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Following the motivation theory,the signal transmission theory and the environmental psychological value-belief-norm theory,this study constructs a conceptual model of the relationship among the dual motivations of corporate ESG report information disclosure,green image,green value cognition,and green innovation performance,taking green image as a mediating variable and green value cognition as a moderating variable,to explore the impact mechanism of ESG information disclosure motivation upon green innovation performance.It divides the motivators of corporate ESG information disclosure into egoistic ones and altruistic ones,in which the egoistic motivators mainly refer to those generated by the corporates to meet the needs of self-growth reputation,resource needs,etc.,while the altruistic motivators mean those generated by the corporates to meet the needs of social responsibility and social value realization.The study adopts the questionnaire survey method of 254 samples from the listed companies that have released ESG reports between 2018 and 2022 and finds that ESG information disclosure motivators,no matter egoistic ones or altruistic ones,both have a significant positive impact upon corporate green innovation performance; green image plays a mediating role in the relationship between ESG information disclosure motivation and green innovation performance; and the top managers' green value cognition positively adjusts ESG information disclosure motivation and green innovation performance.This study also discovers that ESG information disclosure motivation can help companies solve the problems of information asymmetry and agency conflicts,convey environmental,social and governance information to stakeholders,and meet the corporate green development needs.The more attention corporates have paid to ESG information disclosure motivation,the higher the green innovation performance they are likely to achieve.
