企業ESG表現影響綠色創新效率的效應與機制研究

中圖分類號：F272.3 文獻標識碼：A DOI：10.3969/j.issn.1003-8256.2025.04.013

綠色技術創新是助力企業轉變發展方式、實現高質量發展的關鍵戰略行動。《關于進一步完善市場導向的綠色技術創新體系實施方案》強調為了加快綠色低碳轉型和推動高質量發展應該完善市場導向的綠色技術創新體系，并且指出綠色創新技術對綠色低碳發展起到了關鍵支撐作用1]。為了實現環境與經濟協調發展的目標，企業作為經濟運行的微觀主體理應積極進行綠色創新，不斷降低消耗和減少污染，推動企業綠色轉型，從而實現經濟增長和環境保護的雙贏。然而綠色技術創新具有周期長和投入大的特點，短期內不能為企業帶來可觀的收益，反而需要企業長期持續地投入，這些特征降低了企業的積極性和創新動力。因此，探討如何激勵企業綠色技術創新并提升綠色創新效率，對于實現經濟和環境的協同高質量發展具有一定的價值。

關于企業綠色創新效率的影響因素研究大多聚焦于宏觀層面的環境規制[2-3]和雙向FDI[4]，微觀層面也只涉及環保投人[5]和企業數字化轉型[6等因素。近年來，越來越多的投資者在對企業進行分析評估時主動將環境、社會責任和公司治理方面的表現（ESG）納入考察范疇。在安永發布的第六次全球機構投資者調查報告中，有 90% 的受訪投資者表示在制定投資決策時會考慮企業在ESG方面的表現[7]。ESG是貫徹綠色發展理念、實現生態文明建設整體布局的有力抓手，與綠色技術創新所蘊含的環境友好和可持續發展觀念不謀而合[8]。理論上，ESG表現好的企業會主動通過綠色創新實現低碳生產，并且重視利益相關者價值實現以及具備完善治理機制有助于企業提升綠色創新效率。在此背景下，部分學者對企業ESG表現與綠色創新效率之間的關聯展開了相對系統的研究，結果基本支持企業ESG表現可以提升企業綠色創新效率[9-11]。也有學者得出不同的結論，Zhang等[12]指出企業披露社會責任報告以展示ESG表現的行為將會直接增加企業的成本，由于企業內部資源的有限性，可能導致用于綠色創新的資源被擠占。但波特效應認為合理的環境規制可以激勵企業創新并且促使企業提高生產效率，因此從長期來看良好的ESG績效可以激勵企業創新，達到企業發展和環境保護的雙贏效果。劉柏等[13]指出ESG評級如果只能觀測到綠色專利數量而無法識別綠色創新質量的好壞，企業就可能存在綠色創新的形式主義行為，并不能對企業綠色創新形成實質性激勵。因此本文利用投入產出模型測算企業的綠色創新效率，可以更真實地反映企業的綠色創新能力，并且檢驗ESG表現對企業綠色創新效率的影響。

從上述文獻中可以發現，一方面，學術界關于ESG表現對企業綠色創新的影響并未形成一致的觀點，可以通過研究進一步豐富該領域的文獻，拓展ESG影響企業綠色創新效率的作用機制；另一方面，現有文獻大多以綠色創新投入或產出的單一指標衡量綠色創新效率，這種測算方法并不能全面反映綠色創新效率水平[14]。利用投入產出模型對投入和產出兩方面的影響進行綜合考慮，在一定程度上可以避免由于創新投入和產出分割而產生的評價偏差[15]，投入產出角度計算的綠色創新效率能反映綠色技術創新的過程和對資源要素的利用程度，從而反映企業更真實的綠色創新能力[16]。

與既有文獻相比，主要有以下幾點邊際貢獻：第一，現有文獻大多聚焦于綠色創新投入或產出方面，對綠色創新效率關注不夠，本文在這一點上進行了完善；第二，從融資約束、內部控制以及機構投資者關注三方面分析并檢驗了企業ESG表現對綠色創新效率的影響和作用機制，對于ESG表現的影響效應和綠色創新效率的驅動路徑進行了補充；第三，檢驗了不同產權性質、不同生命周期階段以及不同環境規制強度下ESG表現對企業綠色創新效率的異質性影響，可以為企業制定綠色創新效率提升計劃和戰略提供一定的借鑒和參照。

