ESG表現(xiàn)對企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響

楊建春 朱桂芳 王站杰

【摘要】ESG作為一種追求企業(yè)長期價值增長的投資理念和非財務(wù)績效評價標(biāo)準(zhǔn)， 對于解決我國公司內(nèi)部治理及經(jīng)濟社會高質(zhì)量發(fā)展問題具有重要意義。本文以2012 ～ 2020年我國滬深A(yù)股上市公司為研究樣本， 實證研究ESG表現(xiàn)、 融資約束、 市場化水平與企業(yè)全要素生產(chǎn)率之間的關(guān)系。結(jié)果表明： 第一， ESG表現(xiàn)與企業(yè)全要素生產(chǎn)率顯著正相關(guān)， 良好的ESG表現(xiàn)有利于提升企業(yè)全要素生產(chǎn)率； 第二， 在ESG表現(xiàn)提升企業(yè)全要素生產(chǎn)率的過程中， 融資約束具有中介作用； 第三， 相對于位于高市場化水平地區(qū)的企業(yè)， 位于低市場化水平地區(qū)企業(yè)的ESG表現(xiàn)對企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響更大。本文結(jié)論對引導(dǎo)企業(yè)全面綠色轉(zhuǎn)型升級、 提升企業(yè)全要素生產(chǎn)率、 促進經(jīng)濟社會高質(zhì)量發(fā)展和生態(tài)環(huán)境高水平保護具有參考意義。

【關(guān)鍵詞】ESG表現(xiàn)；企業(yè)全要素生產(chǎn)率；融資約束；市場化水平；高質(zhì)量發(fā)展

【中圖分類號】 F832.5 ? ? 【文獻標(biāo)識碼】A ? ? ?【文章編號】1004-0994（2023）19-0031-7

一、 引言

隨著“碳達峰、 碳中和”被首次寫入政府工作報告， 社會公眾對生態(tài)環(huán)境保護、 社會責(zé)任的關(guān)注度空前高漲， 低碳綠色發(fā)展已經(jīng)成為經(jīng)濟社會發(fā)展的主旋律， 無論是政府、 社會還是市場主體都面臨著新的機遇和挑戰(zhàn)。作為經(jīng)濟社會中的基本單元， 企業(yè)能否真正在經(jīng)營管理中踐行低碳綠色發(fā)展理念， 自覺履行環(huán)境保護、 綠色經(jīng)營等社會責(zé)任， 關(guān)系著我國社會主義現(xiàn)代化建設(shè)全局。經(jīng)濟社會以高質(zhì)量發(fā)展為主題， 創(chuàng)新將成為第一動力， 綠色將成為普遍形態(tài)， 綠色和創(chuàng)新將成為驅(qū)動經(jīng)濟轉(zhuǎn)型升級的兩個重要因素（張軍擴等，2019）， 但以往企業(yè)在生產(chǎn)經(jīng)營中只注重創(chuàng)新未兼顧環(huán)境保護， 使得我國多數(shù)企業(yè)處于“創(chuàng)新卻不綠色”的發(fā)展階段（吳超等，2018）。作為依靠重工業(yè)經(jīng)濟發(fā)展起來的國家， 要想實現(xiàn)以綠色經(jīng)濟為主導(dǎo)的高質(zhì)量發(fā)展， 重點是將經(jīng)濟和生態(tài)文明建設(shè)相結(jié)合（唐鵬程和楊樹旺，2018）。如何引導(dǎo)經(jīng)濟綠色轉(zhuǎn)型升級， 促進生態(tài)環(huán)境高水平保護， 以及如何提高企業(yè)全要素生產(chǎn)率為企業(yè)發(fā)展帶來新的增長點， 已成為社會主義市場經(jīng)濟下高質(zhì)量發(fā)展的重要課題。

ESG包含環(huán)境、 社會和公司治理三個維度（袁業(yè)虎和熊笑涵，2021）， 源起于社會責(zé)任投資和倫理投資， 將可持續(xù)發(fā)展理念與綠色發(fā)展理念歸納整合， 充分發(fā)揮利益相關(guān)主體的作用， 依托市場化驅(qū)動機制， 倡導(dǎo)企業(yè)將對環(huán)境的友好與社會責(zé)任的承擔(dān)內(nèi)化到公司的治理之中， 以規(guī)范、 高水平的公司治理來保障企業(yè)對環(huán)境責(zé)任、 社會責(zé)任的履行。ESG高度契合“五位一體”的總體布局和新發(fā)展理念， 強調(diào)企業(yè)要注重生態(tài)環(huán)境保護、 履行社會責(zé)任、 提高治理水平， 推動了企業(yè)經(jīng)營理念的變革， 為企業(yè)提質(zhì)增效和經(jīng)濟社會高質(zhì)量發(fā)展指明了新道路， 無論是對企業(yè)自身價值創(chuàng)造還是對宏觀經(jīng)濟增長都具有重要意義。

在推動經(jīng)濟綠色轉(zhuǎn)型升級和企業(yè)自身提質(zhì)增效的過程中， 企業(yè)面臨著提升全要素生產(chǎn)率與履行ESG責(zé)任的雙重任務(wù)， 那么這兩者之間是否存在聯(lián)系？企業(yè)的ESG表現(xiàn)是否會影響企業(yè)全要素生產(chǎn)率？ESG被提出以來， 學(xué)術(shù)界與實務(wù)界高度重視ESG表現(xiàn)對企業(yè)財務(wù)績效和企業(yè)價值的影響。為此， 學(xué)者們進行了豐富的研究， 盡管得出的結(jié)論不盡一致， 但大多數(shù)學(xué)者還是支持良好的ESG表現(xiàn)對企業(yè)財務(wù)績效和企業(yè)價值具有正面促進作用的觀點（Friede等，2015；王雙進等，2022；郝穎，2023；薛天航等，2022）， 然而較少有學(xué)者對ESG表現(xiàn)與企業(yè)全要素生產(chǎn)率的關(guān)系進行研究。在微觀企業(yè)領(lǐng)域?qū)SG表現(xiàn)與全要素生產(chǎn)率的關(guān)系進行研究， 能夠有效引領(lǐng)經(jīng)濟體探尋中國經(jīng)濟持續(xù)高速增長的驅(qū)動因素（戴天仕和徐現(xiàn)祥，2010）， 引導(dǎo)企業(yè)全面綠色轉(zhuǎn)型升級， 促進經(jīng)濟社會高質(zhì)量發(fā)展和生態(tài)環(huán)境高水平保護。因此， 本文選取2012 ～ 2020年滬深A(yù)股上市公司作為研究對象， 對ESG表現(xiàn)與企業(yè)全要素生產(chǎn)率的關(guān)系進行深入研究， 明確ESG表現(xiàn)對企業(yè)全要生產(chǎn)率的積極影響， 促進企業(yè)全面認識ESG對推動企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的影響效應(yīng)， 將ESG納入企業(yè)治理， 以期為推動我國經(jīng)濟社會高質(zhì)量發(fā)展提供重要支持和經(jīng)驗證據(jù)。