In summary,by adopting the environmental psychological value-belief-norm theory,this study expands the field of interdisciplinary theoretical research and enriches theoretical research perspectives; it uncovers the impact mechanism “black box” of ESG information disclosure upon green innovation performance,discusses the role and significance of green image construction from multiple dimensions,and provides basic theoretical support for improving the self-utility and social utility of corporate green image,enhancing the top managers' green image awareness,and thus improving the corporate green innovation performance.
In order to gain continuous momentum for improving green innovation performance,the companies should actively promote ESG information disclosure motivation,improve corporate green image and the top managers' green value awareness.Besides,in the current context of China's comprehensive green transformation of economic and social development,the government should strongly enforce the corporate ESG information disclosure laws,insistently strengthen the supervision and technical guidance on ESG information disclosure,and stimulate corporates' enthusiasm for their ESG information disclosure by providing green subsidies and other preferable policies.
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生态环境部于2021年印发《环境信息依法披露制度改革方案》,《企业环境信息依法披露管理办法》自2022年2月施行。与传统财务信息披露不同,ESG信息披露是指企业针对履行环境保护责任、社会责任及公司治理责任等非财务责任状况的系统性综合信息披露,是展现企业可持续发展能力的新方式,旨在推动实现人与自然、人与社会协调有序发展(李井林等,2021)。根据动机理论,动机是个体或组织行为产生的根本原因,对行为决策具有重要影响。企业履行ESG责任需要前期投入大量成本并兼顾经济效益、生态效益与社会效益,具有较强的收益不确定性。因此,企业只有在强烈动机驱动下才会主动披露ESG信息[1]。现有相关研究发现,企业ESG信息披露动机兼具“利己性”与“利他性”,既出于自身绿色创新发展需要,也受政府环境规制压力[2]、公众环境关注[3]、ESG评级[4]、绿色创新能力[5]等因素影响。企业能否通过强化ESG信息披露动机提升绿色创新绩效?对于这一问题,学术界存在争议。孟猛猛等[6]研究发现, ESG信息披露有助于企业解决外部投资者信息不对称与代理冲突问题,降低融资约束,进而激发绿色创新动机;李媛媛等[7]认为,ESG信息披露是企业声誉管理的重要内容,能够发挥绿色溢出效应与价值传导效应,产生利他性社会价值,进而为企业绿色创新发展创造良好的舆论氛围。然而,新古典学派的Friedman[8]、Garcia等[9]认为,企业ESG信息披露具有较强的负外部性,是管理层谋求个人声誉的手段,会导致企业社会性事务支出增加,进而对绿色创新投入产生负面影响;杨皖苏等[10]研究发现,企业ESG信息披露动机受政策制度因素制约,短期内对绿色创新绩效无显著影响,长期看对绿色创新绩效具有不利影响。在中国经济社会发展全面绿色转型情境下,ESG信息披露对企业绿色创新绩效会产生何种影响?这是值得业界与学界探讨的重要现实问题。
