企业ESG表现对绿色创新效率的影响研究

彭百川，张 颖，王 治

（长沙理工大学经济与管理学院，长沙 410114）

0 引言

要实现绿色低碳发展，推动企业节能减排、加快发展方式绿色化，绿色创新是关键。但由于绿色创新活动具有技术成本高、资金投入大、获利周期长等特征，企业在进行绿色投资时会更加谨慎；而企业绿色创新效率的提升不仅受限于企业获取资源的能力，还受到内外部环境的影响。目前，我国企业绿色创新效率普遍偏低，如何应对绿色创新所处困境，进而提升绿色创新效率成为关乎绿色中国和现代化强国建设的重要课题。

作为衡量企业可持续发展能力和长期价值的重要理念和实践方式，ESG体现了经济、环境、社会“三位一体”的可持续发展理念，与我国“双碳”目标愿景高度一致，愈发受到重视。根据委托代理理论，企业良好的ESG表现可以降低利益相关者搜集信息的成本，强化他们对管理层的监督职能，获得供应商、客户等利益相关者的信任，从而降低企业经营成本，提升风险承担水平，为企业绿色创新提供更多资源条件[1]。从资源依赖理论出发，企业进行ESG实践需要投入大量资金、人力等资源，在企业内部资源有限的情况下，可能会减少研发资金投入，不利于绿色创新效率的提升。

关于绿色创新的影响因素，以往文献从环境规制工具[2]、绿色金融工具[3]、管理者特征[4]、冗余资源[5]等内外部驱动因素方面进行了研究。在研究ESG表现与企业创新、绿色创新的相关文献中，王治和彭百川（2022）[6]用企业发明专利和非发明专利来衡量绿色创新绩效；李慧云等（2022）[7]用绿色专利被引用数来衡量绿色创新质量,研究表明企业良好的ESG 表现能够有效促进企业绿色创新绩效。以往研究的关注重点在于绿色创新产出数量，鲜有研究探讨ESG表现对绿色创新效率的影响。因此，基于企业层面探讨ESG表现对绿色创新效率的影响及作用机制，对推动低碳经济转型具有重要的理论和现实意义。

1 理论分析与研究假设

1.1 企业ESG表现与绿色创新效率

利益相关者理论认为，企业ESG实践将企业经营目标从利益最大化逐渐转向经济效益与社会效益之间的平衡，达到管理者、员工、供应商、客户之间的利益平衡，将企业资源和关系网络重新进行整合，有助于提升企业的绿色创新水平[8]。一方面，在劳动力市场中，ESG 表现好的企业往往更关注员工利益，对科研人员的吸引力更强，同时也有利于提升科研人员的工作积极性和劳动效率。在信贷市场上，金融机构和债权人更倾向于给予ESG表现更好的企业绿色信贷优惠，缓解其融资约束问题，为企业绿色转型提供资源基础。在产业链供应链中，企业ESG表现有助于增强企业在供应链中的话语权，为了维护企业自身形象和原材料的供应稳定，供应商和客户会优先选择ESG表现较好的企业进行合作，为供应链的安全运营提供保障。

另一方面，企业良好的ESG 表现能够发挥市场监督、激励机制，驱动企业主动进行绿色转型，提升绿色创新效率。企业良好的ESG 表现缓解了企业与利益相关者信息不对称的问题，利益相关者的监督成本有所降低。当企业的生产经营行为造成环境问题时，利益相关者利益受损，企业的ESG 信息披露能及时有效地反映出企业存在的风险，为了避免企业声誉受损，失去利益相关者的信任，企业会被迫进行绿色转型，提升绿色创新效率。同时，ESG 表现越好的企业，会获得越多的税收优惠，拥有更多的碳排放盈余用来转让给其他企业，为企业绿色创新活动挤入更多资源。因此，本文提出假设1：企业良好的ESG 表现能够提升企业绿色创新效率。

1.2 企业风险承担水平的中介作用

企业风险承担水平是决定企业绿色创新投资水平的关键因素。风险承担能力越强的企业，越有可能投资风险较大但能给企业带来正向收益的项目。绿色技术创新周期长、风险大、不确定因素较多，更适合风险承担能力强的企业。因此，企业风险承担能力越强，越愿意进行研发投入，实现技术创新。

