綠色金融、數(shù)字化轉(zhuǎn)型與企業(yè)ESG表現(xiàn)

郭淑娟 閆彩鳳

摘?要：本文以2013—2021年滬深兩市A股上市公司為研究對象，揭示綠色金融、數(shù)字化轉(zhuǎn)型與企業(yè)ESG表現(xiàn)的關(guān)系。研究發(fā)現(xiàn)，綠色金融總體上促進(jìn)企業(yè)ESG表現(xiàn)提升，但二者間并非線性關(guān)系，而是呈現(xiàn)動(dòng)態(tài)的“潛力滯后—緩慢釋放”的非線性變化軌跡。綠色金融發(fā)展對數(shù)字化轉(zhuǎn)型的影響具有非線性特征，數(shù)字化轉(zhuǎn)型在綠色金融與企業(yè)ESG表現(xiàn)間起中介作用，但這種中介作用體現(xiàn)為遮掩效應(yīng)；數(shù)字化轉(zhuǎn)型導(dǎo)致綠色金融對企業(yè)ESG的推動(dòng)作用是非線性的，隨著數(shù)字化轉(zhuǎn)型提升，綠色金融對企業(yè)ESG表現(xiàn)的促進(jìn)作用緩慢釋放。進(jìn)一步分析發(fā)現(xiàn)，綠色金融對企業(yè)ESG表現(xiàn)的促進(jìn)作用在信息不對稱較低組、金融基礎(chǔ)較高組、重污染行業(yè)與國有企業(yè)中更顯著；綠色金融同群效應(yīng)顯著促進(jìn)企業(yè)ESG表現(xiàn)提升；ESG表現(xiàn)同群效應(yīng)顯著改善環(huán)境績效，但對財(cái)務(wù)績效短期無顯著影響。

關(guān)鍵詞：綠色金融；企業(yè)ESG表現(xiàn)；數(shù)字化轉(zhuǎn)型；同群效應(yīng)

中圖分類號：F49；F83251；F271??文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A??文章編號：1001-148X（2024）01-0091-12

收稿日期：2023-03-12

作者簡介：郭淑娟（1974—），女，山西長治人，教授，博士，研究方向：公司治理；閆彩鳳（1999—），女，山西忻州人，碩士研究生，研究方向：公司治理。

基金項(xiàng)目：山西省哲學(xué)社會(huì)科學(xué)規(guī)劃課題，?項(xiàng)目編號：2022YY025；?山西省科技戰(zhàn)略研究專項(xiàng)，?項(xiàng)目編號：?202204031401056；?山西省科技戰(zhàn)略研究專項(xiàng)，?項(xiàng)目編號：202104031402054；山西省科技戰(zhàn)略研究專項(xiàng)，項(xiàng)目編號：202104031402058；山西省省籌資金資助。

一、引言

2006年，聯(lián)合國責(zé)任投資原則組織（UN-PRI）首次提出ESG（Environmental，Social?and?Governance）理念并推動(dòng)全球踐行至今，旨在鼓勵(lì)各國將ESG因素作為企業(yè)核心價(jià)值的基石，倡導(dǎo)企業(yè)重視環(huán)境保護(hù)、社會(huì)責(zé)任與公司治理的協(xié)調(diào)統(tǒng)一。ESG不僅與我國創(chuàng)新、協(xié)調(diào)、綠色、開放、共享的新發(fā)展理念相一致，而且其可持續(xù)發(fā)展、綠色低碳等核心思想與“雙碳”目標(biāo)不謀而合，對企業(yè)發(fā)展提出了新要求，不僅要追求財(cái)務(wù)績效、更要積極履行企業(yè)在環(huán)境保護(hù)、社會(huì)責(zé)任、公司治理等方面的責(zé)任。

綠色金融是指將金融資源優(yōu)先配置于改善生態(tài)環(huán)境、減少資源浪費(fèi)與低碳轉(zhuǎn)型等領(lǐng)域的經(jīng)濟(jì)活動(dòng)。據(jù)初步估算，我國實(shí)現(xiàn)“雙碳”戰(zhàn)略所需投資大約在150萬億至300萬億元人民幣，如此巨額的資金缺口不僅需要政府財(cái)政支持，還需充分發(fā)揮資本市場的力量，而綠色金融作為助推“雙碳”目標(biāo)實(shí)現(xiàn)的重要渠道，為企業(yè)綠色發(fā)展提供了關(guān)鍵性保障。資源基礎(chǔ)與技術(shù)進(jìn)步是建設(shè)企業(yè)ESG體系的核心驅(qū)動(dòng)力，而金融所承接的促進(jìn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的基本功能便是資源支持，為衡量技術(shù)進(jìn)步的影響，本文引入數(shù)字化轉(zhuǎn)型這一變量，檢驗(yàn)綠色金融、數(shù)字化轉(zhuǎn)型對企業(yè)ESG表現(xiàn)的綜合效應(yīng)。

本文可能的邊際貢獻(xiàn)：第一，在理論上將綠色金融、數(shù)字化轉(zhuǎn)型與企業(yè)ESG表現(xiàn)納入同一研究框架，并結(jié)合綠色金融與數(shù)字化轉(zhuǎn)型發(fā)展的不同階段，探究綠色金融對企業(yè)ESG表現(xiàn)的非線性特征及作用機(jī)制，厘清二者之間的內(nèi)在邏輯，深化了綠色金融的經(jīng)濟(jì)效應(yīng)與企業(yè)ESG表現(xiàn)的影響因素研究。第二，在實(shí)踐上，基于信息不對稱、金融基礎(chǔ)及行業(yè)、企業(yè)性質(zhì)角度探究綠色金融對企業(yè)ESG表現(xiàn)的差異化作用，為企業(yè)根據(jù)不同的市場環(huán)境與企業(yè)性質(zhì)制定更有利于提升企業(yè)ESG表現(xiàn)的戰(zhàn)略方針，并揭示了綠色金融、企業(yè)ESG表現(xiàn)的同群效應(yīng)及經(jīng)濟(jì)后果分析，探索企業(yè)基于競爭學(xué)習(xí)與制度同構(gòu)等方面的“傳染效應(yīng)”，從而推動(dòng)企業(yè)ESG表現(xiàn)穩(wěn)步提升，促進(jìn)財(cái)務(wù)績效與環(huán)境績效雙贏目的的實(shí)現(xiàn)。

二、文獻(xiàn)回顧與研究假設(shè)

（一）綠色金融與企業(yè)ESG表現(xiàn)

ESG理念作為衡量企業(yè)全面可持續(xù)發(fā)展的重要體系，建立在傳統(tǒng)的財(cái)務(wù)績效衡量指標(biāo)基礎(chǔ)上，是一種更加關(guān)注企業(yè)環(huán)境、社會(huì)與公司治理整合的評價(jià)標(biāo)準(zhǔn)與投資理念，更有利于推進(jìn)環(huán)境、經(jīng)濟(jì)與公司治理的協(xié)調(diào)統(tǒng)一。同時(shí)，利益相關(guān)者也將ESG表現(xiàn)作為考量企業(yè)價(jià)值的關(guān)鍵指標(biāo)。然而，從2022年度新華網(wǎng)ESG評級結(jié)果來看，A股上市企業(yè)中獲“AA”級以上僅占61家，超半數(shù)企業(yè)獲“BBB”評級，評級較低的企業(yè)占比較大，表明半數(shù)以上企業(yè)ESG表現(xiàn)還有待提升，阻礙企業(yè)ESG表現(xiàn)提升的原因在于：一是企業(yè)本身技術(shù)落后、治理經(jīng)驗(yàn)不足，缺乏新的技術(shù)產(chǎn)品支持，企業(yè)踐行ESG戰(zhàn)略的成本較高，大量企業(yè)并不具備進(jìn)一步提升ESG表現(xiàn)的能力；二是要想提高企業(yè)ESG表現(xiàn)需要投入資源，且需承擔(dān)回報(bào)周期長、主營業(yè)務(wù)投資被擠占的風(fēng)險(xiǎn)，部分企業(yè)即使有意愿提升ESG表現(xiàn)，但無法保障企業(yè)主營業(yè)務(wù)與ESG投入雙管齊下，存在“有心無力”的現(xiàn)象［1］。

