ESG 信息披露对企业绿色创新的影响研究——来自A 股上市公司的证据

□ 洪扬

一、引言

党的二十大报告提出，加快实施创新驱动发展战略和推动绿色可持续发展是我国未来经济发展的重要方向。绿色创新作为创新驱动与绿色发展两大国家战略的重要结合点，是落实“碳达峰、碳中和”目标的关键驱动力。企业作为中国经济绿色发展的主体，是推动绿色创新的中坚力量，在发展中不仅要维持创新活力和动力，也要注重环境、社会责任的履行。然而，企业管理层自利行为、创新意识不强、创新动力不足、创新基础薄弱及创新效率不高等问题的存在，严重制约了企业绿色创新活动的正常开展。ESG信息披露是指包含环境、社会和治理(Environment, Social and Governance)等方面特质信息的披露方式，目前已成为评价企业环境治理能力、可持续发展能力、公司治理能力及社会责任履行水平的重要指标，在引导企业贯彻绿色可持续发展理念、促进企业开展创新活动、提高资源配置效率、削弱企业内外的信息不对称及缓解企业与管理层之间的代理问题等方面起到至关重要的作用（周方召等，2020），而这些因素均会对企业绿色创新产生重大的影响。由此可见，ESG信息披露能够在一定程度上影响企业绿色创新。那么，ESG信息披露究竟如何影响企业绿色创新？这种影响的作用机制是什么？本文将针对以上问题展开研究。

梳理现有研究可以发现，目前国内外大多数关于ESG信息披露经济后果的研究集中于探究其对投资效率（高杰英等，2021）、环境绩效（Segarra-Oña et al.，2016）、企业高质量发展（张小溪和马宗明，2022）、企业价值（Fatemi et al.，2018）、财务绩效（Saygili et al.，2021）及股价崩盘风险（Febiriyanti et al.，2022）等的影响。同时，学术界关于ESG信息披露对企业绿色创新影响的研究也比较丰富，大多数研究都认为ESG信息披露有助于促进企业绿色创新。例如，项东和魏荣建（2022）研究发现环境、社会、治理方面的信息披露均有助于提升企业绿色创新水平，且媒体关注在其中起到正向调节作用。王彦东和王雅琦（2023）研究指出良好的ESG表现有助于促进企业绿色技术创新，且风险承担水平在两者关系间发挥了部分中介效应。薛龙等（2023）研究指出良好的ESG表现有助于提升企业绿色技术创新水平，且该作用在国有、高市场化程度地区及研发能力较强的企业中更为明显。另外，也有部分学者认为ESG信息披露与企业绿色创新之间存在着U型关系。例如，李慧云等（2022）研究发现ESG信息披露与重污染企业绿色创新绩效间存在U型关系，且环境不确定性与环境规制在两者关系中发挥正向调节作用。上述文献为明晰ESG信息披露与企业绿色创新之间的关系提供了有益参考，同时也存在值得进一步深入探讨的方面。一方面，现有研究较少从债务融资成本、员工绿色创新效率和政府补助的视角探究ESG信息披露影响企业绿色创新的作用机制；另一方面，现有研究还较少考察企业规模、高新技术属性、市场竞争程度及《环保法》政策效应差异情况下ESG信息披露对企业绿色创新的不同影响。

有鉴于此，本文将以2011-2021年A股上市公司为研究对象，考察ESG信息披露对企业绿色创新的影响及作用机制。本文的研究意义在于：第一，拓展和丰富了ESG信息披露经济后果和企业绿色创新影响因素的相关研究，为继续完善上市公司ESG信息披露制度和促进企业绿色创新提供经验证据。第二，从债务融资成本、员工绿色创新效率和政府补助等视角出发，厘清ESG信息披露影响企业绿色创新的作用机制，为企业通过提高ESG信息披露水平来增强其绿色创新能力提供了新思路和方向。第三，基于异质性视角，从企业规模、高新技术属性、市场竞争程度及新《环保法》政策效应等四个维度系统性研究ESG信息披露对企业绿色创新影响在不同条件下的作用差异，对深入了解ESG信息披露的绿色创新激励效应具有积极意义。

