企業ESG表現與綠色技術創新

薛龍　張倩瑜　李雪峰

【摘要】ESG表現是企業實現綠色發展和高質量發展的重要驅動力。本文以2010 ～ 2020年滬深A股上市公司為樣本， 采用華證 ESG 評級指數衡量上市公司的 ESG 表現， 并據此建立面板數據模型， 實證研究企業ESG表現對綠色技術創新的影響及作用機制， 并進一步分析這種影響的異質性。研究結果表明： 良好的ESG表現能夠顯著促進企業綠色技術創新。作用機制檢驗結果表明，? ESG表現通過加強企業內部監督與提高企業信息透明度來促進企業綠色技術創新水平的提升。進一步研究發現， 良好的ESG表現對企業綠色技術創新的促進作用在國有企業、 研發能力較強的企業及所處地區市場化程度較高的企業中更為顯著。

【關鍵詞】ESG表現；綠色技術創新；內部監督；信息透明度

【中圖分類號】F275? ? ? 【文獻標識碼】A? ? ? 【文章編號】1004-0994（2023）08-0135-8

一、 引言

黨的二十大報告明確提出， 我國未來經濟社會的發展方向是推動綠色發展和加快實施創新驅動發展戰略。綠色技術創新作為綠色發展與創新驅動的結合點， 是實現“雙碳”目標的重要驅動力。企業作為我國構建市場導向綠色技術創新體系的重要主體， 在發展中既要保持創新動力， 也要兼顧環境保護。然而， 企業對可持續發展重要性認識不足、 創新能力缺乏、 管理層短視等問題的存在， 阻礙了企業綠色技術創新活動的順利開展。ESG取自環境（Environmental）、 社會（Social）和公司治理（Governance）英文首字母， 包括公司對環境的影響、 對社會的責任以及內部治理情況三個方面內容， 在引導企業貫徹綠色發展理念、 激勵企業積極開展創新活動以及通過市場化手段促進要素、 資源合理配置， 緩解信息不對稱和委托代理問題， 從而提高投資的精準性等方面發揮著積極作用（李井林等，2021）， 而這些因素對企業綠色技術創新具有重要影響。

基于此背景， 本文將要探討的問題是： ①企業ESG表現如何影響綠色技術創新？②這種影響的具體作用機制是什么？③該影響在不同產權性質、 不同研發能力以及處于不同市場化程度地區的企業中存在哪些差異？系統回答上述問題即為本文的研究動機。因此， 本文實證研究了ESG表現對綠色技術創新的影響， 并進一步檢驗了ESG表現促進綠色技術創新水平提升的傳導機制及這種影響的異質性。本研究對加強企業ESG建設， 促進綠色技術創新， 進而實現綠色發展具有重要的理論和現實意義。

二、 文獻回顧

（一）關于企業ESG表現經濟后果的研究

梳理ESG表現經濟后果相關文獻， 可以發現學者主要關注企業ESG表現對財務績效的影響， 且研究并未得到一致結論。 部分學者認為ESG表現對企業財務績效具有負面影響。例如： Duque-Grisales和Aguilera-Caracuel（2021）以拉丁美洲的跨國公司為樣本， 研究發現企業ESG得分與財務績效呈負相關關系， 這是因為ESG投資會給企業帶來額外的成本， 管理者更可能選擇自利行為， 從而使得企業財務業績下滑； Knoll（2002）認為， 企業履行社會責任既沒有貢獻也不會提高股東價值， 如果因此拒絕有利可圖的商業戰略必然導致財務績效下滑。部分學者對此持相反觀點， 即他們認為ESG表現促進了企業財務績效的提高。Fatemi等（2015）發現ESG對企業財務績效具有積極影響， 其將提高企業的存活概率并降低資本成本。另外， 亦有部分學者認為ESG表現對財務績效沒有顯著影響。Aupperle等（1985）研究發現， ESG表現與企業盈利能力之間并不存在任何關系； Nolle等（2016）則發現， ESG表現與企業財務績效之間存在U型關系， 這種關系意味著ESG支出只有在達到一定的臨界投資額后才能獲得回報， 在此之前， 額外的ESG支出只會降低財務績效。此外， 還有學者通過研究發現， 企業ESG表現對企業價值（王波和楊茂佳，2022）、 投資效率（高杰英等，2021）、 全要素生產率（盛明泉等，2022）等方面均具有不同程度的促進作用。

