ESG表現與企業創新
——基于綠色金融改革的調節作用

劉曉慧，陳 艷

（山東財經大學會計學院，濟南 250014）

0 引言

中國經濟已進入高質量發展的新階段，創新發展是高質量發展階段的重要特征。黨的二十大報告指出，“堅持創新在我國現代化建設全局中的核心地位”?？萍紕撔聦ㄔO科技強國、推動經濟高質量發展的重要作用不言而喻。然而，進入新發展階段之后，中國仍陷于核心技術對外依賴嚴重、行業重復建設嚴重的困境，存在創新能力不適應高質量發展要求等問題。作為科技創新的主體，企業創新不僅是形成自身核心競爭優勢的重要來源，是決定企業長遠市場價值的關鍵要素，還是驅動經濟持續高質量發展、提升國際競爭力的重要引擎。因而，如何增強企業自主創新能力，成為政策制定者、企業管理者以及學術界共同關注的重要話題。

在經濟高質量發展的新階段下，社會各界對企業可持續發展高度重視。將環境、社會責任和公司治理（Environment，Social and Governance，以下簡稱ESG）納入同一綜合框架的企業ESG表現，是國際社會衡量企業可持續發展水平的重要標準?，F有文獻表明，企業良好的ESG表現具有價值提升作用[1,2]。而開展研發創新活動是獲得競爭優勢、提升企業價值的關鍵。那么，良好的ESG 表現是否能夠促進企業創新？實際上，ESG表現與企業創新之間存在緊密聯系，利益相關者理論和資源依賴理論構成了ESG表現影響企業創新的理論基礎?；诶嫦嚓P者理論，企業被視為一個與政府、股東等各利益相關者所形成的一系列關系的集合，企業可以通過與各利益相關者進行合作獲取所需資源[3]。基于資源依賴理論，企業生存發展需要從周圍環境中汲取資源。良好的ESG 表現意味著企業較好地滿足了利益相關者的期望，有利于獲得利益相關者所掌握的關鍵性戰略資源，從而為企業創新提供資源支持與環境保障。

鑒于以上分析，本文將深入考察ESG表現對企業創新的影響及其內在作用機制，并探究綠色金融改革的實施對二者關系的調節作用。對上述問題的回答，對于拓展深化有關ESG 表現以及企業創新的研究具有較強的理論價值與現實意義。

1 理論分析與研究假設

1.1 ESG表現與企業創新

首先，良好的ESG表現通過降低企業融資成本進而促進企業創新。第一，作為對財務報告反映的不完全信息的有效補充，ESG表現向外界傳遞出企業的綜合性非財務信息，有助于降低企業與利益相關者之間的信息不對稱程度，進而降低利益相關者所要求的風險溢價。第二，積極履行ESG 責任是企業不斷積累聲譽資本與道德資本的過程，有助于提升企業聲譽并樹立良好社會形象，進而降低投資者等利益相關者的顯性或隱性索取，降低企業融資成本[4]。第三，基于我國特殊的制度背景，政府掌握著企業生存發展所需資源的分配權力[5]?，F階段，迎合政府及監管者的綠色發展需求與期望將有助于提高政府對企業的信任度與認同感，幫助企業獲得政府補助等關鍵資源支持。因此，良好的ESG 表現能夠降低融資成本，有助于更好地為企業研發項目提供資金支持，進而促進企業創新。

其次，良好的ESG表現通過減小企業財務風險進而促進企業創新。第一，良好的ESG 表現能夠為企業信譽背書，使企業更受投資者等利益相關者青睞，在吸引更多消費者的同時，也能發展潛在客戶并提高現有客戶關系的穩定性，這有助于企業獲得充足穩定的現金流，進而為企業償債能力提供根本保障。第二，良好的ESG表現有利于企業獲得利益相關者的認可與信任，在企業面臨負面事件沖擊時，這種信任有助于緩和利益相關者負面情緒并幫助企業獲得更多糾偏機會[6]，從而減少負面事件對企業的不利影響，降低企業經濟損失。第三，ESG 表現良好意味著企業注重保護員工權益并積極履行社會責任與環境責任，此類企業發生環境事故、員工安全事故等事件的概率較低，從而有效避免企業因支付巨額罰款與賠付而陷入財務困境。企業創新作為一項周期較長的投資項目，保證創新過程中的資金供應鏈連續性是決定創新成功與否的關鍵因素之一[7]。因此，良好的ESG 表現有助于減小企業財務風險，進而降低企業創新活動由于資金短缺導致項目中止或撤銷的概率，最終促進企業創新。

