綠色創新對制造業企業ESG表現的影響

摘 要：綠色創新通過環保技術和資源優化，減少污染并提升社會責任與治理透明度，從而顯著提升其ESG表現。本文基于2012—2022年2664家制造業企業的非平衡面板數據，系統考察綠色創新和制造業企業ESG表現之間的關系，并分析融資約束和企業規模的機制效應。研究發現：綠色創新可以有效促進制造業企業ESG表現的提高；機制研究表明，綠色創新可以促進融資約束的緩解，從而提高制造業企業ESG表現的提升，隨著企業規模的提高，綠色創新對制造業企業ESG表現的促進作用更加顯著；綠色創新對制造業企業ESG表現的三個維度——環境（E）、社會（S）和治理（G）均有顯著提升作用，但對環境（E）和社會（S）的促進效果更為顯著，這表明綠色創新更側重于直接激勵企業在環保投入和社會責任方面的改進；異質性分析表明，綠色創新對經過四大審計、國有企業和東部地區的制造業企業ESG表現的促進作用更顯著。

關鍵詞：綠色創新；制造業企業ESG表現；雙重差分模型

中圖分類號：F127；F2932 文獻標識碼：A 文章編號：1001-148X（2025）05-0121-10

收稿日期：2025-03-03

作者簡介：王家庭（1974—），男，山東諸城人，教授，博士生導師，研究方向：城市與區域經濟、城鄉融合與區域協調發展等；劉錦莉（1998—），女，吉林樺甸人，博士研究生，研究方向：區域經濟理論與政策。

基金項目：國家社會科學基金一般項目“我國區域塌陷的多維測度、形成機制與治理模式研究”，項目編號：21BJL057；教育部哲學社會科學實驗室專項基金項目“數字化背景下中國城鄉融合與區域協調發展的機制與路徑研究”，項目編號：H0123702。

一、引 言

制造業作為我國經濟發展的支柱產業，在國民經濟中占據舉足輕重的地位，不僅為經濟增長提供了強勁動力，也帶動了就業和技術創新的發展［1］。然而，長期以來，大量工業廢氣、廢水和固體廢棄物的排放對生態系統造成了嚴重破壞，不僅威脅了公眾健康，也阻礙了可持續發展目標的實現［2-3］。我國政府和公眾日益關注制造業對環境和社會的影響，并逐步引入ESG（環境、社會、治理）理念，作為衡量企業可持續發展能力的重要標準。特別是在我國“雙碳”目標（碳達峰、碳中和）提出后，政府加強了對制造業企業的綠色轉型支持，制定了一系列鼓勵企業改善環境表現、提高社會責任感的政策措施。例如，《“十四五”生態環境保護規劃》明確提出，推動綠色低碳技術創新，加強環保政策的執行，促進傳統制造業向綠色制造轉型。高水平的企業ESG表現不僅能夠有效緩解環境污染，促使企業更好地履行社會責任，優化治理結構，還能與國家政策形成互動，共同推動經濟效益與社會效益的平衡［4］。因此，如何提高制造業企業的ESG表現，促使其在經濟活動中承擔更多的環境和社會責任，已成為國家政策關注的重點之一。

影響企業ESG表現的因素是多方面的，企業內部通過改善企業自身的經營模式和資源配置來提升ESG表現，例如企業數字化轉型［5］、政府采購［6］等。而企業外部的壓力或推動力，也可通過外部環境的變化迫使企業采取行動，從而影響其ESG表現。例如數字經濟發展［7］、投資者關注［8］、數字金融［9］和金融科技［10］等。此外，政府為了引導企業實現可持續發展而實施的政策和規制，例如綠色信貸政策［11］、環境保護稅［12］和碳排放權交易試點［13］等市場型環境規制對企業施加約束，迫使其減少污染排放。也有環保法庭［14］等行政型環境規制，通過立法和行政命令直接對企業的行為進行約束和規定。

