ESG表現、數字金融與企業綠色技術創新

【摘要】隨著綠色可持續發展理念深入人心， ESG表現與綠色技術創新逐漸成為企業及其利益相關者關注的重點。本文以2011 ～ 2022年我國戰略性新興產業上市公司為研究樣本， 實證檢驗ESG表現對企業綠色技術創新的影響。研究發現， ESG表現可以顯著促進企業綠色技術創新， 數字金融能夠增強這一促進作用。作用機制分析發現， 企業積極提升ESG表現可以通過提高外部分析師關注度和增加資源投入兩條路徑來促進企業綠色技術創新。異質性分析顯示， 對于非高新技術企業、 高管年輕化企業、 非國有企業以及所處地區市場競爭程度較高的企業， ESG表現對綠色技術創新的提升效果更為明顯。

【關鍵詞】戰略性新興產業；ESG表現；綠色技術創新；數字金融

【中圖分類號】 F273.1 【文獻標識碼】A 【文章編號】1004-0994（2024）17-0049-6

一、 引言

黨的二十大強調加速經濟社會發展綠色轉型， 鼓勵企業開發節能降碳等先進綠色技術。習近平總書記提出， 要“積極培育戰略性新興產業與未來產業， 加快形成新質生產力， 增強發展新動能”。戰略性新興產業雖技術成熟度更高、 科技成果轉化更迅速， 但仍面臨依賴國際領先技術以及資源支持薄弱等難題。隨著ESG理念的不斷深入， 其在企業治理與資源獲取等方面發揮著日益重要的作用， 成為利益相關者衡量企業的重要指標， 戰略性新興企業的ESG表現與綠色技術創新成為當前重要議題。

綜觀已有文獻， ESG表現會產生多種經濟后果。從企業發展角度來看， 良好的ESG表現有助于企業可持續發展（黃世忠，2021）。尤其是在綠色發展方面， 較高的ESG評級能夠在市場激勵與外部監督下助推企業綠色轉型（胡潔等，2023）。從風險角度來看， 提升ESG表現可以緩解股價下跌風險（Broadstock等，2021）， 使企業提高從利益相關者處獲取資源的能力（譚勁松等，2022）， 通過提高信息透明度和吸引分析師關注降低經營風險（董小紅和孫政漢，2023）。但ESG表現也可能產生負面影響， 如被強制實施ESG的企業在成長能力方面所受的負面影響大于自愿實施的企業（李思慧和鄭素蘭，2022）。

綠色技術創新的影響因素來源于企業內部和外部。從企業內部來看， 提升董事會治理水平可以有效增強環境規制的綠色創新促進效應（王鋒正和陳方圓，2018）。提升數字化水平有助于共享信息和整合知識， 為綠色技術創新提供平臺（宋德勇等，2022）。從企業外部來看， 環境壓力（Park等，2017）、 競爭對手實施綠色創新戰略（Tariq等，2017）都會驅動企業綠色產品創新。此外， 媒體關注與市場化水平共同作用也會推動企業綠色技術創新（趙莉和張玲，2020）?？梢姡?企業內部治理水平、 對社會產生的效益以及外界監督都會對企業綠色技術創新產生顯著影響， 而ESG理念恰恰涵蓋了這些因素的特點。

戰略性新興產業因其“生態屬性”已成為各國的支柱產業（穆楠等，2023）。作為綠色技術創新方向引領者， 該產業因高投入、 高風險的特質亟需高效金融體系的支持。數字金融依托數字技術正助力我國向創新驅動型經濟轉型。已有研究表明， 數字金融可以提高綠色技術創新數量和質量（Lin和Ma，2022；Feng等，2022）， 使金融機構投資有的放矢（劉元雛和華桂宏，2023）。因此， 本文以2011 ～ 2022年戰略性新興企業為樣本， 探究ESG表現如何影響企業綠色技術創新及數字金融在其中的作用。

本文的研究貢獻在于： 第一， 已有文獻主要從高管薪酬激勵、 創新資源等角度探究ESG表現與企業綠色技術創新之間的調節因素， 而本文從數字金融角度切入， 既豐富了該領域的研究內容， 又貼合戰略性新興產業融資難的背景， 具有較強的現實意義。第二， 現有文獻多以重污染企業為研究樣本， 而本文著眼于戰略性新興產業上市公司， 拓寬了研究視野， 旨在通過推動戰略性新興產業綠色發展， 引領產業結構優化升級， 減少對高耗能、 高污染產業的依賴。第三， 本文揭示了ESG表現通過外部治理與資源投入兩條路徑促進戰略性新興企業綠色技術創新， 并從企業和行業角度進行了異質性分析， 豐富了ESG表現對綠色技術創新的作用機制及影響差異性研究。

