薛龙　张倩瑜　李雪峰

【摘要】ESG表现是企业实现绿色发展和高质量发展的重要驱动力。本文以2010 ～ 2020年沪深A股上市公司为样本， 采用华证 ESG 评级指数衡量上市公司的 ESG 表现， 并据此建立面板数据模型， 实证研究企业ESG表现对绿色技术创新的影响及作用机制， 并进一步分析这种影响的异质性。研究结果表明： 良好的ESG表现能够显著促进企业绿色技术创新。作用机制检验结果表明，  ESG表现通过加强企业内部监督与提高企业信息透明度来促进企业绿色技术创新水平的提升。进一步研究发现， 良好的ESG表现对企业绿色技术创新的促进作用在国有企业、 研发能力较强的企业及所处地区市场化程度较高的企业中更为显著。

【关键词】ESG表现；绿色技术创新；内部监督；信息透明度

【中图分类号】F275      【文献标识码】A      【文章编号】1004-0994（2023）08-0135-8

一、 引言

党的二十大报告明确提出， 我国未来经济社会的发展方向是推动绿色发展和加快实施创新驱动发展战略。绿色技术创新作为绿色发展与创新驱动的结合点， 是实现“双碳”目标的重要驱动力。企业作为我国构建市场导向绿色技术创新体系的重要主体， 在发展中既要保持创新动力， 也要兼顾环境保护。然而， 企业对可持续发展重要性认识不足、 创新能力缺乏、 管理层短视等问题的存在， 阻碍了企业绿色技术创新活动的顺利开展。ESG取自环境（Environmental）、 社会（Social）和公司治理（Governance）英文首字母， 包括公司对环境的影响、 对社会的责任以及内部治理情况三个方面内容， 在引导企业贯彻绿色发展理念、 激励企业积极开展创新活动以及通过市场化手段促进要素、 资源合理配置， 缓解信息不对称和委托代理问题， 从而提高投资的精准性等方面发挥着积极作用（李井林等，2021）， 而这些因素对企业绿色技术创新具有重要影响。

基于此背景， 本文将要探讨的问题是： ①企业ESG表现如何影响绿色技术创新？②这种影响的具体作用机制是什么？③该影响在不同产权性质、 不同研发能力以及处于不同市场化程度地区的企业中存在哪些差异？系统回答上述问题即为本文的研究动机。因此， 本文实证研究了ESG表现对绿色技术创新的影响， 并进一步检验了ESG表现促进绿色技术创新水平提升的传导机制及这种影响的异质性。本研究对加强企业ESG建设， 促进绿色技术创新， 进而实现绿色发展具有重要的理论和现实意义。

二、 文献回顾

（一）关于企业ESG表现经济后果的研究

梳理ESG表现经济后果相关文献， 可以发现学者主要关注企业ESG表现对财务绩效的影响， 且研究并未得到一致结论。 部分学者认为ESG表现对企业财务绩效具有负面影响。例如： Duque-Grisales和Aguilera-Caracuel（2021）以拉丁美洲的跨国公司为样本， 研究发现企业ESG得分与财务绩效呈负相关关系， 这是因为ESG投资会给企业带来额外的成本， 管理者更可能选择自利行为， 从而使得企业财务业绩下滑； Knoll（2002）认为， 企业履行社会责任既没有贡献也不会提高股东价值， 如果因此拒绝有利可图的商业战略必然导致财务绩效下滑。部分学者对此持相反观点， 即他们认为ESG表现促进了企业财务绩效的提高。Fatemi等（2015）发现ESG对企业财务绩效具有积极影响， 其将提高企业的存活概率并降低资本成本。另外， 亦有部分学者认为ESG表现对财务绩效没有显著影响。Aupperle等（1985）研究发现， ESG表现与企业盈利能力之间并不存在任何关系； Nolle等（2016）则发现， ESG表现与企业财务绩效之间存在U型关系， 这种关系意味着ESG支出只有在达到一定的临界投资额后才能获得回报， 在此之前， 额外的ESG支出只会降低财务绩效。此外， 还有学者通过研究发现， 企业ESG表现对企业价值（王波和杨茂佳，2022）、 投资效率（高杰英等，2021）、 全要素生產率（盛明泉等，2022）等方面均具有不同程度的促进作用。

