ESG表現(xiàn)、融資約束對(duì)中小企業(yè)創(chuàng)新能力的影響分析_第1頁(yè)
ESG表現(xiàn)、融資約束對(duì)中小企業(yè)創(chuàng)新能力的影響分析_第2頁(yè)
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)其中:各變量含義如表1所示。i表示不同企業(yè)企業(yè)(i=1,2,3,…),t表示不同年份,Controls為控制變量,μi,t為隨機(jī)誤差項(xiàng)。在此基礎(chǔ)上,為了避免中介變量(Fc)對(duì)企業(yè)創(chuàng)新能力(Innovation)的因果效應(yīng)論證可能不充分的問(wèn)題,下文也將進(jìn)一步補(bǔ)充相關(guān)性證據(jù)支持。實(shí)證分析4.1描述性統(tǒng)計(jì)本文對(duì)所取變量進(jìn)行描述性統(tǒng)計(jì),如下REF_Ref1592\h表2所示。創(chuàng)新能力指標(biāo)Innovation最小值為0.693,最大值為6.988,二者的數(shù)據(jù)差別較大,說(shuō)明在創(chuàng)業(yè)板中的企業(yè)之間的創(chuàng)新能力存在明顯差異。ESG均值為4.131,標(biāo)準(zhǔn)差為0.918,說(shuō)明創(chuàng)業(yè)板企業(yè)總體ESG表現(xiàn)得分較高,但存在著較明顯的個(gè)體差異。其中l(wèi)ev、Roa、Growth、Big表明企業(yè)之間的負(fù)債情況、盈利水平、成長(zhǎng)性以及股權(quán)集中度有很大不同。Dual均值和標(biāo)準(zhǔn)差相對(duì)來(lái)說(shuō)差距不大,結(jié)果表明創(chuàng)業(yè)板企業(yè)兩職合一情況相對(duì)均衡。表SEQ表\*ARABIC2變量描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果變量觀測(cè)值均值標(biāo)準(zhǔn)差最小值最大值Innovation2,2223.9791.2660.6936.988Fc2,2223.1020.05892.8073.158ESG2,2224.1310.91817lev2,2220.3300.1800.01111.124Roa2,2220.03790.0838-0.6560.398Growth2,2220.1950.434-0.8645.570Big2,2220.5290.1360.08780.835Dual2,2220.3910.48801數(shù)據(jù)來(lái)源:同花順iFinD、國(guó)泰安CSMAR數(shù)據(jù)庫(kù)、華證數(shù)據(jù)官網(wǎng)4.2相關(guān)性分析對(duì)本文主要變量進(jìn)行Pearson相關(guān)系數(shù)檢驗(yàn),結(jié)果如REF_Ref27573\h表3所示。ESG表現(xiàn)與企業(yè)創(chuàng)新能力的Pearson相關(guān)系數(shù)為0.018,融資約束與創(chuàng)新能力的Pearson相關(guān)系數(shù)為-0.23,ESG表現(xiàn)與融資約束的Pearson相關(guān)系數(shù)為-0.103,均在1%水平上顯著,初步證明了H1與H2。Pearson相關(guān)系數(shù)檢驗(yàn)結(jié)果證明變量間相關(guān)性弱,不存在多重共線性問(wèn)題,數(shù)據(jù)可進(jìn)一步做回歸分析。表SEQ表\*ARABIC3Pearson相關(guān)系數(shù)檢驗(yàn)結(jié)果InnovationESGFclevRoaGrowthBigDualInnovation1ESG0.018***1Fc-0.230***-0.103***1lev0.158***-0.114***0.300***1Roa0.001000.181***0.0250-0.237***1Growth-0.042**0.02400.048**0.02300.286***1Big-0.097***0.165***-0.235***-0.218***0.241***0.117***1Dual-0.109***0.00400-0.058***0.00100-0.01100.0320-0.040*14.3回歸分析模型(2)的回歸結(jié)果如REF_Ref1111\h表4所示,其中企業(yè)創(chuàng)新能力(Innovation)與ESG表現(xiàn)(ESG)的回歸系數(shù)為0.045,在5%水平下顯著,表明ESG表現(xiàn)能夠促進(jìn)企業(yè)創(chuàng)新,假設(shè)1得以驗(yàn)證。