綠色創新在推動制造業企業ESG表現方面具有更為獨特的作用。與傳統的內部、外部和制度因素不同，綠色創新不僅能通過提升企業的環保技術、降低資源消耗來直接改善環境績效，還能在企業治理和社會責任層面發揮關鍵作用。與數字化轉型等其他內部因素相比，綠色創新具有更強的長遠性和可持續性，它通過持續的技術進步和創新驅動，幫助企業在減排、節能、社會影響等方面取得突破性進展。不同于外部因素中外部壓力的強制性，綠色創新更多的是通過自主創新激發企業內生動力，使其在追求經濟效益的同時，更加注重環境和社會責任，進而提升其ESG表現。而與制度因素相比，綠色創新的優勢在于其靈活性和適應性，能夠根據企業實際需求不斷調整和優化，遠離制度化規制的單一性和僵化性。因此，綠色創新不僅能優化資源配置，提高企業效率，更能使企業在環境、社會和治理三個維度上全面提升，進一步推動其實現可持續發展的目標。

基于此，本文使用2012—2022年制造業企業的非平衡面板數據，系統考察綠色創新與制造業企業ESG表現之間的關系。本文的邊際貢獻為：第一，本文從制造業企業的視角，探索了綠色創新與企業ESG表現之間的內在關系，揭示了綠色創新如何推動企業在環境、社會和治理方面的良性發展，進一步豐富了綠色創新與企業社會責任的理論研究。第二，本文深入剖析了融資約束和企業規模對綠色創新及ESG表現的機制效應，為政策制定者提供改善融資環境、優化企業規模的理論參考。

二、理論分析與研究假設

（一）直接影響

綠色創新對制造業企業ESG表現的促進作用可以通過多個理論視角進行論證，包括技術創新理論、動態能力理論、利益相關者理論、資源基礎理論以及庇古稅理論。技術創新理論強調，企業通過技術進步和創新提升競爭力和市場地位，從而推動可持續發展。在制造業中，綠色創新作為一種技術創新，能夠顯著提升企業的環境績效和社會責任表現［15］，并成為企業持續增長和社會價值創造的重要驅動力［16］。這一過程體現了“創新驅動發展”的理念：企業通過采用新技術或改進生產工藝，不僅減少資源消耗和污染排放、提高資源使用效率，在帶來經濟效益的同時履行社會責任，而且通過優化管理流程來完善治理結構，提高管理透明度，強化社會責任的履行。在此基礎上，動態能力理論認為企業必須通過持續的學習和資源重組來適應快速變化的外部環境。綠色創新正是這種動態能力的體現，它使制造業企業能夠將環境規制的要求和市場對可持續發展的需求轉化為內部創新動力，及時響應外部壓力，從而在競爭中保持優勢。與此同時，資源基礎理論強調企業所擁有的獨特資源和能力是競爭優勢的關鍵源泉，綠色創新活動能夠使企業積累獨特的綠色技術、知識和組織能力，這些難以被競爭對手復制的資源為企業改進ESG績效并獲得持續競爭優勢提供了重要基礎。同樣，利益相關者理論指出，企業必須顧及各方利益相關者的期望和需求，綠色創新正是企業回應消費者、社區、政府、員工和投資者等對環境與社會責任關切的戰略舉措，通過改善環境（E）和社會（S）績效來提升企業聲譽和利益相關者滿意度，進而促進企業長期價值創造并推動治理（G）水平的提高。而從庇古稅理論視角來看，政府可以通過政策或市場機制將環境污染的外部成本內部化（如征收碳稅、實施排污權交易等）［17］。這種市場型環境規制為企業提供了經濟激勵并施加成本約束，迫使其采用綠色生產技術和創新以減少污染排放、降低外部環境成本［18-19］。總體而言，在內外部多重驅動下，綠色創新不僅幫助企業降低環境污染所帶來的外部成本，也促使其更積極地履行社會責任并提升治理水平，最終使企業在環境（E）、社會（S）和治理（G）三個維度上實現全面提升。對此，本文提出以下研究假設：