（二）关于企业绿色技术创新影响因素的研究

从宏观层面来看， 环境规制是研究的热点所在， 基于波特假说， 许多学者认为环境规制是绿色技术创新的激励因素， 其所产生的“创新补偿”效应将激励企业改进生产工艺或提高治污能力， 倒逼企业进行绿色技术创新（Porter等，1995；Hamamoto，2006）。基于此， 学者们将环境规制进行具体分类， 分析不同类型的环境规制政策对绿色技术创新的激励程度。Cai等（2020）认为直接环境规制可以有效促进重污染产业的绿色技术创新， 且直接环境规制越严格， 对重污染产业绿色技术创新的激励作用越大； Hattori（2017）发现排放税这类间接环境规制与以命令为导向的直接环境法规相比， 具有更大的灵活性， 其主要通过价格机制激励企业进行绿色创新进而减少环境污染。

从微观层面来看： 王锋正和陈方圆（2018）从公司治理角度出发， 认为董事会治理水平是激励绿色技术创新的重要因素， 董事会治理水平越高， 企业越可能做出有利于绿色技术创新的科学决策与行为； Arfi等（2018）认为企业转化和利用知识的能力决定其绿色创新水平， 持续的知识共享有助于企业开发新的商机、 产生新的知识以更新组织能力， 为绿色技术创新提供持续的动力。

（三）文献述评

现有研究为本文提供了有益参考， 同时也存在值得进一步研究的方面。首先， 现有文献对企业ESG表现的绿色创新效应研究还相对较少； 其次， 关于ESG表现经济后果的作用渠道多从融资约束出发展开分析， 结论较为单一； 最后， 现有研究还较少关注ESG表现对企业绿色技术创新的影响在不同产权性质、 研发能力及地区市场化程度中的异质性效应。

基于以上分析， 本文的学术贡献可能在于： ①为研究企业绿色技术创新的影响因素提供了新的视角； ②分析了企业ESG表现通过加强企业内部监督和提高信息透明度进而影响企业绿色技术创新的作用机制， 科学揭示了企业ESG表现影响绿色技术创新的路径； ③通过研究ESG表现对不同产权性质、 不同研发能力和处于不同市场化程度地区企业绿色技术创新的异质性影响， 准确揭示了ESG表现促进企业绿色技术创新所依赖的条件， 可为进一步提升ESG表现的绿色技术创新效应提供更具针对性的建议。

三、 理论分析与研究假设

（一）ESG表现与绿色技术创新

ESG中的环境表现（Environmental）主要评估企业在环境保护方面的积极作为。企业的环境表现好意味着其运用相关环境管理办法持续改善企业防污治理与资源利用方面的效率及效果较佳。积极承担环境责任的企业将进一步加大环境管理和环保技术创新方面的投入， 为绿色技术创新提供原生动力的同时也为企业在绿色创新方面带来竞争优势， 从而形成良性循环（胡曲应，2021）。此外， 持续有效的环境治理也意味着企业在积极响应国家政策号召， 此举向外界传递了企业重视环境保护的积极信号， 将帮助企业树立环境声誉， 便于企业获得利益相关者的认同与支持， 促使绿色技术创新活动的顺利实施。

ESG中的社会责任表现（Social）主要评估企业与利益相关者之间是否达到平衡与协调。根据利益相关者理论及信息传递理论， 企业积极承担社会责任意味着管理层积极参与评估企业对利益相关者和环境的影响及与利益相关者和环境的关系， 拥有更多识别与应对战略机遇和挑战的经验， 通过释放该积极信号， 获得利益相关者的认同并建立起声誉优势（Broadstock等，2019）。同时企业将主动披露相关信息， 提高企业信息透明度， 进而缓解与利益相关者之间的信息不对称问题， 帮助利益相关者了解企业当下及未来的运营情况， 从而降低逆向选择风险并和利益相关者达成长远的合作， 便于获得各种绿色创新资源和良好的运营环境， 加快绿色技术的研发与创新进度。