（二）關于企業綠色技術創新影響因素的研究

從宏觀層面來看， 環境規制是研究的熱點所在， 基于波特假說， 許多學者認為環境規制是綠色技術創新的激勵因素， 其所產生的“創新補償”效應將激勵企業改進生產工藝或提高治污能力， 倒逼企業進行綠色技術創新（Porter等，1995；Hamamoto，2006）?；诖?， 學者們將環境規制進行具體分類， 分析不同類型的環境規制政策對綠色技術創新的激勵程度。Cai等（2020）認為直接環境規制可以有效促進重污染產業的綠色技術創新， 且直接環境規制越嚴格， 對重污染產業綠色技術創新的激勵作用越大； Hattori（2017）發現排放稅這類間接環境規制與以命令為導向的直接環境法規相比， 具有更大的靈活性， 其主要通過價格機制激勵企業進行綠色創新進而減少環境污染。

從微觀層面來看： 王鋒正和陳方圓（2018）從公司治理角度出發， 認為董事會治理水平是激勵綠色技術創新的重要因素， 董事會治理水平越高， 企業越可能做出有利于綠色技術創新的科學決策與行為； Arfi等（2018）認為企業轉化和利用知識的能力決定其綠色創新水平， 持續的知識共享有助于企業開發新的商機、 產生新的知識以更新組織能力， 為綠色技術創新提供持續的動力。

（三）文獻述評

現有研究為本文提供了有益參考， 同時也存在值得進一步研究的方面。首先， 現有文獻對企業ESG表現的綠色創新效應研究還相對較少； 其次， 關于ESG表現經濟后果的作用渠道多從融資約束出發展開分析， 結論較為單一； 最后， 現有研究還較少關注ESG表現對企業綠色技術創新的影響在不同產權性質、 研發能力及地區市場化程度中的異質性效應。

基于以上分析， 本文的學術貢獻可能在于： ①為研究企業綠色技術創新的影響因素提供了新的視角； ②分析了企業ESG表現通過加強企業內部監督和提高信息透明度進而影響企業綠色技術創新的作用機制， 科學揭示了企業ESG表現影響綠色技術創新的路徑； ③通過研究ESG表現對不同產權性質、 不同研發能力和處于不同市場化程度地區企業綠色技術創新的異質性影響， 準確揭示了ESG表現促進企業綠色技術創新所依賴的條件， 可為進一步提升ESG表現的綠色技術創新效應提供更具針對性的建議。

三、 理論分析與研究假設

（一）ESG表現與綠色技術創新

ESG中的環境表現（Environmental）主要評估企業在環境保護方面的積極作為。企業的環境表現好意味著其運用相關環境管理辦法持續改善企業防污治理與資源利用方面的效率及效果較佳。積極承擔環境責任的企業將進一步加大環境管理和環保技術創新方面的投入， 為綠色技術創新提供原生動力的同時也為企業在綠色創新方面帶來競爭優勢， 從而形成良性循環（胡曲應，2021）。此外， 持續有效的環境治理也意味著企業在積極響應國家政策號召， 此舉向外界傳遞了企業重視環境保護的積極信號， 將幫助企業樹立環境聲譽， 便于企業獲得利益相關者的認同與支持， 促使綠色技術創新活動的順利實施。

ESG中的社會責任表現（Social）主要評估企業與利益相關者之間是否達到平衡與協調。根據利益相關者理論及信息傳遞理論， 企業積極承擔社會責任意味著管理層積極參與評估企業對利益相關者和環境的影響及與利益相關者和環境的關系， 擁有更多識別與應對戰略機遇和挑戰的經驗， 通過釋放該積極信號， 獲得利益相關者的認同并建立起聲譽優勢（Broadstock等，2019）。同時企業將主動披露相關信息， 提高企業信息透明度， 進而緩解與利益相關者之間的信息不對稱問題， 幫助利益相關者了解企業當下及未來的運營情況， 從而降低逆向選擇風險并和利益相關者達成長遠的合作， 便于獲得各種綠色創新資源和良好的運營環境， 加快綠色技術的研發與創新進度。

