ESG信息披露与企业绿色创新

达潭枫 何显辉

一、引言

进入21 世纪以来，极端天气、公共卫生事件和资源紧缺等诸多问题层出不穷，人类的生存发展和全球经济的可持续运行受到严重威胁。传统的以“高投入、高消耗、高污染”为特点的粗放式发展模式已不可持续，如何促进绿色可持续发展成为当前面临的重大课题。我国高度重视可持续发展，特别是党的十八大以来，提出构建“创新、协调、绿色、开放、共享”的新发展理念，将绿色发展提升到新的高度。党的二十大报告进一步明确指出，要推动经济社会发展全面绿色化、低碳化，加快形成绿色生产和生活方式。企业作为经济发展的重要微观主体，其能否贯彻可持续发展理念实现绿色转型，突破传统发展模式束缚，对于推动经济高质量发展具有关键性作用。绿色创新是企业实现绿色转型的重要驱动力，然而绿色创新不仅需要巨额的前期投入，且具有“双重外部性”，这可能阻碍企业绿色创新意愿，导致企业缺乏绿色投资激励[1，2]。因此，如何激活企业绿色创新内在的驱动力，是实现绿色转型发展的关键。

ESG 是从环境（Environmental）、社会（Social）及公司治理（Governance）三个维度来综合衡量企业可持续发展的评价体系。伴随着可持续发展理念的日益深入，越来越多的投资者、企业和金融机构开始重视企业ESG 表现。据万得数据库显示，中国资本市场上有将近300 只ESG 投资基金，管理的资产规模超过2700亿元。其中，以ESG投资策略为主的基金有30 家以上，管理资产额达150 亿元；泛ESG 基金管理资产规模估计高达1.6 万亿元。随着市场监管部门对ESG 信息披露制度的持续完善①，主动披露ESG 信息的中国上市公司数量也迅速增长。截至2021年，我国A股上市公司中共有1412家企业披露了ESG信息，覆盖A股总市值的75%，ESG披露率首次达到30%[3]。

ESG 信息披露是对ESG 投资情况的重要诠释。ESG 信息披露通过连接企业与市场，改善了企业的信息环境，缓解了企业与其利益相关者之间的信息不对称，有助于市场发挥激励相容机制，从而对企业经营发展产生重要影响。ESG优势企业有利于增进利益相关者的信任，从而降低融资成本，缓解融资约束，抵御风险并提高企业价值。多数学者认为，ESG信息披露有助于企业降低融资成本[4，5]，ESG 信息披露带来的“信息效应”不仅缓解了企业与其利益相关者之间的信息不对称，良好的ESG 表现还可以有效提升企业价值和估值[6，7]，并使企业具有更好抵御风险的能力[8]。也有部分学者研究指出，我国企业推进ESG 实践方面尚面临一些问题和不足。如，ESG信息披露相关的制度安排尚存在缺陷，ESG 信息披露质量不高，甚至部分企业存在ESG“漂绿”等不规范行为[9]，从而增加了企业的经营风险。

此外，也有学者认为企业ESG 表现对企业价值和成长的影响并不确定。企业ESG 实践存在较强的外部性，会影响企业价值最大化目标的实现[10]。李思慧等[11]依据中国上市公司数据实证分析发现，中国上市企业现阶段的ESG 实践中，企业的“成本效应”大于“盈利效应”，影响了企业的成长。上述研究大多集中于探讨企业ESG 信息披露与其经营发展之间的关系，对于ESG 信息披露是否影响企业绿色创新尚无清晰的回答。理论和实践表明，可持续和绿色发展的需求所引致的环境规制势必迫使企业淘汰落后产能，通过创新转变发展模式。那么，ESG信息披露与企业绿色创新之间是否存在显著的正向关系？如果有，其影响机制是什么？厘清这些问题对企业获取资金支持，实现长远发展、绿色发展，以及实现经济社会高质量发展极为重要。

