领导者韧性与企业可持续发展绩效——基于1315家沪深上市企业2011—2021年平衡面板数据的分析／刘良灿 李 想 王 瑾

　　为了验证战略变革对领导者韧性与企业可持续发展绩效的中介作用，采取公式（1）（2）（3）进行回归，结果见表4。领导者韧性对战略变革的回归系数显著为正（β=0.013，p<0.05），表明领导者韧性可以促进战略变革。列（2）是在列（1）的基础上加入了战略变革（Sc），领导者韧性对财务绩效的回归系数减弱到0.023（p<0.01），且中介变量对财务绩效的回归系数显著为正（β=0.115，p<0.01），说明战略变革（Sc）在领导者韧性与财务绩效的关系中存在部分中介作用，假设H2a得到验证。同理，由表4中列（5）可知，加入中介变量后，领导者韧性对环境社会责任绩效的回归结果减弱到2.609（p<0.01），且战略变革（Sc）对环境社会责任绩效的回归结果显著为正（β=3.431，p<0.05），表明战略变革在领导者韧性与环境社会责任绩效的关系中发挥着部分中介作用，假设H2b得到了验证。由此，结合H2a和H2b可知，领导者韧性不仅可以直接提升企业可持续发展绩效，还可以通过发起战略变革间接促进企业可持续发展绩效。

　　　

　　（四）调节效应检验

　　为了验证环境不确定性（Eu）的调节作用，本文构建了模型6进行回归，结果见表5。由上述回归结果可知，领导者韧性可以显著促进战略变革，在加入了环境不确定性（Eu）变量之后，领导者韧性对战略变革的回归结果依旧显著为正（β=0.026，p<0.01）。同时，领导者韧性与环境不确定性的交互项对战略变革回归系数也是显著正向（β=0.010，p<0.01），表明随着环境不确定性的增加，领导者韧性对战略变革的促进作用更为明显，假设H3成立。

　　　

　　五、稳健性检验

　　（一）替换变量测度

　　为了验证实证结果的稳健性，本文采用两种方法替换被解释变量来进行稳健性检验。

　　首先，借鉴解学梅等的做法，采用双元绩效（Ap）作为可持续发展绩效的代理变量进行可靠性分析。［26］具体计算步骤如下：将财务绩效和环境社会责任绩效分别进行0-1标准化，借鉴Zang和Li的双元公式，最后将标准化后的企业财务绩效与环境社会责任绩效转化为双元绩效。［29］表6是领导者韧性对企业双元绩效进行的回归结果，列（1）是未加入控制变量的回归结果，领导者韧性对企业双元绩效的回归系数显著为正（β=0.036，p<0.01），列（2）在加入控制变量后领导者韧性对企业双元绩效的回归系数依旧显著为正（β=0.028，p<0.05）。双元绩效公式为：

　　Ap=［（1-|ROA-Env|）×[√ROA×Env]　］/1（5）

　　其次，本文还采用席龙胜和赵辉的方法，选取华证ESG得分（ESG）来替代企业可持续发展绩效。［30］由表6回归结果可知，无论是否加入控制变量，领导者韧性对ESG的回归系数依旧显著为正（β=3.393，p<0.01；β=1.772，p<0.05）。因此，用企业双元绩效和ESG替代可持续发展绩效指标都没有改变本文的实证结果，说明本研究结论存在较强的稳健性，再次验证了假设，即领导者韧性能够积极提高企业可持续发展绩效。

 

　　（二）解释变量滞后期

　　考虑到领导者韧性可能与同期的企业可持续发展绩效之间存在内生性关系，且领导者在过去的期间内采取了一系列举措，这些举措可能不会立即对企业绩效产生影响而是需要一段时间才能在企业的可持续发展绩效上体现出来，因