企业社会责任信息披露与绿色技术创新

【摘 要】 社会责任信息是“信号利器”还是“自利工具”？文章利用2009—2021年上市公司样本数据，系统评价了社会责任信息披露对绿色技术创新的影响。研究表明，社会责任信息披露显著降低了绿色技术创新水平。进一步研究发现：相对于强制性披露的样本，在自愿披露样本中，社会责任信息披露对绿色技术创新具有更显著的负向影响；相对于国有企业样本，在民营企业样本中，社会责任信息披露对绿色技术创新具有更显著的负向影响。那么，外部监督机制能否有效抑制企业“言行不一”的自利行为呢？研究发现，四大审计机构审计、政府部门环境监管均能有效制约企业管理者的机会主义行为，从而显著削弱社会责任信息披露对绿色技术创新的不利影响。研究基于社会责任信息披露视角丰富了绿色技术创新的理论框架。

【关键词】 社会责任信息披露； 绿色技术创新； 内在动机； 监督机制

【中图分类号】 F273.1  【文献标识码】 A  【文章编号】 1004-5937（2023）19-0100-11

一、引言

绿色发展是高质量、可持续发展的体现，为了全面推动我国经济的绿色转型发展，党的十八届五中全会首次把“绿色”作为指导我国未来发展的五大理念之一。2020年9月习近平主席在联合国大会上宣布“碳达峰”和“碳中和”的伟大战略构想，充分表明我国在绿色发展方面的宏伟蓝图和战略决心。党的二十大更是明确提出了“推动绿色发展，促进人与自然和谐共生”的发展主线。企业作为微观经济的主体，如何践行绿色发展理念是面临的重大挑战。绿色技术创新是经济绿色发展的重要内容，被认为是兼顾经济效益和环境效益的重要举措[ 1 ]。然而绿色技术创新投资大、风险高，而且周期较长，加上目前有关绿色技术创新的市场和制度均不完善，绿色技术创新面临的困难和挑战可想而知[ 2 ]。因此，如何激励企业进行绿色技术创新成为学术界关注的焦点问题[ 3 ]。部分学者主要围绕绿色技术创新的影响展开研究和探讨。比如，企业层面的影响因素主要包括管理者认知[ 4 ]、组织资源[ 5 ]等，外部环境层面的影响因素主要包括环境监管压力[ 6 ]、利益相关者压力[ 7 ]等。然而较少有文献关注社会责任信息披露对绿色技术创新的影响及作用机理。实际上，由于我国的制度经济环境，企业在社会责任报告的撰写及披露上有其独特性。比如，披露标准和监督机制的缺位以及社会责任报告不要求进行审计等特点决定了企业在是否披露及披露内容上具有很强的自主性[ 8 ]，从而使社会责任信息披露可能成为企业的“自利工具”，而非“信号利器”，因此企业可能防御性地利用社会责任信息披露“掩饰”其在绿色技术创新中的不足。在我国经济亟待绿色转型发展的关键期，企业能否深入参与到绿色技术创新和绿色经济建设中来，关系到我国经济转型发展的质量和效率。鉴于此，深入评估企业社会责任信息披露对绿色技术创新的影响及作用机制具有深远的现实意义。

本文的边际贡献在于：第一，针对学术界对我国企业社会责任信息披露褒贬不一的争论，本文系统研究了社会责任信息披露与绿色技术创新之间的关系。第二，研究了社会责任信息披露对绿色技术创新的作用机制，分别基于企业自身的动机、外部审计的压力以及政府环境监管的强度等方面展开系统而全面的评价。本文的研究有利于系统评估在我国社会责任信息披露体系不完备的背景下，绿色转型和高质量发展的政策目标能否顺利实现。研究结论为规范社会责任信息披露机制、完善政府环境稽查制度提供了经验支持，同时扩展了绿色技术创新的理论框架。

