〔摘 要〕 完善支持绿色发展的财税政策是党的二十大报告中的重要议题， 其中绿色税收优惠政策作为绿色财税领域的重大实践， 可以通过间接补贴的方式引导企业在追求经济利益的同时兼顾环境、社会和公司治理（ＥＳＧ）责任。本文以２０１２～２０２３ 年重污染行业Ａ 股上市公司为样本， 研究绿色税收优惠政策对企业ＥＳＧ 表现的影响与作用机制。研究发现， 绿色税收优惠政策能提升企业ＥＳＧ 表现； 机制分析表明，绿色税收优惠政策能增加企业现金流、促进企业绿色技术创新， 从而提升企业ＥＳＧ 表现； 异质性分析表明， 绿色税收优惠政策对企业ＥＳＧ 表现的正向作用在财务风险较高、机构投资者持股比例较低、处于东部地区的企业中更显着。研究结论表明， 绿色税收优惠的制度设计， 能够为企业践行ＥＳＧ 理念提供政策指引， 从而实现经济发展与环境保护的协同共进。
〔关键词〕 绿色税收优惠 ＥＳＧ 表现 间接补贴 重污染企业 协同共进 现金流 绿色技术创新 低碳发展
ＤＯＩ：１０．３９６９ ／ ｊ．ｉｓｓｎ．１００４－９１０Ｘ．２０２４．１２．００５
〔中图分类号〕Ｆ８１２. ４２； Ｆ２７２. ５ 〔文献标识码〕Ａ
引 言
十八大以来， 在创新、协调、绿色、开放、共享的新发展理念指引下， 我国的经济社会发展与生态文明建设取得了重大成就。“十四五” 规划强调要进一步深入贯彻新发展理念， 实现高质量发展。党的二十大报告提出要加快发展方式绿色转型， 完善支持绿色发展的财税、金融、投资、价格政策， 发展绿色低碳产业， 加快节能降碳先进技术的研发与推广， 推动形成绿色低碳的生产生活方式。在“双碳” 背景下， 作为一种关注企业环境、社会、治理绩效而非财务绩效的新发展理念， ＥＳＧ 代表绿色的发展方式、负责任的企业形象和有效的公司治理机制， 符合企业高质量发展的要求， 逐渐成为投资者、金融机构等利益相关方对企业可持续发展水平的重要考量。
然而， 从企业视角看， ＥＳＧ 具有正外部性与不确定性等特点， 可能会占用企业内部有限的资源， 并且在短期内难以见到成效， 导致企业开展ＥＳＧ 建设的积极性不高。此时， 国家需要运用宏观手段进行调控， 通过政策支持， 帮助企业缓解资金约束、降低投资风险， 进而促进企业ＥＳＧ 建设的发展， 保持企业经济活动与环境社会建设的动态平衡。其中， 绿色税收优惠政策作为支持绿色发展的财税政策， 在引导企业绿色转型的过程中发挥着重要作用［１］ 。
已有文献较少从绿色税收优惠视角研究如何提升企业ＥＳＧ 整体表现， 更多的则是研究更宽泛的税收优惠对企业环境、社会、公司治理某一方面的影响， 并且相关文献的结论也存在分歧。有学者认为税收优惠与企业环境绩效显着正相关［２］ ，能够增加企业税后现金流， 激励企业履行社会责任［３，４］ ， 有效提升企业绩效水平［５］ ； 另外， 也有学者认为企业享受到的税收优惠越多， 环境责任反而越弱［６］ ， 政府直接补贴比税收优惠更能促进企业环境、社会责任绩效的提升［７］ 。综合来看， 已有文献关于税收优惠对环境、社会、公司治理的影响尚未有定论， 对于绿色税收优惠如何影响ＥＳＧ整体表现更是存在可探索的空间。
