ESG 信息披露對企業綠色創新的影響研究
——來自A 股上市公司的證據

□ 洪揚

一、引言

黨的二十大報告提出，加快實施創新驅動發展戰略和推動綠色可持續發展是我國未來經濟發展的重要方向。綠色創新作為創新驅動與綠色發展兩大國家戰略的重要結合點，是落實“碳達峰、碳中和”目標的關鍵驅動力。企業作為中國經濟綠色發展的主體，是推動綠色創新的中堅力量，在發展中不僅要維持創新活力和動力，也要注重環境、社會責任的履行。然而，企業管理層自利行為、創新意識不強、創新動力不足、創新基礎薄弱及創新效率不高等問題的存在，嚴重制約了企業綠色創新活動的正常開展。ESG信息披露是指包含環境、社會和治理(Environment, Social and Governance)等方面特質信息的披露方式，目前已成為評價企業環境治理能力、可持續發展能力、公司治理能力及社會責任履行水平的重要指標，在引導企業貫徹綠色可持續發展理念、促進企業開展創新活動、提高資源配置效率、削弱企業內外的信息不對稱及緩解企業與管理層之間的代理問題等方面起到至關重要的作用（周方召等，2020），而這些因素均會對企業綠色創新產生重大的影響。由此可見，ESG信息披露能夠在一定程度上影響企業綠色創新。那么，ESG信息披露究竟如何影響企業綠色創新？這種影響的作用機制是什么？本文將針對以上問題展開研究。

梳理現有研究可以發現，目前國內外大多數關于ESG信息披露經濟后果的研究集中于探究其對投資效率（高杰英等，2021）、環境績效（Segarra-O?a et al.，2016）、企業高質量發展（張小溪和馬宗明，2022）、企業價值（Fatemi et al.，2018）、財務績效（Saygili et al.，2021）及股價崩盤風險（Febiriyanti et al.，2022）等的影響。同時，學術界關于ESG信息披露對企業綠色創新影響的研究也比較豐富，大多數研究都認為ESG信息披露有助于促進企業綠色創新。例如，項東和魏榮建（2022）研究發現環境、社會、治理方面的信息披露均有助于提升企業綠色創新水平，且媒體關注在其中起到正向調節作用。王彥東和王雅琦（2023）研究指出良好的ESG表現有助于促進企業綠色技術創新，且風險承擔水平在兩者關系間發揮了部分中介效應。薛龍等（2023）研究指出良好的ESG表現有助于提升企業綠色技術創新水平，且該作用在國有、高市場化程度地區及研發能力較強的企業中更為明顯。另外，也有部分學者認為ESG信息披露與企業綠色創新之間存在著U型關系。例如，李慧云等（2022）研究發現ESG信息披露與重污染企業綠色創新績效間存在U型關系，且環境不確定性與環境規制在兩者關系中發揮正向調節作用。上述文獻為明晰ESG信息披露與企業綠色創新之間的關系提供了有益參考，同時也存在值得進一步深入探討的方面。一方面，現有研究較少從債務融資成本、員工綠色創新效率和政府補助的視角探究ESG信息披露影響企業綠色創新的作用機制；另一方面，現有研究還較少考察企業規模、高新技術屬性、市場競爭程度及《環保法》政策效應差異情況下ESG信息披露對企業綠色創新的不同影響。

有鑒于此，本文將以2011-2021年A股上市公司為研究對象，考察ESG信息披露對企業綠色創新的影響及作用機制。本文的研究意義在于：第一，拓展和豐富了ESG信息披露經濟后果和企業綠色創新影響因素的相關研究，為繼續完善上市公司ESG信息披露制度和促進企業綠色創新提供經驗證據。第二，從債務融資成本、員工綠色創新效率和政府補助等視角出發，厘清ESG信息披露影響企業綠色創新的作用機制，為企業通過提高ESG信息披露水平來增強其綠色創新能力提供了新思路和方向。第三，基于異質性視角，從企業規模、高新技術屬性、市場競爭程度及新《環保法》政策效應等四個維度系統性研究ESG信息披露對企業綠色創新影響在不同條件下的作用差異，對深入了解ESG信息披露的綠色創新激勵效應具有積極意義。

