经济政策不确定性对企业绿色创新的影响研究

一、绪论（一）研究背景和意义1.研究背景随着全球气候变化与资源环境约束情况的加剧，绿色创新成为企业可持续发展和提升竞争力的关键。企业绿色创新活动有周期长、投入大、风险高，对经济政策环境敏感等特点REF_Ref28047\r\h[1]。作为市场经济活动的主体，企业既是社会财富的主要创造者，也是环境污染的主要来源。推动企业绿色创新既可以为企业开辟新的发展路径和利润增长点，也可以为社会带来经济和环境的双重效应。例如，从微观层面上，开发环保产品可以有效降低企业环境合规成本，提升资源利用率，从而增加企业在市场的竞争力。从宏观层面看，企业绿色创新有助于推动产业的优化升级，促进社会的可持续发展。而经济政策的不确定性可能会影响企业绿色创新，从而在经济和环境方面造成影响。经济政策不确定性表现为政府未来经济政策走向难测，从本质上看，企业无法准确预判未来政策走向时，其长期投资决策就会面临更大的风险，这种影响在需要持续投入的绿色创新领域表现的尤为突出REF_Ref28128\r\h[2]。具体体现在以下三个方面：（1）政策环境不稳定增加企业投资风险，降低企业绿色技术长期研发意愿；（2）政策不确定性致使资源配置效率降低，企业难以获取绿色创新所需资金、人才等要素；（3）政策频繁调整增加企业运营成本，削弱绿色转型动力。所以企业要想持续在绿色创新层面有所突破，必须应对经济政策的不确定性，克服其带来的风险与挑战，才能在经济与环境两个方面获得收益。然而，当前世界经济形势复杂，贸易摩擦、政治冲突等频繁发生，这些因素会加剧各国经济政策的不确定性。这些不确定性给企业的长期投资决策尤其是绿色创新活动带来了显著性影响。本文聚焦于这一现实需求，深入探索经济政策波动对企业绿色创新的影响，为有关部门优化经济政策和完善绿色创新激励政策提供参考。2.研究意义（1）理论意义本研究基于对于经济政策不确定性与企业绿色创新方面的研究，系统构建了验证经济政策不确定性对企业绿色创新的影响模型，从理论层面深化了对经济政策与绿色创新的认知，为企业推动绿色创新与实现可持续发展方面提供了理论依据。本研究揭示了企业社会责任这一调节变量对EPU于企业绿色创新之间的正向调节作用，弥补了先前研究在此方面的空白。（2）实践意义当政策环境不稳定时，企业可以通过积极履行社会责任获得良好的资源支持，以缓解外部冲击对绿色创新投入的负面影响，这为持续开展绿色创新提供了必要保障。对于政府而言，为政府制定相关经济政策提供理论依据，推动社会绿色创新与可持续发展的进程，同时宏观提升我国的绿色创新能力，更好地应对国际竞争。研究思路和内容本研究侧重于经济政策不确定性对企业绿色创新的影响。基于我国A股上市公司的数据，分析经济政策不确定性对企业绿色创新的影响，并通过计量经济学模型进行实证分析。同时，由于企业积极履行社会责任可以缓解融资约束，强化外部支持，因此本文选取企业社会责任作为调节变量，研究其在经济政策不确定性与企业绿色创新关系中的调节作用。本研究采用了文献研究方法与实证分析方法，系统探究经济政策不确定性对企业绿色创新的影响效应以及边界条件，发现经济政策不确定性对企业绿色创新起抑制作用，而企业社会责任可以正向调节二者之间的关系，为政府政策的制定以及企业战略规划提供理论依据和参考。（三）创新点本文的主要贡献体现于：第一，本文将视角主要聚焦于绿色创新领域，考察经济政策波动对其的影响效应，填补了现有文献主要关注传统创新的研究空白，拓展了绿色创新影响因素的理论。第二，本文将企业社会责任作为调节变量，研究其对于经济政策不确定性的缓冲作用，也为政府完善绿色治理机制提供了新视角。

文献综述（一）经济政策不确定性的相关研究经济政策不确定性是指未来形势的不可预测性以及政府采取的各类经济活动的不确定性。Gulen和Ion（2016）明确定义了经济政策不确定性，后续的相关研究也正是基于此定义进行开展REF_Ref28207\r\h[3]。经济政策不确定性源于政府的政策调整以及新政策的颁布，这些变化会引发宏观政策运行的波动。其成因包含内部因素，如政策制定信息不透明、政治风险，以及外部冲击，如经济衰退、金融危机等。经济政策虽意在改善经济环境以引导企业的商业行为，但政策变化的不可预测性以及在不同区域执行效果的差异，会致使企业在绿色转型以及绿色创新等一系列长期决策中面临难以适应的问题。现有文献对于经济政策不确定性的研究主要聚焦于五个维度，分别是企业现金流波动的冲击效应、对于投资决策的调节作用、诱发企业金融化的内在机制、对企业创新活动强度的抑制作用及在审计风险控制方面的传导路径。其中彭俞超等（2018）通过实证分析发现，当经济政策不确定性加剧时，企业会减持具有投机属性的金融资产，同时增持对冲性金融资产的持有，这是企业基于风险规避考量进行主动调整的结果REF_Ref31952\r\h[4]。