本文基于利益相关者理论与信号传递理论，首先分析了ESG 信息披露影响企业绿色创新的理论机理；然后基于双向固定效应模型，运用华证公司的ESG 评级和上市公司绿色专利数据，实证分析了ESG 信息披露与企业绿色创新之间的关系，从融资约束和风险承担两个角度探究两者之间的影响机理。本文的研究边际贡献主要有两方面：一方面，基于利益相关者理论探讨了ESG 信息披露对企业绿色创新的影响，在理论层面拓宽了企业绿色创新的影响因素研究，丰富了ESG 信息披露的经济后果研究。另一方面，基于ESG 披露现状，构建了ESG 不确定性指数，实证验证了ESG 不确定性对企业绿色创新的影响，并进一步考察了ESG 信息披露的动态系统性变化对企业绿色创新的影响。

二、理论分析与研究假设

（一）ESG信息披露与企业绿色创新

ESG 信息披露能够改善企业信息透明度，缓解企业与其相关利益者之间的信息不对称，为企业绿色创新提供一个激励、监督的市场治理机制。由信号传递理论可知，当企业财务指标信息和非财务指标信息趋向一致时，企业传递的信息质量更高。同时，ESG信息披露作为企业重要的非财务指标信息，具有一定的外部性，如果企业ESG 表现较好，则可释放出企业经营状况良好且具有一定竞争优势的信号，从而改善企业信息质量，缓解企业与投资者、银行等金融机构、消费者和供应商等利益相关者之间的信息不对称。

ESG信息披露可以有效发挥市场对企业的监督机制。现代企业所有权与管理权分离，导致的委托代理问题已成为企业发展的“绊脚石”。在这种治理架构下，企业倾向于选择周期短、见效快、风险低的投资项目，在一定程度上限制了企业的绿色创新水平。而ESG 信息披露有助于连接企业与外部利益相关者，缓解信息不对称，有助于对企业管理层进行监督，在一定程度上限制了企业管理层机会主义的短视行为，提高了企业管理层经营决策的透明度和科学性，有利于企业绿色创新[12]。同时，ESG优势企业能争取利益相关方的信任和支持，为企业绿色创新提供多元化资源。据此，本文提出如下假设：

H1：ESG信息披露可以促进企业绿色创新。

（二）ESG信息披露、融资约束与企业绿色创新

具有ESG 优势的企业通常会更积极地向外界披露其在环境保护、社会责任履行以及公司治理方面的信息。这种ESG 优势不仅有助于企业建立良好的社会声誉和品牌形象，还增强了企业信息披露的真实性和全面性，有助于减轻企业与其利益相关者之间的信息不对称[13]。投资者和金融机构能够更全面地了解企业的经营风险和未来价值，进而扩大对企业的绿色授信，拓宽了企业的融资渠道和信贷规模[14]，激发企业更多关注绿色创新以维持ESG 优势，形成良性循环。企业秉持ESG 理念符合国家支持的绿色可持续发展战略，因而ESG 优势企业势必会得到更多的政策支持。同时，具有可持续发展偏好的投资者愿意为ESG 优势企业支付更高的溢价，进一步减轻企业的融资约束[15，16]。基于此，本文提出以下假设：

H2：ESG信息披露可以通过缓解融资约束促进企业绿色创新。

（三）ESG信息披露、风险承担与企业绿色创新

ESG 信息披露主要从改善利益相关者关系、降低信息不对称程度和建立良好声誉三个方面起到提升企业风险承担水平的效果[17]。首先，基于利益相关者理论观点，ESG 信息披露展示了企业的社会责任，这有助于提升企业凝聚力及员工忠诚度，从而提升运营效率，增强风险承担水平。此外，ESG信息披露体现出企业环境保护意识，这不但能获得更多政策支持，也提升了客户对企业的忠诚度与信任度[18]，能够保障企业收入和现金流的稳定，使企业有较高的风险承担能力。其次，ESG 信息披露有助于增进外部债权人与投资者对企业的了解，有效降低了信息不对称，企业财务违规等风险也随之下降[19]。最后，基于声誉理论的观点，ESG信息披露对提升和维护企业声誉也会产生积极作用，使企业更易获得外部市场的青睐[20]，这有利于提高企业财务绩效，提升风险承担水平。