ESG中的公司治理表現（Governance）主要評估企業的整體戰略規劃及內部管理水平。良好的公司治理能力將提升企業的技術創新水平（馮根福和溫軍，2008）。一方面， 通過激勵約束機制緩解委托代理沖突， 避免激勵錯位與相關道德風險的發生。良好的激勵機制促使管理層關注公司的長遠發展， 增加綠色研發投入， 產生長期創新效益。另一方面， 較高的公司治理水平會緩解兩權分離所產生的代理問題。股東為了最大化自身利益， 會督促經營者開展技術創新活動。此外， 在董事會的監督下， 經營者將減少自利行為， 從而做出有利于經濟效益提升與環境保護的科學決策（魯桐和黨印，2014）?；谝陨戏治?， 本文提出如下假設：

H1： 企業良好的ESG表現有利于促進綠色技術創新。

（二）ESG表現、 內部監督與綠色技術創新

在公司內部治理機制中監事會有權對公司經理人職責的合法性進行監督，? 其中包括對董事會和管理層投資決策的監督（王兵等，2018）。良好的ESG表現意味著公司治理水平較高， 從而為監事會履行其職責提供良好的環境， 有效助推監事會監督作用的發揮， 促使綠色技術創新活動順利開展。ESG評級較高意味著企業擁有良好的公司治理， 委托代理沖突及信息不對稱情況大大減少， 便于監事會及時了解公司內部信息， 對董事會、 經理等管理層的決策進行正確判斷與及時糾偏。由此企業可更好地規避未來發展規劃決策過程中道德風險、 逆向選擇、 管理層短視等情況的發生， 做出有利于企業長遠發展的科學決策， 加速綠色技術創新活動的落地實施?；谝陨戏治?， 本文提出如下假設：

H2： 良好的ESG表現通過加強企業內部監督促進綠色技術創新。

（三）ESG表現、 信息透明度與綠色技術創新

信息透明度的提高將直接降低內外部信息使用者的信息不對稱程度， 有助于投資者更為準確地掌握企業內部信息并進行估值， 且使得外部資金流入企業的成本降低， 進而緩解研發投入不足的問題， 助力綠色技術創新活動的順利開展（劉柏和徐小歡，2020）。企業良好的ESG表現可以為利益相關者提供企業致力于綠色技術創新的詳細信息， 通過提高信息透明度幫助其識別有前景的投資機會， 減少職業投資者的偏見與擔憂進而增加綠色創新產出（Bushman等，2001）。 ESG經過第三方機構的鑒證， 是國際主流的非財務信息披露體系（周方召等，2020）， 直接向外部投資者提供高質量的披露信息， 提高企業的信息透明度。此外， 高ESG評級的企業更傾向于聘請行業專業審計師或會計師等進一步提高其可持續報告的可信度及透明度（Sun等，2017）， 以滿足利益相關者對企業高質量財務信息及非財務信息的需求， 從而降低投資風險， 為實施綠色技術創新活動蓄力?；谝陨戏治?， 本文提出如下假設：

H3： 良好的ESG表現通過提高企業信息透明度促進綠色技術創新。

四、 研究設計

（一）樣本選取與數據來源

本文以2010 ～ 2020年我國滬深A股上市公司數據為樣本， 并做如下處理： ①剔除ST、 ?ST公司； ②剔除數據缺失、 數據異常的公司； ③剔除金融業公司； ④為防止極端值對結果產生影響， 對企業層面的連續變量進行1%和99%的縮尾處理。經過上述處理， 最終得到27672個觀測值。其中， 綠色專利數據來源于中國研究數據服務平臺（CNRDS）， 企業ESG表現數據來源于萬得數據庫（WIND）， 其他公司財務數據均來自國泰安數據庫（CSMAR）。

（二）主要變量定義

1. 被解釋變量。綠色發明專利（LNPATENT）、 綠色實用新型專利（LNPATENTUD）、 綠色專利總量（LNTOTAL）為本文的被解釋變量。借鑒黎文靖和鄭曼妮（2016）的變量選取方法， 將公司綠色發明專利申請數量加1的自然對數（LNPATENT）、 綠色實用新型專利申請數量加1的自然對數（LNPATENTUD）以及兩者數量之和加1的自然對數（LNTOTAL）作為衡量企業綠色技術創新的分類指標。

2. 解釋變量。本文的解釋變量為ESG表現（ESG）。根據WIND數據庫中華證ESG評級并參考高杰英等（2021）的研究， 將ESG評級結果C～AAA分別賦值為1 ～ 9， 數值越大表明企業ESG表現越好。