H1：綠色創新可以有效促進制造業企業ESG表現的提高。

（二）機制分析

融資約束是指企業在外部融資過程中，由于信息不對稱或信用不足等因素，難以以合理的成本獲得足夠的資金，從而限制了其投資和運營能力［20］。制造業企業通常具有資本密集、資產專用性強的特點，對外部融資的依賴較大，但由于其高污染、高能耗的行業特性，這些企業面臨較高的信用風險和融資門檻［21］。因此，融資約束對制造業企業的綠色轉型和可持續發展形成了重要制約。在此背景下，綠色創新作為一種重要的技術創新手段，能夠有效緩解融資約束。從理論層面來看，綠色創新通過加大企業在環保技術和資源優化方面的投入，提升長期盈利能力和市場競爭力，從而改善企業信用狀況與融資能力［22］。隨著綠色創新的推進，企業的可持續發展潛力不斷增強，外部投資者和金融機構對企業的信任度提高，融資成本相應降低，融資約束得以緩解。融資約束的緩解則進一步推動了制造業企業在環境、社會和治理（ESG）方面的表現提升。理論上，這一作用機制可以從多個視角進行解釋，包括信息不對稱理論、資源基礎觀理論、動態能力理論和利益相關者理論。信息不對稱理論認為［23］，企業通過綠色創新降低環境風險、提升社會責任形象，外部融資方的風險預期隨之下降，融資條件得到改善；資源基礎觀理論強調［24］，綠色創新使企業獲得更多關鍵資源和資金支持，進而優化治理結構并提升ESG表現；動態能力理論指出，綠色創新體現了企業持續重構資源與能力以適應外部環境變化的動態能力，這種動態能力強化了企業長期競爭優勢，使其更容易獲取外部資源和融資支持，從而緩解融資約束；利益相關者理論則表明，綠色創新彰顯了企業對環境保護和社會責任等利益相關者訴求的積極響應，提升了企業聲譽和利益相關者信任，使投資者和金融機構等更愿意提供資金支持。綜上，綠色創新通過增強企業動態能力、獲取關鍵資源并贏得利益相關者支持，在緩解融資約束的同時有助于提升制造業企業的ESG表現。基于上述分析，本文提出以下研究假設：

H2：綠色創新可以通過緩解企業融資約束，間接促進制造業企業ESG表現的提高。

企業規模通常是指企業資產總額、員工人數、產值等反映企業整體經濟實力的指標［25］。隨著企業規模擴大，企業擁有更豐富的資源和更強的市場競爭力，在進行創新和履行社會責任時具備更高的靈活性和能力。在綠色創新背景下，較大規模的企業更能充分利用其資源優勢推動綠色創新，從而強化綠色創新對制造業企業ESG表現的促進作用。資源基礎觀理論提供了理論支持［26］：企業的資源和能力是競爭優勢的來源，規模較大的企業擁有更多資本、人力、技術等資源投入綠色創新。這使得大型企業能夠在技術研發、綠色產品市場推廣和生產轉型中投入充足資金，并通過規模經濟效應降低創新成本，更高效地研發與應用環保技術，顯著提升環境（E）績效和社會（S）責任履行。同時，較大規模企業通常具有更完善的治理結構和更強的管理能力，可以更有效地實施綠色創新并優化治理（G），在ESG三個維度均表現突出。“規模優勢”理論也表明［27］，規模較大的企業在應對市場競爭和環保政策壓力時更具適應性和抗壓能力：它們能夠通過綠色創新優化資源配置、提高生產效率、降低資源消耗，以緩解來自外部環境法規和社會責任的壓力。在利益相關者關系管理方面，規模大的企業與政府監管機構、投資者、消費者和社區等利益相關者聯系更緊密，受到更高的關注和期望。這促使大型企業更加主動地通過綠色創新響應各方需求、提升企業形象與信譽，強化利益相關者對企業的信任和支持，從而進一步改善ESG表現。基于以上分析，本文提出以下研究假設：

H3：隨著企業規模的擴大，綠色創新對制造業企業ESG表現的促進作用將更加顯著。

綜上，本文繪制了理論分析框架，具體如圖1所示。

三、研究設計

（一）模型構建

1雙向固定效應模型

模型設定如下：

Yit=β0+β1Xit+λ∑Controlsit+νi+τt+εit（1）

模型（1）中Yit為制造業企業ESG表現，表示企業i在年度t的企業ESG表現。X為本文的解釋變量，即綠色創新。Controls為控制變量集，包括本文使用的所有控制變量。本文按照固定效應模型設置要求，控制個體固定效應νi和時間固定效應τt，且加上誤差項εit。

2中介效應模型

中介效應模型（Mediation Model）用于探討自變量通過中介變量影響因變量的機制［28］。該模型由Baron和Kenny（1986）［29］首次提出，主要用于分析變量之間的間接作用路徑，揭示中介變量在自變量與因變量之間的作用。本文采用三段式中介效應模型檢驗綠色創新對制造業企業ESG表現的影響機制。本文的模型具體設定如下：