為了探究企業(yè)所有權(quán)對(duì)ESG表現(xiàn)對(duì)企業(yè)創(chuàng)新能力的影響,按照實(shí)際控制人的產(chǎn)權(quán)屬性,將創(chuàng)業(yè)板中小企業(yè)分為國(guó)有企業(yè)與非國(guó)有企業(yè)。其中,列(2)與列(3)為檢驗(yàn)基于企業(yè)所有制異質(zhì)性的回歸結(jié)果,按照實(shí)際控制人的產(chǎn)權(quán)屬性,將創(chuàng)業(yè)板中小企業(yè)分為國(guó)有企業(yè)與非國(guó)有企業(yè)。實(shí)證結(jié)果表明,無(wú)論是國(guó)有企業(yè)還是非國(guó)有企業(yè),ESG表現(xiàn)均對(duì)企業(yè)創(chuàng)新能力有顯著的正向影響。特別地,非國(guó)有企業(yè)Innovation與ESG的回歸系數(shù)為0.061,而國(guó)有企業(yè)的回歸系數(shù)為0.042,表明非國(guó)有企業(yè)的ESG表現(xiàn)對(duì)企業(yè)創(chuàng)新能力的影響比國(guó)有企業(yè)大。因此,假設(shè)2得以驗(yàn)證。為了探究企業(yè)環(huán)保屬性差異對(duì)ESG表現(xiàn)對(duì)企業(yè)創(chuàng)新能力的影響,參考許松濤等(2022)REF_Ref1967\r\h[31]的研究,將創(chuàng)業(yè)板上市公司分為重污染企業(yè)和非重污染企業(yè)兩組分別進(jìn)行驗(yàn)證。實(shí)證結(jié)果如下列(4)與列(5)所示。從中可知,重污染企業(yè)ESG與Innovation的回歸系數(shù)為0.069,在1%水平上顯著,說(shuō)明重污染企業(yè)的ESG表現(xiàn)有助于企業(yè)進(jìn)行創(chuàng)新。非重污染企業(yè)的ESG與Innovation的回歸系數(shù)則為0.04,結(jié)果不顯著。這可能由于:相較于非重污染企業(yè),重污染企業(yè)往往承擔(dān)著更多的社會(huì)輿論關(guān)注和環(huán)保部門(mén)的監(jiān)管,從而更加重視ESG表現(xiàn)的外部效應(yīng),愿意通過(guò)披露更多的信息來(lái)提高創(chuàng)新能力,以博得投資者對(duì)企業(yè)創(chuàng)新改變的關(guān)注,進(jìn)而獲得更多的資金支持。因此,假設(shè)3得以驗(yàn)證。為了探究地區(qū)差異對(duì)ESG表現(xiàn)對(duì)企業(yè)創(chuàng)新能力的影響,本文按照按照企業(yè)所在地不同,將樣本分為東部、中西部地區(qū)兩組分別進(jìn)行驗(yàn)證。實(shí)證結(jié)果如下列(6)與列(7)所示,在東部地區(qū)樣本組中,Innovation與ESG的回歸系數(shù)為0.052,在5%水平上顯著。在中西部地區(qū)樣本組中,雖Innovation與ESG的回歸系數(shù)為0.032,在10%水平上顯著,但東部樣本組的回歸系數(shù)則更加顯著。因此,假設(shè)4得以驗(yàn)證。表SEQ表\*ARABIC4ESG表現(xiàn)與企業(yè)創(chuàng)新能力回歸結(jié)果變量(1)(2)(3)(4)(5)(6)(7)總國(guó)有非國(guó)有重污染企業(yè)非重污染企業(yè)東部中西部ESG0.045**0.042*0.061***0.069***0.0400.052**0.032*(2.22)(1.74)(2.99)(2.68)(1.52)(2.01)(1.77)lev-0.0510.021-0.0530.293-0.2771.197***-0.015(-0.27)(0.06)(-0.25)(1.02)(-1.18)(4.51)(-0.47)Roa0.1530.0760.1850.499-0.0030.4260.804**(0.63)(0.18)(0.67)(1.38)(-0.01)(1.09)(2.53)Growth0.0130.090**-0.005-0.0450.0380.030-0.200(0.48)(2.25)(-0.14)(-0.84)(1.36)(0.46)(-0.63)Big0.403**0.6100.3120.1340.601**-3.037***-0.033(2.01)(1.59)(1.33)(0.39)(2.29)(-9.34)(-0.79)Dual-0.297*-0.694**-0.226-0.368*-0.241-0.357-2.426***(-1.86)(-2.20)(-1.25)(-1.80)(-1.10)(-1.55)(-6.34)_cons2.769***2.497***2.817***2.858***2.642***5.180***-0.249(14.28)(7.84)(12.89)(9.79)(10.86)(17.89)(-0.99)N22224401,7829241,2981,1771,045R20.2330.4330.3620.3620.3240.3470.328數(shù)據(jù)來(lái)源:作者自行整理。