企業ESG評價對區域創新能力的影響研究

摘 要：本文選取2014—2020年中國31個省（自治區、直轄市）的面板數據為樣本建立固定效應模型，將政府支持作為調節變量，對ESG與區域創新能力之間的關系進行實證分析。結果表明，ESG對于區域創新能力具有顯著的促進作用；ESG對于區域創新能力的影響存在區域異質性；政府支持對ESG與區域創新能力之間關系起到正向調節作用。由此本文提出相關建議，企業應積極進行綠色創新等提升企業的ESG水平；各地區應考慮區域異質性制定個性化政策支持ESG的發展。

關鍵詞：ESG；區域創新能力；政府支持；異質性；調節作用

本文索引：丁柯雅.<變量 2>[J].中國商論，2023（07）：-152.

中圖分類號：F127 文獻標識碼：A 文章編號：2096-0298（2023）04（a）--03

1 引言

“十四五”規劃第十一篇明確提出在新時期大力發展綠色經濟，構建以市場為導向的綠色技術創新體系，強調了企業在綠色創新中的作用[1]。企業作為市場經濟的微觀主體，是實現社會可持續發展和經濟長期向好目標的載體。而企業的ESG評分又是衡量企業社會效益和經濟效益的重要指標，反映出企業在環境、社會、治理方面的貢獻。由于投資者對于企業價值的決定性影響，企業家在進行ESG投資會更加注重與科技、創新因素相結合而摒棄傳統依靠低人力資本成本和生產要素投入的發展模式，因此企業ESG評價在一定程度上可以促進創新能力的外溢效應。

然而目前學界對于ESG與創新能力關系的研究大都集中在企業的微觀層面。鄭景麗等（2021）研究發現企業社會責任正向影響企業創新意愿[2]。靳小翠等（2021）研究發現企業社會責任與 R&D 投入之間存在顯著的負相關關系，但與企業專利申請數量之間存在顯著的正相關關系[3]。本文將從宏觀角度出發，通過固定效應模型研究企業ESG評級對區域創新的影響。

2 研究設計

2.1 模型的設定

為了全面分析ESG對于區域創新的影響，本文通過Hausman檢驗最終選擇固定效應模型。

構建模型如下：

INNOit為被解釋變量，即區域創新能力；i為省份；t為時間；ESG為解釋變量；其余均為控制變量，ECO是經濟發展水平，IND是產業結構，HUM是人力資本，OPE是對外開放程度，GOV是政府科技支出；δt表示時間非觀測效應，如政策、技術變化等；ηi表示地區非觀測效應，如資源稟賦差異導致的地區偏好差異等；εit為隨機擾動項。本文在模型構建過程中發現經濟發展水平（ECO）與區域創新能力（INNO）存在非線性關系，因此加入經濟發展水平（ECO）的二次項，增加模型構建的準確性。

進一步，政府促使企業提升ESG績效評級，是提升區域創新發展的重要推動力，本文借鑒王淑英等（2021）[4]提出的做法，將政府支持作為調節變量來捕捉可能存在的調節作用，設置如下模型：

2.2 變量說明

2.2.1 被解釋變量

區域創新能力（INNO），現有研究對于區域創新能力的衡量主要有專利授權量和專利申請量，本文參考崔冉等（2022）[5]研究采用專利授權量。

2.2.2 核心解釋變量

本文采用彭博數據中心各企業的ESG評分數據進行研究，用各省份企業的ESG評分的算術平均值表示各省份ESG的平均水平。公式如下：

其中，ESGit表示第i個省份第t年的ESG平均水平，ni為第i個省份上市公司的數量，mt表示第t年該省第m個公司的ESG評分，∑1niESGmt為第t年第i省所有公司ESG評分之和。

2.2.3 調節變量

政府支持（GS），本文選取地方財政科學技術支出來表示政府支持。政府作為市場經濟“無形的手”，其對科技創新的支持能夠起到調節作用。

2.2.4 控制變量

本文選取經濟發展水平（ECO）、產業結構（IND）、人力資本（HUM）以及對外開放程度（OPE）為控制變量。采用地區生產水平（GDP）作為區域經濟發展水平的代理變量，第二、三產業的增加量作為產業結構的代理變量，各地區6歲及6歲以上大專以上人口數作為人力資本的代理變量，進出口總額作為對外開放程度的代理變量。各變量的具體情況見表1。