Yit=β0+β1Xit+λ∑Controlsit+νi+τt+εit

Mit=β0+β1Xit+λ∑Controlsit+νi+τt+εit

Yit=β0+β1Xit+β2Mit+λ∑Controlsit+ νi+τt+εit（2）

其中M為中介變量，主要有融資約束。

3調節效應模型

調節效應是指一個調節變量影響其他變量之間關系的強度，即調節變量能夠改變解釋變量對被解釋變量的影響效果。為了深入分析調節變量如何影響綠色創新與制造業企業ESG表現之間的關系，本文將調節效應模型設置如下：

Yit=β0+β1Xit+β2N+β3Xit×N+λ∑Controlsit+νi+τt+εit（3）

其中，N為調節變量，主要有企業規模。

（二）變量設定

1被解釋變量

制造業企業ESG表現：目前對企業進行ESG評級的有很多，如湯森路透、MSCI和彭博的ESG評級。本文考慮到中國市場的特殊性和發展需求，選擇了上市公司ESG評級數據庫中的ESG得分作為本文企業ESG表現的代理變量。

2解釋變量

綠色創新：目前衡量綠色創新的主要方式是綠色專利授權數量，所以本文使用當年授權的綠色發明專利數量與實用新型數量之和作為綠色創新的代理變量。為了減少數據的偏態分布，本文對其取了對數。

3控制變量

結合相關文獻［30］并基于研究需要，本文選取了一系列企業特征作為控制變量，以提高模型的穩健性和結果的解釋力。具體而言，本文選擇了資產負債率、資產回報率、現金流比率、營收增長率、前五大股東持股比例、兩職合一、固定資產比率和企業年齡作為本文的控制變量。這些變量的具體細節見表1。

4中介變量

融資約束：融資約束的衡量指標目前有多種選擇，不同指標適用于不同的研究場景和數據特征。常用的融資約束指標包括：基于現金流敏感性的Fazzari指數、基于投資-現金流敏感性的Kaplan-Zingales指數、基于公司財務約束的Cleary指數，以及基于企業特征變量的Whited-Wu指數等。考慮到本文的研究主題集中于制造業企業ESG表現的影響機制，并涉及企業財務行為的約束，WW指數的構建方法基于多維度的企業財務特征（如現金流、負債率和規模等），能夠更全面地反映企業的融資約束程度。因此，本文選用WW指數作為衡量融資約束的主要指標，為研究綠色創新如何通過緩解融資約束促進企業ESG表現提供了更契合的量化工具。

5調節變量

企業規模：在企業規模的測度上，常見的方法包括銷售收入、員工人數和總資產等指標。本文選擇使用總資產的自然對數來衡量企業規模，這一方法具有顯著的優點。總資產作為衡量企業規模的重要指標，能夠綜合反映企業的資金實力和經營規模，具有較強的代表性。變量說明詳見表1。

（三）樣本選擇與數據來源

由于本文的研究對象是制造業企業，所以在數據處理中將其他企業全部剔除。此外，為了防止極端值對本文研究結論的干擾，對其進行了5%和95%的雙向縮尾處理。并且為了確保樣本的有效性，采用了以下篩選程序：第一，保留在A股上市且根據《上市公司行業分類指引（2012版）》劃分為“C”類的制造業企業；第二，排除被標記為ST、*ST或已退市的企業；第三，剔除關鍵數據不完整的樣本觀測值。最終，本文得到了2011—2022年2677家制造業企業的非平衡面板數據。本文的數據均來自上市公司ESG評級數據庫、中國政府網、CSMAR數據庫等。

四、實證結果分析

（一）基準回歸

本文使用模型（1）對綠色創新與制造業企業ESG表現之間的關系進行了實證檢驗，回歸結果見表3。列（1）顯示未加入控制變量時的回歸結果，其中GI的系數為02516，并在1%的水平上顯著。隨著控制變量的逐步納入，GI的系數及其顯著性均未發生顯著變化。列（4）報告了包含所有控制變量的回歸結果，GI的系數依然顯著為正。結果顯示，綠色創新能夠有效提升制造業企業的ESG表現，從而驗證了假設H1。

（二）穩健性檢驗

1更換ESG測度

為了驗證本文結論的穩健性，并考慮到ESG表現可能存在其他測度方式，本文選用了華政ESG評級數據作為替代指標，對被解釋變量進行更換，并重新進行回歸分析。結果如表4列（1）所示，GI的系數為00422，并在5%的顯著性水平上顯著。這表明，即使采用不同的ESG測度方式，綠色創新依然對制造業企業的ESG表現具有顯著的正向促進作用。這一結果進一步排除了由于測量方式不同可能導致的干擾，證明本文的主要研究結論穩健可靠。