二、 理論分析與研究假設

（一） 企業ESG表現與綠色技術創新

ESG理念強調環境、 社會和治理協同， 契合我國綠色發展潮流， 這對于以創新和綠色為基礎的戰略性新興產業尤為關鍵。清晰的ESG戰略框架為戰略性新興企業綠色創新發展指明了方向， 有助于企業提升社會聲譽以及整合創新資源， 推動企業不斷探索前沿科技， 突破技術瓶頸， 實現跨越式發展。因此， 本文預測ESG表現能夠促進企業綠色技術創新。

第一， 從外部治理角度來看， ESG表現可以通過提高分析師關注度促進戰略性新興企業綠色技術創新。根據利益相關者理論和信號傳遞理論， ESG表現好的企業往往彰顯出更大的發展潛力， 能夠吸引分析師的優先關注。分析師能夠提高信息透明度（薛龍等，2023）， 傳遞戰略性新興企業的創新信息， 助力利益相關方精準評估與做出投資決策（秦建文和胡金城，2022）。由于戰略性新興產業主要涉及風險較大的高精尖技術， 而ESG表現可通過吸引分析師關注讓利益相關者減少風險擔憂， 為企業開拓綠色創新發展空間。此外， 分析師關注可以促使企業更傾向于通過強化社會責任與綠色治理樹立良好的企業形象（徐新擴和趙欣怡，2024）， 進而增強戰略性新興產業在負責任的綠色轉型中的引領作用。

第二， 從資源投入角度來看， ESG表現可以通過增加資源投入促進戰略性新興企業綠色技術創新。根據資源依賴理論和競爭戰略理論， 高額資金投入是戰略性新興企業創新的必備條件（王玉冬等，2020）。同時， ESG可引導企業制定綠色創新戰略決策， 加強資本青睞， 提升員工忠誠度與創新熱情（Tsang等，2021）， 構建可持續競爭優勢。資源投入增加在一定程度上能夠降低研發失敗等風險（張小紅和逯宇鐸，2014）， 對于以重大技術突破為基礎的戰略性新興產業來說， 在其提升經濟“含綠量”的關鍵階段， 更多的研發資源有助于企業進行更深、 更廣的探索（李玉剛等，2022）。綜上， 本文提出如下假設：

H1： ESG表現能夠促進企業綠色技術創新。

（二） 企業ESG表現、 數字金融與綠色技術創新

數字金融結合傳統金融與互聯網科技， 以區塊鏈、 大數據等信息技術為支撐， 具備金融與科技的雙重屬性。

一方面， 數字金融的金融屬性能夠拓寬融資渠道， 降低融資成本， 擴大金融服務覆蓋面（陳洋林等，2023）。戰略性新興產業因以軟資產為主， 較難向商業銀行證明經營實力， 且新進入的中小企業和民營企業所受到的創新融資約束更強， 而數字金融能夠利用大數據、 人工智能等發展出“眾籌”等新的融資渠道（侯羽迪等，2024）。因此， 特別是對于初創企業， 數字金融能夠為解決企業創新資金問題提供嶄新路徑， 激勵企業深耕研發， 通過資金支持保證企業不斷獲取前沿技術信息， 增強研發團隊的創新動力， 提高綠色創新成果產出。

另一方面， 數字金融的科技屬性能夠降低代理成本， 提高信息透明度， 優化資源配置， 提升企業創新效率（鈔小靜等，2024）。綠色創新作為戰略性投資， 需要企業的創新決策者有效分配資源， 但高收益與高風險并存可能導致道德風險。這種代理問題在具有高不確定性的戰略性新興企業中可能更為突出。而數字金融能夠借助強大的信息和風險篩查功能， 促進產業間生產要素合理配置（Xue和Wang，2021）， 為金融機構提供更真實的企業信息， 避免決策者的短視行為， 提升綠色創新效率。因此， 當數字金融發展程度較高時， 信息更透明， 能夠使戰略性新興企業獲得更真實客觀的ESG評級或評分， 緩解資金問題， 觸及更多前沿資源， 進而加速企業綠色技術創新。由此， 本文提出如下假設：

