高管环保认知与企业ESG表现

刘丽娟 任玉强 韩丽萍

【摘 要】 在“碳达峰、碳中和”战略背景下，基于2011—2021年沪深A股上市公司数据，从企业绿色发展视角实证检验了高管环保认知与企业ESG表现的关系。研究发现，高管环保认知有助于提升企业ESG表现。通过工具变量法、固定效应模型、替换变量进行稳健性检验后，结论依旧成立。机制检验表明，高管环保认知能够增强企业绿色技术创新，进而提升企业ESG表现；高强度的环境规制会削弱高管环保认知与企业ESG表现之间的正相关关系，有负向调节作用；媒体关注可以促进高管环保认知与企业ESG表现之间的正相关关系，有正向调节作用。本研究拓展了高管环保认知与企业ESG表现的关系、机制研究，为推动上市公司践行ESG理念提供了经验证据。

【关键词】 双碳目标； 高管环保认知； 企业ESG表现； 绿色技术创新； 环境规制； 媒体关注

【中图分类号】 F272.3  【文献标识码】 A  【文章编号】 1004-5937（2024）01-0100-09

一、引言

2020年9月，习近平主席在第七十五届联合国大会上做出庄严承诺，中国将力争在2030年前实现碳达峰、2060年前实现碳中和。这表明，在中国经济发展转型的关键时期，绿色发展已经成为经济持续高质量发展的重要推动力量[1]。为实现绿色转型，助力双碳目标，党的二十大报告提出，推动绿色发展，促进人与自然和谐共生。2023年1月国新办发布的《新时代的中国绿色发展》白皮书进一步强调，绿色成为新时代中国的鲜明底色，绿色发展成为中国式现代化的显著特征，要坚定不移地走绿色发展之路。

ESG是兼顾环境、社会及治理协调发展的可持续发展理念，与绿色发展理念高度契合，成为评价企业绿色发展水平、优化企业与利益相关者沟通的重要工具[2]。高层管理者作为企业决策的制定者，其环保价值判断与行为模式[3]决定了企业的绿色发展行为，对企业ESG表现将会产生直接影响。基于上述背景，本文以2011—2021年沪深A股上市公司为研究样本，实证检验高管环保认知对企业ESG表现的影响，验证绿色技术创新在高管环保认知与企业ESG表现之间的中介作用，探究环境规制与媒体关注在高管环保认知与企业ESG表现之间的调节作用。

與以往研究相比，本文的边际贡献可能体现在以下两方面：第一，目前已有研究主要探讨了高管环保认知对企业绩效[4]、绿色绩效[5]、绿色创新绩效[6]、企业可持续发展绩效的影响[1]，对高管环保认知与企业ESG表现关系的关注较少。本文通过实证检验了高管环保认知对企业ESG表现的影响，拓展了高管环保认知与企业ESG表现的相关研究。第二，揭示了高管环保认知通过企业绿色技术创新提升企业ESG表现的具体路径。同时，本文从外部监管与监督视角分析了环境规制及媒体关注对高管环保认知与企业ESG表现的调节作用，对政府监管实施及舆论环境建设加强具有一定的现实意义。

