张允萌

（中国石油大学（北京）经济管理学院 北京 102249）

一、引言

随着联合国2030可持续发展目标和《巴黎协定》2℃温升目标的提出，应对气候变化已经成为全球共识。我国的“十四五”规划及2035年远景目标特别强调，要贯彻落实绿色发展战略，促进企业提升绿色低碳发展管理水平和创新能力，确保2030年“碳达峰”和2060年“碳中和”重大决策目标的实现。绿色技术创新作为一种新型的技术创新手段，具有环境保护和绿色经济发展的双重优势，有助于生产生活的绿色转型，是统筹经济效益与生态环境，引领绿色发展的关键。而相较于传统投资，绿色技术创新由于获利周期长、资金需求量大、收益不确定性高等特点，往往存在更高的投资风险，在现实中常常因为信息不对称及融资约束等问题导致投资者提供资本的意愿边际增量提高，资本配置效率低下，从而抑制绿色技术创新。

环境、社会和治理（Environmental，Social and governance，以下简称“ESG”）的社会责任投资是可持续发展理念在企业微观层面的反映，成为近年来资产管理领域的重要发展趋势之一，为支持实体经济绿色、低碳发展提供了丰富的金融产品和工具。投资者可以基于第三方评级机构发布的ESG评级结果评估企业在履行环境、社会责任与治理等方面的表现。自MSCI对中国A股进行ESG评级后，我国A股上市公司对ESG的认识不断提高，ESG信息披露水平不断提升。目前监管部门已经将ESG要求纳入了银行授信全流程，建立了面向部分上市公司的环境信息披露的强制性要求，强化ESG信息披露和与利益相关者的交流互动。良好的ESG表现可以向资本市场释放积极信号，有助于企业赢得利益相关者的认可与支持，缓解投资者因信息获取渠道闭塞而产生的市场疑虑，减少企业在融资过程中的成本和阻力（邱牧远、殷红，2019），获得更多的外部资本，缓解融资约束问题。因此，本文基于信息不对称理论、信号传递理论与可持续发展理论，借助企业获得的ESG评级得分实证分析了企业ESG表现对企业绿色技术创新水平的影响，并对这一影响机制进行路径分析，以深化对绿色金融激励约束作用的认识。

本文的主要贡献体现在以下方面：国内关于ESG领域的研究刚刚起步，相关文献屈指可数，且主要对ESG与企业价值之间的关系进行探讨，鲜有文献研究ESG理念对企业经营决策行为的具体影响，对具体作用机制的讨论更是十分欠缺。本文从绿色发展的视角，着重分析企业ESG表现与绿色技术创新水平的关系，拓展了企业ESG表现的经济后果研究和企业环保决策影响因素方面的研究。同时从融资约束问题角度，全面、深入地剖析了企业ESG表现对绿色技术创新动机的影响路径，为缓解我国上市公司绿色技术创新融资约束程度提供了新的研究视角，也为绿色金融体系在支持绿色技术研发与推广中的引导作用提供了理论支持。

二、理论分析与研究假设

（一）ESG表现对企业绿色技术创新的影响

学术界围绕企业ESG表现及信息披露主要分析了ESG 对财务绩效（Velte，2017）、企业价值（Du et al.，2011）、风险承担（孙冬等，2019）、机构投资者的ESG选股偏好（周方召等，2020）等的影响。但现有文献很少就企业ESG表现是否会改变企业的经营决策行为展开探究，而在绿色发展理念广泛推行的背景之下，研究企业在环境、社会责任与公司治理方面的表现对企业绿色技术创新的影响，具有重大的理论意义和现实意义。