2更換綠色創新測度

在基準回歸部分，本文使用綠色專利授權數量作為綠色創新的代理變量。為進一步驗證，本文采用綠色發明專利授權數量的對數作為綠色創新的代理變量，重新進行回歸，結果見表4列（2）。其中GI的系數為00749，且在1%水平上顯著。這表明，在更換綠色創新的測度后，本文的主要結論依然穩健。

3縮短樣本區間

考慮到新冠疫情可能對綠色創新與制造業企業ESG表現之間的關系產生潛在影響，本文剔除了2019—2022年的樣本，以排除新冠疫情帶來的干擾因素，并重新進行了回歸分析。結果如表4列（3）所示，GI的系數依然顯著為正。這表明，即使在排除新冠疫情可能帶來的沖擊后，綠色創新對制造業企業ESG表現的正向促進作用依然顯著且穩健。上述結果進一步驗證了本文結論的可靠性。

4滯后一期

考慮到經濟周期、政策變化或行業發展等因素可能對綠色創新與制造業企業ESG表現之間的關系產生滯后效應，本文引入了綠色創新的滯后一期（lGI）作為新的解釋變量進行回歸分析（結果見表4列（4））。結果顯示，lGI的系數為02651，且在1%水平上顯著。這表明，在排除可能存在的滯后效應影響后，綠色創新對制造業企業ESG表現的正向作用依然顯著且穩定，進一步驗證了本文主要結論的穩健性和可靠性。

（三）內生性檢驗

考慮到本文可能存在的內生性問題，為了確保研究結果的可靠性和準確性，本文采用了SYS-GMM（系統廣義矩估計）和2SLS（兩階段最小二乘法）對內生性進行檢驗。SYS-GMM模型能夠有效控制模型中的動態性和內生性問題，特別是在存在滯后變量時，能夠提高估計的準確性；而2SLS模型則通過使用工具變量來消除內生性帶來的偏誤。通過這兩種方法的檢驗，本文能夠有效排除內生性對回歸結果可能產生的影響，從而確保所得到的結論具有更高的可信度和穩健性。

1SYS-GMM

本文采用滯后一期的制造業企業ESG表現作為工具變量，進行GMM（廣義矩估計）檢驗，以解決可能存在的內生性問題。回歸結果見表5列（1），其中綠色創新（GI）的系數顯著為正，表明綠色創新對企業ESG表現的積極作用依然成立。進一步的內生性檢驗結果顯示，AR（1）為0000，AR（2）為0282，Sargan檢驗值為1234（p=0147），這些結果表明，GMM模型的內生性檢驗通過，未發現顯著的內生性問題。因此，本文的回歸結果在控制內生性影響后依然具有穩健性，增強了結論的可靠性。

22SLS

本文采用綠色專利申請數量（IV）作為綠色創新（GI）的工具變量。在回歸分析中，工具變量扮演著至關重要的角色，必須滿足兩個基本要求：相關性和外生性。綠色專利申請數量滿足相關性要求，因為它與綠色創新之間存在顯著的正相關關系，能夠有效反映綠色技術創新的實際投入與產出。與此同時，綠色專利申請數量滿足外生性要求，因為它主要受到外部政策激勵和市場需求的影響，而不直接與模型中的誤差項相關聯，從而有效避免了內生性偏差。

這一關系通過檢驗結果得到了驗證。具體而言，表5列（2）和列（3）中的回歸結果顯示，綠色專利申請數量（IV）與綠色創新（GI）的系數均顯著為正，進一步確認了兩者之間的高度相關性。為了進一步檢驗工具變量的相關性，本文還進行了LM統計量和F統計量的檢驗。結果顯示，Kleibergen-Paap rk LM統計量為18855，Cragg-Donald Wald F統計量為3542（1638），這兩項統計量均達到了顯著水平，表明工具變量的相關性較強，能夠有效解釋綠色創新的變化。綜上，綠色專利申請數量不僅滿足了工具變量的相關性要求，而且通過回歸結果證實了不存在顯著的內生性問題。