二、理论分析与研究假设

（一）高管环保认知与企业ESG表现

高管环保认知是高层管理者对环境及环境政策信息的关注、解读与判断，并将其运用到企业决策过程中的一种意识活动[7]。高层管理者对环境及环境政策信息的认知会影响到企业战略决策，根据动机理论，本文从机会型与责任型两个角度分析高管环保认知对企业ESG表现的影响。机会型动机主要关注寻求环境战略机会，维护利益相关者关系、吸引ESG投资，以获取利益为导向。责任型动机主要关注环保法律法规，以遵循国家生态环保要求为准则，以遵守环保义务为导向。高管环保认知对企业ESG表现的影响具体表现在：从机会型环保认知角度，首先，当各利益相关方的诉求均得到满足时，企业将获得更好的经营成效。因此，在绿色发展导向下，高环保认知的高管为改善各方利益关系，实现企业和谐稳定发展，会积极增强企业社会意识与环保意识，满足各利益相关者的诉求[8]。其次，企业ESG表现作为一种传递企业潜在信息的非财务指标，已成为影响投资者投资决策的关键因素之一。当企业内外部信息不对称时，会导致投资者与外部债权人无法全面了解企业的经营实践，加大投资风险[9]。因此，高环保认知的高管为提升企业声誉，吸引绿色投资，减缓企业风险，会积极披露企业ESG表现，推动监管机构、利益相关者等形成对企业的积极判断。从责任型环保认知角度，高管环保认知越强，基于政府监管与道德压力的合法性也便越强[1]。具有高环保认知的高管会积极完善环境管理体系，帮助企业实现资源节约、环境保护目标，避免企业环境污染的负面媒体报道，树立良好的企业ESG形象。据此，本文提出假设1。

H1：高管环保认知对企业ESG表现有正向影响。

（二）绿色技术创新的中介作用

绿色技术创新是指在工艺创新和产品创新层面为防治污染所使用的环保技术，包括了污染防治、能源节约和绿色产品设计等[1]。绿色技术创新是实现绿色发展与“双碳”目标的关键变量[10]，也是实现企业可持续发展的重要推动力量。当企业践行绿色技术创新时，从源头控制视角，高环保认知的高管会借助清洁生产技术，通过使用清洁能源、改善工艺、购置节能环保设备、利用可再生资源等，从源头处减轻环境负担、产生环境绩效，进而提升企业ESG表现。从末端治理视角，高环保认知的高管会借助末端治理技术，通过对末端污染物进行处理实现达标排放和总量控制，以达到监管机构的要求，获取政府税收及治理等专属资源[11]。因此，借助绿色技术创新实施与环保政策方向一致的长期战略，可以获得政府认可、政策支持及合法性补偿，进而实现企业可持续发展[12]。综上，高环保认知的高管会通过驱动企业实施绿色技术创新行为，提升企业的ESG表现。据此，本文提出假设2。

H2：高管环保认知可以增强企业绿色技术创新能力，继而促进企业ESG表现提升。

（三）环境规制的调节效应

企业在运行中其经营行为需与社会价值观、规范体系相契合，以获得社会认可，当前，企业环境成本的驱动因素更多来源于获取合法性认同，而非主观自发行为与利益驱使[13]，因此，企业为保证其合法性会自愿进行ESG披露。但受企业差异的影响，这种信息披露在可信度方面于不同企业间难以比较，因此需要社会规制的规范调节。从合法性理论视角，企业ESG可以被认为是一种合法化的企业管理工具，良好的ESG表现使得企业的行为获得社会认可与接受。在较高的环境规制下，低环保认知的高管为获取合法性认同，会增加环境成本与环境负债，通过展现良好的企业ESG形象以满足生存条件；在较低的环境规制下，低环保认知的高管会因为缺乏法律法规的惩罚与约束，为追求利益最大化而忽视ESG形象方面的问题。与此相反，高环保认知的高管，由于个体具有环保素养，环境规制的惩罚性与约束性[13]或将抑制个人主观能动性和积极性，即企业在满足基本合法性要求后，高强度的环境规制压力会对高管环保认知的能动性起到抑制作用，不利于企业ESG表现。据此，本文提出假设3。

