引言

在“双碳”（碳达峰和碳中和）目标的宏大背景下，经济绿色转型成为了引领社会发展的重要方向，全面推动“双碳”目标的实现已成为当前社会面临的重要议题。为了实现这一目标，必须从多个角度入手，其中，环境（Environmental）、社会责任（Social）和公司治理（Governance）信息披露作为推动“双碳”战略实施、助力企业绿色发展的关键切入点，显得尤为重要。

ESG信息披露可以提升企业的环境意识和责任感，要求企业公开其在环境、社会和治理方面的表现，包括碳排放情况。在现有学术研究中，环境规制对碳排放的影响效果被广泛探讨，普遍观点认为环境规制通过其强制性质能够显著影响企业的碳排放行为。然而，随着对ESG（环境、社会和治理）信息披露认识的深入，越来越多的学者开始关注ESG信息在推动企业绿色发展中的作用。

一个较高的ESG信息披露水平可以激励企业投入更多资源于绿色创新活动，进而实现企业的可持续发展目标。尽管关于ESG与绿色发展的关系已有一定的研究基础，但具体到ESG与企业碳减排之间的直接联系，目前的研究仍然相对较少。这提供了一个重要的研究方向，即深入探讨ESG信息披露如何具体影响企业的碳减排行为，以及如何通过ESG信息披露来更有效地推动企业的绿色转型和低碳发展。

一、理论分析与研究假设

（一）ESG信息披露与碳减排

ESG信息披露作为一种融合了生态治理与经济等多方面的综合评价指标，其重要性在于能够凝聚市场共识，为推进“双碳”目标的实现提供有力支持。ESG信息的透明披露不仅吸引了投资者和媒体的广泛关注，形成对上市公司的外部监督，推动企业实施环保生产策略。

此外，ESG信息为投资者提供了相关、及时、可靠的可持续发展信息，打破了信息壁垒，向外界传递了企业致力于绿色可持续发展的积极信号。这不仅有助于企业树立良好的声誉和形象，还能降低企业的融资成本，激励企业进一步加大在环保生产方面的投入，从而有效减少碳排放，促进企业的可持续发展。

ESG信息披露还充分展示了企业在可持续发展战略和绿色转型方面的显著成效，有助于企业与合作伙伴建立长期稳定的合作关系，构建市场竞争优势。同时，它还能促进企业对人才资源和技术要素的调配与集聚，有助于企业重构资源体系，提升盈利能力和财务绩效。良好的盈利能力为企业提供了更多的财务资源，使得企业能够加大在绿色经营管理方面的投资，进一步加快降低碳排放的步伐，为实现“双碳”目标作出更大贡献。因此本文提出假设1。

H1：ESG信息披露在推动企业减少碳排放方面发挥了积极作用。

（二）内部控制作用机制分析

内部控制在上市公司的运营中扮演着举足轻重的角色，被视为确保公司可持续发展和长期价值增长的关键手段。随着全球对ESG问题的日益关注，ESG信息披露已成为企业透明度的重要体现。这种信息披露不仅提升了公众对公司ESG实践的认知，也促使管理者们重新审视并加强公司的内部控制机制。李志斌等从内部控制的经济溢出效应角度出发，深入探讨了内部控制与企业社会责任履行之间的关系。他们认为，内部控制作为公司治理的基石和自律机制，直接影响着企业社会责任的履行。具体来说，健全的内部控制系统有助于确保公司遵循相关法规，保护利益相关者的权益，从而推动企业积极承担社会责任，包括加大环保投资。进一步地，李虹等也强调了内部控制制度在促进企业可持续发展方面的作用。他们指出，一个良好的内部控制制度不仅能够有效地监督管理者的行为，确保其按照公司的既定战略和目标行事，还能增强公司全体员工对可持续发展的自觉性和认同感。这种自上而下的推动力量将促使企业更加注重绿色生产，降低能源消耗和污染排放，从而实现经济、社会和环境的和谐共生。因此，内部控制在上市公司可持续发展和长期价值增长中发挥着至关重要的作用。通过加强ESG信息披露和提高内部控制质量，企业可以更好地履行社会责任，实现与利益相关者的共赢，为公司的长期发展奠定坚实基础。因此本文提出假设2。