ESG中的公司治理表现（Governance）主要评估企业的整体战略规划及内部管理水平。良好的公司治理能力将提升企业的技术创新水平（冯根福和温军，2008）。一方面， 通过激励约束机制缓解委托代理冲突， 避免激励错位与相关道德风险的发生。良好的激励机制促使管理层关注公司的长远发展， 增加绿色研发投入， 产生长期创新效益。另一方面， 较高的公司治理水平会缓解两权分离所产生的代理问题。股东为了最大化自身利益， 会督促经营者开展技术创新活动。此外， 在董事会的监督下， 经营者将减少自利行为， 从而做出有利于经济效益提升与环境保护的科学决策（鲁桐和党印，2014）。基于以上分析， 本文提出如下假设：

H1： 企业良好的ESG表现有利于促进绿色技术创新。

（二）ESG表现、 内部监督与绿色技术创新

在公司内部治理机制中监事会有权对公司经理人职责的合法性进行监督，  其中包括对董事会和管理层投资决策的监督（王兵等，2018）。良好的ESG表现意味着公司治理水平较高， 从而为监事会履行其职责提供良好的环境， 有效助推监事会监督作用的发挥， 促使绿色技术创新活动顺利开展。ESG评级较高意味着企业拥有良好的公司治理， 委托代理冲突及信息不对称情况大大减少， 便于监事会及时了解公司内部信息， 对董事会、 经理等管理层的决策进行正确判断与及时纠偏。由此企业可更好地规避未来发展规划决策过程中道德风险、 逆向选择、 管理层短视等情况的发生， 做出有利于企业长远发展的科学决策， 加速绿色技术创新活动的落地实施。基于以上分析， 本文提出如下假设：

H2： 良好的ESG表现通过加强企业内部监督促进绿色技术创新。

（三）ESG表现、 信息透明度与绿色技术创新

信息透明度的提高将直接降低内外部信息使用者的信息不对称程度， 有助于投资者更为准确地掌握企业内部信息并进行估值， 且使得外部资金流入企业的成本降低， 进而缓解研发投入不足的问题， 助力绿色技术创新活动的顺利开展（刘柏和徐小欢，2020）。企业良好的ESG表现可以为利益相关者提供企业致力于绿色技术创新的详细信息， 通过提高信息透明度幫助其识别有前景的投资机会， 减少职业投资者的偏见与担忧进而增加绿色创新产出（Bushman等，2001）。 ESG经过第三方机构的鉴证， 是国际主流的非财务信息披露体系（周方召等，2020）， 直接向外部投资者提供高质量的披露信息， 提高企业的信息透明度。此外， 高ESG评级的企业更倾向于聘请行业专业审计师或会计师等进一步提高其可持续报告的可信度及透明度（Sun等，2017）， 以满足利益相关者对企业高质量财务信息及非财务信息的需求， 从而降低投资风险， 为实施绿色技术创新活动蓄力。基于以上分析， 本文提出如下假设：

H3： 良好的ESG表现通过提高企业信息透明度促进绿色技术创新。

四、 研究设计

（一）样本选取与数据来源

本文以2010 ～ 2020年我国沪深A股上市公司数据为样本， 并做如下处理： ①剔除ST、 ?ST公司； ②剔除数据缺失、 数据异常的公司； ③剔除金融业公司； ④为防止极端值对结果产生影响， 对企业层面的连续变量进行1%和99%的缩尾处理。经过上述处理， 最终得到27672个观测值。其中， 绿色专利数据来源于中国研究数据服务平台（CNRDS）， 企业ESG表现数据来源于万得数据库（WIND）， 其他公司财务数据均来自国泰安数据库（CSMAR）。

（二）主要变量定义

1. 被解释变量。绿色发明专利（LNPATENT）、 绿色实用新型专利（LNPATENTUD）、 绿色专利总量（LNTOTAL）为本文的被解释变量。借鉴黎文靖和郑曼妮（2016）的变量选取方法， 将公司绿色发明专利申请数量加1的自然对数（LNPATENT）、 绿色实用新型专利申请数量加1的自然对数（LNPATENTUD）以及两者数量之和加1的自然对数（LNTOTAL）作为衡量企业绿色技术创新的分类指标。

