ESG表现和技术创新对中原城市群企业财务绩效的影响研究

Study on the Impact of ESG Performance and Technological Innovation on the Financial Performance of Enterprises in the Central Plains Urban Agglomeration

摘要: 在区域经济高质量发展政策推进与中原城市群产业升级的双重背景下，探究企业ESG实践对财务绩效的影响及作用机制，对引导区域企业可持续发展具有重要意义。本文选取2015~2023年中原城市群A股上市公司面板数据，采用基准回归模型和中介模型系统考察ESG表现、技术创新与企业财务绩效的关系。研究发现：企业ESG表现改善能显著正向提升财务绩效，且通过替换解释变量和被解释变量的稳健性检验后，该结论依然成立。机制检验证实，用公司专利表示的技术创新在ESG表现与财务绩效间发挥部分中介作用。且发明专利的中介效应弱于非发明专利。异质性分析表明，ESG表现对财务绩效的正向影响在非国有企业、小型企业和重污染企业中更为突出。据此提出“完善区域ESG专项政策、强化中小企业ESG创新支持”等针对性政策建议，为中原城市群企业高质量发展提供参考。

Abstract: Against the dual backdrop of the advancement of regional high-quality economic development policies and the industrial upgrading of the Central Plains Urban Agglomeration, exploring the impact of enterprises’ ESG practices on financial performance and their operational mechanisms holds significant importance for guiding the sustainable development of regional enterprises. This study selects panel data of A-share listed companies in the Central Plains Urban Agglomeration from 2015 to 2023, and systematically examines the relationships among ESG performance, technological innovation, and corporate financial performance using benchmark regression models and mediating models. The findings reveal that the improvement of enterprises’ ESG performance can significantly and positively enhance financial performance, and this conclusion remains valid after robustness tests involving the replacement of explanatory variables and explained variables. Mechanism tests confirm that technological innovation, measured by corporate patents, plays a partial mediating role between ESG performance and financial performance, with the mediating effect of invention patents being weaker than that of non-invention patents. Heterogeneity analysis indicates that the positive impact of ESG performance on financial performance is more prominent in non-state-owned enterprises, small-sized enterprises, and heavily polluting enterprises. Based on these findings, targeted policy recommendations are proposed, such as “improving regional ESG-specific policies and strengthening ESG innovation support for small and medium-sized enterprises,” to provide references for the high-quality development of enterprises in the Central Plains Urban Agglomeration.

1. 引言

随着全球经济向可持续发展模式转型，环境、社会与公司治理(ESG)已成为衡量企业综合价值的核心维度[1]，而技术创新是驱动企业突破增长瓶颈的关键引擎[2]。在这一趋势下，企业如何通过平衡ESG实践与技术创新投入实现财务绩效的提升，成为学术界与产业界共同关注的重要命题。

从现有研究来看，ESG与企业财务绩效的关系已形成较多探讨，但结论尚未统一：部分学者认为，ESG实践通过降低融资成本、提升品牌声誉和增强投资者信心等途径对财务绩效产生正向促进作用[3] [4]；也有研究指出，短期高强度的ESG投入可能挤占生产与研发资金，会降低财务绩效[5]。与此同时，技术创新对财务绩效的“赋能效应”已经有广泛研究[6] [7]，但其与ESG的互动机制仍待深化。一方面，ESG评级可以通过提高企业的风险承担水平来促进技术创新[8]；另一方面，技术创新也可能通过内部控制等提高企业ESG表现[9]。

中原城市群作为国家“中部崛起”战略的核心载体，集聚了大量制造业、能源业及新兴产业企业，其经济发展质量直接关系到区域协调发展大局[10]。近年来，该区域企业在政策引导下加速推进ESG转型与技术升级[11]，但实践中仍面临诸多困惑：ESG评级对中原城市群企业有何影响？ESG表现能否通过技术创新的机制效应影响中原城市群企业财务绩效？这些问题的悬而未决，不仅制约着企业的战略决策，也影响着中原城市群经济结构优化与高质量发展进程。

2. 研究假设

根据可持续发展理论，合理地利用自然资源，保护生态环境，降低企业生产过程中的碳排放和有害物质的排放，可以为公司营造一个更好的发展环境。同时，基于利益相关者的观点，公司的环保业绩能够塑造出一种“绿色环保”的企业形象，更能赢得公众与政府的信任，提高公司的社会曝光度与知名度。从而提高企业的财务业绩[12]。