H3：环境规制削弱了高管环保认知与企业ESG表现之间的正相关关系。

（四）媒体关注的调节效应

随着互联网、大数据与媒体快速融合，媒体已成为市场中的独立主体，其监督功能对企业管理层具有强有力的约束[14]，在推动企业社会责任履行中发挥着不可或缺的作用。当媒体对企业进行正面报道时，高环保认知的高管会抓住机遇，通过向外界展现良好的企业ESG表现，树立积极履行社会责任、践行绿色发展理念的正面形象，推动利益相关者借助媒体信息做出积极反应，从而获取政府支持、吸引绿色投资、增强顾客粘性、提升员工认同。当媒体对企业进行负面报道时，能够对高环保认知的高管起到督促作用，将推动企业基于舆论与自身声誉的压力遵守合法性规制条件，依据社会责任准则进行决策，强化绿色意识及行为，弥补受损的企业形象，提升ESG表现及信息披露质量[15]。因此，媒体关注可以提升企业高管环保认知，并对企业ESG表现产生积极影响。据此，本文提出假设4。

H4：媒体关注加强了高管环保认知与企业ESG表现之间的正相关关系。

三、研究设计

（一）样本选取与数据来源

本文研究样本为2011—2021年沪深A股上市公司。为确保数据质量，对样本进行如下处理：（1）剔除ST、PT等非正常交易类的企业；（2）剔除金融类企业；（3）对主要连续变量在1%和99%分位进行缩尾处理。经筛选，最终确定1 080家上市企业为研究样本。

相关数据中，企业ESG表现数据通过彭博（Bloomberg）终端获取，企业绿色技术创新数据、媒体关注数据通过中国研究服务数据平台（CNRDS）获取，环境规制数据通过《中国工业经济统计年鉴》《中国环境统计年鉴》获取，高管环保认知数据通过上市公司年报获取，企业财务数据及其他所需数据通过国泰安数据库（CSMAR）获取。鉴于彭博（Bloomberg）终端对于企业ESG信息披露從2011年开始，故本文将2011年作为初始年份。

（二）变量定义

1.被解释变量：企业ESG表现（ESG）

参照翟胜宝等[15]和王双进等[16]的研究，采用第三方评级机构评分来衡量企业ESG表现。本文选择彭博终端对Ａ股上市企业ESG表现的评分作为企业ESG表现的代理变量，分值在0—100变动，得分越高，表明企业ESG表现越好。

2.解释变量：高管环保认知（EGP）

参照斯丽娟等[17]、李亚兵等[4]、潘安娥等[18]的研究，采用文本内容分析法对高管环保认知进行衡量。本文基于绿色竞争优势认知、企业社会责任认知、外部环境压力感知三个维度选取关键词，用企业年报中关键词出现的频次衡量高管环保认知[4]。

3.中介变量：绿色技术创新（Envpatr_total）

参照齐绍洲等[19]的研究，采用绿色专利总申请数占总专利申请数的比重作为企业绿色技术创新的衡量指标。本文通过梳理中国研究服务数据平台相关数据进行计算，比值越高，表明企业绿色技术创新能力越强。

4.调节变量：环境规制和媒体关注（ER和Media）

参照刘荣增等[20]的研究，采用企业所在省份的污染治理投资额与第二产业增加值的比值来度量环境规制的强度；参照吴文洋等[21]的研究，采用中国上市公司财经新闻数据库（CFND）中报刊财经新闻报道量衡量媒体关注度，通过加1取对数确定其代理变量。

5.控制变量

借鉴前人相关研究，本文从企业层面选取如下控制变量：企业规模（Size）、盈利能力（ROA）、资产负债率（Lev）、成长能力（Growth）、股权集中度（Top1）、董事会规模（Board）、董事会独立性（Indep）、董事长和总经理是否两职合一（Dual）、公司成立年限（FirmAge）、产权性质（Soe）。为减弱经济周期与行业环境对回归结果的不利影响，本文在模型中加入了年度虚拟变量（Year）和行业虚拟变量（Industry）。