而在姜燕和徐醒（2022）的研究中表明了，经济政策不确定性对产业结构升级的影响并非简单的线性关系，而是会呈现出显著的“阈值效应”，这种非线性的特征揭露了其复杂的动态平衡关系REF_Ref32001\r\h[5]。张峰等（2019）在开展研究时观察到，经济政策不确定性对企业的产品创新存在抑制作用，尤其会显著削弱创新程度较高的项目。这类创新的投入较大且周期较长，对政策环境的变化更加敏感，所以在政策风向不明确时，企业会出于风险规避的考虑从而缩减研发投入，导致创新水平下滑REF_Ref32063\r\h[6]。（二）企业绿色创新的相关研究目前，绿色创新正成为经济高质量发展的核心动力，绿色金融与环境规制则在此进程中发挥了不可或缺的作用。以绿色信贷和绿色债券为代表的绿色金融工具，既能通过降低融资成本缓解企业金融压力又可以向市场传递绿色发展信号，从而有效激发企业开展绿色技术研发的积极性。文书洋等（2022）和王玉林等（2023）的研究表明，这些金融工具可以促使企业获得低成本融资，并且激发企业进行绿色技术创新REF_Ref32126\r\h[7]REF_Ref32129\r\h[8]。王馨等（2021）运用双重差分法研究发现，绿色信贷政策在高污染行业呈现显著的“倒逼”作用。面对信贷资源对于绿色领域的政策压力，企业为获取融资支持，不得不加大环保技术创新投入，这一机制有效推动了高污染行业的绿色转型REF_Ref32178\r\h[9]。环境规则的影响同样是不可忽略的因素。范丹等（2020）对于“波特假说”的适用条件展开探讨，研究认为，合理的环境规制强度可以激发企业的创新补偿效应REF_Ref32259\r\h[10]。然而，监管成本过高则会抑制企业的创新能力，降低企业创新的动力。关于绿色创新的经济价值，这类创新活动会通过两个路径促进经济发展。第一点是，直接提升资源循环利用率和要素生产率；第二点是为经济高质量发展持续注入能量。这种双重效应使绿色创新成为转变发展方式的关键突破口。于波等（2022）和陈喆等（2022）发现，绿色创新是经济结构的优化的重要驱动力，其效果取决于政策支持和市场环境的双重作用REF_Ref32325\r\h[11]REF_Ref32331\r\h[12]。绿色创新既包含技术层面的提升，还关系到经济增长路径的转型。曹东等（2012）提出，制度创新构成了绿色经济发展的关键保障REF_Ref32387\r\h[13]，彭影等（2023）强调了数据要素流动在绿色创新中占据关键地位，认为数据流动能够增强低碳政策与绿色创新的协同效应，推动绿色经济的持续发展REF_Ref32452\r\h[14]。从现有研究来看，绿色金融工具的资源配置、环境规制的约束激励、政策支持的导向作用，以及全球协作形成的合力，共同构成了绿色创新发展的驱动体系。（三）经济政策不确定性与企业绿色创新的相关研究经济政策不确定性（EPU）对绿色创新的影响是近期学术界较为关注的问题。霍艾湘（2023）指出，当EPU攀升时会导致融资困难，企业出于对环境政策不确定性的担忧，会压缩对创新的投资REF_Ref32511\r\h[15]，而成琼文等（2022）则强调，EPU会导致管理层的风险承受能力下降，影响企业的绿色创新决策REF_Ref32553\r\h[16]。王馨等（2021）发现，EPU对高污染行业的冲击更为突出，主要原因在于这些行业长期承受严格的环境规制压力。相较于低污染行业，在环保要求和政策不确定性的双重作用下，高污染行业的绿色创新更容易受到外部经济政策波动的影响REF_Ref32178\r\h[9]。大量研究证实，环境管制与数字技术的协同应用具有显著调节效能。成琼文等（2022，2023）研究发现，环境管制通过环保成本内部化机制，结合数字技术提升信息透明度的优势，能够助力企业增强政策不确定性的应对能力，削弱EPU的不利影响REF_Ref32553\r\h[16]REF_Ref32687\r\h[17]。李琼等（2024）发现，ESG评级较高的企业通常会将EPU作为转型机遇，积极促进绿色创新的发展，以增加企业在市场中的竞争力REF_Ref102\r\h[18]。（四）文献评述目前的大量研究表明，EPU对企业绿色创新的影响结论是不一致的，部分研究认为EPU会通过增加融资约束和削弱管理层的风险偏好，直接影响企业的创新决策。例如，霍艾湘（2023）和成琼文等（2022）指出，政策不确定性增加了企业融资的困难，使得企业更倾向于回避高风险、高成本的绿色创新项目REF_Ref32511\r\h[15]REF_Ref32553\r\h[16]。但也有部分研究认为EPU对企业绿色创新有一点的正向作用，例如，成琼文等（2022，2023）发现，严格的环境管制和数字技术的应用能够在一定程度上缓解EPU的负面效应，尤其是在高端制造业和新能源行业中，数字技术的应用提高了企业应对政策不确定性的能力REF_Ref32553\r\h[16]REF_Ref32687\r\h[17]。此外，李琼等（2024）的研究指出，企业的战略响应也是一个重要的调节因素，ESG评级较高的企业往往将EPU视为转型的机遇，积极推动绿色创新，从而在不确定的环境中获得竞争优势REF_Ref102\r\h[18]。现有的研究没有完全揭示EPU与企业绿色创新之间的影响因素，且对于两者之间的关系仍有争议，对企业社会责任这一调节因素的研究较少，因此本文通过实证分析进一步探讨了EPU对企业绿色创新的影响，并着重阐明企业社会责任对二者关系的影响。