H2：ESG信息披露通过改善内部控制，抑制企业碳排放。

（三）绿色创新作用机制分析

ESG信息披露在现代企业管理中发挥着举足轻重的作用。它不仅是企业对外界传递自身环保、社会责任和公司治理情况的重要途径，更能吸引来自投资者、监管机构以及公众等外部力量的监督。这种外部监督的加强，有助于企业提升公司治理水平，确保决策过程更加透明、公正和高效。

新《环保法》引入可以被监督的信息披露机制，提高企业环境信息透明度，进而“倒逼”企业进行绿色创新，在面临市场竞争和业绩压力时，企业管理者有时会因追求短期利益而忽视长期发展。然而，ESG信息披露作为一种外部约束机制，可以有效缓解管理者的短视行为。它促使管理者在决策时更加全面地考虑企业的社会责任和长期利益，从而减少对绿色创新质量的负面影响。

绿色创新是推动企业可持续发展的核心动力。在ESG信息披露的引导下，企业将更加注重战略维度的长远发展，积极推动绿色创新活动。这种创新不仅包括生产工艺和技术的改进，还包括产品设计、市场营销和企业管理等方面的创新。通过绿色创新，企业可以使生产经营过程更加绿色化，产品更加高质量化，形成环境友好型的低碳发展模式。

随着绿色创新活动的深入开展，企业的碳减排绩效将得到显著提升。一方面，绿色创新将降低企业在生产过程中对能源和资源的消耗，减少废弃物和污染物的排放；另一方面，通过提高产品质量，企业可以更好地满足市场和消费者的需求，增强市场竞争力。这些都将有助于企业实现碳减排目标，为环境保护和可持续发展作出贡献。

但是由于众多学者将创新分为实质性创新和非实质性创新，因此，ESG信息披露具体是通过路径，抑制企业的碳排放，本文提出假设3。

H3a：ESG信息披露通过推动企业绿色创新，抑制企业碳排放。

H3b：ESG信息披露通过推动企业绿色发明创新，抑制企业碳排放。

二、研究设计

（一）样本选择与数据来源

本文选取2011-2021年沪深A股上市企业为研究样本，并对数据进行如下处理：选取非ST上市企业；剔除上市企业中属于金融行业的企业；对所有连续型数据变量进行1%和99%的缩尾处理，共得到12496个观测值。本文使用的ESG信息披露数据来源于Wind数据库，其他财务变量数据均来自CSMAR国泰安数据库。

（二）模型设计

本文探究ESG信息披露对企业碳排放的影响。结合其他学者以及本项目的实际情况，拟构建如下计量模型：

其中，Carbon作为企业碳排放能力，并将碳排放能力细分为二氧化碳排放量（CO₂）和碳排放强度（carbon），ESG表示企业信息披露强度，Control表示上述控制变量，下标代表个体企业，下标代表年度，，，表示代估计参数，为随机误差项，在回归检验中，默认采用了聚类稳健标准误。为吸收相关的固定效应，本文遵循了最典型的“双向固定效应模型”（控制“时间-行业”）进行检验

（三）变量定义

1. 被解释变量

企业碳排放能力：本文选取二氧化碳的排放强度作为代理变量来衡量企业的碳排放能力。参考沈洪涛和黄楠用企业二氧化碳排放量除以主营收入来衡量碳强度。其中对企业二氧化碳排放量根据行业能源消耗近似估算，具体计算方法见式（Ⅱ）行业主营成本与行业能源消耗总量数据分别来源于《中国工业经济统计年鉴》和 《中国能源统计年鉴》，参照厦门节能中心二氧化碳计算标准，1吨标准煤的二氧化碳折算系数为2.493。二是用企业二氧化碳强度，具体计算方法见式子（Ⅲ）。由于不同行业，地区之间企业二氧化碳强度差距过大，因此进行归一化处理。