2. 解释变量。本文的解释变量为ESG表现（ESG）。根据WIND数据库中华证ESG评级并参考高杰英等（2021）的研究， 将ESG评级结果C～AAA分别赋值为1 ～ 9， 数值越大表明企业ESG表现越好。

3. 机制变量。①内部监督（IS）。借鉴任广乾等（2019）的研究， 采用企业当年监事人数的自然对数衡量内部监督。②信息透明度（LNATT）。借鉴姜付秀等（2016）的研究， 采用分析师跟踪人数的自然对数衡量信息透明度。

4. 控制变量。参考李井林等（2021）的研究， 本文选取了现金流（CASH）、 流动比率（LIQUID）、 资产负债率（LEV）、 前十大股东持股比例（TOP10）、 固定资产比例（FAT）、 企业成长性（GROWTH）、 总资产净利率（ROA）作为控制变量。并设置行业（IND）与年度（YEAR）虚拟变量， 以控制行业与时间对回归结果的影响。

本文主要变量的具体定义如表1所示。

（三）实证模型设计

为有效识别企业ESG表现对绿色技术创新的影响， 本文设定如下基准回归模型：

Ginnovationit=α0+α1ESGit+α2Conit+∑YEAR+∑IND+εit                      （1）

其中， Ginnovation在不同的回归方程中分别代表绿色发明专利（LNPATENT）、 绿色实用新型专利（LNPATENTUD）、 绿色专利总量（LNTOTAL）， ESG代表企业ESG表现， Con代表控制变量， YEAR和 IND为年度与行业虚拟变量， εit为随机扰动项。

为了验证H2和H3， 本文在模型（1）的基础上引入ESG表现与内部监督、 信息透明度的交乘项并构建模型（2）：

Ginnovationit=β0+β1ESGit+β2ISit/LNATTit+β3ESGit×ISit/LNATTit+β4Conit+∑YEAR+∑IND+εit

（2）

其中，  IS代表内部监督， LNATT代表信息透明度， 其余变量含义与模型（1）一致。若系数β3显著且大于零， 则说明企业良好的ESG表现通过加强内部监督和提升信息透明度来促进企业绿色技术创新。

五、 实证结果及分析

（一）描述性统计

表2列示了主要变量的描述性统计结果， 其中绿色发明专利（LNPATENT）、 绿色实用新型专利（LNPATENTUD）及绿色专利总量（LNTOTAL）的平均值分别为0.550、 0.542、 0.822， 其数值较小， 表明我国绿色技术创新处于起步阶段； 同时这三者的标准差数值较大， 分别为0.917、 0.886、 1.125， 表明企业之间的绿色技术创新水平相差较大。ESG表现（ESG）的均值为6.514， 数值相对较大， 说明我国企业ESG整体表现良好， 此外标准差为1.059， 说明我国企业ESG表现参差不齐， 不同企业间存在着一定差距。

（二）基准回归分析

本文通过多元线性回归方式对模型（1）进行估计， 检验结果如表3所示。表3中ESG的回归系数均在1%的水平上显著为正， 这一结果表明良好的ESG表现将促进企业的绿色技术创新， 由此验证了H1。

（三）稳健性检验

1. 更换企业ESG表现的衡量方式。本文将ESG评级进行三级赋值（AAA～A赋值为3， BBB～B赋值为2， CCC～C赋值为1）后作为新的解释变量 （NEWESG）， 重新对模型（1）进行回归。回归结果如表4所示。可以看出， 表4中NEWESG的回归系数分别为0.3021、 0.2620、 0.3664， 且均在1%的水平上显著。该结果再次支持了H1。

