进而影响企业环境伦理的建立和企业的绿色创新水平。因此，本文从管理者过度自信这一内部视角探究了社会信任影响环境伦理进而影响绿色创新的情境机制。从外部环境的视角来看，绿色创新行为的产生受到多重环境因素的共同作用［4-5］。社会信任对环境伦理和绿色创新的影响可能受到其他环境因素的调节。市场竞争程度是市场环境的重要特征之一，可能会影响社会信任作用的发挥，最终影响企业环境伦理和绿色创新水平。为此，本文从市场竞争这一外部环境特征视角进行边界条件分析。
基于以上分析，本文以环境问题尤为突出的制造业企业为研究对象，基于制度理论和SOR 理论，探讨了社会信任对企业绿色创新水平的作用机制，并从管理者过度自信和市场竞争两个视角分析了这一影响的边界条件。本文可能的贡献有：①聚焦社会信任对企业绿色创新的影响，拓展了绿色创新驱动因素的相关研究；
②借助SOR理论，实证检验了环境伦理在社会信任与企业绿色创新中的中介作用，深入挖掘了社会信任影响企业决策行为的渠道，揭开了社会信任与企业绿色创新绩效关系的理论黑箱；
③通过检验管理者过度自信、市场竞争在社会信任影响企业绿色创新水平过程中的边界作用，丰富了外部制度条件对企业绿色创新水平影响的边界条件。
1.1 社会信任与企业绿色创新水平
SCOTT［19］认为制度是由多种元素构成，包含管制元素、文化认知元素、规范元素。管制元素主要强调正式制度的作用，文化认知元素强调共享的行为逻辑和文化支持，规范元素通过道德约束发挥作用［19］。社会信任兼具文化认知元素和规范元素的双重属性，主要通过价值观引导和道德约束塑造企业的环境行为。
文化认知观点认为社会信任的价值观引导作用有利于提升企业的绿色创新水平。当社会信任水平较高时，人们推崇诚信［15］、负责任［9］的价值观。社会控制理论认为，在内在控制机制作用下，企业及其成员会通过社会互动将社会价值观内化为自身信念［20］，诚信、负责任的价值观促使企业关注社会责任的履行。对于制造业企业而言，环境责任构成了社会责任的重要组成部分。因此，当社会信任水平较高时，制造业企业更倾向于建立保护环境的价值观，同时，鉴于绿色创新能在较大程度上实现降污减排，减小对环境的不利影响。因而，社会信任有助于提升企业绿色创新水平。
从社会规范的视角来看，社会信任会提高企业的合法性压力和声誉成本，促进企业绿色创新水平的提升。当社会信任水平较高时，人们对企业环境行为有着较高的期望［8］，将保护环境视为企业应该遵守的重要社会规范，企业面临着更高的环境合法性压力。进一步地，当社会信任水平较高时，企业的环境污染行为会产生较高的声誉成本。这是因为，一方面，较高的社会信任水平下，人们对不当行为的看法更消极［11］；
另一方面，较高的社会信任往往伴随着密集的社会网络，企业的环境污染或者环保中的机会主义行为会借助社会网络广泛传播［11］，对企业声誉造成较大损失。因此，为了建立合法性，避免较大的声誉损失，随着社会信任水平的提升，企业会对自身环境行为进行自我反思，形成保护环境的自我规范，将更多资源配置于环保项目，增加对绿色创新的失败容忍度，提高绿色创新水平。
由此可见，当社会信任水平较高时，企业会遵循“信任忠诚”逻辑提高企业绿色创新水平。然而，“信任利用”的观点表明，利益相关者会降低对高信任社会中企业环境行为的审查和监督。此时，信息不对称的不良后果被放大，企业可能会滥用利益相关者的信任来掩盖环境污染等不当行为，而降低绿色创新水平。事实上，企业的机会主义行为可能在单次博弈中获得较高收益。然而，企业与社会中利益相关者存在长期互动关系。从长远发展出发，企业更可能考虑合法性丧失的风险和较高的声誉成本而采取积极的环保态度，提高绿色创新水平。
总之，较高的社会信任会发挥价值观内化和制度约束的作用，促使企业遵循“信任忠诚”而非“信任利用”的逻辑，提高绿色创新水平。由此，提出如下假设。
H1 社会信任有利于提升企业绿色创新水平。