鉴于此， 本文以２０１２～２０２１ 年重污染行业Ａ股上市公司为样本， 研究绿色税收优惠政策对企业ＥＳＧ 表现的影响与作用机制。本文从绿色税收优惠政策视角研究企业ＥＳＧ 表现的驱动因素， 补充了已有文献对ＥＳＧ 前因研究的不足， 为我国企业提升ＥＳＧ 表现、实现可持续发展提供新的思路； 丰富了绿色税收优惠经济后果的相关研究，将已有文献中企业绿色转型等经济后果拓展到ＥＳＧ领域， 探索绿色税收优惠对企业ＥＳＧ 表现的激励效应； 分析了绿色税收优惠对企业ＥＳＧ 表现的影响机制， 并从不同维度考察绿色税收优惠对企业ＥＳＧ 表现的差异化影响， 为企业利用绿色税收优惠提升ＥＳＧ 表现提供了实现路径。
１ 理论分析与研究假设
基于理性人假设可知， 企业以追求经济利益最大化为目标， 在对ＥＳＧ 进行决策时， 往往会对ＥＳＧ 投入成本与预期收益进行理性权衡。ＥＳＧ 是企业社会责任的衍生概念， 属于由企业提供的公共产品， 能够将公共利益引入企业价值体系， 减少企业发展对环境社会带来的负外部效应［８］ 。但是企业ＥＳＧ 体系建设从投入到产出需要较长的时间周期和大量的资金支持， 并且面临着较高的投资风险， 因此企业不愿主动履行ＥＳＧ 责任。并且由于公共环境资源产权界定不明晰， 难以通过市场机制解决上述负外部性问题［９］ 。在这种情况下，绿色税收优惠作为政府引导资源合理配置的重要工具， 可以为激励企业履行ＥＳＧ 责任提供政策引导， 具体的影响机制主要包括增加企业现金流、促进企业绿色技术创新两个方面。
（１） 绿色税收优惠政策以减免、返还等间接补贴方式， 将企业本应上缴的税收无偿让渡给企业， 以减轻企业税收负担， 充裕企业现金流， 为企业开展环境、社会等相关工作提供资金支持， 从而增强企业积极履行环境、社会责任的意愿， 提升企业环境治理水平与社会责任履行水平［３，１０］ 。现金流被喻为企业的“血液”， 对企业生产经营活动产生着至关重要的影响， 它不仅会影响到企业采购原材料、支付工资等日常行为， 也会对企业投融资等财务行为产生影响［１１］ 。因此， 保证充裕的现金流是企业维持日常生产经营与进一步扩大再生产的关键。然而， 现金流是否充裕， 除了受到组织架构、管理模式等企业内部因素的影响， 也会受到财税政策、金融政策等宏观经济政策的影响。于井远等（２０２３）［１２］ 研究发现， 增值税留抵退税通过现金流效应， 助力企业ＥＳＧ 表现的提升，本文参考此路径进行分析。与传统的生产经营活动相比， 企业ＥＳＧ 投入具有明显的正外部性， 对资金的需求量较大， 资金约束往往会成为阻碍企业ＥＳＧ 表现提升的关键， 因此需要充足的现金流来帮助企业缓解资金约束。企业税金支出是现金流的重要组成部分［１３］ ， 而绿色税收优惠则以政府间接补贴的方式， 减少了企业的应纳税额， 同时也充裕了企业现金流， 为企业积极提升ＥＳＧ 表现提供资金支持。
