ESG表现与企业创新——基于绿色金融改革的调节作用

刘晓慧，陈 艳

（山东财经大学会计学院，济南 250014）

0 引言

中国经济已进入高质量发展的新阶段，创新发展是高质量发展阶段的重要特征。党的二十大报告指出，“坚持创新在我国现代化建设全局中的核心地位”。科技创新对建设科技强国、推动经济高质量发展的重要作用不言而喻。然而，进入新发展阶段之后，中国仍陷于核心技术对外依赖严重、行业重复建设严重的困境，存在创新能力不适应高质量发展要求等问题。作为科技创新的主体，企业创新不仅是形成自身核心竞争优势的重要来源，是决定企业长远市场价值的关键要素，还是驱动经济持续高质量发展、提升国际竞争力的重要引擎。因而，如何增强企业自主创新能力，成为政策制定者、企业管理者以及学术界共同关注的重要话题。

在经济高质量发展的新阶段下，社会各界对企业可持续发展高度重视。将环境、社会责任和公司治理（Environment，Social and Governance，以下简称ESG）纳入同一综合框架的企业ESG表现，是国际社会衡量企业可持续发展水平的重要标准。现有文献表明，企业良好的ESG表现具有价值提升作用[1,2]。而开展研发创新活动是获得竞争优势、提升企业价值的关键。那么，良好的ESG 表现是否能够促进企业创新？实际上，ESG表现与企业创新之间存在紧密联系，利益相关者理论和资源依赖理论构成了ESG表现影响企业创新的理论基础。基于利益相关者理论，企业被视为一个与政府、股东等各利益相关者所形成的一系列关系的集合，企业可以通过与各利益相关者进行合作获取所需资源[3]。基于资源依赖理论，企业生存发展需要从周围环境中汲取资源。良好的ESG 表现意味着企业较好地满足了利益相关者的期望，有利于获得利益相关者所掌握的关键性战略资源，从而为企业创新提供资源支持与环境保障。

鉴于以上分析，本文将深入考察ESG表现对企业创新的影响及其内在作用机制，并探究绿色金融改革的实施对二者关系的调节作用。对上述问题的回答，对于拓展深化有关ESG 表现以及企业创新的研究具有较强的理论价值与现实意义。

1 理论分析与研究假设

1.1 ESG表现与企业创新

首先，良好的ESG表现通过降低企业融资成本进而促进企业创新。第一，作为对财务报告反映的不完全信息的有效补充，ESG表现向外界传递出企业的综合性非财务信息，有助于降低企业与利益相关者之间的信息不对称程度，进而降低利益相关者所要求的风险溢价。第二，积极履行ESG 责任是企业不断积累声誉资本与道德资本的过程，有助于提升企业声誉并树立良好社会形象，进而降低投资者等利益相关者的显性或隐性索取，降低企业融资成本[4]。第三，基于我国特殊的制度背景，政府掌握着企业生存发展所需资源的分配权力[5]。现阶段，迎合政府及监管者的绿色发展需求与期望将有助于提高政府对企业的信任度与认同感，帮助企业获得政府补助等关键资源支持。因此，良好的ESG 表现能够降低融资成本，有助于更好地为企业研发项目提供资金支持，进而促进企业创新。

其次，良好的ESG表现通过减小企业财务风险进而促进企业创新。第一，良好的ESG 表现能够为企业信誉背书，使企业更受投资者等利益相关者青睐，在吸引更多消费者的同时，也能发展潜在客户并提高现有客户关系的稳定性，这有助于企业获得充足稳定的现金流，进而为企业偿债能力提供根本保障。第二，良好的ESG表现有利于企业获得利益相关者的认可与信任，在企业面临负面事件冲击时，这种信任有助于缓和利益相关者负面情绪并帮助企业获得更多纠偏机会[6]，从而减少负面事件对企业的不利影响，降低企业经济损失。第三，ESG 表现良好意味着企业注重保护员工权益并积极履行社会责任与环境责任，此类企业发生环境事故、员工安全事故等事件的概率较低，从而有效避免企业因支付巨额罚款与赔付而陷入财务困境。企业创新作为一项周期较长的投资项目，保证创新过程中的资金供应链连续性是决定创新成功与否的关键因素之一[7]。因此，良好的ESG 表现有助于减小企业财务风险，进而降低企业创新活动由于资金短缺导致项目中止或撤销的概率，最终促进企业创新。