依据信号传递理论,ESG信息披露具有信息传导与扩散功能,是企业塑造绿色形象的重要手段,有助于公众了解企业绿色生产经营状况并对绿色产品价值产生一致性评价与认知,进而提升对企业绿色形象的认可度与接受度[11-12]。已有研究发现,企业通过ESG信息披露塑造的绿色形象能够发挥延续效应与促进效应,为企业积累声誉资本,提升组织合法性并吸引外部投资,从而促进绿色创新绩效提升[13-14]。由此可见,绿色形象在企业将ESG信息披露转化为绿色创新绩效过程中发挥重要作用。既有研究大多将企业数字化转型[6]、税收优惠[7]、绿色专利申请[15]视为影响ESG信息披露与绿色创新绩效关系的中介变量,但鲜有文献探讨绿色形象的中介作用,导致企业在借助ESG信息披露塑造绿色形象,进而提升绿色创新绩效方面缺乏理论指导。
依据环境心理学价值—信念—规范理论,个体或组织的内在生态价值观、绿色信念态度与规范主张是其制定绿色行为决策的根本动因。企业ESG信息披露动机能够反映管理层的绿色价值观、绿色行为导向与态度[16]。管理层对绿色价值的认知度越高,越希望通过ESG信息披露向外界传递自身绿色创新发展战略意图,越主张通过绿色形象提升绿色创新能力。因此,管理层价值认知是调节ESG信息披露动机与绿色创新绩效关系的重要变量。然而,既有研究大多强调企业家精神[11]、绿色创新能力[13]的重要性,鲜有文献从价值层面探讨管理层环境价值认知在ESG信息披露动机与绿色创新绩效间的调节作用。因此,有必要打开ESG信息披露动机对绿色创新绩效影响机制的“黑箱”。
综上所述,本文基于动机理论、信号传递理论与环境心理学理论,构建ESG信息披露双元动机、绿色形象、价值认知与企业绿色创新绩效关系概念模型,以绿色形象为中介变量,以管理层价值认知为调节变量,探讨ESG信息披露双元动机对企业绿色创新绩效的作用机制,进一步揭示企业通过激发ESG信息披露双元动机提升绿色创新绩效的路径及条件,为政府制定ESG信息披露政策提供科学、有价值的参考,同时为企业ESG实践及绿色创新提供经验借鉴。
动机理论认为,动机是影响个体或组织行为方式的重要因素,能够发挥规范指引与价值导向作用[17]。企业ESG信息披露的主要动机是为了满足提升自身绿色创新绩效的自利性需求与实现经济社会可持续发展的利他性需求[13]。基于资源基础理论,资源是企业实现绿色创新发展的核心要素。因此,企业ESG信息披露的自利动机就是为了获取绿色创新发展所需全部资源。作为理性经济组织,企业通过ESG信息披露向外界传递自身在履行环境保护责任、创造社会价值、完善内部治理结构、构建环境友好规制、践行低碳生产与经营、参与公益事务、慈善捐赠等方面的积极信号,有助于企业与内外部利益相关者建立更为紧密的网络关系,形成资源共同体与利益共同体,发挥资源凝聚效应与促进效应,开展绿色协同创新,从而提升绿色创新绩效[18]。此外,ESG信息披露能够在一定程度上降低投资者、消费者、供应商与经销商等外部利益相关者的信息不对称程度,增进他们对企业绿色产品与服务的信任,从而为企业绿色创新发展营造良好的外部氛围[19]。ESG信息披露有助于企业协调与股东、管理者、员工等内部利益相关者关系,解决企业所有者与内部委托经营管理者间的委托—代理问题,降低代理成本与交易成本,完善内部治理结构,提升组织合法性,进而构建绿色价值创造机制,激发内部员工的环境责任意识与社会责任意识,增强其归属感与荣誉感,最终激发企业内在绿色创新动力[20]。
ESG信息披露的利他性动机主要体现在企业对生态环境保护及经济社会可持续发展的关注方面。ESG信息披露通过向公众传播绿色价值理念发挥绿色溢出效应与示范效应。ESG信息披露能够发挥绿色溢业效应与示范效应,有助于提升公众对绿色发展观的认知水平,激发其绿色创新意识与绿色行为,从而推动整个经济社会绿色转型[21]。对于政府而言,企业ESG信息披露是其向公众传播绿色发展观的契机。因此,产业政策、税收优惠政策与消费政策会向主动披露ESG信息的企业倾斜[22]。由此可见,无论企业ESG信息披露动机是利己还是利他,均有助于企业绿色创新发展。基于此,本文提出以下假设:
H1：企业ESG信息披露动机对企业绿色创新绩效具有正向影响。
H1a：企业ESG信息披露的利己性动机对企业绿色创新绩效具有正向影响;
H1b：企业ESG信息披露的利他性动机对企业绿色创新绩效具有正向影响。