（四）機制分析

1融資約束

表6列（2）和列（3）展示了融資約束機制效應的檢驗結果。其中，列（2）的回歸結果顯示，綠色創新的系數為-00101，表明綠色創新能夠有效緩解企業的融資約束，推動其獲得更多的外部資金支持。在列（3）的回歸結果基礎上，進一步驗證了假設H2的成立。

2企業規模

表6列（3）展示了企業規模對綠色創新與制造業企業ESG表現之間關系的調節效應檢驗結果。具體而言，綠色創新與企業規模的交互項（GI_size）的系數為01860，并且在1%的顯著性水平上顯著。這一結果表明，企業規模對綠色創新與企業ESG表現之間的關系具有顯著的調節作用，隨著企業規模的增加，綠色創新對制造業企業ESG表現的促進作用愈加明顯。假設H3得到驗證。

五、進一步分析

（一）ESG維度分解

企業的ESG表現由環境（E）、社會（S）和治理（G）三個維度組成。為了更加全面地探討綠色創新對不同ESG維度的影響，本文分別對每個維度進行了回歸分析，結果如表7所示。在這些回歸結果中，綠色創新的系數分別為09153（E）、08080（S）和03130（G），其中顯著性水平逐漸降低，表明綠色創新對不同維度的影響存在差異。

這一分析得出兩個重要結論。首先，綠色創新對企業ESG表現的三個維度均具有顯著的正向促進作用，表明綠色創新不僅能提升企業在環境和社會責任方面的表現，同時也對治理結構產生積極影響。其次，相較于治理（G）維度，綠色創新對環境（E）和社會（S）維度的影響更為顯著，尤其在環境維度的促進作用最為突出。這一現象可能反映出，綠色創新直接與環境責任緊密相關，而社會責任和治理責任也可能受到更多其他因素的影響，因此綠色創新在這兩個維度上的影響相對較弱。

上述結論與許多現有研究的結果一致［32-33］。這可能是因為綠色創新的實施通常伴隨著環境保護技術和資源節約措施的推廣，這些措施對企業的環境表現具有直接而深遠的影響。相對而言，社會責任和治理方面的改進往往需要更多的制度創新、企業文化塑造以及外部監管等多方面的推動，因此綠色創新在這些領域的影響較為間接且緩慢。

（二）異質性分析

1是否經歷“四大審計”四大審計是普華永道（PwC）、德勤（DTT）、畢馬威（KPMG）、安永（EY）四大會計師事務所。

考慮到是否經過四大審計可能會影響綠色創新與制造業企業ESG表現之間的關系，本文將樣本分為兩類：經過“四大審計”的企業和未經過“四大審計”的企業。表8列（1）和列（2）展示了回歸分析結果。具體而言，在經過“四大審計”的企業中，綠色創新（GI）的系數為06146，并且在統計上顯著，表明綠色創新對這些企業的ESG表現具有明顯的正向促進作用；而在未經過“四大審計”的企業中，綠色創新的系數為05852，但并不顯著，說明在這些企業中，綠色創新對ESG表現的促進作用并不明顯。

這可能是因為“四大審計”對企業的財務和非財務信息進行嚴格審查，從而加強了企業在綠色創新方面的透明度和責任感，進而提高了其ESG表現。這些企業通常更注重合規性和風險控制，因此綠色創新在其ESG策略中可能得到更有效的執行和監管。相比之下，未經過“四大審計”的企業可能缺乏足夠的審計和監督機制，使得綠色創新對其ESG表現的影響較為有限。

2產權性質

本文根據企業的產權性質將樣本分為國有企業和非國有企業，并對其進行了異質性分析，探討綠色創新對兩類制造業企業ESG表現的影響差異。表8列（3）和列（4）展示了回歸分析的結果。在國有企業中，綠色創新的系數為07388，且在統計上顯著，表明綠色創新對國有企業的ESG表現具有顯著的正向推動作用；而在非國有企業中，綠色創新的系數為05314，但并不顯著，表明綠色創新對非國有企業的ESG表現的促進作用不明顯。

相較于非國有企業，這可能與國有企業在政策支持、資源配置以及監管要求方面的優勢有關。國有企業往往受到政府的強力政策推動和社會責任的高度關注，其在環保、社會責任和治理結構上的要求較高，綠色創新因此在提升ESG表現上發揮了更為關鍵的作用。此外，國有企業通常有更多的資金和資源投入到綠色創新項目中，這也增強了綠色創新對其ESG表現的推動力。而非國有企業可能在綠色創新方面受到市場壓力和資源限制的制約，導致其綠色創新對ESG表現的影響相對較弱。

