企业ESG表现对创新持续性的双重驱动效能

【摘要】创新持续性既是企业取得竞争优势和获取高效益的关键， 也是推动国家经济结构转型的重要动力， 驱动企业持续创新的因素受到学者的广泛关注。本文基于我国A股上市公司2011 ～ 2021年样本数据， 从动态视角探究企业ESG表现对创新持续性的双重驱动效能， 并进一步从资源集聚效应角度探究其中的驱动路径以及探究内部控制对该驱动效能提供的保障。研究发现： 企业ESG表现对创新投入持续性和创新产出持续性具有双重驱动效能， 在非污染企业和国有企业中该双重驱动效能更显著。进一步研究发现： 资金集聚效应和人才集聚效应是其路径， 良好的内部控制为其提供了制度保障。研究结果丰富了创新持续性影响因素的研究， 揭示了企业ESG表现影响创新持续性的“理论黑箱”， 为我国建立统一的ESG标准、夯实实体经济可持续发展基础提供了依据。

【关键词】ESG表现；创新持续性；双重驱动效能；政府补助；人力资本

【中图分类号】F273" " " 【文献标识码】A" " " 【文章编号】1004-0994（2024）24-0028-6

一、 引言

创新是一个国家经济发展的不竭动力之源， 2022年党的二十大报告明确要坚持创新在我国现代化建设全局中的核心地位， 加快实施创新驱动发展战略， 加快实现高水平科技自立自强。然而， 创新不是一劳永逸的， 创新持续性（innovation sustainability）才是企业获取动态竞争优势、 提升区域创新能力和取得高效益的关键， 对于推动国家经济结构转型具有重要价值（樊霞等，2020）， 故企业必须持续挖掘创新点， 重视创新持续性， 保持核心竞争优势（Tavassoli和Karlsson，2015）。现有文献研究表明， 数字化转型（凌士显和张晓玉，2024）、 财务柔性（夏同水和张晴晴，2023）、 高管认知（余芬和樊霞，2022）、 人力资本（Triguero和Crcoles，2013）等是驱动企业创新持续性的内部因素， 经济政策透明度（樊霞等，2020）、 政府补贴力度（余芬等，2021）、 市场需求（Raymond等，2010）、 数字经济发展（杜金柱和扈文秀，2023）等是驱动企业创新持续性的外部因素， 但鲜有文献从内驱外引综合因素的角度展开研究。

为谋求人与自然、 社会协调发展， 综合考虑企业内部激励和外部评价的ESG（Environmental，Social and Governance）逐渐进入研究视野。ESG与现阶段我国提出的“双碳”目标以及可持续发展理念不谋而合， 是实现我国经济高质量发展和可持续发展的重要抓手（王治和彭百川，2022）。其一经引入我国， 就受到决策者、 市场参与者以及学者们的广泛关注。已有研究表明， 良好的ESG表现能够提高企业劳动投资效率（张泽南等，2024）、 有效监管企业研发粉饰行为（耀友福和黄嫣，2023）、 提升企业创新绩效（王治和彭百川，2022；徐霓妮等，2024）等。此外， 部分研究试图探索影响ESG表现的因素： DasGupta（2022）研究发现， 财务绩效差会促使企业改善ESG表现； Martins（2022）得出新兴市场企业在受到竞争打击后会反向调整ESG表现的结论； Drempetic等（2020）认为大规模企业比中小规模企业的ESG表现更好。综上可以看出， 学者们对ESG表现的研究非常丰富， 但是对于企业创新仅从当期创新成果即静态视角加以关注， 缺乏从时间连续性即动态视角研究企业创新持续性的文献。

鉴于上述分析， 本文选取A股上市公司2011 ～ 2021年的数据， 从动态视角探究企业ESG表现对创新持续性的驱动效能， 并进一步探究其驱动路径以及内部控制的制度保障效应。本文的贡献在于： 第一， 与此前多从内外部单一驱动因素展开对创新持续性影响的研究相比， 本文综合考虑能够反映企业内部激励和外部评价的ESG表现对创新持续性的影响， 丰富了创新持续性影响因素的研究。第二， 以往研究大多关注ESG表现对企业价值、 创新绩效等的影响， 本文则从动态视角探讨企业ESG表现对创新持续性的双重驱动效能， 拓展了ESG表现对企业创新影响的研究。第三， 本文从资源集聚效应角度探究了企业ESG表现对创新持续性的驱动路径以及探究了内部控制对该驱动效能提供的制度保障， 揭示了其中的“理论黑箱”。

