企業ESG評級對綠色技術創新的影響機制研究

摘 要：本文以2009—2023年滬深 A 股上市公司為研究樣本，考察企業ESG評級對綠色技術創新的影響機制與實際效果。研究結果表明，企業 ESG 評級能夠顯著促進綠色技術創新水平提升，經過一系列內生性與穩健性檢驗后，這一結論依然成立。中介機制檢驗顯示，企業ESG評級可通過緩解融資約束、增強高管綠色認知推動綠色技術創新。異質性檢驗結果進一步揭示，國有企業、非重污染行業及高科技企業中，ESG 評級對綠色技術創新的提升作用更為突出。本文研究結論對新形勢下企業推進綠色轉型、提升綠色生產力、助力新質生產力發展均具有重要啟示意義。

關鍵詞：ESG評級；融資約束；高管綠色認知；綠色技術創新；新質生產力

中圖分類號：F275；F124 文獻標識碼：A 文章編號：2096-0298（2025）08（b）--05

1 引言

綠色發展是當前發展的熱點話題之一。新質生產力就是綠色生產力，企業應積極響應國家號召，踐行“綠水青山就是金山銀山”的理念，推動綠色發展，促進人與自然和諧共生。為實現綠色發展，企業必須進行綠色技術創新。綠色技術創新是一種新興的滿足綠色發展需求的創新方式，主要包括可再生能源、節能、環境友好三個方面的技術創新。在當前激烈的競爭環境中，綠色技術創新可以增添企業活力，促進企業經濟效益與環境效益的統一，實現“經濟”與“環境”的雙贏，對新形勢下企業綠色生產力構建、推動新質生產力發展、實現高質量發展均有重要意義。

ESG理念與我國當前的綠色發展理念高度契合，為企業高質量發展和綠色轉型提供了引領，對推動企業可持續發展具有重要意義。隨著資本市場對ESG相關理念的關注，ESG報告逐漸成為企業的第二份報告，ESG評級也成為投資者進行投資時考慮的因素之一。國內外多數學者認為，ESG評級能夠產生積極影響，ESG評級可以緩解融資約束、降低代理成本、降低企業風險、提高企業創新能力，減少非效率投資，促進企業財務績效的提升[1-2]。然而，研究ESG評級對企業綠色技術創新的文獻相對較少，且少有學者基于高管綠色認知這個視角進行研究。基于此，本文以2009—2023年滬深A股上市公司為研究對象，從高管綠色認知與融資約束兩個視角考察ESG評級對企業綠色技術創新的影響機制與效果。

2 理論分析與研究假設

綠色技術創新代表著綠色發展的理念，有利于企業可持續發展。新形勢下，ESG理念和綠色技術創新與國家倡導和踐行的綠色發展理念高度契合。

一般來說，ESG評級較高的企業在E、S、G方面的投入較多，通常更能獲得投資者的青睞，進而增加企業的股權融資。銀行等金融機構在進行放貸時會對企業的綜合情況進行考慮，通常認為ESG評級較高的企業，其可持續發展能力較強，企業風險較低，更容易贏得債權人信任，進而緩解企業的融資約束[3]。資金是企業進行綠色技術創新的重要保障，企業融資的增加能為綠色技術創新提供更多資金流，最終促進其綠色技術創新水平的提升[4]。

管理層與股東之間的代理問題會在一定程度上抑制企業創新。由于企業的綠色技術創新需要投入大量資金，投入較大、周期較長，且存在失敗的風險，因此管理層為了自身業績可能會忽視企業的長遠發展，減少當前對綠色技術創新的投入。ESG評級較高的企業通常在公司治理方面投入相對較多，能夠在一定程度上減少委托代理問題，降低信息不對稱，使股東更了解企業的發展情況，進而減少管理層的短視行為。管理層對ESG評級的關注還能促進其綠色認知水平的提升，使其將更多資源投資于有利于企業發展的長遠項目，進而增加企業綠色技術創新投入，促進企業可持續發展。

