摘 要：本文选取2014—2020年中国31个省（自治区、直辖市）的面板数据为样本建立固定效应模型，将政府支持作为调节变量，对ESG与区域创新能力之间的关系进行实证分析。结果表明，ESG对于区域创新能力具有显著的促进作用；ESG对于区域创新能力的影响存在区域异质性；政府支持对ESG与区域创新能力之间关系起到正向调节作用。由此本文提出相关建议，企业应积极进行绿色创新等提升企业的ESG水平；各地区应考虑区域异质性制定个性化政策支持ESG的发展。

关键词：ESG；区域创新能力；政府支持；异质性；调节作用

本文索引：丁柯雅.<变量 2>[J].中国商论，2023（07）：-152.

中图分类号：F127 文献标识码：A 文章编号：2096-0298（2023）04（a）--03

1 引言

“十四五”规划第十一篇明确提出在新时期大力发展绿色经济，构建以市场为导向的绿色技术创新体系，强调了企业在绿色创新中的作用[1]。企业作为市场经济的微观主体，是实现社会可持续发展和经济长期向好目标的载体。而企业的ESG评分又是衡量企业社会效益和经济效益的重要指标，反映出企业在环境、社会、治理方面的贡献。由于投资者对于企业价值的决定性影响，企业家在进行ESG投资会更加注重与科技、创新因素相结合而摒弃传统依靠低人力资本成本和生产要素投入的发展模式，因此企业ESG评价在一定程度上可以促进创新能力的外溢效应。

然而目前学界对于ESG与创新能力关系的研究大都集中在企业的微观层面。郑景丽等（2021）研究发现企业社会责任正向影响企业创新意愿[2]。靳小翠等（2021）研究发现企业社会责任与 R&D 投入之间存在显著的负相关关系，但与企业专利申请数量之间存在显著的正相关关系[3]。本文将从宏观角度出发，通过固定效应模型研究企业ESG评级对区域创新的影响。

2 研究设计

2.1 模型的设定

为了全面分析ESG对于区域创新的影响，本文通过Hausman检验最终选择固定效应模型。

构建模型如下：

INNOit为被解释变量，即区域创新能力；i为省份；t为时间；ESG为解释变量；其余均为控制变量，ECO是经济发展水平，IND是产业结构，HUM是人力资本，OPE是对外开放程度，GOV是政府科技支出；δt表示时间非观测效应，如政策、技术变化等；ηi表示地区非观测效应，如资源禀赋差异导致的地区偏好差异等；εit为随机扰动项。本文在模型构建过程中发现经济发展水平（ECO）与区域创新能力（INNO）存在非线性关系，因此加入经济发展水平（ECO）的二次项，增加模型构建的准确性。

进一步，政府促使企业提升ESG绩效评级，是提升区域创新发展的重要推动力，本文借鉴王淑英等（2021）[4]提出的做法，将政府支持作为调节变量来捕捉可能存在的调节作用，设置如下模型：

2.2 变量说明

2.2.1 被解释变量

区域创新能力（INNO），现有研究对于区域创新能力的衡量主要有专利授权量和专利申请量，本文参考崔冉等（2022）[5]研究采用专利授权量。

2.2.2 核心解释变量

本文采用彭博数据中心各企业的ESG评分数据进行研究，用各省份企业的ESG评分的算术平均值表示各省份ESG的平均水平。公式如下：

其中，ESGit表示第i个省份第t年的ESG平均水平，ni为第i个省份上市公司的数量，mt表示第t年该省第m个公司的ESG评分，∑1niESGmt为第t年第i省所有公司ESG评分之和。

2.2.3 调节变量

政府支持（GS），本文选取地方财政科学技术支出来表示政府支持。政府作为市场经济“无形的手”，其对科技创新的支持能够起到调节作用。

2.2.4 控制变量

本文选取经济发展水平（ECO）、产业结构（IND）、人力资本（HUM）以及对外开放程度（OPE）为控制变量。采用地区生产水平（GDP）作为区域经济发展水平的代理变量，第二、三产业的增加量作为产业结构的代理变量，各地区6岁及6岁以上大专以上人口数作为人力资本的代理变量，进出口总额作为对外开放程度的代理变量。各变量的具体情况见表1。