二、理论分析与研究假设

（一）ESG信息披露与企业绿色创新

在国家大力倡导“双碳”目标和绿色可持续发展的背景下，重视ESG信息披露质量的企业能够有效促进企业绿色创新进而实现自身绿色可持续发展。首先，基于声誉和信号传递理论，企业积极主动披露高质量的ESG信息能够向外界释放企业注重绿色可持续发展的良好信号，这有利于提高企业的社会形象和声誉，加强对潜在投资者的吸引力，赢得投资者的支持和信任，削弱融资约束，进而为开展绿色创新活动赢得稳定的资金来源（张慧明等，2022）。其次，信息不对称理论认为，企业积极提升ESG信息披露水平有助于削弱信息不对称带来的不利影响，提高利益相关者对企业环境保护、社会责任履行及公司治理等方面的了解程度，帮助利益相关者更好地判断企业的可持续发展能力（孙东等，2019），打消利益相关者对投资风险的担忧，赢得利益相关者的支持与信任，进而促使绿色创新活动的顺利实施。同时，ESG信息披露可以有效降低企业内外部之间的信息差，这有助于企业与利益相关者建立广泛的关系网络，进行绿色创新知识的交流与共享，提高企业获取绿色创新知识的效率，进而为开展绿色创新活动提供智力驱动（梁运吉和刘冰冰，2022）。最后，资源依赖和利益相关者理论指出，企业的生存和发展离不开金融机构、债权人和投资者等利益相关者的认可与支持，ESG信息披露作为一项以绿色可持续发展理念为核心的企业战略，必然会影响企业所需资源的获取与利用（Bostian et al.，2016）。同时，绿色创新作为企业实现绿色可持续发展的动力源泉，具备研发周期长、风险高、不确定性大等特征，需要企业进行大量的资源投入。而随着ESG信息披露水平的不断提高，企业可以更加有效地获取开展绿色创新活动所需的资源，不断增强绿色创新能力，实现企业高质量发展。根据以上分析，提出假设H1：

H1：ESG信息披露与企业绿色创新呈正相关关系。

（二）员工绿色创新效率的中介作用

众所周知，人力资本是企业绿色创新活动的主要载体，绿色创新能力较高的企业人力资本储备通常较为丰富。可见，人力资本在企业开展绿色创新活动的过程中占据着核心地位。因此，企业绿色创新活动能否顺利开展，高度依赖于核心员工的创新效率、创新能力、创新意识及知识水平。然而，伴随着企业规模的不断扩大，企业内部治理问题愈发突出，代理冲突及信息不对称等问题造成内部沟通成本不断上升，不合理的雇员结构则会导致员工创新效率、创新能力、创新意识和知识水平低下。另外，研发创新人员在企业绿色创新活动开展的过程中起着至关重要的作用，承担着关键的绿色创新任务，也面临着绿色创新失败所带来的额外风险，若无法将进行绿色创新带来的超额收益分享给员工，则会在很大程度上弱化员工的绿色创新意识，降低员工的绿色创新效率，从而阻碍企业绿色创新活动的顺利开展。因此，如何有效提高员工绿色创新效率，提升员工绿色创新意识，激发员工绿色创新活力，是增强企业绿色创新能力的关键所在。

一方面，企业不断加强ESG信息披露建设可以向外界传递企业主动履行ESG责任和重视绿色可持续发展的积极信号，帮助企业树立负责任的社会形象，这有助于提高利益相关者的风险容忍度，为企业进行绿色创新活动塑造一个更为宽容的环境。同时，负责任的社会形象和较为宽容的绿色创新环境能够满足员工的自我价值实现需求，这有助于激发员工绿色创新活力，提高员工绿色创新意识，促使企业员工在开展绿色创新活动时获得持续动力，提高员工绿色创新效率，用稳定持续的创造性与积极性来开展绿色创新活动，进而能够取得更具突破性的高质量绿色创新成果，增强企业绿色创新能力。另一方面，ESG为削弱企业间的委托代理问题提供了新方向与思路。创建更加合理的薪酬制度和科学的激励机制，提高员工组织认同感和满意度是ESG建设的重要环节，且高水平的企业认同也能够在一定程度上提升企业内部的分工协作效率，进而提高员工绿色创新效率。另外，依据委托代理理论，ESG信息披露水平越高代表企业治理结构越完善，具备较强的公司治理能力，能够有效削弱委托代理问题（朱康和唐勇，2022），约束管理层自利行为，促使管理层更加注重于企业的可持续发展，不断提高绿色研发强度。同时，具有ESG优势的企业可以让各种股权激励制度、超额收益分享机制及员工持股计划发挥有效的激励作用（孟庆斌等，2019），使员工能够分享到绿色创新带来的超额收益，也促使员工自身发展与公司长远规划保持一致，可以有效强化员工绿色创新意识，提升员工绿色创新效率，进而有助于增强企业绿色创新能力。根据以上讨论，提出假设H2：

