數字普惠金融對中小企業綠色創新的影響研究

程秋旺 林巧華 石玉婷

一、引言

綠色創新是實現人與自然和諧共生的中國式現代化的重要動力。中小企業是我國產業生態鏈的關鍵構成，為我國貢獻約50%的稅收、60%的國內生產總值、70%的科技創新成果（郭沛瑤和尹志超，2022），其創新活動也是未來技術變革和增長的重要源泉（Czarnitzki 和Delanote，2013）。2023 年7 月14 日出臺的《中共中央 國務院關于促進民營經濟發展壯大的意見》，明確指出要支持中小企業提升科技創新能力。然而，囿于綠色創新活動具有研發投入高、成長風險大、回報周期長等特點，中小企業常常面臨融資約束和創新外部性問題。金融支持是中小企業獲取創新資金的重要渠道，但受制于信息不對稱、信用風險約束等問題，中小企業在資金融通上往往被傳統金融市場界定為“長尾”客戶，使得眾多中小企業在進行綠色創新時缺乏重要的資金支持。因此，如何沖破傳統金融藩籬，是金融發揮促進中小企業綠色創新作用的關鍵所在。

以先進數字技術為依托的數字普惠金融正逐漸成為中小企業綠色創新的重要“助推手”。數字普惠金融具有交易成本低、配置效率高、傳播速度快、覆蓋群體廣的市場化特征，可以精準匹配中小企業融資需求，有效緩解中小企業流動性危機，解決中小企業“融資難、融資貴”問題，為中小企業綠色創新提供支持。然而，在企業不同生命周期中，中小企業的融資約束和商業信用存在差異，對金融資源的需求也不盡相同，數字普惠金融能否激勵中小企業綠色創新仍充滿未知。

基于此，本文利用2011—2021 年中小板和創業板上市企業數據，實證檢驗在不同企業生命周期下數字普惠金融對中小企業綠色創新的影響及內在機理。本文可能的邊際貢獻在于：第一，基于企業生命周期理論，構建了在不同企業生命周期狀態下數字普惠金融對中小企業綠色創新的影響分析框架；第二，從融資約束角度揭示了數字普惠金融對中小企業綠色創新的中介機制，有助于企業利用數字普惠金融獲取外部資金并支持綠色創新活動；第三，從產權屬性、科技屬性、污染屬性等角度分析了數字普惠金融對中小企業綠色創新影響的異質性，有助于中小企業根據自身屬性和所處生命周期階段有針對性地開展綠色創新活動；第四，研究結論揭示了數字普惠金融在中小企業綠色創新活動中的重要性，為緩解中小企業資金短缺困境、促進中小企業綠色創新提供參考。

二、文獻綜述

（一）數字普惠金融發展的經濟效應研究

一方面，數字普惠金融可以對宏觀經濟產生影響。首先，數字普惠金融對傳統金融市場產生了較大沖擊。戰明華等（2020）利用IS-LM-CC模型并通過實證檢驗發現數字金融顯著強化了貨幣政策效果；吳雨等（2020）基于供需視角發現數字金融發展對傳統私人借貸產生替代效應。其次，數字普惠金融能夠提高“長尾”群體的資金獲取能力。齊紅倩和李志創（2019）借助2017 年全球普惠金融數據庫發現，數字金融提升了青年和女性群體使用金融服務的可能性；何婧等（2021）指出，數字普惠金融通過支持農戶創業和激勵農民專業合作社的發展來促進小農戶銜接現代農業。最后，數字普惠金融可以促進地區高質量發展。傅利福等（2021）利用一元并行多重中介模型等方法發現了數字普惠金融對包容性增長存在邊際促進作用；閻世平和何曉玲（2022）運用動態面板模型驗證了數字普惠金融對資本錯配和勞動力錯配具有改善作用。

另一方面，數字普惠金融可對微觀企業行為產生影響。萬佳彧等（2020）的研究表明，數字金融會顯著緩解企業融資約束，進而促進企業創新。趙曉鴿等（2021）基于金融錯配視角實證檢驗并發現數字普惠金融能夠顯著緩解企業金融錯配，進而促進企業創新。陳秀英（2021）運用全國私營企業調查數據考察了數字金融的應用對民營企業發展的影響，研究表明數字金融應用能夠緩解民營企業融資約束，激發民營企業發展活力，進而顯著促進民營企業發展。由此可見，融資約束是阻礙企業進行創新活動的重要因素，而數字普惠金融發展會影響金融市場上資金的“存量需求”和“增量需求”，從而有效緩解企業融資約束問題，進一步推動微型企業高質量發展。