H2： 數字金融能夠增強ESG表現對企業綠色技術創新的促進效應。

三、 研究設計

（一） 數據來源與樣本選擇

本文選取2011 ～ 2022年我國戰略性新興產業滬深A股上市公司為樣本， 并借鑒孫早和肖利平（2015）的做法， 依據中國證監會2012年修訂的《上市公司行業分類指引》， 選取石油加工業、 煉焦和核燃料加工業等20個大類作為戰略性新興產業， 由此確定各大類下的上市公司。按如下原則篩選樣本： 剔除金融、 保險類行業企業； 剔除ST與?ST上市公司； 剔除數據存在缺失值的樣本。最終獲得4386個有效觀測值。為消除極端值的影響， 對連續變量進行上下1%的縮尾處理。本文ESG評分來源于彭博數據庫， 綠色專利申請數取自中國研究數據服務平臺， 其余變量數據均來自國泰安數據庫。

（二） 變量定義

1. 被解釋變量： 企業綠色技術創新（LnGTI）。綠色專利申請的標準高， 能夠反映出企業的綠色技術創新水平， 而綠色專利授權所需的時間較長， 可能存在數據滯后性。因此， 為確保數據穩定及可靠， 本文選取綠色發明專利申請數量作為衡量指標， 并參考李青原和肖澤華（2020）等的做法， 將其加1后取自然對數。

2. 解釋變量： ESG表現（ESG）。彭博咨詢公司作為國際上較知名的ESG評級機構， 自2011年便開始收集我國A股上市公司的ESG信息， 其數據披露時間較長， 指標體系也更完善。因此， 本文選用彭博ESG評分來測度核心解釋變量。此外， 為了消除指標之間的量綱影響， 本文對彭博ESG評分進行了歸一化處理。

3. 調節變量： 數字金融（DIF）。本文參考國內學者的主要做法， 采用北大數字普惠金融指數中的省級層面指數衡量數字金融發展程度， 并對指數進行歸一化處理（唐松等，2020）。

4. 控制變量。為控制其他因素的影響， 本文參照已有研究， 選取股權集中度（Top1）、 資產收益率（Roa）、 資產負債率（Lev）、 企業成長性（Growth）、 企業年齡（Age）、 現金持有水平（Cash）、 企業規模（Size）、 企業產權性質（Soe）、 固定資產比例（Fixed）作為控制變量， 同時控制了企業（Firm）和年度（Year）固定效應。具體的變量定義如表1所示。

（三） 模型構建

為檢驗ESG表現對企業綠色技術創新的影響， 本文參照龍子午和張曉菲（2023）的做法， 構建模型（1）：

LnGTIi，t=α0+α1ESGi，t+∑αnControlsi，t+∑Firm+

∑Year+εi，t （1）

其中， Controls為上述全部控制變量。

四、 實證結果分析

（一） 描述性分析

本文利用Stata17軟件進行描述性統計分析， 結果如表2所示。企業綠色技術創新（LnGTI）的平均值為1.147， 與最大值存在較大差距， 側面反映出樣本企業的綠色技術創新能力普遍偏低； 其標準差為1.311， 進一步說明了不同企業間綠色技術創新水平存在顯著差異， 整體亟待提升。在ESG表現（ESG）方面， 樣本整體水平亦呈較低態勢， 最大值為0.578， 平均值和中位數分別為0.304與0.290， 標準差為0.095， 反映出ESG表現整體不佳， 不同企業之間存在一定差異。數字金融（DIF）的最小值與最大值相差較大， 標準差為1.011， 說明各地區的數字金融發展不均衡， 部分區域仍有巨大的發展空間。

（二） 主回歸分析與調節效應檢驗

ESG表現對企業綠色技術創新的影響回歸結果如表3所示。列（1）僅控制了企業和年度固定效應， 結果顯示ESG的回歸系數為1.091， 且在1%的水平上顯著， 表明ESG表現對企業綠色技術創新具有顯著的正面影響。列（2）加入了控制變量， 但未控制企業和年度固定效應， 結果顯示ESG的回歸系數在5%的水平上顯著為正， 說明在考慮其他影響因素后， ESG表現對企業綠色技術創新的正面影響仍然顯著。列（3）在列（2）的基礎上進一步控制了企業和年度固定效應， 結果顯示ESG的回歸系數在1%的水平上顯著為正?？梢姡?ESG表現與企業綠色技術創新顯著正相關， H1得到驗證。