最后，良好的ESG表現通過緩解企業代理問題進而促進企業創新。一方面，ESG表現較好的企業受到更多的外部關注與監督，企業管理者的機會主義行為將更容易被發現并曝光，這將損害管理者聲譽甚至影響其職業生涯發展，因而良好的ESG表現能夠抑制企業管理者的機會主義行為，有效緩解企業委托代理問題。另一方面，相較于設計制度機制解決代理問題，使用道德倫理方法更能有效約束管理層機會主義行為[8]。良好的ESG表現背后隱含了企業管理者堅持長期價值導向、追求可持續發展的戰略思想。此類管理者更傾向于堅守高要求的道德標準與行為準則，他們出于自利動機而采取機會主義行為的可能性較小。綜上，良好的ESG表現有助于緩解企業內部委托代理問題，削弱管理者出于個人效用最大化目的而拒絕開展創新項目的動機，進而促進企業創新。

綜上，良好的ESG 表現通過降低融資成本、減小財務風險、緩解代理問題三條路徑促進企業創新，據此，本文提出：

假設1：良好的ESG表現有助于促進企業創新。

1.2 ESG表現、綠色金融改革與企業創新

為解決綠色轉型發展中的資金供給問題，2017年，國務院決定啟動綠色金融改革創新試驗區工作，標志著我國綠色金融發展進入自上而下的頂層設計與自下而上的區域探索相結合的新發展階段[9]。那么，綠色金融改革的實施是否會對ESG表現與企業創新之間的關系產生影響？

綠色金融改革的其中兩項重點工作分別為：第一，創新綠色金融服務、金融產品，增加綠色企業或綠色項目的金融供給；第二，通過構建綠色信息共享平臺等方式降低企業與外部利益相關者的信息不對稱程度。資金需求量與消耗量大是企業創新活動的典型特征之一，綠色金融改革實施后，金融機構將對資金進行重新配置組合，ESG 表現良好的企業通常在環境治理、環境風險管控等方面優勢明顯，此類企業能夠獲得規模更大、期限更長、成本更低的外部融資，進而緩解企業創新活動的資源約束，助力企業提升創新能力。同時，綠色信息共享平臺將企業的環境違法事件、環境治理狀況等綠色信息公之于眾，若企業存在污染物排放超標等違規行為，則會向資本市場傳遞“利空消息”，降低外部利益相關者對企業認可度[10]；反之，若企業ESG 表現良好則能夠獲得外部利益相關者掌握的關鍵資源，進而促進企業創新。綜上，綠色金融改革能夠增強ESG表現對企業創新的促進效應。據此，本文提出：

假設2：綠色金融改革能夠增強良好ESG表現對企業創新的促進效應。

2 研究設計

2.1 樣本選擇與數據說明

本文選取2009—2020 年我國A 股上市公司的年度數據作為初始樣本，并進行如下處理：（1）剔除金融行業和房地產行業樣本；（2）剔除ST 或*ST 等T 類樣本；（3）剔除主要變量數據缺失的樣本。最終得到共計20409 個觀測值。為了避免極端值對實證結果的影響，對所有連續變量進行上下1%的縮尾處理。本文所用數據來源于CNRDS數據庫、Wind數據庫以及CSMAR數據庫。

2.2 變量定義

2.2.1 被解釋變量：企業創新（Patent）

企業專利申請數量反映了企業創新產出水平，能夠較好地體現企業創新能力。參考何瑛等（2019）[11]的研究，選取企業發明專利、實用新型專利和外觀設計專利三種專利申請總數加1取自然對數來衡量企業創新。