二、 理論分析與研究假設(shè)

（一）ESG表現(xiàn)與企業(yè)全要素生產(chǎn)率

全要素生產(chǎn)率的核心內(nèi)涵是指在生產(chǎn)要素投入一定的條件下， 所達到的額外不可預(yù)測的生產(chǎn)率（Olley等， 1996）。目前， 較少有學(xué)者直接探討ESG表現(xiàn)與企業(yè)全要素生產(chǎn)率之間的關(guān)系， 多數(shù)學(xué)者都是圍繞ESG三個因子中的某一個或某兩個因子， 研究其與企業(yè)全要素生產(chǎn)率的關(guān)系。隨著高質(zhì)量發(fā)展理念的深入推廣， 資本市場在對企業(yè)進行評估時不僅考慮經(jīng)濟和財務(wù)指標(biāo)， 還將環(huán)境、 社會和公司治理指標(biāo)納入考量范圍， 以評價企業(yè)可持續(xù)發(fā)展能力。利益相關(guān)者理論認為企業(yè)是多邊關(guān)系的總和， 這意味著企業(yè)的成長和發(fā)展與各利益相關(guān)主體密切相關(guān)。企業(yè)是資源和能源的消耗者， 其對長期利益的追求與踐行ESG理念一致。作為“社會生態(tài)經(jīng)濟人”， 企業(yè)在生產(chǎn)經(jīng)營過程中不能一味地追求經(jīng)濟利潤的增長， 需要更多地考慮各方利益相關(guān)者的要求， 承擔(dān)更多環(huán)境、 社會、 公司治理責(zé)任。

第一， 良好的ESG表現(xiàn)能夠加強企業(yè)與利益相關(guān)者的互動和獲得更多的社會關(guān)注， 較多的社會聯(lián)系能夠與各利益相關(guān)者形成良好的合作關(guān)系， 不僅有利于降低交易成本和代理成本， 還有利于獲得穩(wěn)定的客戶資源， 提高企業(yè)的綜合競爭力和全要素生產(chǎn)率。第二， 良好的ESG表現(xiàn)可以向社會傳遞企業(yè)的正面信息， 在資本市場中樹立積極正面的形象（孫慧等，2023）， 引發(fā)投資者對企業(yè)情感聲譽和認知聲譽的感知， 獲得更多優(yōu)質(zhì)的投融資項目和積累更多的社會資源， 降低企業(yè)獲得戰(zhàn)略發(fā)展資源的成本和門檻， 為企業(yè)全要素生產(chǎn)率的提高提供潛在的發(fā)展條件。例如： 良好的ESG表現(xiàn)可以創(chuàng)造無法復(fù)制的無形資產(chǎn)， 為企業(yè)帶來持續(xù)可增長的發(fā)展?jié)摿?。特別地， 政府通常會為ESG表現(xiàn)良好的企業(yè)制定一些扶持政策。ESG表現(xiàn)良好的企業(yè)會在資本市場中傳遞企業(yè)綠色經(jīng)營的信號， 既能夠迎合廣大消費者和投資者的環(huán)保訴求， 也有利于獲得政府、 社區(qū)、 投資者等利益相關(guān)者的認同感和信任感。第三， ESG表現(xiàn)良好的企業(yè)更注重改進公司治理問題， 形成完善的內(nèi)部監(jiān)督機制和管理體系。一方面， 可以減少組織冗余， 降低代理成本； 另一方面， 強調(diào)改善員工待遇和上下級關(guān)系， 實現(xiàn)員工與企業(yè)的共贏。ESG表現(xiàn)良好的企業(yè)可以增強員工間信息溝通的透明度， 進而促進人力資源積累和企業(yè)全要素生產(chǎn)率的提高。第四， ESG表現(xiàn)良好的企業(yè)在非財務(wù)方面的可持續(xù)發(fā)展表現(xiàn)更好。良好的ESG表現(xiàn)能夠增加信息的透明度（Benitez等，2020）， 增強投資者的信任感知（陳曉珊和劉洪鐸，2023）， 社會公眾通常對ESG表現(xiàn)良好的企業(yè)在遭受外部突發(fā)事件或者公關(guān)危機時的包容性更強。因此， ESG表現(xiàn)良好企業(yè)的風(fēng)險承擔(dān)和保障可持續(xù)性收益的能力更強， 有利于降低投資者的風(fēng)險感知和企業(yè)的融資成本， 從而提高企業(yè)全要素生產(chǎn)率。綜上所述， 提出以下假設(shè)：

