ESG信息披露與企業綠色創新

達潭楓 何顯輝

一、引言

進入21 世紀以來，極端天氣、公共衛生事件和資源緊缺等諸多問題層出不窮，人類的生存發展和全球經濟的可持續運行受到嚴重威脅。傳統的以“高投入、高消耗、高污染”為特點的粗放式發展模式已不可持續，如何促進綠色可持續發展成為當前面臨的重大課題。我國高度重視可持續發展，特別是黨的十八大以來，提出構建“創新、協調、綠色、開放、共享”的新發展理念，將綠色發展提升到新的高度。黨的二十大報告進一步明確指出，要推動經濟社會發展全面綠色化、低碳化，加快形成綠色生產和生活方式。企業作為經濟發展的重要微觀主體，其能否貫徹可持續發展理念實現綠色轉型，突破傳統發展模式束縛，對于推動經濟高質量發展具有關鍵性作用。綠色創新是企業實現綠色轉型的重要驅動力，然而綠色創新不僅需要巨額的前期投入，且具有“雙重外部性”，這可能阻礙企業綠色創新意愿，導致企業缺乏綠色投資激勵[1，2]。因此，如何激活企業綠色創新內在的驅動力，是實現綠色轉型發展的關鍵。

ESG 是從環境（Environmental）、社會（Social）及公司治理（Governance）三個維度來綜合衡量企業可持續發展的評價體系。伴隨著可持續發展理念的日益深入，越來越多的投資者、企業和金融機構開始重視企業ESG 表現。據萬得數據庫顯示，中國資本市場上有將近300 只ESG 投資基金，管理的資產規模超過2700億元。其中，以ESG投資策略為主的基金有30 家以上，管理資產額達150 億元；泛ESG 基金管理資產規模估計高達1.6 萬億元。隨著市場監管部門對ESG 信息披露制度的持續完善①，主動披露ESG 信息的中國上市公司數量也迅速增長。截至2021年，我國A股上市公司中共有1412家企業披露了ESG信息，覆蓋A股總市值的75%，ESG披露率首次達到30%[3]。

ESG 信息披露是對ESG 投資情況的重要詮釋。ESG 信息披露通過連接企業與市場，改善了企業的信息環境，緩解了企業與其利益相關者之間的信息不對稱，有助于市場發揮激勵相容機制，從而對企業經營發展產生重要影響。ESG優勢企業有利于增進利益相關者的信任，從而降低融資成本，緩解融資約束，抵御風險并提高企業價值。多數學者認為，ESG信息披露有助于企業降低融資成本[4，5]，ESG 信息披露帶來的“信息效應”不僅緩解了企業與其利益相關者之間的信息不對稱，良好的ESG 表現還可以有效提升企業價值和估值[6，7]，并使企業具有更好抵御風險的能力[8]。也有部分學者研究指出，我國企業推進ESG 實踐方面尚面臨一些問題和不足。如，ESG信息披露相關的制度安排尚存在缺陷，ESG 信息披露質量不高，甚至部分企業存在ESG“漂綠”等不規范行為[9]，從而增加了企業的經營風險。

此外，也有學者認為企業ESG 表現對企業價值和成長的影響并不確定。企業ESG 實踐存在較強的外部性，會影響企業價值最大化目標的實現[10]。李思慧等[11]依據中國上市公司數據實證分析發現，中國上市企業現階段的ESG 實踐中，企業的“成本效應”大于“盈利效應”，影響了企業的成長。上述研究大多集中于探討企業ESG 信息披露與其經營發展之間的關系，對于ESG 信息披露是否影響企業綠色創新尚無清晰的回答。理論和實踐表明，可持續和綠色發展的需求所引致的環境規制勢必迫使企業淘汰落后產能，通過創新轉變發展模式。那么，ESG信息披露與企業綠色創新之間是否存在顯著的正向關系？如果有，其影響機制是什么？厘清這些問題對企業獲取資金支持，實現長遠發展、綠色發展，以及實現經濟社會高質量發展極為重要。