2.3 數據來源

本文選取2014—2020年中國31個省（自治區、直轄市）的面板數據為樣本來源，其中ESG數據來源于彭博數據庫，其他數據均來自國家統計局以及《中國統計年鑒》。

3 實證結果與分析

3.1 各變量的描述性統計

根據表1變量的描述性統計結果可以看出，區域創新能力（INNO）的最大值為70695，最小值為33，說明不同省份之間創新能力存在顯著的不均衡性。平均值為9938.945，標準差為13456.706，說明不同省份之間的創新能力離散程度較高，差異性較大。其余指標均表現出區域間的差異性，表明本文的研究具有意義。

3.2 ESG對區域創新影響的實證分析

表2中對各個變量進行了逐步回歸，隨著變量的逐漸增加，R2逐漸變大，表明模型的擬合優度穩步提升。從核心解釋變量ESG的系數來看，ESG的系數始終通過5%水平下的顯著性檢驗，且估計值始終為正數，說明地區ESG水平對于區域創新能力具有高穩定性的積極影響。以上結果均表明，ESG對于區域創新能力具有正向促進作用。

3.3 ESG對創新的區域異質性分析

根據各區域經濟發展狀況，本文將研究樣本按照東部、中部、西部以及東北四大地區進一步細分，通過異質性檢驗考察ESG對我國不同經濟區域創新能力的影響。由表3的回歸結果可以看出，由于各區域的經濟發展水平、資源稟賦以及產業結構的差異，ESG與區域創新的關系存在異質性。ESG對于西部以及東北地區創新能力的影響在10%的水平下顯著為正，說明ESG對西部及東北地區創新能力產生顯著的正向積極影響。然而對于東部和中部地區，ESG對區域創新的影響不顯著，其原因可能是東部、中部地區集成化水平高，高新技術企業密集度高，在本身具有技術優勢的情況下，ESG對創新產生的邊際效益可能較小；相較而言，西部和東北地區多為傳統制造業，由于污染嚴重且技術較為落后，當施加ESG投入時，則會對創新產生顯著的正向沖擊，因此ESG對西部和東北地區的區域創新能力具有溢出效應。

3.4 調節效應分析

為進一步研究政府支持下的機制作用，本文加入政府支持與ESG的交互項進行研究，由表4可以看出，政府支持與ESG的交互項在1%的水平下顯著為正，ESG對區域創新的積極正向作用在政府支持的調節效應下仍然顯著，表明政府支持對于ESG與區域創新之間的關系起到了正向調節作用。同時加入政府支持調節變量后模型的擬合優度提升，這也說明了政府支持的調節效應較為顯著。

4 結語

本文選取2014—2020年中國31個省（自治區、直轄市）的面板數據為樣本，運用固定效應模型檢驗了ESG對于區域創新能力的影響機制，得出以下結論：第一，ESG對于區域創新能力起到正向促進作用，企業ESG評價高的地區區域創新能力越強；第二，ESG對區域創新能力的影響存在區域異質性，對于西部和東北地區的區域創新能力具有顯著的正向影響，而對于東部和中部的影響并不顯著；第三，政府支持在ESG對區域創新的影響中具有正向調節效應，加強了ESG對于區域創新的積極促進作用。

根據以上研究結論，本文提出以下政策建議：（1）企業應樹立社會責任意識，意識到企業ESG評分對于區域創新能力的影響，摒棄傳統的以盈利目標為導向，關注ESG帶來的長期可持續影響，積極進行綠色創新等提升企業的ESG水平。（2）ESG對不同區域創新能力的影響存在異質性，因而應因地制宜制定政策，引導資源流向科技水平相對落后的西部地區和東北地區，提升其綠色創新水平。

參考文獻

王凱，張志偉.國內外ESG評級現狀、比較及展望[J].財會月刊，2022（2）：137-43.

鄭景麗，王喜虹，李憶.企業社會責任、政府補助與創新意愿[J].重慶大學學報（社會科學版），2021，27（6）：85-96.

靳小翠，朱玲玲.企業社會責任與技術創新：相融還是相斥：基于企業戰略管理的角度分析[J].科學決策，2021（9）：59-72.

王淑英，程南皓，衛朝蓉.綠色技術創新與碳生產率的空間溢出效應：基于政府支持的調節作用研究[J].環境與社會，2021（4）：87-91.

崔冉，高玉強，盧昱辰.數字普惠金融、融資約束與區域創新[J].新疆財經大學學報，2022（2）：36-46.