1.2 社会信任、环境伦理与企业绿色创新水平
MEHRABIAN和RUSSELL［17］提出的SOR理论（刺激—机体认知—反应）认为机体认知是“刺激”影响“反应”的中介变量，即当机体受到情境因素的刺激时，会经过内在的信息加工形成认知，进而做出相应的行为反应。近年来，越来越多的学者将这一模型用于解释企业的创新绩效［21］。SOR理论认为当企业受到社会信任这一外部刺激时，高管会结合企业的经营目标等方面综合分析形成企业对环保事宜的认知即环境伦理，进而作用于绿色创新。社会信任通过影响企业环境伦理的建立而影响企业绿色创新。
首先，社会信任这一外部刺激会影响企业对环境问题的认知。较高的社会信任水平通过将诚信、负责任的价值观内化为高管人员的行为准则，促使高管关心利益相关者的环境需求，产生积极的环境态度，进而提升企业环境伦理。同时，社会信任的声誉惩罚效应提高了企业面临的合法性压力，促使企业积极关注并响应政府、客户、社区等利益相关者的环境诉求，在重复博弈中建立积极面对和处理环境问题的价值观和信仰形成积极的环境认知，形成较高的环境伦理。
其次，企业对环境问题的认知即环境伦理，对企业绿色创新有重要影响。一方面，环境伦理为企业开展绿色创新提供了人力资本。环境伦理水平较高的企业，员工对环保活动有较高的认同感，激发了员工的绿色创造力。另一方面，较高的环境伦理水平能够保证绿色创新直接相关的资源投入。绿色创新产品或者绿色流程的开发涉及多个学科，难度大、风险高、需要较大的资源投入。随着环境伦理水平的提高，企业确认了环境事宜的重要性，愿意将更多的资源投入绿色创新。
由上可知，作为外部环境的刺激，社会信任有利于高管感知环保事宜的重要性，形成企业层面关于处理环保事宜的认知、立场和价值观，表现为较高的环境伦理，进而提高企业绿色创新水平。由此，提出如下假设。
H2 环境伦理在社会信任与绿色创新之间发挥中介作用。
1.3 管理者过度自信的调节作用
过度自信是人们过高地估计自己的知识和能力的心理倾向，是常见的管理者认知偏差之一［18］。过度自信的管理者往往对企业的经营情况或者自身能力表现出过高的自信心，倾向于高估收益、低估损失。
管理者过度自信的人格特质会降低社会信任对环境伦理的提升作用。一方面，过度自信的管理者可能会忽略社会信任带来的合法性压力和声誉成本。在较高的社会信任水平下，利益相关者对企业负面行为的看法更消极，较低的环境伦理会对企业声誉造成一定的冲击，威胁企业的合法性地位。然而，过度自信的管理者可能会低估这种影响。因为过度自信的管理者对企业的竞争优势充满信心，更倾向于认为企业拥有充足的内部资源［18］，且在与利益相关者的博弈中处于优势地位，无须通过较高的环境伦理建立合法性［22］。由于信息不对称，过度自信的管理者更倾向于认为利益相关者很难知悉企业真实的环境表现，因此无法对企业环境污染行为实施声誉惩罚，甚至认为即使遭遇声誉危机企业也能轻松应对。另一方面，从管理者视角来看，过度自信的管理者能够承担高信任环境下不良行为的心理成本。当社会信任水平较高时，若企业不顾及利益相关者的环保压力，一味追求经济利益，管理者可能会承受较高的心理压力。然而，过度自信的管理者往往对自身有着较高的评价，而对他人的批评视而不见。可见，过度自信的管理者可能会忽略高信任水平下不佳环境表现带来的严重声誉损失和合法性成本，难以形成较高的环境伦理。换言之，管理者的过度自信削弱了社会信任对企业环境伦理的提升作用。
根据H2可知，环境伦理在社会信任与企业绿色创新水平之间起中介作用。上述分析也表明管理者过度自信削弱了社会信任和企业环境伦理之间的关系。因此，当企业管理者具有过度自信倾向时，社会信任可能难以提升企业的环境伦理，进而影响了企业绿色创新的动机和资源投入，降低了企业绿色创新水平。即管理者过度自信降低了环境伦理在社会信任与企业绿色创新中的中介效应。由此，提出如下假设。
H3a 管理者过度自信削弱了社会信任对环境伦理的提升作用。