ESG治理理念强调绿色可持续发展，注重企业的长期利益，能够有效抑制企业迫于内外部压力而追求短期利益，减少管理者短视行为，提升企业风险承担水平。企业良好的ESG表现有利于维护股东与管理者之间的合作、信任关系，两者保持高水平的合作、信任关系能够有效抑制管理者的风险厌恶倾向。从企业ESG 中的公司治理维度来看，公司治理包括董事会构成、股东结构等因素。企业独立董事比例较高，能够减小管理层因代理问题而过度规避风险的可能，更愿意投资存在一定风险但能够给企业带来长远利益的项目；当董事长兼职总经理时，其余高管的话语权变小，同时也增加了管理层对风险感知的自信，提升了企业风险承担水平；大股东持股比例较高，增强了股东监督管理层经营的动机和能力，减少代理问题，进而能够投资更多风险较大的项目，提升企业价值，保障企业长远利益[9]。因此，本文提出假设2：企业ESG表现通过提升企业风险承担水平从而提升企业绿色创新效率。

1.3 供应链话语权的中介作用

李颖等（2023）[10]发现企业良好的ESG 表现通过提升企业声誉、缓解融资约束来增强企业对客户或供应商的吸引力，减少企业对大客户和大供应商的依赖，从而提升在供应链中的话语权。同时，供应链话语权的提升有助于降低企业经营成本，为绿色创新活动提供更多资源，减少管理者因业绩压力而产生的短视行为，加强管理者开展创新活动的意愿。

基于企业资源依赖理论，当企业供应商集中度过高时，企业对供应商的依赖程度也会更高。此时，供应商利用话语权优势侵占企业的利益，如供应商提高销售价格，迫使企业缩短付款期限，减少应付账款等，抑制了绿色创新效率提升。也有研究证实了供应商集中度过高会降低企业毛利率，对企业的盈利能力产生负面影响，提高企业的成本结构，增加企业权益融资的成本，导致企业外源融资受损，内源融资“造血”功能减弱，进一步削弱企业绿色创新投入意愿和能力，从而降低企业绿色创新效率水平。此外，供应商集中度越高，意味着企业需要与供应商共担风险，企业面临的风险也越大。企业绿色创新不仅具有传统创新周期长、风险高等特征，而且绿色创新对资金投入的需求更大，对企业创新能力和资金实力提出了更高的要求，供应商存在的风险问题可能会使企业无法承担绿色创新带来的叠加风险，降低了企业进行绿色创新的意愿。

企业的客户集中度较高，可能会使客户具有更强的议价能力，议价能力强的客户会对企业的盈利能力产生更多负面影响，从而减少分配给绿色创新的资源。同时，企业的客户集中度越高，相对应的资产专用性越强，大客户流失时其被用于重新配置其他活动的转换成本越高，加剧了企业财务风险，降低了企业对绿色创新带来的风险的承受能力，致使企业被迫减少绿色创新投资。此外，过高的客户集中度还可能造成路径依赖，导致企业的短视行为，例如大客户要求企业降低销售价格、延长收款时间、提供更多商业信用等，加剧了企业现金流问题，有碍于企业提升绿色创新效率。

基于上述分析，本文提出假设3：企业良好的ESG 表现通过降低供应商、客户集中度，即提升供应链话语权来提升企业绿色创新效率。

2 研究设计

2.1 模型构建

为考察企业ESG表现对绿色创新效率的影响，构建以下模型：

其中，GIEi，t为被解释变量，表示企业i在t年的绿色创新效率；ESGi，t为解释变量，表示企业i在t年的ESG表现；controli，t表示控制变量；δt和μi分别表示年度固定效应和个体固定效应。

2.2 变量定义

被解释变量。参考刘畅等（2023）[11]的做法，使用绿色创新产出与投入的比值GIE1来衡量绿色创新效率。由于缺少绿色创新研发投入的数据，本文使用公司年度研发数据来衡量企业绿色创新投入。企业的绿色专利产出用企业绿色发明、实用新型、外观设计专利三项的总申请数加1取自然对数衡量。考虑到企业专利数是企业当年和历史相关研发支出的函数，借鉴姚立杰和周颖（2018）[12]的做法，被解释变量GIE2用绿色发明专利申请数加1取自然对数除以企业当年及前一年的研发投入加1取自然对数衡量。

核心解释变量。借鉴方先明和胡丁（2023）[13]的做法，采用华证指数ESG评级来衡量企业ESG表现。核心解释变量ESG表现指标包括AAA、AA、A、BBB、BB、B、CCC、CC、C共九个等级，将企业ESG 评级从高到低依次赋值为9～1。此外，本文还考虑采用彭博ESG评级进行稳健性检验。

控制变量。借鉴刘畅等（2023）[11]的研究，选取两职合一、独立董事占比、企业规模、企业年龄、资产负债率、盈利能力、企业价值、产权性质、环境规制强度作为控制变量。同时，本文也控制了年份、行业效应，以有效避免遗漏变量偏误。具体变量定义如下页表1所示。