（２） 绿色技术创新是指以降低环境污染和减少能源使用为目的的新技术、新工艺和新产品［１４］ ，是绿色发展理念与创新驱动理念的结合， 是实现经济发展与环境保护“和谐共生” 的重要力量。然而， 创新具有正外部性， 使得创新成果容易外溢，被其他企业模仿， 这会降低企业的预期收益与创新积极性。此外， 绿色技术创新需要兼顾经济利益与生态属性， 可能会耗费大量的时间成本与资金成本， 并且创新成果还存在着不确定性， 这会导致企业不愿在绿色技术创新方面进行投入［１５］ 。此时， 政府对符合条件的企业进行绿色税收优惠，①能够使企业为了享受更多的绿色税收优惠， 而主动对产品结构与生产过程进行绿色创新， 提高了企业的预期收益与创新积极性； ②能够充裕企业现金流， 缓解绿色技术创新给企业带来的成本压力， 并且为之提供风险保障； ③享有绿色税收优惠意味着企业获得了政府的背书， 这向社会释放了该企业具有良好前景的信号， 可以吸引更多外源融资来支持企业绿色技术创新。综上， 绿色税收优惠有助于调动企业绿色技术创新的积极性，是企业节能减排、降低能耗、实现绿色发展的有效途径， 能够明显改善企业的环境绩效与社会责任绩效， 从而提升企业ＥＳＧ 表现［１６］ 。
除此之外， ＥＳＧ 中的治理是将环境、社会等问题引入企业治理中， 在企业内部形成ＥＳＧ 监督治理体系， 避免管理层只重视经济利益而忽略环境与社会责任［１７］ 。绿色税收优惠作为对企业正外部性采取的激励性政策， 还能够降低企业ＥＳＧ 的监督成本， 有效引导企业建立和完善ＥＳＧ 监督治理体系［９］ 。综上所述， 绿色税收优惠能通过资金补贴、绿色创新与政策激励等方式， 促进企业履行环境、社会与公司治理责任， 从而提升企业ＥＳＧ表现。基于以上分析， 本文提出核心假设Ｈ１：
Ｈ１： 绿色税收优惠政策能够提升企业ＥＳＧ 表现。
２ 研究设计
２. １ 数据来源与样本选择
与其他行业相比， 重污染行业具有高污染、高排放与高耗能等特点， 会受到严格的环境管制， 这促使该行业的企业在设施购置、技术改进与污染物处理等方面投入更多的环保资金［１８］ ， 同时也能享受到更多的绿色税收优惠政策。因此， 本文根据原环保部２００８ 年发布的《上市公司环保核查行业分类管理名录》、２０１０ 年发布的《上市公司环境披露指南》和证监会２０１２ 年修订的《上市公司行业分类指引》， 选取２０１２～２０２３ 年我国火电、钢铁、水泥等１６ 类重污染行业的Ａ 股上市公司作为研究样本， 并对数据进行以下筛选： （１） 剔除ＳＴ、∗ＳＴ 样本； （２） 剔除金融行业样本； （３）剔除回归变量观测值缺失的样本。最终得到９６４家上市公司的７６０４ 个有效观测值。
本文ＥＳＧ 表现数据来源于Ｗｉｎｄ 数据库中的华证ＥＳＧ 评级； 绿色税收优惠数据来源于巨潮资讯网公布的上市公司年报， 并通过手工收集与整理得到； 其余数据均来源于ＣＳＭＡＲ 数据库。
２. ２ 变量选取与界定
（１） 被解释变量———企业ＥＳＧ 表现（ＥＳＧ）
目前国内外存在许多ＥＳＧ 评级体系， 本文参考高杰英等（２０２１）［１９］ 的研究， 选取覆盖范围更广泛、更新频率更高的华证ＥＳＧ 评级指标， 该评级共分为９ 档， 从低到高依次对评级结果进行赋值， 即对评级Ｃ～ ＡＡＡ 等９ 个等级赋值１～９， 当评级为最低的Ｃ 时， ＥＳＧ ＝１， 评级为最高的ＡＡＡ时， ＥＳＧ ＝９。
（２） 解释变量———绿色税收优惠（ＧＴＩ）