二、理论基础与研究假设

（一）社会责任信息披露与绿色技术创新

社会责任通常是指企业对股东、债权人、职工、消费者、社会公益事业等的责任和担当[ 9 ]。然而，企业社会责任的内容相当庞杂和廣泛，企业如何披露自身承担的社会责任信息也没有统一的标准[ 9 ]。尽管为顺应经济发展的需要，2006年深圳证券交易所发布《上市公司社会责任指引》，然而，从某种程度上说，该指引并非严格的法律文件，存在大量难以被量化和编码的软信息，不同企业亦有各自的解读[ 10 ]，披露标准和监督机制的缺位导致企业在是否披露及披露内容上具有很强的自主性。实际上，相对履行社会责任而言，披露社会责任信息更具有印象管理的色彩。部分学者认为，社会责任信息的披露能够发挥“沟通效应”，从而有效缓解信息不对称[ 11 ]。然而，更多学者却认为企业披露社会责任信息是为了获取战略性回报[ 12 ]，“报喜不报忧”的社会责任报告不过是企业构建市场合法性、实施印象管理以及从事“政治献金”的自利工具罢了[ 3 ]。由此引入本文关注的环境及绿色技术创新问题，环境经济领域是否也存在社会责任掩饰现象？有学者认为，相对于高额的环保投入，企业更倾向于采用防御性的社会责任信息披露遮掩其在环境绩效方面的不足[ 13 ]；环境治理及环境绩效的提升需要企业持续高强度的资金投入，在一定程度上会降低企业的生产效率[ 14 ]，企业更愿意象征性地承担成本较低的社会责任以维护企业的正面形象，从而转移社会公众和外部环境监管部门的关注[ 15 ]。社会责任信息披露的“掩饰效应”增加了被发现和被稽查的难度。据此，提出如下假设：

H1：社会责任信息披露的“掩饰效应”认为，社会责任信息披露与绿色技术创新呈负相关关系。

根据上述分析，社会责任信息的披露有助于掩饰企业在绿色技术创新、环境保护等需要持续消耗更多资源的项目投入中的不足，那么企业是否会积极主动地自愿披露社会责任信息呢？近年来为了推动我国经济全面绿色转型和高质量发展，绿色技术创新应运而生，被认为是推动和实现“创新、协调、绿色、开放、共享”五大发展理念的关键路径。然而，绿色技术创新是一项与企业生产经营密切相关的长期工程，投资大、周期长，对任何企业而言都具有挑战性。绿色技术创新在我国市场还不完备的情况下将面临更高的市场风险和更大的不确定性[ 2 ]，使很多企业望而生畏。在这种背景下，企业为了将监管部门的视线从绿色技术创新、环境保护等需要持续消耗更多资源的项目上转移开来，往往选择性参与成本较低的社会责任维度并采取防御性的社会责任信息披露策略进行掩饰[ 15 ]，以赢得政府部门及社会公众的好感和信任。因此，相对于强制性披露，自愿披露社会责任信息的企业往往具有更强的目的性，其借助文字游戏，有意识地在内容和语言上尽力传递出其在社会责任方面的良好形象。通过主动披露社会责任信息迎合政府的政治需求，改善与政府的关系，获取政府的好感和支持。由于政府环境监管部门的人力物力有限，这时就会选择性地信任自愿披露社会责任信息的企业，降低对这类企业的环境稽查力度。因此，自愿披露社会责任信息的企业在社会责任“掩饰效应”下更容易实现利己目的，减少在绿色技术创新方面的高额投入。基于此，提出如下假设：

H2：相对于强制披露企业，自愿披露企业的社会责任信息披露与绿色技术创新之间存在更显著的负相关关系。

国有企业和民营企业在社会责任信息披露的动机上差别较大。国有企业与政府具有较密切的天然联系，可以依靠政府背景获取更多的资源和资金资助。当国有企业致力于绿色技术创新和环境治理时，高强度的研发支出和环保成本可以得到政府的补助，对企业的生产经营乃至财务绩效不会产生实质性影响；而且国有企业除了获取利润，更重要的是承担国家赋予的社会责任，追随国家政策协助政府完成绿色技术创新和绿色转型发展本身也是国有企业的重要政治任务和社会责任[ 16 ]。此外，国有企业的领导多为政府委派，而绿色技术创新及其环境治理绩效就会成为考核乃至晋升的重要政绩指标，出于晋升的压力，国有企业的领导需要积极主动地协助政府完成绿色转型和高质量发展的使命。由此可见，国有企业社会责任信息披露的“掩饰效应”较弱。与之相反，民营企业由于“出身”劣势、资源匮乏、财务弹性较差，为了生存下去，其参与绿色技术创新乃至环境治理的倾向和动机不足。因此，相对国有企业而言，民营企业更愿意通过社会责任信息的披露以赢得政府的信任[ 12 ]，从而防御性地增加环保投入不足被发现的难度。据此，提出如下假设：