按照利益相关者的理论，企业在履行社会责任时会制定合理的员工薪酬，保护员工的权益，保持与供应商、消费者等利益相关者的联系，从而能够吸引到更多的优秀的人才和商业合作伙伴，从而减少了公司的经营风险，提升了公司的运营效率[13]。同时，企业主动履行社会责任，能让各个利益相关者的利益要求得到满足，从而得到更多的资本流入，减轻了企业的融资约束[14]，从而推动公司的稳定和健康发展。

另外，治理水平越高的企业，其信息透明度就越高，与利益相关者之间的信息不对称程度就越小[15]。在治理水平高的公司中，经理们就会更愿意追逐公司的长远发展和长远的战略目标，降低投机行为的激励，从而使企业的财务业绩从长远上稳步提高[16]。基于以上分析，本文提出如下假设：

假设1：中原城市群企业ESG评级提升可以提高中原城市群企业财务绩效，且环境(E)、社会(S)和治理(G)分项指标均对财务绩效有正向影响。

ESG评级是技术创新的“驱动源”。ESG (环境保护、社会责任、公司治理)评级越高，企业在环境保护维度会通过技术创新降低环保合规成本并挖掘“绿色产品”市场机遇；在公司治理维度能减少管理层“短视行为”、将更多资源投向创新活动；在社会责任维度可通过技术创新提升产品质量与服务效率，进而使企业创新意识与创新能力更强，为技术创新提供“战略引导”与“资源保障”[17]。高ESG评级带来的创新投入，能降低合规与运营成本，增强企业抗风险能力，最终实现绩效提升[18]。基于以上分析，本文提出第二个假设：

假设2：中原城市群企业技术创新对ESG等级与中原城市群企业绩效关系具有中介效应。

3. 样本变量与实证模型

3.1. 样本选取与数据来源

基于数据可获得性，本文以2015~2023年中原城市群A股上市公司为研究样本，系统分析ESG表现、技术创新和企业财务绩效之间的关系。并对数据作以下处理：首先剔除ST、PT上市公司；其次剔除金融类上市公司和缺失数据的上市公司；最后为减少极端值的影响，本文将在1%和99%的分位数下对样本变量进行缩减。根据上述条件，经过筛选，获得了863个样本观测值。其中，数据主要来自国泰安数据库、新浪财经、同花顺及Wind平台。

3.2. 变量选择

本文研究变量体系包括了被解释变量(企业财务绩效)、解释变量(ESG表现)、控制变量以及中介变量四个部分，具体定义如下：

(1) 被解释变量：总资产回报率(ROA)。在稳健性检验中利用净资产回报率(ROE)代替ROA进行回归分析。

(2) 解释变量：ESG表现。对于ESG表现，学术界并没有统一的评价标准。相对来说，华证ESG评级是结合了我国国情，更适用于本文研究。因此，本文选择华证公司对A股上市公司的ESG评级和分项指标为解释变量进行分析。在稳健性检验中选择商道融绿ESG评级。

(3) 中介变量：公司专利数。且本文进一步区分专利类型为发明专利和非发明专利。并对各类专利申请数量作加一后取自然对数的处理。

(4) 控制变量：为保证分析的科学性和准确性，本文综合现有研究成果的基础上，对以下影响企业财务绩效的变量进行控制：企业规模(Size)、资产负债率(Lev)、企业成立年限(Age)、营业收入增长率(Growth)、现金流比率(Cash flow)、董事人数(Board)。

4. 模型构建

4.1. 基准回归模型

本文使用双向固定效应模型作为基准模型进行分析，具体模型如下：

${\text{ROA}}_{i,t}={\beta }_0+{\beta }_1{\text{ESG}}_{i,t}+{\displaystyle \sum \beta Control{s}_{i,t}+{\mu }_i+{\eta }_t+{\epsilon }_{i,t}}$ (1)

在模型(1)中下标$i$ 和下标$t$ 分别表示企业个体和年份；${\beta }_0$ 代表截距项；${\beta }_1$ 表示解释变量的回归系数，$\beta$ 表示控制变量的回归系数；${\mu }_i$ 和${\eta }_t$ 分别表示企业和时间上的固定效应；${\epsilon }_{i,t}$ 表示残差项，用以控制观测不到的因素的干扰。