注:對(duì)應(yīng)t值標(biāo)注在括號(hào)內(nèi),水平為10%、5%及1%的顯著情況分別通過(guò)*、**、***來(lái)表示,下文同。4.4中介效應(yīng)分析REF_Ref5196\h表5中第(1)列的回歸結(jié)果顯示,ESG表現(xiàn)與融資約束顯著負(fù)相關(guān),表明中小企業(yè)ESG表現(xiàn)能夠有效緩解融資約束。結(jié)合背景文獻(xiàn),可以充分驗(yàn)證假設(shè)5。進(jìn)一步,列(2)與列(3)的回歸結(jié)果顯示,ESG與Fc的回歸系數(shù)分別為-0.001與-0.004,分別在10%與5%水平下顯著,表明ESG表現(xiàn)均能緩解國(guó)有企業(yè)和非國(guó)有企業(yè)的融資約束問(wèn)題,且緩解融資是ESG表現(xiàn)提高企業(yè)創(chuàng)新能力的一個(gè)影響渠道。列(4)與列(5)的回歸結(jié)果顯示,ESG與Fc的回歸系數(shù)均為-0.005與-0.005,在5%水平下顯著,表明ESG表現(xiàn)緩解融資約束的效果在重污染企業(yè)與非重污染企業(yè)基本一致。列(6)與列(7)的回歸結(jié)果顯示,在東部地區(qū)樣本中,ESG與Fc的回歸系數(shù)為-0.003,在5%水平下顯著,在中西部地區(qū)樣本中,ESG與Fc的回歸系數(shù)為-0.003,結(jié)果不顯著,表明東部地區(qū)ESG表現(xiàn)緩解中小企業(yè)融資約束的效果明顯好于中西部地區(qū)。表SEQ表\*ARABIC5ESG表現(xiàn)與融資約束回歸結(jié)果變量(1)(2)(3)(4)(5)(6)(7)總國(guó)有非國(guó)有重污染企業(yè)非重污染企業(yè)東部中西部ESG-0.0040**-0.001*-0.004**-0.005**-0.005**-0.003**0.001(-2.41)(-1.92)(-2.23)(-2.32)(-2.36)(-2.12)(0.47)lev0.0881***0.0180.043***0.0110.0120.0060.076***(4.66)(0.40)(2.93)(0.44)(0.21)(0.27)(4.63)Roa0.0674***0.097**0.063***0.074**0.015**0.063***0.071***(3.52)(2.26)(3.73)(2.11)(2.52)(2.92)(3.10)Growth0.0092***0.012*0.007***0.011**0.081**0.008**0.007***(3.55)(1.79)(3.10)(2.15)(2.5)(2.29)(3.03)Big-0.1503***-0.0430.009-0.016-0.056**-0.0460.031(-7.64)(-0.95)(0.38)(-0.43)(-2.23)(-1.34)(1.15)Dual-0.007-0.024*-0.003-0.011-0.069*3.080***3.000***(-1.30)(-1.72)(-0.49)(-1.27)(-1.67)(101.44)(166.06)_cons3.1647***3.096***3.022***3.086***4.244***5.436**2.593(226.43)(69.94)(166.24)(91.30)(103.58)(2.50)(0.95)N22224401,78292412981,1771,045R2Fc0.3290.3540.3020.3020.3570.3544.5穩(wěn)健性檢驗(yàn)4.5.1更換核心解釋變量為減少ESG評(píng)級(jí)差異帶來(lái)的影響,本文借鑒邱牧遠(yuǎn)和殷紅(2019)REF_Ref2010\r\h[32]的研究,使用彭博BlooombergESG指數(shù)(PESG)替換華證ESG指數(shù)重新進(jìn)行實(shí)證分析。