（二）企業綠色創新的影響因素研究

既有文獻主要從環境規制、政府因素、市場因素、企業內部治理因素探討企業綠色創新的驅動因素。在環境規制方面，唐禮智等（2022）基于“波特假說”，認為較強的環境規制能夠提高企業創新投入和能力；但陶鋒等（2021）的研究則發現環境規制會導致企業綠色創新活動質量下降。在政府因素方面，地方政府適度提高經濟增長目標可激勵其尋求新技能（如綠色技術）兌現承諾，但目標過度偏離資源稟賦則會抑制企業綠色創新（張德濤和張景靜，2022）。因此，政府需要加大對企業綠色創新的資源支持，但也要根據綠色創新的異質性制定針對性的補助政策。在市場因素方面，環境權益交易市場的建設（齊紹洲等，2018）、市場壓力（曹洪軍和陳澤文，2017）、媒體關注（張玉明等，2021）等會對企業綠色創新產生影響。在企業內部治理因素方面，高管環保認知（席龍勝和趙輝，2022）、企業社會責任履行（肖紅軍等，2022）、企業數字化轉型（張澤南等，2023）等也會影響企業綠色創新活動。

（三）數字普惠金融與企業綠色創新

已有研究關注數字普惠金融對企業一般創新的影響（唐松等，2020），但企業綠色創新與一般創新存在明顯差異（Aiello 等，2021），綠色創新同時具備與創新知識溢出相關的正外部性、與污染排放相關的環境影響外部性特征（王健和黃群慧，2022），其復雜程度更高，且需要更多的內外部合作（Fabrizi 等，2018）。因此，企業綠色創新具備實現資源節約和環境改善的特征，是一種資源節約型、環境友好型和可持續發展的創新（朱承亮等，2018），因而其比一般創新更需要充足的資金支持。數字普惠金融更加強調普惠性和共享性，其以成本低、速度快、覆蓋廣等優勢，緩解了“長尾”群體的融資約束問題，降低了傳統金融與企業之間的信息不對稱程度，為企業綠色創新提供了融資渠道，因而有助于促進企業綠色創新（翟華云和劉易斯，2021；巴曙松等，2022）。

（四）文獻述評

現有研究仍存在以下不足：第一，多數研究考察數字普惠金融對大型企業綠色創新的影響，忽視其在解決中小企業融資問題上的重要作用，因而鮮有研究討論數字普惠金融對中小企業綠色創新的影響；第二，多數研究認為數字普惠金融能夠對企業任何時期的綠色創新產生影響，僅有少量研究關注到處于不同生命周期時數字普惠金融對企業創新產生的影響（康衛國和李梓峻，2022），但未能探討不同企業生命周期內數字普惠金融對中小企業綠色創新的影響差異?；诖?，本文探討在不同企業生命周期下數字普惠金融對中小企業綠色創新的影響及內在機理，對相關領域研究進行了補充和拓展。

三、理論分析與研究假設

企業生命周期理論認為，企業就像具有生命機能和狀態的組織，也會經歷成長、成熟和衰退等不同階段。中小企業綠色創新兼具高風險性和正外部性，融資約束是制約中小企業綠色創新的主要障礙。數字普惠金融可以緩解銀企間的信息不對稱，在解決中小企業綠色創新的外源性融資上具有重要作用。但是，處于不同時期的中小企業面臨著不同程度和類別的融資約束問題，導致綠色創新活動存在明顯差別。因此，本文基于融資約束視角，將企業生命周期嵌入數字普惠金融與中小企業綠色創新的關系中，深入分析數字普惠金融對中小企業綠色創新的影響及融資約束在其中的作用。