理论分析与提出假说理论基础1.实物期权理论1977年，StewartMyers提出实物期权理论，其核心要义在于：一项投资的价值不仅体现于当下收益，更在于赋予企业未来灵活调整投资策略的权利。凭借这种权利，企业可依据需求波动，适时选择投资方向，借此在不确定性中捕捉机遇，实现长期价值的最大化。该理论为剖析经济政策不确定性（EPU）对企业绿色创新的影响提供了关键分析视角。由于绿色创新普遍存在周期长、不可逆、投入高等特性，管理层往往更倾向于短期灵活的理财投资，而非长期绿色技术研发投入。在EPU的环境下，实物期权效应将会通过两个路径抑制绿色创新。第一点是投资风险升级，经济政策的频繁调整（如环保补贴退坡，碳交易规则变动等）会导致绿色技术的商业化前景模糊，企业会推迟某些项目的启动；第二点是融资约束加剧，企业对政策敏感行业的绿色项目风险评估驱严，信贷的成本随着上升，进一步压缩企业的创新资源，此时企业可能会选择减少研发预算以维持企业的稳定性。在我国转型经济背景下，政策的动态变化特征进一步强化了实物期权理论的适用性。比如，各地方政府在绿色环保政策执行力度上存在差异，产能规划的频繁变动使得企业难以形成稳定的政策预期。与此同时，国有企业由于受到更强的政策导向性影响，一定程度上会削弱实物期权效应。实物期权理论指出，经济政策不确定性（EPU）对绿色创新的抑制，本质上是企业对风险与收益进行重新权衡的结果。不过，当面临“双碳”目标制度化等强力政策驱动，以及技术进步带来的赋能效应时，企业的决策逻辑可能发生转变，从单纯考量“是否进行投资”转变为深入思考“如何进行分阶段投资”。实物期权理论从投资不可逆性的独特视角，深刻揭示了经济政策不确定性抑制企业绿色创新的内在机理。但需要注意的是，该理论的解释效力并非一成不变，还需结合政策实施强度、企业自身能力等具体情境因素进行修正。这一理论框架不仅为本文剖析“EPU—绿色创新”之间复杂关系提供了基本逻辑，也为后续探索调节效应的研究奠定了清晰的分析路径。2.融资约束理论融资约束理论揭示了企业在外部融资成本高于内部资金时面临的资源获取困境，尤其对高风险、长周期的绿色创新活动具有显著抑制作用。该理论的核心在于信息不对称与代理成本导致资本市场无法有效分配资源，为解析经济政策不确定性（EPU）影响绿色创新的机制提供了关键视角。绿色创新依赖资金的持续投入，但其收益具有高度不确定性，根据融资约束理论，外部投资者因难以评估绿色技术风险，往往要求更高风险溢价，这些融资成本差异迫使企业优先削减绿色研发预算以维持现金流安全。经济政策不确定性会通过三重路径恶化企业的融资环境：第一点，政策信号模糊会增加金融机构风险厌恶，绿色项目贷款的审批周期增长；第二点，投资者因政策风险下调企业估值；第三点，企业为应对潜在政策冲击，会增加现金持有，进一步压缩可支配研发资金。3.绿色增长理论1989年，英国环保经济学家皮埃尔在《绿色经济蓝皮书》中首次提出“绿色增长”理念。文中强调在资源利用与环境保护间寻求平衡可以推动经济效率提升与生态可持续发展协同共进。在皮埃尔看来，绿色增长打破了传统发展模式的桎梏，要求经济增长进程中严格遏制环境破坏，进而化解经济滞胀与生态恶化的双重危机。随着理论研究不断深入，学界构建起涵盖多维度的量化指标体系。这些指标不仅包含资源消耗强度、污染物排放等基础环境数据，还将绿色技术创新、生态修复效率等动态要素纳入评估范畴，为政府制定政策、企业开展实践提供了切实可行的指导依据。Wang等（2022）构建了涵盖经济发展、可持续生产和消费、社会公平和环境保护四个方面的绿色增长指数REF_Ref1248\r\h[19]。Wangetal.（2021）提出了企业绿色增长概念，并把衡量公司绿色发展的具体指标划分为对经济环境做出反应的经济子系统、对资源效率和境友好的环境子系统、对人类的安全和健康的持续关注REF_Ref1304\r\h[20]。绿色发展理念强调经济增长与环境保护的协调统一，放弃以环境破坏和公众健康为代价的发展模式。绿色增长模式是以可持续发展为导向，在实现经济增长的同时保障生态环境的良性循环。