各变量定义见表1。

（三）模型设计

模型1是检验高管环保认知与企业ESG表现的基准模型。

ESGi，t=β0+β1EGPi，t+β2Controlsi，t+Industryi，t+Yeart+εi，t

（1）

模型2、模型3检验了绿色技术创新在高管环保认知与企业ESG表现之间的中介作用。

Envpatr_total=β0+β1EGPi，t+β2Controlsi，t+Industryi，t+

Yeart+εi，t  （2）

ESGi，t=β0+β1EGPi，t+β2Envpatr_totali，t+β3Controlsi，t+

Industryi，t+Yeart+εi，t  （3）

模型4、模型5分别检验环境规制、媒体关注在高管环保认知与企业ESG表现之间的调节作用。

ESGi，t=β0+β1EGPi，t+β2ERi，t+β3ERi，t×EGPi，t+β4Controlsi，t+Industryi，t+Yeart+εi，t  （4）

ESGi，t=β0+β1EGPi，t+β2Mediai，t+β3Mediai，t×EGPi，t+

β4Controlsi，t+Industryi，t+Yeart+εi，t  （5）

上述模型中，ER×EGP代表环境规制与高管环保认知的交互项，Media×EGP代表媒体关注与高管环保认知的交互项，Controls代表所选控制变量，Industry与Year分别为行业与年份固定效应，ε为随机误差项。

四、实证结果及分析

（一）描述性统计

表2为本文主要变量的描述性统计结果。ESG的均值为27.1987，标准差为8.7682，最小值为11.3570，最大值为54.9945，表明不同企业之间ESG表现的差异性较为显著。高管环保认知（EGP）的均值为3.6306，标准差为5.0015，最小值为0.0000，最大值为26.0000，表明不同企业的高管环保认知具有较大差异且总体上处于较低水平。其余变量的分布特征与以往研究基本类似，不再赘述。

（二）基准回归分析

表3为本文主假设的基准回归分析结果。其中，列（1）是未考虑控制变量以及年份与行业固定效应的回归结果，列（2）和列（3）分别为考虑控制变量以及控制年份与行业固定效应的回归结果。表3的分析结果表明，无论是否考虑控制变量以及年份与行业固定效应，高管环保认知（EGP）对企业ESG表现的估计系数均在1％的水平上显著为正（β＝0.4489、0.2581、0.0662，p＜0.01），这表明高管环保认知对企业ESG表现具有显著正向影响，验证了H1。

（三）中介效应分析

为考察高管环保认知对企业ESG表现的作用机制，本文借鉴江艇[22]的研究思路进行分析，结果见表4。其中列（2）报告了高管环保认知对绿色技术创新影响的检验结果，结果显示EGP的系数至少在1%的水平上显著为正（β＝0.0033，p＜0.01），表明高管环保认知对企业绿色技术创新存在显著促进作用。此外，绿色技术创新可以改进工艺技术，从清洁生产与末端治理处降低能源损耗，减少废物排放，提高企业的社会责任绩效，从而提升企业的ESG表现[23]。因此，企业高管环保认知会通过增强绿色技术创新能力促进企业ESG表现，支持了“高管环保认知→绿色技术创新→企业ESG表现”这一逻辑机制，H2得以验证。

在上述分析的基础上，本文还采用了温忠麟等[24]中介效应模型的“三步法”进一步对作用机制进行了分析。表4报告了高管环保认知、绿色技术创新与企业ESG的机制检验结果。其中，高管环保认知（EGP）的系数与列（3）中绿色技术创新（Envpatr_total）的系数均至少在1%水平上显著为正（？茁＝0.0662、0.0033、0.0617，p＜0.01）；（？茁＝1.3512，p＜0.01），故结果同样支持了“高管环保认知→绿色技术创新→企业ESG表现”这一逻辑机制。