H2：ESG信息披露可以通过提高员工绿色创新效率来促进企业绿色创新。

（三）政府补助的中介作用

政府补助不仅是一种关键性资源，也是政府为企业提供的一种“信用背书”，对企业绿色创新具有激励作用。一方面，企业主动承担社会责任和环境责任可以向政府展示正面的社会形象，且高质量的ESG信息披露符合政府对企业的要求和期待，进而有助于企业获得更多税收减免、信贷优惠及政府补助等（王治和彭百川,2022）。另一方面，企业通过披露高质量ESG信息获得的政府补助能够为企业提供“信用背书”，即代表企业获得了政府的信任和支持，同时通过积极的信号传递可以有效打破企业与外部投资者间的信息壁垒（Takalo和Tanayama，2010），降低外部投资者的风险厌恶程度并减少对借款用途的限制，进而从外部缓解了企业绿色创新项目的融资约束问题。另外，政府补助会对企业研发支出产生“挤入效应”（李江和吴玉鸣，2023），即政府补助能够激励企业加大绿色研发强度和提高绿色创新水平。根据上述讨论，提出假设H3：

H3：ESG信息披露可以通过增加政府补助来促进企业绿色创新。

（四）债务融资成本的中介作用

高水平的ESG信息披露是降低企业债务融资成本的有效途径，而随着债务融资成本的降低，企业也能更易获得绿色创新所需资金，增强自身绿色创新能力。一方面，企业积极提升ESG信息披露质量可以有效提升信息透明度，削弱企业与债权人间的信息不对称，减少债权人所面临的信息风险，提高债权人的信心，降低债权人对企业的风险溢价补偿要求，从而有利于降低债务融资成本（廉永辉等，2023）。另一方面，企业不断加强ESG信息披露建设，并在增强ESG信息披露管理的过程中提高风险管理水平，能够有效避免企业中存在的潜在风险，进而有助于提高债权人对企业的信任程度（王波和杨茂佳，2022）。因此，债权人通常更加信任与支持ESG信息披露质量较高的企业，愿意将更多低成本的资金投入其中。同时，企业也更易通过披露高质量的ESG信息来获得进行绿色创新活动所需的资金，进而有效增强绿色创新能力。根据上述讨论，提出假设H4：

H4：ESG信息披露可以通过降低债务融资成本来促进企业绿色创新。

三、研究设计

（一）数据来源与处理

本文初始样本为2011-2021年A股上市公司，在此基础上剔除了金融业公司、相关财务数据缺失的公司及ST、*ST和PT的公司，并对主要变量在上下1%的水平进行了缩尾处理，最后共获得18772个有效样本。ESG信息披露数据采用华证ESG评价体系提供的评级结果，绿色专利数据取自CNRDS数据库，其他财务数据取自WIND数据库和CSMAR数据库。统计和回归分析采用Stata17.0软件。

（二）变量说明

1.被解释变量

企业绿色创新（GI）。本文参考余得生和张雨（2022）的做法，以上市公司绿色专利申请数量（加1取对数）来测度企业绿色创新。其中，相较于绿色专利授权数量，绿色专利申请数量不易受到来自国家政策、专利机构等因素的影响，更为稳定且时效性强（徐佳和崔静波，2020）。因此，绿色专利申请数量更能体现企业绿色创新能力。

2.解释变量

ESG信息披露（ESG）。本文参考张馨元等（2023）的做法，选取华证ESG评级来测度ESG信息披露。其中，华证ESG评级共分为九档，因此本文采用九分制对ESG信息披露进行赋分，将评级C-AAA依次赋值为1-9，即评级为C时，ESG信息披露=1；评级为AAA时，ESG信息披露=9，分数越高代表ESG信息披露质量越高。