近年来， 我国已陆续出台了多种鼓励环保产业发展的税收优惠政策， 表１ 为对部分支持绿色发展税费优惠政策的整理， 如从事符合条件的环境保护项目、节能节水项目的所得定期减免企业所得税， 资源综合利用产品及劳务增值税即征即退， 风力发电增值税即征即退等。为了进行系统性研究， 朱跃序和陈祎（２０１６）［２０］ 对我国现有环保产业相关的税收优惠政策进行了整理； ２０２２ 年国家税务总局发布了汇总性文件《支持绿色发展税费优惠政策指引》， 从支持环境保护、促进节能环保、鼓励资源综合利用和推动低碳产业发展等四方面对我国绿色环保产业相关的税收优惠政策进行了更为全面的梳理。本文参考毕茜和李虹媛（２０１９）［１］ 的做法， 根据朱跃序和陈祎（２０１６）［２０］ 的研究以及《支持绿色发展税费优惠政策指引》中对我国现有绿色税收优惠政策的整理， 手工查找企业是否享有以上优惠， 若享有则绿色税收优惠取值为１， 反之取值为０。
（３） 控制变量
本文参考宋德勇等（２０２２）［２１］ 的研究， 从企业财务、内部治理与外部治理３ 个方面， 选取可能影响企业ＥＳＧ 表现的变量作为控制变量， 包括资产负债率（Ｌｅｖ）、资产收益率（Ｒｏａ）、现金水平（Ｃａｓｈ）、成长能力（Ｇｒｏｗｔｈ）、资本支出率（Ｉｎｖｅｓｔ）、独董占比（Ｉｎｄｅｐ）、董事会规模（Ｂｏａｒｄ）、两职合一（Ｄｕａｌ）、是否四大审计（Ａｕｄｉｔ）等作为主回归模型的控制变量。具体变量定义如表２ 所示。
２. ３ 模型构建
为了检验绿色税收优惠对企业ＥＳＧ 表现的影响， 本文基于以上变量构建模型（１）， 并控制行业效应与年度效应：
３ 实证结果分析
３. １ 描述性统计
如表３ 所示， 在７６０４ 个样本中， ＥＳＧ 均值为４. ０９２， 说明ＥＳＧ 评级的平均水平在Ｂ～ＢＢ 之间，呈左偏分布， 整体表现稍低。绿色税收优惠均值为０. ２１９， 中位数为０， 说明有２１. ９％的样本企业享有绿色税收优惠政策。控制变量中， 资产负债率、资产收益率、现金水平、成长能力、资本支出率、独董占比与董事会规模的标准差均小于１， 说明整体表现平稳； 两职合一均值为０. ２２７， 说明样本企业中董事长与总经理是一人的概率为２２. ７％；是否四大审计均值为０. ０６８， 说明有６. ８％的样本企业被四大审计。
３. ２ 基本回归分析
表４ 为绿色税收优惠对企业ＥＳＧ 表现的基本回归结果。其中， 列（１） 仅控制行业与年份固定效应， 绿色税收优惠（ＧＴＩ）的回归系数为０. １６５，在１％的水平上显着为正， 列（２） 在列（１） 的基础上加入控制变量， ＧＴＩ 的系数为０ １６９， 仍在１％的水平上显着为正， 这说明绿色税收优惠能有效提升企业ＥＳＧ 表现， 假设Ｈ１ 成立。在控制变量中， 资产收益率（Ｒｏａ）、资本支出率（Ｉｎｖｅｓｔ）、独董占比（Ｉｎｄｅｐ）、董事会规模（Ｂｏａｒｄ）、是否四大审计（Ａｕｄｉｔ）的回归系数均显着为正， 这说明企业经营业绩越好、独董占比越高、董事会人数越多、外部监督越强， ＥＳＧ 表现越好。
３. ３ 稳健性检验
３. ３. １ 替换被解释变量的度量方法
本文参考高杰英等（２０２１）［１９］ 的研究方法，按照新标准对华证ＥＳＧ 评级进行赋值， 构造变量ＥＳＧ＿Ｎ， 即评级为Ｃ 类时， ＥＳＧ＿Ｎ ＝ １； 评级为Ｂ类时， ＥＳＧ＿Ｎ＝２；评级为Ａ 类时，ＥＳＧ＿Ｎ ＝３。在回归模型中， 将被解释变量替换为新赋值的ＥＳＧ＿Ｎ，解释变量ＧＴＩ 与其他控制变量不变， 进行基本回归。表５ 列（１） 中ＧＴＩ 系数显着为正， 这说明替换被解释变量度量方式后， 主回归仍然稳健。