考虑到机制检验结论的严谨性，本文对机制进行了Sobel检验，结果显示Sobel检验在1%的水平上成立，说明绿色技术创新机制存在，验证了研究假设。

（四）调节效应分析

1.环境规制对高管环保认知的调节效应检验

为验证H3，本文将环境规制强度作为主模型的调节变量，做进一步的回归分析，结果如表5所示。列（1）检验了环境规制强度对高管环保认知与企业ESG表现的调节效应。结果显示，环境规制强度与高管环保认知的交互项（EGP×ER）对企业ESG表现有显著的负向影响（？茁＝-33.5584，p＜0.01），在1%的水平上，环境规制强度负向调节高管环保认知与企业ESG表现之间的正向关系。通过Stata16.0分组得到图1，结果表明，在低环境规制压力下，高管环保认知对企业ESG表现的影响相对较大；在高环境规制压力下，高管环保认知对企业ESG表现的影响相对较小。即H3得到验证。

2.媒体关注对高管环保认知的调节效应检验

为验证H4，本文将媒体关注压力作为主模型的调节变量做进一步的回归分析，结果如表5所示。列（2）检验了媒体关注压力对高管环保认知与企业ESG表现的调节效应。结果显示，媒体关注压力与高管环保认知的交互项（Media×EGP）对企业ESG表现有显著正向的影响（？茁＝0.0113，p＜0.01），在1%的水平上，媒体关注压力正向调节高管环保认知与企业ESG表现之间的正向关系。通过Stata16.0分组得到图2，结果表明，在高媒体关注压力下，高管环保认知对企业ESG表现的影响相对较强；在低媒体关注压力下，高管环保认知对企業ESG表现的影响相对较弱。即Ｈ4得到验证。

（五）内生性检验

上述研究结论可能存在内生性问题，即高管环保认知在影响企业ESG表现的同时，ESG表现较好企业的高管会因企业绿色文化熏陶而提升环保意识，进而导致同时性偏差问题。同时，考虑到模型设定、遗漏变量等可能带来的内生性问题，本文采用工具变量法及固定效应模型降低内生性问题对研究结论的影响。

1.工具变量法

高管环保认知可能受国家环保政策、公众环保意识的影响，同时也可能受内部监管控制等因素的影响。为此，本文借鉴席龙胜等[1]的做法，将高管环保认知滞后项一项（LEGP）和政府环保奖励（Prize）作为高管环保认知的工具变量进行内生性检验。政府环保奖励数据取自CSMAR数据库。

表6的列（1）、列（2）分别列示了基于工具变量的两阶段最小二乘法的回归结果。第一阶段的回归中，两工具变量的系数分别在5%、1%水平上显著为正（p＜0.05、p＜0.01），说明所选工具变量于内生变量有较强的解释度。同时，Wald检验所列示的Ｆ统计值为5 640.91，显著大于弱工具变量检验在10%偏误的临界值，即不存在弱工具变量问题。因此，本文选取的工具变量合理。第二阶段回归中，变量EGP拟合值的系数在1%水平上显著为正，表明高管环保认知对企业ESG表现具有显著的正向影响，本文主要结论仍成立。

绿色技术创新与企业ESG表现之间也可能存在互为因果的内生问题，即绿色技术创新可以提升企业ESG表现，企业ESG表现又可以通过传递积极信号为绿色技术创新提供支持。为此，本文借鉴席龙胜等[1]的做法，将政府环保奖励（Prize）和采用绿色技术创新的一阶滞后项（LEnvpatr_total）作为绿色技术创新的两个工具变量进行内生性检验。

表6的列（3）、列（4）报告了对应的回归结果。第一阶段回归中，两工具变量的系数分别在5%、1%水平上显著为正（p＜0.05、p＜0.01），并通过了弱工具变量检验与不可识别检验，表明选取的工具变量合理。第二阶段回归中，变量LEnvpatr_total擬合值的系数在1%水平上显著为正，表明绿色技术创新对企业ESG表现具有显著的正向影响，与前文假设检验结论一致，表明采用工具变量后本文主要结论依旧可靠。