從資源依賴?yán)碚撆c利益相關(guān)者理論來看，企業(yè)需要從外部獲取資源以求生存和發(fā)展［2］。針對上述企業(yè)發(fā)展ESG所面臨的問題，綠色金融的天然優(yōu)勢——資本效應(yīng)與技術(shù)效應(yīng)提出了合適的解決方案。其一，綠色金融的本質(zhì)便是將金融行業(yè)與綠色產(chǎn)業(yè)相互銜接，提高金融業(yè)服務(wù)于環(huán)境產(chǎn)業(yè)的精確性所作出的高效經(jīng)濟(jì)活動(dòng)，區(qū)別于傳統(tǒng)的“命令控制型”環(huán)境規(guī)制政策，綠色金融通過市場化機(jī)制提高金融配置效率，促進(jìn)金融創(chuàng)新［3］，適時(shí)地將資金傾斜于綠色產(chǎn)業(yè)，保障其發(fā)展所需資金；其二，技術(shù)問題也歸咎于金融，綠色金融發(fā)展通過改善融資環(huán)境，為企業(yè)技術(shù)研發(fā)投入提供充足的資金，靶向性地支持企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新［4］。故需充分發(fā)揮綠色金融的資源配置優(yōu)化驅(qū)動(dòng)效用，引導(dǎo)資金流向綠色產(chǎn)業(yè)，促進(jìn)企業(yè)綜合發(fā)展環(huán)境、社會(huì)與治理問題，幫助我國跳出“環(huán)境庫茲涅茨陷阱”，從而達(dá)到兼顧經(jīng)濟(jì)績效與環(huán)境績效的目的［5］。

但動(dòng)態(tài)來看，還需謹(jǐn)慎思考綠色金融的發(fā)展，國內(nèi)綠色金融起步較晚，開發(fā)性金融創(chuàng)新工具尚處于探索期，對綠色金融的認(rèn)定標(biāo)準(zhǔn)還未統(tǒng)一，金融監(jiān)管和金融創(chuàng)新的實(shí)現(xiàn)機(jī)制并不完善，少數(shù)企業(yè)存在“染綠”或“洗綠”的投機(jī)行為［6］。在起步階段，綠色金融實(shí)施規(guī)模較小，難以達(dá)到規(guī)模經(jīng)濟(jì)的門檻，綠色金融驅(qū)動(dòng)企業(yè)ESG表現(xiàn)的潛能并不足以釋放，即綠色金融對企業(yè)ESG表現(xiàn)的促進(jìn)作用存在一定的滯后效應(yīng)；在發(fā)展階段，綠色金融創(chuàng)新的相關(guān)監(jiān)督與管理機(jī)制日益完善，企業(yè)投機(jī)行為逐漸減少，綠色金融得以充分發(fā)揮其資本效應(yīng)與技術(shù)效應(yīng)，但總體上，綠色金融發(fā)展水平尚未滿足市場需求與制度供給的要求，與現(xiàn)有經(jīng)濟(jì)、社會(huì)的協(xié)調(diào)度不高，導(dǎo)致綠色金融對企業(yè)ESG表現(xiàn)的拉動(dòng)作用不能充分釋放，企業(yè)綠色金融并未達(dá)到效率釋放的數(shù)量級，故綠色金融對企業(yè)ESG表現(xiàn)的促進(jìn)作用有所增大，但仍呈現(xiàn)綠色金融驅(qū)動(dòng)作用未充分釋放的局面，目前我國綠色金融的發(fā)展尚未進(jìn)入加速階段，因此，綠色金融對企業(yè)ESG表現(xiàn)的影響具有非線性特征。綜上，本文提出如下假設(shè)：

H1：綠色金融對企業(yè)ESG表現(xiàn)具有促進(jìn)效應(yīng)。

H2：隨著綠色金融的發(fā)展，綠色金融對企業(yè)ESG表現(xiàn)的影響具有“潛力滯后—緩慢釋放”的非線性軌跡。

（二）綠色金融、數(shù)字化轉(zhuǎn)型與企業(yè)ESG表現(xiàn)

基于利益相關(guān)者價(jià)值互惠效應(yīng)［7］與企業(yè)社會(huì)責(zé)任的保險(xiǎn)機(jī)制［8］分析，企業(yè)為獲取最大財(cái)務(wù)回報(bào)，試圖降低社會(huì)責(zé)任成本以追求利潤最大化，導(dǎo)致部分企業(yè)選擇性重點(diǎn)披露環(huán)保信息［9］，引發(fā)一系列“漂綠”行為［10］以及企業(yè)承擔(dān)偽社會(huì)責(zé)任如操縱披露語言以獲取投資者認(rèn)可等［11］。然而，企業(yè)數(shù)字化轉(zhuǎn)型技術(shù)的運(yùn)用，使企業(yè)各項(xiàng)披露信息有跡可循，提高了企業(yè)信息披露的真實(shí)性，同時(shí)極大地緩解了利益相關(guān)者與企業(yè)間信息不對稱現(xiàn)象［12］。此外，數(shù)字化技術(shù)加速了企業(yè)由傳統(tǒng)生產(chǎn)模式向數(shù)字化智能發(fā)展的轉(zhuǎn)型［13］，提高了投資者ESG投資能力，監(jiān)管部門的治理效率也大幅提升，因此，數(shù)字技術(shù)的應(yīng)用降低了企業(yè)內(nèi)部的信息披露成本與社會(huì)責(zé)任履行成本，為企業(yè)ESG轉(zhuǎn)型提供了充足的物質(zhì)激勵(lì)，也增強(qiáng)了企業(yè)的ESG信息質(zhì)量與管理能力，故企業(yè)內(nèi)外部的共同激勵(lì)作用進(jìn)一步推動(dòng)了我國ESG表現(xiàn)的穩(wěn)步發(fā)展。

數(shù)字化轉(zhuǎn)型初期階段，企業(yè)戰(zhàn)略管理重心向其傾斜，資金壓力、技術(shù)問題等均優(yōu)先支持?jǐn)?shù)字化轉(zhuǎn)型，考慮到企業(yè)內(nèi)部資源有限且綠色金融實(shí)現(xiàn)周期較長，績效提升難度較大，數(shù)字化轉(zhuǎn)型與綠色金融同時(shí)發(fā)展往往不可兼得，故企業(yè)選擇重點(diǎn)實(shí)施數(shù)字化轉(zhuǎn)型，導(dǎo)致綠色金融對企業(yè)ESG表現(xiàn)的促進(jìn)作用難以顯現(xiàn)；隨著數(shù)字化轉(zhuǎn)型發(fā)展逐漸完善，企業(yè)可以充分利用數(shù)字化技術(shù)為綠色金融的開拓實(shí)施護(hù)航，而綠色金融將資源優(yōu)先于綠色行業(yè)的同時(shí)，也可借助數(shù)字化技術(shù)提高其識(shí)別能力，更精準(zhǔn)地將綠色金融提供給需要的企業(yè)，進(jìn)而強(qiáng)化數(shù)字化轉(zhuǎn)型與綠色金融的互相補(bǔ)充作用，更有利于發(fā)揮綠色金融的促進(jìn)作用，故綠色金融對企業(yè)ESG表現(xiàn)的促進(jìn)作用逐漸釋放。又因?yàn)槲覈G色金融尚在發(fā)展不完善的階段，故綠色金融與數(shù)字化轉(zhuǎn)型的融合還待深入，二者磨合發(fā)展還需一定時(shí)間努力，故二者對企業(yè)ESG表現(xiàn)的作用也僅僅是暫時(shí)的抑制?；谝陨戏治?，本文提出以下假設(shè)：