表1 变量定义

2.3 样本选择与数据来源

本文选取2009—2021 年沪深A 股上市公司为研究样本，并按如下原则对样本进行了筛选：剔除了金融、保险行业以及“特殊处理”类（ST）企业样本，同时对样本数据进行了上下1%的缩尾处理。华证ESG 评级数据来自Wind 数据库，企业绿色专利数据来自中国研究数据服务平台（CNRDS），其余公司层面的财务数据均来自国泰安（CSMAR）数据库。

3 实证分析

3.1 基准回归结果

表2 报告了企业ESG 表现对绿色创新效率影响的基准回归结果。其中，列（1）、列（2）为不加入控制变量的回归结果，企业ESG 表现的回归系数分别为0.0105 和0.0046，在1%的水平上显著为正。列（3）和列（4）为加入控制变量后的回归结果，企业ESG 表现的回归系数为0.0050 和0.0022，同样在1%的水平上显著为正。以上结果表明，企业ESG表现能够显著提升企业绿色创新效率，验证了假设1。此外，企业规模Size的系数显著为正，说明规模越大的企业其绿色创新效率越高，进行绿色创新的意愿更强。产权性质Soe的系数显著为正，表明国有企业的绿色创新效率更高，国有企业进行绿色创新活动的资金可能更充足、意愿更强，与常理相符。

表2 基准回归结果

3.2 稳健性检验

本文还进行了如下稳健性检验：（1）将核心解释变量滞后一期（ESG1）；（2）为解决时间序列自相关问题，同时缓解组间和组内相关性问题，本文采用公司-年度双维Cluster回归进行检验；（3）更换被解释变量，用企业本年申请的绿色发明、实用新型专利数量之和加1取对数除以研发投入对数（Guin）以及用绿色发明专利取对数（Gin）来度量企业绿色创新效率；（4）双重差分模型检验，本文以商道融绿是否发布企业ESG数据作为一项准自然实验，同时进一步用倾向得分匹配法对实验组企业重新进行匹配；（5）工具变量法检验，参考刘畅等（2023）[11]的方法，在剔除企业自身ESG 数据后，采用企业所在城市ESG表现的均值，该工具变量满足相关性和排他性标准。经过上述检验，研究结论保持不变，限于篇幅结果未列示。

3.3 机制检验

为了进一步探究企业ESG 表现对绿色创新效率的影响机制，本文以Risk1、Risk2作为企业风险承担水平的代理变量，以客户集中度（CC）和供应商集中度（SC）作为供应链话语权的代理变量，深入探讨企业风险承担水平和供应链话语权在ESG 表现提升企业绿色创新效率过程中所发挥的作用。本文构建如下回归模型，其中M为机制变量，其余变量含义同式（1）。

3.3.1 企业风险承担水平的机制检验

当企业风险承担水平较高时，通常表现为拥有较高的盈利或者股票波动性，既有文献中也多采用企业盈利波动性或股票收益波动率来衡量企业风险承担水平[14]。然而企业提升ESG表现，取得利益相关者信任，拥有话语权，构建良性合作关系降低企业风险，并不必然会提升企业盈利和股价波动性。借鉴方先明和胡丁（2023）[13]的做法，分别采用企业R＆amp;D支出除以企业总资产（Risk1）、企业R＆amp;D支出除以员工人数（Risk2）衡量企业对风险项目的投入水平。下页表3列（1）、列（2）中，ESG对Risk1、Risk2的影响系数均显著为正，在列（3）至列（6）中，ESG对GIE1、GIE2的影响系数显著为正，验证了假设2，即ESG表现通过提升企业的风险承担水平，从而促进企业绿色创新效率的提升。

3.3.2 供应链话语权的机制检验

供应链话语权是指企业主导供应链商业行为的能力，其直接的表现为企业对供应商和客户的依赖程度，在供应链关系中主导商业信用条款制定的能力和议价能力的高低，以及获得更多的预收账款和应付账款等。本文参考李颖等（2023）[10]的做法，采用供应商集中度（SC）和客户集中度（CC）衡量供应链话语权。具体而言，SC为上市公司前五大供应商的采购额之和占企业当年总采购额的比例，CC为上市公司前五大客户的销售额之和占企业当年总销售额的比例。SC、CC数值越大表示企业对供应商和客户的依赖程度越大，在供应链中的话语权越小。表4报告了供应链话语权的机制效应，在列（1）、列（4）中，企业ESG表现的系数显著为负，说明企业良好的ESG表现能够降低自身对供应商、客户的依赖程度，提升企业供应链话语权。在列（2）、列（3）、列（5）、列（6）中，ESG 对GIE1、GIE2 的回归系数依旧显著为正，说明企业良好的ESG表现有助于提升供应链话语权，从而提升企业绿色创新效率，验证了假设3。