H1： ESG表現(xiàn)正向影響企業(yè)全要素生產(chǎn)率。

（二）ESG表現(xiàn)、 融資約束與企業(yè)全要素生產(chǎn)率

Fazzari和Athey（1987）認為， 融資約束是指在不完美的資本市場中， 內(nèi)外融資不能完全互為替代， 外部融資成本通常高于內(nèi)部融資成本的情形。當(dāng)面臨較為嚴(yán)重的融資約束時， 企業(yè)難以獲得充足的資金， 對投資項目進行選擇時需要更多地考慮投資成本而不是投資項目自身的價值， 使得投資偏離最優(yōu)水平， 降低了企業(yè)全要素生產(chǎn)率（鄧可斌和曾海艦，2014）。在新古典經(jīng)濟增長模型中， 技術(shù)創(chuàng)新是企業(yè)經(jīng)濟增長的內(nèi)生驅(qū)動力， 同時也是提高企業(yè)全要素生產(chǎn)率的根本因素。首先， 技術(shù)創(chuàng)新可以使企業(yè)創(chuàng)造出具有持續(xù)競爭優(yōu)勢的高附加值產(chǎn)品或者通過降低生產(chǎn)成本增強核心競爭能力， 獲得更多的市場份額與穩(wěn)定的客戶資源， 為企業(yè)帶來巨大的創(chuàng)新收益。其次， 技術(shù)創(chuàng)新使生產(chǎn)要素組合進一步優(yōu)化（盛明泉等，2022）。企業(yè)通過技術(shù)創(chuàng)新改善了生產(chǎn)技術(shù)與生產(chǎn)工藝， 優(yōu)化了生產(chǎn)要素組合， 從而提高了資源配置效率和企業(yè)全要素生產(chǎn)率（李端等，2023）。然而， 技術(shù)創(chuàng)新活動通常會涉及企業(yè)的核心戰(zhàn)略業(yè)務(wù)， 企業(yè)在融資過程中不會過多地向投資者披露融資項目的相關(guān)信息。理性投資者考慮到技術(shù)創(chuàng)新活動周期長、 風(fēng)險高等特性， 可能會減少對技術(shù)創(chuàng)新項目的投資。由于技術(shù)創(chuàng)新活動投資時間長， 需要穩(wěn)定的金融資源支持， 內(nèi)外部信息不對稱使得技術(shù)創(chuàng)新投入存在嚴(yán)重的資金缺口， 導(dǎo)致企業(yè)研發(fā)投入不足， 增加了外部融資成本， 抑制了企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新意愿和企業(yè)全要素生產(chǎn)率的提升（水會莉和韓慶蘭，2016）。

基于信息不對稱理論， 在資本市場信息不透明的情況下， 投資者更愿意將資金投入積極履行ESG責(zé)任的企業(yè)。首先， ESG表現(xiàn)良好的企業(yè)通過向外部投資者充分披露非財務(wù)性相關(guān)信息， 彌補對外信息公開不夠透明的缺陷， 降低與外部投資者的信息不對稱程度（李心斐和李芳芳，2022）。當(dāng)資本市場或行業(yè)發(fā)生信任危機時， 勇于承擔(dān)ESG責(zé)任的企業(yè)更具穩(wěn)定性， 這在一定程度上會降低投資者風(fēng)險溢價要求。其次， 作為一種隱形契約， ESG表現(xiàn)良好的企業(yè)在生產(chǎn)經(jīng)營中通常會將利益相關(guān)者的需求考慮在內(nèi)， 向市場傳達企業(yè)有責(zé)任、 有擔(dān)當(dāng)?shù)姆e極信號。ESG表現(xiàn)通過企業(yè)的聲譽信號引發(fā)投資者對企業(yè)情感聲譽和認知聲譽的感知， 獲得利益相關(guān)者的信任與支持， 降低企業(yè)的融資約束程度。最后， 隨著高質(zhì)量發(fā)展理念的推廣， 投資者在關(guān)注盈利能力等關(guān)鍵財務(wù)指標(biāo)的同時， 也越來越關(guān)注企業(yè)在ESG非財務(wù)方面的可持續(xù)發(fā)展表現(xiàn)， 以此來評估企業(yè)的風(fēng)險承擔(dān)能力， 保障其可持續(xù)性收益。融資約束的改善可以降低企業(yè)的流動性風(fēng)險和交易成本， 企業(yè)在選擇項目投資時可以更多地考慮項目本身的價值， 而不是融資約束的影響。這有利于促進企業(yè)金融資源的整合（任曙明和呂鐲，2014）， 加快流動性資產(chǎn)向非流動性資產(chǎn)的轉(zhuǎn)化， 將更多的金融資源投向收益更高的技術(shù)創(chuàng)新項目， 進而提升企業(yè)的全要素生產(chǎn)率。另外， ESG表現(xiàn)良好的企業(yè)可以強化利益相關(guān)者對企業(yè)的監(jiān)督， 降低技術(shù)創(chuàng)新的機會成本， 提高創(chuàng)新的質(zhì)量和效果， 從而提升企業(yè)的經(jīng)營管理效率， 促進企業(yè)全要素生產(chǎn)率的提升。綜上所述， 提出以下假設(shè)：

H2： ESG表現(xiàn)負向影響融資約束。

H3： 在ESG表現(xiàn)對企業(yè)全要素生產(chǎn)率的正向影響中， 融資約束起到了中介作用。

（三） 市場化水平的調(diào)節(jié)作用

市場化水平表示市場在資源配置中所起作用的水平， 即經(jīng)濟決策的權(quán)力從中央計劃部門逐漸轉(zhuǎn)交到分散的經(jīng)濟主體手中的水平（買生等，2020）。因為企業(yè)的行為是針對某種特定市場制度環(huán)境的反應(yīng)函數(shù)， 故在討論企業(yè)ESG時有必要考慮當(dāng)?shù)氐氖袌鲋贫拳h(huán)境。改革開放以來， 我國市場經(jīng)濟雖然得到極大的發(fā)展， 但總體來說我國市場體制改革仍然不盡完善， 地區(qū)市場化發(fā)展水平不均衡。