H3：在數(shù)字化轉(zhuǎn)型初期階段，綠色金融會(huì)弱化數(shù)字化轉(zhuǎn)型；在數(shù)字化轉(zhuǎn)型發(fā)展階段，綠色金融會(huì)強(qiáng)化數(shù)字化轉(zhuǎn)型，進(jìn)而產(chǎn)生對企業(yè)ESG表現(xiàn)的促進(jìn)作用。

H4：數(shù)字化轉(zhuǎn)型在綠色金融與企業(yè)ESG表現(xiàn)間存在中介效應(yīng)。

H5：隨著數(shù)字化轉(zhuǎn)型的發(fā)展，綠色金融對企業(yè)ESG表現(xiàn)的促進(jìn)作用逐漸呈現(xiàn)（抑制作用將減弱）。

三、研究設(shè)計(jì)

（一）樣本選取與數(shù)據(jù)來源

以2013—2021年滬深兩市A股上市公司為研究對象，樣本篩選如下：（1）剔除金融、房地產(chǎn)業(yè)公司樣本；（2）剔除ST與*ST的樣本；（3）剔除相關(guān)變量缺失嚴(yán)重的數(shù)據(jù)；（4）采取合并報(bào)表數(shù)據(jù)，并對所有連續(xù)變量進(jìn)行上下1%縮尾，經(jīng)平衡面板處理，最終得到16200個(gè)公司—年度有效觀測值。企業(yè)ESG評級數(shù)據(jù)源自WIND數(shù)據(jù)庫，數(shù)字化轉(zhuǎn)型指標(biāo)源于上市公司年報(bào)文本分析，對綠色金融的度量，綠色信貸、綠色投資、綠色保險(xiǎn)和碳金融的數(shù)據(jù)源于EPS數(shù)據(jù)庫，綠色證券數(shù)據(jù)源于WIND數(shù)據(jù)庫，其他與企業(yè)治理相關(guān)的變量來自CSMAR數(shù)據(jù)庫，采用軟件Stata160展開數(shù)據(jù)實(shí)證分析。

（二）變量定義

1被解釋變量

企業(yè)ESG表現(xiàn)選用華證ESG評價(jià)體系加以刻畫，該指標(biāo)體系以國外ESG發(fā)展經(jīng)驗(yàn)為基礎(chǔ)，結(jié)合我國實(shí)際情況進(jìn)行調(diào)整，具有覆蓋范圍廣、時(shí)效性強(qiáng)等優(yōu)勢，故本文借鑒王禹等（2022）［14］、高杰英等（2021）［15］和王琳璘等（2022）［2］的研究，將華證評級九個(gè)等級C-AAA由低到高分別賦值為1-9，由此得到變量ESG，數(shù)值越大表示ESG表現(xiàn)越好。

2解釋變量

綠色金融（gfin），借鑒李曉西（2014）［16］、周琛影等（2022）［17］對綠色金融指標(biāo)體系的設(shè)置，充分考慮綠色金融的內(nèi)涵與服務(wù)類型，采用主成分分析法從綠色信貸、綠色證券、綠色投資、綠色保險(xiǎn)和碳金融五個(gè)維度合成綠色金融發(fā)展綜合水平指標(biāo)。其中，綠色信貸采用逆向指標(biāo)測度，具體為高耗能工業(yè)企業(yè)利息支出與工業(yè)企業(yè)利息總支出的比重；綠色證券采用環(huán)保企業(yè)A股市值與Ａ股總市值的比重表示；綠色投資選擇治理污染投資與GDP的比重來表示；綠色保險(xiǎn)的衡量采用環(huán)境責(zé)任險(xiǎn)規(guī)模占比表示，考慮到我國環(huán)境責(zé)任險(xiǎn)推行時(shí)間較晚，數(shù)據(jù)披露不夠，對綠色保險(xiǎn)的衡量采用與環(huán)境較為相關(guān)的農(nóng)業(yè)保險(xiǎn)替代環(huán)境責(zé)任險(xiǎn)；碳金融的衡量，采用二氧化碳排放量與GDP的比重來表示。各指標(biāo)具體測度及屬性見表1。

3中介變量

數(shù)字化轉(zhuǎn)型，借鑒吳非等（2021）研究［18］，首先，分別從五個(gè)角度“人工智能技術(shù)”“區(qū)塊鏈技術(shù)”“云計(jì)算技術(shù)”“大數(shù)據(jù)技術(shù)”與“數(shù)字技術(shù)應(yīng)用”確定各層面關(guān)鍵詞并形成術(shù)語詞典；其次，通過Python爬取年報(bào)文本，并搜索該關(guān)鍵詞在每個(gè)公司年報(bào)中出現(xiàn)次數(shù)，并將其加總；最后，鑒于數(shù)據(jù)呈現(xiàn)一定右偏分布，對關(guān)鍵詞出現(xiàn)次數(shù)求和加1并取自然對數(shù)處理，得到數(shù)字化轉(zhuǎn)型的綜合指標(biāo)（digital）。

4控制變量

借鑒已有研究［5，19］，將企業(yè)規(guī)模Size、資產(chǎn)負(fù)債率Lev、總資產(chǎn)凈利率ROA、公司成長性Growth、董事人數(shù)Board、獨(dú)董比例Indep、兩職合一Dual、第一大股東持股比例Top1、產(chǎn)權(quán)性質(zhì)SOE與公司成立年限Firmage設(shè)置為控制變量，并控制時(shí)間與行業(yè)效應(yīng)。各變量名稱及定義見表2。

（三）模型設(shè)定

為檢驗(yàn)綠色金融對企業(yè)ESG表現(xiàn)的總效應(yīng)，構(gòu)建如下基準(zhǔn)模型：

ESGi，t=α0+α1gfini，t+α2Xi，t+εi+σt+μi，t（1）

式（1）中，i和t分別代表企業(yè)和年份，ESGi，t為企業(yè)ESG表現(xiàn)，gfini，t為綠色金融發(fā)展水平，Xi，t表示一系列控制變量，εi、σt分別為行業(yè)和時(shí)間固定效應(yīng)，μi，t表示隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。

為檢驗(yàn)綠色金融發(fā)展水平提升后，其對企業(yè)ESG表現(xiàn)可能存在的非線性效應(yīng)，構(gòu)建面板門檻模型如下：

ESGi，t=ρ0+ρ1gfini，t×Igfini，tθ+ρ2gfini，t×Igfini，t>θ+ρ3Xi，t+εi+σt+μi，t（2）

式（2）中，門檻變量為綠色金融發(fā)展水平gfini，t，?I·為示性函數(shù)，當(dāng)滿足括號內(nèi)條件取值為1，否則為0。式（2）為單門檻模型，可根據(jù)實(shí)證檢驗(yàn)的需要將其擴(kuò)充至多門檻模型。

為檢驗(yàn)不同數(shù)字化轉(zhuǎn)型環(huán)境下綠色金融對數(shù)字化轉(zhuǎn)型的差異性影響，設(shè)定模型如下：

digitali，t=η0+η1gfini，t×Idigitali，tθ+η2gfini，t×Idigitali，t>θ+η3Xi，t+εi+σt+μi，t（3）