3.中介变量

本文中介变量包括员工绿色创新效率、政府补助、债务融资成本等变量。

员工绿色创新效率（GI_P）。本文参考方先明和胡丁（2023）的做法，采用企业绿色专利申请数量除以公司员工数量（单位:千人）来度量员工绿色创新效率。

政府补助（SUB）。本文参考滕飞等（2020）的做法，采用企业当年获得的政府补助金额取对数来度量政府补助。

债务融资成本（COST）。本文参考张晶和刘学昆（2022）的做法，采用(利息支出+手续费支出+其他财务费用)/期末总负债来度量债务融资成本。

4.控制变量

借鉴李井林等（2021）的研究，设定如下控制变量：公司规模（SIZE）、发展能力（GROWTH）、现金流比率（CASH）、流动比率（CR）、偿债能力（LEV）、股权集中度（TOP10）、固定资产比率（FIXED）、盈利能力（ROA）、行业（INDUSTRY）和年度（YEAR）。表1为变量说明。

表1 变量说明

（三）模型设定

为了验证假设H1，即考察ESG信息披露对企业绿色创新的影响，构建如下模型：

为了验证假设H2、H3和H4，即考察员工绿色创新效率、政府补助和债务融资成本在ESG信息披露与企业绿色创新之间起到的中介效应，构建如下模型：

式（1）—（3）中，GI表示企业绿色创新，ESG表示ESG信息披露，G I_P表示员工绿色创新效率，SUB表示政府补助，COST表示债务融资成本，Controls表示控制变量，INDUSTRY表示行业固定效应，YEAR表示年度固定效应，i表示不同的企业，t表示不同的年度，ε表示随机误差项。此外，为避免公司层面的聚集效应对回归结果的影响，保证研究的稳健性，本文在公司层面进行了Cluster聚类调整和Robust异方差处理。

四、实证结果与分析

（一）描述性统计

表2为描述性统计结果。其中，GI的最小值为0，最大值为4.942，均值为1.042，表明样本公司间绿色创新能力存在一定差距。ESG的最小值为1，最大值为9，均值为6.519，表明样本公司的ESG信息披露质量处于中等偏上水平，但不同样本公司间差距较大。

表2 描述性统计

（二）基准回归分析

表3为ESG信息披露与企业绿色创新的实证检验结果。其中，第（1）列为未加入控制变量且未控制年度和行业的回归结果，ESG的回归系数为0.136，且通过了1%的显著性检验。第（2）列为加入控制变量并控制了年度和行业的回归结果，ESG的回归系数为0.056，且在1%的水平下显著，即ESG信息披露对企业绿色创新会产生正向影响，验证了假设H1的正确性。此外，考虑到ESG信息披露对企业绿色创新影响可能存在时滞性，本文分别以未来1年、2年、3年的企业绿色创新为被解释变量，重新进行回归。根据表3第（3）—（5）可知，ESG信息披露与T+1、T+2、T+3期企业绿色创新均在1%的水平下显著正相关。因此，ESG信息披露有助于促进企业绿色创新。

表3 基准回归结果

（三）稳健性检验

1.替换解释变量

为了缓解变量度量误差带来的影响，本文参考梅亚丽和张倩（2023）的做法，更换ESG信息披露的衡量方法，采用三分制重新赋分（评级为C-CCC赋值为1，评级为B-BBB赋值为2，评级为A-AAA赋值为3），并重新对ESG信息披露与企业绿色创新进行回归分析。根据表4第（1）列可知，ESG的回归系数为0.126，且在1%的水平下显著，说明ESG信息披露对企业绿色创新会产生正向影响。因此，更换解释变量度量方法后，研究结论仍然成立。

表4 稳健性检验结果

2.更换被解释变量

为了规避变量测度偏差对回归结果的影响，本文参考叶翠红（2021）的做法，更换企业绿色创新的衡量方法，以企业绿色专利授权数量加1取对数（GIN）作为企业绿色创新的替代变量重新进行回归分析。根据表4第（2）列可知，ESG的回归系数为0.030，且在1%的水平下显著，说明ESG信息披露对企业绿色创新会产生正向影响。因此，更换被解释变量度量方法后，研究结论仍然成立。