绿色技术创新以实现绿色发展为核心追求，能够为我国经济和社会的可持续发展注入内在动力。企业主动进行绿色低碳管理能间接提高经济绩效（任家华，2012），为企业获取更高的竞争优势（Mcadam&Keogh，2010）。基于合法性理论与利益相关者理论，企业与利益相关者之间存在隐性的社会契约，一旦企业违背契约要求，企业经营的合法性就会受到质疑，从而招致诉讼风险与社会舆论压力。其中机构投资者作为企业的重要利益相关者，为其提供金融资源（梁上坤，2018），对企业行为是否遵循社会期望并符合合法性要求形成约束（Dyck et al.，2019），要求企业积极从事符合社会期望与同业标准的行为，对企业在环境、社会责任与公司治理等方面的表现进行监督。因而受制于资本市场压力，企业有动机通过绿色创新技术进行更加积极的环境管理决策，迎合投资者广泛接受的价值观和道德规范，以获得较高的市场评价，维持企业形象与声誉。此外，较好的社会责任表现将会促使企业与利益相关者间保持更加稳健的关系，以利于企业持续性获取技术创新所需的资源开展技术创新活动，来提升企业的竞争优势（杨战胜、俞峰，2014）。因此，企业有动机通过履行社会责任和施行环境保护治理达到各利益相关者的期望，使企业与各利益相关者之间的关系更为紧密，来帮助企业获取技术创新所需的资源，增强企业的综合优势。基于此，本文提出研究假设1：

H1：较好的ESG表现能够促进企业绿色技术创新。

（二）ESG表现对企业融资约束的影响

国内外大量研究对环境、社会和治理中某方面对企业融资成本的降低作用进行了证实。Richardson和Welker（2001）研究显示，企业社会责任信息披露能够显著减少信息不对称程度，通过降低企业流动性风险和预测风险，降低权益资本成本。Plumlee et al.（2015）发现，自愿披露环境社会责任信息能使公司的自由现金流增加，使权益融资成本显著下降，增加企业自身价值。刘志敏（2019）认为，进行积极的环境信息披露行为会降低外部投资者的信息不对称程度，获得更多的融资，进一步降低资本成本。El Ghoul et al.（2015）基于交易成本理论和资源依赖理论认为企业ESG表现确实会降低融资成本，而且在市场环境较差与资源获取限制的国家，企业披露社会责任的价值更大。何贤杰等（2012）以社会责任报告的评级得分为代理变量，得出企业披露社会责任信息质量越高，融资约束程度越低，有助于其进行股权再融资的结论。邱牧远和殷红（2019）通过使用ESG综合评级，发现环境、公司治理表现较好的企业能够有效降低融资成本，且ESG信息披露质量对这一关系有重要影响。这些结果为ESG信息披露能够增加企业信息透明度并改善公司信息环境提供了理论支撑。

从理论上看，企业ESG表现主要通过以下几个路径影响企业融资约束问题：一是从信息不对称理论来看，企业内部经营管理者往往比外部投资者掌握更多关于企业的有效实际信息，导致公司外部融资成本高于内部资本成本，限制企业的投资，产生融资约束问题。机构投资者往往具有明显的ESG责任投资偏好（周方召等，2020），为了有效降低信息不对称性，避免被逆向选择的风险，企业有动机积极履行环境、社会、治理责任，努力提升自身ESG表现与信息披露质量，缓解投资者因信息获取渠道闭塞而产生的市场疑虑，减少企业在融资过程中的成本和阻力，获得更多的外部资本，缓解融资约束问题。二是基于信号传递理论，作为企业的一种隐性契约，良好的ESG表现可以向外界释放积极信号，有助于企业获得利益相关者的支持与认可，树立良好的社会责任形象，加强与利益相关者的关系，增加企业信誉（Du et al.，2011），从而增强资金供给者对企业实力的信心，降低债权人与投资者的决策风险。因此声誉高的公司更容易得到外部投资者的青睐，获取外源融资的成本更低，为企业带来融资便利。三是根据可持续发展理论，企业的市场价值与融资成本取决于长期经营的健康程度，从短期看企业在ESG方面的投入会产生一定成本，但从长期看却能够通过节约其他渠道支出来提升企业的经营效率。面对ESG表现较差的企业，投资者往往通过削减投资等方式应对企业环境污染带来的诉讼或行政罚款，使企业面临较高的融资成本（Doshi et al.，2013）。综上，我们预期良好的ESG表现能够降低企业的信息不对称程度，提升企业声誉，进而缓解公司的融资约束，据此，本文提出假设2：