本文基于利益相關者理論與信號傳遞理論，首先分析了ESG 信息披露影響企業綠色創新的理論機理；然后基于雙向固定效應模型，運用華證公司的ESG 評級和上市公司綠色專利數據，實證分析了ESG 信息披露與企業綠色創新之間的關系，從融資約束和風險承擔兩個角度探究兩者之間的影響機理。本文的研究邊際貢獻主要有兩方面：一方面，基于利益相關者理論探討了ESG 信息披露對企業綠色創新的影響，在理論層面拓寬了企業綠色創新的影響因素研究，豐富了ESG 信息披露的經濟后果研究。另一方面，基于ESG 披露現狀，構建了ESG 不確定性指數，實證驗證了ESG 不確定性對企業綠色創新的影響，并進一步考察了ESG 信息披露的動態系統性變化對企業綠色創新的影響。

二、理論分析與研究假設

（一）ESG信息披露與企業綠色創新

ESG 信息披露能夠改善企業信息透明度，緩解企業與其相關利益者之間的信息不對稱，為企業綠色創新提供一個激勵、監督的市場治理機制。由信號傳遞理論可知，當企業財務指標信息和非財務指標信息趨向一致時，企業傳遞的信息質量更高。同時，ESG信息披露作為企業重要的非財務指標信息，具有一定的外部性，如果企業ESG 表現較好，則可釋放出企業經營狀況良好且具有一定競爭優勢的信號，從而改善企業信息質量，緩解企業與投資者、銀行等金融機構、消費者和供應商等利益相關者之間的信息不對稱。

ESG信息披露可以有效發揮市場對企業的監督機制。現代企業所有權與管理權分離，導致的委托代理問題已成為企業發展的“絆腳石”。在這種治理架構下，企業傾向于選擇周期短、見效快、風險低的投資項目，在一定程度上限制了企業的綠色創新水平。而ESG 信息披露有助于連接企業與外部利益相關者，緩解信息不對稱，有助于對企業管理層進行監督，在一定程度上限制了企業管理層機會主義的短視行為，提高了企業管理層經營決策的透明度和科學性，有利于企業綠色創新[12]。同時，ESG優勢企業能爭取利益相關方的信任和支持，為企業綠色創新提供多元化資源。據此，本文提出如下假設：

H1：ESG信息披露可以促進企業綠色創新。

（二）ESG信息披露、融資約束與企業綠色創新

具有ESG 優勢的企業通常會更積極地向外界披露其在環境保護、社會責任履行以及公司治理方面的信息。這種ESG 優勢不僅有助于企業建立良好的社會聲譽和品牌形象，還增強了企業信息披露的真實性和全面性，有助于減輕企業與其利益相關者之間的信息不對稱[13]。投資者和金融機構能夠更全面地了解企業的經營風險和未來價值，進而擴大對企業的綠色授信，拓寬了企業的融資渠道和信貸規模[14]，激發企業更多關注綠色創新以維持ESG 優勢，形成良性循環。企業秉持ESG 理念符合國家支持的綠色可持續發展戰略，因而ESG 優勢企業勢必會得到更多的政策支持。同時，具有可持續發展偏好的投資者愿意為ESG 優勢企業支付更高的溢價，進一步減輕企業的融資約束[15，16]。基于此，本文提出以下假設：

H2：ESG信息披露可以通過緩解融資約束促進企業綠色創新。

（三）ESG信息披露、風險承擔與企業綠色創新

ESG 信息披露主要從改善利益相關者關系、降低信息不對稱程度和建立良好聲譽三個方面起到提升企業風險承擔水平的效果[17]。首先，基于利益相關者理論觀點，ESG 信息披露展示了企業的社會責任，這有助于提升企業凝聚力及員工忠誠度，從而提升運營效率，增強風險承擔水平。此外，ESG信息披露體現出企業環境保護意識，這不但能獲得更多政策支持，也提升了客戶對企業的忠誠度與信任度[18]，能夠保障企業收入和現金流的穩定，使企業有較高的風險承擔能力。其次，ESG 信息披露有助于增進外部債權人與投資者對企業的了解，有效降低了信息不對稱，企業財務違規等風險也隨之下降[19]。最后，基于聲譽理論的觀點，ESG信息披露對提升和維護企業聲譽也會產生積極作用，使企業更易獲得外部市場的青睞[20]，這有利于提高企業財務績效，提升風險承擔水平。