式（3）中，digitali，t為數(shù)字化轉(zhuǎn)型門檻變量。為驗(yàn)證數(shù)字化轉(zhuǎn)型在綠色金融與企業(yè)ESG表現(xiàn)間的作用機(jī)制，在式（1）基礎(chǔ)上構(gòu)建中介效應(yīng)模型進(jìn)行檢驗(yàn)。具體步驟如下：在綠色金融發(fā)展水平對企業(yè)ESG表現(xiàn)的回歸系數(shù)α1顯著的情況下，分別構(gòu)建綠色金融對數(shù)字化轉(zhuǎn)型的回歸方程以及綠色金融、數(shù)字化轉(zhuǎn)型對企業(yè)ESG表現(xiàn)的回歸方程，依據(jù)β1、γ2等估計(jì)參數(shù)的顯著性及大小、γ1判斷數(shù)字化轉(zhuǎn)型在綠色金融和企業(yè)ESG表現(xiàn)之間是否起到中介作用。因此，設(shè)定如下中介效應(yīng)模型：

digitali，t=β0+β1gfini，t+α2Xi，t+εi+σt+μi，t（4）

ESGi，t=γ0+γ1gfini，t+γ2digitali，t+γ3Xi，t+εi+σt+μi，t（5）

為考察隨數(shù)字化轉(zhuǎn)型發(fā)展，綠色金融對企業(yè)ESG表現(xiàn)的促進(jìn)效應(yīng)是否發(fā)生變化，以數(shù)字化轉(zhuǎn)型為門檻變量設(shè)定如下模型：

ESGi，t=ω0+ω1gfini，t×Idigitali，tθ+ω2gfini，t×Idigitali，t>θ+ω3Xi，t+εi+σt+μi，t（6）

四、實(shí)證結(jié)果分析

（一）描述性統(tǒng)計(jì)分析

主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)分析如表3所示。結(jié)果顯示，企業(yè)ESG表現(xiàn)均值為6573，說明企業(yè)ESG平均評級在BBB-A之間，與已有研究結(jié)論相近［1］，標(biāo)準(zhǔn)差為1219，最小值與最大值分別為0與9，可知企業(yè)間ESG表現(xiàn)存在差異；綠色金融發(fā)展水平均值為0284，標(biāo)準(zhǔn)差為0190，表明企業(yè)間綠色金融發(fā)展水平總體處于較低水平，且各公司間發(fā)展差異不大；數(shù)字化轉(zhuǎn)型均值為1477，標(biāo)準(zhǔn)差為1396，最小值與最大值分別為0與5063，表明樣本企業(yè)間數(shù)字化轉(zhuǎn)型進(jìn)程存在明顯差異。

（二）綠色金融對企業(yè)ESG表現(xiàn)的總效應(yīng)分析

1基準(zhǔn)回歸

表4報(bào)告了綠色金融發(fā)展水平對企業(yè)ESG表現(xiàn)的線性估計(jì)結(jié)果。表4的列（1）-（3）依次加入控制變量與時(shí)間行業(yè)固定效應(yīng)，結(jié)果顯示，核心解釋變量綠色金融發(fā)展水平gfin的回歸系數(shù)均為正數(shù)，且均通過1%顯著性水平檢驗(yàn)，表明綠色金融發(fā)展水平能夠顯著提升企業(yè)ESG表現(xiàn)，支持了假設(shè)H1。

2非線性效應(yīng)檢驗(yàn)

采用面板門檻模型實(shí)證檢驗(yàn)綠色金融對企業(yè)ESG表現(xiàn)的非線性影響，借鑒Hansen的方法檢驗(yàn)面板門檻模型的存在性，經(jīng)過自助法Bootstrap檢驗(yàn)反復(fù)抽樣300次，結(jié)果如表5?Panel?A所示，以企業(yè)ESG表現(xiàn)為被解釋變量，綠色金融發(fā)展水平門檻變量未通過雙重門檻檢驗(yàn)，顯著通過單重門檻檢驗(yàn)，故在此基礎(chǔ)上設(shè)定單重門檻回歸模型，結(jié)果如表6列（1）所示，隨著綠色金融發(fā)展水平的提升，綠色金融對企業(yè)ESG表現(xiàn)的影響具有“潛力滯后—緩慢釋放”的非線性軌跡。具體地，當(dāng)門檻變量綠色金融發(fā)展水平低于03115時(shí)，綠色金融對企業(yè)ESG表現(xiàn)的影響系數(shù)為-0662，即由于綠色金融作用釋放的滯后效應(yīng)與對主營業(yè)務(wù)的擠出效應(yīng)，處于起步階段的綠色金融總體上抑制企業(yè)ESG表現(xiàn)提升；當(dāng)綠色金融發(fā)展水平高于03115時(shí)，綠色金融對企業(yè)ESG表現(xiàn)的影響系數(shù)仍為負(fù)值-0391，說明綠色金融仍抑制企業(yè)ESG表現(xiàn)，但抑制作用有所減小，體現(xiàn)為促進(jìn)作用的緩慢釋放。綜上，假設(shè)H2得到驗(yàn)證。

（三）綠色金融對數(shù)字化轉(zhuǎn)型與企業(yè)ESG表現(xiàn)的影響

1綠色金融對數(shù)字化轉(zhuǎn)型的非線性影響檢驗(yàn)

采用面板門檻模型實(shí)證檢驗(yàn)綠色金融對數(shù)字化轉(zhuǎn)型的非線性影響，為驗(yàn)證面板門檻模型的存在性，采用自助法Bootstrap檢驗(yàn)反復(fù)抽樣300次，結(jié)果如表5?Panle?B所示，數(shù)字化轉(zhuǎn)型門檻變量顯著通過雙重門檻，未通過三重門檻檢驗(yàn)，在此基礎(chǔ)上設(shè)定雙重門檻的回歸模型，回歸結(jié)果見表6。

由表6列（2）可知，綠色金融對數(shù)字化轉(zhuǎn)型的影響具有動(dòng)態(tài)變化的特點(diǎn)，隨著綠色金融發(fā)展，其對數(shù)字化轉(zhuǎn)型的影響由最初的抑制轉(zhuǎn)為促進(jìn)。具體地，當(dāng)門檻變量數(shù)字化轉(zhuǎn)型低于06931時(shí)，綠色金融對數(shù)字化轉(zhuǎn)型的影響系數(shù)是-2794，即綠色金融初期發(fā)展顯著抑制企業(yè)數(shù)字化轉(zhuǎn)型；當(dāng)數(shù)字化轉(zhuǎn)型介于06931-20794之間時(shí)，綠色金融對數(shù)字化轉(zhuǎn)型的影響系數(shù)仍為負(fù)值-0352，即綠色金融發(fā)展仍顯著抑制企業(yè)數(shù)字化轉(zhuǎn)型，但抑制作用有所減??；當(dāng)門檻變量數(shù)字化轉(zhuǎn)型高于20794，綠色金融對數(shù)字化轉(zhuǎn)型的影響系數(shù)轉(zhuǎn)為正數(shù)2039，即綠色金融發(fā)展成熟階段顯著促進(jìn)企業(yè)數(shù)字化轉(zhuǎn)型。綜上，綠色金融發(fā)展對數(shù)字化轉(zhuǎn)型的影響具有非線性特征，發(fā)展初期顯著抑制企業(yè)數(shù)字化轉(zhuǎn)型，但長期看綠色金融發(fā)展具有促進(jìn)企業(yè)數(shù)字化轉(zhuǎn)型的傾向，二者會(huì)出現(xiàn)彼此強(qiáng)化的市場壟斷趨勢，即典型的“贏家通吃”現(xiàn)象。假設(shè)H3得以驗(yàn)證。