绿色形象是指公众对企业绿色生产经营状况的整体印象、构想与信念[12]。从声誉管理视角看,绿色形象是企业声誉管理的核心内容,声誉动机是企业ESG信息披露的关键驱动因素。ESG信息披露产生的绿色品牌口碑效应容易引起媒体关注,ESG信息披露在提升企业绿色形象的同时,能够增强消费者粘性,提升绿色产品的美誉度与知名度[23]。已有研究表明,当企业遭遇危机时,绿色形象往往能够发挥“缓冲器”的作用。事实上,公众对ESG表现良好的企业宽容度较高,倾向于给其纠偏机会。这有助于缓解危机或负面舆论对企业的消极影响,避免其遭受更大的财务损失[24]。
绿色形象具有持久性、专业性与可信赖性等特征,能够反映公众对企业绿色价值的认可程度,并集中体现企业生产经营的利己性目标与利他性目标[25]。依据信号传递理论,ESG信息披露既是企业缩小与公众信息差的有效手段,也是企业主动塑造绿色形象的心理策略与方法。对于企业而言,ESG信息披露有助于增进潜在消费者对绿色产品的了解,强化消费者对企业绿色形象的价值认同与情感认同,从而促进企业绿色创新绩效提升。对于整个社会而言,企业ESG信息披露能够唤醒公众对环境保护的责任意识,发挥价值引领作用,有助于公众对绿色形象形成系统化认知和记忆,进而推动经济社会绿色转型[26]。基于上述分析,本文提出以下假设:
H2：企业ESG信息披露动机对绿色形象具有正向影响。
H2a：企业ESG信息披露的利己性动机对绿色形象具有正向影响;
H2b：企业ESG信息披露的利他性动机对绿色形象具有正向影响。
绿色创新是指企业在设计、生产、组织、管理等全流程中采用新技术与新工艺对传统方式进行改造的活动[27]。绿色创新意味着企业需要突破传统组织形式,摆脱高能耗生产模式并兼顾社会效益、经济效益与环境效益。已有研究发现,绿色形象是企业绿色创新的重要驱动力[12]。从声誉管理角度看,绿色形象是指公众通过ESG信息披露等途径对企业绿色价值形成的积极评价与认知[28]。绿色形象能够为企业带来较高的社会声誉,有助于企业吸引潜在绿色投资者,进而增加绿色技术创新投入,促使企业向生态友好型发展模式转变,从而为绿色创新营造良好的外部环境。企业想要维护其绿色形象,就必须通过整合创新资源促进绿色创新与组织变革,增加绿色投入,提升绿色创新意识与创新能力。基于此,本文提出以下假设:
H3：绿色形象对企业绿色创新绩效具有正向影响。
基于理性选择理论,ESG信息披露是企业基于利益最大化动机作出的理性决策,有助于企业塑造绿色形象,进而产生较强的品牌影响力[29]。良好的绿色形象有助于企业维系与利益相关者群体的关系,缓解潜在利益冲突,形成价值创造共同体,进而提高资源获取能力[30]。绿色形象能够激发利益相关者的环境保护责任意识,使其更加关心企业绿色创新情况。当面临外部环境规制约束与内部绿色转型的双重压力时,企业倾向于通过ESG信息披露塑造绿色形象,同时加快绿色技术创新与绿色产品创新。绿色形象能够将员工个体的环境保护责任转化为利益相关者群体有意识的绿色创新行动,倒逼企业完善内部治理结构,提高运营管理效率,进而提升企业绿色创新绩效与社会价值。从这个意义上看,绿色形象既是ESG信息披露的行动结果,也是促进企业绿色创新绩效提升的动力来源。基于此,本文提出以下假设:
H4：绿色形象在ESG信息披露动机对企业绿色创新绩效影响过程中发挥中介作用。
企业管理层对绿色产品的价值认知能够反映其对绿色资源的综合评价、判断与定位[31]。依据环境心理学的价值—信念—规范理论,个体或组织环境保护行为动机源于内在价值观,具有理性化、计划性和目标性特征,是平衡利己诉求与利他诉求的结果[32]。管理层的绿色价值认知能够对企业绿色生产经营决策产生积极影响,进而为企业绿色创新营造良好环境。ESG信息披露通过向公众展示企业在履行环境责任、社会责任与治理责任等方面的贡献,促使企业管理层将其绿色价值认知转化为经营管理行为,不仅可以提升公众对企业绿色发展观的认可度,而且能够提高利益相关者对企业绿色发展机遇的认知水平,使其理解并支持企业绿色创新发展[18]。
绿色创新能够体现企业将绿色价值理念贯穿于产品生命周期这一行为导向的长期性。企业对产品设计、生产、营销与流通等环节进行绿色创新,能够减少能源消耗并缓解环境压力,从而提高环境绩效[33]。ESG信息披露通过向公众展示企业长期在实现生态价值、社会价值与经济价值等方面的努力,进而提升公众对企业绿色发展战略的认可度,降低绿色生产的负外部性,提升绿色创新动能,最终提高绿色创新绩效[34]。从这个角度看,ESG信息披露是管理层内在绿色价值认知与外部环境规制压力双重驱动的结果,管理层绿色价值认知水平越高,越容易激发ESG信息披露动机,越重视利益相关者群体的绿色价值诉求,越倾向于采取绿色创新行动,企业绿色创新绩效就越高[35]。由此可见,企业管理层价值认知在ESG信息披露动机与企业绿色创新绩效间发挥重要调节作用。基于此,本文提出以下假设:
H5：企业管理层价值认知正向调节ESG信息披露动机对企业绿色创新绩效的影响,即企业管理层绿色价值认知水平越高,ESG信息披露动机对企业绿色创新绩效的影响越显著。
综上,本文建构研究模型如图1所示。
图1 理论模型
Fig.1 Conceptual model
本文主要通过现场填写、问卷星、微信与电子邮件等形式收集问卷数据,研究对象为2018—2022年发布ESG报告的国内企业,参与调研的人员主要为企业中高层管理者。课题组通过地方政府部门、企业协会组织、管理咨询机构、校友及MBA学员等渠道与调研企业联系,借助企业家峰会与经济论坛等开展调研工作。调研范围包括西安、成都、武汉、宁波、深圳等5个地区,具有较为广泛的地域代表性。为确保问卷数据有效性,课题组在调研前邀请6名本领域专家对问卷进行修正。随后,选择12家符合调研条件的企业进行小样本预调研,并依据因子分析信度检验结果对问卷进行完善。
为避免同源误差(common method variance)的影响,课题组对问卷进行区隔式设计并采用多时间点方式发放问卷。在获取相关数据后,本文使用Harman单因素检测,第一主成分变异解释量为24.743%,低于40%,表明同源方差处于可控范围。调研时间为2023年1～6月,共发放问卷350份,回收289份,各区域问卷发放数量与回收数量基本接近,剔除明显错误与答题不完整的问卷后,获得254份有效问卷,有效回收率为72.5%。本文对样本数据进行统计分析发现,数据整体分布合理,具有较好的代表性。
为确保问卷效度与信度,在参考国内外现有研究量表的基础上,本文根据实际情况对研究量表进行调整。量表中,每个题项均采用Likert 5级量表进行测试,1表示“完全不同意”,5表示“完全同意”。
(1)被解释变量:绿色创新绩效。借鉴李井林等(2021)、王治等[19]、Xie等[21]的研究成果,本文采用绿色产品创新、绿色过程创新与绿色管理创新3个指标测量企业绿色创新绩效。其中,绿色产品创新是指企业以环境保护为目标,对产品加以改进的行为;绿色过程创新是指在生产、设计与开发过程中,企业采用新技术与新工艺减少能源消耗的行为;绿色管理创新是指企业通过采用管理流程优化与组织结构变革等措施提升创新效率的行动导向性。该量表包括5个测量题项。
(2)解释变量:ESG信息披露双元动机。基于动机理论与需求理论,借鉴Mai等[14]的研究观点,本文将ESG信息披露动机分解为利己性动机与利他性动机两个维度。其中,利己性动机主要是指企业为满足成长需求、声誉需求与资源需求等而产生的动机;利他性动机是指企业为满足社会责任需求与社会价值实现需求而产生的动机。为确保上述指标的可靠性与完整性,课题组进行了多次预测试。该量表包括8个测量题项。
(3)中介变量:绿色形象。借鉴Lena[26]、谢佩洪等[28]、Chen[36]的研究量表,本文从绿色形象识别度、知名度、美誉度与忠诚度等维度对绿色形象进行测量。其中,识别度是指该绿色品牌名称、设计、广告与包装等个性特征对受众视觉感官的冲击力;知名度是指该绿色品牌在社会公众、相关行业领域及目标受众中被知晓的程度;美誉度是指该绿色品牌获得公众信任、支持和赞许的程度;忠诚度是指顾客对该绿色品牌偏爱的心理情感与态度。该量表包括6个题项。
(4)调节变量:价值认知。参考付丙海等[31]、Stern[32]、李杰义等[34]的研究成果,结合实际研究情况,本文从企业管理层的绿色资源开发利用重要性认知、绿色机会判断与绿色发展战略决策等维度对价值认知进行测量。该量表包括4个题项。
(5)控制变量。借鉴以往研究成果,本文选取企业规模、企业性质与成立年限为控制变量。具体而言,依据在职员工数量,将企业规模设置为100人以下、101～500、501～1 000、1 000人以上4个等级,分别赋值为1～4;企业性质分为国有企业、私营企业、联营企业及其它,分别赋值为1～4;企业成立年限分为成立2年以下、2～4年、5～10年及10年以上4个等级,分别赋值为1～4。
本研究运用SPSS26.0软件对各量表数据进行信度检验,结果如表1所示。其中,ESG信息披露的利己性动机、利他性动机、绿色形象、价值认知和绿色创新绩效的Cronbach's α值分别是0.835、0.911、0.909、0.876、0.829,均大于0.7,表明量表内部一致性水平较高。此外,总体Cronbach's α值为0.913,说明量表整体结构框架具有较高的可信度。
表1 信度与效度检验结果
Table 1 Results of reliability and validity analysis