較高的風險承擔能力有助于企業更好地發揮市場監督和激勵機制作用，驅動企業主動進行綠色轉型。當企業風險承擔水平較高時，意味著企業具有較高的創新積極性，可以增加企業綠色創新行為。基于以上分析，本文提出以下假設：

H3：ESG信息披露可以通過提升企業風險承擔水平促進企業綠色創新。

三、研究設計

（一）數據來源及樣本選擇

本文以2011—2021 年我國滬深A 股上市企業數據為研究樣本。為保障實證樣本數據的可比性和科學性，對樣本進行如下篩選和處理：①剔除標記為ST、ST*和金融行業的上市企業；②剔除相關變量嚴重缺失和部分年份觀測值較少的企業；③為避免受極端值影響，對連續變量進行1%和99%水平的縮尾處理，最終獲得26616個樣本觀測值。

本文選取的企業綠色創新數據來源于中國研究數據服務平臺（CNRDS）。ESG 信息披露來自華證公司發布的ESG評級報告，該指數2009年首次對A股企業進行ESG 評估，目前已覆蓋全部A 股上市企業，適用期間和所覆蓋范圍均受到業界學者的廣泛認可。華證ESG 數據、公司和行業數據均來自國泰安數據庫。

（二）變量說明

1.被解釋變量

企業綠色創新（Patent）。參考劉柏等[12]、胡潔等[21]研究，使用企業綠色專利的產出水平來衡量企業綠色創新。具體地，本文采取三種衡量方式從不同角度反映企業綠色創新水平：第一種是企業獨立申請的綠色發明和實用新型專利數量加1取自然對數（Patent1），衡量了企業綠色專利的總體情況；第二種是企業獨立申請的綠色發明專利數量加1取自然對數（Patent2），側重于原創性更強的綠色發明專利；第三種是企業申請的綠色發明專利的最終授權量加1取自然對數（Patent3）。

2.核心解釋變量

ESG信息披露（ESG）。本文上市企業的ESG信息披露數據來源于華證公司發布的ESG 評級報告。該報告每季度更新一次，并將企業ESG 表現從優到劣分成AAA、AA、A、BBB、BB、B、CCC、CC、C 共9個級別，本文將C到AAA等級分別賦值1—9分，然后將季度數據求均值作為企業ESG 信息披露的代理變量[22]。在穩健性檢驗中，依據彭博公司發布的ESG評級報告作為ESG信息披露的代理指標[5]。

3.控制變量

本文參考胡潔等[21]研究，選取控制變量：企業規模（Size）、凈資產收益率（ROE）、現金流比例（Cashflow）、營業收入增長率（Growth）、董事會人數（Board）、托賓Q 值（TobinQ）、資產負債率（Lev）、研發投入（lnRD）、行業競爭性（HHI）。具體變量定義見表1。

（三）模型設計

為驗證ESG 信息披露對企業綠色創新的影響，本文設定如下基準模型：

其中，下標i、t分別表示企業個體、年份，Patenti,t表示企業綠色創新，ESGi,t-1表示企業ESG信息披露，Controli,t-1表示控制變量矩陣，ε為模型的隨機誤差項。為提高模型回歸的科學性，本文做了如下處理：第一，考慮到ESG 信息披露對企業綠色創新的影響存在一定時滯，因此本文對核心解釋變量和控制變量進行滯后一期處理，從技術上減輕模型存在的反向因果導致的內生性問題。第二，控制了企業個體固定效應（STKCD）和時間固定效應（YEAR）。第三，所有回歸模型的標準誤均在企業層面進行聚類處理。

四、實證結果及分析

（一）描述性分析

表2是主要變量的描述性統計結果。Patent1的最小值為0，最大值為7.78，標準差為1.136，均值為0.782；Patent2 的最小值為0，最大值為7.78，標準差為0.934，均值為0.521；Patent3的最小值為0，最大值為6.14，標準差為0.612，均值為0.245。上述結果表明，企業的綠色創新處于較低水平，但樣本數據具有一定差異性。企業ESG 信息披露的最小值為1，最大值為9，均值為6.459，表明樣本企業的ESG 信息披露得分處于中等偏上水平。