市場化水平主要通過兩方面來影響企業(yè)ESG表現(xiàn)， 進而影響ESG表現(xiàn)與企業(yè)全要素生產(chǎn)率的關(guān)系。一方面， 在市場化水平較高的地區(qū)， 產(chǎn)品、 要素、 市場的自由度和資源配置的效率較高， 政府行政干預(yù)行為較少， 市場競爭較為激烈。已有研究表明， 市場競爭會加強還是削弱企業(yè)的環(huán)境、 社會、 公司治理責(zé)任履行主要取決于是否將其作為一種差異化戰(zhàn)略來應(yīng)對市場競爭。對于我國企業(yè)而言， 在激烈的市場競爭中， 第一發(fā)展要義就是生存， 企業(yè)為了生存往往選擇通過壓縮利潤空間來獲得更多的市場份額和發(fā)展資源， 因此會減少對社會責(zé)任的投資（楊忠智和喬印虎，2013）。并且， 在市場化水平較高的地區(qū)， 競爭機制和獲取資源的途徑相對公平， 企業(yè)用于改善自身ESG行為的投入較少、 動力不足。另一方面， 在市場化水平較低的地區(qū)， 市場制度和競爭機制不完善， 政府擁有對關(guān)鍵資源、 市場準(zhǔn)入和行政審批等自由裁量的權(quán)力。與政府建立良好的關(guān)系有助于企業(yè)獲取更多的稀缺資源和競爭優(yōu)勢， 減少企業(yè)的不良信用， 獲得寬松的信貸支持， 降低企業(yè)陷入財務(wù)困境的風(fēng)險（于蔚等，2012）。并且， 在市場化水平較低的地區(qū)， 出于對外部資源的穩(wěn)定性需要， 建立良好的政企關(guān)系成為許多企業(yè)獲取外部發(fā)展資源的戰(zhàn)略手段。企業(yè)需肩負更多的ESG責(zé)任以獲取政府的信任和支持， 如環(huán)境污染治理、 精準(zhǔn)扶貧、 鄉(xiāng)村振興以及社會捐贈等活動。綜合上述兩方面的分析， 結(jié)合我國目前的ESG現(xiàn)狀， 我國企業(yè)多傾向于被動承擔(dān)ESG責(zé)任， 而不是將ESG作為一種有效應(yīng)對市場競爭的差異化戰(zhàn)略。因此， 本文認為， 相對于市場化水平較高地區(qū)的企業(yè)， 市場化水平較低地區(qū)企業(yè)的ESG表現(xiàn)對企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響更大， 從而提出如下假設(shè)：

H4： 市場化水平負向調(diào)節(jié)ESG表現(xiàn)對企業(yè)全要素生產(chǎn)率的正向影響。

三、 研究設(shè)計

（一）樣本選取與數(shù)據(jù)處理

由于ESG相關(guān)研究在我國起步較晚， 本文在整理ESG評級數(shù)據(jù)時發(fā)現(xiàn)2012年之前的ESG評級數(shù)據(jù)缺失較嚴(yán)重。因此， 以2012 ～ 2020年我國滬深A(yù)股上市公司為研究樣本， 以期獲得較為完整的數(shù)據(jù)， 所選企業(yè)以中國證監(jiān)會發(fā)布的《上市公司行業(yè)分類指引》（2012年修訂）為標(biāo)準(zhǔn)， 將ESG數(shù)據(jù)與企業(yè)全要素生產(chǎn)率數(shù)據(jù)及其他數(shù)據(jù)相匹配， 形成 2012 ～ 2020年的面板數(shù)據(jù)集。同時， 對所得的數(shù)據(jù)做以下處理： ①剔除九年內(nèi)數(shù)據(jù)缺失及嚴(yán)重異常的樣本； ②剔除當(dāng)年交易狀態(tài)為ST 和?ST的樣本； ③剔除金融業(yè)企業(yè)樣本； ④分年度對連續(xù)變量進行1%和99%分位的縮尾處理。最終， 得到10964個樣本觀測值。

（二）變量定義

1. 被解釋變量： 企業(yè)全要素生產(chǎn)率（Lntfp）。為克服固定效應(yīng)法存在的內(nèi)生性問題與OP法存在的樣本損失和可能的偏誤等問題， 本文參考魯曉東和連玉君（2012）等的研究， 使用LP法對企業(yè)全要素生產(chǎn)率進行估算。具體的測算方法如下 ：

LnYit=αit+βlLnLit+βkLnkit+βlLnLit+βmLnmit+εit

（1）

其中： 資本存量與勞動投入使用國泰安數(shù)據(jù)庫中的固定資產(chǎn)凈值與從業(yè)人員人數(shù)作為代理變量。由于我國數(shù)據(jù)庫缺乏直接數(shù)據(jù)， 企業(yè)增加值和中間要素投入需經(jīng)過計算得出。參考袁堂軍（2009）、 于新亮等（2017）的相關(guān)研究， 本文采用收入法計算企業(yè)增加值， 勞動報酬總額采用財務(wù)報告中支付給職工或為職工支付的現(xiàn)金總額。采用生產(chǎn)法計算企業(yè)中間投入， 以上公式中的其他數(shù)據(jù)均直接從國泰安數(shù)據(jù)庫中獲得。

2. 解釋變量： ESG表現(xiàn)（ESG）。華證指數(shù)建立的ESG評價體系參考了國際主流的ESG評價體系并結(jié)合了我國市場特點， 將國內(nèi)特有的經(jīng)濟指標(biāo)納入評級體系中， 具有貼近中國市場、 覆蓋范圍廣、 時效性強等特點， 在國內(nèi)得到了廣泛的認可。華證指數(shù)將ESG評級分為從優(yōu)到劣九個等級即AAA、 AA、 A、 BBB、 BB、 B、 CCC、 CC、 C， 依次將它們賦值為9 ～ 1分， ESG得分越高代表企業(yè)ESG表現(xiàn)越好， 同時將各季度得分取均值以測量年度ESG表現(xiàn)。

3. 中介變量： 融資約束（FC）?；谇拔恼撌觯?本文借鑒張悅玫等（2017）、 況學(xué)文等（2010）的研究， 采用顧雷雷和彭楊（2022）等的模型進行l(wèi)ogit回歸， 擬合企業(yè)每一年發(fā)生融資約束的概率， 取值為0 ～ 1。FC越大， 企業(yè)面臨的融資約束問題越嚴(yán)重。具體公式如下：

P（QUFC=1或0|Zit）= （2）

Zit=α0+α1Sizeit+α2Levit+α3（ ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ）it+α4MBit+α5（ ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ）it+α6（ ? ? ? ? ? ? ? ? ?）it （3）

其中： Size表示資產(chǎn)規(guī)模， 以總資產(chǎn)的自然對數(shù)作為代理變量；Lev表示企業(yè)財務(wù)杠桿率， 以年末負債總額與年末資產(chǎn)總額的比值測量； CashDiv表示企業(yè)當(dāng)年發(fā)放的現(xiàn)金股利； MB表示企業(yè)的市賬比， 以市場價值與賬面價值的比值測量； NWC表示凈營運資本， 具體計算公式為“凈營運資本=營運資本-貨幣資金-短期投資”； EBIT表示息稅前凈利潤； ta表示總資產(chǎn)。