4.2. 中介效应模型

为检验ESG表现影响企业财务绩效过程中技术创新的间接作用，本文在基准回归模型(1)的基础上构建中介效应模型，具体模型如下：

$innovatio{n}_{i,t}={\alpha }_0+{\alpha }_1{\text{ESG}}_{i,t}+{\displaystyle \sum \alpha Control{s}_{i,t}+{\mu }_i+{\eta }_t+{\epsilon }_{i,t}}$ (2)

${\text{ROA}}_{i,t}={\delta }_0+{\delta }_1{\text{ESG}}_{i,t}+{\delta }_{2}innovatio{n}_{i,t}+{\displaystyle \sum \delta Control{s}_{i,t}+{\mu }_i+{\eta }_t+{\epsilon }_{i,t}}$ (3)

式(2) (3)中$innovatio{n}_{i,t}$ 表示中介变量，即技术创新变量；${\alpha }_0,{\alpha }_1,\alpha$ 与${\delta }_0,{\delta }_1,{\delta }_2,\delta$ 表示待估系数，其他变量含义与模型(1)一致。

4.3. 描述性统计结果及分析

本文对企业财务绩效、ESG表现及控制变量进行描述性统计分析，详细结果如表(1)所示。由表1可知变量ROA的均值为0.0462，说明样本中企业盈利性能的均值为4.62%，处于合理范围，其标准差为0.0623，说明样本公司的财务绩效有一定差异。华证ESG评级的均值为4.2039，标准差为0.9622，说明企业ESG绩效整体评级较高并存在一定差异，符合我国企业重视ESG的实践现状。华证ESG分项中环境维度(E)均值最低，反映区域企业在环境治理方面仍有提升空间。技术创新方面，公司专利数(lnPAT)均值为3.3197，发明专利数(lnInvPAT)均值为1.6954，非发明专利申请数(lnnonInvPAT)均值为3.0382，说明样本企业非发明专利数量多于发明专利，创新质量有待提升。

Table 1. Descriptive statistical analysis of variables

表1. 变量描述性统计分析

变量类型	变量名称	变量	观测值	均值	标准差	最小值	最大值
被解释变量	企业财务绩效	ROA	863	0.0462	0.0623	−0.1524	0.2243
核心解释变量	ESG (华证)	ESG1	863	4.2039	0.9622	2	6
	E评级	E	863	2.0834	1.1204	1	6
	S评级	S	863	4.8424	1.5325	1	8
	G评级	G	863	5.1750	1.2719	1	7
中介变量	专利申请数(对数)	lnPAT	863	3.3197	1.4379	0	6.1883
	发明专利申请数(取对数)	lnInvPAT	863	1.6954	1.3238	0	5.3613
	非发明专利申请数(取对数)	lnnonInvPAT	863	3.0382	1.4771	0	5.9915
控制变量	企业规模	Size	863	22.5788	1.2695	19.8646	25.5665
	资产负债率	Lev	863	0.4264	0.2044	0.0570	0.8608
	企业成立年限	Age	863	3.0032	0.2642	2.0794	3.4965
	营业收入增长率	Growth	863	0.1543	0.3724	−0.4887	2.2101
	现金流比率	Cashflow	863	0.0565	0.0678	−0.1290	0.2506
	董事人数	Board	863	2.1285	0.1938	1.6094	2.7081

5. 实证分析

5.1. 基准回归结果分析

为了检验企业ESG水平及其分项指标对企业财务绩效的直接影响，本文使用双向固定效应模型进行估计。详细结果见表2所示。其中列(1) (3) (5) (7)为仅控制企业与时间固定效应的回归结果，列(2) (4) (6) (8)为同时加入控制变量和时间、企业固定效应的回归结果。通过分析上述测算结果发现，不论加入控制变量，ESG及其分项指标的估计系数均为正，且通过了显著性检验。说明ESG水平及其分项指标对企业财务绩效有显著正向影响，即ESG和三项分指标表现好的企业，盈利能力更强。结果验证了假设H1。