H2：较好的ESG表现能够缓解企业融资约束问题。

（三）ESG表现影响企业绿色技术创新：融资约束的中介作用

熊彼特的创新理论提出，资金的可获得性在企业技术创新中发挥了重要作用，而通过前文的分析可知，良好的ESG表现可以通过降低融资成本、提高资本配置效率来缓解企业面临的融资约束，为企业的绿色转型升级提供资金支持。大量研究表明，相较于有形资产或短期资产的投资，由于技术创新具有获利周期长、资金需求量大、收益不确定性高等特点，从“新知识”到商业化的漫长投资过程常常使投资者难以区分项目的好坏（Altomonte et al.，2016），从而使企业面临融资约束问题，直接抑制上市公司的研发投入和创新活动（张杰等，2012）。上市公司的研发资金供给主要源于内部现金流和权益融资（Brown et al.，2009），融资成本的降低微观上能够扩大融资规模，拓宽创新活动的资金渠道，宏观上促进了产业结构的优化升级（丁一兵，2014）。相较传统的技术创新，绿色技术创新往往更难以评估且存在更高的风险，当信息不对称程度降低时，投资者提供资本的意愿边际增量会更高（徐良果，2021），使之面临更为严重的融资约束问题，从而增大其对内部现金流的依赖性（杨国忠、席雨婷，2019）。因此，必须引导资金更多流向环境友好型产业与绿色产业，以解决绿色技术创新所面临的路径依赖、环境外部性以及资本市场不完善（徐佳、崔静波，2020）等市场失灵问题，降低融资约束对企业绿色技术创新的负向影响。由于ESG表现的优良能够通过财务绩效在股票市场上有所反映，ESG投资标准的普及使得专业的机构投资者更加具有社会责任投资偏好（Wang&Chen，2017），因此更好的ESG表现能为企业获得更多的资金支持，通过缓解融资约束拓展企业绿色技术创新活动的资金来源，据此本文提出研究假设3：

H3：较好的ESG表现可通过缓解融资约束促进企业绿色技术创新。

三、研究设计

（一）样本来源

本文以2015—2019年沪深A股市场中获得商道融绿ESG评级的上市公司为研究样本，该评级得分是对企业ESG表现的量化评估。为免除其他因素的干扰，本文对样本进行如下筛选：（1）剔除金融保险业上市公司；（2）剔除ST和*ST企业及主要变量数据缺失的样本公司，最终获得1 714个样本观测值。为了排除异常值对模型结果的影响，本文对主要连续型变量在上下1%处进行了Winsorize缩尾处理。本文数据来源如下：融资约束涉及的相关指标及其他财务数据均来自国泰安数据库（CSMAR）；ESG评级数据来自Wind融绿A股上市公司ESG数据库；绿色专利数据从国家知识产权局官网中手工搜集和整理获取。

（二）模型设定

为了检验本文的研究假设，本文构建以下多元回归模型进行实证检验：

第一，建立模型（1）来检验ESG评级对绿色技术创新的影响，即检验假设1，其中ESG表示企业获得的ESG评级，Grnpat表示企业绿色专利。

第二，为检验ESG评级对融资约束的影响是否显著，建立模型（2）检验假设2，其中FC表示企业的融资约束。

第三，检验融资约束在ESG评级与企业绿色技术创新的关系中是否发挥了中介效应。将融资约束问题与ESG同时纳入到绿色技术创新的回归模型中，见模型（3）。

（三）变量定义

1.被解释变量：企业绿色技术创新（Grnpat）。绿色技术创新无形性的特点增加了其量化分析的难度，专利数据是研究技术创新的少数定量指标。本文参考王晓祺和胡国强（2020）的研究，以世界知识产权组织（WIPO）在《国际专利分类绿色清单》所列示的符合绿色专利标准的IPC分类号和上市企业名称为关键词，从国家知识产权局官网中手工搜集和整理企业绿色专利数据，并用绿色专利申请数量与1之和的自然对数衡量企业绿色技术创新能力替代，以便开展后续研究。稳健性检验采用绿色专利申请数量总计替代。