4. 調(diào)節(jié)變量： 市場化水平（Mark）。市場化水平的測量較為復(fù)雜， 本文采用王小魯?shù)龋?021）編寫的《中國分省份市場化指數(shù)報告（2021）》的指數(shù)評分作為市場化水平的代理變量。由于該報告中2016年以前市場化指數(shù)的計算基期為2008年， 而2016 ～ 2019年市場化指數(shù)的計算基期更換為2016年， 故以2008年為計算基期計算2016 ～ 2019年市場化指數(shù)， 以統(tǒng)一數(shù)據(jù)口徑。同時， 該指數(shù)報告數(shù)據(jù)只更新到2019年， 為了使樣本數(shù)據(jù)連續(xù)完整和研究結(jié)果更加可靠， 本文參考彭玨和陳紅強（2015）的研究， 通過計算各省市場化水平的增長率推算出2020年度的數(shù)據(jù)。

5. 控制變量 。參考相關(guān)研究， 本文選取的控制變量具體包括： 企業(yè)規(guī)模（Size）、 資產(chǎn)負債率（Lev）、 資產(chǎn)收益率（Roa）、 勞動要素質(zhì)量（Lob）、 資本要素質(zhì)量（Density）， 同時還控制了年份（Year）和行業(yè)（Ind）固定效應(yīng)。具體定義見表1。

（三）模型設(shè)計

為了檢驗ESG表現(xiàn)對企業(yè)全要素生產(chǎn)率的作用效果， 本文構(gòu)建基準(zhǔn)模型如下：

Lntfpit=β0+β1ESGit+β2Controlit+∑Ind+∑Year+εit

（4）

為了檢驗ESG表現(xiàn)、 融資約束與企業(yè)全要素生產(chǎn)率的關(guān)系， 本文借鑒溫忠麟等（2022）的研究， 將ESG表現(xiàn)作為解釋變量、 融資約束作為中介變量、 企業(yè)全要素生產(chǎn)率作為被解釋變量， 建立中介效應(yīng)模型如下：

FCit=β0+β1ESGit+β2Controlit+∑Ind+∑Year+εit

（5）

Lntfpit=β0+β1ESGit+β2Controlit+β3FCit+∑Ind+

∑Year+εit ? （6）

為檢驗企業(yè)所處地區(qū)的市場化水平是否會影響ESG表現(xiàn)與企業(yè)全要素生產(chǎn)率的關(guān)系， 本文將企業(yè)全要素生產(chǎn)率作為被解釋變量、 ESG表現(xiàn)作為解釋變量、 市場化水平作為調(diào)節(jié)變量， 建立調(diào)節(jié)效應(yīng)模型如下：

Lntfpit=β0+β1ESGit+β2Markit+β3Markit×ESGit+

β4Controlit+∑Ind+∑Year+εit （7）

四、 實證結(jié)果與分析

（一）描述性統(tǒng)計與相關(guān)性分析

1. 描述性統(tǒng)計。變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果如表2所示。ESG表現(xiàn)的最大值為9， 最小值為4， 標(biāo)準(zhǔn)差為 1.153， 說明樣本企業(yè)ESG整體表現(xiàn)不好， 對ESG理念的認識在不同企業(yè)中差異較明顯。企業(yè)全要素生產(chǎn)率的最大值為12.197， 最小值為7.123， 標(biāo)準(zhǔn)差為1.101， 表明不同企業(yè)的全要素生產(chǎn)率差距較大， 但整體處于合理水平之上。融資約束的最大值為0.967， 最小值為 0， 標(biāo)準(zhǔn)差為0.265， 表明樣本企業(yè)面臨的融資約束程度差異性較大， 這可能與樣本企業(yè)所處行業(yè)相關(guān)。進一步， 融資約束的均值為0.399， 表明樣本企業(yè)普遍面臨融資約束問題。市場化水平的最大值為11.857， 最小值為3.26， 標(biāo)準(zhǔn)差為1.791， 整體差異較明顯， 但均值8.352與最大值11.857的差異較小， 說明市場化水平整體較高?？梢?， 我國市場經(jīng)濟雖然得到極大的發(fā)展， 但總體來說我國市場體制改革仍然不盡完善， 地區(qū)市場化發(fā)展水平不均衡。

2.相關(guān)性分析。對各變量進行相關(guān)性分析， 結(jié)果（限于篇幅，略）顯示， 在 1%的顯著性水平上， ESG表現(xiàn)和全要素生產(chǎn)率呈正相關(guān)關(guān)系， 初步表明良好的ESG表現(xiàn)能夠提升企業(yè)全要素生產(chǎn)率。在1%的顯著性水平上， 企業(yè)面臨的融資約束與全要素生產(chǎn)率呈負相關(guān)關(guān)系， 初步判定當(dāng)企業(yè)面臨融資約束時會降低企業(yè)的全要素生產(chǎn)率。在1%的顯著性水平上， ESG表現(xiàn)與融資約束呈負相關(guān)關(guān)系， 初步判定ESG表現(xiàn)良好的企業(yè)所面臨的融資約束程度可能更低。另外， ESG和企業(yè)全要素生產(chǎn)率與企業(yè)規(guī)模、 勞動要素質(zhì)量、 資產(chǎn)負債率等控制變量在1%的顯著性水平上正相關(guān)， 與資本要素質(zhì)量負相關(guān)。特別地， 在1%的顯著性水平上， 市場化水平與企業(yè)全要素生產(chǎn)率負相關(guān)， 與ESG表現(xiàn)正相關(guān)， 本文選取的控制變量相關(guān)系數(shù)整體上都顯著。

