“双碳”背景下环境信息披露对企业创新持续性影响研究

吴信科，杜金柱，孙梦忆

（南阳理工学院范蠡商学院，河南 南阳 473004）

0 引言

碳信息披露是指温室气体排放单位以报告等形式，真实、全面、及时、充分地向投资者和社会公众披露相关信息。党的十九大报告提出，要建立环境信息披露制度。2021 年10 月24 日，中共中央国务院发布了《中共中央国务院关于完整准确全面贯彻新发展理念做好碳达峰碳中和工作的意见》，要求健全企业、金融机构的信息披露制度。2021 年12 月11 日，生态环境部印发了《企业环境信息依法披露管理办法》。目前，信息技术的广泛应用为企业持续性创新发展提供了新机遇。然而，我国资本市场发展尚未健全，企业创新活动受到信息不对称问题影响的可能性更大［1］。而在现实资本市场中，信息不对称和融资约束问题会严重阻碍企业创新［2］，并影响企业创新持续性水平的提升［3-4］。因此，在当前我国碳信息披露制度日益完善和企业创新发展日益紧迫的背景下，如何提升企业创新持续性水平，从而使企业实现从高碳增长向绿色发展的转型升级，逐渐成为公司治理领域和学术界普遍关注的重要问题之一。

国内外学者的研究主要集中在以下3 个方面：一是关于环境信息披露水平影响因素的研究。主要包括政策环境、社会舆论、竞争压力、行业特征、监管力度、投资者关注、资本市场结构等外部因素，以及企业规模、财务杠杆、风险认知与防范、董事长特征、碳绩效、企业文化及管理水平等企业内部因素［5-12］。二是关于企业创新持续性影响因素的研究。已有文献认为，融资约束问题是阻碍企业创新持续性水平提升的一个重要原因，不稳定的融资来源导致企业缺乏足够的资金支持，进而制约了企业创新活动［13］。从现有文献研究结果来看，学者们似乎更加关注如何缓解融资约束问题，却忽视了两类代理问题在企业创新活动中所产生的影响。三是关于环境信息披露与企业创新关系的研究。管理者与利益相关者之间的信息不对称和管理层声誉对企业创新持续性也产生了较大影响。一方面，环境信息披露具有“信息效应”，其可以通过减少两类代理问题、缓解融资约束等提高企业创新持续性水平；另一方面，环境信息披露还能够产生“声誉效应”，基于管理层声誉和职业发展考虑，环境信息披露可能会降低企业创新资金投入，并降低企业创新持续性水平。此外，随着我国国有企业改革的逐步推进，产权异质性也是我国经济转型时期的重要特点，而国有企业和非国有企业在环境信息披露和企业创新持续性方面均存在较大差异。同时，管理层激励能够影响企业环境信息披露水平［14］。由于受到不同管理层激励方式的影响，激励效应在促进企业创新过程中的作用程度也存在差异。

基于上述逻辑分析，本文探讨了环境信息披露与企业创新持续性之间的关系，分析了管理层激励和产权异质性在两者关系中的情境效应；然后选取我国2011—2020 年沪深A 股上市公司作为研究对象，进行实证分析，探究了环境信息披露对企业创新持续性的影响，并进一步检验了管理层激励和产权异质性的情境作用。相比于已有研究，本文的贡献主要体现在：第一，从作用机制方面对环境信息披露与企业创新持续性之间的关系进行了系统阐释，丰富了二者内在关系的研究。与冷建飞和高云［4］（2019）仅考虑中小企业融资约束问题影响的研究不同，本文以沪深A 股上市公司作为实证研究样本，拓宽了现有研究领域；不仅如此，还从环境信息披露的“信息效应”和“声誉效应”两个角度，系统分析了其对企业创新持续性产生的影响，从而较为完整地阐释了环境信息披露对企业创新持续性的影响机理。第二，开展了管理层激励和产权异质性的情境效应分析。本文探讨了产权异质性和管理层激励对环境信息披露与企业创新持续性关系的情境效应，通过实证分析检验研究假设，进而得出实证结果。第三，研究结论可以为制定并完善企业环境信息披露制度、规范企业社会责任履行行为、提升企业创新持续性水平等提供有益启示。