（一）成長期中小企業

成長期中小企業為建立對潛在競爭對手的先發優勢，會根據利基戰略進行生產線上的技術創新。因此，在綠色可持續發展背景下，為迎合政策和法規要求，滿足消費者對綠色產品的需求，以及增強行業競爭優勢，成長期中小企業進行綠色創新的動機和意愿更為強烈。但是，成長期中小企業往往無法獲取長期且穩定的盈利，因而綠色創新存在持續投入不足的風險。即使可以得到穩定的內部現金流支持，但也可能會因綠色創新的不確定性導致創新失敗。在外部融資渠道中，由于成長期中小企業缺乏可抵押的資產或設備，往往難以達到信貸條件和門檻，因而較難獲得傳統金融的青睞。強烈的綠色創新意愿和較低的籌資能力，使成長期中小企業的融資約束問題十分嚴重。隨著數字普惠金融的深度發展，成長期中小企業可以憑借數字普惠金融服務，更加便捷地獲取信貸資金并用于支持企業綠色創新活動。但受制于較強的融資約束問題，數字普惠金融的綠色創新效應可能對成長期中小企業的影響相對較弱。綜上所述，成長期中小企業可以憑借數字普惠金融獲得創新資源支持綠色創新活動，但數字普惠金融通過緩解融資約束促進企業綠色創新的效果相對較弱。

（二）成熟期中小企業

成熟期中小企業的經營管理模式相對成熟，企業組織架構較為完善，產品市場份額處于最佳水平，經營利潤較為穩定，其主要目標是穩定經營狀態和促進企業高效運轉，因此成熟期中小企業在選擇綠色創新項目時更加注重保持綠色創新的可持續性，從而達到穩定利潤和保持市場地位的目標。同時，中小企業在成長期逐漸累積的創新知識、創新資源和創新經驗，可以提升綠色創新的成功率，降低綠色創新失敗的風險。但創新優勢也可能形成慣性思維，導致綠色創新活動僵化，調整成本較高，企業突破原有綠色創新所需耗費的資金量明顯增大。突破性綠色創新具有高風險和高投入的特點，因此成熟期中小企業同樣面臨融資約束問題，但憑借成熟期中小企業逐漸建立起來的社會聲譽和穩定的經營狀態，其更有能力通過數字普惠金融獲得較高的融資額度，從而緩解企業融資約束，為突破性綠色創新提供資金支持。綜上所述，數字普惠金融可以促進成熟期中小企業綠色創新，并且可以通過緩解融資約束促進企業開展突破性綠色創新活動。

（三）衰退期中小企業

衰退期中小企業的經營利潤和市場份額均有所下降，財務狀況逐漸惡化，企業面臨著較強的內源性和外源性融資約束。一方面，從衰退期中小企業的綠色創新意愿看，受制于組織結構的“臃腫”和管理層決策的“遲滯”，衰退期中小企業的創新動力不足，因而更傾向于采取保守態度應對綠色創新活動，盡可能地規避綠色創新風險。因此，衰退期中小企業通常只是進行創新改良和完善，不會進行突破性綠色創新。另一方面，由于前期使用的綠色創新設備逐漸老化，綠色創新工藝無法跟上先進技術發展的步伐，導致衰退期中小企業的綠色創新能力有所下降，難以進行突破性綠色創新。由于衰退期中小企業的創新意愿和創新能力不強，并且受制于較強的融資約束，即使可以利用數字普惠金融獲取資金，企業也不大可能將資金用于綠色創新活動，而是僅對原有老化的機器設備進行維修或改良。因此，數字普惠金融在一定程度上可以改善衰退期中小企業的綠色創新活動，但由于融資約束程度較高，并且融資用途是維系企業經營管理，綠色創新活動并非資金支持的主要方面，對綠色創新的促進作用更不明顯。

由此本文提出以下假設。

假設1：數字普惠金融發展能夠顯著促進中小企業綠色創新；分階段看，數字普惠金融對成熟期中小企業綠色創新的影響更顯著。

假設2：數字普惠金融可以通過緩解融資約束促進中小企業綠色創新；分階段看，融資約束機制對成熟期中小企業的影響更顯著。

四、研究設計

（一）數據來源

本文以2011—2021 年中小板和創業板上市企業為樣本。綠色專利數據來自CNRDS 數據庫，數字普惠金融來自北京大學數字金融研究中心，其他數據來自CSMAR 數據庫。對數據進行如下處理：由于金融業資產負債結構較為特殊，而房地產行業的發展具有高杠桿高周轉特征，且申請專利數據較少，因此本文剔除金融、房地產行業樣本；剔除ST 類及退市樣本；剔除數據缺失樣本；對連續變量進行上下1%的Winsorize 處理。最終得到14 235 個企業-年度非平衡面板數據。

（二）模型設計

本文設定如下基準模型：

式（1）中，被解釋變量lnGIit為企業綠色創新；核心解釋變量lnDFIit為數字普惠金融；Control為控制變量；Year是年份固定效應，Ind是行業固定效應；εit為隨機擾動項。本文重點關注系數β1，預期β1顯著為正。