實(shí)證結(jié)果如REF_Ref12943\h表8所示,Innovation與PESG的回歸系數(shù)為0.007,在5%水平下顯著,F(xiàn)c與PESG的回歸系數(shù)為-0.001,在10%水平下顯著,說(shuō)明ESG表現(xiàn)能夠促進(jìn)中小企業(yè)創(chuàng)新,且融資約束在其中發(fā)揮著中介效應(yīng)。因此,更換解釋變量后,實(shí)證結(jié)果依然成立。表SEQ表\*ARABIC8使用PESG的回歸結(jié)果變量(1)(2)FcInnovationPESG-0.001*0.007**(-1.66)(2.19)lev0.040***-0.092(2.73)(-0.47)Roa0.069***0.136(4.32)(0.57)Growth0.008***0.014(3.60)(0.51)Big-0.0070.422**(-0.33)(2.09)Dual-0.008-0.268*(-1.44)(-1.70)_cons3.041***2.909***(186.59)(16.68)N2,2222,222R20.3550.3264.5.2內(nèi)生性檢驗(yàn)為了避免變量?jī)?nèi)生性影響產(chǎn)生的謬誤,本文對(duì)核心解釋變量滯后一期(L.ESG)處理進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)。實(shí)證結(jié)果如REF_Ref19040\h表9所示,Innovation與L.ESG的回歸系數(shù)為0.038,在5%水平下顯著,F(xiàn)c與PESG的回歸系數(shù)為-0.001,在1%水平下顯著,說(shuō)明在滯后一期ESG的實(shí)證檢驗(yàn)后,結(jié)果依然穩(wěn)健。表SEQ表\*ARABIC9滯后一期變量L.ESG的回歸結(jié)果變量(1)(2)FcInnovationL.ESG-0.001***0.038**(-2.75)(2.18)lev0.041***-0.032(2.95)(-0.18)Roa0.071***0.138(4.58)(0.59)Growth0.008***-0.006(3.55)(-0.21)Big0.0020.453**(0.11)(2.39)Dual-0.009-0.281*(-1.53)(-1.75)_cons3.050***3.058***(200.89)(18.00)N2,0202,020R20.4580.423第5章對(duì)策建議5.1中小企業(yè)重朔可持續(xù)發(fā)展認(rèn)知,提升ESG運(yùn)營(yíng)管理水平“雙碳”大發(fā)展背景下,ESG表現(xiàn)能夠夯實(shí)企業(yè)根基,重塑企業(yè)行業(yè)競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)。中小企業(yè)應(yīng)該從內(nèi)部建立ESG信息披露制度,設(shè)立ESG管理委員會(huì)來(lái)提升公司ESG管理運(yùn)作水平,完善公司治理結(jié)構(gòu),更好地適應(yīng)戰(zhàn)略發(fā)展需,要避免空談口號(hào)而務(wù)實(shí)不足的“漂綠”行為。其次,由于非國(guó)有企業(yè)缺少資源稟賦效應(yīng),因此非國(guó)有企業(yè)要充分利用新媒體、發(fā)布會(huì)、公司年報(bào)等形式減少信息的不對(duì)稱(chēng)性,提高社會(huì)大眾對(duì)公司的認(rèn)知,增強(qiáng)公司信譽(yù)度,贏得利益相關(guān)者的認(rèn)可與投資。同時(shí)要建立高透明信息披露制度,有助于企業(yè)創(chuàng)新效率提升,協(xié)同中小企業(yè)綠色轉(zhuǎn)型發(fā)展,實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)與環(huán)境的雙贏。對(duì)于國(guó)有企業(yè),要發(fā)揮好綠色治理的“溢出效應(yīng)”,貫徹落實(shí)央企的ESG信息披露要求。再者,重污染企業(yè)要堅(jiān)持踐行可持續(xù)的綠色發(fā)展理念。實(shí)證表明,重污染企業(yè)擁有良好的ESG表現(xiàn)意味著其創(chuàng)新能力的提升。因此,重污染企業(yè)要不斷提高綠色績(jī)效,從而引導(dǎo)資金流入,促進(jìn)創(chuàng)新效率的提升,讓綠色發(fā)展成為企業(yè)的核心競(jìng)爭(zhēng)力。5.2金融機(jī)構(gòu)優(yōu)化資信評(píng)級(jí),提高資金配置效率實(shí)證表明,企業(yè)ESG表現(xiàn)與自身創(chuàng)新能力有密切聯(lián)系。