2影響機(jī)制檢驗(yàn)

前文實(shí)證檢驗(yàn)得出綠色金融與數(shù)字化轉(zhuǎn)型的關(guān)系是非線性的，綠色金融與企業(yè)ESG表現(xiàn)的總體影響是非負(fù)的，即綠色金融促進(jìn)了企業(yè)ESG表現(xiàn)的提升，為驗(yàn)證數(shù)字化轉(zhuǎn)型在此關(guān)系間的作用機(jī)制，選用中介效應(yīng)模型進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)，回歸結(jié)果見表7。

表7列（1）結(jié)果顯示綠色金融對數(shù)字化轉(zhuǎn)型的影響，回歸系數(shù)在1%水平上顯著為負(fù)，這表明綠色金融發(fā)展本身降低了企業(yè)數(shù)字化轉(zhuǎn)型，對其產(chǎn)生了擠占效應(yīng)。表7列（2）結(jié)果顯示，綠色金融、數(shù)字化轉(zhuǎn)型對企業(yè)ESG表現(xiàn)的回歸系數(shù)均顯著為正，且均通過1%顯著性水平檢驗(yàn)。表8采用Bootstrap檢驗(yàn)中介效應(yīng)估計(jì)值的置信區(qū)間，結(jié)果顯示，直接效應(yīng)與間接效應(yīng)的置信區(qū)間均不含0，故證實(shí)了中介效應(yīng)的穩(wěn)健性。進(jìn)一步分析回歸系數(shù)，發(fā)現(xiàn)表7列（2）數(shù)字化轉(zhuǎn)型的系數(shù)與列（1）綠色金融的系數(shù)乘積為負(fù)，而表7列（2）綠色金融的系數(shù)符號為正，二者系數(shù)符號相反，證明了數(shù)字化轉(zhuǎn)型的中介作用表現(xiàn)為遮掩效應(yīng)，且中介效應(yīng)占比為072%|-0079×0034/0372|=072%。故綠色金融發(fā)展對企業(yè)ESG表現(xiàn)具有正面影響，而綠色金融對數(shù)字化轉(zhuǎn)型具有負(fù)面效應(yīng)，說明綠色金融通過抑制企業(yè)數(shù)字化轉(zhuǎn)型抑制企業(yè)ESG表現(xiàn)，故綠色金融與企業(yè)ESG表現(xiàn)的正面效應(yīng)被綠色金融通過數(shù)字化轉(zhuǎn)型降低企業(yè)ESG表現(xiàn)間接的負(fù)面效應(yīng)所遮掩。該實(shí)證結(jié)果支持了假設(shè)H4。

3差異性數(shù)字化轉(zhuǎn)型下綠色金融對企業(yè)ESG表現(xiàn)的非線性效應(yīng)分析

前文結(jié)果證實(shí)了假設(shè)H3，隨著數(shù)字化轉(zhuǎn)型發(fā)展，綠色金融對數(shù)字化轉(zhuǎn)型的影響由負(fù)向抑制轉(zhuǎn)為正向促進(jìn)，且綠色金融與數(shù)字化轉(zhuǎn)型均促進(jìn)企業(yè)ESG表現(xiàn)提升。理論上，在差異性數(shù)字化轉(zhuǎn)型中，綠色金融對企業(yè)ESG的影響可能具有非線性效應(yīng)，對此，采用面板門檻模型進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)，回歸結(jié)果見表5?Panel?C。隨著數(shù)字化轉(zhuǎn)型發(fā)展，綠色金融對企業(yè)ESG表現(xiàn)的影響體現(xiàn)出抑制作用逐漸減弱的非線性特征，即因?yàn)榫G色金融與數(shù)字化轉(zhuǎn)型的互相擠占，導(dǎo)致企業(yè)ESG表現(xiàn)被顯著抑制。具體地，由表6列（3）可知，當(dāng)門檻變量綠色金融低于06931時(shí)，綠色金融對企業(yè)ESG表現(xiàn)的影響系數(shù)為-0567；當(dāng)門檻變量綠色金融大于06931時(shí)，綠色金融對企業(yè)ESG表現(xiàn)的影響系數(shù)為-0426，故抑制作用有所減小。因此，數(shù)字化轉(zhuǎn)型導(dǎo)致綠色金融對企業(yè)ESG的推動(dòng)作用是非線性的，隨著數(shù)字化轉(zhuǎn)型的提升，綠色金融對企業(yè)ESG表現(xiàn)的抑制作用有所減小。假設(shè)H5得到支持。

（四）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

1替換解釋變量

借鑒邱牧遠(yuǎn)和殷紅（2019）研究方法［20］，將被解釋變量企業(yè)ESG表現(xiàn)替換為衡量上市公司ESG信息披露程度的彭博評分，該變量得分越高，表明企業(yè)ESG相關(guān)信息披露狀況越好，穩(wěn)健性檢驗(yàn)回歸結(jié)果如表9列（1）所示，可知，綠色金融顯著促進(jìn)企業(yè)ESG表現(xiàn)，與前文基準(zhǔn)回歸結(jié)果一致。

2替換模型

為了進(jìn)一步控制宏觀系統(tǒng)性環(huán)境對回歸結(jié)果的影響，將主回歸模型替換為“行業(yè)×年度”的高階聯(lián)合固定效應(yīng)模型，穩(wěn)健性結(jié)果如表9列（2）所示，綠色金融仍顯著促進(jìn)企業(yè)ESG表現(xiàn)，回歸系數(shù)仍在1%水平上顯著為正，與前文檢驗(yàn)結(jié)果保持一致。

3多期雙重差分模型

將綠色金融改革創(chuàng)新試驗(yàn)區(qū)看作一次準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)，利用多期雙重差分（DID）模型開展內(nèi)生性檢驗(yàn)，通過計(jì)算政策實(shí)施前后時(shí)間上的差分及實(shí)驗(yàn)組與對照組間政策實(shí)施與否的差分以識(shí)別綠色金融對企業(yè)ESG表現(xiàn)的凈效應(yīng)，借鑒吳非等（2021）［18］研究構(gòu)建模型如下：

ESGi，t=δ0+δ1treati，t×posti，t+δ2Xi，t+εi+σt+μi，t（7）

ESGi，t=υ0+υ1treati，t×posti，t×gfini，t+υ2Xi，t+εi+σt+μi，t（8）

式（7）、式（8）中，基于2017年6月首批設(shè)立的貴陽市、安順市、衢州市、湖州市、南昌市、九江市、廣州市、昌吉州、哈密市、克拉瑪依市綠色金融改革創(chuàng)新試驗(yàn)區(qū)城市樣本定義為實(shí)驗(yàn)組并將treati，t賦值為1，其余城市定義為對照組并賦值為0，設(shè)置為個(gè)體虛擬變量；2018年被設(shè)為政策處理時(shí)點(diǎn)，年份在2018年及之后將posti，t賦值為1，反之為0，設(shè)置為時(shí)間虛擬變量。在模型（7）基礎(chǔ)上，構(gòu)建帶有調(diào)節(jié)效應(yīng)的雙重差分模型（8），體現(xiàn)不同強(qiáng)度綠色金融對企業(yè)ESG表現(xiàn)的影響。模型（7）和模型（8）中交乘項(xiàng)的系數(shù)δ1、υ1體現(xiàn)了企業(yè)實(shí)行綠色金融后對企業(yè)ESG表現(xiàn)的影響大小，是主要待估參數(shù)，回歸結(jié)果見表9。列（3）為模型（7）回歸結(jié)果，交乘項(xiàng)系數(shù)顯著為正，表明開展綠色金融顯著促進(jìn)企業(yè)ESG表現(xiàn)提升，列（4）為模型（8）回歸結(jié)果，交乘項(xiàng)系數(shù)顯著為正，引入綠色金融強(qiáng)度變量后交乘項(xiàng)系數(shù)有所增大，且仍顯著，由此發(fā)現(xiàn)，經(jīng)過內(nèi)生性處理后，綠色金融促進(jìn)企業(yè)ESG表現(xiàn)的核心結(jié)論依舊保持穩(wěn)健。