2.解释变量：企业ESG表现（ESG）。本文核心解释变量选择了商道融绿公司开发的ESG评价数据对企业的ESG表现进行量化评估。商道融绿是国内首家联合国责任投资原则（PRI）的签署机构和国内首家气候债券标准（CBS）认可的评估认证机构，已获得来自穆迪公司的少数股权投资，得到国际权威性的专业信用评级机构的认可，成为我国A股责任投资机构的重要参考工具与依据。本文样本数据包括沪深300中2015—2019年的ESG数据，最终评级分为九级，从优到劣分别为A+、A、A-、B+、B、B-、C+、C、C-。本文参考张琳和赵海涛（2019）的方法将评级B+及以上企业的ESG表现量化为1，表示ESG表现较好的公司；其余为0，表示ESG表现较差的公司。

3.中介变量：企业融资约束（FC）。融资约束的衡量尚未确定统一的标准，目前被广泛接受的企业融资约束综合变量衡量指数包括KZ指数（Lamont et al.，2001）、WW指数（Whited&Wu，2006）等。上述指数的一个共同缺陷是都包含了具有内生性特征的金融变量，如现金流、财务杠杆等，所受内生性干扰严重。因此，本文借鉴鞠晓生等（2013）衡量融资约束的方法，采用Hadlock和Pierce（2010）使用企业年龄和企业规模两个随时间变化不大的外生变量构建的SA指数作为融资约束的代理变量，具体计算方法如公式（4）所示，同时参考卢盛峰和陈思霞（2017）的衡量方式，用SA指数绝对值的对数（FC）来表示企业融资约束，FC越大，说明企业受到的融资约束程度越严重。

4.控制变量：借鉴徐良果（2021）及卢盛峰和陈思霞（2017）的相关研究，考虑到企业财务、公司治理等特征会对企业经营发展造成影响，本文控制企业年龄（Age）、资产负债率（LEV）、公司成长性（Growth）、盈利能力（Roa）、国有股比例（State）、独立董事比例（Indep）等的影响。

本文主要变量定义见表1。

表1 变量定义表

四、实证分析

（一）描述性统计

从表2样本描述性统计结果可以看出，企业绿色技术创新能力（Grnpat）的均值为0.732，最小值为0，最大值为5.136，标准差为1.211，说明上市公司绿色技术创新投入存在较大差异。ESG评级中位数为0，意味着一半以上的企业ESG表现较差；均值为0.099，标准差为0.299，表明不同企业之间ESG表现存在差异。融资约束的均值为1.326，标准差为0.1，最大值为1.503，最小值为0.914，表明各公司之间融资约束也存在差异。样本公司资产负债率（LEV）的均值为0.494，标准差为0.19，财务杠杆较高。样本期间营业收入增长（Growth）较快，年均增长31.8%，但公司间差异较大。总资产收益率（Roa）均值为0.056，标准差为0.061，公司间盈利能力差异较大。独立董事（Indep）比例为0.384，即样本企业独立董事占董事总人数的38.4%。两职合一（Duality）的均值为0.234，说明有不到25%的样本存在董事长和总经理两职合一现象。样本公司中有48.5%为国有企业（Soe）。国有股比例是7.3%，说明国有股达到总股数的7.3%。企业年龄（Age）的均值为20.86，标准差为5.731，说明企业上市年限间存在较大差异。

表2 变量描述性统计

（二）相关性分析

本文对主要变量进行了相关性分析，结果如表3所示，绿色专利与ESG评级之间的相关性系数为0.168，且在1%水平上显著，说明随着ESG评级上升，会增加绿色专利数目，初步验证了假设1，即ESG评级与绿色专利之间呈正相关关系。其他变量之间的相关性系数大多在0.5以下，说明选取了较为合理的变量，基本排除了回归模型中各变量之间的多重共线性问题。