二、 理论分析与研究假设

创新持续性是创新行为和创新成果跨时期的连续性程度， 是创新的良性循环反馈（Le Bas等，2016）， 对于企业增强竞争优势、 实现可持续发展具有重要意义。保持创新持续性是企业塑造“造血”功能以提升资源自给能力、 减少资源过度依赖的关键（李武威等，2024）。兼具内部激励和外部评价的ESG表现对企业创新的驱动效能已经被验证（方先明和胡丁，2023；刘晓慧和陈艳，2024）， 但是其对创新持续性是否也具有驱动效能呢？

（一） 企业ESG表现与创新投入持续性

良好的ESG表现能够缓解企业信息不对称问题， 对企业创新活动发挥资金集聚效应， 进而驱动创新投入持续性。创新资源中最核心的要素是技术、 人脉关系、 资本和市场， 持续获取、 整合与利用内外部创新资源是企业保持创新持续性的先决条件。根据利益相关者理论， 企业在创新的过程中需要兼顾环境、 社会和治理等方面的责任。企业通过发布ESG报告， 促进自身与利益相关者之间的有效沟通和良性互动（Dhaliwal等，2011）， 降低双方信息不对称程度（王波和杨茂佳，2022）， 增强利益相关者的信任和支持（李增福和冯柳华，2022）。这些皆有助于企业与关键利益相关者建立和维护长期稳定的联系（席龙胜和赵辉，2022）， 进一步缓解融资约束（林炳洪和李秉祥，2024）， 降低企业的交易成本和代理成本（王波和杨茂佳，2022）， 为企业保持创新投入持续性提供资金保障。

良好的ESG表现有利于企业树立形象， 对企业创新活动发挥人才集聚效应， 进而驱动创新投入持续性。根据声誉理论， 企业积极履行环境、 社会责任， 提升ESG表现， 能够维护与提升企业形象和声誉， 降低企业经营风险， 增强外界对企业的信心（梅寒和肖建忠，2024）。通过媒体的正面报道传递信息， 让企业履行社会责任的信息传播得更快（温素彬和周鎏鎏，2017）， 以此得到更多潜在员工的青睐。高质量的ESG信息披露表明企业采用更先进、 安全、 节能环保的生产工艺和流程， 在追求经济效益的同时注重社会效益， 这能够向社会各界传递企业“负责任”的形象（杨皖苏和叶明丹，2023）。社会公众对声誉较好的企业包容度更高（杨皖苏和叶明丹，2023）， 高质量人才也在个人情感上倾向于加入此类企业， 为企业创新投入持续性提供优秀人才保障。

因此， 本文提出如下研究假设：

H1： 企业ESG表现对创新投入持续性具有驱动效能。

（二） 企业ESG表现与创新产出持续性

ESG表现良好的企业因得到各方支持， 会敦促企业管理层锚定可持续发展战略进行决策、 科学规划资金使用以及合理配置科技人才， 进而驱动创新产出持续性。ESG表现良好的企业会更主动地披露高质量信息， 这不仅能够抑制管理层的短视行为（Azmi等，2021）， 而且有助于促使企业将资源投向具有长远发展价值的创新型业务（陈翼等，2023）。根据可持续发展理论， 注重责任担当的企业更容易获得投资者的信任和支持（Hahn和Kühnen，2013）， 促使管理层持续提高企业创新活动决策科学性和资金投入使用效率， 并招募高质量人才， 做出有利于提升企业长期价值的创新行为（潘海英等，2022）， 为企业创新产出持续性提供机制保障。因此， 本文提出如下研究假设：