2. 内生性问题。

（1）解释变量滞后回归。考虑到滞后期ESG表现不容易受当期绿色技术创新的反向影响， 此处分别以滞后一期、 二期、 三期的ESG表现（L1ESG、  L2ESG、 L3ESG）作为解释变量对模型（1）进行回归。表5汇报了相应的回归结果。可以发现， 各滞后期ESG表现的系数均显著为正， 表明良好的ESG 表现对提升绿色技术创新水平具有正向影响。由此， 在克服可能存在的双向因果内生性问题后， 本文的假设依然成立。

（2）工具变量法。本文选取样本企业所在行业的ESG指数（IV1）及滞后两期ESG指数（IV2）作为工具变量， 采用两阶段最小二乘法进行回归， 回归结果如表6所示。表6中列（1）为第一阶段回归结果， IV1和IV2的系数均在1%的水平上显著为正， 说明选择的工具变量与 ESG高度相关。为考察工具变量的有效性， 本文进行了弱工具变量检验、 过度识别检验及豪斯曼检验， 结果均表明工具变量选择具备有效性， 鉴于篇幅此处不再赘述。列（2）、 （3）、 （4）的结果表明， ESG的系数均在1%的水平上显著为正， 这说明在控制了ESG可能存在的内生性问题后， 结论依然成立。

（3）样本选择问题。本文采用Heckman两阶段回归模型克服可能存在的样本选择性偏差问题。在Heckman第一阶段Probit回归模型中， 被解釋变量ESGG为虚拟变量（公司公布ESG等级时取1， 否则取0）， 将地区ESG评级指数（SCORE）作为外生工具变量， 并且控制年度、 行业效应， 回归后计算得到逆米尔斯比率（IMR）。

表7报告了Heckman两阶段回归结果。第一阶段Probit回归结果显示， 地区ESG评级指数（SCORE）的回归系数显著为正， 说明地区较高ESG评级所创造的良好环境会改善当地企业的ESG表现。在第二阶段回归中， 将逆米尔斯比率（IMR）作为控制变量引入模型（1）进行重新回归， 结果支持H1的成立， 表明在克服样本选择性偏差问题后， 研究结论依然成立。

（四）机制检验

表8报告了在ESG表现对绿色技术创新的影响过程中， 内部监督与信息透明度的作用机制检验结果。列（1）、 （2）、 （3）显示ESG表现与内部监督交乘项（ESG×IS）的系数均在1%的水平上显著， 系数分别为0.0187、 0.0086、 0.0167。实证结果表明， 内部监督是ESG表现影响绿色技术创新的作用渠道， 验证了H2。

列（4）、 （5）、 （6）显示ESG表现与信息透明度交乘项（ESG×LNATT）的系数均显著为正， 系数分别为0.0285、 0.0092、 0.0217。实证结果表明信息透明度是ESG表现影响绿色技术创新的作用渠道， 验证了H3。

六、 异质性分析

（一）基于产权性质

相比于非国有企业， 国有企业承担着政府更重的节能减排任务， 导致其更有可能成为绿色技术创新的先行者。此外， 鉴于国有企业拥有更雄厚的资本、 更先进的人才及技术， 更容易获得国家的法律和政策支持， 这有助于降低绿色创新过程中的政策不确定性及外部风险， 从而企业更易发挥ESG优势， 将其转化为实施绿色技术创新的内生动力， 增加绿色产出。故本文预期对于国有企业而言， ESG表现对绿色技术创新的促进作用更为明显。为验证不同企业性质下ESG表现影响绿色技术创新的异质性效应， 本研究将国有企业样本记为1、 非国有企业样本记为0， 进行分组回归。回归结果如表9所示。无论是国有企业还是非国有企业， ESG 的回归系数均在1%的水平上显著为正， 而国有企业样本中ESG的回归系数大于非国有企业样本， 且组间系数差异显著， 上述结果说明良好的ESG表现对国有企业绿色技术创新的促进作用大于非国有企业。