二、理論分析與研究假設

（一）ESG信息披露與企業綠色創新

在國家大力倡導“雙碳”目標和綠色可持續發展的背景下，重視ESG信息披露質量的企業能夠有效促進企業綠色創新進而實現自身綠色可持續發展。首先，基于聲譽和信號傳遞理論，企業積極主動披露高質量的ESG信息能夠向外界釋放企業注重綠色可持續發展的良好信號，這有利于提高企業的社會形象和聲譽，加強對潛在投資者的吸引力，贏得投資者的支持和信任，削弱融資約束，進而為開展綠色創新活動贏得穩定的資金來源（張慧明等，2022）。其次，信息不對稱理論認為，企業積極提升ESG信息披露水平有助于削弱信息不對稱帶來的不利影響，提高利益相關者對企業環境保護、社會責任履行及公司治理等方面的了解程度，幫助利益相關者更好地判斷企業的可持續發展能力（孫東等，2019），打消利益相關者對投資風險的擔憂，贏得利益相關者的支持與信任，進而促使綠色創新活動的順利實施。同時，ESG信息披露可以有效降低企業內外部之間的信息差，這有助于企業與利益相關者建立廣泛的關系網絡，進行綠色創新知識的交流與共享，提高企業獲取綠色創新知識的效率，進而為開展綠色創新活動提供智力驅動（梁運吉和劉冰冰，2022）。最后，資源依賴和利益相關者理論指出，企業的生存和發展離不開金融機構、債權人和投資者等利益相關者的認可與支持，ESG信息披露作為一項以綠色可持續發展理念為核心的企業戰略，必然會影響企業所需資源的獲取與利用（Bostian et al.，2016）。同時，綠色創新作為企業實現綠色可持續發展的動力源泉，具備研發周期長、風險高、不確定性大等特征，需要企業進行大量的資源投入。而隨著ESG信息披露水平的不斷提高，企業可以更加有效地獲取開展綠色創新活動所需的資源，不斷增強綠色創新能力，實現企業高質量發展。根據以上分析，提出假設H1：

H1：ESG信息披露與企業綠色創新呈正相關關系。

（二）員工綠色創新效率的中介作用

眾所周知，人力資本是企業綠色創新活動的主要載體，綠色創新能力較高的企業人力資本儲備通常較為豐富。可見，人力資本在企業開展綠色創新活動的過程中占據著核心地位。因此，企業綠色創新活動能否順利開展，高度依賴于核心員工的創新效率、創新能力、創新意識及知識水平。然而，伴隨著企業規模的不斷擴大，企業內部治理問題愈發突出，代理沖突及信息不對稱等問題造成內部溝通成本不斷上升，不合理的雇員結構則會導致員工創新效率、創新能力、創新意識和知識水平低下。另外，研發創新人員在企業綠色創新活動開展的過程中起著至關重要的作用，承擔著關鍵的綠色創新任務，也面臨著綠色創新失敗所帶來的額外風險，若無法將進行綠色創新帶來的超額收益分享給員工，則會在很大程度上弱化員工的綠色創新意識，降低員工的綠色創新效率，從而阻礙企業綠色創新活動的順利開展。因此，如何有效提高員工綠色創新效率，提升員工綠色創新意識，激發員工綠色創新活力，是增強企業綠色創新能力的關鍵所在。

一方面，企業不斷加強ESG信息披露建設可以向外界傳遞企業主動履行ESG責任和重視綠色可持續發展的積極信號，幫助企業樹立負責任的社會形象，這有助于提高利益相關者的風險容忍度，為企業進行綠色創新活動塑造一個更為寬容的環境。同時，負責任的社會形象和較為寬容的綠色創新環境能夠滿足員工的自我價值實現需求，這有助于激發員工綠色創新活力，提高員工綠色創新意識，促使企業員工在開展綠色創新活動時獲得持續動力，提高員工綠色創新效率，用穩定持續的創造性與積極性來開展綠色創新活動，進而能夠取得更具突破性的高質量綠色創新成果，增強企業綠色創新能力。另一方面，ESG為削弱企業間的委托代理問題提供了新方向與思路。創建更加合理的薪酬制度和科學的激勵機制，提高員工組織認同感和滿意度是ESG建設的重要環節，且高水平的企業認同也能夠在一定程度上提升企業內部的分工協作效率，進而提高員工綠色創新效率。另外，依據委托代理理論，ESG信息披露水平越高代表企業治理結構越完善，具備較強的公司治理能力，能夠有效削弱委托代理問題（朱康和唐勇，2022），約束管理層自利行為，促使管理層更加注重于企業的可持續發展，不斷提高綠色研發強度。同時，具有ESG優勢的企業可以讓各種股權激勵制度、超額收益分享機制及員工持股計劃發揮有效的激勵作用（孟慶斌等，2019），使員工能夠分享到綠色創新帶來的超額收益，也促使員工自身發展與公司長遠規劃保持一致，可以有效強化員工綠色創新意識，提升員工綠色創新效率，進而有助于增強企業綠色創新能力。根據以上討論，提出假設H2：