３. ３. ２ 倾向得分匹配（ＰＳＭ）
为解决样本选择带来的内生性问题， 本文使用倾向得分匹配方法对假设Ｈ１ 进行检验。步骤如下： （１） 参考毕茜和李虹媛（２０１９）［１］ 的研究， 选择Ｌｅｖ、Ｃａｓｈ、Ｉｎｖｅｓｔ、Ｄｕａｌ 与Ｙｅａｒ 作为匹配变量，进行Ｌｏｇｉｔ 回归； （２） 采用最近邻匹配方法， 对享有绿色税收优惠政策的样本企业进行１ ∶１ 有放回配对； （３） 对匹配后的样本进行平衡性检验， 若通过， 则对其进行回归分析。结论如下： 表６ 平衡性检验结果显示， 匹配后所有变量的标准化偏差绝对值均小于５％， 且ｔ 检验对应的ｐ 值均大于１０％， 这说明匹配效果较好。表５ 中列（２） 显示，匹配后的样本中ＧＴＩ 的系数显着为正， 这说明经过ＰＳＭ 处理后， 主回归仍然稳健。
３. ３. ３ Ｈｅｃｋｍａｎ 两阶段法
绿色税收优惠与企业ＥＳＧ 表现之间可能存在样本选择偏误问题， 因此本文使用Ｈｅｃｋｍａｎ 两阶段法进行检验。参考武鹏等（２０２３）［２２］ 的做法， 在Ｈｅｃｋｍａｎ 第一阶段中， 以企业ＥＳＧ 表现中位数构造的虚拟变量作为被解释变量（ＥＳＧ＿ｄｕｍ）， 将同年度同省（区、市）其他企业ＥＳＧ 表现均值作为排他性约束变量（ＥＳＧ＿ｍｅａｎ）， 同时加入基准回归模型中的其他控制变量， 进行Ｐｒｏｂｉｔ 回归， 得到逆米尔斯比率（Ｉｍｒ）； 在Ｈｅｃｋｍａｎ 第二阶段中， 将逆米尔斯比率作为控制变量加入基准回归模型， 进行回归分析。表５ 显示， 在控制了Ｉｍｒ 之后， ＧＴＩ系数显着为正， 这说明解决了样本选择偏误问题后， 主回归仍然稳健。
３. ３. ４ 工具变量法
鉴于绿色税收优惠与企业ＥＳＧ 表现之间可能存在由于反向因果导致的内生性问题， 因此本文参考秦修宏和黄国良（２０２０）［２３］ 的做法， 选择滞后１ 期的绿色税收优惠（Ｌ- ＧＴＩ）作为工具变量， 进行两阶段回归。第一阶段结果显示， Ｌ- ＧＴＩ 的系数显着， 这说明该工具变量Ｌ- ＧＴＩ 是有效的； 第二阶段结果显示， ＧＴＩ 的系数显着为正， 这说明克服了内生性问题后， 主回归仍然稳健。
３. ３. ５ 控制个体固定效应
绿色税收优惠对企业ＥＳＧ 表现的影响也可能是由企业个体不随时间变化的因素所导致， 因此本文进一步控制个体固定效应作为稳健性检验。表５ 列（５） 中ＧＴＩ 系数为０. １５８， 显着为正， 这说明在控制个体固定效应后， 绿色税收优惠仍然能提升企业ＥＳＧ 表现。
４ 机制分析和异质性分析
４. １ 机制分析
基本回归结果表明， 绿色税收优惠政策能够显着提升企业ＥＳＧ 表现， 但是其传导机制包括哪些？ 从前文理论分析中可知， 绿色税收优惠主要通过现金流效应和绿色创新效应来提升企业ＥＳＧ表现。由于江艇（２０２２）［２４］ 研究表明三段式中介效应检验在因果推断中存在明显的缺陷， 因此本文参考牛志伟等（２０２３）［２５］ 的做法， 使用四段式中介效应模型进行检验， 考虑中介变量与被解释变量之间的关系， 并通过Ｓｏｂｅｌ 检验与Ｂｏｏｔｓｔｒａｐ 检验来进一步判断回归结果。具体模型如下：
（ １） 绿色税收优惠、企业现金流与ＥＳＧ 表现