最后，良好的ESG表现通过缓解企业代理问题进而促进企业创新。一方面，ESG表现较好的企业受到更多的外部关注与监督，企业管理者的机会主义行为将更容易被发现并曝光，这将损害管理者声誉甚至影响其职业生涯发展，因而良好的ESG表现能够抑制企业管理者的机会主义行为，有效缓解企业委托代理问题。另一方面，相较于设计制度机制解决代理问题，使用道德伦理方法更能有效约束管理层机会主义行为[8]。良好的ESG表现背后隐含了企业管理者坚持长期价值导向、追求可持续发展的战略思想。此类管理者更倾向于坚守高要求的道德标准与行为准则，他们出于自利动机而采取机会主义行为的可能性较小。综上，良好的ESG表现有助于缓解企业内部委托代理问题，削弱管理者出于个人效用最大化目的而拒绝开展创新项目的动机，进而促进企业创新。

综上，良好的ESG 表现通过降低融资成本、减小财务风险、缓解代理问题三条路径促进企业创新，据此，本文提出：

假设1：良好的ESG表现有助于促进企业创新。

1.2 ESG表现、绿色金融改革与企业创新

为解决绿色转型发展中的资金供给问题，2017年，国务院决定启动绿色金融改革创新试验区工作，标志着我国绿色金融发展进入自上而下的顶层设计与自下而上的区域探索相结合的新发展阶段[9]。那么，绿色金融改革的实施是否会对ESG表现与企业创新之间的关系产生影响？

绿色金融改革的其中两项重点工作分别为：第一，创新绿色金融服务、金融产品，增加绿色企业或绿色项目的金融供给；第二，通过构建绿色信息共享平台等方式降低企业与外部利益相关者的信息不对称程度。资金需求量与消耗量大是企业创新活动的典型特征之一，绿色金融改革实施后，金融机构将对资金进行重新配置组合，ESG 表现良好的企业通常在环境治理、环境风险管控等方面优势明显，此类企业能够获得规模更大、期限更长、成本更低的外部融资，进而缓解企业创新活动的资源约束，助力企业提升创新能力。同时，绿色信息共享平台将企业的环境违法事件、环境治理状况等绿色信息公之于众，若企业存在污染物排放超标等违规行为，则会向资本市场传递“利空消息”，降低外部利益相关者对企业认可度[10]；反之，若企业ESG 表现良好则能够获得外部利益相关者掌握的关键资源，进而促进企业创新。综上，绿色金融改革能够增强ESG表现对企业创新的促进效应。据此，本文提出：

假设2：绿色金融改革能够增强良好ESG表现对企业创新的促进效应。

2 研究设计

2.1 样本选择与数据说明

本文选取2009—2020 年我国A 股上市公司的年度数据作为初始样本，并进行如下处理：（1）剔除金融行业和房地产行业样本；（2）剔除ST 或*ST 等T 类样本；（3）剔除主要变量数据缺失的样本。最终得到共计20409 个观测值。为了避免极端值对实证结果的影响，对所有连续变量进行上下1%的缩尾处理。本文所用数据来源于CNRDS数据库、Wind数据库以及CSMAR数据库。

2.2 变量定义

2.2.1 被解释变量：企业创新（Patent）

企业专利申请数量反映了企业创新产出水平，能够较好地体现企业创新能力。参考何瑛等（2019）[11]的研究，选取企业发明专利、实用新型专利和外观设计专利三种专利申请总数加1取自然对数来衡量企业创新。