企业绿色创新实践不仅推动技术的创新与发展，更有助于培育企业的环保经营理念，由此驱动整体运营模式的绿色创新。研究假设1.经济政策不确定性与企业绿色创新在国内外经济形势日益复杂、我国经济结构加速转型的当下，经济政策不确定性已成为企业发展面临的重要挑战。这种不确定性不仅干扰企业投资决策、生产布局与运营模式，还动摇其战略规划的稳定性根基。为推动经济高质量发展，政府需要不断调整和优化调控政策，但频繁变动的政策也让企业难以准确把握政策走向与实施力度，加大了企业适应动态环境的难度。GulenandIon（2016）的研究指出，企业在面对经济政策不确定性时，往往难以做出准确的判断和决策，政策实施后的影响是很难被预测的REF_Ref28207\r\h[3]。具体表现为，当政策环境波动剧烈时，企业既要权衡项目净现值与机会成本的动态关系，又需考虑资产专用性带来的沉没成本风险，在此情况下，保持观望成为企业的理性选择，直接导致绿色技术研发投入和环境信息披露的减少。经济政策频繁调整时，企业管理者难以准确预判市场走势，这种不确定性促使他们采取保守的决策策略。例如，管理层可能会选择储备大量现金，减少对高风险项目的投入。而管理层与股东之间存在利益分歧——管理层更注重自身职位的稳定性，而股东追求长期收益最大化，这种矛盾在政策不稳定时期尤为明显。为避免决策失误，管理层往往倾向于选择短期见效的传统项目，如开展促销活动，而削减绿色技术研发投入从而降低企业绿色创新活动。由此本文提出以下假设：H1:经济政策不确定性负向影响企业绿色创新。2.经济政策不确定性、企业社会责任与企业绿色创新企业社会责任（CSR）指的是社会对企业在特定阶段的综合性期望，涵盖经济价值创造、法律义务履行和社会福祉提升等多个方面，具体包括经济、法律、伦理等多重责任维度。作为企业战略决策的关键考量，CSR通过改善与利益相关者的关系，直接影响企业的可持续发展能力。利益相关者理论认为，企业竞争优势的构建，依赖于对各方利益诉求的平衡与协调。其中，企业高管和员工等内部利益相关者，因直接参与战略决策和监督，会推动企业通过优化治理结构、调整资源分配等方式，将利益相关者的期望转化为企业战略的内生动力，从而增强组织战略的社会认同与合法性基础。吴建祖和华欣意（2021）通过实证模型发现企业的管理者在企业环境议题上给予的注意力与企业绿色创新的数量呈现正相关关系REF_Ref1447\r\h[21]。总的来说，履行社会责任可以通过加强与利益相关者之间的联系这一软性约束，来增强投资者、政府、客户等外部利益相关者和员工和企业管理者等相关利益相关者对企业的信心，在市场环境阻碍较大时缓解融资约束，进而促进企业绿色创新，赵良玉等（2013）通过研究A股上市公司发现企业社会责任能够有效缓解融资约束进而促进绿色创新REF_Ref1487\r\h[22]。当外部经济政策波动加剧时，随着政府监管措施的强化，作为市场经济核心的企业，理应肩负起维护宏观经济稳定的使命。企业社会责任的履行，能够有效化解多方利益主体间的矛盾冲突，降低经营管理中的潜在风险，还能在内部凝聚创新共识，激发管理层与员工对绿色创新的积极性，进而增强企业开展绿色技术研发与应用的内在动力，促进企业绿色创新。基于此，本文提出以下假说：H2：企业社会责任能够正向调节经济政策不确定性对企业绿色创新的影响。研究设计（一）样本选择与数据来源本研究的主要数据来自国泰安（CSMAR）数据库，该数据库提供了关于中国上市公司的绿色创新数据。本文的面板数据包含了2010年至2020年内的2316家上市制造业企业，为了消除极端值对研究的影响，我们在1%和99%水平上对主要连续变量进行了缩尾处理。（二）变量定义1.解释变量：经济政策不确定性（EPU）本文采用Huang和Luk（2020）构建的中国经济政策不确定性（EPU）指数REF_Ref1549\r\h[23]，该指数基于Baker、Bloom和Davis（2016）的文本分析方法，通过统计中国大陆多家报纸中涉及政策相关经济不确定性的新闻报道频次，按月编制合成REF_Ref1614\r\h[24]。在实证分析中，我们参照Yuan等（2021）的研究方法，将月度EPU指数取年度算术平均值转化为企业年度面板数据REF_Ref29728\r\h[25]。最终，使用对数化处理的年度EPU指数作为本文中的解释变量。2.被解释变量：企业绿色创新（GI）本研究参照李青原和肖泽华（2020）的方法，构建被解释变量为企业绿色专利申请数量用于衡量企业绿色创新（GI）REF_Ref29728\r\h[26]。由于绿色创新活动具有滞后性，且企业专利申请数量是体现企业创新能力的重要指标（周煊等，2012）REF_Ref22963\r\h[27]，因此本文以绿色专利申请数量以衡量企业绿色创新。