较高的风险承担能力有助于企业更好地发挥市场监督和激励机制作用，驱动企业主动进行绿色转型。当企业风险承担水平较高时，意味着企业具有较高的创新积极性，可以增加企业绿色创新行为。基于以上分析，本文提出以下假设：

H3：ESG信息披露可以通过提升企业风险承担水平促进企业绿色创新。

三、研究设计

（一）数据来源及样本选择

本文以2011—2021 年我国沪深A 股上市企业数据为研究样本。为保障实证样本数据的可比性和科学性，对样本进行如下筛选和处理：①剔除标记为ST、ST*和金融行业的上市企业；②剔除相关变量严重缺失和部分年份观测值较少的企业；③为避免受极端值影响，对连续变量进行1%和99%水平的缩尾处理，最终获得26616个样本观测值。

本文选取的企业绿色创新数据来源于中国研究数据服务平台（CNRDS）。ESG 信息披露来自华证公司发布的ESG评级报告，该指数2009年首次对A股企业进行ESG 评估，目前已覆盖全部A 股上市企业，适用期间和所覆盖范围均受到业界学者的广泛认可。华证ESG 数据、公司和行业数据均来自国泰安数据库。

（二）变量说明

1.被解释变量

企业绿色创新（Patent）。参考刘柏等[12]、胡洁等[21]研究，使用企业绿色专利的产出水平来衡量企业绿色创新。具体地，本文采取三种衡量方式从不同角度反映企业绿色创新水平：第一种是企业独立申请的绿色发明和实用新型专利数量加1取自然对数（Patent1），衡量了企业绿色专利的总体情况；第二种是企业独立申请的绿色发明专利数量加1取自然对数（Patent2），侧重于原创性更强的绿色发明专利；第三种是企业申请的绿色发明专利的最终授权量加1取自然对数（Patent3）。

2.核心解释变量

ESG信息披露（ESG）。本文上市企业的ESG信息披露数据来源于华证公司发布的ESG 评级报告。该报告每季度更新一次，并将企业ESG 表现从优到劣分成AAA、AA、A、BBB、BB、B、CCC、CC、C 共9个级别，本文将C到AAA等级分别赋值1—9分，然后将季度数据求均值作为企业ESG 信息披露的代理变量[22]。在稳健性检验中，依据彭博公司发布的ESG评级报告作为ESG信息披露的代理指标[5]。

3.控制变量

本文参考胡洁等[21]研究，选取控制变量：企业规模（Size）、净资产收益率（ROE）、现金流比例（Cashflow）、营业收入增长率（Growth）、董事会人数（Board）、托宾Q 值（TobinQ）、资产负债率（Lev）、研发投入（lnRD）、行业竞争性（HHI）。具体变量定义见表1。

（三）模型设计

为验证ESG 信息披露对企业绿色创新的影响，本文设定如下基准模型：

其中，下标i、t分别表示企业个体、年份，Patenti,t表示企业绿色创新，ESGi,t-1表示企业ESG信息披露，Controli,t-1表示控制变量矩阵，ε为模型的随机误差项。为提高模型回归的科学性，本文做了如下处理：第一，考虑到ESG 信息披露对企业绿色创新的影响存在一定时滞，因此本文对核心解释变量和控制变量进行滞后一期处理，从技术上减轻模型存在的反向因果导致的内生性问题。第二，控制了企业个体固定效应（STKCD）和时间固定效应（YEAR）。第三，所有回归模型的标准误均在企业层面进行聚类处理。

四、实证结果及分析

（一）描述性分析

表2是主要变量的描述性统计结果。Patent1的最小值为0，最大值为7.78，标准差为1.136，均值为0.782；Patent2 的最小值为0，最大值为7.78，标准差为0.934，均值为0.521；Patent3的最小值为0，最大值为6.14，标准差为0.612，均值为0.245。上述结果表明，企业的绿色创新处于较低水平，但样本数据具有一定差异性。企业ESG 信息披露的最小值为1，最大值为9，均值为6.459，表明样本企业的ESG 信息披露得分处于中等偏上水平。