2.2.2 解釋變量：企業ESG表現（ESG）

參考王丹和張丁（2023）[12]的研究，選取華證ESG評級衡量企業ESG 表現。具體而言，將“C—AAA”九檔評級依次賦值1～9，即評級為C 時，ESG 賦值為1；評級為CC 時，ESG 賦值為2；評級為CCC 時，ESG 賦值為3，以此類推。ESG賦值越大，企業ESG表現越好。

2.2.3 控制變量（Controls）

選取如下控制變量：企業規模（Size）、企業年齡（Age）、成長能力（Growth）、盈利能力（Roa）、現金流量（Cfo）、財務杠桿（Lev）、抵押能力（Tang）、股權集中度（Share）、產權性質（Soe）。各變量具體定義如下頁表1所示。

2.3 模型設定

為探討ESG 表現對企業創新的影響，構建模型（1）進行檢驗：

其中，Patenti,t為模型被解釋變量，代表企業i在第t年的企業創新水平；ESGi,t為模型解釋變量，代表企業i在第t年的ESG表現；Controlsi,t代表控制變量；∑Year、∑Industry分別代表年度固定效應和行業固定效應，以控制外部宏觀環境沖擊以及行業特征的影響；εit為殘差項。

2.4 主要變量描述性統計

表2 列示了主要變量的描述性統計結果。企業創新（Patent）最大值為6.7499，最小值為0，表明樣本企業創新水平差異明顯。企業ESG 表現（ESG）的均值為6.4537，表明樣本企業ESG評級的平均水平處于BBB—A，樣本企業ESG 表現的中位數為6.0000，中位數小于均值，說明超過一半的企業ESG表現低于樣本平均水平。

表2 主要變量描述性統計結果

3 實證結果分析

3.1 基準回歸結果

下頁表3的列（1）列示了ESG表現對企業創新影響的基準回歸結果。列（1）顯示，企業ESG 表現（ESG）的回歸系數為0.0834，在1%的水平上顯著，表明ESG表現與企業創新之間呈顯著正相關關系。從經濟意義上看，企業ESG表現得分每提高1 單位標準差，企業創新水平平均增加3.62%①3.62%=σ（ESG）×0.0834/=1.0759×0.0834/2.4805。。綜上，良好的ESG 表現對企業創新的促進作用無論是在統計意義上還是在經濟意義上均顯著，驗證了假設1。其可能的原因是，良好的ESG 表現向外界傳遞出企業注重環境保護、具有較強社會責任感與相對完善的監督治理機制的積極信號，有助于企業獲取創新活動所需的關鍵性資源，因而ESG 表現越好的企業，其創新產出越多、創新水平越高。

表3 基準回歸及穩健性檢驗結果

3.2 穩健性檢驗

3.2.1 替換企業創新衡量指標

由于企業申請的發明專利技術含量最高，實用新型專利技術含量次之，外觀設計專利技術含量最低，因而分別對發明、實用新型、外觀設計三種專利申請數量分配3:2:1的權重，使用三種專利申請數量的加權總數加1 的自然對數來重新測度企業創新。表3 中列（2）顯示，替換企業創新衡量指標后，回歸結果仍支持本文假設1。

3.2.2 控制更多固定效應

為緩解遺漏變量對實證結果的干擾，進一步控制省份固定效應進行重新檢驗，結果如表3 中列（3）所示。檢驗結果仍支持本文假設1。

3.2.3 解釋變量滯后一期

前文證實了ESG表現會影響企業創新，但創新水平高的企業其ESG表現可能也更好，即可能存在反向因果的內生性問題，同時考慮到專利研發和申請的滯后性，本文將ESG表現（ESG）和控制變量滯后一期進行分析。表3中列（4）列示了將解釋變量和控制變量滯后一期的檢驗結果，與前文回歸結果一致。