（四）内生性检验

1.工具变量法

为了避免可能由遗漏变量造成的内生性问题，本文参考陈红和张凌霄（2023）的研究，采用行业年度ESG信息披露的均值（AVERESG）作为工具变量，并运用2SLS进行实证分析。在进行回归之前，对工具变量的有效性进行检验，发现工具变量通过了“不可识别检验”和“弱工具变量检验”，表明工具变量选取有效。根据表5可知，ESG的回归系数为1.049，且在1%的水平下显著，说明ESG信息披露对企业绿色创新会产生正向影响。因此，采用工具变量法后，研究结论仍然成立。

表5 工具变量法检验结果

2.滞后核心解释变量

为了缓解互为因果关系导致的内生性问题，本文将ESG信息披露滞后1-3期处理后分别进行回归分析。根据表6可知，L.ESG、L2.ESG、L3.ESG的回归系数分别为0.053、0.052、0.048，且均通过了1%的显著性检验，说明ESG信息披露对企业绿色创新会产生正向影响。因此，滞后核心解释变量后，研究结论仍然成立。

表6 滞后核心解释变量检验结果

五、作用机制检验

由前文分析可知，ESG信息披露能够通过提高员工绿色创新效率、增加政府补助和降低债务融资成本来促进企业绿色创新。接下来，本文将对上述作用机制进行实证检验。

（一）员工绿色创新效率的影响

表7第（1）—（2）列为员工绿色创新效率作为中介变量的实证结果。根据表7第（1）列可知，ESG的回归系数为0.028，且通过了1%的显著性检验，表明ESG信息披露能够有效提升员工绿色创新效率。根据表7第（2）列可知，在加入GI_P后，ESG与GI显著正相关，GI_P与GI显著正相关，表明员工绿色创新效率在ESG信息披露与企业绿色创新之间起到部分中介效应，验证了假设H2的正确性。因此，ESG信息披露可以通过提升员工绿色创新效率来促进企业绿色创新。

表7 作用机制检验结果

（二）政府补助的影响

表7第（3）—（4）列为政府补助作为中介变量的实证结果。根据表7第（3）列可知，ESG的回归系数为0.053，且通过了1%的显著性检验，表明ESG信息披露有助于企业获得更多政府补助。根据表7第（4）列可知，在加入SUB后，ESG与GI显著正相关，SUB与GI显著正相关，表明政府补助在ESG信息披露与企业绿色创新之间起到部分中介效应，实证结果支持了假设H3。因此，ESG信息披露可以通过增加政府补助来促进企业绿色创新。

（三）债务融资成本的影响

表7第（5）—（6）列为债务融资成本作为中介变量的实证结果。根据表7第（5）列可知，ESG的回归系数为-0.001，且通过了1%的显著性检验，表明ESG信息披露有助于减少债务融资成本。根据表7第（6）列可知，在加入COST后，ESG与GI显著正相关，COST与GI显著负相关，表明债务融资成本在ESG信息披露与企业绿色创新的关系中发挥部分中介作用，实证结果支持了假设H4。因此，ESG信息披露能够通过减少债务融资成本来促进企业绿色创新。

此外，为了进一步强化研究结论的稳健性，本文选择Bootstrap方法替代逐步法再次对中介效应进行检验，抽样次数为1000次，研究结论仍然成立。

六、异质性分析

以上研究结果表明，ESG信息披露有助于促进企业绿色创新。鉴于ESG信息披露对企业绿色创新的影响还依赖于企业规模、高新技术属性、市场竞争程度和新《环保法》政策效应等因素。因此，为了研究ESG信息披露对企业绿色创新的异质性影响，本文将进一步分析ESG信息披露对企业绿色创新的促进作用在不同企业规模、不同高新技术属性、不同市场竞争程度及不同《环保法》政策效应中是否存在差异。