本文以专利申请年度作为创新产出年度，以获取的上市公司绿色创新专利申请量加一后取自然对数来衡量企业绿色创新水平（GI）。3.调节变量企业社会责任（CSR）。目前对企业社会责任的衡量方式存在多重视角，例如采用“责任金字塔”模型（经济-法律-伦理-慈善四个维度）进行评分，或者通过可观测的行为结果反推测CSR履行水平。本文主要参考郝增慧（2020）的方法，即借助和讯网上市公司的CSR评分作为企业社会责任承担水平的度量指标REF_Ref30502\r\h[28]。4.控制变量根据先前的研究，我们控制了企业及省份特征（Chenetal.2018)REF_Ref1980\r\h[29]。具体而言，我们将公司治理能力、所有权、财务信息作为控制变量（Zhang,Yu,andKong，2019）REF_Ref2123\r\h[30]。具体包括：资本产出比、固定资产比、CEO性别、CEO年龄、持股平方和、持股总数、独立董事占比、外资股占比、国有股占比、资产负债率、企业规模。变量类型变量名称变量符号变量定义被解释变量企业绿色专利申请数量GI企业绿色创新专利申请数加一取自然对数解释变量经济政策不确定性EPU年度经济政策不确定性指数调节变量企业社会责任CSR和讯网企业社会责任评价体系总得分控制变量资本支出比CAPEX资本支出/总资产固定资产比PPE固定资产/总资产CEO性别CEOSEX若男性为1，否则为0CEO年龄COEAGECEO年龄的对数持股平方和TOP5前五大股东持股的平方和持股总数CON5前五大股东的持股总数独立董事占比INDEP独立董事数/董事会成员数外资股占比QFII外资股数/流通股总数国有股占比GOVOWN国有股/流通股资产负债率LEV负债总额/资产总额企业规模SIZE企业资产总额的自然对数表1：变量定义表（三）模型构建1.基准回归检验模型为了验证假设H1，本文采用多元回归模型对上述假设进行实证研究。构建的回归模型（1）如下：（1）其中，i表示所列公司；t表示年份；EPU表示经济政策不确定性指数；GI表示企业绿色创新专利申请数量；X代表控制变量，δ表示我们控制的公司固定效应，εi,t表示特定误差项。2.调节效应检验模型为了检验假设H2企业社会责任的调节作用，在基准模型的基础上加入交乘项CSRi,t×EPUt，设立模型（2）（2）其中，i表示所列公司；t表示年份；EPU表示经济政策不确定性指数；GI表示企业绿色创新专利申请数量；CSR表示企业社会责任承担水平；X代表控制变量，δ表示我们控制的公司固定效应，εi,t表示特定误差项。五、实证检验与分析（一）描述性统计表2呈现了本文主要变量的描述性统计分析结果。由该结果可知，说明样本企业绿色创新活动的积极性还有待提高。对于自变量经济政策不确定性EPU，其最大值为5.110，最小值为4.829，均值为4.948，这意味着，近年来我国政府为调控经济发展，实施了一系列经济政策举措，在此过程中，我国经济政策不确定性指数随之出现变动。此外，其余控制变量诸如企业规模、资产负债率、资本支出比、固定资产比以及公司治理结构等，在不同公司间表现出了差异性，表明企业绿色创新可能受这些差异因素的影响。企业规模方面，大型企业相较于中小企业，往往在研发资源投入、技术储备以及应对复杂政策环境的能力上存在显著不同；资产负债率水平的高低，直接关乎企业的融资成本与偿债压力，进而影响其对绿色创新项目的资金支持力度；资本支出比高的企业，更倾向于积极布局未来发展，对绿色创新技术研发设备的购置、先进生产工艺的引进等方面可能投入更多资金；高固定资产比的企业，其生产运营往往高度依赖固定资产，可以为绿色创新提供稳定的硬件支撑；公司治理结构的差异，包括董事会构成、股权情况、CEO特征等，会左右企业战略决策的制定与执行，对绿色创新战略的推动效果也不尽相同。表2：描述性统计变量样本量均值方差最小值最大值GI153080.8411.16305.252EPU153084.9480.0854.8295.110CSR1530824.15715.106-17.1990.87lnca153083.9580.1582.9444.454ceosex153080.9380.24101govown153080.0710.35908.336capex153080.0560.0460.0020.227ppe153080.2230.1330.0170.613lev153080.3780.1910.0480.819top5153080.3010.2150.0050.794con5153080.0780.09900.429qfii153080.0490.24101.756indep153080.3740.0530.3330.571size1530821.9691.16519.95625.514（二）相关性统计表3报告了核心变量的Pearson相关性分析结果。