H2：ESG信息披露可以通過提高員工綠色創新效率來促進企業綠色創新。

（三）政府補助的中介作用

政府補助不僅是一種關鍵性資源，也是政府為企業提供的一種“信用背書”，對企業綠色創新具有激勵作用。一方面，企業主動承擔社會責任和環境責任可以向政府展示正面的社會形象，且高質量的ESG信息披露符合政府對企業的要求和期待，進而有助于企業獲得更多稅收減免、信貸優惠及政府補助等（王治和彭百川,2022）。另一方面，企業通過披露高質量ESG信息獲得的政府補助能夠為企業提供“信用背書”，即代表企業獲得了政府的信任和支持，同時通過積極的信號傳遞可以有效打破企業與外部投資者間的信息壁壘（Takalo和Tanayama，2010），降低外部投資者的風險厭惡程度并減少對借款用途的限制，進而從外部緩解了企業綠色創新項目的融資約束問題。另外，政府補助會對企業研發支出產生“擠入效應”（李江和吳玉鳴，2023），即政府補助能夠激勵企業加大綠色研發強度和提高綠色創新水平。根據上述討論，提出假設H3：

H3：ESG信息披露可以通過增加政府補助來促進企業綠色創新。

（四）債務融資成本的中介作用

高水平的ESG信息披露是降低企業債務融資成本的有效途徑，而隨著債務融資成本的降低，企業也能更易獲得綠色創新所需資金，增強自身綠色創新能力。一方面，企業積極提升ESG信息披露質量可以有效提升信息透明度，削弱企業與債權人間的信息不對稱，減少債權人所面臨的信息風險，提高債權人的信心，降低債權人對企業的風險溢價補償要求，從而有利于降低債務融資成本（廉永輝等，2023）。另一方面，企業不斷加強ESG信息披露建設，并在增強ESG信息披露管理的過程中提高風險管理水平，能夠有效避免企業中存在的潛在風險，進而有助于提高債權人對企業的信任程度（王波和楊茂佳，2022）。因此，債權人通常更加信任與支持ESG信息披露質量較高的企業，愿意將更多低成本的資金投入其中。同時，企業也更易通過披露高質量的ESG信息來獲得進行綠色創新活動所需的資金，進而有效增強綠色創新能力。根據上述討論，提出假設H4：

H4：ESG信息披露可以通過降低債務融資成本來促進企業綠色創新。

三、研究設計

（一）數據來源與處理

本文初始樣本為2011-2021年A股上市公司，在此基礎上剔除了金融業公司、相關財務數據缺失的公司及ST、*ST和PT的公司，并對主要變量在上下1%的水平進行了縮尾處理，最后共獲得18772個有效樣本。ESG信息披露數據采用華證ESG評價體系提供的評級結果，綠色專利數據取自CNRDS數據庫，其他財務數據取自WIND數據庫和CSMAR數據庫。統計和回歸分析采用Stata17.0軟件。

（二）變量說明

1.被解釋變量

企業綠色創新（GI）。本文參考余得生和張雨（2022）的做法，以上市公司綠色專利申請數量（加1取對數）來測度企業綠色創新。其中，相較于綠色專利授權數量，綠色專利申請數量不易受到來自國家政策、專利機構等因素的影響，更為穩定且時效性強（徐佳和崔靜波，2020）。因此，綠色專利申請數量更能體現企業綠色創新能力。

2.解釋變量

ESG信息披露（ESG）。本文參考張馨元等（2023）的做法，選取華證ESG評級來測度ESG信息披露。其中，華證ESG評級共分為九檔，因此本文采用九分制對ESG信息披露進行賦分，將評級C-AAA依次賦值為1-9，即評級為C時，ESG信息披露=1；評級為AAA時，ESG信息披露=9，分數越高代表ESG信息披露質量越高。