3. 機制變量。①內部監督（IS）。借鑒任廣乾等（2019）的研究， 采用企業當年監事人數的自然對數衡量內部監督。②信息透明度（LNATT）。借鑒姜付秀等（2016）的研究， 采用分析師跟蹤人數的自然對數衡量信息透明度。

4. 控制變量。參考李井林等（2021）的研究， 本文選取了現金流（CASH）、 流動比率（LIQUID）、 資產負債率（LEV）、 前十大股東持股比例（TOP10）、 固定資產比例（FAT）、 企業成長性（GROWTH）、 總資產凈利率（ROA）作為控制變量。并設置行業（IND）與年度（YEAR）虛擬變量， 以控制行業與時間對回歸結果的影響。

本文主要變量的具體定義如表1所示。

（三）實證模型設計

為有效識別企業ESG表現對綠色技術創新的影響， 本文設定如下基準回歸模型：

Ginnovationit=α0+α1ESGit+α2Conit+∑YEAR+∑IND+εit? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? （1）

其中， Ginnovation在不同的回歸方程中分別代表綠色發明專利（LNPATENT）、 綠色實用新型專利（LNPATENTUD）、 綠色專利總量（LNTOTAL）， ESG代表企業ESG表現， Con代表控制變量， YEAR和 IND為年度與行業虛擬變量， εit為隨機擾動項。

為了驗證H2和H3， 本文在模型（1）的基礎上引入ESG表現與內部監督、 信息透明度的交乘項并構建模型（2）：

Ginnovationit=β0+β1ESGit+β2ISit/LNATTit+β3ESGit×ISit/LNATTit+β4Conit+∑YEAR+∑IND+εit

（2）

其中，? IS代表內部監督， LNATT代表信息透明度， 其余變量含義與模型（1）一致。若系數β3顯著且大于零， 則說明企業良好的ESG表現通過加強內部監督和提升信息透明度來促進企業綠色技術創新。

五、 實證結果及分析

（一）描述性統計

表2列示了主要變量的描述性統計結果， 其中綠色發明專利（LNPATENT）、 綠色實用新型專利（LNPATENTUD）及綠色專利總量（LNTOTAL）的平均值分別為0.550、 0.542、 0.822， 其數值較小， 表明我國綠色技術創新處于起步階段； 同時這三者的標準差數值較大， 分別為0.917、 0.886、 1.125， 表明企業之間的綠色技術創新水平相差較大。ESG表現（ESG）的均值為6.514， 數值相對較大， 說明我國企業ESG整體表現良好， 此外標準差為1.059， 說明我國企業ESG表現參差不齊， 不同企業間存在著一定差距。

（二）基準回歸分析

本文通過多元線性回歸方式對模型（1）進行估計， 檢驗結果如表3所示。表3中ESG的回歸系數均在1%的水平上顯著為正， 這一結果表明良好的ESG表現將促進企業的綠色技術創新， 由此驗證了H1。

（三）穩健性檢驗

1. 更換企業ESG表現的衡量方式。本文將ESG評級進行三級賦值（AAA～A賦值為3， BBB～B賦值為2， CCC～C賦值為1）后作為新的解釋變量 （NEWESG）， 重新對模型（1）進行回歸?；貧w結果如表4所示?？梢钥闯?， 表4中NEWESG的回歸系數分別為0.3021、 0.2620、 0.3664， 且均在1%的水平上顯著。該結果再次支持了H1。

2. 內生性問題。

（1）解釋變量滯后回歸?？紤]到滯后期ESG表現不容易受當期綠色技術創新的反向影響， 此處分別以滯后一期、 二期、 三期的ESG表現（L1ESG、? L2ESG、 L3ESG）作為解釋變量對模型（1）進行回歸。表5匯報了相應的回歸結果?？梢园l現， 各滯后期ESG表現的系數均顯著為正， 表明良好的ESG 表現對提升綠色技術創新水平具有正向影響。由此， 在克服可能存在的雙向因果內生性問題后， 本文的假設依然成立。

（2）工具變量法。本文選取樣本企業所在行業的ESG指數（IV1）及滯后兩期ESG指數（IV2）作為工具變量， 采用兩階段最小二乘法進行回歸， 回歸結果如表6所示。表6中列（1）為第一階段回歸結果， IV1和IV2的系數均在1%的水平上顯著為正， 說明選擇的工具變量與 ESG高度相關。為考察工具變量的有效性， 本文進行了弱工具變量檢驗、 過度識別檢驗及豪斯曼檢驗， 結果均表明工具變量選擇具備有效性， 鑒于篇幅此處不再贅述。列（2）、 （3）、 （4）的結果表明， ESG的系數均在1%的水平上顯著為正， 這說明在控制了ESG可能存在的內生性問題后， 結論依然成立。

