張杰 張鑫

摘 要：采用面板數(shù)據(jù)方法，整理了2017-2022年滬深A(yù)股制造業(yè)上市企業(yè)的樣本數(shù)據(jù)，分別研究了環(huán)境信息披露、社會信息披露、公司治理信息披露與企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展之間的聯(lián)系，以及綠色創(chuàng)新在三者之間的中介作用。實證檢驗結(jié)果顯示：環(huán)境信息披露、社會信息披露和公司治理信息披露與企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展間存在較強的正相關(guān)性；綠色創(chuàng)新在三者之間具有一定的中介作用。研究結(jié)論有助于從綠色創(chuàng)新視角驗證ESG信息披露對企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的影響，為企業(yè)提升高質(zhì)量發(fā)展水平提供理論依據(jù)。

關(guān)鍵詞：ESG信息披露；綠色創(chuàng)新；企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展

中圖分類號：F426

文獻標識碼：A

doi：10.3969/j.issn.1672-2272.202310071

ESG Information Disclosure，Green Innovation，and High Quality Development of Enterprises

Zhang Jie，Zhang Xin

（School of Economics and Management， Lanzhou University of Technology， Lanzhou 730050， China）

Abstract：Using panel data method，sample data of manufacturing listed companies in the Shanghai and Shenzhen A-share markets 2017-2022 were organized to study the relationship between environmental，social，corporate governance information disclosure and high-quality development of enterprises，as well as the mediating effect of green innovation between them. The empirical test results show that there is a strong positive correlation between environmental，social，and corporate governance information disclosure and high-quality development of enterprises.In addition，green innovation plays a certain intermediary role between them.The research conclusion helps to verify the impact of ESG information disclosure on high-quality development of enterprises from the perspective of green innovation，and provides theoretical basis for enterprises to improve their level of high-quality development.

Key Words：ESG Information Disclosure;Green Innovation;High Quality Development of Enterprises

0 引言

隨著經(jīng)濟的快速增長和工業(yè)化進程加速，社會發(fā)展與資源供應(yīng)的矛盾日益突出，ESG信息披露成為一種全球趨勢，也成為企業(yè)承擔社會責任和環(huán)境責任的重要載體。中國作為全球第二大經(jīng)濟體，積極應(yīng)對環(huán)境與社會挑戰(zhàn)，在堅持可持續(xù)發(fā)展理念的基礎(chǔ)上，不斷健全ESG信息披露體系，加快經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展步伐。黨的十九大報告指出，企業(yè)的綠色全要素生產(chǎn)率是實現(xiàn)經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的必由之路。黨的二十大報告中則指出堅持以推動高質(zhì)量發(fā)展為主題，把實施擴大內(nèi)需戰(zhàn)略同深化供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革有機結(jié)合起來；加快發(fā)展方式綠色轉(zhuǎn)型，推動經(jīng)濟社會發(fā)展綠色化、低碳化是實現(xiàn)高質(zhì)量發(fā)展的關(guān)鍵。本文研究綠色創(chuàng)新在ESG信息披露與企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展間的中介作用，有助于企業(yè)從綠色創(chuàng)新視角提升企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展水平，也有助于中國企業(yè)贏得國際投資者的信賴，并為經(jīng)濟社會的可持續(xù)發(fā)展作出貢獻。

1 理論分析與研究假設(shè)

1.1 ESG信息披露與企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展

如今可持續(xù)發(fā)展理念興起，多元化利益相關(guān)者的需求日漸增多，企業(yè)面臨的風險逐步加大，企業(yè)財務(wù)與非財務(wù)的“雙維度”指標體系也日趨完善。研究發(fā)現(xiàn)，ESG信息披露會對財務(wù)績效^[1]、企業(yè)盈利能力^[2]、投資效率^[3]、創(chuàng)新能力、品牌價值等多方面產(chǎn)生影響。唐瑋等^[4]認為高質(zhì)量的信息披露是企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的重要保障。下面從環(huán)境、社會和公司治理3個方面研究ESG信息披露與企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展之間的關(guān)系。