2.2.2 解释变量：企业ESG表现（ESG）

参考王丹和张丁（2023）[12]的研究，选取华证ESG评级衡量企业ESG 表现。具体而言，将“C—AAA”九档评级依次赋值1～9，即评级为C 时，ESG 赋值为1；评级为CC 时，ESG 赋值为2；评级为CCC 时，ESG 赋值为3，以此类推。ESG赋值越大，企业ESG表现越好。

2.2.3 控制变量（Controls）

选取如下控制变量：企业规模（Size）、企业年龄（Age）、成长能力（Growth）、盈利能力（Roa）、现金流量（Cfo）、财务杠杆（Lev）、抵押能力（Tang）、股权集中度（Share）、产权性质（Soe）。各变量具体定义如下页表1所示。

2.3 模型设定

为探讨ESG 表现对企业创新的影响，构建模型（1）进行检验：

其中，Patenti,t为模型被解释变量，代表企业i在第t年的企业创新水平；ESGi,t为模型解释变量，代表企业i在第t年的ESG表现；Controlsi,t代表控制变量；∑Year、∑Industry分别代表年度固定效应和行业固定效应，以控制外部宏观环境冲击以及行业特征的影响；εit为残差项。

2.4 主要变量描述性统计

表2 列示了主要变量的描述性统计结果。企业创新（Patent）最大值为6.7499，最小值为0，表明样本企业创新水平差异明显。企业ESG 表现（ESG）的均值为6.4537，表明样本企业ESG评级的平均水平处于BBB—A，样本企业ESG 表现的中位数为6.0000，中位数小于均值，说明超过一半的企业ESG表现低于样本平均水平。

表2 主要变量描述性统计结果

3 实证结果分析

3.1 基准回归结果

下页表3的列（1）列示了ESG表现对企业创新影响的基准回归结果。列（1）显示，企业ESG 表现（ESG）的回归系数为0.0834，在1%的水平上显著，表明ESG表现与企业创新之间呈显著正相关关系。从经济意义上看，企业ESG表现得分每提高1 单位标准差，企业创新水平平均增加3.62%①3.62%=σ（ESG）×0.0834/=1.0759×0.0834/2.4805。。综上，良好的ESG 表现对企业创新的促进作用无论是在统计意义上还是在经济意义上均显著，验证了假设1。其可能的原因是，良好的ESG 表现向外界传递出企业注重环境保护、具有较强社会责任感与相对完善的监督治理机制的积极信号，有助于企业获取创新活动所需的关键性资源，因而ESG 表现越好的企业，其创新产出越多、创新水平越高。

表3 基准回归及稳健性检验结果

3.2 稳健性检验

3.2.1 替换企业创新衡量指标

由于企业申请的发明专利技术含量最高，实用新型专利技术含量次之，外观设计专利技术含量最低，因而分别对发明、实用新型、外观设计三种专利申请数量分配3:2:1的权重，使用三种专利申请数量的加权总数加1 的自然对数来重新测度企业创新。表3 中列（2）显示，替换企业创新衡量指标后，回归结果仍支持本文假设1。

3.2.2 控制更多固定效应

为缓解遗漏变量对实证结果的干扰，进一步控制省份固定效应进行重新检验，结果如表3 中列（3）所示。检验结果仍支持本文假设1。

3.2.3 解释变量滞后一期

前文证实了ESG表现会影响企业创新，但创新水平高的企业其ESG表现可能也更好，即可能存在反向因果的内生性问题，同时考虑到专利研发和申请的滞后性，本文将ESG表现（ESG）和控制变量滞后一期进行分析。表3中列（4）列示了将解释变量和控制变量滞后一期的检验结果，与前文回归结果一致。