（二）ESG表現(xiàn)對企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響

在面板數(shù)據(jù)下， 本文經(jīng)過Hausman 檢驗選擇固定效應(yīng)模型實證驗證ESG表現(xiàn)對企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響， 回歸分析結(jié)果如表3列（1）、 （2）所示。列（1）為沒有控制年份和行業(yè)的估計結(jié)果， 列（2）控制了年份和行業(yè)， 表明無論是否控制年份和行業(yè)效應(yīng)， ESG表現(xiàn)均在1%的水平上顯著影響企業(yè)全要素生產(chǎn)率， 且估計系數(shù)顯著為正， 與H1相一致。另外， 模型的R2從列（1）的0.657增加到列（2）的0.691， 表明增加了各項控制后， 模型的合理性提高了。正如前文所述， 良好的ESG表現(xiàn)可以向資本市場充分披露企業(yè)環(huán)境、 社會和公司治理信息， 有利于加強企業(yè)與各市場主體之間的聯(lián)系， 贏得投資者的信任與支持， 不僅可以降低交易成本和代理成本， 還可以積累更多的社會戰(zhàn)略資源， 增強企業(yè)的綜合競爭力和提升企業(yè)全要素生產(chǎn)率。

（三）融資約束的中介作用

表3列（3）、 （4）列示了融資約束作為中介變量的檢驗結(jié)果。由列（3）可知， ESG表現(xiàn)在1%的水平上顯著負向影響融資約束， 說明ESG表現(xiàn)能緩解企業(yè)面臨的融資約束程度， 驗證了H2。由列（4）可知， 融資約束在1%的水平上顯著負向影響企業(yè)全要素生產(chǎn)率， 將融資約束納入ESG表現(xiàn)與企業(yè)全要素生產(chǎn)率的研究模型后， ESG表現(xiàn)在1%的水平上顯著正向影響企業(yè)全要素生產(chǎn)率， 驗證了H3。這說明， 融資約束在ESG表現(xiàn)提升企業(yè)全要素生產(chǎn)率的過程中發(fā)揮了部分中介作用， 即ESG表現(xiàn)能夠通過緩解企業(yè)面臨的融資約束程度提升企業(yè)全要素生產(chǎn)率。正如前文所述， 企業(yè)良好的ESG表現(xiàn)可以充分披露非財務(wù)性相關(guān)信息， 彌補對外信息公開不夠透明的缺陷， 緩解企業(yè)的融資約束， 進而促進企業(yè)金融資源整合和技術(shù)創(chuàng)新， 提升企業(yè)的全要素生產(chǎn)率。進一步， ESG作為綜合衡量企業(yè)非財務(wù)績效的重要指標(biāo)， 對企業(yè)的生產(chǎn)經(jīng)營決策具有重要意義。尤其是在我國經(jīng)濟由高速發(fā)展向高質(zhì)量發(fā)展轉(zhuǎn)變的宏觀環(huán)境下， 國家對企業(yè)在環(huán)境、 社會、 公司治理等方面的責(zé)任履行提出了更嚴(yán)格的監(jiān)管要求。ESG短期內(nèi)可能增加企業(yè)的經(jīng)營成本， 但長期來看有利于增強企業(yè)綜合競爭力， 推動企業(yè)自身提質(zhì)增效， H2和H3的確立有利于準(zhǔn)確指導(dǎo)企業(yè)開展ESG實踐和管理。

（四）市場化水平的調(diào)節(jié)作用

為研究不同的市場化水平下， ESG表現(xiàn)對企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響是否存在顯著差異， 本文對ESG表現(xiàn)、 ESG表現(xiàn)與市場化水平的交互項、 企業(yè)全要素生產(chǎn)率之間的關(guān)系進行回歸， 結(jié)果見表4。由回歸結(jié)果可知， 在加入調(diào)節(jié)變量及其與解釋變量的交互項Mark×ESG后， ESG表現(xiàn)的回歸系數(shù)為0.123， 且在1%的水平上顯著， 說明ESG表現(xiàn)對企業(yè)全要素生產(chǎn)率的正向影響保持顯著。進一步分析研究變量的顯著性水平， Mark×ESG的回歸系數(shù)為-0.006， 在5%的水平上顯著為負， 說明市場化水平對ESG表現(xiàn)對企業(yè)全要素生產(chǎn)率的正向作用有著削弱效應(yīng)， 即控制其他變量不變的情況下， 相對于高市場化水平地區(qū)的企業(yè)， 低市場化水平地區(qū)企業(yè)的ESG表現(xiàn)對企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響更大， 驗證了H4。正如前文所述， 在市場化水平較低的地區(qū)， 政府擁有對關(guān)鍵資源、 市場準(zhǔn)入和行政審批等自由裁量的權(quán)力， 企業(yè)更傾向于通過肩負更多ESG責(zé)任以建立良好的政企關(guān)系， 獲取更多的戰(zhàn)略發(fā)展資源和競爭優(yōu)勢。在市場化水平較高的地區(qū)， 競爭機制較完善， 資源分配相對公平， 政府行政干預(yù)較少， 企業(yè)用于改善自身ESG行為的投入較少、 動力不足。因而， 市場化水平最終削弱了ESG表現(xiàn)對企業(yè)全要素生產(chǎn)率的提升作用。

（五）穩(wěn)健性檢驗

為保證實證結(jié)果的穩(wěn)健性， 本文通過替換被解釋變量的測量方法和將解釋變量滯后一期進行穩(wěn)健性檢驗。限于篇幅， 檢驗結(jié)果未列出。

1. 替換被解釋變量的測量方法。考慮到采用LP方法測量企業(yè)全要素生產(chǎn)率具有特異性， 為了避免測算方法造成的選擇性偏誤， 提高研究結(jié)果的可靠性， 本文借鑒魯曉東和連玉君（2012）的研究， 使用OP法測量企業(yè)全要素生產(chǎn)率。由檢驗結(jié)果可知， 在采用不同估算方法避免選擇性偏誤后， ESG表現(xiàn)的回歸系數(shù)無論是否控制年份和行業(yè)均顯著為正， 與前文實證檢驗結(jié)果一致， 說明ESG表現(xiàn)對企業(yè)全要素生產(chǎn)率的促進作用是穩(wěn)健的。