2. 解释变量

ESG信息披露：王波和杨茂佳的做法（或其他类似的评级系统赋值方法），在华证ESG评级结果中，将评级从高到低进行顺序排列，评级从AAA（最高）到C（最低）排列。每个评级映射到一个1到9之间的整数，其中C为1，AAA为9。这样，每个华证ESG评级结果都有一个对应的数值，便于进行量化分析和比较。

3. 控制变量

本文借鉴前人的研究，选取股权性质（Property），企业年龄（Age），资产负债率（Lev），托宾Q值（Tobinq），有形资产比率（Tang），独立董事比例（Indep），审计师是否来自四大会计师事务所（Big4），股权集中度（equity），两职合一（dual），审计意见（opinion）。变量定义如表1所示。

变量名称	变量符号	衡量方法
股权性质	Property	国有企业取1，否则为０
企业年龄	Age	成立年限取对数
资产负债率	Lev	总负债/总资产
托宾Q值	Tobinq	市值/总资产
有形资产比率	Tang	有形资产/总资产
独立董事比例	Indep	独立董事人数/董事会总人数
审计师是否来自四大会计师事务所	Big4	审计机构是四大会计事务所取值 1，否取值0
股权集中度	equity	公司第一大股东持股比例
两职合一	dual	董事长与总经理是否为同一人
审计意见	opinion	审计事务所对年报内容出具的意见类型是否为标准无保留意见

三、实证分析

（一）描述性分析

表2为本文主要变量的描述性统计。根据描述性结果显示，企业的碳排放强度的均值为0.21，标准差为0.258，反映出不同上市企业的碳排放强度之间存在异质性，为本文后续研究提供了基础保证与切入点。

VarName	Obs	Mean	SD	Min	Median	Max
carbon	12496	0.21	0.258	0	.0699458	1
ESG	12496	4.06	1.135	1	4	8
age	12496	2.83	0.362	1.609438	2.890372	3.526361
lev	12496	0.43	0.203	.053594	.421857	.949834
tuobinq	12265	2.00	1.232	.851594	1.588045	7.894346
Tang	12496	0.93	0.073	.610402	.952788	.999259
Indep	12496	37.31	5.302	33.33	33.33	57.14
Big4	12496	1.94	0.230	1	2	2
equity	12496	33.76	14.712	2.4307	31.49285	89.9858
dual	12313	0.25	0.430	0	0	1
opinion	12496	0.03	0.181	0	0	1
Property	12496	0.42	0.494	0	0	1

（二）基准回归结果分析

在控制了行业与年度固定效应之后，表3的列（1）的回归结果显示，ESG的系数为-0.006，并且这一系数在1%的统计水平上显著。这一结果表明，ESG信息披露与企业二氧化碳排放之间存在显著的负相关关系，即ESG信息披露质量的提升可以有效降低企业的二氧化碳排放量。加入一系列控制变量的回归模型后，表3的列（2）ESG的系数为-0.005，并且这一系数在1%的统计水平上显著。这一显著且为负的系数意味着ESG信息披露水平抑制企业的碳排放。具体来说，随着企业ESG信息披露水平的提高，企业二氧化碳的排放量在减少。