表4 机制检验：供应链话语权

3.4 数字化转型的调节作用检验

企业投资ESG活动可以赢得利益相关者信任，构建长期合作关系，但短期来看并不会给企业带来直接盈利，反而会消耗企业额外资源，导致企业ESG 的激励不足。在“双碳”目标背景下，企业数字化转型不仅能实现经济效益的提升，还能实现社会效益方面的提升。首先，进入数字经济时代，企业数字化转型符合国家政策导向，更容易受到政府和投资者的关注，同时企业通过数字化技术能够优化信息披露方式，降低了信息不对称程度，因此利益相关者对企业履行社会责任会有更多要求，企业迫于内外部压力，会进一步增强责任意识，提升ESG表现。其次，由于数字化转型具有战略性、长期性和系统性特征，把数字化的发展模式融入公司治理中，有利于提升公司治理水平，推动组织结构变革。最后，企业数字化转型依赖于数字技术，数字技术为绿色创新提供知识和资源，提高了企业绿色创新能力，有助于企业获得更多绿色专利产出，直接提升了企业环境责任表现。

本文借鉴张永珅等（2021）[15]的做法，分别采用文本分析法和无形资产中与数字化技术相关部分占无形资产总额的比例，构建企业数字化转型指标（Digit）。数字化转型的调节作用如表5所示，在列（1）至列（4）中，Digit*ESG的系数均显著为正，表明数字化转型显著提升了企业ESG表现对绿色创新效率的促进作用。

表5 数字化转型的调节作用检验结果

3.5 异质性分析

3.5.1 企业污染程度的异质性分析

企业的污染程度可能会影响其ESG 表现对绿色创新效率的影响。根据企业污染程度分组后，结果如表6 所示，列（1）至列（4）考虑了不同污染程度下，企业ESG 表现对绿色创新效率的影响。其中，重污染企业和非重污染企业的ESG系数都显著为正，但非重污染企业的ESG表现对企业绿色创新效率的提升作用更明显，可能的原因是，重污染企业面临更大的减排成本，履行社会责任的意愿不强，同时过多的减排成本也可能挤出了企业进行绿色创新活动的投入资金。

表6 污染程度异质性检验结果

3.5.2 企业信息披露意愿的异质性分析

已有研究表明企业的自愿性信息披露能够缓解企业融资约束和代理问题，从而促进企业创新，同时企业ESG责任履行越好的企业越会主动披露其ESG 信息。对于应规性信息披露的企业，其信息披露质量更高，企业声誉和公司治理方面更好，能够有效降低融资约束问题对企业绿色创新效率的负面影响。与自愿性信息披露企业相比，应规性信息披露企业迫于压力进行披露，存在信息操作和“漂绿”行为的情况更多，降低了信息披露对绿色创新效率的促进作用。本文预期，当企业属于自愿性信息披露时，企业ESG 表现对绿色创新效率的促进作用更显著。本文根据企业是否属于政策强制要求披露社会责任信息的范围，分为自愿性信息披露和应规性信息披露两组，结果如表7所示，自愿性信息披露组的结果比应规性信息披露组的结果更加显著，支持了上文的预期。

表7 信息披露意愿异质性检验结果

3.6 进一步分析

上述研究表明，企业良好的ESG表现能够提升企业绿色创新效率。而企业ESG表现包括环境责任、社会责任和公司治理三个维度，为此，本文进一步考察了ESG各分项表现对绿色创新效率的影响。回归结果见表8，E、S、G 各分项的回归系数均显著为正，说明环境责任、社会责任与公司治理三个方面对企业绿色创新效率均有显著的提升作用。但是，相较于环境责任（列（1）和列（4））和公司治理（列（3）和列（6）），社会责任（列（2）和列（5））相关系数和显著性水平更高，说明社会责任对企业绿色创新效率的提升作用更大。对此可能的解释是ESG中的社会责任（S）关注企业的研发与创新和可持续产品，前者包含知识产权保护、研发人员人数、研发投入等方面，后者包括绿色设计、解决环境问题的产品，这是与企业绿色创新最直接的相关因素。因此，不难理解ESG中社会责任对企业绿色创新的促进作用更大。

表8 ESG分项检验结果

4 结论

本文以我国2009—2021 年A 股上市公司为样本，实证考察了企业ESG 表现对绿色创新效率的影响效应与作用机制。结果发现：（1）企业良好的ESG 表现能够提升绿色创新效率，并通过提升风险承担水平和供应链话语权来实现；（2）数字化转型能够正向调节企业ESG 表现对绿色创新效率的影响；（3）在非重污染、自愿性信息披露的企业，良好的ESG表现对绿色创新效率的提升作用更明显；（4）企业ESG各分项的良好表现均能提升绿色创新效率。