2. 將ESG表現(xiàn)滯后一期重新進行回歸?；鶞?zhǔn)模型的實證檢驗結(jié)果表明， 良好的ESG表現(xiàn)有利于企業(yè)全要素生產(chǎn)率的提升， 但企業(yè)全要素生產(chǎn)率與ESG表現(xiàn)也可能會存在雙向因果關(guān)系， 企業(yè)全要素生產(chǎn)率越高， 企業(yè)的經(jīng)營管理越規(guī)范， 因而企業(yè)有足夠的積極性和資金投入ESG活動中。為進一步檢驗ESG表現(xiàn)對企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響效果， 本文將ESG表現(xiàn)滯后一期重新進行回歸， 通過滯后項緩解雙向因果問題。由回歸結(jié)果可知， 滯后一期的ESG表現(xiàn)的回歸系數(shù)與前文實證檢驗結(jié)果一致， 在1%的水平上顯著為正， 說明滯后一期的ESG表現(xiàn)與當(dāng)期的ESG表現(xiàn)對企業(yè)全要素生產(chǎn)率均具有促進作用， 結(jié)論是穩(wěn)健的。總的來說， 在穩(wěn)健性檢驗的結(jié)果中， ESG表現(xiàn)和企業(yè)全要素生產(chǎn)率的關(guān)系沒有發(fā)生改變， 因此本文的研究結(jié)論具有穩(wěn)健性。

五、 研究結(jié)論與啟示

（一）研究結(jié)論

當(dāng)前， 環(huán)境污染、 氣候變化和公共衛(wèi)生等問題隨著社會的發(fā)展呈井噴式爆發(fā)， 如何促進經(jīng)濟社會可持續(xù)發(fā)展已經(jīng)成為我國現(xiàn)階段面臨的首要問題。為應(yīng)對發(fā)展所導(dǎo)致的環(huán)境和社會問題， 把高質(zhì)量發(fā)展貫穿于社會主義現(xiàn)代化建設(shè)的各領(lǐng)域和全過程已經(jīng)成為新的時代命題。ESG是企業(yè)經(jīng)濟價值觀和社會價值觀的統(tǒng)一， 其核心要義高度契合高質(zhì)量發(fā)展理念， 對強化企業(yè)環(huán)境、 社會和公司治理意識， 促進經(jīng)濟綠色轉(zhuǎn)型， 推進企業(yè)治理理念變革具有重要意義。本文以2012 ～ 2020年滬深A(yù)股上市公司為研究樣本， 對ESG表現(xiàn)與企業(yè)全要素生產(chǎn)率之間的關(guān)系進行實證研究， 并具體分析了其可能的傳導(dǎo)路徑和作用規(guī)律， 本文的研究結(jié)論表明： ①ESG表現(xiàn)與企業(yè)全要素生產(chǎn)率顯著正相關(guān)， 良好的ESG表現(xiàn)有利于提升企業(yè)全要素生產(chǎn)率。②在ESG表現(xiàn)提升企業(yè)全要素生產(chǎn)率的過程中， 融資約束具有中介作用。③ESG表現(xiàn)與企業(yè)全要素生產(chǎn)率之間的關(guān)系受地區(qū)市場化水平的影響， 相對于位于市場化水平較高地區(qū)的企業(yè)， 位于市場化水平較低地區(qū)企業(yè)的ESG表現(xiàn)對企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響更大。

（二）啟示

基于以上研究結(jié)論， 本文得到以下啟示： 首先， 政府部門應(yīng)積極推進ESG實踐， 有效推動經(jīng)濟綠色轉(zhuǎn)型升級。從推進全社會ESG實踐來看， 不能“眉毛胡子一把抓”， 可以按照企業(yè)規(guī)模和市場化水平逐步落實推進， 對環(huán)境污染水平高的企業(yè)按期進行ESG評級， 制定短期、 中期、 長期規(guī)劃目標(biāo)（王大地和黃潔，2021）， 積極穩(wěn)步推進ESG實踐， 提升企業(yè)全要素生產(chǎn)率， 促進經(jīng)濟綠色轉(zhuǎn)型升級， 最終實現(xiàn)經(jīng)濟社會高質(zhì)量發(fā)展。其次， 企業(yè)要提升全要素生產(chǎn)率， 應(yīng)將ESG納入經(jīng)營發(fā)展的戰(zhàn)略規(guī)劃中， 從戰(zhàn)略層面完善ESG管理。企業(yè)應(yīng)將對環(huán)境的友好與社會責(zé)任的承擔(dān)內(nèi)化到公司治理之中， 充分考慮市場因素， 通過良好的ESG表現(xiàn)樹立積極正面的企業(yè)形象， 緩解企業(yè)面臨的融資約束程度， 進而獲得充裕的資金來提高技術(shù)創(chuàng)新水平和全要素生產(chǎn)率， 創(chuàng)造高附加值的綜合效益。最后， 我國相關(guān)研究機構(gòu)應(yīng)當(dāng)及時引導(dǎo)建立與中國國情和高質(zhì)量發(fā)展階段經(jīng)濟特征相吻合的ESG評級體系， 加快ESG頂層設(shè)計（白雄等，2022）。通過權(quán)威統(tǒng)一的ESG評級體系， 自上而下有效推動ESG發(fā)展進程， 加強行業(yè)內(nèi)部之間的互相監(jiān)督， 提升企業(yè)整體ESG表現(xiàn)和全要素生產(chǎn)率， 降低企業(yè)的融資約束程度， 維護金融市場平穩(wěn)運行， 促進經(jīng)濟社會高質(zhì)量發(fā)展和生態(tài)環(huán)境高水平保護。

【 主 要 參 考 文 獻 】

白雄，朱一凡，韓錦綿．ESG表現(xiàn)、機構(gòu)投資者偏好與企業(yè)價值［ J］．統(tǒng)計與信息論壇，2022（10）：117 ～ 128．

陳曉珊，劉洪鐸．投資者關(guān)注影響上市公司ESG表現(xiàn)嗎？—來自網(wǎng)絡(luò)搜索量的經(jīng)驗證據(jù)［ J］．中南財經(jīng)政法大學(xué)學(xué)報，2023（2）：15 ～ 27．