H3：相对于国有企业，民营企业的社会责任信息披露与绿色技术创新之间存在更显著的负相关关系。

（二）监督机制对社会责任信息披露“掩饰效应”的影响

我国社会责任信息披露起步晚，且不要求进行审计，这种“报喜不报忧”的披露风格严重影响了社会责任报告的真实性和可靠性，这为当前企业的社会责任“掩饰效应”提供了契机。同时，企业为了达到“掩饰”的目的，会借助文字游戏、使用模糊性语言传递出能够彰显其社会责任形象的“软”信息[ 17 ]，以此赢得政府部门和社会公众的信任。企业通过社会责任信息披露防御性地“掩饰”其环保投入不足的现象极大地增大了监管部门发现企业隐匿行为的难度。究其根源，如果企业的社会责任报告足够规范、内容足够透明，那么社会责任信息“掩饰”的现象将无处遁形。在这种情况下，社会责任信息披露与绿色技术创新之间的负相关关系将被大幅度减弱甚至不复存在。高质量的外部审计能够显著改善企业社会责任报告的质量并提高其透明度，从而有效抑制企业的机会主义行为，而集专业性和独立性于一体的国际四大会计师事务所是高质量外部审计的象征[ 18 ]，因此经四大审计有助于抑制社会责任“掩饰效应”。通过上述分析，提出如下假设：

H4：与未经四大审计的企业相比，经四大审计有助于削弱企业社会责任信息披露与绿色技术创新之间的负相关关系。

正如前文所述，企业积极自愿地披露社会责任信息有助于赢得政府信任，从而降低对其稽查力度。企业通过“掩饰”将监管部门的注意力从环境保护、绿色技术创新等需要投入更多精力和资源的项目中转移开来，从而功利性地降低在环境保护方面的支出。但诸如此类的“掩饰效应”只有在政府环境监管力度较弱的地区才能发挥作用。在政府环境监管比较严格的地区，政府的执法标准完善而严密，执法力度大，极大地提高了实施公共关系管理的风险，对弄虚作假行为具有很强的震慑作用。这样，实施公共关系管理的效应难以得到发挥，这就促使企业不得不真正参与到环境保护、绿色技术创新等关系到国家宏观经济绿色可持续发展的项目中来。与之相反，在政府环境监管较弱的地区，一般市场制度也相对滞后，这就为企业实施公共关系管理提供了制度基础，而且由于欠发达地区的财政能力有限，缺乏充足的财力和人力去解决各种公共关系管理问题，从而导致企业通过社会责任信息披露进行公共关系管理。据此，提出如下假设：

H5：与环境监管力度较弱的地区相比，地区执行较强的环境监管力度有助于削弱企业社会责任信息披露与绿色技术创新之间的负相关关系。

三、研究设计

（一）变量定义及数据来源

1.绿色技术创新（Gt）

根据企业生产链条的不同环节，企业的绿色技术创新主要体现在绿色技术开发申请阶段的绿色技术创新、生产实施过程的绿色技术创新、末端污染治理阶段的绿色技术创新。结合企业生产链条的不同环节并借鉴席龙胜和赵辉[ 2 ]以及汪明月等[ 19 ]的研究，同时考虑数据的可得性，本文主要采用末端污染治理技术（Gt1）、清洁生产实施技术（Gt2）、绿色专利申请数量（Gt3）三个指标对企业的绿色技术创新状况进行衡量。

2.企业社会责任信息披露（Csr_dis）

企业社会责任信息披露行为是公众了解企业社会责任履行情况的关键，因此本文采用企业社会责任信息披露行为（Csr_dis）来捕捉企业社会责任信息的披露情况。具体计算方法主要借鉴邹萍[ 12 ]等学者的研究，将当年披露社会责任信息的样本赋值为1，其他样本赋值为0。

社会捐赠行为（Csr_don）是企业社会责任形象的象征，是企业获取社会公众及政府部门关注和支持的重要纽带，因此本文进一步采用企业社会捐赠行为（Csr_don）进行稳健性检验，采用社会捐赠额加1后取自然对数进行衡量。