1理論分析與研究假設

1.1企業ESG表現對綠色創新效率的直接影響

ESG表現良好說明企業對環境保護、社會責任履行和公司治理的重視，因此良好的ESG表現對企業綠色創新效率的促進作用可以從以下三個角度展開。

從環境保護（E）維度來看，具有較高環境保護意識的企業會主動尋求通過創新技術手段實現低碳環保生產以達到環保制度的要求，獲得環保合法合規性[14]。尤其是在我國提出“碳達峰碳中和”的背景下，環保意識較好的企業會主動開展綠色創新活動，注重創新要素的投入和創新成果的轉化，從而提升企業的綠色創新效率，實現企業向綠色發展方式的轉變。同時，通過履行環境責任企業可以向外部展示出良好的企業形象，具有綠色形象的企業往往可以得到政府的認可和支持[17]。憑借政府部門的認可獲得政策或資源傾斜將有助于企業豐富資源儲備，從而可以對投入資源進行合理化配置。面對政府監管和環境法律法規的壓力，企業擁有更加充裕的資源投入綠色生產技術的開發和應用，通過對資源的高效集約化利用提升綠色創新的效率。

從社會責任履行（S）維度來看，積極履行社會責任的企業更加重視員工的福利待遇和職業發展，通過合理的人力資源開發可以提升技術創新潛力，激發員工的主動性和創造性[5]。通過匯聚高素質人才開展綠色技術創新，有助于促進人才之間的交流、學習和合作[18]，從而實現知識的整合和轉化，這對于推進綠色技術研發、成果轉化以及提升綠色創新效率具有重要意義。同時，企業履行社會責任的另一個重要表現是為利益相關者提供更多的價值創造。綠色創新注重環境效益與經濟效益的協調，有利于企業的可持續發展，負責任的企業會傾向于綠色發展戰略，并且對于創新要素的配置會更加合理和慎重，確保要素使用率最大化以提升綠色創新效率。

從公司治理（G）維度來看，內部治理表現更好的企業可以通過適當的股權激勵制度緩解委托代理問題，使管理層的利益與股東的利益保持一致，一定程度上可以抑制管理層的短視自利行為，促使管理層注重綠色創新這一具有長期價值導向的活動，并且制定合理的戰略規劃，提升綠色創新效率。同時，內部控制能力能夠提升企業的抗風險能力，綠色創新由于其存在長期性和不確定性，風險承擔能力也是企業進行綠色創新必不可少的條件。具備較高風險承擔能力的企業在面對綠色創新帶來的種種困難和挑戰時，更能保持創新積極性，可以充分把握投資機會，提升綠色創新效率。

綜上，企業良好的ESG表現分別從三個維度提升企業的綠色創新效率，故提出假設：

H1：企業ESG表現正向促進企業綠色創新效率的提升。

1.2企業ESG表現影響綠色創新效率的作用機制

第一，企業提升ESG表現有助于緩解融資約束，破解創新資金約束難題，從而提升綠色創新效率。良好的ESG表現意味著企業具有較高的治理水平和較低的環境、社會責任風險，可以向投資者傳遞公司經營穩定的信號[19]。這使得有著優秀ESG表現的企業更容易獲得投資者的關注和投資，可以降低企業的權益融資成本，緩解企業融資約束。借助來自投資者、銀行、政府等利益相關者的戰略性資源支持，企業可以將更多的資金投人基礎設施的建設和生產設備、生產工藝的改進，降低生產過程中的資源損耗，提升綠色創新要素的投入產出效率。

第二，企業提升ESG表現有助于優化內部控制，提升治理能力，從而提升綠色創新效率。ESG理念強調企業持續經營的能力，這與企業提升內部控制質量實現可持續發展的目標有共通之處[20]。ESG表現好的企業信息透明度更強，有利于提升信息傳遞效率和內部控制水平，并且ESG好的企業具有較高的獨立董事占比，有效對企業日常經營活動和高管行為進行監督。高效的內部控制機制有利于緩解委托代理問題，減少高管的短視主義和自利主義行為，促使高管積極參與綠色創新活動以實現企業的長期價值。同時完善的內部控制體制可以制約管理層的權力，規避利用職務之便的個人投機活動和管理層道德風險，加強企業的合法合規經營，保障綠色創新效率的提升[21]。

