摘 要：本文選取2014—2020年中國31個?。ㄗ灾螀^(qū)、直轄市）的面板數(shù)據(jù)為樣本建立固定效應(yīng)模型，將政府支持作為調(diào)節(jié)變量，對ESG與區(qū)域創(chuàng)新能力之間的關(guān)系進(jìn)行實(shí)證分析。結(jié)果表明，ESG對于區(qū)域創(chuàng)新能力具有顯著的促進(jìn)作用；ESG對于區(qū)域創(chuàng)新能力的影響存在區(qū)域異質(zhì)性；政府支持對ESG與區(qū)域創(chuàng)新能力之間關(guān)系起到正向調(diào)節(jié)作用。由此本文提出相關(guān)建議，企業(yè)應(yīng)積極進(jìn)行綠色創(chuàng)新等提升企業(yè)的ESG水平；各地區(qū)應(yīng)考慮區(qū)域異質(zhì)性制定個性化政策支持ESG的發(fā)展。

關(guān)鍵詞：ESG；區(qū)域創(chuàng)新能力；政府支持；異質(zhì)性；調(diào)節(jié)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(xiàn)標(biāo)識碼：A 文章編號：2096-0298（2023）04（a）--03

1 引言

“十四五”規(guī)劃第十一篇明確提出在新時期大力發(fā)展綠色經(jīng)濟(jì)，構(gòu)建以市場為導(dǎo)向的綠色技術(shù)創(chuàng)新體系，強(qiáng)調(diào)了企業(yè)在綠色創(chuàng)新中的作用[1]。企業(yè)作為市場經(jīng)濟(jì)的微觀主體，是實(shí)現(xiàn)社會可持續(xù)發(fā)展和經(jīng)濟(jì)長期向好目標(biāo)的載體。而企業(yè)的ESG評分又是衡量企業(yè)社會效益和經(jīng)濟(jì)效益的重要指標(biāo)，反映出企業(yè)在環(huán)境、社會、治理方面的貢獻(xiàn)。由于投資者對于企業(yè)價值的決定性影響，企業(yè)家在進(jìn)行ESG投資會更加注重與科技、創(chuàng)新因素相結(jié)合而摒棄傳統(tǒng)依靠低人力資本成本和生產(chǎn)要素投入的發(fā)展模式，因此企業(yè)ESG評價在一定程度上可以促進(jìn)創(chuàng)新能力的外溢效應(yīng)。

然而目前學(xué)界對于ESG與創(chuàng)新能力關(guān)系的研究大都集中在企業(yè)的微觀層面。鄭景麗等（2021）研究發(fā)現(xiàn)企業(yè)社會責(zé)任正向影響企業(yè)創(chuàng)新意愿[2]。靳小翠等（2021）研究發(fā)現(xiàn)企業(yè)社會責(zé)任與 R&D 投入之間存在顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系，但與企業(yè)專利申請數(shù)量之間存在顯著的正相關(guān)關(guān)系[3]。本文將從宏觀角度出發(fā)，通過固定效應(yīng)模型研究企業(yè)ESG評級對區(qū)域創(chuàng)新的影響。

2 研究設(shè)計(jì)

2.1 模型的設(shè)定

為了全面分析ESG對于區(qū)域創(chuàng)新的影響，本文通過Hausman檢驗(yàn)最終選擇固定效應(yīng)模型。

構(gòu)建模型如下：

INNOit為被解釋變量，即區(qū)域創(chuàng)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(jīng)濟(jì)發(fā)展水平，IND是產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，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(yīng)，如政策、技術(shù)變化等；ηi表示地區(qū)非觀測效應(yīng)，如資源稟賦差異導(dǎo)致的地區(qū)偏好差異等；εit為隨機(jī)擾動項(xiàng)。本文在模型構(gòu)建過程中發(fā)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平（ECO）與區(qū)域創(chuàng)新能力（INNO）存在非線性關(guān)系，因此加入經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平（ECO）的二次項(xiàng)，增加模型構(gòu)建的準(zhǔn)確性。

進(jìn)一步，政府促使企業(yè)提升ESG績效評級，是提升區(qū)域創(chuàng)新發(fā)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(diào)節(jié)變量來捕捉可能存在的調(diào)節(jié)作用，設(shè)置如下模型：

2.2 變量說明

2.2.1 被解釋變量

區(qū)域創(chuàng)新能力（INNO），現(xiàn)有研究對于區(qū)域創(chuàng)新能力的衡量主要有專利授權(quán)量和專利申請量，本文參考崔冉等（2022）[5]研究采用專利授權(quán)量。

2.2.2 核心解釋變量

本文采用彭博數(shù)據(jù)中心各企業(yè)的ESG評分?jǐn)?shù)據(jù)進(jìn)行研究，用各省份企業(yè)的ESG評分的算術(shù)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(shù)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(diào)節(jié)變量

政府支持（GS），本文選取地方財政科學(xué)技術(shù)支出來表示政府支持。政府作為市場經(jīng)濟(jì)“無形的手”，其對科技創(chuàng)新的支持能夠起到調(diào)節(jié)作用。

2.2.4 控制變量

本文選取經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平（ECO）、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)（IND）、人力資本（HUM）以及對外開放程度（OPE）為控制變量。采用地區(qū)生產(chǎn)水平（GDP）作為區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的代理變量，第二、三產(chǎn)業(yè)的增加量作為產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的代理變量，各地區(qū)6歲及6歲以上大專以上人口數(shù)作為人力資本的代理變量，進(jìn)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(shù)據(jù)來源