3.控制变量（Controls）

企业的绿色技术创新水平会受到企业特征、盈利能力、治理结构、研发强度等方面的影响，本文借鉴邹萍[ 12 ]、郑玉[ 20 ]、伊力奇等[ 3 ]以及席龙胜和赵辉[ 2 ]等学者的研究，主要选择公司成长性（Grow）、财务杠杆（Lev）、公司规模（Size）、研发费用比例（Rdspe）、净资产收益率（Roe）、现金流（Cflow）、营业利润率（Profit）、公司年龄（Age）、股权集中度（Lhr）、两职合一（Dulity）等变量作为本文的主要控制变量。

本文的数据主要来自CSMAR数据库和CNRDS数据库。其中绿色专利申请量数据来自CNRDS数据库，其他数据来自CSMAR数据库。本文主要进行以下数据处理：由于我国社会责任信息披露的实践起步较晚，直至2008年12月，證监会联合交易所开始要求部分公司必须应规披露社会责任报告，其他公司可自愿披露，因此本文选取2009—2021年上市公司样本作为研究对象，剔除金融类上市公司样本、房地产类上市公司样本、批发零售类上市公司样本、住宿类上市公司样本、公共设施管理以及居民服务等较少涉及技术创新的上市公司样本，剔除ST或*ST处理的样本，最后对连续变量在1%水平上进行Winsor处理。本文选择Stata软件进行数据处理和实证分析。

主要变量的定义及样本描述性统计见表1。

（二）模型设定

构建社会责任信息披露对绿色技术创新的影响模型：

模型中各变量的下标i、t分别表示企业、年份；Gt表示绿色技术创新，主要采用末端污染治理技术（Gt1）、清洁生产实施技术（Gt2）、绿色专利申请数量（Gt3）三个指标衡量；Csr_dis表示社会责任信息披露；Grow、Lev、Size、Rdspe、Roe、Cflow、Profit、Age、Lhr、Dulity为本文的主要控制变量；？酌t、？浊j表示年度、行业固定效应；？滋i，t代表误差项。模型重点考察Csr_dis回归系数的符号。如果Csr_dis的系数显著为正，表明企业是“言行一致”的；如果Csr_dis的系数显著为负，表明企业是“表里不一”的，此时社会责任信息披露具有掩饰效应。

四、结果与分析

（一）回归结果分析

假设1的理论分析认为，企业社会责任信息披露是企业自利的工具，通过社会责任信息的披露防御性地转移政府对其在绿色技术创新及环境治理方面的关注，从而达到降低绿色技术创新的目的。为此，本文对该理论假设进行检验，实证检验结果列示在表2中。通过观察表2的列（1）、列（3）和列（5），发现社会责任信息披露（Csr_dis）与末端污染治理技术（Gt1）存在显著的负相关关系（？茁=-0.295，t=-11.22），与清洁生产实施技术（Gt2）存在显著的负相关关系（？茁=-0.186，t=-5.69），与绿色专利申请数量（Gt3）存在显著的负相关关系（？茁=-0.197，t=-1.84）。研究结论说明，在控制相关因素的情况下，披露社会责任信息的企业相比于未披露的企业实际的绿色技术创新水平有所下降，即存在明显的社会责任信息“掩饰效应”。这恰好说明，企业以披露社会责任信息的方式迎合了政府的政治需求，也赢得了相应的好感和信任，政府相应地放松了对这类企业的监管和稽查，从而企业有机会降低绿色技术创新的强度和环保方面的支出。这一结论为假设1通过检验提供了经验支持。

（二）稳健性检验

1.替换解释变量的衡量指标

一般来说，企业的慈善捐赠可以减轻政府负担，特别是政府资源有限的欠发达地区，企业的慈善捐赠行为备受青睐[ 15 ]，而且相对于员工福利等对内的社会责任行为，以慈善捐赠为代表的对外社会责任行为能够产生更广泛的影响，更能彰显企业的社会责任形象[ 15 ]，因此较高的慈善捐赠额更能赢得政府和社会公众的信任[ 22 ]。基于此，企业高管通常采用高于市场水平的捐赠额来预防性转移政府和公众的关注，从而策略性地掩饰企业绩效不佳等问题[ 3 ]。通过上述分析，本文拟选择社会捐赠（Csr_don）替换社会责任信息披露（Csr_dis）进行稳健性检验，研究结果如表2的列（2）、列（4）、列（6）所示。发现社会捐赠（Csr_don）与末端污染治理技术（Gt1）存在显著的负相关关系（？茁=-0.022，t=-1.71），与清洁生产实施技术（Gt2）存在不显著的负相关关系（？茁=-0.018，t=-1.36），与绿色专利申请数量（Gt3）存在显著的负相关关系（？茁=-0.055，t=-2.31）。稳健性检验说明，社会捐赠（Csr_don）被部分企业用来防御性“掩饰”绿色技术创新和环保支出的不足，这种“言行不一”的现象不但增大了监管部门发现的难度，而且拖延了经济绿色转型和高质量发展的进程。稳健性检验结果支持假设1。