1 文献综述

1.1 环境信息披露

目前，国内外关于环境信息披露的研究主要聚焦在三方面，即其与监管压力、融资约束以及经营绩效的关系。

在环境信息披露与监管压力关系研究方面。宋建波等［15］（2018）认为，外部监督有利于倒逼企业及时披露环境信息；叶陈刚等［16］（2015）得出了类似的研究结论，即媒体监督水平、政府监管力度和相关规制水平直接影响企业环境信息披露水平。可见，外部监管能有效施压于企业，促进企业主动地进行环境信息披露。沈洪涛和冯杰［17］（2012）、张秀敏等［18］（2016）以污染企业为研究对象，分析了媒体对企业信息披露的影响，认为媒体报道企业的污染新闻越多，企业越倾向于披露环境信息，以获取社会信任。

在环境信息披露与企业融资约束关系研究方面。Hadlock 和Pierce［19］（2010）指出，强化环境信息披露，不仅可以缓解参与各方信息不对称问题，进而向外部投资者提供详细的企业发展信息，而且可以有效地降低各种不确定性因素的不利影响，并因此提高外部主体的信任程度。Goss和Roberts［20］（2011）研究发现，具有融资行为的企业对社会责任更具敏感性。相应地，Cheng 等［21］（2014）发现，企业社会责任履行情况越好，其所面临的融资约束程度越低。与上述以上市公司为研究对象不同，高凡雅等［22］（2017）以中小企业为研究对象，发现提高中小企业社会责任的综合得分，可以使其获得更多资金支持，并能够有效缓解融资约束。

在环境信息披露与企业绩效关系研究方面。Johnson［23］（2003）指出，企业自觉履行当前时代所赋予的社会责任，做好信息披露工作，能够有效提升绩效水平。然而，Brammer 和Millington［24］（2008）研究认为，虽然环境信息披露能够对企业绩效产生影响，但这一关系并非单一线性的，而是呈“U”形。陈承等［25］（2019）从治理水平和产出水平两个角度研究环境信息披露所产生的影响，结果表明：在治理层面上，环境信息披露会显著负向影响企业财务绩效，而且这一影响会随着制度环境的改善而减弱；而在产出层面上，环境信息披露却显著正向影响企业财务绩效，同时这一影响会随着制度环境的改善而减弱，但在制度缺失的环境下反而会逐渐增强。

1.2 企业创新持续性

创新是企业获得竞争优势的来源，且已成为企业经营业绩提升的重要影响因素［26］。鉴于创新持续性对企业长期发展的重要性和必要性，国内外学者对其展开了大量研究，并取得了较为丰硕的研究成果。已有研究主要集中于公司特征、管理层特征、市场结构等因素对企业创新持续性的影响。

在公司特征因素的影响方面。Triguero 和Corcoles［27］（2013）发现，不管是企业的创新投入还是创新产出都存在很强的持续性，市场活力、企业规模以及外部资源均会对企业创新投入和产出持续性产生正向影响。李健等［28］（2016）研究表明，企业股权集中度越高，企业创新持续投资水平越低，同时与非民营企业相比，民营企业股权集中度与企业创新可持续性之间的负向影响关系更强。乐怡婷等［29］（2017）发现，管理层持股对企业创新可持续性具有显著的正向影响，且相对于非民营企业，民营企业管理层持股对创新可持续性的正向作用更强。Mukherjee 等［30］（2017）则从税收的角度分析了其对企业创新的影响，并发现税收的增加能够显著降低企业创新水平。

在管理层特征因素的影响方面。李健等［31］（2015）指出，经营期望落差对创新可持续性存在显著正向影响，且这一影响作用在民营企业中表现得更为显著。周路路等［32］（2017）发现，管理层的过度自信会对企业创新持续性产生影响。一般来说，过度自信程度适中，会大幅度提升企业创新力；而过度自信程度较高，则会阻碍企业创新活动的持续开展。

在市场结构因素的影响方面。Cefis［33］（2003）认为，企业拥有的市场份额越高，企业持续性创新的可能性就越大。Raymond等［34］（2010）则将行业区分为成熟行业和新兴行业，并认为相较于新兴行业，成熟行业具有较高的创新持续性水平。Triguero 等［35］（2014）分析指出，当市场集中度水平不断提高时，其对企业创新持续性水平的负向影响将显著提升。