表2 主要变量描述性统计结果

（二）基准回归分析

表3报告了ESG信息披露对企业绿色创新水平影响的基准回归结果，所有回归模型均控制了企业层面特质及个体和年份固定效应。表3（1）列显示，ESG 信息披露系数为0.025，且在1%的水平上显著。（2）和（3）列将被解释变量换为Patent2 和Patent3，结果显示ESG信息披露系数仍在1%的水平上显著为正。回归结果表明，ESG 信息披露可以促进企业绿色创新水平。本文假说H1得到初步验证。

表3 基准回归结果

（三）稳健性检验

1.替换变量

目前国内尚未有统一规范的ESG 信息披露标准，造成不同ESG 评级机构对同一企业评价存在一定差异。本文使用彭博公司的ESG 评级报告（ESG_pengbo）作为解释变量“ESG 信息披露”的代理变量，避免因ESG 信息分歧所带来的估计误差。代入基准模型（1）重新进行估计，如表4（1）至（3）列所示，ESG信息披露系数均至少在5%的水平上显著为正。由于企业申请的绿色专利获得授权的周期较长，为提高模型估计精度，将ESG 信息披露滞后两期代入模型估计，（4）列结果显示，ESG 信息披露系数在1%的水平上显著为正。为进一步考察ESG 与企业绿色创新质量的关系，本文参考Mao等[23]研究，首先采用企业“一年内绿色专利被引用次数”（Patent_Q）代表绿色创新质量，并作为企业绿色创新的代理变量；然后使用“剔除一年内自引用后的被引用次数”（Patent_Q1）作为另一代理变量。回归结果如表4（5）和（6）列所示，ESG 信息披露系数均在1%的水平上显著为正。综上所述，替换关键变量后，ESG信息披露仍对企业绿色创新具有显著正向影响。假说H1依然成立。

表4 稳健性检验一：替换变量

2.工具变量法（2SLS）

本文虽控制了企业和行业层面的变量，但仍有可能存在遗漏变量和反向因果导致的内生性问题。本文参考Breuer 等[24]研究，使用同年同行业其他企业的ESG 均值（ESG_pro）作为工具变量。选择理由如下：一是企业ESG 信息披露得分水平与同行业相比具有较强的相关性，满足工具变量相关性条件；二是行业的ESG 信息披露平均水平不直接影响企业的绿色创新，因而满足工具变量外生性条件。本文构建两阶段最小二乘法（2SLS）模型进行估计。表5（1）列为第一阶段回归结果，工具变量（ESG_pro）与ESG 信息披露（ESG）在1%的水平上呈显著正相关。Cragg-Donald Wald F、Kleibergen-Paaprk LM 和10% maximal IV size 统计量检测结果显示，拒绝弱工具变量和不可识别的原假设。（2）至（4）列为第二阶段回归结果，ESG信息披露系数均在1%的水平上显著为正，说明考虑内生性影响后，ESG信息披露对企业绿色创新的正向促进作用不变。假设H1 再次得到验证。

表5 稳健性检验二：工具变量法

3.Heckman两阶段检验

企业专利数量样本实际存在大量的0 和缺失值，如果简单剔除这部分样本，则会使回归估计有偏。为减少在0上的集中分布，将样本加1取自然对数。但实际上企业很难实现从0到1的创新，同样也不能很好地解决样本在0 上集中分布的问题，因而本文存在一定的样本自选择偏差[25]。由此，本文参考Heckman[26]的研究构造两阶段模型。第一阶段，probit模型中控制行业和个体固定效应进行估计，原因在于企业的创新进展与行业竞争和行业政策等因素密切相关；被解释变量为企业是否存在创新产出（Patent_D），企业存在创新专利数赋值为1，否则为0；此外，加入排他性约束变量“企业研发支出是否增加”（IfRD）。将第一阶段回归结果的逆米尔斯比率（IMR）加入第二阶段进行估计。由表6（2）、（4）、（6）列可知，除（4）列的IMR 系数不显著外，其余的IMR系数均显著，说明存在一定的样本自选择偏差，使用Heckman 两阶段模型有一定的合理性。此外，ESG信息披露系数均至少在5%的水平上显著为正，说明克服样本自选择偏差后，基准回归结论仍然稳健。假设H1成立。