变量测量题项 因子荷载Cronbach's a值C.R.AVEESG信息披露的利己性动机企业通过ESG信息披露获取更多外部资源 0.813企业通过ESG信息披露建立外部网络关系 0.876企业通过ESG信息披露满足消费者绿色需求0.9130.8350.9410.835企业通过ESG信息披露满足战略成长需要 0.891ESG信息披露的利他性动机企业通过ESG信息披露实现绿色发展价值 0.803企业通过ESG信息披露引领绿色社会转型 0.821企业通过ESG信息披露获取更高社会声誉 0.9020.9110.8200.805企业通过ESG信息披露宣传环境保护理念 0.834绿色形象企业绿色品牌名称令人印象深刻 0.837企业绿色品牌形象设计获得广泛认可 0.843企业绿色品牌产品包装受到赞赏 0.8200.9090.9170.864企业绿色品牌在公众中具有较强的影响力 0.856企业绿色品牌得到了公众广泛信任 0.831企业绿色品牌拥有忠实的消费者群体 0.848价值认知管理层认识到开发绿色资源的重要性 0.873管理层认为绿色发展符合长远目标 0.8620.8760.8520.833管理层每次都能够抓住绿色变革的机会 0.851绿色创新绩效 管理层制定了长期绿色发展战略 0.868企业在产品设计开发中使用新型环保材料 0.904企业在生产过程中最大程度减少材料损耗 0.827企业经常使用绿色技术与工艺 0.8320.8290.9140.880企业经常使用可再利用与易回收的新产品 0.855企业申请了绿色实用新型专利技术 0.819
本研究对样本数据进行验证性因子分析,从共同变量中抽取具有代表意义的因子以检验量表结构效度。结果显示,各观测变量对各题项的因子载荷均超过0.8,说明各潜变量对应题项具有较好的代表性。此外,各潜变量的平均方差变异AVE值均大于0.8且组合信度CR均大于0.7,说明量表聚敛效度理想。量表中,CMIN/DF的值为2.323,小于3;RMSEA的值为0.049,小于0.08;IFI的值为0.927,大于0.9;TLI的值为0.934,大于0.9;CFI的值为0.928,大于0.9。由此可见,模型整体适配度较高(见表2)。
表2 验证性因子分析模型整体配适度检验结果
Table 2 Results of confirmatory factor analysis of Amos model fit
拟合指标CMIN/DFRMSEAIFITLICFI拟合标准<3<0.08(若<0.05优良;<0.08良好)>0.90>0.90>0.90运算结果2.3230.0490.9270.9340.928
本文对ESG信息披露利己性动机、利他性动机、绿色形象、价值认知及绿色创新绩效进行区别效度分析,结果如表3所示。由表3可知,ESG信息披露的利己性动机、利他性动机、绿色形象、价值认知与绿色创新绩效具有显著相关关系(p<0.01)。此外,相关性系数均小于或接近0.5且小于对应的AVE平方根,说明各潜变量既具有一定的相关性也具有一定的区分效度,即量表区分效度理想。
表3 各变量描述性统计与相关分析结果
Table 3 Descriptive statistics and correlation analysis results
变量均值标准差123456781.企业规模2.456112.企业性质3.2370.9820.345∗∗1 3.企业年限3.9240.7340.424∗∗0.367∗∗1 4.利己性动机3.6780.7270.515∗∗0.459∗∗0.325∗∗0.834 5.利他性动机2.7450.8340.335∗∗0.376∗∗0.504∗∗0.512∗∗0.7095.绿色形象3.9260.7690.462∗∗0.491∗∗0.405∗∗0.439∗∗0.324∗∗0.7546.价值认知3.5670.7370.392∗∗0.356∗∗0.438∗∗0.465∗∗0.298∗∗0.753∗∗0.8487.绿色创新绩效3.7240.7090.688∗∗0.395∗∗0.459∗∗0.355∗∗0.374∗∗0.389∗∗0.311∗∗0.821
注:** 代表p值小于0.01;对角线为AVE评价方差变异抽取量
本研究使用SPSS26.0软件对样本数据进行层次回归分析,以ESG信息披露双元动机作为自变量,以绿色形象作为中介变量,以价值认知作为调节变量,以绿色创新绩效作为因变量,回归结果见表4。
表4 回归分析结果
Table 4 Results of regression analysis