梳理文献可知，关于环境信息披露的研究主要聚焦在三方面，即其与监管压力、融资约束以及经营绩效的关系，鲜有研究涉及环境信息披露对企业创新持续性的影响。而在企业创新持续性的影响因素方面，已有研究重点关注公司特征、管理层特征、市场结构等因素，尚未重视环境信息披露因素。因此，本文试图在现行环境信息披露制度下，探究环境信息披露与企业创新持续性之间的关系及其作用机理，以期强化环境信息披露在企业创新持续性行为中所发挥的作用。

2 理论分析与研究假设

2.1 环境信息披露与企业创新持续性

随着“双碳”政策的提出和外部市场竞争环境的不断变化，企业在激烈的市场竞争环境中势必要加大创新资金投入，以确保其获得持续性竞争优势［36］。资金从市场流转到创新项目，需要经历从市场配置到企业以及从企业配置到创新项目两个阶段。其中，前一阶段的阻碍主要表现为融资约束问题，而后一阶段的阻碍则表现为代理问题［2，37］。事实上，在“双碳”背景下，企业环境信息披露水平越高，其面临的融资约束程度越低，企业与市场投资主体之间的信息不对称程度越低，投资者权益被侵占的风险越小，从而能够有效缓解代理问题［38］。

从企业“信息效应”来看，一方面，与股东相比，企业管理者在很大程度上面临着聘任雇佣的系统风险，这也导致其具有更强烈的风险厌恶心理，更愿意放弃那些高风险创投项目。此外，短期绩效提升对公司股价和管理层薪酬具有直接影响，由此导致短期投资项目备受管理者青睐，而高风险创投项目则被搁置［39］。环境信息披露有助于缓解企业内部因信息优势所产生的代理问题［40］。通过披露高质量的社会责任履行信息，管理者能够更好地通过高效决策、投资机会和创新活动为股东创造价值［41］。环境信息披露水平持续提升，强化了股东对高管层的监管，调整了其倾向于放弃高风险创投项目的心理。因此，环境信息披露水平的提高能够有效改善企业信息环境和提升会计信息质量［42-43］，从而能够有效缓解管理者与股东之间的信息不对称问题。另一方面，大股东对中小股东的利益侵占问题已成为我国上市公司普遍存在的问题之一［44-46］。控股股东通常持有较多公司股份。创新投资项目不仅会带来较高的决策风险，还会使其持股风险增加。因此，控股股东会偏向于那些低投资高回报的项目。而提高环境信息披露水平无疑会缓解控股股东和外部中小股东之间存在的信息不对称问题，让外部中小股东面对已知信息“用脚投票”［47］。这将会大大降低控股股东放弃高风险创新项目的可能性。

从“声誉效应”来看，环境信息披露水平的提高能够降低企业和管理者进行创新项目投资的意愿［48］。一方面，股东主要依据管理者的业绩水平和投资项目产生的收益对其进行评估［49］。因此，基于现有声誉考量，为了向股东发出他们具有较高能力的信号，管理者会倾向于选择低风险投资项目。Hirshleifer 和Thakor［50］（1992）建立了一个针对管理者声誉和风险投资项目的选择模型，研究证实，管理者出于对企业现有声誉的考虑，往往依照谨慎投资原则做出决策。Mishra［51］（2011）也发现，管理者基于对企业未来声誉和个人职业发展两方面的综合考虑，更倾向于实行保守投资决策，缩减企业创新投资规模，以期取得高收益。另一方面，管理者个人财富集中化导致其风险承受度低下［52］。因此，管理层更多处于自适状态，甚至主动放弃那些高风险的、净现值为正的项目。Chakraborty 等［53］（2007）研究发现，经理人在创新投资决策中会考虑解雇风险，这一风险对企业也有较大影响。如果解雇风险增加10%，则股票收益波动率会降低5%～23%。由此可见，企业管理层创新项目投资意愿的关键影响因素在于，其对解雇风险及薪酬水平二者重要性程度的考量。如果管理者认为解雇风险相对重要，管理者便会降低企业创新投资水平，以免被企业解雇，这将降低企业创新可持续性水平。不仅如此，环境信息披露也有可能造成竞争企业获取自身独有信息的不利结果，致使企业的市场竞争地位产生动摇，增加企业成本；再加上专有成本和薪酬补偿的存在可能会因环境信息披露而损害公司利益，从而降低甚至打消企业进行风险创新投资的意愿［54］。基于以上分析，提出以下竞争性假设：