3地理區位

考慮到不同地理區位的企業在資源獲取、基礎設施和經濟發展水平等方面存在顯著差異，本文參考國家統計局的分類標準，將樣本劃分為東部地區和中西部地區進行分析。表8列（5）和列（6）匯報了地理區位異質性的回歸結果。其中，東部地區的綠色創新系數為08438，且在1%水平上顯著；中西部地區的綠色創新系數為05112，但并不顯著。這表明，相較于中西部地區，綠色創新在東部地區對制造業企業ESG表現的促進作用更為顯著。可能的原因是，東部地區較為發達的經濟基礎、完善的基礎設施和更為豐富的資源配置密切相關。東部地區的企業通常面臨更高的環境和社會責任要求，同時也能獲得更多政府政策支持和市場動力，促使其更加積極地推動綠色創新，并在此過程中提高企業的ESG表現。相反，中西部地區的企業可能在經濟發展、資源獲取和政策支持等方面相對滯后，這可能限制了綠色創新在提升ESG表現方面的作用。

六、結論與政策建議

提高制造業企業的ESG（環境、社會和治理）表現，不僅能夠幫助企業在提升社會責任和環境保護水平，也能增強企業的長期競爭力和社會認同感。綠色創新，作為推動企業可持續發展的重要力量，可以成為提高制造業企業ESG表現的主要路徑之一。本文基于2012—2022年間的樣本，系統分析了綠色創新與制造業企業ESG表現之間的關系。主要結論如下：（1）綠色創新可以有效促進制造業企業ESG表現的提高，這一結論經過一系列穩健性檢驗和內生性檢驗后依然成立。（2）機制分析表明，綠色創新可以促進融資約束的緩解，從而提高制造業企業ESG表現的提升。隨著企業規模的提高，綠色創新對制造業企業ESG表現的促進作用更加顯著。（3）綠色創新對制造業企業ESG表現的三個維度——環境（E）、社會（S）和治理（G）均有顯著提升作用，但對環境（E）和社會（S）的促進效果更為顯著。這表明綠色創新更側重于直接激勵企業在環保投入和社會責任方面的改進。（4）異質性分析表明，綠色創新對經過“四大審計”、國有企業和東部地區的制造業企業ESG表現的促進作用更顯著。

基于以上結論，本文提出以下政策建議：

第一，政府應加大對綠色創新的政策支持力度，尤其是針對制造業企業的綠色技術研發、環境友好型生產工藝的推廣，以及綠色產品的開發。具體而言，可以通過財政補貼、稅收優惠、綠色信貸等政策工具，鼓勵企業進行綠色創新。這將有助于提升企業的環境表現、社會責任和治理水平，推動整體制造業ESG表現的提升。

第二，鑒于綠色創新能夠緩解融資約束，政府和金融機構應積極支持制造業企業，尤其是中小型企業在綠色項目上的融資。可以通過設立專項綠色基金，降低綠色項目融資成本，并推動綠色金融產品的發展，如綠色債券、綠色貸款等。同時，政府應完善綠色信貸評估機制，引導金融機構在提供貸款時優先考慮支持綠色創新型企業，從而進一步促進制造業企業的ESG表現提升。

第三，由于綠色創新對環境和社會責任維度的推動作用更為顯著，政策制定者應特別關注企業在環保和社會責任方面的投入。可以通過完善環境保護法規和社會責任報告機制，督促企業在綠色創新的基礎上加強環保投入，推動社會責任項目的落地。例如，制定行業標準和綠色認證體系，鼓勵企業進行綠色認證，并公開環境和社會責任報告，提升公眾和投資者的透明度和信任度。

第四，鑒于綠色創新對不同類型企業的促進作用存在差異，政策應根據企業的產權性質、審計背景和地理位置等因素，制定更具針對性的支持措施。對于經過“四大審計”的企業，可以提供更多的綠色創新支持和激勵措施，因為這些企業通常具有更高的透明度和治理結構。對于國有企業，可以通過強化政府引導和政策支持，推動其在綠色創新方面發揮示范作用。對于東部地區的企業，可以結合當地的經濟發展水平和基礎設施優勢，推進綠色創新與區域經濟協調發展，確保綠色創新的政策能夠在全國范圍內均衡推進。

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