H3b 管理者过度自信削弱了环境伦理在社会信任和绿色创新中的中介作用。
1.4 市场竞争的调节作用
激烈的市场竞争会促进追求经济利益的市场逻辑与满足利益相关者诉求的社会逻辑的融合，进而提高社会信任对环境伦理的推动作用。市场竞争越激烈，企业发展越依赖于利益相关者的支持，此时，企业将表现出较高的合法性遵从意愿，积极回应社会信任环境下利益相关者对企业环境伦理的期待。另外，随着市场竞争加剧，声誉对企业经营业绩的影响越来越大，企业声誉维护的动机增强。市场竞争越激烈，行业中产品同质化程度越高［22］，企业声誉有利于打破产品同质化陷阱，向市场传递积极信号，提高客户的认可度。因此，市场竞争越激烈，社会信任的声誉效应发挥越充分。最后，当市场竞争激烈时，企业会扩大搜索范围，寻找新的市场机会［23］。此时，企业更可能将利益相关者对企业环境行为的积极期待和信任倾向视为一种竞争优势，提高绿色创新水平，积极开拓绿色消费市场。可见，激烈的市场竞争有利于发挥社会信任的制度约束作用和激励作用，促使企业形成保护环境的价值观，产生较高的环境伦理。
根据H2，企业环境伦理在社会信任和绿色创新之间发挥中介作用。综合以上分析，本文认为市场竞争正向调节环境伦理在社会信任和绿色创新中的中介作用，即社会信任的制度约束和激励作用在激烈的市场竞争中得以充分发挥，有利于提高企业环境伦理，促进企业将环境事宜融入企业的经营战略，为企业绿色创新提供物质保障和智力支持，进而有利于绿色创新的开展。由此，提出如下假设。
H4a 市场竞争增强了社会信任对环境伦理的提升作用。
H4b 市场竞争增强了环境伦理在社会信任和绿色创新中的中介作用。
2.1 数据来源与样本选择
本文以2014—2018年间A股制造业上市公司为初始研究样本，剔除ST、所有者权益小于0以及数据缺失的公司，最终得到7 997个有效观测值。绿色创新数据来自中国研究数据服务平台，社会信任数据来自中国综合社会调查数据库，环境伦理数据系作者结合国泰安数据库以及对企业年报、社会责任报告的手工整理获取，其余财务数据来自国泰安数据库。
2.2 变量定义
2.2.1 被解释变量绿色创新水平（EI） 参考HAŠČIČ 和MIGOTTO［24］的做法，根据世界知识产权组织（WIPO）发布的绿色专利清单来界定绿色专利。同时，考虑专利申请数比专利授权数更能体现企业的创新水平，且专利的完成和申请需要较长时间，本文用绿色专利申请量加1后取自然对数，并滞后一期来度量企业的绿色创新水平。
2.2.2 解释变量社会信任（SC） 中国综合社会调查（CGSS）数据库在学术界得到广泛使用，是涵盖我国28 个省市的大型社会调查数据库，提供了2010—2013 年及2015 年的各地区居民的社会信任的相关数据。本文借鉴王艳和李善民［25］的做法，以某地区中关于“您是否同意在这个社会上，绝大多数人都是可信的”的问题，回答“非常不同意”“比较不同意”“说不上”“比较同意”“非常同意”分别赋值-2、-1、0、1、2，计算回复者均值作为当地社会信任水平的度量。由于本文所选的样本区间为2014—2018年，在此期间，中国社会调查数据仅有2015年的数据。考虑社会信任水平在一定时间范围内的稳定性［9］，借鉴申丹琳［26］做法，采用平移补齐的方式，本文以距离样本期间最近的2013年和2015年各地区社会信任水平的均值来度量样本区间中各地区的社会信任水平。同时，以2015年各地区社会信任水平的数据作为社会信任的度量来进行稳健性检验。
2.2.3 中介变量环境伦理（EE） 参照SINGH等［27］的研究，从4个方面度量企业的环境伦理：①公司有明确具体的环境政策；
②公司将环境事宜纳入企业的预算规划；
③公司将环境计划、愿景或使命整合到企业的营销活动中；