（三）變量說明

1.被解釋變量

被解釋變量為企業綠色創新（lnGI）。參考陶鋒等（2021）的研究，本文使用綠色專利申請數來衡量企業綠色創新，變量計算方式為將綠色專利申請數加1 后取自然對數。

2.核心解釋變量

核心解釋變量為數字普惠金融（lnDFI）。借鑒郭峰等（2020）的研究，選取北京大學數字金融研究中心編制的中國市級數字普惠金融指數作為核心解釋變量，并取其自然對數形式生成變量。該指數能夠反映當前我國各地區數字普惠金融發展水平，因而也是當前研究中普遍采用的指數。

3. 控制變量

參考齊紹洲等（2018）、王馨和王營（2021）等的研究，本文設定如下控制變量。企業規模（lnsize），以企業總資產的自然對數衡量；企業年齡（lnage），以企業觀測年份與企業上市年份之差的自然對數來衡量；資產收益率（roa），以企業凈利潤與總資產的比值衡量；經營現金流量（cflow），以企業經營活動產生的現金流量凈額與總資產的比值衡量；資產負債率（lev），以企業總負債與總資產的比值衡量；企業成長性（growth），以本期營業收入和上期營業收入之差與上期營業收入的比值衡量；第一大股東持股比例（top1），以企業第一大股東持股比例衡量；獨立董事比例（indep），以獨立董事人數與董事會人數的比值衡量；兩職合一（dual），當董事長和總經理為同一人時取1，否則取0；審計意見（aud），當審計意見為標準無保留意見時取1，否則取0；政府補助（lnsub），使用上市企業財務報表中的政府補助金額的自然對數衡量；環境規制力度（lnER），參考陳詩一和陳登科（2018）的做法，借助Python 軟件對省級政府工作報告進行分詞處理，統計與環境規制相關詞匯的詞頻數①，并使用環境規制詞頻數的自然對數衡量環境規制力度。表1 是變量描述性統計結果。企業綠色創新的均值為0.473，標準差為0.820，表明中小企業綠色創新整體水平較低且差異較大。數字普惠金融的均值為5.393，標準差為0.398，說明企業所在城市的數字普惠金融發展整體水平較高。

表1 變量描述統計結果

五、實證結果與分析

（一）基準回歸分析

為考察不同企業生命周期下數字普惠金融對中小企業綠色創新的影響及內在機理，本文參考Dickinson（2011）的方法，根據經營、投資、籌資三類活動產生的現金流量凈額的正負組合將企業生命周期劃分為成長期、成熟期和衰退期三個階段。表2 報告了基準回歸結果?？傮w上看，lnDFI的系數為0.390，并在1% 的水平下顯著為正，說明數字普惠金融能夠顯著促進中小企業綠色創新。分階段看，在成長期，lnDFI的系數為0.370，并在5% 的水平下顯著為正，表明數字普惠金融能夠顯著促進成長期中小企業綠色創新；在成熟期，lnDFI的系數為0.430，并在1%的水平下顯著為正，表明數字普惠金融能夠顯著促進成熟期中小企業綠色創新；在衰退期，數字普惠金融對衰退期中小企業綠色創新的影響并不顯著。由此可知，數字普惠金融發展能夠顯著促進中小企業綠色創新；分階段看，數字普惠金融對成熟期中小企業綠色創新的影響更顯著，假設1 得證。

表2 基準回歸結果

（二）穩健性與內生性檢驗

1. 替換被解釋變量

企業綠色創新的另一種度量方式是使用綠色專利授權數量加1 取自然對數來衡量，并使用lnGPL來表示，結果如表3 所示。不論是全樣本還是分樣本，數字普惠金融均能顯著促進中小企業綠色創新，且數字普惠金融的綠色創新效應仍對成熟期中小企業的影響更顯著。

表3 穩健性檢驗結果：替換被解釋變量

2. 滯后核心解釋變量

考慮到數字普惠金融對中小企業綠色創新的影響需要經過一段時間才能顯現，因此本文使用數字普惠金融的一階滯后項（L1.lnDFI）和二階滯后項（L2.lnDFI）分別進行回歸，結果如表4所示。滯后一期和滯后二期的數字普惠金融均能促進中小企業綠色創新，且仍對成熟期中小企業的影響更顯著，研究結論具有穩健性。