1.1.1 環(huán)境信息披露與企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展

高質(zhì)量環(huán)境信息披露有助于企業(yè)樹立綠色發(fā)展的社會責任形象，也便于企業(yè)履行公共政策標準。路世昌等^[5]認為在社會監(jiān)督下，企業(yè)披露的環(huán)境信息能夠促進企業(yè)平衡環(huán)保與績效的關(guān)系，降低環(huán)境風險與監(jiān)管成本，推動企業(yè)向可持續(xù)、高質(zhì)量方向發(fā)展。伍中信等^[6]認為高質(zhì)量環(huán)境信息披露能夠降低信息不對稱性，增強投資者對管理者的監(jiān)管信心并做出理性決策，這將促使企業(yè)合理資源配置，提高全要素生產(chǎn)率，進而向高質(zhì)量方向發(fā)展。

1.1.2 社會信息披露與企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展

國內(nèi)外學者對企業(yè)履行社會責任與全要素生產(chǎn)率之間的作用方式、原理的關(guān)注度較高。李旭思等^[7]研究表明煤炭企業(yè)履行社會責任可以提高管理層經(jīng)營決策能力，進而影響其全要素生產(chǎn)率。但是Ni等^[8]認為企業(yè)經(jīng)營效益降低是企業(yè)承擔了政治壓力和社會壓力導致的，企業(yè)在進行社會責任活動的同時，會改變自身行為決策，甚至會犧牲股東利益換取良好聲譽。

1.1.3 公司治理信息披露與高質(zhì)量發(fā)展

覃麗平^[9]研究發(fā)現(xiàn)企業(yè)目標導向型的內(nèi)部控制可以提供有效的管理策略，這將使企業(yè)不斷完善戰(zhàn)略、經(jīng)營及環(huán)保等方面的信息披露，促進企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展。王鋒正等^[10]認為董事會的治理水平受獨董占比的影響，高比例的獨立董事能夠為董事會提供獨立、客觀的意見和建議，增加決策的透明度和準確性并促使企業(yè)采取可持續(xù)的經(jīng)營策略和行為，為長期價值創(chuàng)造奠定堅實基礎(chǔ)。吳成頌等^[11]證實了董事網(wǎng)絡(luò)與企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新、投資績效、人力資本等因素都存在顯著的相關(guān)關(guān)系，這些因素均影響著制造業(yè)的發(fā)展質(zhì)量。Srinivasan等^[12]認為企業(yè)處于董事網(wǎng)絡(luò)越核心的位置，獲取的資源就越多，自主創(chuàng)新能力就越強。

基于以上分析，本文提出如下假設(shè)：

H₁：ESG信息披露促進企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展；

H₂：環(huán)境信息披露促進企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展；

H₃：社會信息披露促進企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展；

H₄：公司治理信息披露促進企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展。

1.2 綠色創(chuàng)新的中介作用

現(xiàn)有文獻很少研究綠色創(chuàng)新在ESG信息披露與企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展間的中介作用。對于企業(yè)而言，結(jié)合綠色創(chuàng)新探究ESG信息披露對企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的影響更具實際意義。

從環(huán)境信息披露角度看，陳琪^[13]基于“波特假說”研究發(fā)現(xiàn)，一定的環(huán)保投入能夠提高企業(yè)的全要素生產(chǎn)率，但過度投入則會起抑制作用。環(huán)境信息披露程度和企業(yè)發(fā)展質(zhì)量隨綠色技術(shù)創(chuàng)新投入的增加而提高。在綠色投入、綠色發(fā)展和污染產(chǎn)出方面，環(huán)境信息披露從數(shù)據(jù)上為利益相關(guān)者提供了一個透明、可監(jiān)管的方式，因此利益相關(guān)者愿意為信息披露與技術(shù)創(chuàng)新的良性互動和有效結(jié)合提供發(fā)展環(huán)境。

從社會責任信息披露角度看，企業(yè)ESG信息披露提供了更多企業(yè)發(fā)展信息以及企業(yè)可視化監(jiān)管途徑，有利于企業(yè)管理和控制潛在的風險，提高企業(yè)的可持續(xù)性和穩(wěn)定性，也便于企業(yè)基于綠色視角制定發(fā)展戰(zhàn)略，持續(xù)推動企業(yè)革新并獲得資源支持。ESG信息披露下社會與企業(yè)的良性互動，能極大地幫助企業(yè)在經(jīng)濟、社會和環(huán)境層面實現(xiàn)可持續(xù)發(fā)展。