4分位數(shù)回歸

考慮到ESG表現(xiàn)不同的企業(yè)間存在較大差距，各企業(yè)綠色金融發(fā)展和實(shí)施水平均有所不同。因此，基于企業(yè)ESG表現(xiàn)的條件分布，選取了10%、25%、50%和75%分位數(shù)點(diǎn)，進(jìn)行分位數(shù)檢驗(yàn)，結(jié)果見表10。從總體看，分位數(shù)回歸結(jié)果表明綠色金融對企業(yè)ESG表現(xiàn)具有明顯促進(jìn)作用。從變化趨勢看，綠色金融對企業(yè)ESG表現(xiàn)的促進(jìn)作用，隨企業(yè)ESG表現(xiàn)的提升而逐漸減弱。進(jìn)一步驗(yàn)證了研究結(jié)論。

（五）內(nèi)生性檢驗(yàn)

1工具變量法（2SLS）

運(yùn)用兩階段最小二乘估計(jì)法（2SLS）進(jìn)行內(nèi)生性檢驗(yàn)。借鑒謝東江和胡士華（2023）研究方法［21］，選用綠色金融滯后一期作為工具變量，考慮到上一期綠色金融變量直接影響本期綠色金融，但對本期企業(yè)ESG表現(xiàn)并無直接影響，故工具變量滿足了相關(guān)性和外生性的要求。采用2SLS回歸結(jié)果如表11所示，列（1）表明工具變量顯著促進(jìn)企業(yè)綠色金融發(fā)展，列（2）顯示綠色金融顯著促進(jìn)企業(yè)ESG表現(xiàn)提升。此外，通過Kleibergen-Paap?rk?LM和Cragg-Donald?Wald?F的統(tǒng)計(jì)量等發(fā)現(xiàn)，工具變量不存在識(shí)別不足、弱識(shí)別和過度識(shí)別問題，故保證了研究結(jié)論的穩(wěn)健性。

2樣本選擇Heckman模型

運(yùn)用Heckman兩步法構(gòu)建樣本選擇模型的步驟是：第一，根據(jù)企業(yè)ESG表現(xiàn)中位數(shù)設(shè)置虛擬變量ESG_dummy作為被解釋變量，將基準(zhǔn)回歸中的核心解釋變量、控制變量及綠色金融滯后一期的工具變量均引入模型進(jìn)行Probit估計(jì)，得逆米爾斯比率imr；第二，將計(jì)算出來的imr作為控制變量引入基準(zhǔn)回歸模型進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)，回歸結(jié)果見表11。由表11列（3）和列（4）可知IV和imr的回歸估計(jì)系數(shù)均在1%顯著性水平下顯著，且gfin均顯著為正，故控制樣本選擇性偏差后的回歸結(jié)果仍然保持穩(wěn)健性。

3動(dòng)態(tài)面板估計(jì)（SYS-GMM）

通過動(dòng)態(tài)面板模型采用SYS-GMM估計(jì)，嘗試進(jìn)一步修正潛在的內(nèi)生性問題，檢驗(yàn)結(jié)論穩(wěn)健性。表11顯示了動(dòng)態(tài)面板估計(jì)回歸結(jié)果。由列（5）可知，AR（1）檢驗(yàn)p值為0000，AR（2）檢驗(yàn)p值為0886，可以接受擾動(dòng)項(xiàng)無自相關(guān)的原假設(shè)，Hansen檢驗(yàn)P值為1000，說明并不存在過度識(shí)別問題，即滿足模型有效性，且綠色金融與企業(yè)ESG表現(xiàn)仍保持顯著正相關(guān)的關(guān)系，保證了研究結(jié)論的穩(wěn)健性。

4動(dòng)態(tài)面板門檻模型

考慮到本文樣本為平衡面板數(shù)據(jù)，且主回歸中假設(shè)H2為單門檻模型，故采用Seo和Shin（2016）［22］提出的動(dòng)態(tài)面板門檻模型進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)，可在一定程度上緩解門檻模型的內(nèi)生性問題，回歸結(jié)果見表12。可知，列（1）顯示，以綠色金融為門檻變量，檢驗(yàn)綠色金融與企業(yè)ESG表現(xiàn)的關(guān)系，發(fā)現(xiàn)依然是單重門檻，且隨著綠色金融發(fā)展水平的提升，綠色金融對企業(yè)ESG表現(xiàn)的影響仍然具有“潛力滯后—緩慢釋放”的非線性軌跡，與基礎(chǔ)回歸結(jié)果一致。此外，列（2）顯示，以數(shù)字化轉(zhuǎn)型為門檻變量，檢驗(yàn)綠色金融與企業(yè)ESG表現(xiàn)的關(guān)系，發(fā)現(xiàn)二者間依然是單重門檻，隨著數(shù)字化轉(zhuǎn)型的提升，綠色金融對企業(yè)ESG表現(xiàn)的抑制作用有所減小，驗(yàn)證了結(jié)論的穩(wěn)健性。

五、進(jìn)一步分析

（一）異質(zhì)性分析

1基于信息不對稱角度

由于存在信息不對稱，綠色金融的投放實(shí)施過程可能精準(zhǔn)度會(huì)大幅下降，或者利益相關(guān)者并未獲悉企業(yè)ESG表現(xiàn)有所提升的現(xiàn)狀，均體現(xiàn)為信息不對稱所導(dǎo)致的偏誤。已有研究發(fā)現(xiàn)，企業(yè)積極實(shí)施社會(huì)責(zé)任戰(zhàn)略以提升企業(yè)聲譽(yù)，公司透明度在這一過程中起著重要的傳導(dǎo)機(jī)制［23］；此外，分析師搭建起企業(yè)與社會(huì)公眾之間信息傳遞的橋梁［24］，有助于其他利益相關(guān)者全面考量企業(yè)績效，提高信息透明度。故本文按照分析師關(guān)注度與公司透明度對樣本企業(yè)進(jìn)行中位數(shù)分組回歸，分析師關(guān)注度采用一年內(nèi)對該公司進(jìn)行過跟蹤的分析師（團(tuán)隊(duì)）數(shù)量加以衡量，公司透明度以滬交所、深交所披露為準(zhǔn)，由回歸結(jié)果可知，當(dāng)分析師關(guān)注度和公司透明度大的分組，綠色金融對企業(yè)ESG表現(xiàn)的促進(jìn)作用更明顯，且chow檢驗(yàn)結(jié)果表明各組之間差異顯著。