3.2.4 工具变量法

选择同地区、同行业、同年度去除企业自身后的企业ESG表现均值作为工具变量，进一步进行内生性检验。由于地区、行业以及年度相同的企业，产业政策、市场化程度相似，因而单个企业的ESG 表现和其地区、行业以及年度相同的企业ESG 表现存在相关性。其他企业的ESG 表现与单个企业的创新水平无直接关系。对工具变量有效性的检验结果表明，LM检验P值为0.0000，表明不存在识别不足问题；Cragg-Doald Wald F统计值为19.385，说明不存在弱工具变量问题。综上，选取除企业自身外的同地区、同行业、同年度企业ESG表现均值作为相应的工具变量是合理有效的。表3的列（5）列示了采用工具变量法进行内生性检验第二阶段的回归结果，企业ESG表现（ESG）的回归系数为0.5744，在10%的水平上显著，说明前文研究结论是稳健的。

3.3 ESG表现、绿色金融改革与企业创新

为检验绿色金融改革对ESG 表现与企业创新之间关系的影响，构建如下模型：

其中，Policyi,t表示企业所在城市是否进行绿色金融改革的虚拟变量，样本企业所在城市被选为绿色金融改革创新试验区之后①当样本期间处于2017年及之后年度且企业所在城市为首批绿色金融改革创新试验区时，Policyi,t取值为1；兰州新区绿色金融改革创新试验区于2019年11月获批，当样本期间处于2019年及之后年度且企业所在城市为兰州新区绿色金融改革创新试验区时，Policyi,t取值为1，否则Policyi,t取值为0。，Policyi,t取值为1，否则Policyi,t取值为0。其余变量设定同模型（1）。绿色金融改革对ESG表现与企业创新之间关系影响的检验结果如表3中列（6）所示。可以看出ESG 表现与是否进行绿色金融改革的交乘项（ESG×Policy）的回归系数为0.0446，在5%的水平上显著，表明绿色金融改革能够增强良好ESG 表现对企业创新的促进效应，假设2得证。

4 影响机制研究

根据前文理论分析，本文认为ESG表现对企业创新的影响可能通过降低融资成本、减小财务风险以及缓解代理问题三种途径进行传导。参考Baron 和Kenny（1986）[13]的研究，构建如下中介效应检验模型：

其中，Mi,t代表中介变量，包括融资成本（Fc）、财务风险（Z-Score）和代理成本（Ac）。其余变量设定与模型（1）相同。根据温忠麟和叶宝娟（2014）[14]提出的中介效应检验流程，依次检验各模型主要变量的回归系数。首先，检验模型（1）中系数a1是否显著，当系数a1显著时，若系数c1和d2都显著，则说明存在间接效应。其次，检验模型（4）中系数d1是否显著，当d1不显著时，存在完全中介效应；当d1显著时，若c1d2与d1同号，则存在部分中介效应，若c1d2与d1异号，则存在遮掩效应。

下页表4 汇报了机制检验结果。表4 中列（1）和列（2）示了融资成本作为中介变量的检验结果。可以看出，列（1）中的ESG 表现（ESG）对融资成本（Fc）的回归系数c1为-0.0008，在1%的水平上显著为负，说明良好的ESG 表现有助于降低企业融资成本。列（2）中的ESG表现（ESG）与融资成本（Fc）对企业创新（Patent）的系数d1和d2均显著，且c1d2与d1同号，说明良好的ESG表现能够通过降低企业融资成本，进而促进企业创新。与之类似，由表4列（3）至列（6）的检验结果可得，财务风险、代理成本在ESG表现与企业创新之间发挥部分中介作用。