ESG評級較好的企業能夠提高企業的社會關注度與公眾影響力，促進企業發展。基于聲譽理論，ESG評級較好的企業向社會傳遞出負責任的信號，這在一定程度上會影響企業形象、提高企業聲譽，還會對消費者的消費行為和購買意愿產生影響，消費者對其產品的認可度將更高，進而提高市場對其產品的接受度。這在一定程度上會增加企業的市場份額，促進企業可持續發展[5]，促使企業投入更多資源進行綠色技術創新，保持競爭優勢[6]。綜上，本文提出以下假設：

H1：ESG評級能夠促進企業的綠色技術創新。

3 研究設計

3.1 數據來源和樣本選擇

本文以2009—2023年滬深A股上市公司為研究對象，并對樣本進行以下剔除：（1）剔除金融、保險行業的樣本；（2）剔除ST、*ST的樣本；（3）剔除主要變量數據缺失的樣本。為消除極端值的影響，本文對連續變量進行了1%和99%的縮尾處理，共得到43470個樣本。相關財務數據來自國泰安數據庫、綠色專利技術申請數據來自CNRDS、華證ESG評級數據來自華證ESG指數數據庫、彭博ESG數據來自彭博數據庫，運用Stata18進行數據處理。

3.2 變量定義

（1）被解釋變量為綠色技術創新（LnGI）。本文參照李青原和肖澤華（2020）[7]的做法，將企業的綠色發明專利與實用新型專利申請數量加1取對數來衡量企業綠色技術創新水平。（2）解釋變量為企業ESG評級（ESG）。參照方先明和胡丁（2023）[8]的做法對華證ESG的9類評級賦予1—9的分值。

（3）中介變量為融資約束（SA）與高管綠色認知（EG1）。其中，融資約束借鑒Hadlock和Pierce（2010）[9]的研究，采用SA指數的絕對值來衡量，企業所面臨的融資約束越大，SA指數絕對值越大；高管綠色認知參考李亞兵等（2023）[10]的做法，采用所選取三個維度的關鍵詞在年報中的詞頻來衡量。本文參考李甜甜（2024）[11]、郭煒和康雯伊（2024）[12]的做法，控制了相關變量，同時，還控制了行業和年份固定效應，主要變量如表1所示。

3.3 模型設計

本文借鑒李甜甜（2024）[11]的做法，建立以下模型對假設H1進行檢驗：

LnGIi，t=α0+α1ESGi，t+αnControlsi，t+∑Ind+∑Year+εi，t（1）

式中，LnGIi，t表示企業i第t年的綠色技術創新水平；ESGi，t表示企業i第t年的ESG評級；Controls表示上述控制變量。

4 實證分析

4.1 描述性統計

主要變量的描述性統計如表2所示，綠色技術創新的最大值為3.497，最小值為0，均值為0.339，說明我國企業綠色技術創新水平總體較低，且企業間綠色技術創新水平差距較大；ESG評分的最大值為8，而最小值僅為1，表明企業間ESG評分差異較大。

4.2 基準回歸結果

多元線性回歸結果如表3所示。依次加入控制變量，ESG對LnGI的影響系數分別為0.097、0.068、0.070和0.071，且均在1%水平上顯著為正，由此證明假設H1成立。

4.3 內生性與穩健性檢驗

4.3.1 工具變量法

本文借鑒謝紅軍和呂雪（2022）[13]的做法，采用ESG泛基金數量（ESG_CN）作為工具變量進行檢驗，結果如表4所示。LM統計量通過識別不足檢驗；Cragg-Donald Wald F值通過弱工具變量檢驗。使用工具變量后，ESG對LnGI的系數依然在1%顯著性水平上呈正相關，假設仍然成立。

4.3.2 heckman兩階段檢驗

針對可能存在的樣本選擇問題，本文分別選取企業ESG評分的行業年度均值作為工具變量，回歸結果如表5列（1）所示，系數為0.104，且在1%水平上顯著正相關，說明結論是穩健的。