因此,金融機(jī)構(gòu)有必要將ESG因素納入原有傳統(tǒng)信用評(píng)級(jí)框架內(nèi),應(yīng)該利用企業(yè)ESG表現(xiàn)對(duì)企業(yè)的未來(lái)發(fā)展進(jìn)行評(píng)定,將中小企業(yè)ESG表現(xiàn)作為是否值得投資的指標(biāo)之一加以重視。同時(shí),面對(duì)國(guó)內(nèi)ESG信息披露不規(guī)范等現(xiàn)狀,金融機(jī)構(gòu)應(yīng)加強(qiáng)與企業(yè)的溝通,尤其是在ESG信息獲取方面,需要與企業(yè)溝通來(lái)建立標(biāo)準(zhǔn)統(tǒng)一的信息披露規(guī)則,減少由于信息成本造成的配置效率低下等問(wèn)題。金融機(jī)構(gòu)需要運(yùn)用ESG信息披露促使現(xiàn)有金融資源更多地流向?qū)嶓w經(jīng)濟(jì),通過(guò)快速授信,快速放貸等方式加大信貸投放力度,提高自己配置效率。5.3交易所對(duì)標(biāo)國(guó)際標(biāo)準(zhǔn),加快建立ESG信息披露框架目前,國(guó)際ESG信息披露標(biāo)準(zhǔn)趨于完善,各國(guó)也不斷強(qiáng)化對(duì)企業(yè)ESG信息披露的監(jiān)管。交易所要借鑒國(guó)際經(jīng)驗(yàn),對(duì)國(guó)內(nèi)上市公司的ESG信息進(jìn)行強(qiáng)制性披露,并對(duì)不同性質(zhì)、不同屬性和不同地區(qū)的企業(yè)制定差異化披露的準(zhǔn)則體系與可供執(zhí)行的具體標(biāo)準(zhǔn)。同時(shí),交易所要與第三方機(jī)構(gòu)合作,實(shí)現(xiàn)優(yōu)勢(shì)互補(bǔ),盡快升級(jí)我國(guó)的ESG評(píng)級(jí)體系,統(tǒng)一社會(huì)責(zé)任報(bào)告披露,加強(qiáng)外部監(jiān)管對(duì)企業(yè)信息披露的監(jiān)督作用。5.4政府完善ESG評(píng)級(jí)體系,助力中小企業(yè)綠色化轉(zhuǎn)型升級(jí)實(shí)證表明,ESG表現(xiàn)能夠顯著促進(jìn)中小企業(yè)創(chuàng)新。因此,政府要加大ESG信息披露力度,攜手第三方機(jī)構(gòu)共同完善ESG數(shù)據(jù)評(píng)級(jí)體系,為中小企業(yè)提供公正合理的評(píng)價(jià)體系,引導(dǎo)企業(yè)主動(dòng)提高ESG表現(xiàn)。同時(shí),要提高ESG信息透明度,為投資者提供低成本信息,滿足投資者決策需求。其次,政府要推進(jìn)綠色融資渠道化建設(shè),加快融合ESG表現(xiàn)與綠色金融體系。實(shí)證表明,緩解融資約束是ESG表現(xiàn)助力企業(yè)創(chuàng)新能力提升的重要渠道之一。企業(yè)在承擔(dān)環(huán)保責(zé)任、踐行社會(huì)意識(shí)、提高治理水平的過(guò)程中,可以顯著緩解資金難題。要鼓勵(lì)金融機(jī)構(gòu)優(yōu)先為ESG表現(xiàn)良好的中小企業(yè)打通綠色融資渠道,引導(dǎo)資金流向綠色轉(zhuǎn)型困難的企業(yè),賦能企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展。再者,東部地區(qū)要重視ESG信息披露建設(shè),發(fā)揮地區(qū)優(yōu)勢(shì),通過(guò)提高企業(yè)ESG表現(xiàn)向市場(chǎng)展示企業(yè)的可持續(xù)發(fā)展能力,吸引投資者信任,解決資金桎梏難題,推動(dòng)?xùn)|部地方中小企業(yè)高質(zhì)量創(chuàng)新轉(zhuǎn)型升級(jí)。結(jié)論ESG表現(xiàn)作為一種新的披露信息,通過(guò)構(gòu)建新的評(píng)級(jí)體系能夠促進(jìn)企業(yè)、銀行、投資者等多主體的溝通交流來(lái)緩解信息不對(duì)稱(chēng),緩解融資約束難題,進(jìn)而提高企業(yè)創(chuàng)新能力。而針對(duì)ESG表現(xiàn)通過(guò)緩解融資約束來(lái)中小企業(yè)創(chuàng)新的內(nèi)容仍缺少相關(guān)研究。因此,如何在ESG評(píng)級(jí)重要性不斷提高的背景下研究解決企業(yè)發(fā)展困局的方法,從而推動(dòng)企業(yè)創(chuàng)新和穩(wěn)定中國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展也逐漸成為亟待解決的重大現(xiàn)實(shí)問(wèn)題。