（3）樣本選擇問題。本文采用Heckman兩階段回歸模型克服可能存在的樣本選擇性偏差問題。在Heckman第一階段Probit回歸模型中， 被解釋變量ESGG為虛擬變量（公司公布ESG等級時取1， 否則取0）， 將地區ESG評級指數（SCORE）作為外生工具變量， 并且控制年度、 行業效應， 回歸后計算得到逆米爾斯比率（IMR）。

表7報告了Heckman兩階段回歸結果。第一階段Probit回歸結果顯示， 地區ESG評級指數（SCORE）的回歸系數顯著為正， 說明地區較高ESG評級所創造的良好環境會改善當地企業的ESG表現。在第二階段回歸中， 將逆米爾斯比率（IMR）作為控制變量引入模型（1）進行重新回歸， 結果支持H1的成立， 表明在克服樣本選擇性偏差問題后， 研究結論依然成立。

（四）機制檢驗

表8報告了在ESG表現對綠色技術創新的影響過程中， 內部監督與信息透明度的作用機制檢驗結果。列（1）、 （2）、 （3）顯示ESG表現與內部監督交乘項（ESG×IS）的系數均在1%的水平上顯著， 系數分別為0.0187、 0.0086、 0.0167。實證結果表明， 內部監督是ESG表現影響綠色技術創新的作用渠道， 驗證了H2。

列（4）、 （5）、 （6）顯示ESG表現與信息透明度交乘項（ESG×LNATT）的系數均顯著為正， 系數分別為0.0285、 0.0092、 0.0217。實證結果表明信息透明度是ESG表現影響綠色技術創新的作用渠道， 驗證了H3。

六、 異質性分析

（一）基于產權性質

相比于非國有企業， 國有企業承擔著政府更重的節能減排任務， 導致其更有可能成為綠色技術創新的先行者。此外， 鑒于國有企業擁有更雄厚的資本、 更先進的人才及技術， 更容易獲得國家的法律和政策支持， 這有助于降低綠色創新過程中的政策不確定性及外部風險， 從而企業更易發揮ESG優勢， 將其轉化為實施綠色技術創新的內生動力， 增加綠色產出。故本文預期對于國有企業而言， ESG表現對綠色技術創新的促進作用更為明顯。為驗證不同企業性質下ESG表現影響綠色技術創新的異質性效應， 本研究將國有企業樣本記為1、 非國有企業樣本記為0， 進行分組回歸?；貧w結果如表9所示。無論是國有企業還是非國有企業， ESG 的回歸系數均在1%的水平上顯著為正， 而國有企業樣本中ESG的回歸系數大于非國有企業樣本， 且組間系數差異顯著， 上述結果說明良好的ESG表現對國有企業綠色技術創新的促進作用大于非國有企業。

（二）基于研發能力

在創新觀念較強的企業中， 管理者更注重研發投資以保持競爭力和生命力， 因此研發能力較強的企業更容易取得先機， 先一步占領市場便于ESG的驅動作用得到充分發揮， 為綠色技術創新活動提供了資源及環境優勢。故本文預期研發能力較強的企業， ESG表現對綠色技術創新的促進作用更為顯著。本文以企業研發人員總數加1并取自然對數的樣本均值為界， 大于等于均值的樣本賦值為1， 代表研發能力較強組， 小于均值的樣本則賦值為0， 代表研發能力較弱組， 進行分組回歸?；貧w結果如表10所示。無論是研發能力較強還是研發能力較弱的企業， ESG的回歸系數均在1%的水平上顯著為正， 而研發能力較強企業的回歸系數均大于研發能力較弱的企業， 且組間系數差異顯著， 說明良好的ESG表現對研發能力較強企業綠色技術創新的促進作用大于研發能力較弱的企業。