4.3.3 PSM

本文用主回歸的控制變量作為協變量，采用1∶1最近鄰匹配，并將匹配到的結果進行回歸，回歸結果如表5列（2）所示，結果穩健。

4.3.4 改變解釋變量的衡量方式

本文將解釋變量分別用華證ESG評級綜合得分與彭博ESG評分數據進行衡量，得到的結果如表5列（3）、列（4）所示，結果依然穩健。

4.3.5 改變被解釋變量的衡量方式

本文將綠色技術創新的衡量方式用綠色發明專利和實用新型專利的獲得數量進行衡量，結果如表6列（1）所示，系數依然在1%水平上顯著為正，原假設結果較為穩健。

4.3.6 采用滯后一期的解釋變量

本文將解釋變量滯后一期進行回歸，結果見表6列（2），ESG對LnGI的系數依然顯著為正。

4.3.7 改變模型

本文將原模型變成控制個體和年份固定效應，并按公司進行聚類，結果如表6列（3）所示，ESG對LnGI的系數依然在1%水平上顯著為正。

4.4 作用機制檢驗

本文借鑒江艇（2022）[14]的做法，建立模型（2），對融資約束、高管綠色認知進行中介機制檢驗。為保證中介效應結果的穩健性，本文還進行了Sobel檢驗和1000次抽樣的Bootstrap檢驗。

Medi，t=β0+β1ESGi，t+β2Controlsi，t+∑Ind+∑Year+εi，t（2）

式中，Med為中介變量，其他變量含義與式（1）一致。

4.4.1 融資約束

根據信息不對稱理論，企業的ESG信息披露能夠減少信息不對稱，ESG評級較高的企業更能獲得投資者青睞，進而增加企業股權籌資。隨著綠色發展理念的盛行，銀行等金融機構在進行放貸時越來越關注企業的ESG評級，對ESG評級較高的企業更容易放貸，對其貸款所要求的風險溢價也相對更低。因此，ESG評級較高的企業，其融資成本較低，且通常在環境、社會、公司治理等方面履責較好，能夠獲得一定的政府補貼與稅收優惠。因此，ESG評級較高的企業能在一定程度上緩解融資約束，使企業獲得更多資金流，進而促進企業綠色技術創新。

由表7列（1）可知，ESG對SA的影響系數在1%水平上顯著為負，說明企業的ESG評級會在一定程度上緩解其所面臨的融資約束。已有大量研究表明，企業融資約束的緩解會提升其綠色技術創新水平。Sobel檢驗與Bootstrap檢驗也均已通過，說明企業ESG評級可以通過緩解融資約束，進而促進綠色技術創新。

4.4.2 高管綠色認知

ESG評級較高的企業，管理層更加重視在E、S和G層面的投入。企業的投入并不是盲目亂投，為了使投資價值最大化，高管會更加主動地關注外部綠色環境與綠色動態，學習相關知識，以增進對外部資源環境的了解，有利于形成環保認知及綠色意識，在一定程度上提升其綠色認知水平。ESG評級較高的企業會引起媒體和社會公眾的關注，提高其社會關注度，這在一定程度上會對企業的ESG行為進行監督，并產生規范性壓力。來自企業外部的監督壓力也會倒逼高管更加重視企業的ESG表現，關注外部的綠色信息，提升綠色認知水平。

根據高階理論，高管特征會對企業行為產生一定的影響，因此高管綠色認知的提高也會對企業行為產生一定影響，最終會影響企業績效。已有研究基于戰略認知理論和高階理論，認為高管綠色認知會促進企業綠色技術創新[15]。由于企業綠色技術創新投資周期長、風險大，因此高管出于自身利益與績效的考慮，并不會將較多資金用于綠色投資，而綠色認知較強的高管通常能夠敏銳地察覺到綠色發展的先機，察覺到綠色發展的市場機會和未來收益，因此他們會積極順應環境的變化，積極響應政策號召，主動制定綠色戰略，更愿意將資金投入到企業的綠色技術創新中，進而促進企業的可持續發展。