④公司将环境计划等纳入公司文化制度。LIN等［28］借鉴成熟量表，运用内容分析的方式度量了企业环境承诺水平。沿袭该思路，本文对企业的年报和社会责任报告进行了内容分析，对上述4项内容进行打分，如果有，则赋值1，否则为0，各项得分加总后加1并取自然对数，以其度量企业环境伦理水平。此外，本文对度量的有效性进行了一系列检验。
2.2.4 调节变量 一方面，参考姜付秀等［29］的做法，当公司当年的季报、半年报、年报的盈利预测中至少有一次实际未达成时，认为该公司管理者很可能存在过度自信倾向，过度自信（OC）取值为1，反之取0。为排除盈利预测中实质为“预告”的影响，剔除了盈利预测发布时间晚于报告期间结束日的样本。同时，盈利预测报告制度是我国半强制性制度，并非所有的管理层都会发布盈利预测，因此过度自信这一变量的数据存在一定的缺失值。另一方面，以A 股市场中各个行业内企业营业收入的赫芬达尔指数即行业内公司营业收入与行业总收入的比值的平方和来度量市场竞争（HHI），指数越小，代表行业竞争越激烈。
2.2.5 控制变量 在公司层面，本文采用了6个控制变量，分别是：企业规模Size（总资产的自然对数）、财务杠杆Lev（总负债除以总资产）、资产收益率Roa（净利润除以总资产）、管理者薪酬水平Lnsala（前三大高管薪酬总和的自然对数）、第一大股东持股比例Shrcr（第一大股东持股比例）、产权性质State（国有企业取1，否则取0）。在地区层面，本文采用了4个控制变量，分别是：环境规制Regulation（环保词频所在句子占整个省政府工作报告总字数的比重）、市场化水平Marketindex（市场化进程指数）、人均GDP 水平GDP（GDP总产值/总人口）、地区教育水平Highedu（受过高等教育的人数的比重）。此外，本文还加入行业（Industry）、年度（Year）的虚拟变量。
2.3 模型设定
本文构建模型（1）以检验H1，构建模型（2）和模型（3）以检验H2，构建模型（4）～模型（6）以检验H3，构建模型（7）～模型（9）以检验H4。为了减少残差在组内自相关和异方差的影响，本文采用聚类到个体层面的稳健标准误。
2.4 描述性统计
表1报告了主要变量的描述性统计结果。绿色创新水平（EI）的均值为0.796，最小值为0，最大值为4.337，说明不同企业之间的绿色创新水平有较大差异。社会信任（SC）的均值为1.472，最小值为1.426，最大值为1.524，说明各省份之间的社会信任水平存在一定的差距。
表1 主要变量的描述性统计Tab.1 Descriptive statistics of main variables
3.1 社会信任对企业绿色创新水平的影响
从表2可知，社会信任（SC）能够促进企业绿色创新水平的提升，验证了H1。鉴于发明专利在申请阶段需要经过实质性审查，而实用新型专利无此要求，并且发明专利与实用新型专利相比新颖性更大、开发难度更高。本文用发明专利数来度量高质量绿色创新水平，用实用新型专利数来度量较低质量的绿色创新水平，以进一步考察社会信任对不同质量的绿色创新水平的影响。模型3以绿色发明专利（EI_invent）为因变量时，社会信任（SC）的系数为1.991 并且在1%的水平上显著；
模型4 以绿色实用新型专利（EI_utility）为因变量时，社会信任（SC）的系数为1.372并且在5%的水平上显著，说明社会信任既能促进高质量绿色创新的水平的提升，也能促进较低质量的绿色创新水平的提升。为了进一步比较社会信任对不同质量的绿色创新水平的提升作用，借鉴解学梅和朱琪玮［30］的做法，将回归系数标准化处理，发现社会信任对绿色发明专利的促进作用（β=1.991，p ＜0.01）大于对绿色实用新型专利的促进作用（β=1.372，p ＜0.05），说明社会信任对高质量绿色创新水平的推动作用更大。
表2 社会信任与企业绿色创新水平Tab.2 Social trust and enterprises’green innovation level
3.2 社会信任提升企业绿色创新水平的中介机制