Table 2. Benchmark regression results

表2. 基准回归结果

变量	(1) ROA	(2) ROA	(3) ROA	(4) ROA	(5) ROA	(6) ROA	(7) ROA	(8) ROA
ESG1	0.0724^***	0.0403^**
	(3.24)	(2.07)
E			0.0447^***	0.0193^*
			(3.37)	(1.8)
S					0.0781^***	0.0676^***
					(6.99)	(7.69)
G							0.2871^***	0.1161^***
							(21.23)	(9.86)
常数项	−0.0310	−0.2948^***	0.0103	−0.0612^***	−0.0187^**	−0.0903^***	−0.1921^***	−0.1337^***
	(−1.26)	(−3.88)	(1.17)	(−3.70)	(−2.14)	(−5.39)	(−16.97)	(−7.46)
控制变量	NO	YES	NO	YES	NO	YES	NO	YES
时间效应	YES	YES	YES	YES	YES	YES	YES	YES
个体效应	YES	YES	YES	YES	YES	YES	YES	YES
N	863	863	863	863	863	863	863	863
R^2	0.0581	0.2983	0.0160	0.4045	0.0238	0.4115	0.0999	0.4162
F	4.5108	27.8774	7.6347	199.3851	11.4410	205.2489	52.1839	209.2366

注：^*、^**、^***分别表示在10%、5%、1%的显著性水平上显著(双尾检验)；( )内为t检验值。

5.2. 稳健性检验

为保证上述基准回归结果的稳健性，本文替换解释变量和被解释变量重新展开回归估计。其中利用商道融绿发布的企业ESG评级ESG2替代原华证ESG评级ESG1作为新的解释变量；利用企业净资产收益率ROE替代原资产收益率ROA作为新的被解释变量。具体结果如表3所示。由下表系数值可发现更换新的ESG评价机构数据后，ESG对企业财务绩效的影响方向与原来一致；以ROE替换ROA后，ESG对于ROE的影响方向与ROA一致，虽然显著性水平略有下降，其正效应依旧显著。可见，研究的结果具有高的可靠性。

Table 3. Robustness tests

表3. 稳健性检验

变量	(1) 替换解释变量(ROA)	(2) 替换被解释变量(ROE)
ESG1		0.0811^*
		(1.79)
ESG2	0.0683^***
	(3.65)
常数项	−0.4256^***	−0.8851^***
	(−4.93)	(−5.00)
控制变量	YES	YES
时间效应	YES	YES
个体效应	YES	YES
N	863	863
$R^2$	0.2952	0.2538
F	31.8739	22.2258

注：^*、^**、^***分别表示在10%、5%、1%的显著性水平上显著(双尾检验)；( )内为t检验值。

5.3. 内生性检验

计量模型中联立因果关系是内生性问题的主要来源。ESG表现好的企业可以提高企业的财务绩效，财务绩效水平高的企业更有能力提高ESG投入。鉴于此，本文进一步利用工具变量法解决估计结果存在的偏误问题。在工具变量的选取上，因为地区平均ESG水平与单个企业的ESG水平相关联，且地区平均ESG水平不会直接影响企业的财务绩效，满足“相关性”和“外生性”要求。因此选择地区平均ESG水平作为工具变量。具体检验结果由表4所示。第一阶段F统计量为128.76，说明不存在弱工具变量问题。Durbin-Wu-Hausman(DWH)内生性检验p值为0.012，证实存在内生性问题。工具变量估计结果显示，ESG对企业财务绩效(ROA)具有显著正向影响，在控制内生性后，研究结论依然稳健。