對高管綠色認知的衡量可以參考借鑒李亞兵等（2023）[10]的做法，結果如表7列（2）所示，ESG對EG1的系數為0.209且在1%水平上顯著。Sobel和Bootstrap檢驗均通過，說明ESG評級在一定程度上可以提升高管綠色認知水平，進而促進企業綠色技術創新水平的提升。

5 異質性檢驗

5.1 產權性質

本文按照產權性質將樣本分為國有與非國有，并進行分組回歸，結果如表8所示。由表8可知，ESG對LnGI的影響系數分別為0.076、0.068，鄒檢驗的P值為0.000，通過組間系數差異檢驗。這在一定程度上說明，國有企業ESG評級對綠色技術創新的提升作用比非國有企業更為明顯。國有企業由于特殊的性質，具有更緊密的政治關聯性，更容易獲得政府補貼，相較非國有企業更了解政府政策的變化，因此會更加積極地響應國家號召，發展綠色生產力。與非國有企業相比，國有企業可能投入更多資源進行綠色技術創新，故其提升作用更為顯著。

5.2 污染程度

本文將樣本分為重污染行業與非重污染行業，并進行分組檢驗，結果如表8所示。由表8可知，ESG 對 LnGI 的影響系數分別為 0.045、0.078，鄒檢驗 P 值為 0.000，似無相關檢驗的 P 值為 0.000，說明重污染行業與非重污染行業的回歸結果存在顯著差異，其中非重污染行業 ESG 評級對綠色技術創新水平的提升作用更為明顯。一般而言，非重污染企業的公眾形象更佳，面臨的融資約束問題更小；在 ESG 評級方面，公眾對非重污染企業的信任度高于重污染企業。因此，非重污染行業的 ESG 評級所引發的連鎖反應可能更顯著，企業也更傾向于將較多資源投入綠色技術創新，故ESG評級對綠色技術創新的提升效果更為突出。

5.3 科技水平

考慮到科技水平不同的企業在發展過程中面臨的資金問題、創新意愿及冒險意識等存在差異，本文將樣本分為高科技企業和非高科技企業進行分組回歸，結果如表8所示。由表8可知，ESG對LnGI的影響系數分別為0.094、0.046，鄒檢驗P值為0.000，似無相關檢驗P值為0.000。這表明，相較非高科技企業，高科技企業的 ESG 評級對綠色技術創新水平的提升效果更強。與非高科技企業相比，高科技企業面臨的市場競爭更加激烈，因而更注重研發創新，可能將更多資金投入綠色技術創新領域，故ESG評級對綠色技術創新水平的提升效果更加顯著。

6 結語

本文以2009—2023年滬深A股上市公司為研究樣本，考察了企業 ESG 評級對綠色技術創新的影響機制與效果，并得出以下結論：第一，企業ESG評級能夠顯著促進企業綠色技術創新水平的提升。第二，企業ESG評級可通過緩解融資約束、提升高管綠色認知水平兩條路徑促進企業綠色技術創新。第三，異質性檢驗結果表明，ESG評級對綠色技術創新的提升作用在國有企業、高科技企業及非重污染行業中更為顯著。

基于上述結論，本文提出以下政策建議：第一，政府應積極發揮職能作用，對企業的綠色技術創新行為給予針對性補貼與政策支持，激勵企業開展綠色技術創新，推動企業綠色轉型，為 “雙碳” 目標實現及高質量發展提供支撐。第二，證券監督機構需鼓勵企業強化ESG信息披露。鑒于我國目前有關ESG信息披露及報告編制尚未形成統一標準，證券監督機構在鼓勵披露的同時，應制定規范標準對企業ESG報告進行約束引導，促進ESG信息披露的規范化發展與完善。第三，社會公眾及新聞媒體應充分發揮監督作用，對企業 “漂綠” 行為進行監督曝光，通過外部規范性壓力倒逼企業減少“漂綠”行為。第四，企業在自身資金條件允許的情況下，應加大ESG投入力度，主動開展綠色技術創新，促進綠色轉型，實現“經濟效益”與“環境效益”雙贏。

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