2.被解释变量做滞后一期处理

为了避免反向因果关系，本文将被解释变量绿色技术创新（Gt）做滞后一期处理，从而使得企业当期的社会责任信息披露（Csr_dis）可能对下期的绿色技术创新（Gt）产生影响，而下期的绿色技术创新（Gt）不可能对当期的社会责任信息披露（Csr_dis）产生影响，如此便有效避免了反向因果关系问题。实证结果③显示，社会责任信息披露（Csr_dis）与末端污染治理技术（Gt1）存在显著的负相关关系（？茁=-0.271，t=-8.03），与清洁生产实施技术（Gt2）存在显著的负相关关系（？茁=-0.157，t=-4.46），与绿色专利申请数量（Gt3）存在显著的负相关关系（？茁=-0.188，t=-2.12）。研究结论支持企业借助于社会责任信息披露“掩饰”绿色技术创新不足的理论观点，表明本文的结论是稳健的。

3.仅保留制造业企业数据

由于制造业企业的环境问题更加突出，所受到的绿色转型压力更大，因此政府一直鼓励制造业企业通过绿色技术创新提高发展质量，实现制造业绿色转型升级和高质量发展[ 2 ]，因此本文仅保留制造业企业样本进行分析。实证结果④显示，社会责任信息披露（Csr_dis）与末端污染治理技术（Gt1）存在显著的负相关关系（？茁=-0.313，t=-9.28），与清洁生产实施技术（Gt2）存在显著的负相关关系（？茁=-0.192，t=-6.21），与绿色专利申请数量（Gt3）存在显著的负相关关系（？茁=-0.218，t=-2.34）。研究结论依然支持本文的H1，表明研究结论具有稳健性。

五、影响机理分析

（一）社会责任掩饰效应发生的内在动机

1.基于披露意愿的分析

前文的实证研究证实了企业将社会责任信息披露作为“自利工具”，从而策略性地降低绿色技术创新强度。那么，企业是否会基于自利动机而积极主动地披露社会责任信息呢？本文根据企业的披露意愿将样本分为自愿披露和强制披露两个组别⑤，相关研究结果列示在表3中。在强制性披露组别中，社会责任信息披露（Csr_dis）与末端污染治理技术（Gt1）、清洁生产实施技术（Gt2）以及绿色专利申请数量（Gt3）的回归系数均不具有统计上的显著性。但在自愿披露组别中，社会责任信息披露（Csr_dis）与末端污染治理技术（Gt1）存在显著的负相关关系（？茁=-0.426，t=-13.17），与清洁生产实施技术（Gt2）存在显著的负相关关系（？茁=-0.366，t=-7.35），与绿色专利申请数量（Gt3）存在显著的负相關关系（？茁=-0.471，t=-4.30）。实证结果说明，强制披露组别的企业，社会责任信息披露对绿色技术创新没有显著影响，而对于自愿披露组别的企业而言，社会责任信息披露能够显著降低绿色技术创新。这意味着自愿披露的企业有非常强的自利动机，通过社会责任信息披露获取政府部门的信任和环境稽查的放松，从而策略性地降低绿色技术创新强度。这种差异为“制度——行为——绩效”⑥的经济学研究范式提供了经验支持，从而说明制度设计的重要性。至此，H2得到检验。