从数据来看，解释变量EPU与被解释变量GI呈现负向关联，相关系数为-0.070，在1%水平上显著相关，这一发现为研究假设提供了初步支持。此外，解释变量与各控制变量之间的相关系数基本均未超过0.5，表明模型不存在严重的多重共线性问题，变量选取具有合理性。表3：相关性分析GIEPUCSRlncaceosexgovowncapexppelevtop5con5qfiiindepsizeGI1EPU-0.070***1CSR0.269***0.200***1lnca0.088***-0.022***0.044***1ceosex0.038***0.028***0.019**0.121***1govown0.0080.032***0.044***-0.0060.034***1capex-0.0060.095***0.080***-0.026***-0.011-0.014*1ppe0.223***0.016**-0.031***0.061***0.026***0.013*0.231***1lev0.211***-0.006-0.067***-0.0050.038***0.031***-0.037***0.206***1top50.266***-0.036***0.079***0.068***0.018**-0.169***-0.150***0.169***0.287***1con50.233***-0.0010.109***0.056***0.008-0.120***-0.122***0.134***0.244***0.883***1qfii-0.041***0.019**0.029***0.028***-0.0120.019**0.077***-0.042***-0.097***-0.224***-0.147***1indep-0.036***-0.031***-0.020**-0.051***-0.028***-0.015*0.006-0.019**-0.009-0.0110.00601size0.447***-0.037***0.202***0.080***0.034***0.075***-0.075***0.138***0.546***0.391***0.347***-0.06***0.0081（三）多元回归结果与分析表4呈现了模型（1）的关键回归结果。首先，观察第（1）列数据，该列在进行回归分析时，并未纳入任何控制变量。在此情况下，可以看到自变量EPU的回归系数为-1.516，这一系数在1%的置信水平下显著。在第（2）列的回归过程中，本文加入了企业层面的控制变量，旨在排除企业自身特征等因素对研究结果的潜在影响，从而更精准地剖析经济政策不确定性与企业绿色创新之间的内在联系。可以看到在纳入这些控制变量之后，自变量EPU依然在1%的水平上显著为负。这表明，在不考虑其他因素干扰的初始设定下，经济政策不确定性对企业绿色创新披露情况起到了负向抑制作用，也就是说，随着经济政策不确定性的增加，企业绿色创新的表现会变差，二者呈现出明显的反向变动关系，假设1得到验证。表4：主回归分析变量(1)(2)GIGIEPU-1.516***-1.200***(-8.69)(-7.81)capex0.208(0.71)ppe2.249***(21.61)ceosex0.138**(2.55)lnca0.364***(4.38)top50.681***(4.97)con50.176(0.63)indep-1.245***(-5.11)qfii0.015(0.28)govown-0.046(-1.24)lev-0.810***(-9.83)size0.682***(48.54)Constant8.952***-9.132***(10.37)(-10.28)Observations15,30815,308R-squared0.0050.244注：*、**、***分别表示10%、5%、1%的水平上显著，括号内为经企业层面聚类调整的标准误差。（四）稳健性检验对于解释变量进行了滞后处理。经济政策作为宏观调节工具，其不确定性对微观企业绿色创新的影响可能存在时滞效应，这种内生性关联问题需要通过工具变量等方法加以控制。为有效处理因遗漏变量等因素引发的内生性问题，本文针对模型里的自变量经济政策不确定性，分别采用滞后一期（L1EPU）与滞后二期（L2EPU）的处理方式，随后重新开展相应的检验工作。表5第（1）列和第（2）列回归结果显示，L1EPU和L2EPU的系数均在1%水平上显著为负，本文的主要研究结果依旧成立。其次，剔除样本期间股灾和新冠疫情的影响。2015年爆发的股灾对金融市场的稳定性造成了巨大破坏，2016年初股价暴跌，企业的融资生态、资金流状况以及战略预期均受到深度影响；2019年突发的新冠疫情，严重干扰了企业的正常生产运营，这些事件无疑会对企业绿色创新这一需要稳定资源投入与长期战略规划的行为产生显著作用。