本文選取2014—2020年中國31個?。ㄗ灾螀^(qū)、直轄市）的面板數(shù)據(jù)為樣本來源，其中ESG數(shù)據(jù)來源于彭博數(shù)據(jù)庫，其他數(shù)據(jù)均來自國家統(tǒng)計(jì)局以及《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》。

3 實(shí)證結(jié)果與分析

3.1 各變量的描述性統(tǒng)計(jì)

根據(jù)表1變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果可以看出，區(qū)域創(chuàng)新能力（INNO）的最大值為70695，最小值為33，說明不同省份之間創(chuàng)新能力存在顯著的不均衡性。平均值為9938.945，標(biāo)準(zhǔn)差為13456.706，說明不同省份之間的創(chuàng)新能力離散程度較高，差異性較大。其余指標(biāo)均表現(xiàn)出區(qū)域間的差異性，表明本文的研究具有意義。

3.2 ESG對區(qū)域創(chuàng)新影響的實(shí)證分析

表2中對各個變量進(jìn)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(yōu)度穩(wěn)步提升。從核心解釋變量ESG的系數(shù)來看，ESG的系數(shù)始終通過5%水平下的顯著性檢驗(yàn)，且估計(jì)值始終為正數(shù)，說明地區(qū)ESG水平對于區(qū)域創(chuàng)新能力具有高穩(wěn)定性的積極影響。以上結(jié)果均表明，ESG對于區(qū)域創(chuàng)新能力具有正向促進(jìn)作用。

3.3 ESG對創(chuàng)新的區(qū)域異質(zhì)性分析

根據(jù)各區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展?fàn)顩r，本文將研究樣本按照東部、中部、西部以及東北四大地區(qū)進(jìn)一步細(xì)分，通過異質(zhì)性檢驗(yàn)考察ESG對我國不同經(jīng)濟(jì)區(qū)域創(chuàng)新能力的影響。由表3的回歸結(jié)果可以看出，由于各區(qū)域的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、資源稟賦以及產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的差異，ESG與區(qū)域創(chuàng)新的關(guān)系存在異質(zhì)性。ESG對于西部以及東北地區(qū)創(chuàng)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(qū)創(chuàng)新能力產(chǎn)生顯著的正向積極影響。然而對于東部和中部地區(qū)，ESG對區(qū)域創(chuàng)新的影響不顯著，其原因可能是東部、中部地區(qū)集成化水平高，高新技術(shù)企業(yè)密集度高，在本身具有技術(shù)優(yōu)勢的情況下，ESG對創(chuàng)新產(chǎn)生的邊際效益可能較??；相較而言，西部和東北地區(qū)多為傳統(tǒng)制造業(yè)，由于污染嚴(yán)重且技術(shù)較為落后，當(dāng)施加ESG投入時，則會對創(chuàng)新產(chǎn)生顯著的正向沖擊，因此ESG對西部和東北地區(qū)的區(qū)域創(chuàng)新能力具有溢出效應(yīng)。

3.4 調(diào)節(jié)效應(yīng)分析

為進(jìn)一步研究政府支持下的機(jī)制作用，本文加入政府支持與ESG的交互項(xiàng)進(jìn)行研究，由表4可以看出，政府支持與ESG的交互項(xiàng)在1%的水平下顯著為正，ESG對區(qū)域創(chuàng)新的積極正向作用在政府支持的調(diào)節(jié)效應(yīng)下仍然顯著，表明政府支持對于ESG與區(qū)域創(chuàng)新之間的關(guān)系起到了正向調(diào)節(jié)作用。同時加入政府支持調(diào)節(jié)變量后模型的擬合優(yōu)度提升，這也說明了政府支持的調(diào)節(jié)效應(yīng)較為顯著。

4 結(jié)語

本文選取2014—2020年中國31個?。ㄗ灾螀^(qū)、直轄市）的面板數(shù)據(jù)為樣本，運(yùn)用固定效應(yīng)模型檢驗(yàn)了ESG對于區(qū)域創(chuàng)新能力的影響機(jī)制，得出以下結(jié)論：第一，ESG對于區(qū)域創(chuàng)新能力起到正向促進(jìn)作用，企業(yè)ESG評價高的地區(qū)區(qū)域創(chuàng)新能力越強(qiáng)；第二，ESG對區(qū)域創(chuàng)新能力的影響存在區(qū)域異質(zhì)性，對于西部和東北地區(qū)的區(qū)域創(chuàng)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(qū)域創(chuàng)新的影響中具有正向調(diào)節(jié)效應(yīng)，加強(qiáng)了ESG對于區(qū)域創(chuàng)新的積極促進(jìn)作用。

根據(jù)以上研究結(jié)論，本文提出以下政策建議：（1）企業(yè)應(yīng)樹立社會責(zé)任意識，意識到企業(yè)ESG評分對于區(qū)域創(chuàng)新能力的影響，摒棄傳統(tǒng)的以盈利目標(biāo)為導(dǎo)向，關(guān)注ESG帶來的長期可持續(xù)影響，積極進(jìn)行綠色創(chuàng)新等提升企業(yè)的ESG水平。（2）ESG對不同區(qū)域創(chuàng)新能力的影響存在異質(zhì)性，因而應(yīng)因地制宜制定政策，引導(dǎo)資源流向科技水平相對落后的西部地區(qū)和東北地區(qū)，提升其綠色創(chuàng)新水平。

參考文獻(xiàn)

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王淑英，程南皓，衛(wèi)朝蓉.綠色技術(shù)創(chuàng)新與碳生產(chǎn)率的空間溢出效應(yīng)：基于政府支持的調(diào)節(jié)作用研究[J].環(huán)境與社會，2021（4）：87-91.

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