表2 主要變量描述性統計結果

（二）基準回歸分析

表3報告了ESG信息披露對企業綠色創新水平影響的基準回歸結果，所有回歸模型均控制了企業層面特質及個體和年份固定效應。表3（1）列顯示，ESG 信息披露系數為0.025，且在1%的水平上顯著。（2）和（3）列將被解釋變量換為Patent2 和Patent3，結果顯示ESG信息披露系數仍在1%的水平上顯著為正。回歸結果表明，ESG 信息披露可以促進企業綠色創新水平。本文假說H1得到初步驗證。

表3 基準回歸結果

（三）穩健性檢驗

1.替換變量

目前國內尚未有統一規范的ESG 信息披露標準，造成不同ESG 評級機構對同一企業評價存在一定差異。本文使用彭博公司的ESG 評級報告（ESG_pengbo）作為解釋變量“ESG 信息披露”的代理變量，避免因ESG 信息分歧所帶來的估計誤差。代入基準模型（1）重新進行估計，如表4（1）至（3）列所示，ESG信息披露系數均至少在5%的水平上顯著為正。由于企業申請的綠色專利獲得授權的周期較長，為提高模型估計精度，將ESG 信息披露滯后兩期代入模型估計，（4）列結果顯示，ESG 信息披露系數在1%的水平上顯著為正。為進一步考察ESG 與企業綠色創新質量的關系，本文參考Mao等[23]研究，首先采用企業“一年內綠色專利被引用次數”（Patent_Q）代表綠色創新質量，并作為企業綠色創新的代理變量；然后使用“剔除一年內自引用后的被引用次數”（Patent_Q1）作為另一代理變量。回歸結果如表4（5）和（6）列所示，ESG 信息披露系數均在1%的水平上顯著為正。綜上所述，替換關鍵變量后，ESG信息披露仍對企業綠色創新具有顯著正向影響。假說H1依然成立。

表4 穩健性檢驗一：替換變量

2.工具變量法（2SLS）

本文雖控制了企業和行業層面的變量，但仍有可能存在遺漏變量和反向因果導致的內生性問題。本文參考Breuer 等[24]研究，使用同年同行業其他企業的ESG 均值（ESG_pro）作為工具變量。選擇理由如下：一是企業ESG 信息披露得分水平與同行業相比具有較強的相關性，滿足工具變量相關性條件；二是行業的ESG 信息披露平均水平不直接影響企業的綠色創新，因而滿足工具變量外生性條件。本文構建兩階段最小二乘法（2SLS）模型進行估計。表5（1）列為第一階段回歸結果，工具變量（ESG_pro）與ESG 信息披露（ESG）在1%的水平上呈顯著正相關。Cragg-Donald Wald F、Kleibergen-Paaprk LM 和10% maximal IV size 統計量檢測結果顯示，拒絕弱工具變量和不可識別的原假設。（2）至（4）列為第二階段回歸結果，ESG信息披露系數均在1%的水平上顯著為正，說明考慮內生性影響后，ESG信息披露對企業綠色創新的正向促進作用不變。假設H1 再次得到驗證。

表5 穩健性檢驗二：工具變量法

3.Heckman兩階段檢驗

企業專利數量樣本實際存在大量的0 和缺失值，如果簡單剔除這部分樣本，則會使回歸估計有偏。為減少在0上的集中分布，將樣本加1取自然對數。但實際上企業很難實現從0到1的創新，同樣也不能很好地解決樣本在0 上集中分布的問題，因而本文存在一定的樣本自選擇偏差[25]。由此，本文參考Heckman[26]的研究構造兩階段模型。第一階段，probit模型中控制行業和個體固定效應進行估計，原因在于企業的創新進展與行業競爭和行業政策等因素密切相關；被解釋變量為企業是否存在創新產出（Patent_D），企業存在創新專利數賦值為1，否則為0；此外，加入排他性約束變量“企業研發支出是否增加”（IfRD）。將第一階段回歸結果的逆米爾斯比率（IMR）加入第二階段進行估計。由表6（2）、（4）、（6）列可知，除（4）列的IMR 系數不顯著外，其余的IMR系數均顯著，說明存在一定的樣本自選擇偏差，使用Heckman 兩階段模型有一定的合理性。此外，ESG信息披露系數均至少在5%的水平上顯著為正，說明克服樣本自選擇偏差后，基準回歸結論仍然穩健。假設H1成立。