表3 相关性分析

（三）回归结果分析

本文采用量化后的商道融绿ESG评级数据度量企业ESG表现，采用企业的绿色专利申请数加1的对数度量企业绿色技术创新能力。首先，对ESG评级与企业绿色技术创新的直接关系进行检验，如表4列（1）所示。回归结果显示，ESG评级与绿色技术创新能力的回归系数为0.624，显著性水平为1%，表明较好的ESG表现能显著驱动企业进行绿色技术创新。这一结果说明受制于企业外部环境的监督压力，企业有动机增强绿色技术创新的研发投入，向外界释放践行绿色发展理念的积极信号，迎合公众广泛接受的价值观和道德规范，赢得投资者的认可与支持，以获得较高的市场评价，维持企业形象与声誉，假设1得以验证。

其次，采用企业SA指数绝对值的对数检验ESG评级对企业融资约束的影响，见表4列（2）。结果显示，ESG评级与企业融资约束的回归系数为-0.031，且在1%水平上显著，表明ESG评级与融资约束存在显著的负相关关系，说明企业所展现出的良好的ESG表现可以通过减少融资成本、提高资本配置效率，降低企业的信息不对称程度，提升企业声誉，缓解企业面临的融资约束难题，假设2成立。

表4 ESG评级、融资约束与企业绿色技术创新回归结果

最后，检验融资约束在ESG评级与企业绿色技术创新的关系中是否发挥了中介效应。由表4列（3）可知，在将融资约束问题与ESG同时纳入到绿色技术创新的回归模型后，ESG评级与绿色技术创新的回归系数为0.490且在1%的置信水平上显著，融资约束系数为-4.373并在1%水平上显著。因此，根据温忠麟等（2004）的研究可知，融资约束在ESG评级对企业绿色技术创新的驱动作用中发挥了中介效应，即更好的ESG表现能为企业获得更多的投资，通过缓解融资约束进而拓展企业绿色技术创新活动的资金来源，从而验证了假设3。同时，在考虑了融资约束后，尽管ESG评级对企业绿色技术创新的影响依然为正，但影响系数由列（1）中的0.624降到了列（3）0.490，对应的t值由7.37降到了5.87，这意味着融资约束的加入降低了ESG评级对企业绿色技术创新的影响，但是并没有完全消除ESG评级对企业技术创新的驱动作用，且Sobel检验显示Z值为3.99，大于临界值0.97，中介效应在总效应中占比13.4%，根据温忠麟等关于中介效应和调节效应的分析可知，融资约束是一个部分中介效应，并具有经济上的显著性。

五、稳健性检验

本文从以下几个方面进行稳健性检验，以保证前文研究结论的可靠性。首先，对ESG评级采用新的赋分方式。将ESG评级按照从C-到A+的优劣顺序分为9个等级，赋值为1—9，回归结果与本文结论一致。其次，将被解释变量滞后一期，以此在一定程度上缓解这种内生性问题，得到的结论与初始回归结果大致相同。最后，用绿色专利申请数量总计表征企业绿色技术创新能力，上述结果与主回归的结果也基本保持一致。

六、结论与启示

本文基于信息不对称、信号传递和可持续发展理论，采用我国沪深两市A股主板上市公司2015—2019年的经验数据，实证探讨了企业ESG表现通过缓解融资约束问题路径对企业绿色技术创新的影响作用，研究发现：较好的ESG表现能够显著促进企业绿色技术创新；通过中介效应检验，发现融资约束在这一驱动过程中发挥了部分中介效应。上述结果在考虑变换样本、变换变量度量方式以及考虑可能的内生性问题后依然成立。本研究对全面深入理解企业ESG表现影响企业绿色技术创新路径具有重要实践意义。

本文的启示主要有以下两个方面：第一，营造良好的ESG披露以及应用环境。企业应该积极完善ESG相关信息的披露和实践，积极增加在ESG领域的资金投入来提升企业ESG表现，提升企业声誉，获得更高的市场评价。监管和政策制定部门应加强和完善上市公司企业社会责任信息披露制度，研究构建国内统一、国际接轨、清晰可行的绿色金融标准体系，ESG评级和相关信息披露的标准。第二，健全资本市场制度。完善资本市场制度能够促进资本市场与企业之间有效的信息传递，帮助企业的环境、社会责任与公司治理信息有效全面地传递到资本市场，减轻资本配置中的摩擦，缓解内外部信息不对称程度，解决企业融资难题，从根本上促进企业进行技术创新。