戴天仕，徐現(xiàn)祥．中國的技術(shù)進步方向［ J］．世界經(jīng)濟，2010（11）：54 ～ 70．

鄧可斌，曾海艦．中國企業(yè)的融資約束：特征現(xiàn)象與成因檢驗［ J］．經(jīng)濟研究，2014（2）：47 ～ 60+140．

顧雷雷，彭楊．慈善捐贈對企業(yè)績效的影響—企業(yè)生命周期的調(diào)節(jié)作用［ J］．管理評論，2022（3）：243 ～ 254．

郝穎．ESG理念下的企業(yè)價值創(chuàng)造與重塑［ J］．財會月刊，2023（1）：20 ～ 25．

況學(xué)文，施臻懿，何恩良．中國上市公司融資約束指數(shù)設(shè)計與評價［ J］．山西財經(jīng)大學(xué)學(xué)報，2010（5）：110 ～ 117．

李端，郭佳軒，李海英．ESG表現(xiàn)、技術(shù)創(chuàng)新與全要素生產(chǎn)率——來自我國醫(yī)藥行業(yè)的證據(jù)［ J］．財會月刊，2023（11）：143 ～ 150．

李心斐，李芳芳．重污染企業(yè)社會責(zé)任對全要素生產(chǎn)率的影響研究——基于研發(fā)投入的中介作用［ J］．行政論壇，2022（1）：135 ～ 142．

魯曉東，連玉君．中國工業(yè)企業(yè)全要素生產(chǎn)率估計：1999—2007［ J］．經(jīng)濟學(xué)（季刊），2012（2）：541 ～ 558．

買生，張紋瑞，鄭潔．企業(yè)社會責(zé)任與企業(yè)社會資本——基于市場化程度與行業(yè)競爭地位的調(diào)節(jié)效應(yīng)［ J］．會計之友，2020（2）：13 ～ 19．

彭玨，陳紅強．內(nèi)部控制、市場化進程與企業(yè)社會責(zé)任［ J］．現(xiàn)代財經(jīng)（天津財經(jīng)大學(xué)學(xué)報），2015（6）：43 ～ 54．

任曙明，呂鐲．融資約束政府補貼與全要素生產(chǎn)率——來自中國裝備制造企業(yè)的實證研究［ J］．管理世界，2014（11）：10 ～ 23+187．

盛明泉，余璐，王文兵．ESG與家族企業(yè)全要素生產(chǎn)率［ J］．財務(wù)研究，2022（2）：58 ～ 67．

水會莉，韓慶蘭．融資約束、稅收激勵與企業(yè)研發(fā)投入——來自中國制造業(yè)上市公司的證據(jù)［ J］．科技管理研究，2016（7）：30 ～ 36．

孫慧，祝樹森，張賢峰．ESG表現(xiàn)、公司透明度與企業(yè)聲譽［ J］．軟科學(xué)，2023（1）：1 ～ 10．

唐鵬程，楊樹旺．環(huán)境保護與企業(yè)發(fā)展真的不可兼得嗎？［ J］．管理評論，2018（8）：225 ～ 235．

王大地，黃潔．ESG理論與實踐［M］．北京：經(jīng)濟管理出版社，2021．

王雙進，田原，黨莉莉．工業(yè)企業(yè)ESG責(zé)任履行、競爭戰(zhàn)略與財務(wù)績效［ J］．會計研究，2022（3）：77 ～ 92．

王小魯，樊綱，胡李鵬．中國分省份市場化指數(shù)報告［M］．北京：社會科學(xué)文獻出版社，2021．

溫忠麟，方杰，謝晉艷等．國內(nèi)中介效應(yīng)的方法學(xué)研究［ J］．心理科學(xué)進展，2022（8）：1692 ～ 1702．

吳超，楊樹旺，唐鵬程等．中國重污染行業(yè)綠色創(chuàng)新效率提升模式構(gòu)建［ J］．中國人口·資源與環(huán)境，2018（5）：40 ～ 48．

薛天航，郭沁，肖文．雙碳目標(biāo)背景下ESG對企業(yè)價值的影響機理與實證研究［ J］．社會科學(xué)戰(zhàn)線，2022（11）：89 ～ 99+281．

楊忠智，喬印虎．行業(yè)競爭屬性、公司特征與社會責(zé)任關(guān)系研究——基于上市公司的實證分析［ J］．科研管理，2013（3）：58 ～ 67．

于新亮，程遠，胡秋陽．企業(yè)年金的“生產(chǎn)率效應(yīng)”［ J］．中國工業(yè)經(jīng)濟，2017（1）：155 ～ 173．

于蔚，汪淼軍，金祥榮．政治關(guān)聯(lián)和融資約束：信息效應(yīng)與資源效應(yīng)［ J］．經(jīng)濟研究，2012（9）：125 ～ 139．

袁堂軍．中國企業(yè)全要素生產(chǎn)率水平研究［ J］．經(jīng)濟研究，2009（6）：52 ～ 64．

袁業(yè)虎，熊笑涵．上市公司ESG表現(xiàn)與企業(yè)績效關(guān)系研究——基于媒體關(guān)注的調(diào)節(jié)作用［ J］．江西社會科學(xué)，2021（10）：68 ～ 77．

張軍擴，侯永志，劉培林等．高質(zhì)量發(fā)展的目標(biāo)要求和戰(zhàn)略路徑［ J］．管理世界，2019（7）：1 ～ 7．

張悅玫，張芳，李延喜．會計穩(wěn)健性、融資約束與投資效率［ J］．會計研究，2017（9）：35 ～ 40+96．

Benitez J.，Ruiz L.，Castillo A.，et al.. How Corporate Social Responsibility Activities Influence Employer Reputation： The Role of Social Media Capability［ J］． Decision Support Systems，2020（9）：113 ～ 223．

Fazzari Steven M.， Athey Michael J.. Asymmetric ?Information， ?Financing Constraints， and Investment［ J］． Review of Economics & Statistics，1987（3）：481 ～ 487．

Friede G.， Busch T.， Bassen A.. ESG and Financial Performance： Aggregated Evidence from More than 2000 Empirical Studies［ J］． Journal of Sustainable Finance & Investment，2015（4）：210 ～ 233．

Olley G. Steven， Pakes Ariel. The Dynamics of Productivity in the Telecommunications Equipment Industry［ J］． Econometrica，1996（6）：1263 ～ 1297．