为了减少由于突发事件对研究结果的影响以及检验结果的稳健性，本研究进行了两项样本调整：第一剔除了2015-2016年股灾期间的数据进行回归，第二单独移除了2020年新冠疫情流行时期的观测值进行回归。表5第（3）列和第（4）列回归结果显示，EPU的系数都在1%的水平上显著为负，与基础回归的结果保持一致。表5：稳健性检验变量(1)(2)(3)(4)GIGIGIGIL1EPU-1.642***(-9.92)L2EPU-1.056***(-5.88)EPU-0.715***-1.554***(-4.18)(-10.07)capex0.2270.289-0.0430.197(0.67)(0.72)(-0.13)(0.66)ppe2.469***2.623***2.253***2.249***(20.97)(20.27)(19.29)(21.26)ceosex0.173***0.174**0.131**0.136**(2.84)(2.56)(2.18)(2.46)lnca0.260***0.298***0.414***0.341***(2.75)(2.83)(4.51)(4.03)top50.641***0.873***0.790***0.576***(3.97)(4.84)(5.24)(4.09)con50.3060.075-0.0250.342(0.97)(0.22)(-0.08)(1.18)indep-1.391***-1.491***-1.238***-1.333***(-5.07)(-4.90)(-4.56)(-5.38)qfii0.0510.0060.046-0.022(0.63)(0.05)(0.76)(-0.40)govown-0.045-0.041-0.061-0.053(-0.78)(-0.54)(-1.53)(-1.38)lev-0.803***-0.767***-0.920***-0.755***(-8.49)(-7.28)(-10.09)(-8.99)size0.695***0.710***0.699***0.664***(43.50)(40.21)(45.09)(45.71)Constant-6.824***-10.253***-12.007***-6.897***(-6.91)(-9.44)(-12.10)(-7.62)Observations12,55510,57612,47814,434R-squared0.2410.2400.2470.240注：*、**、***分别表示10%、5%、1%的水平上显著，括号内为经企业层面聚类调整的标准误。（五）调节作用检验为探究企业社会责任对经济政策不确定性与企业绿色创新关系的调节作用，在基准分析的基础上，本研究构建了调节效应模型以深化实证检验。具体操作上，除保留原有变量外，新增了企业社会责任（CSR）这一调节变量，并设置了其与经济政策不确定性（EPU）的交乘项，旨在系统探究三者之间的内在联系。表6第（1）列汇报了实证结果，企业社会责任（CSR）的回归系数为0.023，通过了显著性检验（P<0.01）具有统计学意义。这一发现证明了企业社会责任与企业绿色创新水平之间存在着正向相关关系；换言之，当企业积极履行社会责任时，能够在有效推动企业绿色创新水平的提升。与此同时，企业社会责任（CSR）与经济政策不确定性（EPU）交乘项的估计系数同样在1%的水平上显著为正，充分说明企业社会责任能够有效缓解经济政策不确定性对企业绿色创新的负面影响。当经济政策不确定性加剧时，企业积极履行社会责任，能够在一定程度上缓冲这种不确定性对绿色创新活动的冲击，为企业绿色创新营造相对稳定的发展环境。表6：调节作用检验变量(1)GIEPU-2.087***(-13.67)CSR0.023***(23.17)EPU*CSR0.078***(7.39)capex-0.551*(-1.91)ppe2.400***(23.65)ceosex0.116**(2.20)lnca0.339***(4.19)top50.768***(5.75)con5-0.283(-1.03)indep-1.087***(-4.59)qfii-0.022(-0.41)govown-0.079**(-2.16)lev-0.346***(-4.20)size0.571***(40.09)Constant-2.955***(-3.31)Observations15,308R-squared0.286注：*、**、***分别表示10%、5%、1%的水平上显著，括号内为经企业层面聚类调整的标准误。