（四）异质性检验

1.企业规模

企业规模是影响企业绿色创新资源的重要因素。大企业具备丰富的创新资源，如资金、人力、技术积累等优势，能为实现企业绿色创新提供良好的基础。中小企业有很高的创新意愿，但普遍存在融资约束问题，极大地限制了企业的创新投入和企业内部的创新激励。企业提升ESG 建设，不仅可以缓解中小企业的融资约束，改善企业创新投资不足问题，还可以提高企业声誉资本，吸引更多创新性人才的加入，增强企业内部员工的创新积极性，优化企业人力资本结构，促进创新。

本文将企业规模按照50%分位划分为大型企业和中小企业两组，代入基准模型（1）进行估计。表7（2）、（4）、（6）列是中小企业样本的估计结果，ESG信息披露对企业绿色创新的影响至少在5%的水平上显著为正。（1）、（3）、（5）列是大型企业样本的估计结果，ESG 信息披露对企业绿色创新的影响均不显著。可能的解释为：在大型企业中不乏绿色创新资源，ESG 信息披露引致的市场激励效应对其相对有限，而对缺乏绿色创新资源的中小企业的影响更大。

表7 企业规模异质性结果

2.企业产权

企业的产权性质也极有可能是影响企业绿色创新水平的重要因素。企业绿色创新活动具有较高沉没成本和失败概率，对于企业资金和风险承担水平具有更高要求。国有企业拥有政府的隐形担保，在融资环境、风险承担等方面较民营企业具有更多优势，具备充足的创新资源进行创新投入和创新激励[27]。相较国有企业，民营企业则更需要借助市场激励机制拓宽企业获取资源的途径，以改善企业融资约束并提高风险承担水平。ESG可以起到连接企业与市场之间传递信息的作用，是发挥市场激励机制促进资源优化配置的重要路径之一。

本文将样本分成国有企业和民营企业两组，分别代入基准模型（1）进行估计。表8（1）、（3）、（5）列是民营企业样本的估计结果，ESG 信息披露系数至少在10%的水平上显著为正，表明ESG 信息披露可以促进民营企业的绿色创新。（2）、（4）、（6）列是国有企业样本的估计结果，ESG 信息披露系数均不显著但为正，表明没有足够证据说明ESG 信息披露可以促进国有企业绿色创新。可能的解释为：国有企业具备充足的创新资源，其借助ESG 信息披露发挥市场激励作用有限。而对于资源匮乏的民营企业而言，ESG信息披露则可以更好地发挥市场激励作用，促使资源流向民营企业，促进企业绿色创新。

表8 企业所有制异质性结果

五、影响机制分析

上文得到ESG 信息披露促进企业绿色创新的经验证据，基于理论分析，本文从融资约束和风险承担的角度探究其作用机制。参考温忠麟等[28]的研究，使用如下中介效应模型检验机制：

（一）检验融资约束机制

为检验ESG 信息披露是否通过缓解融资约束促进企业绿色创新。参考Hadlock等[29]的研究，使用SA 指数（SA）作为企业融资约束的代理变量②，并采用两种企业融资成本作为融资约束程度的替代变量：一是以“企业利息支出及手续费和其他财务费用总额与期末总负债之比”衡量的债务融资成本（COST）；二是运用PEG模型计算的企业权益融资成本（COC）③。