表2 的模型5 中社会信任（SC）的系数为1.143，且在1%的水平上显著为正，说明随着社会信任水平的提升，企业的环境伦理也随之上升。模型6 在控制环境伦理（EE）的基础上，社会信任（SC）的系数为2.143，并且在1%的水平上显著为正。这一检验结果说明企业环境伦理（EE）是社会信任（SC）与企业绿色创新水平（EI）的中介变量，即社会信任通过提高企业的环境伦理来促进企业绿色创新水平的提升。进一步，采用Bootstrap抽样5 000次进行中介效应检验，结果如表3所示，在95%的置信水平下，间接效应置信区间不包含0，也证明了中介效应的存在。
表3 基于Bootstrap方法的中介效应检验Tab.3 Mediation effect test based on Bootstrap method
3.3 管理者过度自信的调节效应
表4中模型1表明，以环境伦理（EE）为因变量时，社会信任与管理者过度自信的交乘项（SC×OC）系数为-0.919，并且在5%的水平上显著为负，说明管理者过度自信会削弱社会信任对企业环境伦理的提升作用，证明了H3a“管理者过度自信削弱了社会信任对环境伦理的提升作用”。模型2中以绿色创新水平（EI）为因变量时，社会信任与管理者过度自信的交乘项（SC×OC）系数为-1.470，并且在5%的水平上显著为负。模型3中环境伦理（EE）的系数为0.135且在5%的水平上显著为正，即企业环境伦理（EE）仍对绿色创新水平（EI）仍有提升作用。根据温忠麟和叶宝娟［31］提出的有调节的中介效应的检验机制，以上结果说明管理者的过度自信负向调节了环境伦理在社会信任与企业绿色创新中的中介作用，验证了H3b“管理者过度自信削弱了环境伦理在社会信任与企业绿色创新中的中介作用”。
表4 过度自信和市场竞争的调节效应Tab.4 Moderating effect of overconfidence and market competition
同时，采用Bootstrap方法对有调节的中介效应进行检验，结果如表5所示。可以发现，当管理者具有过度自信倾向时相应的间接效应比不具有过度自信的组更低，且均显著。此外，中介效应调节指数（IMM）的置信区间为-0.188～-0.018，进一步说明有调节的中介效应显著存在，即过度自信负向调节环境伦理在社会信任和绿色创新中的中介作用。
表5 基于Bootstrap方法的被调节的中介效应检验Tab.5 Moderated mediation effect test based on Bootstrap method
3.4 市场竞争的调节效应
表4 中模型4 以环境伦理（EE）为因变量时，社会信任与市场竞争的交乘项（SC × HHI）的系数为-10.605，并且在5%的水平上显著为负。同时，赫芬达尔指数越大，说明市场竞争程度越低。因此，这一结果表明，市场竞争增强了社会信任对企业环境伦理的提升作用，证明了H4a“市场竞争增强了社会信任对环境伦理的提升作用”。模型5 中以绿色创新水平（EI）为因变量时，社会信任与市场竞争的交乘项（SC×HHI）的系数为-21.102，并且在5%的水平上显著为负。在控制市场竞争（HHI）与社会信任（SC）的交互项后，模型6 中环境伦理（EE）的系数为0.120 且在1%的水平上显著为正，即企业环境伦理（EE）仍对绿色创新水平（EI）有提升作用。根据温忠麟和叶宝娟［31］提出的有调节的中介效应的检验机制，以上结果说明市场竞争正向调节了环境伦理在社会信任与企业绿色创新中的中介效应，验证了H4b“市场竞争增强了环境伦理在社会信任与企业绿色创新中的中介作用”。
同时，基于Bootstrap方法对有调节的中介效应进行了进一步检验，从表5可以发现，随着市场竞争水平的增大，相应的间接效应也随之升高，且均显著。此外，中介效应的调节指数（IMM）的置信区间为-1.276～-0.467，进一步说明有调节的中介效应显著，即市场竞争正向调节环境伦理在社会信任和绿色创新中的中介作用。