六、研究结论与建议（一）研究结论在中国推动经济高质量发展的关键阶段，绿色创新发挥着不可替代的战略作用。当前全球经济面临严峻的考验，国际政策环境日渐复杂使得全球经济面临前所未有的挑战。本文综合运用理论分析与实证研究相结合的方法，系统揭示了经济政策不确定性对企业绿色创新的影响效应。经研究分析，本文得出的主要结论如下：经济政策的不确定性和企业绿色创新呈负相关关系。因为企业在面临不确定性时，会采用更加保守的策略，以减少潜在的风险，以应对未来可能出现的情况。企业社会责任（CSR）能够正向调节经济政策不确定性对企业绿色创新的抑制作用。CSR的投入可增强企业与政府、供应链及社会的信任资本，在政策波动期优先获取绿色补贴、技术合作等稀缺资源，降低EPU引发的融资约束与研发中断风险。企业通过履行环境责任塑造“合规承诺者”形象，降低政策监管的惩罚概率，例如环保督查压力，缓冲EPU对绿色创新的冲击与影响。CSR可以强化企业与供应商、客户及公众的长期关系网络，形成稳定的绿色市场需求与技术合作生态，抵消EPU导致的市场需求波动。（二）政策建议我国目前正处在建设社会主义强国的关键时期，高质量发展作为驱动经济转型升级的核心力量，已成为实现第二个百年奋斗目标的战略基石。加快经济社会全面绿色转型是践行高质量发展的必然选择，这一过程中稳定可预期的制度环境是激发企业绿色技术创新活力、推动技术迭代与培育创新生态的基础保障。基于上述研究成果，本文提出如下政策建议：政府层面：（1）关于优化政策制定与实施机制方面。政府应增强经济政策制定的审核，确保政策执行稳定连贯，为了给予企业更多技术升级缓冲时间可以设置一定期限的过渡期。建立政策预告机制，提前释放政策调整信号，增强企业政策预期。对持续投入绿色研发的企业实施税收优惠，引导国企和大型企业签订长期绿色采购合同，稳定市场需求。（2）关于强化绿色创新成果保护体系方面。政府应该健全知识产权法律制度，加大对绿色技术侵权行为的执法力度，完善技术成果认证与维权机制，保障企业绿色创新成果的排他性权益，维护创新收益的稳定性与可持续性。企业层面：（1）企业应充分认知绿色创新活动的高风险性、收益不确定性及长周期特征。如果未构建系统性风险评估体系便盲目投入，可能引发资源错配与战略被动。因此，企业需立足自身的条件，例如现金流充裕度、技术储备水平等，科学规划绿色创新路径——对技术进行逐步迭代并且开放创新，在控制风险的同时捕捉转型的机遇，为企业实现可持续发展持续赋能。（2）企业应该主动将企业社会责任嵌入绿色创新战略，成立跨部门沟通协调机构，通过CSR项目深化与政府的互信关系，获得相关部门的支持，降低政策调整的适配成本。企业可以通过积极采取措施来缓解经济政策波动对绿色创新活动投入的抑制作用，建立灵活的创新管理机制，加强政策研判能力，及时把握政策走向。（3）企业应该积极与相关部门沟通，降低信息不对称性，提高信息透明度，减少经济政策不确定性对企业绿色创新带来的负面影响。同时，企业应增强自身的经营管理能力和企业规模，提高企业的抗风险能力，不断增强企业的绿色创新能力。主要参考文献：梁敏,曹洪军,王小洁.高管环保认知、动态能力与企业绿色创新绩效——环境不确定性的调节效应[J].科技管理研究,2022,42(04):209-216.邢东森,王晓华.高管海外经历、政府环境关注与企业绿色创新[J].财会通讯,2025,(05):58-62.PolicyUncertaintyandCorporateInvestment[J].TheReviewofFinancialStudies,2016,29(3):523-564.彭俞超,韩珣,李建军.经济政策不确定性与企业金融化[J].中国工业经济,2018,(01):137-155.姜燕,徐醒.经济政策不确定对产业结构优化升级非线性影响[J].统计与决策,2022,38(07):107-111.张峰,刘曦苑,武立东,等.产品创新还是服务转型:经济政策不确定性与制造业创新选择[J].中国工业经济,2019,(07):101-118.文书洋,刘浩,王慧.绿色金融、绿色创新与经济高质量发展[J].金融研究,2022,(08):1-17.王玉林,周亚虹.绿色金融发展与企业创新[J].财经研究,2023,49(01):49-62.王馨,王营.绿色信贷政策增进绿色创新研究[J].管理世界,2021,37(06):173-188+11.范丹,孙晓婷.环境规制、绿色技术创新与绿色经济增长[J].中国人口·资源与环境,2020,30(06):105-115.于波,范从来.绿色金融、技术创新与经济高质量发展[J].南京社会科学,2022,(09):31-43.陈喆,郑江淮.绿色技术创新能够促进地区经济高质量发展吗?——兼论环境政策的选择效应[J].当代经济科学,2022,44(04):43-58.曹东,赵学涛,杨威杉.中国绿色经济发展和机制政策创新研究[J].中国人口·资源与环境,2012,22(05):48-54.彭影,李士梅.创