3.中介變量

本文中介變量包括員工綠色創新效率、政府補助、債務融資成本等變量。

員工綠色創新效率（GI_P）。本文參考方先明和胡丁（2023）的做法，采用企業綠色專利申請數量除以公司員工數量（單位:千人）來度量員工綠色創新效率。

政府補助（SUB）。本文參考滕飛等（2020）的做法，采用企業當年獲得的政府補助金額取對數來度量政府補助。

債務融資成本（COST）。本文參考張晶和劉學昆（2022）的做法，采用(利息支出+手續費支出+其他財務費用)/期末總負債來度量債務融資成本。

4.控制變量

借鑒李井林等（2021）的研究，設定如下控制變量：公司規模（SIZE）、發展能力（GROWTH）、現金流比率（CASH）、流動比率（CR）、償債能力（LEV）、股權集中度（TOP10）、固定資產比率（FIXED）、盈利能力（ROA）、行業（INDUSTRY）和年度（YEAR）。表1為變量說明。

表1 變量說明

（三）模型設定

為了驗證假設H1，即考察ESG信息披露對企業綠色創新的影響，構建如下模型：

為了驗證假設H2、H3和H4，即考察員工綠色創新效率、政府補助和債務融資成本在ESG信息披露與企業綠色創新之間起到的中介效應，構建如下模型：

式（1）—（3）中，GI表示企業綠色創新，ESG表示ESG信息披露，G I_P表示員工綠色創新效率，SUB表示政府補助，COST表示債務融資成本，Controls表示控制變量，INDUSTRY表示行業固定效應，YEAR表示年度固定效應，i表示不同的企業，t表示不同的年度，ε表示隨機誤差項。此外，為避免公司層面的聚集效應對回歸結果的影響，保證研究的穩健性，本文在公司層面進行了Cluster聚類調整和Robust異方差處理。

四、實證結果與分析

（一）描述性統計

表2為描述性統計結果。其中，GI的最小值為0，最大值為4.942，均值為1.042，表明樣本公司間綠色創新能力存在一定差距。ESG的最小值為1，最大值為9，均值為6.519，表明樣本公司的ESG信息披露質量處于中等偏上水平，但不同樣本公司間差距較大。

表2 描述性統計

（二）基準回歸分析

表3為ESG信息披露與企業綠色創新的實證檢驗結果。其中，第（1）列為未加入控制變量且未控制年度和行業的回歸結果，ESG的回歸系數為0.136，且通過了1%的顯著性檢驗。第（2）列為加入控制變量并控制了年度和行業的回歸結果，ESG的回歸系數為0.056，且在1%的水平下顯著，即ESG信息披露對企業綠色創新會產生正向影響，驗證了假設H1的正確性。此外，考慮到ESG信息披露對企業綠色創新影響可能存在時滯性，本文分別以未來1年、2年、3年的企業綠色創新為被解釋變量，重新進行回歸。根據表3第（3）—（5）可知，ESG信息披露與T+1、T+2、T+3期企業綠色創新均在1%的水平下顯著正相關。因此，ESG信息披露有助于促進企業綠色創新。

表3 基準回歸結果

（三）穩健性檢驗

1.替換解釋變量

為了緩解變量度量誤差帶來的影響，本文參考梅亞麗和張倩（2023）的做法，更換ESG信息披露的衡量方法，采用三分制重新賦分（評級為C-CCC賦值為1，評級為B-BBB賦值為2，評級為A-AAA賦值為3），并重新對ESG信息披露與企業綠色創新進行回歸分析。根據表4第（1）列可知，ESG的回歸系數為0.126，且在1%的水平下顯著，說明ESG信息披露對企業綠色創新會產生正向影響。因此，更換解釋變量度量方法后，研究結論仍然成立。

表4 穩健性檢驗結果

2.更換被解釋變量

為了規避變量測度偏差對回歸結果的影響，本文參考葉翠紅（2021）的做法，更換企業綠色創新的衡量方法，以企業綠色專利授權數量加1取對數（GIN）作為企業綠色創新的替代變量重新進行回歸分析。根據表4第（2）列可知，ESG的回歸系數為0.030，且在1%的水平下顯著，說明ESG信息披露對企業綠色創新會產生正向影響。因此，更換被解釋變量度量方法后，研究結論仍然成立。