2.固定效应模型检验

为缓解个体因素及个体因素与时间因素共同带来的误差估计影响，本文采用个体固定效应模型与双向固定效应模型，分别重新对数据进行回归分析。表7列（1）列示了个体固定效应模型的回归结果，其中高管环保认知（EGP）的系数在1％的水平上显著为正（β＝0.1737，p＜0.01），表明在考虑个体固定效应后，高管环保认知与企业ESG表现之间仍呈现显著的正相关关系。表7列（2）列示了双向固定效应模型的回归结果，其中高管环保认知（EGP）的系数在１％的水平上显著为正（β＝0.0729，p＜0.01），表明在考虑双向固定效应后，本文的主要研究结论仍成立。

（六）其他稳健性检验

1.替换解释变量与被解释变量

本文重新构建了高管环保认知的评价指标进行稳健性检验。具体做法为，在对搜集到的文本相关词频数进行标准化处理的基础上，使用“某年某公司年报的高管环保认知的相关词频数与分年度高管环保认知相关词频数最小值作差”除以“分年度高管环保认知相关词频数的最大值与最小值之差”作为替代指标，记作EGP_1，替代指标取值0—1。表8列（1）为回归结果，EGP_1的系数在1%水平上显著为正（β＝1.7206，p＜0.01），这表明改变高管环保认知的衡量指标后，本文主要研究结论依然成立。

本文使用华证ESG得分（ESG_hz）替换基准模型中企业ESG表现指标进行稳健性检验。表8列（2）为回归结果，高管环保认知（EGP）的系数在1%的水平上显著为正（β＝0.0060，p＜0.01），这表明替换了被解释变量后，本文主要研究结论依旧稳健可信。

2.替换中介变量

相较于绿色新型实用专利，绿色发明专利对企业绿色技术创新贡献度更强。本文采用绿色发明专利申请量占企业总发明专利申请量的比例（Envpatr_inv）作为绿色技术创新的替代指标进行稳健性检验。表8列（3）—列（5）为回归结果，高管环保认知（EGP）与绿色技术创新（Envpatr_inv）的回归系数均在1%的水平上显著（？茁＝0.0662、0.0030、0.0598，p＜0.01）；（？茁＝2.1055，p＜0.01），这表明替换了中介变量后，本文的机制研究结果依旧稳健。

五、结论与启示

本文选取2011—2021年沪深A股上市公司作为研究样本，实证检验了高管环保认知与企业ESG表现的关系及其作用机制。研究发现：（1）高管环保认知与企业ESG表现之间具有显著的正相关关系。（2）高管环保认知能够增强企业绿色技术创新，进而提升企业ESG表现。（3）高强度的环境规制不利于发挥高管环保认知的能动性，削弱了高管环保认知与企业ESG表现之间的正相关关系。（4）媒体关注可以促进高管环保认知与企业ESG表现之间的正相关关系。

结合以上研究结论，本文政策建议如下：基于政府视角，政府应进一步完善环保准则与奖惩标准，聚焦企业、因地制宜，引导企业树立绿色发展意识、形成绿色文化氛围、践行绿色发展理念；加强舆论环境建设，充分发挥媒体的监督功能，通过媒体关注促进企业强化绿色行为，提升企业ESG表现；制定、完善绿色激励性政策，如绿色信贷、绿色金融、绿色税收优惠等，引导企业实现降本降污。基于企业视角，企业管理者应积极践行绿色发展理念，提高环保责任素养与环保认知能力，实施与政策方向一致的绿色创新战略，树立良好的企业形象；企业管理者应积极进行绿色技术创新，加大绿色创新投入，同时关注利益相关者诉求，将环境保护、社区关系和社会价值纳入企业发展目标，实现企业长效发展。

【参考文献】

［1］ 席龙胜，赵辉.高管双元环保认知、绿色创新与企业可持续发展绩效［J］.经济管理，2022，44（3）：139-158.

［2］ 林辉，李唐蓉.绿色发展、金融支持与企业价值——基于上市公司ESG的实证检验［J］.现代经济探讨，2023（2）：28-44.