根据实证结果：本文认为，ESG信息披露在推动企业可持续发展、应对气候变化方面的重要作用，也进一步验证了的假设1：即ESG信息披露水平的提升将抑制企业的碳排放。首先，信息披露使得企业的碳排放信息更加透明，公众和监管机构能够更直接地了解到企业的碳排放情况。在现有温室气体排放及能源消耗等监管环境下，企业若提前披露碳排放信息，实际上将自己置于更高的监管水平之下。这种监管压力的增加会促使企业寻求减排措施，以维护其声誉和避免可能的处罚。其次，如果企业的减排速度降低或没有新的减排措施和成果，这可能导致其碳管理能力受到质疑，进而损害企业的声誉。为了维护良好的企业形象和声誉，企业会更有动力去减少碳排放，并通过信息披露来展示其环保努力和成果。最后，碳信息披露的管理风险主要是指其对企业碳排放情况的管理水平提出了挑战。通过信息披露，企业可以更加清晰地了解自身的碳排放状况，并制定相应的管理策略来降低碳排放。这种管理策略的实施不仅可以减少企业的碳排放，还可以降低其面临的环境风险和管理风险。

	(1)	(2)	(3)	（4）
VARIABLES	carbon	carbon	carbon	carbon
ESG	-0.006***	-0.005***
	(-4.80)	(-3.95)
index1			-0.003***
			(-2.90)
index2				-0.004***
				(-2.90)
age		0.006	0.007*	0.007*
		(1.64)	(1.66)	(1.66)
lev		0.040***	0.038***	0.038***
		(5.42)	(4.96)	(4.96)
tuobinq		-0.004***	-0.004***	-0.004***
		(-4.00)	(-4.00)	(-4.00)
Tang		0.051***	0.053***	0.053***
		(2.88)	(3.01)	(3.01)
Indep		-0.000	-0.000	-0.000
		(-0.46)	(-0.18)	(-0.18)
Big4		0.010	0.012*	0.012*
		(1.42)	(1.66)	(1.66)
equity		0.000	0.000	0.000
		(1.64)	(1.49)	(1.49)
dual		-0.003	-0.002	-0.002
		(-1.32)	(-0.98)	(-0.98)
opinion		0.030***	0.028***	0.028***
		(3.61)	(3.56)	(3.56)
Property		0.016***	0.017***	0.017***
		(5.53)	(5.63)	(5.63)
Constant	0.239***	0.128***	0.113***	0.113***
	(45.72)	(4.79)	(4.19)	(4.19)
Observations	12,496	12,087	10,973	10,973
R-squared	0.909	0.913	0.921	0.921
year FE	YES	YES	YES	YES
indcd FE	YES	YES	YES	YES

（三）稳健性检验

由于ESG对企业的碳排放影响效应具有滞后性，当期的ESG不会立刻影响企业的碳排放，因此为了保证ESG对企业碳排放的促进效应这一结论稳健，本文采用对解释变量滞后期对基准模型进行稳健性检验。此处分别以滞后一期、二期的ESG作为解释变量检验对企业碳减排的作用效果。结果如表 2 列（3）、（4）所示，L.ESG和L2.ESG系数分别为-0.003、-0.004，且都在1%的水平上显著，说明本文结论稳健性。

（四）内生性检验

虽然上述的计量分析经过稳健性检验后依然证明信息披露ESG有利于抑制企业的碳排放研究结论。但是也存在另一种可能，即企业的碳排放强度减少，有助于自身环境绩效的提升，不仅提高投资者对企业可持续的信心，同时提高了企业本身的社会声誉和形象。也就是说明信息披露ESG和企业碳排放之间存在互为因果。为了解决这一问题，本文参考使用同年份同行业企业的ESG均值，以及同年份同省份企业的ESG均值作为工具变量，进行两阶段最小二乘法回归。首先，由于同一地区的外部环境特征相同，公司的ESG表现会受到同一地区其他企业的影响，地区均值与公司ESG表现之间存在相关性。其次，同行业的ESG均值具有宏观特征，不会影响到微观的企业的碳排放强度，因此符合外生性的特征。