H2： 企业ESG表现对创新产出持续性具有驱动效能。

三、 研究设计

（一） 样本选择与数据来源

为了确保研究数据的一致性和可得性， 本文选用我国A股上市公司2011 ～ 2021年的数据。考虑到数据的可靠性， 剔除ST和∗ST企业、 金融类企业、 数据缺失的企业， 最终取得13779个样本， 同时对主要连续变量进行1%和99%分位数的缩尾处理。文中所使用的财务数据来自国泰安数据库， 华证ESG评级数据来自WIND数据库。

（二） 变量定义

1. 被解释变量： 创新投入持续性（IIPS）和创新产出持续性（IOPS）。本文依照何郁冰和张思（2017）等学者的做法， 从投入和产出两个方面来衡量创新持续性（IS）。为体现企业创新的积累性和动态性， 以及避免因研发投入和专利保护需求存在行业差异而引起回归分析结果偏差， 本文参考Triguero和Córcoles（2013）的做法， 综合考虑企业t-1期、 t期、 t+1期的研发投入和专利产出， 采用研发投入和专利产出的前后期对比来描述创新持续性水平。具体计算公式如下：

IIPSt=ln［1+[IIPt+IIPt+1IIPt-1+IIPt]×（IIPt+IIPt+1）］" （1）

IOPSt=ln［1+[IOPt+IOPt+1IOPt-1+IOPt]×（IOPt+IOPt+1）］" "（2）

其中， IIP表示企业研发投入， IOP表示企业专利产出。

2. 解释变量： 企业ESG表现。有多家机构诸如彭博、 华证、 商道融绿等都发布了ESG数据， 但多数机构发布的ESG评级数据开始时间较晚或者覆盖范围较小。而华证是更具中国特色的本土化ESG评级体系， 覆盖面广且时效性高。因此， 本文选择华证ESG评级数据来构建解释变量， 将企业ESG表现由低至高共分为“C、 CC、 CCC、 B、 BB、 BBB、 A、 AA、 AAA”九个等级， 依次赋值1 ～ 9分。

3. 控制变量。借鉴以往学者的研究， 同时为了排除影响创新持续性的其他因素， 本文选取企业规模（SIZE）、 企业年龄（AGE）、 资产负债率（DAA）、 企业产权性质（SOE）、 两职兼任（DUAL）、 第一大股东持股比例（Top1）、 独立董事规模（InDrcRat）、 资产收益率（ROA）作为控制变量。同时， 本文控制了时间（Year）和行业（Industry）虚拟变量， 以尽可能地吸收固定效应。

具体变量定义如表1所示。

（三） 模型设计

为了考察企业ESG表现对创新持续性的影响， 本文构建如下基准模型：

ISi，t=α0+α1ESGi，t+α2Controlsi，t+Yeart+

Industryi+μi，t" " " " （3）

其中， IS表示创新持续性， 分别代入创新投入持续性（IIPS）和创新产出持续性（IOPS）， ESG表示企业ESG表现， Controls为前述控制变量， μ为随机误差项。

四、 实证结果与分析

（一） 描述性统计

表2的描述性统计结果显示， 企业ESG表现的均值为4.150， 表明多数企业的ESG评级在B ～ BB（4 ～ 5分）之间， 最大值为8， 最小值为1， 表明不同企业的ESG表现存在较大差异。创新投入持续性的均值为9.866， 最大值为13.720， 最小值为5.972， 创新产出持续性的均值为4.298， 最大值为8.158， 最小值为0.041， 综合来看， 企业创新持续性水平较低且不同企业之间存在很大差距。

（二） 基准回归结果

本文利用逐步回归法进行回归， 表3报告了模型的基准回归结果。列（1）和列（2）仅控制了时间和行业固定效应， 企业ESG表现的系数均在1%的水平上显著为正。列（3）和列（4）进一步加入了控制变量， 企业ESG表现的系数仍然在1%的水平上显著为正。综上， 良好的ESG表现对企业创新投入持续性以及创新产出持续性均具有驱动效能， H1和H2得到验证。