第三，企業提升ESG表現有助于吸引機構投資者關注，監督和引領企業開展綠色創新，不斷提升綠色創新效率。由于機構投資者具備專業的投資知識和豐富的信息優勢，更能識別出提升ESG表現對于企業可持續發展的價值，因此機構投資者有明顯的ESG偏好[22]。機構投資者具備資金規模優勢，這有助于為企業帶來充足的資本要素以投入科技研發和成果轉化，幫助企業綠色創新活動順利開展。作為公司的所有者，機構投資者更注重公司的長期價值[23]。隨著機構投資者持股比例的上升，機構投資者的話語權也在不斷增加，可以比較有效地監督高管的行為，減少高管為了追逐短期利益而抑制綠色創新活動的風險。

綜上，提出假設：

H2：企業提升ESG表現可以通過緩解融資約束、優化內部控制、增加機構投資者關注三條路徑來提升綠色創新效率。

2 研究設計

2.1 變量定義

2.1.1 被解釋變量

綠色創新效率 （GIE） 。運用考慮非期望產出的MinDS模型測算企業綠色創新效率。應用MinDS模型研究企業的綠色創新效率，不僅可以對非期望產出進行合理分析，而且能使所有的投入產出指標以最小的代價達到最有效率的期望目標。假設有 n 個決策單元（DMU），簡記為 DMU_k（k=1，2，3…n） ，每個DMU有 m 種投入指標 x_i（i=1，2，3，…，m） ，同時有 q 種期望產出指標，記為 Y_r（r=1，2，3，…，q） 以及 p 種非期望產出 z_t（t=1 2，3，…，p），s_i^-，s_r⁺ 和 s_t^- 分別表示投入指標、期望產出和非期望產出指標的松弛變量， λ 為決策單元的線性組合系數， ρ_k 為被評價 DMU 的效率值， ρ_k 的表達式如式（1）所示：

2.1.2 解釋變量

企業ESG表現 （ESG） 。選取華證ESG評級作為本文的解釋變量。參照劉會洪和張哲源[24]的做法，將華證ESG評級的九個等級（C、CC、CCC、B、BB、BBB、A、AA、AAA）從低到高分別賦值為1～9，分數越高表示企業的ESG表現越好。

2.1.3 中介變量

融資約束 （FC） 。Whited等[25]構建了WW指數，WW指數越大表示企業受到的融資約束越強，詹雷等[26]認為WW指數避免了計量誤差等問題，因此選取WW指數衡量企業融資約束程度。

內部控制 （IC） 。迪博內部控制指標較為全面地刻畫了企業的內部控制水平，具有較高的權威性和認可度，因此選取迪博內部控制指數衡量企業的內部控制水平。

機構投資者關注（INSTI）。借鑒宋清華等[27]的研究，利用上市公司所有機構投資者持股比例之和衡量機構投資者對企業的關注程度。

2.1.4 控制變量

借鑒劉會洪和張哲源[24]以及肖小虹等[15]的研究，微觀層面的控制變量包括企業年齡（AGE）企業盈利能力（ROA）、企業償債能力（LEV）、企業成長性（GROWTH）、企業現金流水平（CASH）、股權集中度（TOP10）、固定資產比率 （FIX） 、獨立董事占比（IND）。宏觀控制變量包括區域經濟發展水平 （GDP） 和外商投資水平（INVEST）。本文還設置了年度（Year）和行業（Industry）兩個虛擬變量，以控制年份和行業。

具體變量定義如表1所示。

2.2 數據說明

選取2015—2021年中國A股上市公司作為研究樣本，企業層面的指標除專利指標來自中國研究數據服務平臺之外均來自國泰安數據庫，區域層面的指標均來自各省份的統計年鑒。借鑒以往研究，按照以下方式對樣本進行了處理：1）剔除存在缺失數據的樣本；（2）剔除*ST、ST類公司，最終獲得了2499個觀測值。對所有連續變量進行了上下 1% 的winsorize處理。