H1a：在“信息效应”下，环境信息披露促进了企业创新持续性水平的提高。

H1b：在“声誉效应”下，环境信息披露制约了企业创新持续性水平的提高。

2.2 产权异质性的情境效应

委托代理问题的存在造成国有企业管理者对持续性创新缺乏足够动力。与此同时，中国国有企业管理者通常由上级政府任命，且任期较短，而创新投资的回报周期较长，这使得管理者更加注重短期利益。此外，国有企业大多受到政府保护，创新失败的损失要低于民营企业。在我国目前的资本市场中，民营企业面临着更为严重的融资约束问题，因此其很难通过正规渠道获得创新项目资金支持［54］。Hirshleifer 和Thakor［50］（1992）指出，在国有企业中，控制权与现金流权的分离程度日渐加大，使得企业控制人的利益占得意图更强，更多地侵占中小股东利益，第二类代理问题随之加重，即在利益获得方面，企业控股股东与外部中小股东间的矛盾升级。但在民营企业中，控股股东的现金流权和控制权偏离程度较小，因此这种利益侵占行为相对较少。此外，中国国有企业民营化对企业创新产出具有正向因果关系［55］。因此，民营企业管理者更有动力通过不断的创新投资来实现企业利益最大化，从而推动企业经营效益持续增长。基于以上分析，提出以下假设：

H2：相对于国有企业，环境信息披露对企业创新持续性的影响在非国有企业中更显著。

2.3 管理层激励的情境效应

一方面，公司所有者可以通过多元化持股分散风险，但经理人的个人财富和职业保障与公司特定项目的成败存在紧密联系，且风险不可分散，因此，他们的风险承担动机将会大大减弱［56］。经理人往往比所有者更关注短期利益，这是因为他们通常不拥有或者较少拥有公司股权，主要通过基本工资和奖金等短期激励措施获得回报［57］。风险厌恶型管理者通常专注于能够提高短期绩效的投资项目，同时，他们会避免或者减少对具有高风险和高不确定性的创新项目的投资。而有效的管理层激励机制是企业进行创新项目投资的必要保障。另一方面，股权激励可以使管理者和股东的利益一致，从而促使管理者重视创新，增加对创新项目的支持［58］。因此，管理层激励作为一种长期激励机制，可以将管理者和股东的利益结合起来，从而使管理者更愿意合理利用企业资源进行创新活动。Wright 等［59］（1996）发现，缺乏激励的经理人不愿意冒险和推动企业创新。采取股权激励这一手段，能够加大企业研发投入，进一步提高企业创新能力［60］。

管理层激励在影响企业创新持续性方面也起着重要作用。其可以有效缓解代理问题，并降低管理层风险规避倾向，促使管理者更愿意投资风险高的创新项目［57］。因此，实施激励机制是促进企业管理者投资高风险项目，进而提高企业创新能力的有效途径之一。基于以上分析，提出以下假设：

H3：管理层激励能够显著影响环境信息披露与企业创新持续性的关系。

3 研究设计

3.1 样本选取与数据来源

以2011—2020年我国沪深A股上市公司为初始样本。为了保证结果的可靠性，对样本进行了以下筛选和处理：①剔除变量数据缺失的样本；②剔除ST、*ST公司；③鉴于金融公司财务指标的特殊性，剔除金融类公司；④对所有连续变量进行1%上下的Winsorize处理，以消除极值的影响。最后，得到2 164家上市公司共计10 103个样本观测值。其中，国有企业样本观测值为4 366 个，非国有企业样本观测值为5 737 个。本文的环境信息披露数据来源于上市公司年报、和讯网公布的《上市公司社会责任报告》以及润灵环球责任评级公司。无形资产、管理层持股以及其他控制变量数据均来源于国泰安数据库（CSMAR）和万得资讯数据库（WIND）。

3.2 变量定义

3.2.1 企业创新持续性（INNOV）

无形资产与企业创新活动密切相关，可以用来衡量企业创新投入。无形资产的增加主要是企业创新投资的结果。因此，借鉴鞠晓生等［3］（2013）以及冷建飞和高云［4］（2019）的方法，使用无形资产增量来衡量企业创新持续性水平。