5.4. 中介效应检验

基于理论分析与研究假设，表5检验了企业ESG水平能否通过加强技术创新提升企业财务绩效。并进一步探究了发明专利和非发明专利所起的中介作用的差异。观察下表第(1)列可知，ESG水平能够显著提升企业的财务绩效。观察第(2)列可知，ESG水平对lnPAT的影响的回归系数为0.1895，且在5%水平上显著为正，证明ESG对企业技术创新有正向影响。在纳入企业技术创新的情况下，与列(1)系数值相比，列(3) ESG水平对企业财务绩效的影响系数显著下降，表明企业技术创新在ESG水平影响企业财务绩效的过程中起到中介效应。列(4) ESG对lnInvPAT的回归系数为0.1562，显著为正。发明专利是技术创新的核心载体，ESG表现佳的企业，往往更注重长期技术积累与核心竞争力打造，会将ESG带来的资源(如绿色技术研发资金)优先投入到发明专利攻关中，因此ESG能显著推动发明专利产出。列(5)中，lnInvPAT对ROA的回归系数显著为正，ESG对ROA的系数从0.0724降至0.0451。说明发明专利在ESG与ROA间起部分中介作用。列(6)中，ESG对lnnonInvPAT的回归系数显著为正，说明ESG能推动非发明专利产出。lnnonInvPAT对ROA的回归系数为显著为正，ESG对ROA的系数从0.0724降至0.0483。这表明，非发明专利在ESG与ROA间起部分中介作用。另外发明专利对ROA的中介效应弱于非发明型专利，可能因为非发明专利(如实用新型、外观设计)对企业短期财务绩效的贡献更直接，或发明专利的转化周期更长。总之，经过中介效应检验验证了研究假设H2。

Table 4. Endogeneity tests

表4. 内生性检验

变量	第一阶段	第二阶段
	(1)	(2)
	ESG1	ROA
地区平均ESG水平	0.0351^***
	(8.76)
ESG1	0.0682^***	0.0822^***
	(10.35)	(4.28)
常数项	0.7215^***	−0.4192^***
	(−8.36)	(−4.88)
控制变量	YES	YES
时间效应	YES	YES
个体效应	YES	YES
N	863	863
$R^2$	0.4286	0.2993
第一阶段F值	128.7645
DWH内生性检验p值	0.0120

注：^*、^**、^***分别表示在10%、5%、1%的显著性水平上显著(双尾检验)；( )内为t检验值。

Table 5. Mediating effect tests

表5. 中介效应检验

变量	(1)	(2)	(3)	(4)	(5)	(6)	(7)
	ROA	lnPAT	ROA	lnInvPAT	ROA	lnnonInvPATT	ROA
ESG1	0.0724^***	0.1895^**	0.0364^***	0.1562^***	0.0451^**	0.1283^***	0.0483^***
	(3.24)	(2.55)	(4.99) 0.0018^***	(4.18)	(3.28)	(3.76)	(3.41)
lnPAT			0.0018^***
			(3.16)
lnInvPAT					0.0077^**
					(3.29)
lnnonInvPAT							0.0405^**
							(3.81)
常数项	−0.2948^***	−0.3684^***	−0.1132^***	−0.2173^***	−0.3872^***	−0.5861^**	−0.2546^*
	(−3.88)	(−5.28)	(−4.67)	(−3.26)	(−4.77)	(−3.26)	(−5.25)
控制变量	YES	YES	YES	YES	YES	YES	YES
时间效应	YES	YES	YES	YES	YES	YES	YES
个体效应	YES	YES	YES	YES	YES	YES	YES
N	863	863	863	863	863	863	863
R^2	0.2981	0.4862	0.4106	0.3189	0.3055	0.3097	0.3016
F	27.8774	20.4513	123.6001	35.4773	95.8211	29.3514	134.1056

注：^*、^**、^***分别表示在10%、5%、1%的显著性水平上显著(双尾检验)；( )内为t检验值。

5.5. 异质性分析

(1) 企业性质异质性分析

鉴于国有企业与非国有企业所有权、经营目标、管理模式、资金来源等方面存在差异性，ESG对企业财务绩效的影响也有差异性。因此，本文依照企业性质将总样本分为国有企业与非国有企业，分别进行回归估计。通过表6的(1) (2)列可以看出，与国有企业相比，ESG对非国有企业财务绩效的促进效果更强。究其原因，可能是非国企更为灵活的运营机制、市场化取向能够使其在ESG方面的投资效率更高，国企则可能承担更多的社会责任或者政策约束，使得ESG的财务效应有限。

(2) 企业规模异质性分析

为深入分析ESG对不同规模企业财务绩效的影响，本文借鉴李玉婷等的做法，采用国家统计局牵头制定的《统计上大中小微型企业划分办法(2017)》将企业分为大型企业和小型企业两类展开分组检验。依据表6的(3) (4)列可知，ESG对大型企业和小型企业财务绩效的影响都在1%水平上显著为正。但明显ESG对小型企业财务绩效的促进作用更强。可能原因是小型企业通过ESG实践进行差异化竞争或者效率发展的空间更大，而那些拥有一定市场地位的大企业，可能由于市场稳固，ESG的边际收益更低。