過(guò)往文獻(xiàn)在研究A股上市公司ESG表現(xiàn)與企業(yè)創(chuàng)新能力之間的關(guān)系時(shí),習(xí)慣以整體樣本作為依據(jù),缺乏對(duì)所處板塊的分類(lèi)研究。同時(shí),在分析具體影響機(jī)制時(shí)角度較固定,例如利益相關(guān)者理論、信號(hào)傳遞理論等,少有文獻(xiàn)通過(guò)融資約束的渠道研究ESG表現(xiàn)與企業(yè)創(chuàng)新之間的關(guān)系。創(chuàng)業(yè)板主要為中小企業(yè)創(chuàng)新提供資金支持,其中的企業(yè)創(chuàng)新屬性較強(qiáng)。本文選取我國(guó)創(chuàng)業(yè)板公司2012—2022年度財(cái)務(wù)報(bào)表數(shù)據(jù)為樣本,運(yùn)用華證ESG指數(shù)作為核心解釋變量,對(duì)ESG表現(xiàn)影響企業(yè)創(chuàng)新能力的實(shí)效進(jìn)行回歸分析,驗(yàn)證了融資約束的中介效應(yīng),并對(duì)企業(yè)性質(zhì)、環(huán)保屬性以及所在地區(qū)進(jìn)行異質(zhì)性分析,結(jié)果如下:第一,ESG表現(xiàn)能夠促進(jìn)中小企業(yè)創(chuàng)新,這一結(jié)論在進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)后仍成立。第二,融資約束在ESG表現(xiàn)與中小企業(yè)創(chuàng)新能力之間存在中介效應(yīng),且發(fā)揮著部分中介效應(yīng)。第三,在非國(guó)有企業(yè)中,ESG表現(xiàn)促進(jìn)中小企業(yè)創(chuàng)新的作用更強(qiáng)。第四,在重污染單位中,ESG表現(xiàn)促進(jìn)中小企業(yè)創(chuàng)新的作用更強(qiáng)。第五,在東部地區(qū),ESG表現(xiàn)促進(jìn)中小企業(yè)創(chuàng)新的作用更強(qiáng)。研究結(jié)論表明ESG表現(xiàn)通過(guò)降低融資約束的作用途徑來(lái)影響中小企業(yè)創(chuàng)新,且存在著異質(zhì)性差異,但二者的影響路徑不僅僅局限于融資約束,其他路徑仍有待研究證實(shí)。本文根據(jù)以上結(jié)論提出以下針對(duì)性建議:第一,中小企業(yè)要重朔可持續(xù)發(fā)展認(rèn)知,融合ESG理念,對(duì)于非國(guó)有企業(yè),要充分利用新媒體、發(fā)布會(huì)、公司年報(bào)等形式減少信息的不對(duì)稱(chēng)性,提高社會(huì)大眾對(duì)公司的認(rèn)知,增強(qiáng)公司信譽(yù)度,贏得利益相關(guān)者的認(rèn)可與投資,對(duì)于重污染企業(yè),要不斷提高綠色績(jī)效,從而引導(dǎo)資金流入,促進(jìn)創(chuàng)新效率的提升,讓綠色發(fā)展成為企業(yè)的核心競(jìng)爭(zhēng)力。第二,金融機(jī)構(gòu)要優(yōu)化資信評(píng)級(jí),提高資金配置效率。有必要將ESG因素納入原有傳統(tǒng)信用評(píng)級(jí)框架內(nèi),應(yīng)該利用企業(yè)ESG表現(xiàn)對(duì)企業(yè)的未來(lái)發(fā)展進(jìn)行評(píng)定,將中小企業(yè)ESG表現(xiàn)作為是否值得投資的指標(biāo)之一加以重視。第三,交易所要對(duì)標(biāo)國(guó)際標(biāo)準(zhǔn),加快建立ESG信息披露框架。并對(duì)不同性質(zhì)、不同屬性和不同地區(qū)的企業(yè)制定差異化披露的準(zhǔn)則體系與可供執(zhí)行的具體標(biāo)準(zhǔn)。第四,政府要完善ESG評(píng)級(jí)體系,助力中小企業(yè)綠色化轉(zhuǎn)型升級(jí)。鼓勵(lì)金融機(jī)構(gòu)優(yōu)先為ESG表現(xiàn)良好的中小企業(yè)打通綠色融資渠道,引導(dǎo)資金流向綠色轉(zhuǎn)型困難的企業(yè),賦能企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展。

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