（二）基于研发能力

在创新观念较强的企业中， 管理者更注重研发投资以保持竞争力和生命力， 因此研发能力较强的企业更容易取得先机， 先一步占领市场便于ESG的驱动作用得到充分发挥， 为绿色技术创新活动提供了资源及环境优势。故本文预期研发能力较强的企业， ESG表现对绿色技术创新的促进作用更为显著。本文以企业研发人员总数加1并取自然对数的样本均值为界， 大于等于均值的样本赋值为1， 代表研发能力较强组， 小于均值的样本则赋值为0， 代表研发能力较弱组， 进行分组回归。回归结果如表10所示。无论是研发能力较强还是研发能力较弱的企业， ESG的回归系数均在1%的水平上显著为正， 而研发能力较强企业的回归系数均大于研发能力较弱的企业， 且组间系数差异显著， 说明良好的ESG表现对研发能力较强企业绿色技术创新的促进作用大于研发能力较弱的企业。

（三）基于市场化程度

市场化程度较高意味着经济活动中市场力量的增强和市场竞争环境的改善， 该类地区经济发展及信息传递速度较快、 政策干预较少且法制环境较好， 企业进行绿色技术创新的意愿更加强烈， 其创新成果的经济价值和预期收益会受到有效保护（冯宗宪等，2011）， 故本文预期在市场化程度较高的地区， ESG表现对绿色技术创新的促进作用将借助市场化程度优势发挥得更为明显。本文借鉴王小鲁等（2019）构建的市场化指数来衡量不同地区市场化程度， 参考叶邦银和王璇（2022）的研究将均值及以上样本赋值为1， 代表市场化程度较高组， 小于均值的样本则赋值为0， 代表市场化程度较低组， 进行分组回归。回归结果如表11所示。无论是市场化程度较高还是市场化程度较低的企业， ESG的回归系数均在1%的水平上显著为正， 并且市场化程度较高地区企业的回归系数大于市场化程度较低地区的企业， 进一步的SUR检验结果显著， 由此说明良好的ESG表现对市场化程度较高地区企业绿色技术创新的促进作用大于市场化程度较低地区的企业。

七、 结论与建议

（一）研究结论

本文利用2010 ～ 2020年我国沪深A股上市公司ESG表现以及绿色专利数据实证研究企业ESG表现对绿色技术创新的影响。实证研究结果表明， 企业良好的ESG表现对绿色技术创新具有显著促进作用。在进行一系列稳健性检验及克服可能存在的内生性问题后， 上述研究结论依然成立。进一步的作用机制研究表明， 良好的ESG表现可以通过加强内部监督和提升信息透明度来促进企业绿色技术创新。异质性研究发现， 企业ESG表现对绿色技术创新的促进作用在国有企业、 研发能力较强的企业、 位于市场化程度较高地区的企业中更显著。

（二）对策建议

首先， 企业在管理过程中应树立及重视ESG理念， 完善ESG建设的顶层设计， 提高生态环境保护意识并积极承担社会责任， 加大绿色创新的研发力度、 提高研发能力。此外， 企业应进一步强化监事会治理， 使之切实起到监督作用， 有效促进信息披露质量的提升， 降低企业与外部利益相关者之间的信息不对称程度， 与利益相关者保持良好的合作关系， 以便能够获得进行绿色技术创新所需的各种资源， 进而促进企业绿色技术创新。

其次， 投资者在选择投资对象时不仅要关注其财务绩效表现， 还需要关注其在E、 S、 G方面的非财务绩效表现， 在更好地管理投资风险获得可持续性回报的同时， 为企业绿色技术创新提供相应的资金支持。

最后， 政府应完善企业ESG表現评价体系和信息披露制度， 为企业ESG建设营造良好的制度与法律环境。引导企业以良好的ESG表现促进绿色技术创新， 并不断扩大ESG 信息披露范围与提高信息披露质量， 为利益相关方的投资决策提供真实有效的数据支持。此外， 政府应为非国有企业、 研发能力较弱的企业及处于市场化程度较低地区的企业进行绿色技术创新提供相应的政策支持， 进而增强ESG表现对绿色技术创新的促进作用。

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（責任编辑·校对： 许春玲  李小艳）

【基金项目】河南省软科学项目“企业ESG表现对绿色技术创新的影响研究”（项目编号：232400412040）；河南省哲学社会科学规划项目“‘双碳目标下数字经济赋能企业持续绿色创新的机理及对策研究”（项目编号：2022BJJ100）