2基于金融基礎(chǔ)角度

數(shù)字金融通過信息技術(shù)手段與新一代金融服務(wù)推動(dòng)傳統(tǒng)金融領(lǐng)域革新，在為傳統(tǒng)金融領(lǐng)域帶來變革的同時(shí)，也對企業(yè)經(jīng)營活動(dòng)產(chǎn)生了積極影響［25］，同時(shí)，數(shù)字金融作為綠色金融發(fā)展的示范者，有利于保障綠色金融戰(zhàn)略順利實(shí)施。此外，融資約束的加劇，抑制了企業(yè)建設(shè)ESG的主觀意愿，當(dāng)金融基礎(chǔ)充分發(fā)揮緩解融資約束的作用，有利于為企業(yè)ESG建設(shè)提供充足的資金，激活企業(yè)建設(shè)ESG的信心。故基于數(shù)字金融與企業(yè)融資約束對樣本企業(yè)中位數(shù)進(jìn)行分組回歸，借鑒郭峰等（2020）研究［26］，數(shù)字金融采用北京大學(xué)互聯(lián)網(wǎng)金融研究中心編制的省級《數(shù)字普惠金融指數(shù)》，融資約束采用SA指數(shù)，參考Hadlock和Pierce（2010）［27］、鞠曉生等（2013）［28］的研究，由回歸結(jié)果可知，在數(shù)字金融基礎(chǔ)大的分組和融資約束小的分組，綠色金融對企業(yè)ESG表現(xiàn)的促進(jìn)作用更顯著，且chow檢驗(yàn)回歸結(jié)果表明各組之間差異顯著。

3基于行業(yè)、企業(yè)性質(zhì)角度

重污染企業(yè)更多地需要承擔(dān)起保護(hù)環(huán)境、治理污染的重任，相比于其他行業(yè)，綠色金融對重污染行業(yè)的傾向性應(yīng)更加明顯，考慮到重污染企業(yè)的環(huán)境治理基數(shù)較大，若該行業(yè)積極采用綠色金融開拓業(yè)務(wù)，踐行社會(huì)責(zé)任，便可更快地促進(jìn)企業(yè)ESG表現(xiàn)的提升；此外，國有企業(yè)需要承擔(dān)社會(huì)責(zé)任，有一定的政策性、公益性目標(biāo)，對盈利性目標(biāo)的追求不甚明顯，故綠色金融向國有企業(yè)傾斜配置，使其更快地建設(shè)企業(yè)ESG，保證了國有企業(yè)社會(huì)責(zé)任的承擔(dān)與踐行［19］。故本文區(qū)分行業(yè)和企業(yè)性質(zhì)分組回歸按照2008年環(huán)境保護(hù)部發(fā)布的《上市公司環(huán)境保護(hù)核查行業(yè)分類管理名錄》與2010年公布的《上市公司環(huán)境信息披露指南》，將樣本B6、B7、B8、B9、C17、C19、C22、C25、C26、C27、C28、C30、C31、C32、C33、D44劃分為重污染行業(yè)。，發(fā)現(xiàn)綠色金融對企業(yè)ESG表現(xiàn)的促進(jìn)作用在重污染行業(yè)、國有企業(yè)更顯著，且chow檢驗(yàn)回歸結(jié)果表明各組之間差異顯著。

（二）同群效應(yīng)檢驗(yàn)

1綠色金融同群效應(yīng)

戰(zhàn)略生態(tài)理論強(qiáng)調(diào)企業(yè)戰(zhàn)略資源與所在環(huán)境共同構(gòu)成相互銜接的生態(tài)系統(tǒng)與發(fā)展機(jī)制，據(jù)此解析綠色金融的同群效應(yīng)，探討企業(yè)集群發(fā)展中的戰(zhàn)略協(xié)同及其與環(huán)境變化的關(guān)系［29］，企業(yè)綠色金融行為可能通過競爭合作學(xué)習(xí)與制度同構(gòu)“傳染”至其他企業(yè)，因此，綠色金融在促進(jìn)企業(yè)ESG表現(xiàn)的同時(shí)，綠色金融同群效應(yīng)能否進(jìn)一步促進(jìn)企業(yè)ESG表現(xiàn)？為檢驗(yàn)綠色金融是否存在同群效應(yīng)，將基準(zhǔn)模型設(shè)定為：

gfini，t=φ0+φ1gfin_Ti，t+φ2Xi，t+σt+μi，t（9）

其中，被解釋變量gfini，t表示焦點(diǎn)企業(yè)的綠色金融，gfin_Ti，t為企業(yè)同行業(yè)、同地區(qū)、同地區(qū)同行業(yè)其他企業(yè)的綠色金融均值，分別用gfin_ind、gfin_pro、gfin_proind表示。同時(shí)，參考楊松令等（2020）做法［30］，針對同行業(yè)同群效應(yīng)檢驗(yàn)?zāi)Ｐ停剑?）控制時(shí)間和省份效應(yīng)，針對同地區(qū)同群效應(yīng)檢驗(yàn)?zāi)Ｐ停剑?）控制時(shí)間和行業(yè)效應(yīng)，針對同地區(qū)同行業(yè)同群效應(yīng)檢驗(yàn)，式（9）控制時(shí)間效應(yīng)。

為檢驗(yàn)綠色金融同群效應(yīng)對企業(yè)ESG表現(xiàn)的影響，設(shè)定以下模型，變量含義同前：

ESGi，t=χ0+χ1gfin_Ti，t+χ2Xi，t+σt+μi，t（10）

表13展示了模型（9）、模型（10）回歸結(jié)果。列（1）—（3）gfin_ind、gfin_pro、gfin_proind的回歸系數(shù)分別為0012、0999、0992，且均通過1%顯著性水平檢驗(yàn)，該結(jié)果表明同行業(yè)、同地區(qū)、同行業(yè)同地區(qū)企業(yè)間綠色金融存在顯著的同群效應(yīng)。列（4）—（6）結(jié)果顯示，gfin_ind、gfin_pro、gfin_proind系數(shù)分別為0783、0484、0562，且均通過1%顯著性水平檢驗(yàn)，結(jié)果表明，綠色金融同群效應(yīng)對企業(yè)ESG表現(xiàn)具有顯著正向影響。

2ESG表現(xiàn)同群效應(yīng)及經(jīng)濟(jì)后果分析

（1）ESG表現(xiàn)同群效應(yīng)。同樣地，企業(yè)ESG表現(xiàn)行為亦可能通過競爭學(xué)習(xí)與制度同構(gòu)“傳染”至其他企業(yè)，ESG表現(xiàn)是否存在同群效應(yīng)以及有什么樣的經(jīng)濟(jì)后果？建立如下模型進(jìn)行檢驗(yàn)：

ESGi，t=φ0+φ1ESG_Ti，t+φ2Xi，t+σt+μi，t（11）

其中，被解釋變量ESGi，t表示焦點(diǎn)企業(yè)的ESG表現(xiàn)，ESG_Ti，t為企業(yè)同行業(yè)、同地區(qū)、同地區(qū)同行業(yè)其他企業(yè)的綠色金融均值，分別用ESG_ind、ESG_pro、ESG_proind表示。

為檢驗(yàn)ESG表現(xiàn)同群效應(yīng)的經(jīng)濟(jì)后果即對財(cái)務(wù)績效與環(huán)境績效的影響，設(shè)定以下模型：

TQ/EPi，t=χ0+χ1ESG_Ti，t+χ2Xi，t+σt+μi，t（12）

式（12）中，TQi，t與EPi，t分別表示企業(yè)財(cái)務(wù)績效與環(huán)境績效，采用企業(yè)托賓Q值度量財(cái)務(wù)績效，參考王馨和王營（2021）研究方法［31］，采用潤靈社會(huì)責(zé)任評級得分度量企業(yè)環(huán)境績效，自變量包括企業(yè)同行業(yè)、同地區(qū)、同地區(qū)同行業(yè)其他企業(yè)的ESG表現(xiàn)均值，其他變量含義同前。