列（4）進一步加入了數字金融及其與ESG表現的交互項， 結果顯示， ESG的回歸系數在1%的水平上顯著為正， ESG×DIF的回歸系數在5%的水平上顯著為正。這一結果闡明了數字金融在ESG表現對企業綠色技術創新的促進作用中產生正向調節作用， 即數字金融發展程度越高， 越能夠增強ESG表現對企業綠色技術創新的促進效應， H2得到驗證。

（三） 內生性檢驗與穩健性檢驗

1. 工具變量法。本文采用工具變量法以減輕模型潛在的內生性問題。借鑒席龍勝和趙輝（2022）的研究方法， 將同城市其他企業ESG表現得分均值（IV）作為工具變量。同一城市中其他企業的ESG表現情況確實會影響企業對自身ESG表現的關注和調整， 但身為不同的個體經濟實體， 其他企業的ESG表現并不會直接干預或影響企業本身的綠色技術創新水平， 故該工具變量既與解釋變量存在相關性， 又對被解釋變量具有外生性。檢驗結果顯示（限于篇幅， 表略）： 在第一階段， IV的回歸系數在1%的水平上顯著， 說明該工具變量的確能夠顯著影響企業ESG表現； 在第二階段， ESG的回歸系數在1%的水平上顯著為正， 說明良好的ESG表現能夠提升企業綠色技術創新水平。

2. Heckman兩階段檢驗。本文進一步運用Heckman兩階段回歸方法進行測試來緩解內生性問題。首先， 基于ESG得分的中位數設置ESG虛擬變量， 以該虛擬變量為第一階段被解釋變量， 引入全部關鍵變量后進行Probit回歸， 得出逆米爾斯比率（IMR）； 然后， 將IMR作為控制變量加入到模型（1）中做下一步回歸。第二階段的回歸結果顯示（限于篇幅， 表略）， ESG的回歸系數在1%的水平上顯著為正， IMR的回歸系數不顯著。這一結果說明， ESG表現與企業綠色技術創新之間的正相關關系仍然顯著， 由此驗證主回歸結果是穩健可靠的。

3. 傾向得分匹配（PSM）。為避免樣本選擇偏誤， 本文使用PSM進行檢驗。根據ESG表現的年度行業中位數進行分組， 構造處理組和對照組（其中大于中位數為處理組， 反之為對照組）， 將模型（1）中的全部控制變量作為匹配變量（均通過平衡性檢驗）， 并基于核匹配和半徑匹配方法重新對被解釋變量與解釋變量進行回歸。結果表明（限于篇幅， 表略）， 重新匹配樣本后主回歸結論不變。

4. 滯后一期回歸。為進一步解決ESG表現與企業綠色技術創新之間可能存在的反向因果問題， 本文選取ESG表現的滯后一期數據作為解釋變量進行回歸。結果表明（限于篇幅， 表略）， ESG的回歸系數依然顯著為正， 進一步證實了主回歸結果的穩健性。

5. 替換被解釋變量。一是借鑒趙沁娜和李航（2024）的做法， 將企業綠色發明專利和實用新型專利的總申請數加1取自然對數作為被解釋變量。二是借鑒宋德勇等（2022）的做法， 采用綠色專利申請數與專利申請總數的比值作為被解釋變量。結果顯示（限于篇幅， 表略）， ESG表現與兩個被解釋變量替換變量均顯著正相關， 說明主回歸結論是穩健的。

6. 替換核心解釋變量。由于各評級機構對ESG表現的打分標準不完全相同， 本文采用華證ESG評分（ESG_hz）替換核心解釋變量進行回歸分析。結果顯示（限于篇幅， 表略）， ESG_hz的回歸系數在1%的水平上顯著為正， 說明替換核心解釋變量后結果依舊穩健。

7. 負二項回歸。由于樣本中存在較多綠色專利申請數量為零的企業， 被解釋變量的分布可能過度離散， 本文不再對綠色發明專利申請數量取自然對數， 而是將原本的數據作為被解釋變量， 并采用負二項回歸模型進行檢驗。結果顯示（限于篇幅， 表略）， ESG的系數依然顯著為正， 再次證明了主回歸結果的穩健性。