（三） 稳健性检验

1. 替换解释变量。为了消除只有评级而没有评分的ESG指标的弊端， 本文使用彭博ESG评分进行验证（席龙胜和赵辉，2022）。回归结果表明， ESG的系数分别为0.013和0.017， 且都在1%的水平上显著， 与基准回归结果一致， 说明本文的结论稳健。

2. 滞后解释变量。为排除遗漏变量等问题， 本文借鉴黄锐等（2020）的设计方法， 将核心解释变量滞后1 ～ 3期。从结果来看， 滞后1 ～ 3期的企业ESG表现的系数在1%的水平上显著为正， 说明企业ESG表现能在较长时期内发挥对创新投入持续性以及创新产出持续性的双重驱动效能， H1和H2得到进一步佐证。

3. 倾向得分匹配（PSM）。为进一步缓解样本自选择带来的内生性问题， 本文采用倾向得分匹配（PSM）进行检验。根据样本企业ESG表现的中位数进行分组， 将企业规模（SIZE）、 企业年龄（AGE）、 资产负债率（DAA）、 资产收益率（ROA）、 监管层总人数（ToTabacker）、 第一大股东持股比例（Top1）、 独立董事规模（InDrcRat）作为协变量， 通过Logistic模型回归计算出样本的倾向性得分， 以1∶1的近邻匹配进行回归检验。结果表明， 匹配后处理组和控制组在协变量上不存在显著差异， 说明匹配方法是较为合理的。接下来进一步采用匹配后的样本进行回归， 企业ESG表现的估计系数在1%的水平上显著为正， 本文结论依然成立。

4. 工具变量法。本文采用工具变量法来缓解模型关键变量可能存在的互为因果关系所带来的内生性问题。借鉴王琳璘等（2022）的做法， 选择企业注册地同城其他上市企业ESG表现均值（MESG）作为工具变量。杜宾-吴-豪斯曼（DWH）检验发现确实存在内生性问题， 而且弱工具变量检验也说明了工具变量的有效性（Kleibergen-Paap rk Wald F为309.076，S-Y10%临界值为16.38）。其中， MESG的系数在1%的水平上显著为正， 与基准回归结果一致。由此说明， 在考虑内生性问题后， 假设依然得到验证， 结论稳健。

限于篇幅， 上述稳健性检验结果未列出。

（四） 异质性分析

1. 企业所处行业异质性。在生态文明建设的时代背景下， 企业所处行业的污染程度是评判企业ESG表现的重要参考标准。与污染企业相比， 非污染企业更为重视自身的环保表现以及社会责任承担， 这有助于增强企业的创新持续性动机。参考已有研究（王波和杨茂佳，2022）， 将样本企业按照所处行业污染性质的不同分为污染企业和非污染企业， 并分别进行回归检验。表4列（1） ～ （4）的结果表明， 无论是污染企业还是非污染企业， 企业ESG表现的系数都在1%的水平上显著为正， 但是污染企业ESG表现的系数值较小。这可能是因为污染企业在开展环保活动以及承担社会责任时需要投入更高的成本， 容易诱发其对创新持续性的挤出效应（张树山和陈凯旋，2024）。而非污染企业具有更强的保持创新持续性的动机以及利用ESG表现吸引集聚企业创新活动资源的能力， 因此非污染企业ESG表现对创新持续性能够发挥更大的双重驱动效能。

2. 企业产权性质异质性。在我国社会主义市场经济体制背景下， 不同产权性质的企业在治理特征、 组织管理、 社会责任、 资源获取等方面存在明显差异（罗岭和卫振炎，2024）， 使得国有企业、 非国有企业的ESG表现与持续创新水平存在差异。本文按照企业的产权性质将样本划分为国有企业和非国有企业， 并进行分组回归。表4列（5） ～ （8）的结果表明， 不同的产权性质下企业ESG表现的系数均在1%的水平上显著为正， 但国有企业ESG表现的系数值较大。这可能是因为国有企业更注重环保、 承担着更多社会责任、 资源获取渠道较多等。此外， 国有企业的资金主要来源于国家财政， 融资约束问题比非国有企业小（田利辉等，2022）， 有较为充足的财力和物力支撑其积极创新， 能够保持创新持续性， 因此国有企业ESG表现对创新持续性能够发挥更大的双重驱动效能。