绿色税收优惠政策以间接补贴的方式， 降低了企业的实际税负， 增加了企业的现金流， 为企业提升ＥＳＧ 表现提供资金支持。本文选取经营活动产生的现金净流量与年末总资产的比值来衡量企业现金流（ＣＦ）。如表７ 所示， 列（１） 中ＧＴＩ显着为正， 说明绿色税收优惠能够充裕企业现金流， 缓解资金约束； 在列（２）、（３） 中， ＣＦ 的系数均显着为正， 说明现金流的增加能够提升企业ＥＳＧ 表现。Ｓｏｂｅｌ 检验中Ｚ 值在１％的水平上显着，Ｂｏｏｔｓｔｒａｐ 检验中置信区间不包含０， 说明中介效应检验有效。
（２） 绿色税收优惠、绿色技术创新与ＥＳＧ 表现
企业为了享受税收优惠、使利润最大化， 会积极对自身的生产技术进行绿色创新， 从而改善了环境绩效， 承担了社会责任， 也提升了治理水平。本文参考李青原和肖泽华（２０２０）［２６］ 的研究，用企业当年申请的绿色专利数量加１ 后取对数的方法来衡量绿色技术创新水平（ＥｎｖｒＰａｔ）。如表７所示， 列（４） 中ＧＴＩ 显着为正， 说明绿色税收优惠能提高企业绿色技术创新水平； 在列（５）、（６）中， ＥｎｖｒＰａｔ 的系数均显着为正， 说明企业绿色技术创新能提升ＥＳＧ 表现。Ｓｏｂｅｌ 检验中Ｚ 值在１％的水平上显着， Ｂｏｏｔｓｔｒａｐ 检验中置信区间不包含０， 说明中介效应检验有效。
４. ２ 异质性分析
（１） 财务风险的异质性
ＥＳＧ 具有明显的正外部性， 在财务风险较高时， 企业偏向于投资短期内能够获利的项目， 而不愿对投入高、周期长的ＥＳＧ 项目进行投资。在绿色税收优惠政策的引导下， 企业开始重视自身在环境、社会方面的表现， 其中财务风险较高的企业ＥＳＧ 起点较低， 可能更希望通过绿色税收优惠来缓解资金压力， 提升企业ＥＳＧ 表现。本文参考王禹等（２０２２）［１７］ 的研究， 选取资产负债率（Ｌｅｖ）来衡量企业财务风险， 当该值大于等于同年度同行业的中位数时， 认为企业财务风险较高， 反之则较低。如表８ 所示， 财务风险高的企业ＧＴＩ 系数显着为正， 而财务风险低的企业ＧＴＩ 系数则不显着， 这说明绿色税收优惠对ＥＳＧ 表现的正向作用在财务风险较高的企业中更显着。
（２） 机构投资者持股的异质性
作为企业外部治理的重要主体， 机构投资者倾向于选择ＥＳＧ 表现良好的企业进行持股［２７，２８］ 。当机构投资者持股比例较低时， 企业对自身在环境、社会和公司治理方面的表现不够重视， 此时更需要发挥绿色税收优惠对企业ＥＳＧ 表现的激励作用， 从而吸引更多投资者对企业进行投资。本文选取机构投资者持股数量与上市公司总股数的比值来衡量机构投资者持股比例， 当该值大于等于同年度同行业的中位数时， 认为机构投资者持股比例较高， 反之则较低。如表８ 所示， 机构投资者持股比例低的企业ＧＴＩ 系数显着为正， 而机构投资者持股比例高的企业ＧＴＩ 系数不显着， 这说明绿色税收优惠对ＥＳＧ 表现的正向作用在机构投资者持股比例较低的企业中更显着。
（３） 地区的异质性