3.2.4 工具變量法

選擇同地區、同行業、同年度去除企業自身后的企業ESG表現均值作為工具變量，進一步進行內生性檢驗。由于地區、行業以及年度相同的企業，產業政策、市場化程度相似，因而單個企業的ESG 表現和其地區、行業以及年度相同的企業ESG 表現存在相關性。其他企業的ESG 表現與單個企業的創新水平無直接關系。對工具變量有效性的檢驗結果表明，LM檢驗P值為0.0000，表明不存在識別不足問題；Cragg-Doald Wald F統計值為19.385，說明不存在弱工具變量問題。綜上，選取除企業自身外的同地區、同行業、同年度企業ESG表現均值作為相應的工具變量是合理有效的。表3的列（5）列示了采用工具變量法進行內生性檢驗第二階段的回歸結果，企業ESG表現（ESG）的回歸系數為0.5744，在10%的水平上顯著，說明前文研究結論是穩健的。

3.3 ESG表現、綠色金融改革與企業創新

為檢驗綠色金融改革對ESG 表現與企業創新之間關系的影響，構建如下模型：

其中，Policyi,t表示企業所在城市是否進行綠色金融改革的虛擬變量，樣本企業所在城市被選為綠色金融改革創新試驗區之后①當樣本期間處于2017年及之后年度且企業所在城市為首批綠色金融改革創新試驗區時，Policyi,t取值為1；蘭州新區綠色金融改革創新試驗區于2019年11月獲批，當樣本期間處于2019年及之后年度且企業所在城市為蘭州新區綠色金融改革創新試驗區時，Policyi,t取值為1，否則Policyi,t取值為0。，Policyi,t取值為1，否則Policyi,t取值為0。其余變量設定同模型（1）。綠色金融改革對ESG表現與企業創新之間關系影響的檢驗結果如表3中列（6）所示。可以看出ESG 表現與是否進行綠色金融改革的交乘項（ESG×Policy）的回歸系數為0.0446，在5%的水平上顯著，表明綠色金融改革能夠增強良好ESG 表現對企業創新的促進效應，假設2得證。

4 影響機制研究

根據前文理論分析，本文認為ESG表現對企業創新的影響可能通過降低融資成本、減小財務風險以及緩解代理問題三種途徑進行傳導。參考Baron 和Kenny（1986）[13]的研究，構建如下中介效應檢驗模型：

其中，Mi,t代表中介變量，包括融資成本（Fc）、財務風險（Z-Score）和代理成本（Ac）。其余變量設定與模型（1）相同。根據溫忠麟和葉寶娟（2014）[14]提出的中介效應檢驗流程，依次檢驗各模型主要變量的回歸系數。首先，檢驗模型（1）中系數a1是否顯著，當系數a1顯著時，若系數c1和d2都顯著，則說明存在間接效應。其次，檢驗模型（4）中系數d1是否顯著，當d1不顯著時，存在完全中介效應；當d1顯著時，若c1d2與d1同號，則存在部分中介效應，若c1d2與d1異號，則存在遮掩效應。

下頁表4 匯報了機制檢驗結果。表4 中列（1）和列（2）示了融資成本作為中介變量的檢驗結果?？梢钥闯?，列（1）中的ESG 表現（ESG）對融資成本（Fc）的回歸系數c1為-0.0008，在1%的水平上顯著為負，說明良好的ESG 表現有助于降低企業融資成本。列（2）中的ESG表現（ESG）與融資成本（Fc）對企業創新（Patent）的系數d1和d2均顯著，且c1d2與d1同號，說明良好的ESG表現能夠通過降低企業融資成本，進而促進企業創新。與之類似，由表4列（3）至列（6）的檢驗結果可得，財務風險、代理成本在ESG表現與企業創新之間發揮部分中介作用。