表4 穩健性檢驗結果：滯后核心解釋變量

3. 剔除異常年份樣本

我國2014 年和2015 年發生的股市動蕩是一個典型的金融市場環境變動事件，此次“股災”對中小企業產生了巨大沖擊。因此，為排除“股災”對本文結果的影響，參考李國龍等（2023）的做法，剔除2014 年和2015 年的樣本重新進行回歸，結果如表5 所示。在排除“股災”的影響后，數字普惠金融仍能顯著促進中小企業綠色創新，且對成熟期中小企業的影響更顯著，該結果與基準回歸結果一致。

表5 穩健性檢驗結果：剔除異常年份樣本

4. 工具變量法

單個企業綠色創新很難影響一個地區的數字普惠金融，因此模型存在反向因果關系的可能性較小，但仍可能因遺漏關鍵變量或測量誤差導致內生性問題。借鑒黃群慧等（2019）、柏培文和喻理（2021）的思路，使用地級市人均擁有移動電話數量與1984 年每百萬人郵局數量的交乘項并取自然對數衡量工具變量（lnIV），進行內生性處理?；跉v史視角尋找工具變量是現有研究的普遍做法，1984 年每百萬人郵局數量是一個歷史變量，因而其與地級市人均擁有移動電話數量的交乘項不太可能對當下單個企業的綠色創新產生影響，即滿足工具變量的外生性要求。一個地區的郵局數量越多，意味著這一地區的信息溝通水平和便捷度較高，且郵局在早年間承擔著鋪設固定電話線路的任務，因此會對未來的移動支付產生重要影響，而數字普惠金融得益于網絡基礎設施的發展，離不開移動網絡的支持，因此符合相關性要求。本文使用工具變量進行兩階段最小二乘法（2SLS）估計，結果如表6 所示?？傮w上數字普惠金融能夠顯著促進中小企業綠色創新，且對成長期和成熟期中小企業的影響更顯著，研究結果較為穩健。

表6 穩健性檢驗結果：工具變量法

（三）異質性分析

1. 產權屬性

不同產權屬性的中小企業在數字普惠金融的需求上存在明顯差異。國有中小企業具有稟賦優勢，可以通過政治關聯和政府信用背書獲得銀行重點支持（程新生和王向前，2023），因此其融資約束程度較弱，通過數字普惠金融促進綠色創新的邊際效用有限。非國有中小企業在向銀行融資時更易出現融資難問題，因而對數字普惠金融的需求更大，通過使用數字普惠金融促進綠色創新的邊際效用更顯著。為驗證上述判斷，本文將樣本劃分為國有中小企業和非國有中小企業，分別進行回歸，結果如表7 所示。數字普惠金融可以顯著促進非國有中小企業綠色創新，并且從顯著性水平看，數字普惠金融對成熟期非國有中小企業的影響更顯著。

2. 科技屬性

企業所處行業的經營范圍往往與企業研發創新活動密切相關，非高科技行業如農、林、牧、漁業和批發業、零售業等行業并不需要從事大規模的研發創新活動來實現企業高質量發展（楊金玉等，2022），故非高科技企業對數字普惠金融的需求較低。高科技行業屬于知識和技術相對集中的行業，企業的產品和服務更新換代較快，企業必須時刻保持創新能力才能立于不敗之地，因此其對數字普惠金融的需求較強。為進一步考察科技屬性的異質性，參考李春濤等（2020）的做法，將樣本劃為非高科技中小企業和高科技中小企業分別進行回歸②，結果如表8 所示。數字普惠金融對高科技中小企業綠色創新的影響更為顯著，并且對成熟期高科技中小企業的影響更顯著。

表8 異質性檢驗結果：科技屬性

3. 污染屬性

已有研究發現，企業開展創新活動的積極性在不同污染程度行業中具有差異性（譚常春等，2023）。重污染中小企業主要通過購買新的治污設備來達到綠色生產標準，而非通過綠色創新的形式（張彩云和呂越，2018）。同時，重污染企業長期以來都是地區經濟發展的重要支柱，因此政府壓力對重污染企業綠色創新的影響并不顯著（關鑫等，2023），故重污染中小企業對數字普惠金融的需求較低。非重污染中小企業開展綠色創新可能是一種策略性活動，在綠色發展背景下，亟需通過綠色創新獲取經濟效益。因此，非重污染中小企業對數字普惠金融表現出更大的需求。為驗證上述判斷，本文根據證監會2012 年修訂的《上市公司行業分類指引》②，將以下行業中的企業定義為重污染中小企業：B06、B07、B08、B09、C15、C17、C18、C19、C22、C25、C26、C27、C28、C29、C31、C32、D44、D45，其余為非重污染中小企業，異質性檢驗結果如表9 所示。數字普惠金融對非重污染中小企業綠色創新的影響更為顯著，并且從回歸系數及顯著性水平看，數字普惠金融對成熟期非重污染中小企業的影響更顯著。