表1變量定義表

此外，參照 等[28]的研究，采用MinDS模型計算企業綠色創新效率時，具體選取的投入和產出變量如下：1投入方面，選取企業研發人員占企業員工總數的比重作為勞動投人，選取企業研發投入占營業收人的比重作為資本投入，以及選取企業注冊地所在省份的能源消耗總量并將其進行標準化作為能源投入[29]（2）期望產出，選取綠色專利申請后獲得數量作為期望產出指標，企業綠色專利分為綠色專利、綠色發明專利和綠色實用新型專利三類，本文通過熵值法測算這三類綠色專利的權重并計算企業綠色專利綜合指數作為期望產出。（3）非期望產出指標通過對企業注冊所在城市的工業廢水排放量、工業二氧化硫排放量以及一般工業固體廢棄物產生量，采用熵值法賦權并計算環境污染綜合指數。本文構建的測算企業綠色創新效率所需的投入產出指標體系，如表2所示。

2.3 模型構建

為了驗證企業ESG表現對綠色創新效率的影響，采取平衡面板數據回歸模型進行實證分析，構建了式（2）來檢驗假設 H1 ○

其中， GIE_it 表示采用投入產出指標計算的公司第 Φ_t 期的綠色創新效率； ESG_it 表示第 χ_t 期公司的ESG表現，采用華證ESG評級指標衡量； Controls_it 代表一系列控制變量； Year_t 和Industryi分別表示年度固定效應和行業固定效應。

3 實證結果分析

3.1 描述性統計

從表3可以看出，綠色創新效率的平均值為0.24，可見我國A股上市企業綠色創新效率平均水平偏低，與Zhou等[28]的研究結果較為接近。企業綠色創新效率的最大值為1，最小值為0.001，極值之間相差較大，說明不同企業之間的綠色創新效率存在較大差異。企業ESG表現的平均值為4.65，最大值為8，最小值為1，標準差較大，說明不同企業之間的ESG表現存在較為明顯的差異。

表3變量描述性統計 N=2 499

3.2 多元回歸分析

由表4可知，企業ESG表現對綠色創新效率的回歸系數為0.009，在 1% 的水平上顯著為正，說明企業ESG表現對綠色創新效率產生了顯著的正向影響，H1得到了驗證。由第（3）列的回歸結果可知控制個體固定效應后，ESG的回歸系數為0.008，在 5% 的顯著性水平上顯著為正，這表明在排除了不可觀測的個體因素對估計結果的影響后，企業ESG表現仍然顯著正向影響綠色創新效率，進一步驗證了結論的穩健性。

3.3 穩健性檢驗

3.3.1 更換變量度量方式

對于被解釋變量，選用綠色專利與研發投入之比衡量的綠色創新效率（ GI 進行補充分析。對于解釋變量，選取彭博ESG評分（ESG1代替華證ESG評級來衡量企業的ESG表現。由表5可知，華證ESG評級對 _GI 以及彭博ESG評分對GIE的回歸系數均在 1% 的水平上顯著為正，與前文的研究結果一致，驗證了主效應回歸結果的穩健性。

3.3.2 改變回歸樣本

不同的樣本容量和結構可能對研究結論的一致性產生影響，如果樣本中包含非重污染企業，可能會弱化ESG表現發揮作用的空間，因為非重污染企業清潔低碳生產的基礎較好，提升綠色創新效率需要付出的成本較少。同時考慮到直轄市具有較大的政策特殊性，可能也會影響企業的綠色創新行為。因此分別將非重污染企業和注冊所在城市為我國直轄市的企業的樣本進行剔除，檢驗改變樣本后的研究結論是否一致。表5的回歸結果表明剔除特定的樣本后，企業ESG表現對綠色創新效率的系數依然顯著為正，證實了結論的穩健性。

3.3.3 更換估計模型

由于本文采用MinDS模型測算企業的綠色創新效率，并未使用超效率模型，計算出的效率的最大值被限定為1，考慮到綠色創新效率具有在1處右截斷的特點，故使用Tobit模型，再次檢驗企業ESG表現對綠色創新效率的影響。從表5可知，ESG對綠色創新效率的回歸系數依然顯著為正，表明在對綠色創新效率右側截取樣本的偏誤進行控制后，結論仍與前文的研究結果保持一致。