表4 機制檢驗結果

5 進一步研究

5.1 異質性分析

5.1.1 考慮機構投資者持股的影響

相較于個人投資者而言，機構投資者的分析團隊通常擁有豐富投資經驗及專業知識背景，具有一定信息優勢與專業知識優勢，使他們更有能力挖掘收益并分析企業信息。當機構投資者持股比例較高時，他們利用專業知識獲取企業ESG相關信息的動機更為強烈，有助于他們更好地督促企業積極履行ESG行為，進而更為有效地促進企業創新。下頁表5 列（1）顯示，在機構投資者持股比例較高的企業中，ESG表現（ESG）的回歸系數為0.0899，在1%的水平上顯著，列（2）顯示，在機構投資者持股比例較低的企業中，ESG表現（ESG）的回歸系數為0.0643，在10%的水平上顯著，表明良好ESG表現對機構投資者持股比例較高企業創新的促進作用更強。

表5 異質性檢驗結果

5.1.2 考慮法制環境的影響

考慮到法制環境對企業創新具有重要影響，將樣本企業劃分為法制環境較好企業和法制環境較差企業進行分組回歸。表5 的列（3）和列（4）列示了基于法制環境的分組檢驗結果。列（3）顯示，在法制環境較好地區，ESG表現（ESG）的回歸系數為0.0596，在1%的水平上顯著；列（4）顯示，在法治環境較差地區，ESG 表現（ESG）的回歸系數為0.0920，在1%的水平上顯著，組間系數差異檢驗對應的P值為0.001。這意味著在法制環境較差的地區，ESG 表現對企業創新的促進效應更為明顯。其可能的原因是，處于法制環境不完善地區的企業管理者，因侵占投資者權益而被懲罰的可能性及力度較小，不健全的法制環境成為滋生管理者自利行為的溫床。投資者、債權人等利益相關者更可能向法制環境不完善地區的企業索取更高的風險報酬，此類企業更需要通過改善ESG表現向外界傳遞積極信號，以降低資本獲取難度與成本。

5.1.3 考慮行業環境敏感性的影響

ESG 表現對企業創新的促進作用可能因所處行業環境敏感性不同而有所差異。借鑒李井林等（2021）[2]的研究，按照企業是否屬于重污染行業，將樣本企業劃分為高環境敏感性行業企業和低環境敏感性行業企業①將以下行業定義為重污染行業：B06、B07、B08、B09、C15、C17、C18、C19、C22、C25、C26、C27、C28、C29、C31、C32、D44、D45。，分組探討ESG 表現與企業創新之間的關系。表5 的列（5）和列（6）列示了樣本分組回歸結果。列（5）顯示，在高環境敏感性企業組別中，ESG 表現（ESG）的回歸系數為0.0400，在5%的水平上顯著；列（6）顯示，在低環境敏感性企業組別中，ESG 表現（ESG）的回歸系數為0.0983，在1%的水平上顯著，組間系數差異檢驗對應的P值為0.000。列（5）和列（6）的檢驗結果表明，相較于高環境敏感性企業，ESG表現對低環境敏感性企業創新的促進作用更明顯。其可能的原因是，由于高環境敏感性企業面臨嚴格的環境規制，且社會公眾以及利益相關者對此類企業的環境表現關注度更高，導致此類企業在ESG方面的投入可能僅僅出于監管壓力，而非真正注重履行社會責任和環境責任以及公司治理機制的建設。此時，ESG表現并不能真正反映企業的非財務信息，這將導致良好ESG 表現的融資成本降低效應、財務風險降低效應以及代理成本緩解效應難以充分發揮，進而造成ESG表現對企業創新的促進效應相對較弱。

5.2 ESG表現對企業創新結構及創新效率的影響

一方面，從企業開展創新活動的動機來看，可分為實質性創新和策略性創新。實質性創新是以推動企業技術進步、獲取競爭優勢為目的的高質量創新，策略性創新是指企業對現有知識或技術進行“粗糙”改良的低質量創新行為[15]。那么，良好的ESG表現能否促使企業更加注重實質性創新，從而優化企業創新結構？為此，本文借鑒黎文靖和鄭曼妮（2016）[15]的研究，使用企業當年發明專利申請數量占企業當年發明專利、實用新型專利和外觀設計專利申請數量之和的比重作為企業實質性創新傾向（Tendency）的代理變量，進一步檢驗ESG表現對企業創新結構的影響。表6的列（1）顯示，ESG表現（ESG）的回歸系數為0.0072，在1%的水平上顯著，表明良好的ESG 表現能夠優化企業創新結構。