表4 机制检验结果

5 进一步研究

5.1 异质性分析

5.1.1 考虑机构投资者持股的影响

相较于个人投资者而言，机构投资者的分析团队通常拥有丰富投资经验及专业知识背景，具有一定信息优势与专业知识优势，使他们更有能力挖掘收益并分析企业信息。当机构投资者持股比例较高时，他们利用专业知识获取企业ESG相关信息的动机更为强烈，有助于他们更好地督促企业积极履行ESG行为，进而更为有效地促进企业创新。下页表5 列（1）显示，在机构投资者持股比例较高的企业中，ESG表现（ESG）的回归系数为0.0899，在1%的水平上显著，列（2）显示，在机构投资者持股比例较低的企业中，ESG表现（ESG）的回归系数为0.0643，在10%的水平上显著，表明良好ESG表现对机构投资者持股比例较高企业创新的促进作用更强。

表5 异质性检验结果

5.1.2 考虑法制环境的影响

考虑到法制环境对企业创新具有重要影响，将样本企业划分为法制环境较好企业和法制环境较差企业进行分组回归。表5 的列（3）和列（4）列示了基于法制环境的分组检验结果。列（3）显示，在法制环境较好地区，ESG表现（ESG）的回归系数为0.0596，在1%的水平上显著；列（4）显示，在法治环境较差地区，ESG 表现（ESG）的回归系数为0.0920，在1%的水平上显著，组间系数差异检验对应的P值为0.001。这意味着在法制环境较差的地区，ESG 表现对企业创新的促进效应更为明显。其可能的原因是，处于法制环境不完善地区的企业管理者，因侵占投资者权益而被惩罚的可能性及力度较小，不健全的法制环境成为滋生管理者自利行为的温床。投资者、债权人等利益相关者更可能向法制环境不完善地区的企业索取更高的风险报酬，此类企业更需要通过改善ESG表现向外界传递积极信号，以降低资本获取难度与成本。

5.1.3 考虑行业环境敏感性的影响

ESG 表现对企业创新的促进作用可能因所处行业环境敏感性不同而有所差异。借鉴李井林等（2021）[2]的研究，按照企业是否属于重污染行业，将样本企业划分为高环境敏感性行业企业和低环境敏感性行业企业①将以下行业定义为重污染行业：B06、B07、B08、B09、C15、C17、C18、C19、C22、C25、C26、C27、C28、C29、C31、C32、D44、D45。，分组探讨ESG 表现与企业创新之间的关系。表5 的列（5）和列（6）列示了样本分组回归结果。列（5）显示，在高环境敏感性企业组别中，ESG 表现（ESG）的回归系数为0.0400，在5%的水平上显著；列（6）显示，在低环境敏感性企业组别中，ESG 表现（ESG）的回归系数为0.0983，在1%的水平上显著，组间系数差异检验对应的P值为0.000。列（5）和列（6）的检验结果表明，相较于高环境敏感性企业，ESG表现对低环境敏感性企业创新的促进作用更明显。其可能的原因是，由于高环境敏感性企业面临严格的环境规制，且社会公众以及利益相关者对此类企业的环境表现关注度更高，导致此类企业在ESG方面的投入可能仅仅出于监管压力，而非真正注重履行社会责任和环境责任以及公司治理机制的建设。此时，ESG表现并不能真正反映企业的非财务信息，这将导致良好ESG 表现的融资成本降低效应、财务风险降低效应以及代理成本缓解效应难以充分发挥，进而造成ESG表现对企业创新的促进效应相对较弱。

5.2 ESG表现对企业创新结构及创新效率的影响

一方面，从企业开展创新活动的动机来看，可分为实质性创新和策略性创新。实质性创新是以推动企业技术进步、获取竞争优势为目的的高质量创新，策略性创新是指企业对现有知识或技术进行“粗糙”改良的低质量创新行为[15]。那么，良好的ESG表现能否促使企业更加注重实质性创新，从而优化企业创新结构？为此，本文借鉴黎文靖和郑曼妮（2016）[15]的研究，使用企业当年发明专利申请数量占企业当年发明专利、实用新型专利和外观设计专利申请数量之和的比重作为企业实质性创新倾向（Tendency）的代理变量，进一步检验ESG表现对企业创新结构的影响。表6的列（1）显示，ESG表现（ESG）的回归系数为0.0072，在1%的水平上显著，表明良好的ESG 表现能够优化企业创新结构。