3.5 内生性控制
社会信任与企业绿色创新水平之间可能存在内生性问题。这是因为，一方面研究设计中可能遗漏了一些变量，而这些变量可能会影响社会信任与企业绿色创新水平之间的关系；
另一方面社会信任与企业绿色创新水平之间可能存在互为因果的关系，绿色创新水平高的企业可能会在社会信任水平比较高的地方选址。为了减少内生性问题对研究结论的影响，本文借鉴KANAGARETNAM等［10］的研究，选取各省份民族多样性（Minority）为工具变量，通过两阶段最小二乘法来处理内生性问题。民族多样性数据来源于第六次人口普查数据。民族多样性用各省份内将该省作为聚居地的少数民族的数量加1后取自然对数来度量。
表6汇报了内生性检验的结果，模型1中民族多样性（Minority）的系数为-0.037，并且在1%的水平上显著，说明民族多样性高的地区社会信任水平低，民族多样性与地区社会信任水平之间有显著的相关性。在控制内生性问题后，模型2中社会信任（SC）的系数为2.933并且在5%的水平上显著。同时，由表6可知，以民族多样性作为工具变量不存在过度识别和弱工具变量的问题。这说明在利用工具变量法控制内生性问题后，社会信任仍然会提高企业绿色创新水平。
表6 工具变量法Tab.6 Instrumental variables method
3.6 稳健性检验
3.6.1 环境伦理变量构建的有效性检验 本文采用了内容分析法度量企业环境伦理水平，具有一定的主观性。为了降低可能的主观偏差，本文采用了双盲方式编码，匹配度为93.2%，有较高的信度［32］。借鉴LI等［33］的思路，采用企业环境伦理对企业环境责任、企业环保投资回归的方法进行检验。如果一个企业的环境伦理水平较高，它会积极履行环境责任增加对环保事宜的投资额度。同时，选用和讯网和中国研究数据平台（CNRDS）两个数据来源来度量企业环境责任，这两个数据来源得到学术界的广泛认可，大量用于企业环境责任的研究。和讯网围绕上市公司的环保意识、环境管理体系认证、环保投入金额、排污种类、节约能源5个方面对环境责任的表现进行了专业测评，数据截至2017年。本文以各个企业在测评中的环境责任得分为基础构建环境责任变量ER1。中国研究数据平台（CNRDS）数据库结合中国企业的具体情况从提供环境有益的产品、减少“三废”的措施、循环经济、节约能源、绿色办公、环境认证、环境表彰、其他优势8个方面对企业环境责任进行了评估，本文在此基础上构建环境责任变量ER2。环保投资水平（EIV）代表了企业污染治理的水平，数据从年报和企业社会责任报告中手工搜集。
表7中的模型1、模型2汇报了环境伦理对环境责任的回归结果，环境伦理（EE）的系数分别为1.943和1.200，并且均在1%的水平上显著；
模型3汇报了环境伦理对环保投资的回归结果，环境伦理（EE）的系数为0.748在1%的水平上显著，说明本文基于内容分析法构建的环境伦理变量具有一定的有效性。
表7 环境伦理变量效度检验Tab.7 Validity test on environmental ethics
3.6.2 更换变量度量方式 绿色专利的研发需要较长的周期，因此，以滞后两期的绿色专利数量度量企业绿色创新水平，结果如表8 所示。模型1 显示，社会信任（SC）的系数为2.354，并且在1%的水平上显著。同时，以2015年的各地区社会信任水平来度量样本期间各地区的社会信任水平（SC2），模型2中SC2的系数为2.220，并且在1%的水平上显著为正。考虑绿色专利授权数也能在一定程度上反映企业的绿色创新水平，因此构建EI_grant以绿色专利授权数代表企业绿色创新水平，模型3中社会信任（SC）的系数为1.836，并且在1%的水平上显著为正。以上结果均表明社会信任能够提升企业绿色创新水平，结论具有一定的稳健性。