［3］ 邢丽云，俞会新.绿色动态能力对企业环境创新的影响研究——环境规制和高管环保认知的调节作用［J］.软科学，2020，34（6）：26-32.

［4］ 李亚兵，夏月，赵振.高管绿色认知对重污染行业企业绩效的影响：一个有调节的中介效应模型［J］.科技进步与对策，2023（7）：1-11.

［5］ 邹志勇，辛沛祝，晁玉方，等.高管绿色认知、企业绿色行为对企业绿色绩效的影响研究——基于山东轻工业企业数据的实证分析［J］.华东经济管理，2019，33（12）：35-41.

［6］ 梁敏，曹洪军，王小洁.高管环保认知、动态能力与企业绿色创新绩效——环境不确定性的调节效应［J］.科技管理研究，2022，42（4）：209-216.

［7］ 罗勇根，饶品贵，陈灿.高管宏观认知具有管理者“烙印”吗？——基于管理者风格效应的实证检验［J］.金融研究，2021（5）：171-188.

［8］汪玉荷，韩菲菲，等.ESG信息披露：内涵辨析、评价方法与作用机制［J/OL］.外国经济与管理，2022.

［9］ 王欣兰，张勖捷，王楠.ESG信息披露、债务融资成本与企业绩效——基于医药制造业上市公司的经验证据［J］.会计之友，2023（13）：82-91.

［10］ 高歌.绿色技术创新的促进机制研究［J］.科学管理研究，2023，41（1）：27-34.

［11］ 彭满如，陈婕，殷俊明.ESG表现、创新能力与企业绩效［J］.会计之友，2023（7）：11-17.

［12］ PANE HADEN S S，OYLER J D，HUMPHREYS J H.Historical，practical，and theoretical perspectives on green management：an exploratory analysis［J］.Management Decision，2009，47（7）：1041-1055.

［13］ 吉利，蘇朦.企业环境成本内部化动因：合规还是利益？——来自重污染行业上市公司的经验证据［J］.会计研究，2016（11）：69-75，96.

［14］ 任萍，宁晨昊，罗宁.ESG表现、媒体关注与审计收费［J］.会计之友，2023（11）：127-134.

［15］ 翟胜宝，程妍婷，许浩然，等.媒体关注与企业ESG信息披露质量［J］.会计研究，2022（8）：59-71.

［16］ 王双进，田原，党莉莉.工业企业ESG责任履行、竞争战略与财务绩效［J］.会计研究，2022（3）：77-92.

［17］ 斯丽娟，曹昊煜.绿色信贷政策能够改善企业环境社会责任吗——基于外部约束和内部关注的视角［J］.中国工业经济，2022（4）：137-155.

［18］ 潘安娥，郭秋实.政府监管与企业环境信息披露——基于高管环保意识的调节作用［J］.软科学，2018，32（10）：84-87.

［19］ 齐绍洲，崔静波.环境权益交易市场能否诱发绿色创新？——基于我国上市公司绿色专利数据的证据［J］.经济研究，2018，53（12）：129-143.

［20］ 刘荣增，何春.环境规制对城镇居民收入不平等的门槛效应研究［J］.中国软科学，2021（8）：41-52.

［21］ 吴文洋，唐绅峰，韦施威.社会责任、媒体关注与企业财务风险——基于中国上市公司的经验证据［J］.管理学刊，2022，35（1）：124-141.

［22］ 江艇.因果推断经验研究中的中介效应与调节效应［J］.中国工业经济，2022（5）：100-120.

［23］ 杨淑程，黄珊.环境保护税对企业环境、社会和治理表现的影响研究——基于绿色技术创新的中介效应［J］.税务研究，2021（11）：50-56.

［24］ 温忠麟，叶宝娟.中介效应分析：方法和模型发展［J］.心理科学进展，2014，22（5）：731-745.