2.3 数据来源

本文選取2014—2020年中国31个省（自治区、直辖市）的面板数据为样本来源，其中ESG数据来源于彭博数据库，其他数据均来自国家统计局以及《中国统计年鉴》。

3 实证结果与分析

3.1 各变量的描述性统计

根据表1变量的描述性统计结果可以看出，区域创新能力（INNO）的最大值为70695，最小值为33，说明不同省份之间创新能力存在显著的不均衡性。平均值为9938.945，标准差为13456.706，说明不同省份之间的创新能力离散程度较高，差异性较大。其余指标均表现出区域间的差异性，表明本文的研究具有意义。

3.2 ESG对区域创新影响的实证分析

表2中对各个变量进行了逐步回归，随着变量的逐渐增加，R2逐渐变大，表明模型的拟合优度稳步提升。从核心解释变量ESG的系数来看，ESG的系数始终通过5%水平下的显著性检验，且估计值始终为正数，说明地区ESG水平对于区域创新能力具有高稳定性的积极影响。以上结果均表明，ESG对于区域创新能力具有正向促进作用。

3.3 ESG对创新的区域异质性分析

根据各区域经济发展状况，本文将研究样本按照东部、中部、西部以及东北四大地区进一步细分，通过异质性检验考察ESG对我国不同经济区域创新能力的影响。由表3的回归结果可以看出，由于各区域的经济发展水平、资源禀赋以及产业结构的差异，ESG与区域创新的关系存在异质性。ESG对于西部以及东北地区创新能力的影响在10%的水平下显著为正，说明ESG对西部及东北地区创新能力产生显著的正向积极影响。然而对于东部和中部地区，ESG对区域创新的影响不显著，其原因可能是东部、中部地区集成化水平高，高新技术企业密集度高，在本身具有技术优势的情况下，ESG对创新产生的边际效益可能较小；相较而言，西部和东北地区多为传统制造业，由于污染严重且技术较为落后，当施加ESG投入时，则会对创新产生显著的正向冲击，因此ESG对西部和东北地区的区域创新能力具有溢出效应。

3.4 调节效应分析

为进一步研究政府支持下的机制作用，本文加入政府支持与ESG的交互项进行研究，由表4可以看出，政府支持与ESG的交互项在1%的水平下显著为正，ESG对区域创新的积极正向作用在政府支持的调节效应下仍然显著，表明政府支持对于ESG与区域创新之间的关系起到了正向调节作用。同时加入政府支持调节变量后模型的拟合优度提升，这也说明了政府支持的调节效应较为显著。

4 结语

本文选取2014—2020年中国31个省（自治区、直辖市）的面板数据为样本，运用固定效应模型检验了ESG对于区域创新能力的影响机制，得出以下结论：第一，ESG对于区域创新能力起到正向促进作用，企业ESG评价高的地区区域创新能力越强；第二，ESG对区域创新能力的影响存在区域异质性，对于西部和东北地区的区域创新能力具有显著的正向影响，而对于东部和中部的影响并不显著；第三，政府支持在ESG对区域创新的影响中具有正向调节效应，加强了ESG对于区域创新的积极促进作用。

根据以上研究结论，本文提出以下政策建议：（1）企业应树立社会责任意识，意识到企业ESG评分对于区域创新能力的影响，摒弃传统的以盈利目标为导向，关注ESG带来的长期可持续影响，积极进行绿色创新等提升企业的ESG水平。（2）ESG对不同区域创新能力的影响存在异质性，因而应因地制宜制定政策，引导资源流向科技水平相对落后的西部地区和东北地区，提升其绿色创新水平。

参考文献

王凯，张志伟.国内外ESG评级现状、比较及展望[J].财会月刊，2022（2）：137-43.

郑景丽，王喜虹，李忆.企业社会责任、政府补助与创新意愿[J].重庆大学学报（社会科学版），2021，27（6）：85-96.

靳小翠，朱玲玲.企业社会责任与技术创新：相融还是相斥：基于企业战略管理的角度分析[J].科学决策，2021（9）：59-72.

王淑英，程南皓，卫朝蓉.绿色技术创新与碳生产率的空间溢出效应：基于政府支持的调节作用研究[J].环境与社会，2021（4）：87-91.

崔冉，高玉强，卢昱辰.数字普惠金融、融资约束与区域创新[J].新疆财经大学学报，2022（2）：36-46.