变量绿色形象M1M2M3绿色创新绩效 M4 M5M6M7M8企业规模0.1270.1040.0880.1120.0700.0610.0460.089企业性质-0.0460.085-0.021-0.030-0.108-0.019-0.0150.054企业年限0.0180.0920.0430.021-0.1760.021-0.0230.175利己性动机0.218∗∗∗0.0630.371∗∗∗0.243∗∗∗利他性动机0.265∗∗∗0.394∗∗∗0.257∗∗∗绿色形象0.316∗∗∗0.269∗∗∗R20.0210.3240.2350.3470.2890.3530.2900.311ΔR20.0130.1680.2520.1040.2270.3710.1780.235F 1.866∗∗∗26.236∗∗∗28.365∗∗∗17.534∗∗∗34.290∗∗∗36.766∗∗∗39.312∗∗∗33.468∗∗∗
注:* 表示p<0.05; **表示p<0.01; ***表示p<0.001,下同
(1)ESG报告信息披露双元动机与企业绿色创新绩效直接效应检验结果如表4所示。表4模型4考察控制变量(如企业规模、性质与年限等)与企业绿色创新绩效的关系。在模型4的基础上,模型5、模型6加入ESG信息披露的利己性动机与利他性动机,回归结果显示,两种动机对企业绿色创新绩效具有正向显著影响(β=0.371,P<0.001;β=0.394,P<0.001)。由此,假设H1a与H1b得到验证。为考察ESG信息披露动机与绿色形象的关系,在模型1的基础上,模型2、模型3加入ESG信息披露的利己性动机与利他性动机,回归结果显示,两种动机对绿色形象有显著正向影响(β=0.218,P<0.001;β=0.265,P<0.001)。由此,假设H2a与H2b得到验证。
(2)绿色形象的中介效应检验。表4模型7显示,绿色形象对企业绿色创新绩效有显著正向影响(β=0.316,P<0.001)。由此,假设H3得到验证。将自变量ESG信息披露的利己性动机和利他性动机与中介变量绿色形象同时代入方程,模型8显示,绿色形象对企业绿色创新绩效有显著正向影响(β=0.269,P<0.001)。ESG信息披露的利己性动机与利他性动机对企业绿色创新绩效的正向影响仍显著,但相较于模型5 与模型6,影响系数分别由0.371、0.394下降到0.243、0.257,表明绿色形象部分中介ESG信息披露动机对企业绿色创新绩效的正向影响。由此,假设H4得到验证。
本文进一步采用Bootstrapping 法验证绿色品牌形象在ESG信息披露动机与企业绿色创新绩效间的中介效应,将Bootstrap样本数设置为1 000,非参数估计置信区间为95%,表5结果显示,间接效应系数显著(β=0.156 4),95% 置信区间为[0.016 7,0.231 0])。由此表明,绿色品牌形象在ESG信息披露动机与企业绿色创新绩效间发挥中介效应。
表5 中介效应的Bootstrapping检验结果(Bootstrap=1000)
Table 5 Bootstrapping test results of mediating effects(Bootstrap=1 000)
效应类别效应系数标准误95%置信区间 下限上限直接效应 0.172 50.074 70.016 70.018 2间接效应0.156 40.065 20.025 30.231 0
(3)价值认知的调节效应。首先,将ESG信息披露双元动机作为自变量探讨其对企业绿色创新绩效的影响,结果显示,ESG信息披露动机对企业绿色创新绩具有显著正向影响(β=0.248,P<0.001)。其次,将价值认知作为自变量检验其对企业绿色创新绩效的影响,结果显示,价值认知对企业绿色创新绩效具有显著正向影响(β=0.187,P<0.001)。最后,加入自变量ESG信息披露双元动机与调节变量企业绿色创新绩效的乘积项。为避免共线性问题,本文对ESG信息披露双元动机与价值认知的乘积项进行标准化处理,结果如表6所示。表6显示,ESG信息披露双元动机与价值认知的交互项对企业绿色创新绩效具有正向影响(β=0.165,P<0.001),表明企业管理层的绿色价值认知水平越高,ESG信息披露动机与企业绿色创新绩效的正相关关系越显著。因此,假设H5得到验证。
表6 调节效应检验结果
Table 6 Test results of moderating effects
自变量因变量:绿色创新绩效M1 M2 M3ESG信息披露动机0.248∗∗∗ 0.359∗∗∗价值认知 0.187∗∗∗0.269∗∗∗ESG信息披露动机×价值认知0.165∗∗∗Adjusted R20.0230.1620.185ΔR20.0410.1330.024F统计值2.86411.025∗∗∗10.265∗∗∗ΔF2.68536.449∗∗∗5.323∗∗
本文基于动机理论、信号传递理论与环境心理学理论,实证分析了ESG信息披露双元动机、绿色形象、价值认知与企业绿色创新绩效的关系,揭示了ESG信息披露双元动机对企业绿色创新绩效的作用机理与机制,得到以下主要结论:
(1)ESG信息披露的利己性动机与利他性动机均对企业绿色创新绩效具有正向影响。企业ESG信息披露的利己性动机是为了满足自身绿色创新发展需求,向利益关系者传递环境、社会与治理信息,解决信息不对称与代理冲突问题,从而促进绿色创新绩效提升。企业ESG信息披露的利他性动机主要通过发挥绿色传导效应与溢出效应,向社会公众传播绿色理念,从而促进经济社会发展绿色转型。ESG信息披露双元动机促使企业不断采用绿色技术、改进绿色工艺,进而提升绿色创新绩效。上述研究结论解答了Friedman[8]、Garcia等[9]、杨皖苏等[10]对ESG信息披露动机有用性的疑问,证实中国经济社会发展全面绿色转型情境下,ESG信息披露动机对企业绿色创新绩效具有正向影响。
(2)绿色形象在ESG信息披露双元动机与企业绿色创新绩效间发挥中介作用。绿色形象是企业差异化战略的重要组成部分。企业可以通过披露ESG信息树立绿色形象,而良好的绿色形象对企业绿色创新具有推动作用,有助于企业不断改进生产方法,进而提升绿色创新绩效。上述结论深化并拓展了Lena[26]、谢佩洪[28]的研究成果。
(3)价值认知在ESG信息披露与企业绿色创新绩效间发挥调节作用。企业ESG信息披露行为具有理性化、计划性和目标性特征,是兼具利己性与利他性双元动机的行为结果,有助于企业提升组织合法性,实现经济价值、生态价值与社会价值的有机统一。本文基于伦理价值理论探讨企业ESG信息披露动机,进一步揭示了ESG信息披露动机促进企业绿色创新绩效提升的内在机制与机理,是对Stern[32]、李杰义等[34]研究成果的拓展。
(1)将动机理论引入ESG研究领域,丰富了ESG信息披露研究视角。现有ESG信息披露影响因素研究较多,但鲜有文献基于动机视角探讨企业ESG信息披露问题。本文基于动机理论,构建了企业ESG信息披露双元动机指标体系,通过分析证实了Arvidsson等[1]、Brogii等[5]、李媛媛等[7]的研究结论(ESG信息披露对企业绿色创新绩效具有积极影响),丰富了相关理论研究视角与思维模式,为进一步探讨中国本土情境下ESG信息披露双元动机与企业绿色创新绩效的关系奠定了基础。
(2)验证了绿色形象在ESG信息披露双元动机与绿色创新绩效间的中介作用,打开了绿色形象对企业绿色创新绩效作用机制的“黑箱”。与以往研究不同(基于利益相关者理论、合法性理论及消费者行为理论等视角或将绿色形象视为企业绿色创新绩效的结果变量),本文遵循信号传递与价值传递逻辑,证实绿色形象是ESG信息披露双元动机促进绿色创新绩效提升过程中的中介变量。上述结论对企业塑造绿色形象,进而提升绿色创新绩效具有实践指导价值。
(3)基于环境心理学探讨了ESG信息披露双元动机与价值认知的关系,揭示了价值认知在ESG信息披露双元动机对企业绿色创新绩效影响过程中的调节作用,证实了管理层内在价值认知是企业绿色创新的重要驱动力。上述结论为强化ESG信息披露的自我效用与社会效用,进而发挥绿色产品价值的溢出效应提供了理论支撑。
(1)ESG信息披露是企业为实现绿色创新发展而实施的利己与利他行为,不仅能够满足企业自身绿色发展需求,而且高度契合绿色发展理念。因此,政府应持续加强ESG信息披露顶层设计,推进ESG信息披露立法工作,基于全面性、规范化与统一性等原则完善ESG信息披露标准,明确规范ESG信息披露目标、原则、内容、结构与框架,加强监管与技术指导,通过绿色补贴等形式调动企业ESG信息披露的积极性。
(2)企业可以通过ESG信息披露塑造绿色形象,实现绿色创新发展。企业需要充分发挥ESG信息披露的价值创造效应,通过塑造绿色形象吸引投资者,并将绿色形象转化为创新资源优势,推动绿色技术创新,从而实现绿色创新发展。
(3)企业需要重视管理层绿色价值认知的引领作用,为绿色可持续发展提供动力。在绿色发展理念指引下,企业管理层需要完善ESG绿色价值评价体系,将ESG信息披露行为内化为绿色创新发展动力,通过整合内外部资源提高资源利用效率,降低成本消耗,从而全面提升绿色创新绩效。
本文存在以下不足:首先,ESG信息披露双元动机的衡量指标选取不够全面,也未对ESG信息披露双元动机、绿色形象及企业绿色创新绩效等多维关系进行深入探讨。未来可采用多维度测量指标,进一步揭示多维变量对企业绿色创新绩效的作用机制与机理。其次,仅考虑了绿色形象的中介作用,未考虑其它变量因素(如企业绿色战略、技术进步、知识学习等)的影响。最后,本文结论是基于企业调研数据获得的,后续可采用面板数据对理论模型进行检验,进一步验证本文研究结论。
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