(3) 企业污染属性异质性分析

随着绿色发展成为国家的重要发展方式，企业的环境影响成为国家和各地政府关注的重要内容。2010年环境保护部发布的《上市公司环境信息披露指南》中明确将火电、钢铁、水泥、电解铝、煤炭、冶金、化工、石化、建材、造纸、酿造、制药、发酵、纺织、制革和采矿业等16类行业列为重污染行业。因此，本文进一步探讨ESG表现对重污染和非重污染企业财务绩效影响的差异。根据表6的(5) (6)列可知，ESG对“重污染”和“非重污染”企业的财务绩效均有正向促进作用，但对重污染企业的影响幅度更大，对非重污染企业的影响更稳健。可能因为重污染行业面临更严格的环保政策监管，绿色技术改造等ESG投入、能有效降低环境违规风险与罚款成本，同时提升“绿色企业”形象以获取政府补贴或绿色信贷，进而带来更高的财务回报。

Table 6. Heterogeneity analysis

表6. 异质性分析

变量	(1)	(2)	(3)	(4)	(5)	(6)
	国有企业	非国有企业	大型企业	小型企业	重污染企业	非重污染企业
	ROA	ROA	ROA	ROA	ROA	ROA
ESG1	0.0710^***	0.2084^***	0.0960^***	0.2125^***	0.1587^**	0.0985^***
	(3.46)	(9.26)	(5.22)	(8.17)	(4.68)	(6.28)
常数项	−0.1618^***	−0.1901^***	−0.0542^**	−0.1560^***	−0.2786	−0.2459
	(−6.40)	(−7.27)	(−2.03)	(−3.48)	(−4.36)	(−5.28)
控制变量	YES	YES	YES	YES	YES	YES
时间效应	YES	YES	YES	YES	YES	YES
个体效应	YES	YES	YES	YES	YES	YES
N	361	502	433	430	320	543
$R^2$	0.4001	0.4158	0.4547	0.4050	0.4853	0.5463
F	176.7180	289.0211	280.8773	227.4524	210.5823	186.1547

6. 结论与政策建议

(1) 结论

本文在理论分析ESG、技术创新与中原城市群企业财务绩效三者关系的基础上，使用2015~2023年中原城市群A股上市公司的863个观测值，运用基准回归和中介效应模型展开实证检验。主要结论如下：第一，ESG综合表现显著提升企业财务绩效，在经过替换被解释变量和解释变量的稳健性检验后仍然成立。第二，ESG可通过促进企业创新(分别用专利申请数、发明专利申请数和非发明专利申请数衡量)间接提升财务绩效。验证了“ESG表现–技术创新–企业财务绩效”的传导途径。第三，ESG表现对中原城市群企业财务绩效的影响存在明显异质性特征，即在非国有企业、小型企业和重污染企业样本中，ESG表现对企业财务绩效的提升作用更明显。

(2) 政策建议

第一，加强ESG政策顶层设计。制定针对中原城市群的ESG发展专项规划，明确ESG信息披露、评级等方面的标准和要求，推动企业规范开展ESG相关工作。设立ESG发展专项资金，对积极践行ESG理念、开展技术创新的企业给予财政补贴，如在研发投入、绿色项目建设等方面提供资金支持。

第二，优化税收与信贷政策。对ESG表现优秀的企业，尤其是非国有企业和小型企业，实施税收减免或优惠政策，降低企业成本，增强其财务活力。引导金融机构推出基于ESG表现的差异化信贷产品，为ESG表现良好的企业提供更低利率、更便捷的贷款服务，助力企业融资开展技术创新等活动。

第三，强化对非国有企业、小型企业的扶持和重污染企业的转型干预。鉴于ESG对非国有企业、小型企业和重污染企业财务绩效提升作用更明显，政府可出台专门针对这类企业的ESG能力提升计划，通过组织培训、搭建交流平台等方式，帮助它们更好地理解和践行ESG理念。

基金项目

平顶山学院青年基金项目(PXY-QNJJ-202112)。