表8 稳健性检验Tab. 8 Robustness test
4.1 研究结论
本文以制造业企业为研究对象，探讨了社会信任对企业绿色创新水平的推动作用，运用SOR理论分析了这一影响的中介机制，进而探讨了这一影响的边界条件，得到以下主要研究结论。①在社会信任水平较高时，企业会遵循“信任忠诚”逻辑提高企业绿色创新水平，且与质量较低的绿色创新相比，对高质量绿色创新的提升作用更大。②社会信任通过提高企业环境伦理来提高企业绿色创新水平。③管理者过度自信削弱了社会信任对环境伦理的提升作用，进而削弱了环境伦理在社会信任和绿色创新水平间的中介作用。④市场竞争增强了社会信任对环境伦理的提升作用，进而增强了环境伦理在社会信任和绿色创新水平间的中介作用。
4.2 理论贡献
第一，从社会信任这一非正式制度视角拓展了绿色创新驱动因素的研究。以往研究主要关注媒体关注［4］、舆论压力［5］、宗教信仰［6］等非正式制度对企业绿色创新的推动作用。本文从学者们关注较少的社会信任视角入手，深入分析了其作用于企业绿色创新水平的机制和边界条件，拓展了非正式制度与绿色创新之间关系的研究范畴。其次，以往研究较少关注不同质量的绿色创新水平的驱动因素［15，34-35］。本文将绿色创新进一步细分为低质量绿色创新和高质量绿色创新，深入分析社会信任对不同质量水平绿色创新的影响。研究结果显示，社会信任对高质量绿色创新的提升作用更显著。
第二，揭示了社会信任—环境伦理—绿色创新的逻辑链条，丰富了社会信任影响企业战略决策中介机制的研究。以往学者们主要从缓解融资约束［12］、降低代理成本［36］和交易成本［37］等视角分析了社会信任影响企业战略决策的影响机制，而本文发现了环境伦理这一重要机制。
第三，从企业内部和外部环境维度探讨了社会信任对企业绿色创新水平影响的边界条件。一方面，以管理者过度自信为调节变量，发现管理者的过度自信负向调节社会信任对环境伦理的作用，进而负向调节环境伦理的中介作用。这一结论拓展了ZHANG等［22］“管理者过度自信会对企业环境行为产生重要影响”的观点。另一方面，以市场竞争为调节变量，发现市场竞争正向调节社会信任对环境伦理的作用，进而正向调节环境伦理的中介作用。该结论拓展了李大元等［5］、韩国文和甘雨田［34］等学者提出的“市场竞争与非正式制度在环境行为推动方面具有互补作用”的观点。
4.3 政策启示
第一，政府应认识到社会信任在推动企业绿色创新中的作用，进而应努力营造和提升地区信任文化，并将其融入绿色治理中。具体地，中央和地方各级政府应将企业环境行为纳入诚信社会建设范畴，加大环境失信行为的曝光力度和惩罚力度，加大对社会信任水平较低地区企业的环境执法力度和激励措施，多措并举激发企业绿色创新的积极性。
第二，政府应引导企业建立积极向上的环保价值观，积极搭建企业与环保非营利组织的交流平台，增强企业环保培训的支持力度，帮助企业正确认识绿色发展的重要意义。
第三，政府应努力营造良好的企业营商环境，净化市场风气，引导企业开展良性竞争，通过政府绿色采购等活动为企业绿色可持续发展提供良好的市场环境。
第四，在企业层面应建立科学合理的公司治理机制，如引入集体决策、机构投资者等，加强对公司中高层管理者的监督力度，谨防管理者的过度自信等认知偏差对企业绿色创新产生不利影响。
4.4 研究局限与展望
本文尚存在以下不足。首先，由于研究时间和条件的限制，本文仅从高、低质量角度对绿色创新绩效进行了划分，未考虑绿色创新的其他分类，未来研究中可以结合不同类型的绿色创新，进一步剖析社会信任产生的影响。其次，由于社会信任与企业绿色创新绩效之间的关系比较复杂，影响因素也比较多，考虑数据来源的可得性，本文仅关注了管理者过度自信和市场竞争的调节作用，其他因素的作用在今后的研究中有待进一步挖掘。
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