（四）內生性檢驗

1.工具變量法

為了避免可能由遺漏變量造成的內生性問題，本文參考陳紅和張凌霄（2023）的研究，采用行業年度ESG信息披露的均值（AVERESG）作為工具變量，并運用2SLS進行實證分析。在進行回歸之前，對工具變量的有效性進行檢驗，發現工具變量通過了“不可識別檢驗”和“弱工具變量檢驗”，表明工具變量選取有效。根據表5可知，ESG的回歸系數為1.049，且在1%的水平下顯著，說明ESG信息披露對企業綠色創新會產生正向影響。因此，采用工具變量法后，研究結論仍然成立。

表5 工具變量法檢驗結果

2.滯后核心解釋變量

為了緩解互為因果關系導致的內生性問題，本文將ESG信息披露滯后1-3期處理后分別進行回歸分析。根據表6可知，L.ESG、L2.ESG、L3.ESG的回歸系數分別為0.053、0.052、0.048，且均通過了1%的顯著性檢驗，說明ESG信息披露對企業綠色創新會產生正向影響。因此，滯后核心解釋變量后，研究結論仍然成立。

表6 滯后核心解釋變量檢驗結果

五、作用機制檢驗

由前文分析可知，ESG信息披露能夠通過提高員工綠色創新效率、增加政府補助和降低債務融資成本來促進企業綠色創新。接下來，本文將對上述作用機制進行實證檢驗。

（一）員工綠色創新效率的影響

表7第（1）—（2）列為員工綠色創新效率作為中介變量的實證結果。根據表7第（1）列可知，ESG的回歸系數為0.028，且通過了1%的顯著性檢驗，表明ESG信息披露能夠有效提升員工綠色創新效率。根據表7第（2）列可知，在加入GI_P后，ESG與GI顯著正相關，GI_P與GI顯著正相關，表明員工綠色創新效率在ESG信息披露與企業綠色創新之間起到部分中介效應，驗證了假設H2的正確性。因此，ESG信息披露可以通過提升員工綠色創新效率來促進企業綠色創新。

表7 作用機制檢驗結果

（二）政府補助的影響

表7第（3）—（4）列為政府補助作為中介變量的實證結果。根據表7第（3）列可知，ESG的回歸系數為0.053，且通過了1%的顯著性檢驗，表明ESG信息披露有助于企業獲得更多政府補助。根據表7第（4）列可知，在加入SUB后，ESG與GI顯著正相關，SUB與GI顯著正相關，表明政府補助在ESG信息披露與企業綠色創新之間起到部分中介效應，實證結果支持了假設H3。因此，ESG信息披露可以通過增加政府補助來促進企業綠色創新。

（三）債務融資成本的影響

表7第（5）—（6）列為債務融資成本作為中介變量的實證結果。根據表7第（5）列可知，ESG的回歸系數為-0.001，且通過了1%的顯著性檢驗，表明ESG信息披露有助于減少債務融資成本。根據表7第（6）列可知，在加入COST后，ESG與GI顯著正相關，COST與GI顯著負相關，表明債務融資成本在ESG信息披露與企業綠色創新的關系中發揮部分中介作用，實證結果支持了假設H4。因此，ESG信息披露能夠通過減少債務融資成本來促進企業綠色創新。

此外，為了進一步強化研究結論的穩健性，本文選擇Bootstrap方法替代逐步法再次對中介效應進行檢驗，抽樣次數為1000次，研究結論仍然成立。

六、異質性分析

以上研究結果表明，ESG信息披露有助于促進企業綠色創新。鑒于ESG信息披露對企業綠色創新的影響還依賴于企業規模、高新技術屬性、市場競爭程度和新《環保法》政策效應等因素。因此，為了研究ESG信息披露對企業綠色創新的異質性影響，本文將進一步分析ESG信息披露對企業綠色創新的促進作用在不同企業規模、不同高新技術屬性、不同市場競爭程度及不同《環保法》政策效應中是否存在差異。