五、 进一步研究

（一） 企业ESG表现的资源集聚效应

前文的理论分析表明， 企业ESG表现主要通过发挥资金和人才两个核心创新资源集聚效应驱动创新持续性。其中， 由于创新具有研发周期长、 风险高、 外部性强等特点， 为了鼓励企业创新， 我国政府多年来对此实施广泛的财政补助政策。《2020中国ESG发展白皮书》强调要通过促进ESG实践发展推动我国经济实现可持续发展， 表明了我国政府对ESG的重视， 也说明ESG将对企业获取政府补助产生重要影响， 故本文基于企业获得政府补助的情况观测ESG表现的资金集聚效应。

追求长期发展理念的ESG也可能成为企业获得关键资源、 集中力量办好主业的重要管理工具（刘姝雯等，2019）。从资源获取视角来看， 良好的ESG表现能够帮助企业树立形象， 获取企业创新关键性资源， 即获取外部资金和吸引高质量人才， 驱动企业创新持续性。在环境（E）方面， ESG表现好的企业更注重环境保护， 倾向于利用可再生能源， 这种举措不仅有利于保护环境， 而且符合公众共同的利益， 使企业更容易从政府获得补助。在社会责任（S）方面， ESG表现好的企业不仅积极履行社会责任， 重视员工权益， 还会通过公益捐款等方式回报社会， 这会增强员工的组织支持感和外部荣誉感， 进而调动员工工作积极性（颜爱民和李歌，2016）以及吸引更多的高质量人才（张麟等，2017）， 进而驱动企业创新持续性。在公司治理（G）方面， ESG表现好的企业会通过一系列约束与激励制度安排来完善公司治理机制， 保障公司持续经营以及员工的合法权益， 进而吸引人才， 防范企业创新风险， 提高企业创新资金利用效率。综上， ESG表现好的企业能够发挥资金和人才双重资源集聚效应， 驱动创新持续性。

根据上述分析， 本文选择资金和人才集聚效应来检验企业ESG表现驱动创新持续性的路径。借鉴蒋樟生（2021）的研究， 使用当年政府补助加1取自然对数来衡量政府补助（SUB）， 借鉴刘啟仁和赵灿（2020）的研究， 使用当年研发人员人数加1取自然对数来衡量人力资本（HC）， 以此分别代表资金集聚效应和人才集聚效应。借鉴温忠麟和叶宝娟（2014）的做法， 构建模型（4）和模型（5）， 并基于Bootstrap方法进行检验（抽取自助样本1000次）。

MEDi，t=α0+α1ESGi，t+α2Controlsi，t+Yeart+

Industryi+μi，t" " " " " （4）

ISi，t=α0+α1ESGi，t+α2MEDi，t+α3Controlsi，t+

Yeart+Industryi+μi，t" " （5）

其中， MED表示中介变量， 分别代入政府补助（SUB）和人力资本（HC）。

表5中列（1） ～ （3）列示了资金集聚效应的路径检验结果。企业ESG表现的系数在1%的水平上显著为正， 说明企业ESG表现具有资金集聚效应。政府补助的系数在1%的水平上显著为正， 表明资金集聚效应是企业ESG表现驱动创新持续性的路径。列（4） ～ （6）列示了人才集聚效应的路径检验结果。企业ESG表现的系数在1%的水平上显著为正， 说明ESG表现具有人才集聚效应。人力资本的系数在1%的水平上显著为正， 表明人才集聚效应是企业ESG表现驱动创新持续性的路径。

Bootstrap方法的检验结果表明， 检验系数乘积在95%的置信区间不包括0， 说明资金集聚效应和人才集聚效应是企业ESG表现驱动创新持续性的路径。限于篇幅， Bootstrap检验结果未列出。