（三）基于市場化程度

市場化程度較高意味著經濟活動中市場力量的增強和市場競爭環境的改善， 該類地區經濟發展及信息傳遞速度較快、 政策干預較少且法制環境較好， 企業進行綠色技術創新的意愿更加強烈， 其創新成果的經濟價值和預期收益會受到有效保護（馮宗憲等，2011）， 故本文預期在市場化程度較高的地區， ESG表現對綠色技術創新的促進作用將借助市場化程度優勢發揮得更為明顯。本文借鑒王小魯等（2019）構建的市場化指數來衡量不同地區市場化程度， 參考葉邦銀和王璇（2022）的研究將均值及以上樣本賦值為1， 代表市場化程度較高組， 小于均值的樣本則賦值為0， 代表市場化程度較低組， 進行分組回歸?；貧w結果如表11所示。無論是市場化程度較高還是市場化程度較低的企業， ESG的回歸系數均在1%的水平上顯著為正， 并且市場化程度較高地區企業的回歸系數大于市場化程度較低地區的企業， 進一步的SUR檢驗結果顯著， 由此說明良好的ESG表現對市場化程度較高地區企業綠色技術創新的促進作用大于市場化程度較低地區的企業。

七、 結論與建議

（一）研究結論

本文利用2010 ～ 2020年我國滬深A股上市公司ESG表現以及綠色專利數據實證研究企業ESG表現對綠色技術創新的影響。實證研究結果表明， 企業良好的ESG表現對綠色技術創新具有顯著促進作用。在進行一系列穩健性檢驗及克服可能存在的內生性問題后， 上述研究結論依然成立。進一步的作用機制研究表明， 良好的ESG表現可以通過加強內部監督和提升信息透明度來促進企業綠色技術創新。異質性研究發現， 企業ESG表現對綠色技術創新的促進作用在國有企業、 研發能力較強的企業、 位于市場化程度較高地區的企業中更顯著。

（二）對策建議

首先， 企業在管理過程中應樹立及重視ESG理念， 完善ESG建設的頂層設計， 提高生態環境保護意識并積極承擔社會責任， 加大綠色創新的研發力度、 提高研發能力。此外， 企業應進一步強化監事會治理， 使之切實起到監督作用， 有效促進信息披露質量的提升， 降低企業與外部利益相關者之間的信息不對稱程度， 與利益相關者保持良好的合作關系， 以便能夠獲得進行綠色技術創新所需的各種資源， 進而促進企業綠色技術創新。

其次， 投資者在選擇投資對象時不僅要關注其財務績效表現， 還需要關注其在E、 S、 G方面的非財務績效表現， 在更好地管理投資風險獲得可持續性回報的同時， 為企業綠色技術創新提供相應的資金支持。

最后， 政府應完善企業ESG表現評價體系和信息披露制度， 為企業ESG建設營造良好的制度與法律環境。引導企業以良好的ESG表現促進綠色技術創新， 并不斷擴大ESG 信息披露范圍與提高信息披露質量， 為利益相關方的投資決策提供真實有效的數據支持。此外， 政府應為非國有企業、 研發能力較弱的企業及處于市場化程度較低地區的企業進行綠色技術創新提供相應的政策支持， 進而增強ESG表現對綠色技術創新的促進作用。