從公司治理信息披露角度，ESG信息披露需要企業(yè)長期投入資源支撐，這對企業(yè)而言并非易事。王洪盾等^[14]認為由于代理問題存在，第一大股東持股比例與企業(yè)全要素生產(chǎn)率呈U型關(guān)系。在重污染行業(yè)，公司董事會較為關(guān)注綠色技術(shù)的創(chuàng)新發(fā)展；獨立董事的宏觀視野、豐富經(jīng)驗和專業(yè)知識對于發(fā)展綠色技術(shù)，提升綠色創(chuàng)新能力至關(guān)重要。吳成頌等^[11]認為要通過優(yōu)化管理模式、提高決策層效率去推動技術(shù)進步，實現(xiàn)企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展。

基于以上分析，本文提出如下假設(shè)：

H₅：ESG信息披露促進綠色創(chuàng)新，進而提高制造業(yè)企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展水平；

H₆：環(huán)境信息披露促進綠色創(chuàng)新，進而提高制造業(yè)企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展水平；

H₇：社會信息披露促進綠色創(chuàng)新，進而提高制造業(yè)企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展水平；

H₈：公司治理信息披露促進綠色創(chuàng)新，進而提高制造業(yè)企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展水平。

2 研究設(shè)計

2.1 樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

本文以2017-2022年制造業(yè)A股上市企業(yè)為樣本，整合數(shù)據(jù)時做了如下處理：①剔除ST、*ST、SST、S*ST等特殊企業(yè)和數(shù)據(jù)缺失的上市企業(yè)；②對各變量在1%和99%水平上進行縮尾處理以提高結(jié)果的穩(wěn)定性和可靠性。最終獲得1 737家企業(yè)，8 511個觀測值，并通過Stata 16軟件進行實證分析。本文ESG信息披露數(shù)據(jù)來源于華證ESG評分，綠色專利申請量來源于中國研究數(shù)據(jù)服務(wù)平臺（CNRDS）數(shù)據(jù)庫，其他數(shù)據(jù)均來源于CSMAR數(shù)據(jù)庫。

2.2 變量定義

2.2.1 被解釋變量

企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展（TFP_LP）。本文參考魯曉東等^[15]的方法，衡量企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展指標時采用LP法和OP法這兩種半?yún)?shù)估計方法，在基準回歸中采用LP法測算，在穩(wěn)健性檢驗中使用OP法。

2.2.2 解釋變量：

ESG信息披露（ESG）。本文采用華證指數(shù)ESG評級數(shù)據(jù)衡量ESG信息披露，該數(shù)據(jù)涉及26個關(guān)鍵指標和130余個子指標，是目前國內(nèi)使用頻率最高、覆蓋范圍最廣的ESG評級數(shù)據(jù)。借鑒楊皖蘇等^[16]的研究，衡量企業(yè)ESG信息披露質(zhì)量時采用華證ESG評級指標。本文將華證ESG評級從低到高共劃分為9檔（C、CC、CCC、B、BB、BBB、A、AA、AAA），并對評級依次賦值為1-9，評級為C時ESG=1，評級為AAA時ESG=9。ESG賦值大小代表了ESG信息披露質(zhì)量的高低。

2.2.3 中介變量

綠色創(chuàng)新（GI）。本文采用上市公司綠色專利的申請數(shù)量進行衡量，取上市公司綠色專利申請數(shù)量與1之和的自然對數(shù)作為衡量指標。

2.2.4 控制變量

本文參考已有研究，選取總資產(chǎn)收益率（Roa）、資產(chǎn)負債率（Lev）、營業(yè)收入增長率（Growth）、企業(yè)年齡（Age）、產(chǎn)權(quán)性質(zhì)（Soe）作為控制變量，同時控制行業(yè)和年度效應(yīng)。具體變量定義如表1所示。

2.3 模型設(shè)計

為驗證制造業(yè)企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展水平與ESG信息披露質(zhì)量之間的關(guān)系，本文構(gòu)建模型分別對假設(shè)H₁、假設(shè)H₂、假設(shè)H₃和假設(shè)H₄進行實證檢驗：