表6 進一步研究檢驗結果

另一方面，企業創新效率由創新投入和創新產出兩個部分決定，創新活動的固有特征可能使創新投入與產出發生偏離，導致企業創新效率低下。因而，本文以企業當年三種專利申請數量之和與研發投入絕對額的自然對數的比值衡量企業創新效率（Ie），進一步檢驗良好的ESG表現是否有助于提高企業創新效率。表6 的列（2）顯示，ESG表現（ESG）的回歸系數為0.2974，在1%的水平上顯著，表明良好的ESG 表現能夠顯著提升企業創新效率。結合假設1 的檢驗結論，可以發現，良好的ESG 表現不僅促進企業創新產出的增加，還能有效優化創新結構、提升創新效率。

5.3 經濟后果檢驗

前文的檢驗結果證明良好的ESG 表現能夠促進企業創新。而企業創新活動形成的競爭優勢以及特殊路徑依賴等無形資源，是企業價值提升的關鍵。那么ESG表現是否會通過促進企業創新進而提升企業價值？為此，構建模型（5）和模型（6）進行經濟后果檢驗：

其中，TobinQ代表企業價值，其余設定同模型（1）。表6列（3）和列（4）列示了經濟后果檢驗結果，列（3）顯示ESG表現（ESG）的回歸系數為0.0182，在5%的水平上顯著，表明良好的ESG 表現能夠顯著提升企業價值。列（4）中的ESG 表現（ESG）與企業創新（Patent）對企業價值（TobinQ）的系數f1和f2均顯著，且e1f2與f1同號，說明企業創新在ESG表現與企業價值之間發揮部分中介效應，即良好的ESG表現能夠通過促進企業創新，進而提升企業價值。

6 結論與啟示

本文以2009—2020 年我國A 股上市公司為研究對象，實證檢驗ESG表現對企業創新的影響及其內在作用機制。研究發現，良好的ESG 表現能夠促進企業創新，綠色金融改革能夠增強這種促進作用；機制檢驗結果表明，良好的ESG表現能夠通過降低融資成本、減小財務風險以及緩解代理問題進而促進企業創新；異質性檢驗結果表明，在機構投資者持股比例較高、法制環境較差以及環境敏感性較低的企業中，良好ESG表現對企業創新的促進作用更強；進一步研究發現，良好ESG 表現不僅可以增加企業創新產出，還可以優化企業創新結構、提高企業創新效率；經濟后果檢驗結果表明，良好的ESG表現能夠通過促進企業創新，進而提升企業價值。

上述研究結論具有如下啟示：第一，充分利用ESG 表現的創新激勵效應以及價值提升效應，不斷推進企業創新進程。企業應充分發揮良好ESG 表現的融資成本降低效應、財務風險減小效應以及代理問題緩解效應，利用良好的ESG 表現提高企業創新水平、提升企業價值，推動創新驅動發展戰略有效實施，改變創新能力不適應高質量發展要求的現狀，以更好地應對日益激烈的國際競爭。第二，充分發揮政府的資源配置作用，助力企業改善ESG表現。改善ESG表現不僅要依靠企業自覺加強ESG實踐，還需要借助政府的外部監管力量。對于企業而言，管理者應將ESG理念落實到企業管理中，將ESG理念納入企業機制設計中、融入企業投資決策中，全面改善企業自身ESG 表現。對于政府而言，應出臺相應的法規制度，設立合理的獎懲機制，根據企業ESG 表現進行獎勵或懲罰，通過提高企業積極履行ESG 責任的收益、增加ESG 違規成本，助力企業更好地改善ESG表現。此外，政府及監管部門還可以借助機構投資者等外部監督力量，充分發揮外部利益相關者的治理作用，共同推動企業積極履行ESG 責任，助力經濟實現高質量可持續發展。