3.4 內生性問題討論

3.4.1 解釋變量滯后處理

考慮到ESG表現對綠色創新效率存在滯后影響的可能性，對解釋變量做滯后一期和滯后兩期處理生成（ l.ESG 和l2.ESG）后進行回歸，來檢驗基礎回歸結果的穩健性。由表6可知，ESG表現滯后處理后的回歸結果不僅顯著為正而且大于基礎回歸的回歸系數，意味著企業以往的ESG表現可以對以后年度的綠色創新效率產生更大的促進作用，一定程度上體現了良好的ESG表現對企業可持續發展的重要意義，企業應該加強對ESG績效建設重要性的認識。

3.4.2 工具變量法

企業ESG表現和綠色創新效率存在互為因果的問題，故采用工具變量法以緩解由于雙向因果等造成的內生性問題。借鑒權小鋒等[30]研究，以企業所在行業當年ESG得分的平均值（ IV1 ）和企業ESG得分滯后一期（ _IV2 ）作為工具變量，采用2SLS方法進行回歸，結果如表6所示。在第一階段中，行業年度平均ESG和滯后一期ESG的系數在 1% 的水平下顯著為正，說明工具變量與解釋變量顯著相關。工具變量的個數超過了解釋變量的數量，因此不存在識別不足問題。KP-WaldF統計量為577.16，顯然大于 10% 的臨界值16.38，說明不存在弱工具變量問題，工具變量選擇合理。HansenJ統計量的 P 值為0.1306，大于 10% 的顯著性水平，表明不存在過度識別問題。表6第（4）列展示了第二階段的回歸結果，表明在考慮了內生性問題后，企業ESG表現與綠色創新效率的正相關關系依然顯著，表明基礎回歸結果具有穩健性。

表4企業ESG表現與綠色創新效率

注：括號內數值為 χ_t 值；***、**和*分別表示 1%5% 和 10% 的顯著性水平。下同。

表5穩健性檢驗結果

3.4.3 傾向得分匹配法

采用傾向得分匹配法（PSM）減小樣本自選擇偏誤對回歸結果產生的影響。參照肖小虹等[15]的研究，按照行業年度ESG均值將樣本分為兩組，ESG得分大于行業年度均值的為處理組，反之則為對照組，使用1：2最近鄰匹配對樣本進行匹配，匹配后的樣本總數為2205，未出現大量縮減。對匹配后的樣本重新進行回歸，結果如表6所示。結果表明在傾向得分匹配法估計下，ESG表現對企業綠色創新效率仍然具有顯著的正向影響，表明在控制了樣本自選擇偏誤造成的內生性問題之后，基準回歸結果依然穩健。

4進一步分析

4.1機制檢驗

4.1.1 緩解融資約束

企業積極主動披露ESG信息是一項正向的信號傳遞，可以幫助外部投資者識別到企業的環境責任意識和技術創新努力，從而使企業獲得更多的資源支持，緩解綠色創新的資金限制。表7列（1）2）匯報了相應的回歸結果，其中列（1ESG表現對 FC 的回歸系數在 1% 的水平上顯著為負，證明良好的ESG表現可以緩解企業融資約束。列（2）ESG表現的回歸系數由0.009下降至0.005，表明融資約束起到了部分中介作用。Sobel檢驗的 Z 值為10.680，且通過了 1% 的顯著性水平檢驗。Bootstrap檢驗結果顯示，在經過偏差調整后的 95% 的置信區間為（ 0.0065，0.041 0 ），不包含0，可以認為融資約束 FC 的中介效應顯著成立。

4.1.2 優化內部控制

良好的ESG表現可以從內部環境、風險應對、信息溝通以及內部監督等多個方面優化內部控制質量，提升企業治理水平和運行效率，保障綠色創新活動的開展。表7列（3）4）匯報了相應的檢驗結果。ESG表現對內部控制（ IC ）以及內部控制對綠色創新效率的回歸系數均顯著，且加入內部控制進行回歸后，ESG表現對綠色創新效率的回歸系數數值略有下降，證明內部控制在企業ESG表現與綠色創新效率之間起到部分中介作用。Sobel檢驗的Z值在 1% 的水平上顯著，且Bootstrap 檢驗95% 的置信區間為 （0.0019，0.0058 ，可以認為內部控制 IC 的中介效應比較穩健。