（一）企业规模的影响

相较于小规模企业，大规模企业在公司治理水平、资金、人才、技术和风险抵抗能力等方面更具优势，有更强的ESG信息披露动机和能力，并将其转化为促进企业绿色创新水平提升的动力。同时，外部投资者更加关注和信任大规模企业所披露的ESG信息，愿意为大规模企业提供充足的创新资源支持，进而助力企业增强绿色创新能力。因此，本文预期ESG信息披露对企业绿色创新的促进作用在大规模企业中更为明显。为了检验企业规模差异带来的影响，本文将以企业规模的行业年度中位数为标准，将全样本分为大、小规模企业两组进行分组回归。根据表8第（1）—（2）列可知，在大规模企业组中，ESG的回归系数为0.093，且通过了1%的显著性检验。而在小规模企业组中，ESG的回归系数为0.006，但未通过显著性检验。同时，进行组间系数差异检验发现，两组的差异在1%的水平上显著。综上，大规模企业ESG信息披露对企业绿色创新的促进作用更为明显。

表8 企业规模与高新技术属性的异质性检验结果

（二）高新技术属性的影响

在大力推行绿色可持续发展的当下，高新技术企业作为实现我国经济可持续发展和技术进步的中坚力量，利益相关者对其的关注度通常比非高新技术企业高，对其ESG责任表现方面的期望也比非高新技术企业高。因此，高新技术企业为了顺应绿色可持续发展的趋势和满足利益相关者的期望，会更加重视环境保护、社会责任履行及公司治理等方面的表现。同时，相较于非高新技术企业，高新技术企业的绿色创新观念更强，更加注重绿色研发投入以维持自身的生命力与竞争力，故高新技术企业更易取得先机，先一步占领市场便于ESG的驱动作用得到充分发挥，进而为企业进行绿色创新活动提供充足资源保障。因此，本文预期ESG信息披露对企业绿色创新的促进作用在高新技术企业中更为明显。为了检验高新技术属性差异带来的影响，本文参考胡洁等（2023）的做法，将全样本分为高新技术、非高新技术企业两组进行分组回归。根据表8第（3）—（4）列可知，在高新技术企业组中，ESG的回归系数为0.085，且通过了1%的显著性检验。而在非高新技术企业组中，ESG的回归系数为0.018，但未通过显著性检验。同时，进行组间系数差异检验发现，两组的差异在1%的水平上显著。综上，高新技术企业ESG信息披露对企业绿色创新的促进作用更为明显。

（三）市场竞争程度的影响

相较于低市场竞争程度企业，高市场竞争程度企业所处市场环境竞争更为激烈，所承担的竞争压力也更大，企业要想在竞争激烈的市场环境中谋求生存和发展，一定要坚持实施绿色可持续发展战略，落实创新驱动发展战略，以提升自身市场竞争力、绿色创新水平及可持续发展能力。为了提高绿色创新水平及可持续发展能力，高市场竞争程度企业会更加重视ESG责任的履行，提升企业的组织合法性，加强ESG信息披露对企业形象和声誉等的积极作用，以赢得更多利益相关者的认可和创新资源支持，进而有效促进企业绿色创新。因此，本文预期ESG信息披露对企业绿色创新的激励作用在高市场竞争程度企业中更为明显。为了检验市场竞争程度差异带来的影响，本文根据营业收入计算的赫芬达尔指数（HHI）的行业年度中位数将全样本分为市场竞争程度高、低两组进行分组回归。根据表9第（1）—（2）列可知，在高市场竞争程度企业组中，ESG的回归系数为0.093，且通过了1%的显著性检验。而在低市场竞争程度组中，ESG的回归系数为0.016，但未通过显著性检验。同时，进行组间系数差异检验发现，两组的差异在1%的水平上显著。综上，高市场竞争程度企业ESG信息披露对企业绿色创新的促进作用更为明显。