（二） 内部控制的制度保障效应

企业内部治理机制是一种使控制权在股东、 董事会、 监事会以及公司员工之间相互制约的闭环安排， 其关键是公司内部各项权力相互制约， 实现企业内部高效科学的运转（杨有红和胡燕，2004）。而良好的内部控制是完善公司治理的重要保证。已有研究表明， 健全的内部控制不仅能够改善企业现金流、 实现理想的投资效率， 还能促进企业内外部、 上下层之间的信息传递， 在充分发挥人才作用的同时增强决策支撑力、 提升企业竞争力， 故内部控制是资源有效利用的保障。同时， 其也是企业ESG表现所吸引和集聚的创新资源得到有效利用并进一步驱动创新持续性的保障。当内部控制制度健全且有效时， 企业更容易获得投资者的信任以及其他创新所需资源。可见， 良好的内部控制会强化企业ESG表现对创新持续性的促进作用。

为了考察内部控制对企业ESG表现驱动创新持续性的影响， 即验证良好的内部控制是企业ESG表现驱动创新持续性的保障， 本文借鉴陈智等（2023）的做法， 选取深圳迪博公司公布的内部控制指数作为内部控制的度量指标， 取该指数的自然对数用以衡量内部控制有效性（IC）， 该值越大， 表示内部控制越有效。同时， 在基准模型的基础上加入企业ESG表现与内部控制有效性的交互项（ESG×IC）， 构建调节效应模型。

ISi，t=α0+α1ESGi，t+α2ICi，t+α3ESGi，t×ICi，t +

α4Controlsi，t+Yeart+Industryi+μi，t" " " " " " " " " " （6）

表6为内部控制对企业ESG表现驱动创新持续性影响的检验结果。列（1）的结果显示， 交互项与创新投入持续性的系数为0.109且在5%的水平上显著， 列（2）的结果显示， 交互项与创新产出持续性的系数为0.120且在5%的水平上显著， 说明良好的内部控制能为企业ESG表现驱动创新持续性提供制度保障。

六、 结论与建议

本文以我国A股上市公司2011 ～ 2021年的数据为样本， 研究了企业ESG表现对创新持续性的影响， 结果表明： 企业ESG表现对创新投入持续性和创新产出持续性具有双重驱动效能， 且在非污染企业和国有企业中该双重驱动效能更显著； 资金集聚效应和人才集聚效应是企业ESG表现驱动创新持续性的路径； 良好的内部控制为企业ESG表现驱动创新持续性提供了制度保障。

据此， 本文提出如下建议： 第一， 制定统一的ESG评价标准。政府可制定明确且具有可执行性的政策， 规范统一ESG评价标准， 加强对企业ESG报告的审核及抽查， 避免由于不同机构评价标准不一致而产生ESG评级分歧， 提升投资者成本， 削弱公众对企业ESG表现的信任度。第二， 加强宣传教育并制定更为合理的政府优惠政策。在制定好统一的ESG评价标准后， 相关政府部门可进一步做好ESG的宣传教育工作， 鼓励公众参与， 使企业受到公众监督， 进而推动更多的企业重视ESG并加强ESG建设工作。第三， 开展ESG信息披露工作。企业需根据国家政策重塑对ESG的认知。ESG本质上是公司非财务指标和非财务能力的集中体现， 在目前外部环境充满各种挑战和不确定性的情况下， 企业更需要培养具有韧性的治理能力。考虑到国有企业和非国有企业提升ESG表现对创新持续性都能起到促进作用， 双方都应该注重ESG建设， 从而获得来自利益相关者的关键资源。

【 主 要 参 考 文 献 】

陈智，陈学广，邓路．内部控制质量影响公司债券契约条款吗［ J］．会计研究，2023（6）：150 ～ 166．

杜金柱，扈文秀．数字经济发展对企业创新持续性的影响［ J］．统计与决策，2023（3）：21 ～ 26．

樊霞，陈娅，张巧玲．经济政策不确定性、政府隐性担保与企业创新持续性［ J］．管理学报，2020（9）：1347 ～ 1354．

何郁冰，张思．技术创新持续性对企业绩效的影响研究［ J］．科研管理，2017（9）：1 ～ 11．

黄锐，赖晓冰，唐松．金融科技如何影响企业融资约束？——动态效应、异质性特征与宏微观机制检验［ J］．国际金融研究，2020（6）：25 ～ 33．

李武威，李恩来，曹勇．数字普惠金融、创新持续性与创业企业绩效的关系研究——高管团队断裂带的调节效应［ J］．科学学与科学技术管理，2024（5）：141 ～ 162．