3.2.2 环境信息披露（EID）

参考已有研究［60-61］，采用两种方法来度量环境信息披露水平。一是根据上市公司年报和社会责任报告中是否有环境信息披露的内容来度量。上市公司在报告中披露了社会责任信息，取值为1；否则为0。二是采用润灵环球（RKS）责任评级公司的评级得分作为环境信息披露水平的度量指标。得分越高表明环境信息披露水平越高。其中，第二种方法用于稳健性检验。

3.2.3 产权异质性（STATE）

企业股权性质为国有企业，取值为1；其他则为0。

3.2.4 管理层激励（MI）

企业战略决策由董事会及高层领导者制定。董事会普遍意义上也被视为股东和债权人的代理方。鉴于此，将核心高管层全员持有的普通股在公司总流通股中所占的比例作为管理层激励水平的衡量标准。需要注意的是，高管团队由董事长及副董、CEO、总经理及副总、董秘及企业年报中所列的主要高级管理者构成。

3.2.5 控制变量

参考鞠晓生等［3］（2013）以及冷建飞和高云［4］（2019）的研究，选用机构投资者①持股比例（INST）、公司规模（SIZE）、营业收入增长率（GO）、资产负债率（LEV）、托宾Q（TQ）以及股权集中度（FIRST）作为控制变量。同时，控制年度和行业效应对研究结果可能产生的偏差影响。

变量定义如表1所示。

表1 变量定义

3.3 模型构建

为检验上述假设，构建以下回归模型：

将解释变量和控制变量进行滞后一期处理，以减少可能存在的内生性问题。其中：INNOVi，t表示企业创新持续性，用当期无形资产增量的对数表示；EIDi，t-1表示上市公司上一年度末是否披露社会责任报告；INSTi，t-1表示上一年度末上市公司所有机构投资者持股比例之和；SIZEi，t-1表示上一年度末公司规模；GOi，t-1表示上一年度末公司营业收入增长率；LEVi，t-1表示上一年度末公司资产负债率；TQi，t-1表示上一年度末公司投资机会；FIRSTi，t-1表示上一年度末公司股权集中度。同时，为控制时间因素和行业因素的影响，在模型中均加入时间效应和行业效应。

模型（1）用于检验假设H1a 和H1b。若模型（1）中系数α1显著为正，则表明假设H1a 成立，即环境信息披露促进了企业创新持续性水平的提高，说明环境信息披露的“信息效应”发挥了主导作用；若系数α1显著为负，则表明假设H1b 成立，即环境信息披露制约了企业创新持续性水平的提高，说明环境信息披露的“声誉效应”起到了关键作用。为检验假设H2，在模型（1）的基础上，将样本分为国有企业和非国有企业两组，若非国有企业中α1的绝对值大于国有企业，则假设H2 成立。模型（2）用于检验管理层激励情境效应的作用，若模型（2）中系数α3显著为正，则假设H3成立，意味着管理层激励显著影响环境信息披露与企业创新持续性之间的关系。

3.4 描述性统计

表2给出了主要变量的描述性统计结果。可以看出，企业创新持续性（INNOV）的均值为16.979，标准差为2.166，说明不同上市企业之间的创新持续性存在显著差异。环境信息披露（EID）的均值和标准差分别为0.386 和0.487，说明我国企业环境信息披露的整体水平较低，这与我国企业环境信息披露制度实施起步较晚以及发展不完善存在直接关系，而且样本企业之间的环境信息披露水平存在较大差异。管理层激励（MI）的均值为0.269，说明我国上市公司管理层持股比例较低，对高管的股权激励力度仍待提高。

表2 描述性统计分析结果

本文的研究假设之一是产权异质性对环境信息披露与企业创新持续性之间关系的影响。因此，根据企业性质的不同，将总样本分为两组：一组为国有企业样本，另一组为非国有企业样本。表3分别给出了两组样本主要变量的描述性统计结果。从环境信息披露均值来看，两组样本数据差异显著。其中，国有企业均值为0.828，而非国有企业为0.650。也就是说，国有企业和非国有企业间环境信息披露水平尚有差距，即国有企业环境信息披露水平高于非国有企业。比较二者的标准差可以发现，国有企业的环境信息披露标准差要高于非国有企业。以上结果表明，国有企业的环境信息披露水平高于非国有企业。