表6 进一步研究检验结果

另一方面，企业创新效率由创新投入和创新产出两个部分决定，创新活动的固有特征可能使创新投入与产出发生偏离，导致企业创新效率低下。因而，本文以企业当年三种专利申请数量之和与研发投入绝对额的自然对数的比值衡量企业创新效率（Ie），进一步检验良好的ESG表现是否有助于提高企业创新效率。表6 的列（2）显示，ESG表现（ESG）的回归系数为0.2974，在1%的水平上显著，表明良好的ESG 表现能够显著提升企业创新效率。结合假设1 的检验结论，可以发现，良好的ESG 表现不仅促进企业创新产出的增加，还能有效优化创新结构、提升创新效率。

5.3 经济后果检验

前文的检验结果证明良好的ESG 表现能够促进企业创新。而企业创新活动形成的竞争优势以及特殊路径依赖等无形资源，是企业价值提升的关键。那么ESG表现是否会通过促进企业创新进而提升企业价值？为此，构建模型（5）和模型（6）进行经济后果检验：

其中，TobinQ代表企业价值，其余设定同模型（1）。表6列（3）和列（4）列示了经济后果检验结果，列（3）显示ESG表现（ESG）的回归系数为0.0182，在5%的水平上显著，表明良好的ESG 表现能够显著提升企业价值。列（4）中的ESG 表现（ESG）与企业创新（Patent）对企业价值（TobinQ）的系数f1和f2均显著，且e1f2与f1同号，说明企业创新在ESG表现与企业价值之间发挥部分中介效应，即良好的ESG表现能够通过促进企业创新，进而提升企业价值。

6 结论与启示

本文以2009—2020 年我国A 股上市公司为研究对象，实证检验ESG表现对企业创新的影响及其内在作用机制。研究发现，良好的ESG 表现能够促进企业创新，绿色金融改革能够增强这种促进作用；机制检验结果表明，良好的ESG表现能够通过降低融资成本、减小财务风险以及缓解代理问题进而促进企业创新；异质性检验结果表明，在机构投资者持股比例较高、法制环境较差以及环境敏感性较低的企业中，良好ESG表现对企业创新的促进作用更强；进一步研究发现，良好ESG 表现不仅可以增加企业创新产出，还可以优化企业创新结构、提高企业创新效率；经济后果检验结果表明，良好的ESG表现能够通过促进企业创新，进而提升企业价值。

上述研究结论具有如下启示：第一，充分利用ESG 表现的创新激励效应以及价值提升效应，不断推进企业创新进程。企业应充分发挥良好ESG 表现的融资成本降低效应、财务风险减小效应以及代理问题缓解效应，利用良好的ESG 表现提高企业创新水平、提升企业价值，推动创新驱动发展战略有效实施，改变创新能力不适应高质量发展要求的现状，以更好地应对日益激烈的国际竞争。第二，充分发挥政府的资源配置作用，助力企业改善ESG表现。改善ESG表现不仅要依靠企业自觉加强ESG实践，还需要借助政府的外部监管力量。对于企业而言，管理者应将ESG理念落实到企业管理中，将ESG理念纳入企业机制设计中、融入企业投资决策中，全面改善企业自身ESG 表现。对于政府而言，应出台相应的法规制度，设立合理的奖惩机制，根据企业ESG 表现进行奖励或惩罚，通过提高企业积极履行ESG 责任的收益、增加ESG 违规成本，助力企业更好地改善ESG表现。此外，政府及监管部门还可以借助机构投资者等外部监督力量，充分发挥外部利益相关者的治理作用，共同推动企业积极履行ESG 责任，助力经济实现高质量可持续发展。