（四）異質性檢驗

1.企業規模

企業規模是影響企業綠色創新資源的重要因素。大企業具備豐富的創新資源，如資金、人力、技術積累等優勢，能為實現企業綠色創新提供良好的基礎。中小企業有很高的創新意愿，但普遍存在融資約束問題，極大地限制了企業的創新投入和企業內部的創新激勵。企業提升ESG 建設，不僅可以緩解中小企業的融資約束，改善企業創新投資不足問題，還可以提高企業聲譽資本，吸引更多創新性人才的加入，增強企業內部員工的創新積極性，優化企業人力資本結構，促進創新。

本文將企業規模按照50%分位劃分為大型企業和中小企業兩組，代入基準模型（1）進行估計。表7（2）、（4）、（6）列是中小企業樣本的估計結果，ESG信息披露對企業綠色創新的影響至少在5%的水平上顯著為正。（1）、（3）、（5）列是大型企業樣本的估計結果，ESG 信息披露對企業綠色創新的影響均不顯著。可能的解釋為：在大型企業中不乏綠色創新資源，ESG 信息披露引致的市場激勵效應對其相對有限，而對缺乏綠色創新資源的中小企業的影響更大。

表7 企業規模異質性結果

2.企業產權

企業的產權性質也極有可能是影響企業綠色創新水平的重要因素。企業綠色創新活動具有較高沉沒成本和失敗概率，對于企業資金和風險承擔水平具有更高要求。國有企業擁有政府的隱形擔保，在融資環境、風險承擔等方面較民營企業具有更多優勢，具備充足的創新資源進行創新投入和創新激勵[27]。相較國有企業，民營企業則更需要借助市場激勵機制拓寬企業獲取資源的途徑，以改善企業融資約束并提高風險承擔水平。ESG可以起到連接企業與市場之間傳遞信息的作用，是發揮市場激勵機制促進資源優化配置的重要路徑之一。

本文將樣本分成國有企業和民營企業兩組，分別代入基準模型（1）進行估計。表8（1）、（3）、（5）列是民營企業樣本的估計結果，ESG 信息披露系數至少在10%的水平上顯著為正，表明ESG 信息披露可以促進民營企業的綠色創新。（2）、（4）、（6）列是國有企業樣本的估計結果，ESG 信息披露系數均不顯著但為正，表明沒有足夠證據說明ESG 信息披露可以促進國有企業綠色創新。可能的解釋為：國有企業具備充足的創新資源，其借助ESG 信息披露發揮市場激勵作用有限。而對于資源匱乏的民營企業而言，ESG信息披露則可以更好地發揮市場激勵作用，促使資源流向民營企業，促進企業綠色創新。

表8 企業所有制異質性結果

五、影響機制分析

上文得到ESG 信息披露促進企業綠色創新的經驗證據，基于理論分析，本文從融資約束和風險承擔的角度探究其作用機制。參考溫忠麟等[28]的研究，使用如下中介效應模型檢驗機制：

（一）檢驗融資約束機制

為檢驗ESG 信息披露是否通過緩解融資約束促進企業綠色創新。參考Hadlock等[29]的研究，使用SA 指數（SA）作為企業融資約束的代理變量②，并采用兩種企業融資成本作為融資約束程度的替代變量：一是以“企業利息支出及手續費和其他財務費用總額與期末總負債之比”衡量的債務融資成本（COST）；二是運用PEG模型計算的企業權益融資成本（COC）③。