表3 国有企业和非国有企业样本描述性统计结果

4 结果分析与讨论

4.1 环境信息披露与企业创新持续性

Hausman 检验结果表明，上述模型的P值均小于0.05，因此，采用固定效应模型来考察环境信息披露与企业创新持续性之间的关系。从表4第一列中的全样本回归结果可以看出，环境信息披露对企业创新持续性的影响系数为0.619，且在1%的水平上显著，说明环境信息披露与企业创新持续性之间存在显著的正相关关系，假设H1a成立，即环境信息披露有助于企业创新持续性水平的提升。同时也表明，环境信息披露的“信息效应”在企业创新活动中起着主导作用。

表4 环境信息披露与企业创新持续性

企业创新活动需要大量的资金投入。外部投资者能够通过企业披露的信息来判断其未来的发展，并以此决定是否进行投资。环境信息披露是企业信息披露的重要途径。利益相关者和投资者依据披露的环境信息，可以更全面、深入地了解企业承担社会责任的情况。此外，环境信息披露可以增加企业与利益相关者之间的信息透明度，为外部投资者的投资决策提供关键信息，提高企业在资本市场上的声誉，从而获得更多的创新资金支持。

4.2 产权异质性的情境效应

表4右两列给出了产权异质性对环境信息披露与企业创新持续性之间关系的影响。对比回归结果可知，环境信息披露与非国有企业创新持续性的回归系数为0.638，显著性水平为1%，国有企业中回归系数为0.528，显著性水平为1%，且非国有企业系数的绝对值更大。这意味着环境信息披露与企业创新持续性的正相关关系在非国有企业中更为显著，从而证明了假设H2成立。

非国有企业受到的监督和关注通常比国有企业少，因此只有不断增强自身实力，努力承担更多责任，提高企业社会声誉，才能获得持续发展。而当国有企业发展到一个比较成熟的阶段时，其更倾向于保持企业现状，创新意识相对较弱。虽然国有企业披露的社会责任信息多于非国有企业，但国有企业披露信息的目的是维护已有良好的社会声誉。因此，与国有企业相比，环境信息披露对企业创新持续性的影响在非国有企业中更显著。

4.3 管理层激励的情境效应

表5给出了假设H3的检验结果。从表5中的回归结果可以看出，管理层激励（MI）与企业创新持续性（INNOV）的回归系数为正，显著水平为5%，说明管理层激励提高了企业创新持续性水平。管理层激励与环境信息披露的交叉项MI*EID系数为正，且在5%的水平上显著，表明管理层激励能够增强环境信息披露与企业创新持续性之间的正向影响关系，假设H3成立。

表5 管理层激励对环境信息披露与企业创新持续性的影响

5 稳健性检验

5.1 内生性问题

由于创新持续性水平较高的企业通常具有良好的经营业绩，因此其可能更倾向于披露更多社会责任履行信息，这可能会造成研究模型存在双向因果问题和内生性问题。对于研究中可能存在的内生性问题，主要使用两种方法进行处理：一是将企业创新持续性水平进行滞后一期处理；二是使用工具变量法，选择一个与环境信息披露相关但与企业创新持续性无关的外生变量。而第一种方法在前述模型构建时已经使用，因此选择工具变量法对可能存在的内生性问题进行处理。

证券分析师的存在能够有效减少信息不对称问题。随着证券分析师的介入，外部投资者对企业信息的监管力度将会显著提高，从而企业披露社会责任信息的水平就会提高。而对于企业创新持续性来说，证券分析师对企业社会责任信息的解读能力与企业创新持续性水平不存在相关性。因此，借鉴潘越等［62］（2011）以及张文菲和金祥义［63］（2018）的研究方法，使用证券分析师关注度指标（ANALYST）作为环境信息披露与企业创新持续性影响关系研究的工具变量。

以每年度对各个上市公司发布投资评级意见以及进行盈余预测的证券分析师数量来确定证券分析师关注度。假定第t年对第j家上市公司发布投资评级意见和进行盈余预测的证券分析师数量为nj,t，则第t年的证券分析师数量均值为：