（一）企業規模的影響

相較于小規模企業，大規模企業在公司治理水平、資金、人才、技術和風險抵抗能力等方面更具優勢，有更強的ESG信息披露動機和能力，并將其轉化為促進企業綠色創新水平提升的動力。同時，外部投資者更加關注和信任大規模企業所披露的ESG信息，愿意為大規模企業提供充足的創新資源支持，進而助力企業增強綠色創新能力。因此，本文預期ESG信息披露對企業綠色創新的促進作用在大規模企業中更為明顯。為了檢驗企業規模差異帶來的影響，本文將以企業規模的行業年度中位數為標準，將全樣本分為大、小規模企業兩組進行分組回歸。根據表8第（1）—（2）列可知，在大規模企業組中，ESG的回歸系數為0.093，且通過了1%的顯著性檢驗。而在小規模企業組中，ESG的回歸系數為0.006，但未通過顯著性檢驗。同時，進行組間系數差異檢驗發現，兩組的差異在1%的水平上顯著。綜上，大規模企業ESG信息披露對企業綠色創新的促進作用更為明顯。

表8 企業規模與高新技術屬性的異質性檢驗結果

（二）高新技術屬性的影響

在大力推行綠色可持續發展的當下，高新技術企業作為實現我國經濟可持續發展和技術進步的中堅力量，利益相關者對其的關注度通常比非高新技術企業高，對其ESG責任表現方面的期望也比非高新技術企業高。因此，高新技術企業為了順應綠色可持續發展的趨勢和滿足利益相關者的期望，會更加重視環境保護、社會責任履行及公司治理等方面的表現。同時，相較于非高新技術企業，高新技術企業的綠色創新觀念更強，更加注重綠色研發投入以維持自身的生命力與競爭力，故高新技術企業更易取得先機，先一步占領市場便于ESG的驅動作用得到充分發揮，進而為企業進行綠色創新活動提供充足資源保障。因此，本文預期ESG信息披露對企業綠色創新的促進作用在高新技術企業中更為明顯。為了檢驗高新技術屬性差異帶來的影響，本文參考胡潔等（2023）的做法，將全樣本分為高新技術、非高新技術企業兩組進行分組回歸。根據表8第（3）—（4）列可知，在高新技術企業組中，ESG的回歸系數為0.085，且通過了1%的顯著性檢驗。而在非高新技術企業組中，ESG的回歸系數為0.018，但未通過顯著性檢驗。同時，進行組間系數差異檢驗發現，兩組的差異在1%的水平上顯著。綜上，高新技術企業ESG信息披露對企業綠色創新的促進作用更為明顯。

（三）市場競爭程度的影響

相較于低市場競爭程度企業，高市場競爭程度企業所處市場環境競爭更為激烈，所承擔的競爭壓力也更大，企業要想在競爭激烈的市場環境中謀求生存和發展，一定要堅持實施綠色可持續發展戰略，落實創新驅動發展戰略，以提升自身市場競爭力、綠色創新水平及可持續發展能力。為了提高綠色創新水平及可持續發展能力，高市場競爭程度企業會更加重視ESG責任的履行，提升企業的組織合法性，加強ESG信息披露對企業形象和聲譽等的積極作用，以贏得更多利益相關者的認可和創新資源支持，進而有效促進企業綠色創新。因此，本文預期ESG信息披露對企業綠色創新的激勵作用在高市場競爭程度企業中更為明顯。為了檢驗市場競爭程度差異帶來的影響，本文根據營業收入計算的赫芬達爾指數（HHI）的行業年度中位數將全樣本分為市場競爭程度高、低兩組進行分組回歸。根據表9第（1）—（2）列可知，在高市場競爭程度企業組中，ESG的回歸系數為0.093，且通過了1%的顯著性檢驗。而在低市場競爭程度組中，ESG的回歸系數為0.016，但未通過顯著性檢驗。同時，進行組間系數差異檢驗發現，兩組的差異在1%的水平上顯著。綜上，高市場競爭程度企業ESG信息披露對企業綠色創新的促進作用更為明顯。