表9（1）至（3）列分别表示ESG信息披露对融资约束的回归结果，除ESG 信息披露对权益融资成本回归系数不显著外，融资约束指数和债务融资成本回归系数均显著为负，表明ESG 信息披露可以缓解企业融资约束，并降低企业债务融资成本。（4）至（6）列是进一步检验融资约束对企业绿色创新的影响结果。融资约束（SA）系数均在1%的水平上显著为负，表明企业融资约束越高，越不利于其绿色创新水平提升。ESG信息披露对企业绿色创新的回归系数至少在5%的水平上显著为正。由此得出，ESG信息披露可以通过缓解融资约束促进企业绿色创新。假说H2得以验证。

表9 ESG信息披露、融资约束与绿色创新

（二）检验风险承担机制

进一步，验证ESG 信息披露是否通过提高企业风险承担水平来促进企业绿色创新。以往研究主要使用盈利水平波动率来衡量风险承担水平，因为企业的风险承担水平高，企业的盈利水平仍处于较低水平的波动，在企业财务指标上的表现即为企业盈利水平在一定时间内的波动率。但此逻辑在本文可能并不适用，原因在于：良好的ESG 信息披露将提升各利益相关者对ESG 优势企业的支持与信任，如融资便利、政策支持等，将改善企业的盈利状况，企业的风险承担水平得以提升，若仍采用盈利水平波动率来衡量风险承担，风险承担水平则呈现下降趋势，显然与实际不符。本文认为企业研发支出和研发人力资源水平是企业应对长期挑战和风险最有力的保障，因而采用企业风险项目投入水平来衡量企业的风险承担水平更为合理。参考朱焱等[30]研究，采用企业年度研发支出占上期总资产比例（Risk1）和研发人员占员工总数比例（Risk2）作为风险承担水平的代理变量。表10（1）和（2）列显示，ESG 信息披露系数在5%的水平上显著为正，表明ESG信息披露有利于增加研发支出和研发人员占比，提升企业风险承担水平。（3）至（5）列是进一步验证风险承担对企业绿色创新的影响结果，风险承担系数至少在5%的水平上显著为正，表明提高风险承担能力可以促进企业绿色创新。从整体的模型回归结果来看，ESG信息披露可以通过提升企业风险承担水平促进企业绿色创新。假说H3得以验证。

表10 ESG信息披露、风险承担与绿色创新

六、进一步分析

（一）ESG不确定性与企业绿色创新

目前国内ESG 信息披露尚未有统一标准，不同评级机构评价体系的指标范围、指标度量及权重存在一定差异，导致不同评级机构对同一企业的ESG评级存在分歧[31]。ESG信息披露分歧引致的ESG信息披露的不确定性是否会影响ESG 信息披露对企业绿色创新的作用效果？本文参考Avramov 等[32]的研究，基于华证、彭博、商道融绿和万得这四家ESG评价报告数据构建ESG 不确定性指标。由于不同评级机构存在量纲和覆盖范围的差异，为尽可能保证不同评级间具有可比性，本文按照如下步骤进行处理：第一步，选择两家评级机构，筛选出共同覆盖的企业，按照不同年份排序，计算企业在所处年份样本中的分位数；第二步，计算同一家企业在不同评级机构下的分位数标准差；第三步，重复第一步和第二步的步骤，计算四组评级数据共6个组合，求均值得到最终的ESG 不确定性指数（ESG_std）。构造如下模型验证：

表11的回归结果显示，ESG信息披露与ESG不确定性交互项（ESG×ESG_std）系数均显著为负，表明ESG 信息披露不确定性会削弱ESG 对企业绿色创新的促进作用。其中，（2）和（3）列交互项系数显著性更强，说明ESG 信息披露不确定性对企业绿色发明专利的影响更为明显。