基于此，本文基于工具变量法进行内生性检验，检验结果如表4所示， Kleibergen-Paap rk LM检验统计量为111.63和63.16，在1%的水平上显著，显著拒绝了模型识别不足的原假设，表明工具变量与内生解释变量相关；Kleibergen-Paap rk Wald F统计量为157.25，远大于Stock-Yogo弱工具变量检验在10%显著性水平上的临界值16.38和75.18，表明模型不存在弱工具变量问题，可见本文所选却得工具变量是合理的。第（1）（3）列是第一阶段回归结果，ESG信息披露与工具变量在1%的水平下显著为正，第（2）（4）列为第二阶段的回归结果，在缓解可能存在的内生性问题后，ESG信息披露的系数仍在5%的水平下显著为正，表明ESG信息披露对企业碳排放强度的减少具有稳健的促进效应，再次证明假说一的稳健可靠。

（五）中介效应

本文为了理清ESG怎么对企业碳排放产生影响，参考其他学者借鉴温忠麟等的研究构建递归中介模型。

其中，M表示中介变量，分别代表内部控制（Inside）和绿色创新（Green），其余变量同（Ⅰ）一致。

其中，内部控制（Inside）用迪博内部控制指数/1000来衡量。绿色创新（Green），现有文献多从产出和投入两视角进行研究，本文把绿色创新度量规定为当年企业绿色专利申请数量和当年企业绿色发明专利申请数量，并在此基础上加1后取自然对数进行处理。

根据表4的列（1）数据，可以清晰地看到ESG系数在1%的显著性水平上对企业内部控制产生了正向影响。这一结果表明，ESG信息披露不仅仅是一种对外传递企业治理和社会责任信息的手段，它还能有效地促进企业内部控制水平的提升。通过透明、全面的ESG信息披露，企业能够更加深入地审视自身的运营管理、环境保护和社会责任履行情况，从而推动内部控制体系的完善和优化。

进一步观察列（2）的数据，发现ESG信息披露、内部控制与碳减排在10%的显著性水平上均存在相关关系。具体来说，ESG信息披露和内部控制的系数分别为-0.003和-0.007，均显示为负值。这意味着随着ESG信息披露的加强和内部控制水平的提升，企业的碳排放量呈现下降趋势。这一发现揭示了ESG信息披露与内部控制之间的紧密联系，以及它们共同对企业碳减排产生的积极影响。

结合以上分析，可以得出结论：内部控制在ESG信息披露与企业降低碳排放之间起到了显著的中介效应。也就是说，ESG信息披露不仅直接促进了企业碳减排，还通过提高企业内部控制水平这一间接途径，进一步强化了这种减排效果。这一发现验证了假设2，即ESG信息披露能够通过改善内部控制机制来推动企业实现碳减排目标，为企业的可持续发展注入强大动力。

	(1)	(2)
VARIABLES	Inside	carbon
Inside		-0.003*
		(-1.88)
ESG	0.075***	-0.007***
	(7.57)	(-3.68)
age	-0.033	0.006
	(-0.72)	(1.62)
lev	0.542***	0.043***
	(7.66)	(5.61)
tuobinq	-0.032***	-0.004***
	(-4.35)	(-4.14)
Tang	0.110	0.052***
	(0.89)	(2.91)
Indep	0.001	-0.000
	(0.25)	(-0.45)
Big4	-0.398***	0.009
	(-3.65)	(1.16)
equity	0.000	0.000*
	(0.31)	(1.66)
dual	0.028	-0.003
	(1.06)	(-1.27)
opinion	-0.098***	0.029***
	(-2.79)	(3.55)
Property	0.036	0.017***
	(1.13)	(5.59)
Constant	0.869**	0.130***
	(2.32)	(4.84)
Observations	12,087	12,087
R-squared	0.267	0.913
year FE	YES	YES
indcd FE	YES	YES