表9（1）至（3）列分別表示ESG信息披露對融資約束的回歸結果，除ESG 信息披露對權益融資成本回歸系數不顯著外，融資約束指數和債務融資成本回歸系數均顯著為負，表明ESG 信息披露可以緩解企業融資約束，并降低企業債務融資成本。（4）至（6）列是進一步檢驗融資約束對企業綠色創新的影響結果。融資約束（SA）系數均在1%的水平上顯著為負，表明企業融資約束越高，越不利于其綠色創新水平提升。ESG信息披露對企業綠色創新的回歸系數至少在5%的水平上顯著為正。由此得出，ESG信息披露可以通過緩解融資約束促進企業綠色創新。假說H2得以驗證。

表9 ESG信息披露、融資約束與綠色創新

（二）檢驗風險承擔機制

進一步，驗證ESG 信息披露是否通過提高企業風險承擔水平來促進企業綠色創新。以往研究主要使用盈利水平波動率來衡量風險承擔水平，因為企業的風險承擔水平高，企業的盈利水平仍處于較低水平的波動，在企業財務指標上的表現即為企業盈利水平在一定時間內的波動率。但此邏輯在本文可能并不適用，原因在于：良好的ESG 信息披露將提升各利益相關者對ESG 優勢企業的支持與信任，如融資便利、政策支持等，將改善企業的盈利狀況，企業的風險承擔水平得以提升，若仍采用盈利水平波動率來衡量風險承擔，風險承擔水平則呈現下降趨勢，顯然與實際不符。本文認為企業研發支出和研發人力資源水平是企業應對長期挑戰和風險最有力的保障，因而采用企業風險項目投入水平來衡量企業的風險承擔水平更為合理。參考朱焱等[30]研究，采用企業年度研發支出占上期總資產比例（Risk1）和研發人員占員工總數比例（Risk2）作為風險承擔水平的代理變量。表10（1）和（2）列顯示，ESG 信息披露系數在5%的水平上顯著為正，表明ESG信息披露有利于增加研發支出和研發人員占比，提升企業風險承擔水平。（3）至（5）列是進一步驗證風險承擔對企業綠色創新的影響結果，風險承擔系數至少在5%的水平上顯著為正，表明提高風險承擔能力可以促進企業綠色創新。從整體的模型回歸結果來看，ESG信息披露可以通過提升企業風險承擔水平促進企業綠色創新。假說H3得以驗證。

表10 ESG信息披露、風險承擔與綠色創新

六、進一步分析

（一）ESG不確定性與企業綠色創新

目前國內ESG 信息披露尚未有統一標準，不同評級機構評價體系的指標范圍、指標度量及權重存在一定差異，導致不同評級機構對同一企業的ESG評級存在分歧[31]。ESG信息披露分歧引致的ESG信息披露的不確定性是否會影響ESG 信息披露對企業綠色創新的作用效果？本文參考Avramov 等[32]的研究，基于華證、彭博、商道融綠和萬得這四家ESG評價報告數據構建ESG 不確定性指標。由于不同評級機構存在量綱和覆蓋范圍的差異，為盡可能保證不同評級間具有可比性，本文按照如下步驟進行處理：第一步，選擇兩家評級機構，篩選出共同覆蓋的企業，按照不同年份排序，計算企業在所處年份樣本中的分位數；第二步，計算同一家企業在不同評級機構下的分位數標準差；第三步，重復第一步和第二步的步驟，計算四組評級數據共6個組合，求均值得到最終的ESG 不確定性指數（ESG_std）。構造如下模型驗證：

表11的回歸結果顯示，ESG信息披露與ESG不確定性交互項（ESG×ESG_std）系數均顯著為負，表明ESG 信息披露不確定性會削弱ESG 對企業綠色創新的促進作用。其中，（2）和（3）列交互項系數顯著性更強，說明ESG 信息披露不確定性對企業綠色發明專利的影響更為明顯。