TFP_LP_i，t=α₀+α₁ESG_i，t+α₂Roa_i，t+α₃Lev_i，t+α₄Growth_i，t+α₅Age_i，t+α₆Soe_i，t+∑Ind+∑Year+ε_i，t（1）

模型（1）用于驗證ESG信息披露質(zhì)量對企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展水平的影響（假設(shè)H₁）。若模型系數(shù)α₁顯著為正，表明ESG信息披露質(zhì)量越高則越促進企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展水平的提升。

TFP_LP_i，t=α₀+α₁E_i，t+α₂Roa_i，t+α₃Lev_i，t+α₄Growth_i，t+α₅Age_i，t+α₆Soe_i，t+∑Ind+∑Year+ε_i，t（2）

模型（2）用于驗證環(huán)境信息披露質(zhì)量對企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展水平的影響（假設(shè)H₂）。若模型系數(shù)α₁顯著為正，表明環(huán)境信息披露質(zhì)量越高則越促進企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展水平的提升。

TFP_LP_i，t=α₀+α₁S_i，t+α₂Roa_i，t+α₃Lev_i，t+α₄Growth_i，t+α₅Age_i，t+α₆Soe_i，t+∑Ind+∑Year+ε_i，t（3）

模型（3）用于驗證社會信息披露質(zhì)量對企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展水平的影響（假設(shè)H₃）。若模型系數(shù)α₁顯著為正，表明社會信息披露質(zhì)量越高則越促進企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展水平的提升。

TFP_LP_i，t=α₀+α₁G_i，t+α₂Roa_i，t+α₃Lev_i，t+α₄Growth_i，t+α₅Age_i，t+α₆Soe_i，t+∑Ind+∑Year+ε_i，t（4）

模型（4）用于驗證公司治理信息披露質(zhì)量對企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展水平的影響（假設(shè)H₄）。若模型系數(shù)α₁顯著為正，表明公司治理信息披露質(zhì)量越高則越促進企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展水平的提升。

為考察綠色創(chuàng)新在ESG信息披露和企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展之間的中介作用，在模型（1）的基礎(chǔ)上引入綠色創(chuàng)新，構(gòu)建模型（5）：

TFP_LP_i，t=β₀+β₁ESG_i，t+β₂GI_i，t+β₃Roa_i，t+β₄Lev_i，t+β₅Growth_i，t+β₆Age_i，t+β₇Soe_i，t+∑Ind+∑Year+ε_i，t（5）

為考察綠色創(chuàng)新在環(huán)境信息披露和企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展之間的中介作用，在模型（2）的基礎(chǔ)上引入綠色創(chuàng)新，構(gòu)建模型（6）：

TFP_LP_i，t=β₀+β₁E_i，t+β₂GI_i，t+β₃Roa_i，t+β₄Lev_i，t+β₅Growth_i，t+β₆Age_i，t+β₇Soe_i，t+∑Ind+∑Year+ε_i，t（6）

為考察綠色創(chuàng)新在社會信息披露和企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展之間的中介作用，在模型（3）的基礎(chǔ)上引入綠色創(chuàng)新，構(gòu)建模型（7）：

TFP_LP_i，t=β₀+β₁S_i，t+β₂GI_i，t+β₃Roa_i，t+β₄Lev_i，t+β₅Growth_i，t+β₆Age_i，t+β₇Soe_i，t+∑Ind+∑Year+ε_i，t（7）

為考察綠色創(chuàng)新在公司治理信息披露和企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展之間的中介作用，在模型（4）的基礎(chǔ)上引入綠色創(chuàng)新，構(gòu)建模型（8）：

TFP_LP_i，t=β₀+β₁G_i，t+β₂GI_i，t+β₃Roa_i，t+β₄Lev_i，t+β₅Growth_i，t+β₆Age_i，t+β₇Soe_i，t+∑Ind+∑Year+ε_i，t（8）