ESG信息披露在推动企业可持续发展方面扮演着至关重要的角色，特别是当关注其对企业绿色创新水平和碳减排的影响时。根据表5列（1）（2）的回归结果，可以看出，ESG信息披露并不会通过绿色非实质性创新抑制企业的碳排放。根据表5列（3）（4）可以清晰地看到ESG信息披露、绿色实质性创新与碳减排之间存在显著的相关性，并且这种相关性在1%的统计水平上得到了确认。具体来说，ESG信息披露的系数为-0.004，这一负值表明随着ESG信息披露水平的提升，企业的碳排放量有所降低。同时，绿色发明专利的系数为-0.003，同样为负值，并且也在显著。这意味着绿色实质性创新是减少企业碳排放的关键因素之一。企业通过引入创新技术和管理方法，能够在保证经济效益的同时，降低对环境的影响，实现可持续发展。更重要的是，根据这一回归结果，可以推断出绿色创新在ESG信息披露与企业降低碳排放之间起到了中介效应。也就是说，ESG信息披露不仅直接促进了企业的碳减排，还通过推动绿色实质性创新这一间接途径，进一步强化了这种减排效果。这种中介效应的存在，验证了假设3b，即ESG信息披露通过促进绿色实质性创新，有助于企业降低碳排放。这一发现对于理解ESG信息披露的价值以及绿色创新在碳减排中的作用具有重要意义。它表明，企业应该更加重视ESG信息披露和绿色创新的投入，以实现环境保护和经济效益的双赢。同时，政策制定者和监管机构也应该加强对ESG信息披露和绿色创新的支持和引导，推动企业向更加绿色、可持续的方向发展。

五、结论与建议

本文利用了2011年至2021年间沪深A股上市公司的详尽数据，深入探究了企业ESG信息披露对上市公司碳减排的实际影响效果。在这一研究中，不仅关注了ESG信息披露的直接效应，还特别分析了内部控制和绿色创新在ESG信息披露与企业碳减排关系中的中介作用。

首先，ESG信息披露对企业碳减排的直接影响。通过数据模型，发现在这段时间内，ESG信息披露的加强显著促进了上市公司在碳减排方面的努力。这一发现揭示了ESG信息披露在提高企业环境绩效方面的积极作用，也表明了投资者和社会公众对企业环境责任的日益关注。

其次，进一步探讨了内部控制在ESG信息披露与企业碳减排之间的中介效应。内部控制作为企业治理的重要组成部分，其完善程度直接影响到企业运营的效率和质量。研究发现，ESG信息披露的加强有助于提升企业的内部控制水平，进而促进碳减排。这一发现揭示了内部控制在ESG信息披露与企业碳减排关系中的桥梁作用，也为企业提供了通过加强内部控制来提升环境绩效的新思路。同时，分析了绿色创新在ESG信息披露与企业碳减排之间的中介效应。绿色创新是企业实现可持续发展和环境绩效提升的重要途径。研究表明，ESG信息披露的加强有助于激发企业的绿色创新意识，推动企业进行绿色技术研发和应用，进而实现碳减排目标。这一发现不仅揭示了绿色创新在ESG信息披露与企业碳减排关系中的重要作用，也为企业提供了通过绿色创新来应对环境挑战的新策略。

最后，在异质性研究中可以发现，在环境规制高的地区以及西部地区，信息披露能更好地抑制企业的碳排放，主要因为严格的环境规制促使企业更加注重环保合规和信息透明度。通过充分披露碳排放等环境信息，企业不仅响应了政府的环保政策要求，也向公众展示了其环保努力和成效，从而增强了企业的社会责任感。这种透明度带来的社会压力和监督效应，激励企业采取更积极的碳减排措施，以塑造绿色、可持续的企业形象，进而在市场竞争中获得优势。因此，在环境规制严格的地区，以及西部地区，信息披露成为了一种有效的机制，推动企业减少碳排放，实现环保目标。