表11 ESG不確定性與企業綠色創新

（二）ESG動態系統性變化與企業綠色創新

由于第三方ESG 評級機構對企業的評級是動態可變的，且每一年的評級均有所變化。為進一步掌握企業ESG 信息披露動態系統性變化對企業綠色創新的影響，本文參考毛其淋等[33]研究：首先，根據華證公司ESG 評級數據將樣本分為高、低組，高ESG組為企業的ESG評分處于A、AA、AAA等級，低ESG 組為企業的ESG 評級處于A 等級以下。然后，進一步將樣本分成四組，分別為企業ESG 評級連續兩年高組（GG組）、上年高組當年低組（GD組）、上年低組當年高組（DG組）和連續兩年低組（DD組）。分組估計結果見表12。（2）列中，ESG 信息披露系數顯著為負，說明企業ESG 評級下降會負向影響企業綠色創新水平。（3）列中，ESG信息披露系數顯著為正，說明企業ESG 評級改善有助于提升企業綠色創新水平。由此可見，ESG 信息披露狀態持續改善更有助于企業綠色創新。

表12 ESG動態系統性變化與企業綠色創新

七、研究結論與啟示

（一）研究結論

追求長期價值增值、兼顧社會價值和環境保護的ESG 理念，是實現社會經濟高質量發展和可持續發展的重要實踐，也高度契合了時代發展需要。本文以綠色創新為切入點，實證探究ESG 信息披露對企業綠色創新的影響及機制。研究結論如下：（1）ESG 信息披露可以有效促進企業綠色創新產出，且這一促進作用在中小企業和民營企業中更為明顯；（2）ESG 信息披露可以通過緩解融資約束和提高風險承擔水平影響企業綠色創新產出；（3）ESG信息披露不確定性會削弱ESG 對企業綠色創新產出的促進作用，而ESG 信息披露狀況持續改善更有助于促進企業綠色創新。

（二）研究啟示

基于以上實證結論，提出以下啟示：

第一，應積極推動ESG 建設。首先，完善ESG信息披露標準，規范ESG 信息披露制度。針對不同行業特征、產權差異、企業規模等因素，著眼于中國現實背景。同時，與國際標準接軌，借鑒國外成熟國家ESG 建設理念，構建具有中國特色的ESG 披露標準。其次，應強化政策導向，充分發揮市場激勵、監督作用，確保企業及時、標準、全面、真實地披露ESG信息，以有效緩解和減少因市場上ESG 信息披露質量參差不齊和ESG 報告“漂綠”等行為導致的資金錯配。

第二，在投融資體制機制和資本市場樹立ESG投資信仰。對于各類投資者來說，應倡導將ESG 理念納入“篩選投資標的”決策中，更多考慮價值投資和綠色投資。對于銀行等金融機構而言，應將ESG理念納入信貸決策和風險管控清單中。同時，推進中國ESG 生態系統建設，如將ESG 納入相關投融資標準，爭取達成全面共識，在頂層設計上搭好框架。這樣不僅有利于ESG 優勢企業緩解融資約束，助力企業綠色創新，實現企業綠色轉型，還可以為投資者和債務方識別潛在的風險。

第三，大力引導、鼓勵企業積極追求ESG 理念，將ESG 理念貫穿于企業戰略管理和文化中。從企業戰略制定與決策、執行，到管理考核激勵文化建設等諸多方面，將ESG 理念貫徹落實到企業經營管理的每一個環節、每一個方面，使其成為企業所有者、管理者、員工自覺遵守和追求的目標。如采取更綠色的生產經營方式，增加綠色投資；為員工營造激勵有效的創新環境，激發綠色創新驅動力；通過積極披露ESG 信息和樹立良好的社會形象，爭取贏得企業利益相關方的高度信任與支持，整合企業內外部創新資源，推動綠色創新。

總之，應進一步完善規范ESG 信息披露制度，引導鼓勵信貸市場、勞動力市場更多依據企業ESG信息披露，進一步提升市場對資金、人才等稀缺資源配置的效率，激勵企業ESG 建設，形成ESG 建設良性循環，更好促進企業綠色創新，助力社會經濟高質量發展。

注 釋

①2018年中國證監會將ESG信息披露框架納入《上市公司治理準則》。

②SA=-0.737size+0.043size^2-0.04Age。其中，size 為企業總資產對數，Age 為企業年齡。該指數越大，表明企業受融資約束越高。

③權益成本計算公式：COC=(EPS2-EPS1)/P。其中，P為年收盤價，EPS1、EPS2分別為1年和2年后每股收益預測值。