五、 進一步分析

（一） 作用機制檢驗

根據前文的理論分析， 本文認為ESG表現將通過提高分析師關注度與增加資源投入促進企業綠色技術創新， 本文采用中介效應三步法檢驗分析師關注度與資源投入的中介作用。

1. 分析師關注度的作用機制。分析師作為外部監管者， 會對企業的表現及時做出反應， 幫助各方利益相關者了解企業的具體情況并進行決策。分析師的專業信息解釋和持續跟蹤可以成為連接企業與投資者的橋梁， 有效促進市場對企業的正面認知（Li等，2023）， 進而通過緩解融資約束與增強公司風險承擔能力促進企業綠色技術創新（Wang和Cao，2023）。此外， 分析師會對企業綠色技術創新產生監督作用， 減少偽社會責任行為（楊菁菁和胡錦，2022）， 以激勵戰略性新興企業在綠色治理方面積極履行社會責任， 增加綠色創新產出。由此， 本文認為ESG表現可以通過提高分析師關注度促進企業綠色技術創新。

本文通過統計一年內跟蹤并關注公司的分析師數量， 對其加1后取自然對數， 作為分析師關注度（Attention）的衡量指標， 該值越大表明分析師關注度越高， 回歸結果如表4所示。列（1）中ESG的回歸系數在1%的水平上顯著為正， 證實了ESG表現越好， 越能夠獲取分析師關注； 列（3）中Attention的回歸系數在1%的水平上顯著為正， 且ESG的回歸系數小于列（2）中ESG的回歸系數， 說明分析師關注度在ESG表現對企業綠色技術創新的影響中發揮了中介作用。此外， 本文進一步對分析師關注度的中介作用進行Bootstrap檢驗， 在原始樣本中進行1000次抽樣以求出Bootstrap置信區間， 檢驗結果中間接效應的置信區間不包含0， 表明分析師關注度的中介效應顯著。

2. 資源投入的作用機制。創新資源是企業綠色技術創新的關鍵因素， 創新資源優勢可以轉換為創新能力優勢（田紅娜等，2013）。對于肩負重任的戰略性新興企業來說， 綠色低碳的口號愈加強烈增強了企業對創新資源的需求。積極履行ESG責任的企業更重視滿足利益相關者的需求， 更易于吸引創新資源投入， 因此， ESG表現越好的企業獲得的資源支持越多， 進行綠色技術創新的信心和動力也越強。

受限于上市公司綠色創新支出數據難以取得， 部分企業沒有披露綠色研發支出金額， 難以區分綠色技術創新研發支出與非綠色技術創新研發支出， 本文使用公司年度研發支出對綠色創新支出進行近似替代， 采用企業研發支出總額與總資產比值衡量資源投入（R&D Invst）， 該比值越高表明企業創新資源投入越多， 回歸結果如表4所示。列（4）中ESG的回歸系數顯著為正， 說明企業ESG表現越好， 創新資源投入強度越大； 列（5）中R&D Invst的回歸系數在1%的水平上顯著為正， 并且ESG的回歸系數小于列（2）中ESG的回歸系數， 說明資源投入在ESG表現對企業綠色技術創新的促進效應中發揮了中介作用。此外， 同樣使用了Bootstrap檢驗方法， 檢驗結果中間接效應的置信區間不包含0， 表明資源投入的中介效應顯著。

（二） 異質性分析

1. 是否為高新技術企業。相較于高新技術企業， 非高新技術企業相對欠缺更先進的生產技術和機械設備， 數字化水平較低， 因此為了提高聲譽、 贏得利益相關者信任以吸引更多資源， 其更有動力踐行ESG理念， 推動綠色技術創新。同時， 由于這類企業的創新潛力較大， ESG表現對其綠色技術創新水平的提升空間更大。本文按照上市公司高新技術資質認定信息， 將樣本分為高新技術企業和非高新技術企業兩組進行對比分析， 回歸結果見表5列（1）和列（2）。ESG的回歸系數僅在非高新技術企業組顯著為正， 說明ESG表現對非高新技術企業綠色技術創新具有更為明顯的促進作用。