3 實證結(jié)果及分析

3.1 變量描述性統(tǒng)計

本文以1 737家制造業(yè)上市公司作為研究對象，相關(guān)變量描述性統(tǒng)計如表2所示。

由表2可知，企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展水平（TFP_LP）的平均值8.198大于中位數(shù)8.123，說明我國制造業(yè)企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展水平較高。最大值為10.852，最小值為6.303，標準差為0.913，說明我國制造業(yè)企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展水平存在較大差異。ESG信息披露質(zhì)量（ESG）的平均值為4.014，中位數(shù)是4.000，平均值大于中位數(shù)，說明ESG信息披露覆蓋率還有待提升。環(huán)境信息披露（E）的均值（2.008）和中位數(shù)（1.169）都顯著低于社會信息披露（S）和公司治理信息披露（G）；環(huán)境信息披露、社會信息披露、公司治理信息披露的最大值分別為6.000、6.000、7.000，說明這3類信息披露質(zhì)量間存在差異。

從控制變量的描述性統(tǒng)計可以看出，在制造業(yè)行業(yè)中企業(yè)盈利能力（Roa）最小值為-0.335，最大值為0.213，表明企業(yè)發(fā)展水平相當；均值為0.033，中位數(shù)為0.038，表明企業(yè)盈利水平還有廣闊的上升空間，仍需重點關(guān)注環(huán)境污染問題；償債能力（Lev）的均值為0.391，低于正常水平45%～60%，說明企業(yè)資本中債權(quán)人資金比例較?。粯藴什顬?.182，說明各企業(yè)間償債能力有顯著差距；營業(yè)總收入增長率（Growth）平均值為0.161，低于最大值1.795，說明我國制造業(yè)行業(yè)具有良好的發(fā)展?jié)摿?；企業(yè)年齡（Age）的平均值為2.144，說明制造業(yè)行業(yè)企業(yè)歷時較長且發(fā)展的穩(wěn)定；產(chǎn)權(quán)性質(zhì)（Soe）均值為0.196，中位數(shù)為0，表明超過一半的制造業(yè)企業(yè)為非國有企業(yè)。

3.2 相關(guān)性分析

運用Pearson相關(guān)系數(shù)分析法對變量之間的多重共線性進行檢驗，結(jié)果如表3所示，企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展與ESG信息披露、環(huán)境信息披露、社會信息披露、公司治理信息披露的相關(guān)系數(shù)分別為0.172、0.237、0.119、0.066，且均在1%的水平上顯著，這表明它們之間呈現(xiàn)正相關(guān)關(guān)系，H₁、H₂、H₃、H₄4個假設(shè)得到了初步驗證。雖然變量均在1%的水平上顯著相關(guān)，但各個變量之間的相關(guān)系數(shù)的絕對值小于0.5，且各變量之間的VIF均值為1.63，遠小于10，說明變量之間不存在多重共線性問題。

3.3 回歸分析

3.3.1 ESG信息披露對企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展影響的回歸分析

本文建立了雙向固定效應(yīng)模型來檢驗所提出的研究假設(shè)，實證檢驗結(jié)果如表4所示。第（2）列中解釋變量ESG系數(shù)為 0.049，在1%的水平上顯著為正，說明ESG信息披露對企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展有明顯的促進作用，假設(shè)H₁進一步得到驗證；第（3）列中E的回歸系數(shù)為0.029，且在1%水平上顯著為正，表明環(huán)境信息披露與企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展之間存在正相關(guān)關(guān)系，假設(shè)H₂進一步得到驗證；第（4）列中S的回歸系數(shù)為0.045，且在1%水平上顯著為正，表明社會信息披露與企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展之間為正相關(guān)關(guān)系，假設(shè)H₃進一步得到驗證；第（5）列中G的回歸系數(shù)為0.033，且在1%水平上顯著為正，表明公司治理信息披露與企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展之間存在正相關(guān)關(guān)系，假設(shè)H₄進一步得到驗證。