表9 市場競爭程度與新《環保法》政策效應的異質性檢驗結果

（四）新《環保法》政策效應的影響

新《環保法》在2015年出臺并執行，被稱為最嚴格的環保法，對企業提高環境治理水平和承擔環境保護責任等方面作出了新規定和要求，并加強了利益相關者對節約資源、提高能效、環境治理及減少污染等方面的認識。但是，在新《環保法》實施以前，ESG信息披露未得到利益相關者的廣泛關注，披露ESG信息需要占用一定的企業資源，可能會給企業帶來額外的經營成本，不能對企業綠色創新產生促進作用。而在新《環保法》實施以后，企業的環境合規性得到了明顯地提升，利益相關者也更加關注于企業的ESG信息披露表現及可持續發展能力，從而倒逼企業提高ESG信息披露水平，以提升對潛在利益相關者的吸引力，贏得更多利益相關者的信任和創新資源支持，進而有效增強企業綠色創新能力。因此，本文預期在新《環保法》實施以后，ESG信息披露對企業綠色創新的促進作用更為明顯。為了檢驗《環保法》政策效應差異帶來的影響，本文對新《環保法》實施前后的樣本進行分組回歸。根據表9第（3）—（4）列可知，在新《環保法》實施以前的樣本組中，ESG的回歸系數為0.024，但未通過顯著性檢驗。而在新《環保法》實施以后的樣本組中，ESG的回歸系數為0.068，且通過了1%的顯著性檢驗。同時，進行組間系數差異檢驗發現，兩組的差異在5%的水平上顯著。綜上，在新《環保法》實施以后，ESG信息披露對企業綠色創新的促進作用更為明顯。

七、結論與建議

在全面推動綠色可持續發展的背景下，本文選取2011-2021年我國A股上市公司為研究樣本，探討ESG信息披露對企業綠色創新的影響及作用機制。結果表明：（1）ESG信息披露有助于促進企業綠色創新，且該結果在改變解釋變量度量方法、更換被解釋變量衡量方法、工具變量法檢驗及滯后核心解釋變量檢驗后仍然成立；（2）ESG信息披露對企業綠色創新的促進作用可以通過提高員工綠色創新效率、增加政府補助及降低債務融資成本來實現；（3）異質性分析表明，在大規模、高新技術、高市場競爭程度及新《環保法》實施后的企業中，ESG信息披露對企業綠色創新的促進作用更為明顯。

基于以上結論，提出以下建議：（1）從政府的角度說，應盡快完善ESG評價體系和信息披露機制，為加強ESG信息披露建設營造良好的法律與制度環境，助力企業實現高質量發展。同時，政府應加強對于企業ESG信息披露行為的監督與管理，建立激勵和懲罰并重的獎懲機制。一方面，對于ESG信息披露質量較高的企業，應給予企業更多稅收優惠、政府補助等政策支持；另一方面，對于ESG信息披露質量較差的企業，應給予一定的懲罰，例如提高稅收征收額度、提升貸款利率、減少貸款額度等。（2）從企業的角度說，應強化ESG發展理念，積極主動履行ESG責任，從企業戰略層面建立行之有效的ESG信息披露管理機制，切實提高ESG信息披露質量，向外界釋放企業注重綠色可持續發展和ESG績效卓越的積極信號，樹立良好的社會形象和聲譽，獲得更多利益相關者的認可和創新資源支持，降低融資難度與成本，進而有效促進企業綠色創新。此外，企業綠色創新高度依賴于核心員工的創新意識、創新意愿、創新能力及知識水平。因此，企業應積極實施人才引進戰略，建立競爭擇優的人才選拔機制，不斷吸引并招聘擁有綠色創新意識和知識背景的專業人才，加速人力資本積累。同時，企業應加強自身在環境保護、社會責任履行及公司治理等方面表現，提高利益相關者的風險容忍度，為核心員工開展綠色創新活動營造一個更寬容的環境，并不斷提高核心員工的薪資與福利水平，以提高員工的綠色創新意愿和效率，驅動企業綠色發展。（3）從投資者的角度說，應樹立ESG責任投資理念，建立對ESG信息披露的正確認識，重視企業ESG信息披露內容與質量，在投資過程中綜合考慮ESG相關因素，為環境責任表現好、社會責任履行水平高及公司治理能力強的企業提供更多的資金支持，助力企業實現綠色轉型。（4）根據異質性分析結果，企業應結合自身發展情況、所處經濟政策環境、社會需求及國家要求等因素及時調整企業可持續發展戰略和ESG信息披露強度。一方面，大規模、高新技術、高市場競爭程度及新《環保法》實施后的企業應順應國家政策要求和市場需求，貫徹綠色可持續發展理念，不斷提升ESG信息披露水平，增強可持續發展能力，以爭取外部關鍵資源。另一方面，企業應加強“綠色發展”“創新驅動”理念，充分利用自身競爭優勢，提高核心競爭力，并主動加強自身ESG建設，不斷改善ESG信息披露表現，贏得利益相關者的青睞，持續增強自身綠色創新能力，實現企業高質量發展。