2.基于产权性质的分析

理论分析中的H3认为，民营企业比国有企业有更强烈的自利动机，即利用社会责任信息披露策略性地降低绿色技术创新强度。为此，本文将样本分为国有企业和民营企业两个组别，对H3进行检验，检验结果列示在表4中。发现在国有企业样本中，社会责任信息披露（Csr_dis）与末端污染治理技术（Gt1）、清洁生产实施技术（Gt2）以及绿色专利申请数量（Gt3）的回归系数均不显著。但在民营企业样本中，社会责任信息披露（Csr_dis）与绿色技术创新指标（Gt1、Gt2、Gt3）的回归系数分别为-0.318（t=-10.14）、-0.194（t=-5.02）、-0.177（t=-1.89）。从而说明，国有企业社会责任信息披露并未对绿色技术创新产生显著影响，而民营企业却有明显的意愿利用社会责任信息披露来策略性地降低绿色技术创新强度。至此，H3得到经验支持。

（二）监督机制对社会责任掩饰效应的影响

1.是否受四大审计对社会责任掩饰效应的影响

有效的外部审计制度能够提高审计报告的质量，使管理层的自利行为得到抑制，从而有助于削弱社会责任信息披露对绿色技术创新的负向影响。国际四大审计机构具有较高的独立性、专业性和权威性，是高水平审计的代表。因此，本文依据是否经四大审计将样本分为两个组别，相关实证结果列示在表5中。发现在经四大审计的样本中，社会责任信息披露（Csr_dis）与绿色技术创新指标（Gt1、Gt2、Gt3）的回归系数均不显著。但未经四大审计的企业，社会责任信息披露（Csr_dis）与绿色技术创新指标（Gt1、Gt2、Gt3）的回归系数分别为-0.630（t=-5.11）、-0.391（t=-7.24）、-0.227（t=-1.90），且显著。这表明，相比于经四大审计的企业，未经四大审计的企业在社会责任信息披露上具有更高的主观性和随意性，从而为其利用社会责任信息披露策略性降低绿色技术创新的行为提供了契机。而经四大审计的企业，管理层的机会主义行为和道德风险得到监督，从而抑制了社会责任信息披露对绿色技术创新的不利影响。至此，H4得到检验。

2.环境监管压力对社会责任掩饰效应的影响

有效的政府环境监管机制对企业管理者的自利行为起到震慑作用，增加了企业利用社会责任信息披露进行“掩饰”的成本和难度，从而有利于削弱社会责任信息披露对绿色技术创新的不利影响。借鉴伊力奇等[ 3 ]、席龙胜和赵辉[ 2 ]等的研究，本文用PITI指数⑦衡量政府环境监管压力的大小，并依据PITI中位数将样本分为两组，两个组别的回归结果列示在表6中。结果显示，在PITI强度大的地区，社会责任信息披露（Csr_dis）与绿色技术创新指标（Gt1、Gt2、Gt3）的回归系数均不显著；但在PITI强度小的地区，社会责任信息披露（Csr_dis）与绿色技术创新指标（Gt1、Gt2、Gt3）的回归系数分别为-0.317（t=-9.28）、-0.195（t=-4.07）、-0.221（t=-2.13），且显著。这表明，政府环境监管力度越大，企业通过社会责任信息披露实施机会主义管理的空间越小，从而抑制了社会责任信息披露对绿色技术创新的负面影响。H5得到检验。

六、结论与政策建议

绿色技术创新是经济绿色转型和高质量发展的重要举措。研究企业的绿色技术创新问题，要结合我国的经济制度背景。我国企业的社会责任信息披露起步晚，且不要求进行审计等特点决定了企业在是否披露及披露内容上具有很强的主观性[ 8-9 ]。社会责任信息披露可能成为企业的“自利工具”，企业可能防御性地利用社会责任信息披露“掩饰”其在绿色技术创新中的不足。基于此，本文利用2009—2021年上市公司样本数据，系统评价了企业社会责任信息披露对绿色技术创新的影响。研究表明，社会责任信息披露显著降低了绿色技术创新水平。进一步研究发现，相对于强制性披露的样本，在自愿披露的样本中，社会责任信息披露对绿色技术创新具有更显著的负向影响；相对于国有企业样本，在民营企业样本中，社会责任信息披露对绿色技术创新具有更显著的负向影响。那么，外部监督机制是否能够有效抑制企业的自利行为呢？研究发现，四大审计机构审计、政府部门环境监管均能有效制约企业管理者的机会主义行为，从而显著削弱社会责任信息披露对绿色技术创新的不利影响。