3.3.2 綠色創(chuàng)新中介效應(yīng)回歸分析

為驗證綠色創(chuàng)新的中介效應(yīng)，將環(huán)境信息披露、社會信息披露、公司治理信息披露與綠色創(chuàng)新放入一個回歸方程，研究二者共同對企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的影響，實證回歸結(jié)果如表5所示。第（2）列中解釋變量ESG系數(shù)為0.051，中介變量GI的系數(shù)為0.072，且在1%的水平上顯著為正，說明綠色創(chuàng)新在ESG信息披露與企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展之間發(fā)揮了部分中介作用，假設(shè)H₅得到驗證；第（3）列中E的回歸系數(shù)為0.030，中介變量GI的系數(shù)為0.074，且在1%水平上顯著為正，表明綠色創(chuàng)新在環(huán)境信息披露與企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展之間發(fā)揮了部分中介作用，假設(shè)H₆得到驗證；第（4）列中S的回歸系數(shù)為0.050，中介變量GI的系數(shù)為0.077，且在1%水平上顯著為正，表明綠色創(chuàng)新在社會信息披露與企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展之間發(fā)揮了部分中介作用，假設(shè)H₇得到驗證；第（5）列中G的回歸系數(shù)為0.032，中介變量GI的系數(shù)為0.075，且在1%水平上顯著為正，表明綠色創(chuàng)新在公司治理信息披露與企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展之間發(fā)揮了部分中介作用，假設(shè)H₈得到驗證。

3.4 穩(wěn)健性檢驗

本文采用替換被解釋變量的方法，檢驗回歸結(jié)果的穩(wěn)定性，用OP法衡量企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展，回歸結(jié)果如表6所示。環(huán)境信息披露、社會信息披露和公司治理信息披露對企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展仍分別在1%的水平上顯著為正，說明結(jié)論穩(wěn)健。

4 結(jié)論與建議

4.1 研究結(jié)論

本文以滬深A(yù)股1 737家制造業(yè)上市企業(yè)2017-2022年數(shù)據(jù)為樣本進行實證研究，通過回歸分析分別檢驗了環(huán)境、社會、公司治理信息披露與企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的關(guān)系，以及綠色創(chuàng)新在環(huán)境、社會、公司治理信息披露與企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展間的中介作用。研究結(jié)果顯示：企業(yè)環(huán)境、社會和公司治理信息披露水平越高，越能促進企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展；企業(yè)環(huán)境、社會和公司治理信息披露與企業(yè)發(fā)展呈顯著正相關(guān)關(guān)系。綠色創(chuàng)新在企業(yè)環(huán)境、社會、公司治理信息披露與企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展之間發(fā)揮部分中介作用。

4.2 政策建議

在政府引領(lǐng)和市場推動的雙因素背景下，提出如下建議：

第一，企業(yè)應(yīng)立足實際，圍繞綠色發(fā)展理念，制定明確的ESG策略和目標，并將其納入自身核心經(jīng)營戰(zhàn)略中。在實施過程中建立相應(yīng)的ESG管理體系，包括內(nèi)部組織架構(gòu)、職責分工、決策流程和績效評估機制等，以確保ESG目標的有效實施和持續(xù)改進。

第二，企業(yè)應(yīng)高度重視ESG信息披露與綠色創(chuàng)新在企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展中的關(guān)鍵作用，以及其為環(huán)境、社會所帶來的價值，積極推動綠色創(chuàng)新和可持續(xù)發(fā)展，不斷加強環(huán)境保護和資源節(jié)約，在降低能耗和排放、提高資源利用效率、推廣清潔能源方面作貢獻。

第三，企業(yè)應(yīng)主動公開披露與ESG相關(guān)的信息，提高信息披露透明度，包括環(huán)境影響、社會責任、治理結(jié)構(gòu)、業(yè)績指標等。透明度的提高有助于增加投資者和利益相關(guān)方對企業(yè)的信任和支持，同時也能夠更好地應(yīng)對監(jiān)管要求和市場競爭。

第四，企業(yè)應(yīng)該積極履行社會責任，關(guān)注員工福利、社會公益和社區(qū)發(fā)展，建立良好的利益相關(guān)方關(guān)系，積極與政府、非政府組織、行業(yè)協(xié)會和社會團體等進行合作，共同推動可持續(xù)發(fā)展。

第五，企業(yè)應(yīng)強調(diào)誠信、公平、透明和合規(guī)，加強治理機制的建設(shè)，包括完善公司治理結(jié)構(gòu)、加強內(nèi)部控制和風險管理、提高透明度等，樹立良好的企業(yè)形象和聲譽。

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（責任編輯：張雙鈺）