4.1.3增加機構投資者關注

企業通過ESG實踐顯示出企業積極承擔社會責任并踐行綠色發展理念，這符合機構投資者的期望，有助于企業利用機構投資者的專業指導促進綠色創新效率的提升。從表7列（56）可知，ESG表現對機構投資者關注（INSTI）以及機構投資者關注對綠色創新效率的回歸系數均顯著，且加入機構投資者關注進行回歸后，ESG表現對綠色創新效率的回歸系數由0.009下降至0.008，證明機構投資者關注在企業ESG表現與綠色創新效率之間起到部分中介作用。Sobel檢驗的 Z 值在1% 的水平上顯著，且Bootstrap檢驗 95% 的置信區間為（0.0002，0.0014），不包含0，可以認為機構投資者關注（INSTI的中介效應比較穩健。

上述結果表明，企業ESG表現可以通過緩解融資約束、優化內部控制以及增加機構投資者關注來提升綠色創新效率，支持了研究假設H2。

表6內生性檢驗結果

4.2 異質性分析

4.2.1 企業產權性質異質性

考慮到不同產權性質企業的ESG表現與綠色創新效率之間的關系可能會存在差異，根據企業產權性質將樣本數據劃分為國有企業和非國有企業。據表8，在國有企業樣本組，ESG表現對綠色創新效率的回歸系數不顯著。這可能是因為國有企業相較于非國有企業資金來源比較穩定，各方面資源比較充足，所以ESG表現對其綠色創新效率的提升作用相對有限。非國有企業的估計系數顯著為正，因為非國有企業面臨更為激烈的市場競爭和融資約束壓力，相較于國有企業有更強烈的盈利動機，因此非國有企業更有動力開展綠色創新，從而獲取持續性經濟回報，形成企業的競爭優勢。

4.2.2 企業生命周期異質性

對于不同生命周期的企業而言，其融資能力、盈利能力以及經營風險等多方面都存在顯著差異，因此ESG表現對處于不同生命周期的企業綠色創新效率的影響可能不同。借鑒王清剛和徐欣宇[31]的研究，將樣本企業按初創期、成長期、成熟期以及衰退期四個不同的生命周期階段進行分組，分別對處于不同階段的樣本進行回歸。由表8的回歸結果可知，初創期的企業ESG表現對綠色創新效率的促進作用僅在 10% 的水平上顯著，對于融資、盈利能力較弱的初創企業來說，若為企業綠色創新盲目投資可能使得企業陷入財務困境，因此初創企業綠色創新的意愿較弱。對成長期企業而言，企業產品銷售量迅速增長，擁有一定的自由現金流用于增加研發投人和綠色創新投資。成熟期企業擁有更加穩定的現金流和較低的經營風險，為企業綠色創新奠定了經濟基礎。并且成熟期企業面臨的市場份額趨于飽和，企業增長速度也趨于放緩，企業迫切需要進行技術創新和產業升級從而形成新的增長點。在企業衰退期，ESG表現的回歸系數為負，這可能是因為衰退期企業面臨的市場不斷萎縮，盈利能力下降，企業的創新意識和能力也不斷弱化，因此ESG表現不能提升企業綠色創新效率。

4.2.3環境規制異質性

面對不同強度的環境規制，企業對于環境問題的認識以及企業經營策略可能不同，借鑒趙建飛等[2]的研究，采用企業所在省份工業污染治理投資完成額占地區工業生產總值的比重衡量環境規制強度，比值越大表明環境規制越嚴格。同時設置環境規制的虛擬變量（ER）對樣本企業進行分組，樣本企業面臨的環境規制大于環境規制平均值的屬于強環境規制組，反之屬于弱環境規制組。表8的回歸結果顯示強環境規制組ESG表現的回歸系數更大，表明企業面臨的環境規制越嚴格越有利于實現ESG表現的綠色創新效應。外部環境規制的嚴格約束會強化股東對環境問題的認識，當企業ESG表現較好時，管理層更加重視股東利益并且支持具有長期價值導向的活動。在環境規制的壓力下，管理層會更加支持企業綠色發展戰略，通過綠色創新效率的提升加強污染物治理，將生產過程中的環境成本內部化。