基于当前ESG信息披露对企业绿色发展、碳减排及长期价值的影响，本文提出以下建议以助力企业更好地融入“双碳”目标，推动绿色转型：

第一，提升ESG信息披露水平至关重要。企业应加强对环境、社会责任和公司治理信息的披露，全面展示自身在绿色发展方面的综合能力。这包括但不限于企业环境管理体系、污染物排放数据、资源利用效率、社会责任实践、员工权益保障以及公司治理结构等方面的信息。通过提高ESG信息披露的透明度，企业能够满足利益相关者对企业环境、社会责任与公司治理信息的需求，建立与投资者、消费者、监管机构等各方之间的信任关系。

第二，完善内部控制制度是抑制管理者短视行为、重塑企业环境保护价值观念的关键。企业应建立健全内部控制体系，加强对管理层行为的监督与约束，确保企业在追求经济利益的同时，不忘社会责任和环境保护。同时，企业还应通过内部培训、宣传等手段，提高员工对环境保护的认识和重视程度，增强可持续发展的自觉性。在此基础上，企业应注重长远发展目标，制定符合自身实际情况的可持续发展战略，推动企业与社会的和谐发展。

第三，企业应更好地发挥绿色创新的作用，主动践行ESG活动。绿色创新是推动企业绿色转型、实现可持续发展的核心动力。企业应加大对绿色技术创新的投入力度，积极研发和应用清洁能源、环保技术等，推动生产方式的清洁低碳化。同时，企业还应增加绿色研发投入资金，加强绿色产品的研发和推广，提高产品的环保性能和附加值。通过绿色创新，企业可以实现生产经营过程的绿色化、产品的高质量化，形成环境友好型的低碳发展模式，从而实现碳减排绩效的提升。

总之，提升ESG信息披露水平、完善内部控制制度以及发挥绿色创新作用是企业实现绿色转型、推动可持续发展的关键举措。企业应积极响应“双碳”目标的要求，加强自身的ESG管理与实践，为实现绿色、低碳、可持续的发展贡献力量。

参考文献：

1. [1]胡洁,于宪荣,韩一鸣.ESG评级能否促进企业绿色转型？——基于多时点双重差分法的验证[J].数量经济技术经济研究,2023,40(07):90-111.
2. [2]朱乃平,朱丽,孔玉生,等.技术创新投入、社会责任承担对财务绩效的协同影响研究[J].会计研究,2014(02):57-63+95.
3. [3]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(03):77-92.
4. [4]解学梅,朱琪玮.企业绿色创新实践如何破解“和谐共生”难题？[J].管理世界,2021,37(01):128-149+9
5. [5]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,2022,36(06):78-84.
6. [6]王晓祺,郝双光,张俊民.新《环保法》与企业绿色创新:“倒逼”抑或“挤出”?[J].中国人口·资源与环境,2020,30(07):107-117.
7. [7]李志斌.内部控制、实际控制人性质与社会责任履行——来自中国上市公司的经验证据[J].经济经纬,2014,31(05):109-114.
8. [8]肖红军,阳镇,刘美玉.企业数字化的社会责任促进效应：内外双重路径的检验[J].经济管理,2021,43(11):52-69.
9. [9]李虹,赵青雯.省域环境竞争、内部控制与企业环保投资——基于两阶段意向合法化研究[J]财经科学,2020(03):92-106.
10. [10]周慧楠.内部控制、环境政策与企业环保投资——来自重污染行业上市公司的经验证据[J].财会通讯,2019(06):88-91.
11. [11]宋科,徐蕾,李振,等.ESG投资能够促进银行创造流动性吗?——兼论经济政策不确定性的调节效应[J].金融研究,2022(02):61-79；
12. [12]李晓艳,梁日新,李英.ESG影响股票流动性吗？——基于ESG评级和评级分歧的双重视角[J].国际金融研究,2023(11):75-86.
13. [13]龙子午,张晓菲.ESG表现对企业绿色技术创新的影响——基于中国上市公司的经验证据[J].南方金融,2023(09):56-70.