表11 ESG不确定性与企业绿色创新

（二）ESG动态系统性变化与企业绿色创新

由于第三方ESG 评级机构对企业的评级是动态可变的，且每一年的评级均有所变化。为进一步掌握企业ESG 信息披露动态系统性变化对企业绿色创新的影响，本文参考毛其淋等[33]研究：首先，根据华证公司ESG 评级数据将样本分为高、低组，高ESG组为企业的ESG评分处于A、AA、AAA等级，低ESG 组为企业的ESG 评级处于A 等级以下。然后，进一步将样本分成四组，分别为企业ESG 评级连续两年高组（GG组）、上年高组当年低组（GD组）、上年低组当年高组（DG组）和连续两年低组（DD组）。分组估计结果见表12。（2）列中，ESG 信息披露系数显著为负，说明企业ESG 评级下降会负向影响企业绿色创新水平。（3）列中，ESG信息披露系数显著为正，说明企业ESG 评级改善有助于提升企业绿色创新水平。由此可见，ESG 信息披露状态持续改善更有助于企业绿色创新。

表12 ESG动态系统性变化与企业绿色创新

七、研究结论与启示

（一）研究结论

追求长期价值增值、兼顾社会价值和环境保护的ESG 理念，是实现社会经济高质量发展和可持续发展的重要实践，也高度契合了时代发展需要。本文以绿色创新为切入点，实证探究ESG 信息披露对企业绿色创新的影响及机制。研究结论如下：（1）ESG 信息披露可以有效促进企业绿色创新产出，且这一促进作用在中小企业和民营企业中更为明显；（2）ESG 信息披露可以通过缓解融资约束和提高风险承担水平影响企业绿色创新产出；（3）ESG信息披露不确定性会削弱ESG 对企业绿色创新产出的促进作用，而ESG 信息披露状况持续改善更有助于促进企业绿色创新。

（二）研究启示

基于以上实证结论，提出以下启示：

第一，应积极推动ESG 建设。首先，完善ESG信息披露标准，规范ESG 信息披露制度。针对不同行业特征、产权差异、企业规模等因素，着眼于中国现实背景。同时，与国际标准接轨，借鉴国外成熟国家ESG 建设理念，构建具有中国特色的ESG 披露标准。其次，应强化政策导向，充分发挥市场激励、监督作用，确保企业及时、标准、全面、真实地披露ESG信息，以有效缓解和减少因市场上ESG 信息披露质量参差不齐和ESG 报告“漂绿”等行为导致的资金错配。

第二，在投融资体制机制和资本市场树立ESG投资信仰。对于各类投资者来说，应倡导将ESG 理念纳入“筛选投资标的”决策中，更多考虑价值投资和绿色投资。对于银行等金融机构而言，应将ESG理念纳入信贷决策和风险管控清单中。同时，推进中国ESG 生态系统建设，如将ESG 纳入相关投融资标准，争取达成全面共识，在顶层设计上搭好框架。这样不仅有利于ESG 优势企业缓解融资约束，助力企业绿色创新，实现企业绿色转型，还可以为投资者和债务方识别潜在的风险。

第三，大力引导、鼓励企业积极追求ESG 理念，将ESG 理念贯穿于企业战略管理和文化中。从企业战略制定与决策、执行，到管理考核激励文化建设等诸多方面，将ESG 理念贯彻落实到企业经营管理的每一个环节、每一个方面，使其成为企业所有者、管理者、员工自觉遵守和追求的目标。如采取更绿色的生产经营方式，增加绿色投资；为员工营造激励有效的创新环境，激发绿色创新驱动力；通过积极披露ESG 信息和树立良好的社会形象，争取赢得企业利益相关方的高度信任与支持，整合企业内外部创新资源，推动绿色创新。

总之，应进一步完善规范ESG 信息披露制度，引导鼓励信贷市场、劳动力市场更多依据企业ESG信息披露，进一步提升市场对资金、人才等稀缺资源配置的效率，激励企业ESG 建设，形成ESG 建设良性循环，更好促进企业绿色创新，助力社会经济高质量发展。

注 释

①2018年中国证监会将ESG信息披露框架纳入《上市公司治理准则》。

②SA=-0.737size+0.043size^2-0.04Age。其中，size 为企业总资产对数，Age 为企业年龄。该指数越大，表明企业受融资约束越高。

③权益成本计算公式：COC=(EPS2-EPS1)/P。其中，P为年收盘价，EPS1、EPS2分别为1年和2年后每股收益预测值。