其中，N为第t年沪深两市所有A 股上市公司数量。当nj,t≥Average(nj,t)时，ANALYST取值为1，否则为0。采用以两阶段最小二乘法（2SLS）建立联立方程组模型的方法来处理。联立方程模型如下：

在上述由式（4）和（5）组成的联立方程中，加入了企业盈利能力（ROA）和资产负债率（LEV）等变量作为企业环境信息披露的影响因素。表6列示了环境信息披露（EID）与企业创新持续性（INNOV）的因果关系检验结果。根据表6 的检验结果，在解决上述研究可能存在的内生性问题之后，反向因果关系可能导致的内生性问题并不影响研究结论。

5.2 环境信息披露替代变量

在假设检验过程中，将企业环境信息披露定义为哑变量并进行实证分析。在前述分组基础上，对披露社会责任信息的企业采用润灵环球（RKS）评级得分衡量其环境信息披露质量（EID），以检验前述研究结果是否稳健。对2011—2020 年润灵环球公布的上市公司环境信息披露质量评级结果进行整理，并剔除数据缺失的样本企业，最终得到有效样本企业4 446 个，其中非国有企业1 555 个，国有企业2 891 个。替代变量的稳健性检验结果如表7所示。

表7 替代变量的稳健性检验结果

由表7 的稳健性检验结果可知，全样本中EID的系数显著为正，这与前文的分析结果大体上是一致的。评级机构对企业社会责任的评级打分越高，表明该企业的环境信息披露质量就越高，越有助于提升企业创新持续性水平，从而进一步验证了H1a。即环境信息披露质量越高，企业创新持续性水平越高。此外，非国有企业样本中环境信息披露（EID）与企业创新持续性（INNOV）之间的正相关关系比国有企业更显著，表明H2仍然成立。

6 结论与讨论

环境信息披露可以降低内部管理者与外部利益相关者之间的信息不对称程度，提高企业信息透明度，从而发挥“信息效应”的治理作用。然而企业在进行环境信息披露的过程中，同时会引发管理者的职业和声誉关注，进而引发“声誉效应”。实证分析结果发现，环境信息披露可以通过缓解两类代理问题以及改善融资约束现状等方式，提升企业创新持续性水平，这意味着环境信息披露的“信息效应”起着主导作用。稳健性检验结果进一步表明，随着环境信息披露质量的不断提高，企业创新持续性水平也得以不断提高。此外，国有企业和非国有企业之间的产权异质性对环境信息披露与企业创新持续性间关系的影响呈现出一定的差异性。特别是在非国有企业中，环境信息披露的正向作用更为突出；而且，其自身所具有的政治劣势以及面临的严重融资约束问题，使其更倾向于选择创新性的风险投资项目，以提升企业的市场竞争力。而国有企业在经营管理和体制方面处于相对成熟的阶段，创新动力略显不足。再者，管理层激励与环境信息披露和创新性水平呈正相关关系，因此对环境信息披露与创新可持续性之间的关系具有正向调节作用。作为一种有效的企业治理工具，管理层激励有利于降低企业代理成本，提升企业环境信息披露质量，从而提高企业创新持续性水平。

研究结论对政府相关部门制定信息披露政策以及对利益相关者都具有一定的参考意义。一方面，政府相关部门要建立健全环境信息披露制度，完善上市公司的信息披露监管体制，进一步扩大上市公司环境信息披露的内容和范围，加大对企业披露社会责任履行信息的激励强度，促使企业提升环境信息披露质量和水平；同时，还要积极引导社会资源合理配置，对积极披露社会责任信息的企业给予一定奖励，促进企业长期持续发展，从而为经济社会发展提供有力保障。另一方面，企业要积极承担更多社会责任并及时披露企业社会责任履行信息，提高外部投资者对企业的信任度，使利益相关者及时了解到企业的经营状况和业绩。通过提高企业信息透明度，企业能够获得更多创新资金支持，进而实现创新持续性水平的不断提升。同时，企业在制定创新战略时，应完善管理层激励机制，设计有效的股权激励方案，并根据企业创新水平适当对管理层给予一定的股权激励，以激励管理层努力工作，提高企业业绩，促进企业良好有序发展。

注释：

①机构投资者包括基金、券商、券商理财产品、QFII、保险公司、社保基金、公司年金、信托公司和财务公司等9类。