2. 高管年齡。高管團隊特征會對團隊決策產生直接影響， 進而影響組織績效與戰略選擇。年輕的高管風險傾向更強， 出于職業擔憂會更有動力通過自愿披露企業社會責任來表明未來業績， 以增強市場參與者對企業能力的認知（Chen等，2023）， 并吸收更多資源豐富創新活動。相反， 年長的高管傾向于回避風險以保證職業穩定性。本文根據當年企業高管平均年齡的中位數進行分組， 回歸結果如表5列（3）和列（4）所示。ESG的回歸系數僅在年輕高管組顯著為正， 說明ESG表現更能夠推動高管年輕化企業進行綠色技術創新。

3. 企業產權性質。國有企業擁有更豐富的資源， 資金來源更穩定， 其創新基礎更扎實， 故ESG表現對國有企業綠色技術創新的促進作用相對有限。相反， 非國有企業面臨更激烈的市場競爭、 更高的融資約束， ESG表現可以在更大程度上激勵這類企業進行綠色技術創新。本文根據企業產權性質將樣本分為國有企業和非國有企業兩組， 回歸結果如表5列（5）和列（6）所示。ESG的回歸系數僅在非國有企業組顯著為正， 說明ESG表現對非國有企業綠色技術創新的促進效應更明顯。

4. 市場競爭程度。面對激烈的市場競爭， 企業唯有不斷創新、 響應號召積極落實綠色創新發展戰略， 才能獲得長遠發展。同時， 這類企業會更重視ESG責任履行， 通過環境保護、 綠色治理、 慈善公益等方式提升企業形象， 贏得更雄厚的資源支持， 助力企業綠色創新。本文采用基于營業收入計算的赫芬達爾指數（HHI）的行業年度中位數將樣本分為市場競爭程度高、 低兩組， 回歸結果如表5列（7）和列（8）所示。只有市場競爭程度高組的ESG回歸系數顯著為正， 說明ESG表現對所處地區市場競爭程度高的企業綠色技術創新的促進效應更明顯。

六、 結論與建議

本文以2011 ～ 2022年我國戰略性新興產業上市公司為樣本， 系統地研究了ESG表現對企業綠色技術創新的影響。研究結論如下： 第一， ESG表現能夠顯著推動企業綠色技術創新， 且數字金融進一步強化了這一促進作用。第二， ESG表現可以通過提高分析師關注度和增加資源投入對企業綠色技術創新產生促進作用。第三， ESG表現對企業綠色技術創新的促進作用在非高新技術企業、 高管團隊年輕化企業、 非國有企業以及所處地區市場競爭程度較高的企業中更為顯著。

基于上述結論， 提出如下建議：

1. 對戰略性新興企業而言。一方面， 主動增強提升ESG表現的積極性， 有效發揮ESG對企業技術創新與商業模式創新的引導作用， 并通過清晰的信息披露吸引外部關注。另一方面， 制定綠色技術創新的長期戰略目標， 持續強化綠色創新。特別是面對激烈競爭的非高新技術企業與非國有企業， 應積極主動地優化ESG表現， 確保企業內部各方明晰恰當的ESG踐行方式， 并大力培養年輕高素質人才隊伍， 克服管理者短視心理， 合理運用創新資源增加對綠色產品和服務的研發投入。

2. 對政府和監管部門而言。首先， 健全ESG評價體系和信息披露機制， 激勵企業自愿披露ESG信息， 引導企業投身于ESG實踐； 其次， 為戰略性新興企業提供創新環境， 精準投放創新資源， 激發企業創新活力； 最后， 完善戰略性新興產業發展政策保障體系， 強化戰略性新興產業研發的金融、 基礎設施等政策支撐， 推廣數字金融服務， 為企業融資提供更多便利。隨著數字金融的發展， 也不可忽視對數字金融的監管， 應當正確引導數字金融為綠色創新發展注入動能， 防范金融風險等亂象。

3. 對投資者而言。一方面， 強化ESG投資理念， 這要求投資者不僅要加強對企業ESG信息披露的關注， 更要在實際投資中向ESG表現出色的企業提供更多的資金支持， 助力企業進行研發創新， 提高專利產出， 并側面引導更多的企業投身于ESG實踐， 營造綠色發展的市場環境； 另一方面， 應對戰略性新興企業投入更多關注， 圍繞國之所需， 以國家產業政策和市場為導向， 明確戰略性新興企業的發展潛力， 做耐心的戰略投資者。

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