表7機制檢驗結果

表8異質性分析結果

5 結論與展望

5.1 研究結論

通過檢驗企業ESG表現對綠色創新效率的影響以及作用機制，得出主要研究結論如下：第一，企業ESG表現能夠顯著提升企業綠色創新效率，并且在一系列穩健性檢驗后仍然成立；第二，融資約束、內部控制和機構投資者關注均在企業ESG表現影響綠色創新效率的過程中起到部分中介作用；第三，企業ESG表現對綠色創新效率的影響表現出異質性，對于非國有企業、成長期和成熟期企業、面臨高強度環境規制的企業而言，ESG對綠色創新效率的促進作用更顯著。本文基于效率分析框架，探討企業ESG表現的綠色創新效應，豐富了ESG表現影響綠色創新效率的作用機制的相關研究，不僅有助于幫助企業深化對ESG理念的認識和綠色創新的關注，而且可以為企業制定綠色創新效率提升計劃和戰略提供一定的借鑒和參照，幫助企業確定提升綠色創新效率的具體路徑，從而更好地進行經營決策和配置戰略資源。

5.2 政策建議

第一，企業應積極踐行ESG理念，充分發揮企業ESG表現對綠色創新效率的提升作用。根據本文結論可知，良好的ESG表現對企業綠色創新效率有顯著的提升作用，有助于企業實現向綠色發展方式轉型。因此企業應該增加ESG方面的資金投人，積極履行環境社會責任，將ESG理念融入企業制度和文化的方方面面，并以ESG理念指導企業的經營活動，從而實現更高的價值創造。

第二，企業良好的ESG表現有助于改善企業內外部環境，能夠有效提升企業在資金、經營和資本市場方面的表現，因此企業要充分結合自身特點和實際情況，疏通ESG表現綠色創新效應的傳導機制。首先，企業在經營過程中應借助良好的ESG表現降低融資成本，提升資金利用效率，緩解綠色創新的資金約束；其次，企業內部要加強治理和監督，通過提升治理水平和運行效率保障綠色創新；最后，企業應該重視外部投資者的訴求，在追求利潤增長的同時將ESG理念落到實處，從而獲得投資者的支持，賦能綠色創新。

第三，企業ESG表現對綠色創新效率的提升效應受到企業產權性質、生命周期和環境規制強度的影響。因此企業在踐行ESG理念的過程中要注意結合自身特征制定有針對性的策略，使得企業發展戰略與內外部環境相適應，充分發揮ESG表現對綠色創新效率的提升作用。

第四，對政府相關部門而言，首先應當深入推進ESG建設理念，加快完善企業ESG信息披露制度和建立統一的ESG評價體系的進程，引導企業自覺主動披露ESG信息。其次，政府應當減少對經濟和市場運行的干預，充分發揮市場的資源配置效率，讓資源更多地流向ESG表現良好的企業，激發企業的積極性和創造性，不斷提升綠色創新效率。

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The Effect and Mechanism of ESG Performance on the Green Innovation Efficiency of Enterprises

BU Guoqin，TANG Xinyi （International Business School，Jinan University，Zhuhai 519ooo，China）

Abstract：Based onthe dataof A-share listed companies from 2O15 to 2021，the studyused MinDS model to calculate gren innovationeficiencyof enterprises andexplored the impactof enterpriseESG performanceonit.The studyfound that theESG performancecansignificantlyimprovethe gren innovation efficiencyof enterprises，and italsosurvivedaftera seriesof robustness tests.The studyalso found that the impactofESG performance ongreen innovation eficiencywas made byalleviatingfinancingconstraints，optimizinginternalcontrolandincreasingtheatentionofinstitutionalinvestors.he heterogeneityanalysis foundthatthe effectofESG performanceon green innovation eficiency was more significant in nonstate-owned enterprises，enterprisesinthegrowth or maturity stage，and enterprises facing stricterenvironmental regulations.The study improves therelatedresearch inthis fieldandprovides inspiration for enterprises to improvethe green innovation efficiency through ESG system.

Keywords：ESG performance；green innovation efficiency；MinDS model