表9 異質性檢驗結果：污染屬性

六、機制檢驗

本文從緩解融資約束角度進一步分析在不同企業生命周期狀態下數字普惠金融對中小企業綠色創新的影響機制。學術界對企業融資約束指數的衡量大多遵循Kaplan 和Zingales（1997）的思想，根據樣本企業的財務狀況，定性劃分企業融資約束程度，并對融資約束程度與企業特征變量的關系進行回歸，最終得到KZ 指數。因此，本文借鑒上述做法，使用KZ 指數（KZ）衡量企業融資約束③，KZ 的數值越大，表明企業融資約束越嚴重。同時，參考溫忠麟和葉寶娟（2014）的做法，構建如下中介效應模型：

機制檢驗結果如表10 所示。從全樣本看，融資約束是抑制中小企業綠色創新的重要原因，而數字普惠金融可以通過緩解融資約束顯著促進中小企業綠色創新。分階段看，根據中介效應判斷標準，處于成熟期的中小企業，數字普惠金融可以有效緩解企業融資約束，進而促進中小企業綠色創新。綜上所述，數字普惠金融能夠通過緩解企業融資約束來促進中小企業綠色創新，并且對成熟期中小企業的影響更顯著，假設2 得到驗證。

表10 機制檢驗結果

七、結論與建議

本文利用2011—2021 年我國滬深A 股中小板和創業板上市企業數據，實證檢驗了在企業不同生命周期狀態下數字普惠金融對中小企業綠色創新的影響及作用機制。研究發現：總體上看，數字普惠金融顯著促進了中小企業綠色創新，并且對成熟期中小企業的影響更顯著，經穩健性處理后該結論依然成立。異質性分析發現，總體而言，數字普惠金融顯著促進了非國有中小企業、高科技中小企業、非重污染中小企業的綠色創新；分階段看，數字普惠金融對成熟期的非國有中小企業、高科技中小企業和非重污染中小企業的影響更顯著。機制分析表明，數字普惠金融可以通過緩解融資約束促進中小企業綠色創新，并且這一機制對成熟期中小企業的影響更顯著。

據此，本文提出以下建議：首先，持續推進數字普惠金融發展，為中小企業紓困解難。第一，鼓勵傳統金融機構利用數字技術賦能金融產品和服務的優化和創新，建立中小企業與金融機構之間的對接平臺；第二，針對中小企業在不同生命周期階段的具體需要，為其提供差異化的金融產品和服務；第三，加強對數字普惠金融服務提供商的培訓和指導，確保其金融產品真正滿足中小企業的需求。

其次，政策部門在制定數字普惠金融發展戰略時應將企業屬性和生命周期考慮在內，進一步發揮數字普惠金融激勵中小企業綠色創新的能動作用，提高其精準度。同時，政策部門應建立專項金融支持計劃或基金促進中小企業綠色創新，尤其針對成熟期的非國有中小企業、高科技中小企業以及非重污染中小企業。

最后，加強對數字普惠金融的監管，防范系統性風險，提高數字普惠金融的安全性，使之更加規范地為中小企業綠色創新紓困解難。

注釋：

① 與環境規制相關的詞匯包括：環境保護、環保、污染、能耗、減排、排污、生態、綠色、低碳、空氣、化學需氧量、二氧化硫、二氧化碳、PM10、PM2.5 等。

② 根據《上市公司行業分類指引》（2012 年修訂），將以下行業劃分為高科技行業：通用設備制造業（C34）；專用設備制造業（C35）；汽車制造業（C36）；鐵路、船舶、航空航天和其他運輸設備制造業（C37）；電氣機械和器材制造業（C38）；計算機、通信和其他電子設備制造業（C39）；儀器儀表制造業（C40）；互聯網和相關服務（I64）；軟件和信息技術服務業（I65）；研究和試驗發展（M73）。