表9 市场竞争程度与新《环保法》政策效应的异质性检验结果

（四）新《环保法》政策效应的影响

新《环保法》在2015年出台并执行，被称为最严格的环保法，对企业提高环境治理水平和承担环境保护责任等方面作出了新规定和要求，并加强了利益相关者对节约资源、提高能效、环境治理及减少污染等方面的认识。但是，在新《环保法》实施以前，ESG信息披露未得到利益相关者的广泛关注，披露ESG信息需要占用一定的企业资源，可能会给企业带来额外的经营成本，不能对企业绿色创新产生促进作用。而在新《环保法》实施以后，企业的环境合规性得到了明显地提升，利益相关者也更加关注于企业的ESG信息披露表现及可持续发展能力，从而倒逼企业提高ESG信息披露水平，以提升对潜在利益相关者的吸引力，赢得更多利益相关者的信任和创新资源支持，进而有效增强企业绿色创新能力。因此，本文预期在新《环保法》实施以后，ESG信息披露对企业绿色创新的促进作用更为明显。为了检验《环保法》政策效应差异带来的影响，本文对新《环保法》实施前后的样本进行分组回归。根据表9第（3）—（4）列可知，在新《环保法》实施以前的样本组中，ESG的回归系数为0.024，但未通过显著性检验。而在新《环保法》实施以后的样本组中，ESG的回归系数为0.068，且通过了1%的显著性检验。同时，进行组间系数差异检验发现，两组的差异在5%的水平上显著。综上，在新《环保法》实施以后，ESG信息披露对企业绿色创新的促进作用更为明显。

七、结论与建议

在全面推动绿色可持续发展的背景下，本文选取2011-2021年我国A股上市公司为研究样本，探讨ESG信息披露对企业绿色创新的影响及作用机制。结果表明：（1）ESG信息披露有助于促进企业绿色创新，且该结果在改变解释变量度量方法、更换被解释变量衡量方法、工具变量法检验及滞后核心解释变量检验后仍然成立；（2）ESG信息披露对企业绿色创新的促进作用可以通过提高员工绿色创新效率、增加政府补助及降低债务融资成本来实现；（3）异质性分析表明，在大规模、高新技术、高市场竞争程度及新《环保法》实施后的企业中，ESG信息披露对企业绿色创新的促进作用更为明显。

基于以上结论，提出以下建议：（1）从政府的角度说，应尽快完善ESG评价体系和信息披露机制，为加强ESG信息披露建设营造良好的法律与制度环境，助力企业实现高质量发展。同时，政府应加强对于企业ESG信息披露行为的监督与管理，建立激励和惩罚并重的奖惩机制。一方面，对于ESG信息披露质量较高的企业，应给予企业更多税收优惠、政府补助等政策支持；另一方面，对于ESG信息披露质量较差的企业，应给予一定的惩罚，例如提高税收征收额度、提升贷款利率、减少贷款额度等。（2）从企业的角度说，应强化ESG发展理念，积极主动履行ESG责任，从企业战略层面建立行之有效的ESG信息披露管理机制，切实提高ESG信息披露质量，向外界释放企业注重绿色可持续发展和ESG绩效卓越的积极信号，树立良好的社会形象和声誉，获得更多利益相关者的认可和创新资源支持，降低融资难度与成本，进而有效促进企业绿色创新。此外，企业绿色创新高度依赖于核心员工的创新意识、创新意愿、创新能力及知识水平。因此，企业应积极实施人才引进战略，建立竞争择优的人才选拔机制，不断吸引并招聘拥有绿色创新意识和知识背景的专业人才，加速人力资本积累。同时，企业应加强自身在环境保护、社会责任履行及公司治理等方面表现，提高利益相关者的风险容忍度，为核心员工开展绿色创新活动营造一个更宽容的环境，并不断提高核心员工的薪资与福利水平，以提高员工的绿色创新意愿和效率，驱动企业绿色发展。（3）从投资者的角度说，应树立ESG责任投资理念，建立对ESG信息披露的正确认识，重视企业ESG信息披露内容与质量，在投资过程中综合考虑ESG相关因素，为环境责任表现好、社会责任履行水平高及公司治理能力强的企业提供更多的资金支持，助力企业实现绿色转型。（4）根据异质性分析结果，企业应结合自身发展情况、所处经济政策环境、社会需求及国家要求等因素及时调整企业可持续发展战略和ESG信息披露强度。一方面，大规模、高新技术、高市场竞争程度及新《环保法》实施后的企业应顺应国家政策要求和市场需求，贯彻绿色可持续发展理念，不断提升ESG信息披露水平，增强可持续发展能力，以争取外部关键资源。另一方面，企业应加强“绿色发展”“创新驱动”理念，充分利用自身竞争优势，提高核心竞争力，并主动加强自身ESG建设，不断改善ESG信息披露表现，赢得利益相关者的青睐，持续增强自身绿色创新能力，实现企业高质量发展。