我国各地区的禀赋特征存在明显的差异， 其中东部地区市场化程度与法治化程度均高于中西部地区［２９］ 。一般而言， 市场化与法制化程度越高说明该地区制度环境越好， 因此在东部地区， 公共资源的竞争性配置程度较高［３０］ ， 企业获取绿色税收优惠并非为了规避税收， 而是为了缓解资金约束、开展绿色创新活动， 从而提升企业在环境、社会和公司治理方面的表现。由沈小波等（２０２１）［３１］的研究可知， 东部地区包括北京、天津、河北、辽宁、上海、江苏、浙江、福建、山东、广东和海南１１ 个省（区、市）， 中西部地区则包括其余２０ 个省（区、市）。本文以此分类方法为依据， 并根据企业注册地所在省（区、市）， 将样本划分为东部组与中西部组。如表８ 所示， 东部地区的企业ＧＴＩ 系数在１％的水平上显着为正， 显着程度高于中西部地区， 这说明绿色税收优惠对ＥＳＧ 表现的正向作用在东部地区的企业中更显着。
５ 研究结论与政策建议
在“双碳” 背景下， ＥＳＧ 建设逐渐成为实现企业高质量、可持续发展的必由之路， 党的二十大报告提出“要加快发展方式绿色转型， 完善支持绿色发展的财税政策”， 此时研究绿色税收优惠政策能否引导企业积极开展ＥＳＧ 建设、实现绿色发展具有重要意义。本文基于２０１２～２０２３ 年重污染行业Ａ 股上市公司数据， 实证检验绿色税收优惠政策对企业ＥＳＧ 表现的影响与作用机制。研究结果表明， 绿色税收优惠能提升企业ＥＳＧ 表现；机制分析表明， 绿色税收优惠能增加企业现金流、促进绿色技术创新， 从而提升企业ＥＳＧ 表现； 异质性分析表明， 绿色税收优惠对企业ＥＳＧ 表现的促进作用在财务风险高、机构投资者持股比例低、处于东部地区的企业中更显着。基于上述研究结论， 本文提出以下政策建议：
（１） 要充分发挥政府在ＥＳＧ 治理中的宏观调控作用， 建立健全支持绿色发展的税收优惠政策，为企业积极履行ＥＳＧ 责任提供政策引导。从本文研究结果看， 绿色税收优惠对企业ＥＳＧ 表现有促进作用。因此， 政府要对各类绿色税收优惠政策的作用效果进行追踪与记录， 并针对不足之处进行改进， 助力企业提升ＥＳＧ 表现， 实现绿色低碳发展。具体来说， 在增值税方面， 目前仅对风力发电实施即征即退政策， 并未对水力、光伏等清洁发电实施优惠， 在企业所得税方面， 缺乏能够激励企业绿色转型的加速折旧政策， 需要结合实际情况进一步完善现有的绿色税收优惠政策。
（２） 绿色税收优惠政策的制定与使用需要因地制宜。本文研究表明， 绿色税收优惠对企业ＥＳＧ表现的促进作用在财务风险高、机构投资者持股比例低、处于东部地区的企业中更显着。因此， 政府要考虑到各地区的资源禀赋、产业分布、制度环境、市场化程度等存在的差异， 充分发挥差异化绿色税收优惠对不同地区企业ＥＳＧ 发展的引导作用； 企业则应结合财务风险、机构投资者持股比例等企业特征， 合理使用绿色税收优惠政策， 制定出适合自身的ＥＳＧ 发展规划， 为实现我国经济高质量发展与生态环境保护的协同发展作出贡献。
（３） 应当把握机遇， 进行企业绿色转型， 以获得绿色税收优惠。从机制分析结果看， 绿色税收优惠能提升企业的现金流水平与绿色技术创新水平， 为开展ＥＳＧ 建设提供资金与技术上的保障。此外， 还应充分利用绿色税收优惠带来的隐性支持， 向社会传递自身积极承担环境、社会责任的良好形象， 从而吸引更多外源融资。
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（责任编辑： 杨 婧）