本文的启示如下：社会责任信息披露是把“双刃剑”，既可能成為“信号利器”，又可能异化为“自利工具”。假如做假成本很高，惩戒力度很大，那么社会责任信息披露便能够起到良好的沟通作用。然而，披露标准和监督机制的缺位严重影响了社会责任信息的真实性和可靠性。这种扭曲现象背离了社会责任信息披露的初衷，也与绿色经济发展的目标背道而驰。研究结果意味着，加快社会责任信息披露的法治化改革势在必行。一方面，要加强社会责任信息披露的法治建设，完善第三方审计和政府监管等外部监督机制，切实提高社会责任信息披露的效率。另一方面，制定完善的绿色发展政策，诸如绿色融资制度、绿色税收优惠制度、绿色创新奖励制度等，充分激发企业开展绿色技术创新的积极性和主动性。

【参考文献】

［1］ HUANG M，LI M Y，LIAO Z H.Do politically connected CEOs promote Chinese listed industrial firms' green innovation？The mediating role of external governance environments［J］.Journal of Cleaner Production，2021，278（1）：1-11.

［2］ 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.

［3］ 伊力奇，李涛，丹二丽，等.企业社会责任与环境绩效：“真心”还是“掩饰”？［J］.管理工程学报，2023，37（2）：1-10.

［4］ 吴建祖，华欣意.高管团队注意力与企业绿色创新战略：来自中国制造业上市公司的经验证据［J］.科学学与科学技术管理，2021，42（9）：122-142.

［5］ MEMON A，AN Z Y，MEMON M Q.Does financial availability sustain financial，innovative，and environmental performance？ Relation via opportunity recognition［J］.Corporate Social Responsibility and Environmental Management，2020，27（2）：562-575.

［6］ DUANMU J L，BU M，PITTMAN R.Does market competition dampen environmental performance？Evidence from China［J］. Strategic Management Journal， 2018，39（11）：3006-3030.

［7］ 田玲，刘春林.“同伴”制度压力与企业绿色创新：环境试点政策的溢出效应［J］.经济管理，2021，43（6）： 156-172.

［8］ 全晶晶.机构投资者持股与企业社会责任信息披露［J］.经济问题，2022（1）：39-46.

［9］ 田利辉，王可第.社会责任信息披露的“掩饰效应”和上市公司崩盘风险：来自中国股票市场的DID-PSM分析［J］.管理世界，2017（11）：146-157.

［10］ 贺小刚，彭屹，王辛楠，等.生命周期对公司社会责任披露的影响效应研究［J］.管理学报，2019，16（11）：1677-1684.

［11］ 权小锋，肖斌卿，吴世农.投资者关系管理能够稳定市场吗：基于A股上市公司投资者关系管理的综合调查［J］.管理世界，2016（1）：139-152.

［12］ 邹萍.“言行一致”还是“投桃报李”：企业社会责任信息披露与实际税负［J］.经济管理，2018，40（3）：159-177.

［13］ 尹建华，王森，弓丽栋.重污染企业环境绩效与财务绩效关系研究：企业特征与环境信息披露的联合调节效应［J］.科研管理，2020，41（5）：202-212.

［14］ BIANCARDI M，VILLANI G.Sharing R&D investments in international environmental agreements with asymmetric countries［J］.Communications in Nonlinear Science and Numerical Simulation，2018，58：249-261.

［15］ 邹洁，武常岐.制度理论视角下企业社会责任的选择性参与［J］.经济与管理研究，2015，36（9）：110-120.

［16］ 吴联生.国有股权、税收优惠与公司税负［J］.经济研究，2009，44（10）：109-120.

［17］ 沈洪濤，黄珍，郭肪汝.告白还是辩白：企业环境表现与环境信息披露关系研究［J］.南开管理评论，2014，17（2）：56-63.

［18］ 向诚，陆静.公司透明度与盈余公告惯性：基于投资者关注的实证研究［J］.管理科学，2020，33（3）：138-154.

［19］ 汪明月，李颖明，王子彤.工业企业绿色技术创新绩效传导及政府市场规制的调节作用研究［J］.管理学报，2022，19（7）：1026-1037.

［20］ 郑玉.高新技术企业认定、外部融资激励与企业绩效：基于倾向得分匹配法（PSM）的实证研究［J］.研究与发展管理，2020，32（6）：91-102.

［21］ 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（1）：128-149.

［22］ 徐智，郭芙蓉，干胜道.管理层自利、产权性质与企业慈善捐赠［J］.软科学，2021，35（3）：49-54.