【 主 要 參 考 文 獻 】

馮根福，溫軍．中國上市公司治理與企業技術創新關系的實證分析［ J］．中國工業經濟，2008（7）：91 ～ 101．

馮宗憲，王青，侯曉輝．政府投入、市場化程度與中國工業企業的技術創新效率［ J］．數量經濟技術經濟研究，2011（4）：3 ～ 17+33．

高杰英，褚冬曉，廉永輝，鄭君．ESG表現能改善企業投資效率嗎？［ J］．證券市場導報，2021（11）：24 ～ 34+72．

胡曲應．上市公司環境績效與財務績效的相關性研究［ J］．中國人口·資源與環境，2012（6）：23 ～ 32．

姜付秀，石貝貝，馬云飆．信息發布者的財務經歷與企業融資約束［ J］．經濟研究，2016（6）：83 ～ 97．

黎文靖，鄭曼妮．實質性創新還是策略性創新？ —— 宏觀產業政策對微觀企業創新的影響［ J］．經濟研究，2016（4）：60 ～ 73．

李井林，陽鎮，陳勁，崔文清．ESG促進企業績效的機制研究 —— 基于企業創新的視角［ J］．科學學與科學技術管理，2021（9）：71 ～ 89．

劉柏，徐小歡．信息透明度影響企業研發創新嗎？［ J］．外國經濟與管理，2020（2）：30 ～ 42．

魯桐，黨?。局卫砼c技術創新：分行業比較［ J］．經濟研究，2014（6）：115 ～ 128．

任廣乾，徐瑞，李妍溪．國資控股、監事會結構特征與監督有效性［ J］．經濟體制改革，2019（2）：156 ～ 163．

盛明泉，余璐，王文兵．ESG與家族企業全要素生產率［ J］．財務研究，2022（2）：58 ～ 67．

王兵，呂夢，汪振坤．審計總監兼任監事、專業能力差異與企業投資效率［ J］．會計研究，2018（9）：88 ～ 94．

王波，楊茂佳．ESG表現對企業價值的影響機制研究 —— 來自我國A股上市公司的經驗證據［ J］．軟科學，2022（6）：78 ～ 84．

王鋒正，陳方圓．董事會治理、環境規制與綠色技術創新 —— 基于我國重污染行業上市公司的實證檢驗［ J］．科學學研究，2018（2）：361 ～ 369．

王小魯，樊綱，胡李鵬．中國分省份市場化指數報告（2018）［M］．北京： 社會科學文獻出版社，2019．

葉邦銀，王璇．董事會斷裂帶、內部控制與會計信息質量［ J］．南京審計大學學報，2022（1）：58 ～ 68．

周方召，潘婉穎，付輝．上市公司ESG責任表現與機構投資者持股偏好 —— 來自中國A股上市公司的經驗證據［ J］．科學決策，2020（11）：15 ～ 41．

Arfi W. B.， Hikkerova L.， Sahut J. M.. External knowledge sources， green innovation and performance［ J］．Technological Forecasting & Social Change，2018（129）：210 ～ 220．

Aupperle K. E.， Carroll A. B.， Hatfield J. D.. An empirical examination of the relationship between corporate social responsibility and profitability［ J］．The Academy of Management Journal，1985（2）：446 ～ 463．

Broadstock D. C.， Matousek R.， Meyer M.， et al.. Does corporate social responsibility impact firms' innovation capacity？ The indirect link between environmental & social governance implementation and innovation performance［ J］．Journal of Business Research，2019（119）：99 ～ 110．

Bushman R. M.， Smith A. J.. Financial accounting information and corporate governance［ J］．Journal of Accounting & Economics，2001（32）：115．

Cai X.， Zhu Z. B.， Zhang H. J.， et al.. Can direct environmental regulation promote green technology innovation in heavily polluting industries？ Evidence from Chinese listed companies［ J］．Science of the Total Environment，2020（746）：140810．

Duque-Grisales E.， Aguilera-Caracuel J.. Environmental， social and governance （ESG） scores and financial performance of multilatinas： Moderating effects of geographic international diversification and financial slack［ J］．Journal of Business Ethics，2021（168）：315 ～ 334．

Fatemi A.， Fooladi I.， Tehranian H.. Valuation effects of corporate social responsibility［ J］．Journal of Banking & Finance，2015（10）：182 ～ 192．

Hamamoto M.. Environmental regulation and the productivity of Japanese manufacturing industries［ J］．Resource & Energy Economics，2006（4）：299 ～ 312．

Hattori K.. Optimal combination of innovation and environmental policies under technology licensing［ J］．Economic Modelling，2017（64）：601 ～ 609．

Knoll M. S.. Ethical Screening in Modern Financial Markets： The conflicting claims underlying socially responsible investment［ J］．The Business Lawyer，2002（2）：681 ～ 726．

Nollet J.， Filis G.， Mitrokostas E.. Corporate social responsibility and financial performance： A non-linear and disaggregated approach［ J］．Economic Modelling，2016（52）：400 ～ 407．

Porter M. E.， Linde C. V. D.. Green and competitive： Ending the stalemate［ J］．Harvard Business Review，1995（73）：120 ～ 134．

Sun W. C.， Huang H. W.， Dao M.， et al.. Auditor selection and corporate social responsibility［ J］．Journal of Business Finance & Accounting，2017（9-10）：1241 ～ 1275．

（責任編輯·校對： 許春玲? 李小艷）

【基金項目】河南省軟科學項目“企業ESG表現對綠色技術創新的影響研究”（項目編號：232400412040）；河南省哲學社會科學規劃項目“‘雙碳目標下數字經濟賦能企業持續綠色創新的機理及對策研究”（項目編號：2022BJJ100）