李增福，冯柳华．企业ESG表现与商业信用获取［ J］．财经研究，2022（12）：151 ～ 165．

林炳洪，李秉祥．ESG责任履行对企业研发投入的影响——基于资源获取与资源配置视角［ J］．软科学，2024（1）：61 ～ 66．

刘姝雯，刘建秋，阳旸等．企业社会责任与企业金融化：金融工具还是管理工具？［ J］．会计研究，2019（9）：57 ～ 64．

刘晓慧，陈艳．ESG表现与企业创新——基于绿色金融改革的调节作用［ J］．统计与决策，2024（7）：183 ～ 188．

罗岭，卫振炎．数字经济发展、双元审计质量与企业创新持续性［ J］．南京审计大学学报，2024（1）：21 ～ 31．

潘海英，朱忆丹，新夫．ESG表现与企业金融化——内外监管双“管”齐下的调节效应［ J］．南京审计大学学报，2022（2）：60 ～ 69．

田利辉，王可第，马静等．产融结合对企业创新的影响：资源协同还是资源诅咒？［ J］．经济学（季刊），2022（6）：1891 ～ 1912．

王波，杨茂佳．ESG表现对企业价值的影响机制研究——来自我国A股上市公司的经验证据［ J］．软科学，2022（6）：78 ～ 84．

王琳璘，廉永辉，董捷．ESG表现对企业价值的影响机制研究［ J］．证券市场导报，2022（5）：23 ～ 34．

王治，彭百川．企业ESG表现对创新绩效的影响［ J］．统计与决策，2022（24）：164 ～ 168．

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（5）：731 ～ 745．

席龙胜，赵辉．企业ESG表现影响盈余持续性的作用机理和数据检验［ J］．管理评论，2022（9）：313 ～ 326．

徐霓妮，王朋吾，刘雨霏．ESG表现对企业创新绩效影响的实证检验［ J］．统计与决策，2024（19）：184 ～ 188．

颜爱民，李歌．企业社会责任对员工行为的跨层分析——外部荣誉感和组织支持感的中介作用［ J］．管理评论，2016（1）：121 ～ 129．

耀友福，黄嫣．企业ESG表现与研发粉饰行为［ J］．财会月刊，2023（3）：49 ～ 56．

余芬，樊霞．高管认知、行业管制与企业创新持续性［ J］．科研管理，2022（12）：173 ～ 181．

余芬，樊霞，张巧玲．政府补贴促进还是抑制企业创新持续性——基于异质性创新动机视角［ J］．中国科技论坛，2021（5）：67 ～ 78+89．

张麟，王夏阳，陈宏辉等．企业承担社会责任对求职者会产生吸引力吗—— 一项基于实验的实证研究［ J］．南开管理评论，2017（5）：116 ～ 130．

张泽南，夏玉洁，张雪梅．赋能还是负能：ESG表现与企业劳动投资效率［ J］．外国经济与管理，2024（7）：69 ～ 85．

Drempetic S.， Klein C.， Zwergel B.. The influence of firm size on the ESG score： Corporate sustainability ratings under review［ J］．Journal of Business Ethics，2020（2）：333 ～ 360．

Raymond W.， Mohnen P.， Palm F.， et al.. Persistence of innovation in dutch manufacturing： Is it spurious？［ J］．The Review of Economics and Statistics，2010（3）：495 ～ 504.

Tavassoli S.， Karlsson C.. Persistence of various types of innovation analyzed and explained［ J］．Research Policy，2015（10）：1887 ～ 1901．

（责任编辑·校对： 陈晶" 喻晨）

DOI：10．19641/j．cnki．42-1290/f．2024．24．005

【基金项目】国家社会科学基金项目（项目编号：22XGL008）；广西哲学社会科学规划研究课题（项目编号：20FGL027）；广西研究生教育创新

计划项目（项目编号：YCSW2023314）