表14展示了模型（11）和模型（12）回歸結(jié)果。列（1）—（3）ESG_ind、ESG_pro、ESG_proind系數(shù)均通過了1%水平顯著性檢驗(yàn)，該結(jié)果表明同行業(yè)、同地區(qū)、同行業(yè)同地區(qū)企業(yè)間ESG表現(xiàn)存在顯著的同群效應(yīng)。列（4）—（6）結(jié)果顯示，ESG_ind顯著抑制企業(yè)財(cái)務(wù)績效，而ESG_pro、ESG_proind與企業(yè)財(cái)務(wù)績效無顯著關(guān)系。列（7）—（9）結(jié)果顯示，ESG_ind、ESG_pro、ESG_proind顯著促進(jìn)企業(yè)環(huán)境績效提升。表明企業(yè)ESG表現(xiàn)的同群效應(yīng)短期內(nèi)可較為明顯地促進(jìn)環(huán)境績效提升，而對企業(yè)財(cái)務(wù)績效的積極影響暫未體現(xiàn)，長期來看當(dāng)環(huán)境績效提升，不僅可維護(hù)企業(yè)在資本市場的形象，充分保障了利益相關(guān)者的權(quán)利，而且有利于企業(yè)的長期可持續(xù)發(fā)展。

六、結(jié)論與建議

本文以2013—2021年滬深兩市A股上市公司為樣本，揭示了綠色金融、數(shù)字化轉(zhuǎn)型與企業(yè)ESG表現(xiàn)的關(guān)系。研究發(fā)現(xiàn)：（1）綠色金融總體上顯著促進(jìn)企業(yè)ESG表現(xiàn)提升，但綠色金融與企業(yè)ESG表現(xiàn)間并非線性關(guān)系，而是呈現(xiàn)動(dòng)態(tài)的“潛力滯后—緩慢釋放”的非線性軌跡。（2）綠色金融發(fā)展對數(shù)字化轉(zhuǎn)型的影響具有非線性特征，發(fā)展初期顯著抑制企業(yè)數(shù)字化轉(zhuǎn)型，而長期看綠色金融發(fā)展具有促進(jìn)企業(yè)數(shù)字化轉(zhuǎn)型的傾向，綠色金融發(fā)展與數(shù)字化轉(zhuǎn)型間會(huì)出現(xiàn)彼此強(qiáng)化的市場壟斷趨勢。（3）數(shù)字化轉(zhuǎn)型在綠色金融與企業(yè)ESG表現(xiàn)間起到中介作用，但這種中介作用體現(xiàn)為遮掩效應(yīng)；數(shù)字化轉(zhuǎn)型導(dǎo)致綠色金融對企業(yè)ESG的促進(jìn)作用是非線性的，隨著數(shù)字化轉(zhuǎn)型提升，綠色金融對企業(yè)ESG表現(xiàn)的促進(jìn)作用緩慢釋放。（4）綠色金融對企業(yè)ESG表現(xiàn)的促進(jìn)作用在信息不對稱較低組、金融基礎(chǔ)較高組、重污染行業(yè)與國有企業(yè)中更顯著。（5）綠色金融同群效應(yīng)顯著促進(jìn)企業(yè)ESG表現(xiàn)提升；ESG表現(xiàn)的同群效應(yīng)顯著改善環(huán)境績效，但對財(cái)務(wù)績效短期無顯著影響。

基于研究結(jié)論，提出以下建議：（1）企業(yè)應(yīng)抓住機(jī)遇、積極踐行綠色金融，切實(shí)推進(jìn)并跨越綠色金融發(fā)展的初期階段，充分利用綠色金融所賦予的資本效應(yīng)與技術(shù)效應(yīng)，盡快釋放綠色金融對企業(yè)ESG表現(xiàn)的驅(qū)動(dòng)作用，有效緩解我國企業(yè)ESG表現(xiàn)評分還有待提升的困境［32］。（2）企業(yè)需結(jié)合自身實(shí)際情況制定適合其發(fā)展的戰(zhàn)略，尤其處在數(shù)字化轉(zhuǎn)型與綠色金融發(fā)展的風(fēng)口下，盲目從眾開展多元化戰(zhàn)略廣泛涉獵多個(gè)領(lǐng)域，往往消耗企業(yè)眾多資源、難以為繼，企業(yè)在初期發(fā)展階段盡量保持單一化策略，做到優(yōu)勢突出，穩(wěn)定發(fā)展，后期成熟階段，注重綠色金融與數(shù)字化轉(zhuǎn)型的彼此強(qiáng)化作用，以期真正實(shí)現(xiàn)促進(jìn)企業(yè)ESG提升的作用。（3）企業(yè)開拓綠色金融業(yè)務(wù)應(yīng)遵循差異化原則，結(jié)合自身實(shí)際情況和外部市場環(huán)境，規(guī)劃特有的發(fā)展路線。資本市場上需要提高公司透明度，企業(yè)應(yīng)充分發(fā)揮分析師這一渠道的作用，降低信息不對稱度，促進(jìn)企業(yè)ESG表現(xiàn)提升；企業(yè)應(yīng)合理利用數(shù)字金融基礎(chǔ)，緩解融資約束，滿足資金需求，為綠色金融的實(shí)施奠定基礎(chǔ)；重污染行業(yè)與國有企業(yè)發(fā)揮帶頭作用，積極引領(lǐng)綠色金融對企業(yè)ESG表現(xiàn)的促進(jìn)作用，這樣才能更多地獲取綠色金融的紅利，更有效地提升企業(yè)ESG表現(xiàn)，以切實(shí)實(shí)現(xiàn)財(cái)務(wù)績效與環(huán)境績效的雙贏。（4）企業(yè)綠色金融與ESG表現(xiàn)均存在同群效應(yīng)，應(yīng)充分把握綠色金融的發(fā)展機(jī)遇。企業(yè)要與商業(yè)生態(tài)系統(tǒng)中的上下游企業(yè)及利益相關(guān)者建立連接，與合作伙伴共同探索互利共贏的綠色金融商業(yè)模式，學(xué)習(xí)優(yōu)秀企業(yè)的ESG表現(xiàn)提升實(shí)踐經(jīng)驗(yàn)；政府應(yīng)為企業(yè)綠色金融與ESG表現(xiàn)創(chuàng)造良好的制度環(huán)境與市場環(huán)境，通過制定綠色金融與ESG表現(xiàn)專項(xiàng)規(guī)劃，打造行業(yè)或區(qū)域內(nèi)的企業(yè)轉(zhuǎn)型示范，幫助其他企業(yè)學(xué)習(xí)先進(jìn)的轉(zhuǎn)型知識(shí)與經(jīng)驗(yàn)，充分發(fā)揮戰(zhàn)略學(xué)習(xí)與環(huán)境壓力對企業(yè)轉(zhuǎn)型的驅(qū)動(dòng)效應(yīng)。

參考文獻(xiàn)：

［1］?何青，莊朋濤.共同機(jī)構(gòu)投資者如何影響企業(yè)ESG表現(xiàn)？［J］．證券市場導(dǎo)報(bào)，?2023，368（3）：?3-12.

［2］?王琳璘，廉永輝，董捷.ESG表現(xiàn)對企業(yè)價(jià)值的影響機(jī)制研究［J］．證券市場導(dǎo)報(bào)，2022，358（5）：?23-34.

［3］?王玉林，周亞虹.綠色金融發(fā)展與企業(yè)創(chuàng)新［J］．財(cái)經(jīng)研究，2023，49（1）：?49-62.

［4］?謝婷婷，高麗麗.數(shù)字金融對中小企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的影響及機(jī)制研究——基于傳統(tǒng)金融結(jié)構(gòu)錯(cuò)配分析［J］．金融發(fā)展研究，2021，480（12）：?60-68.

［5］?王貞潔，呂志軍.綠色金融、分析師關(guān)注與新能源企業(yè)融資紓困［J］．當(dāng)代財(cái)經(jīng)，2022，454（9）：?52-63.

［6］?金環(huán)，于立宏，徐揚(yáng).綠色金融創(chuàng)新政策與企業(yè)生產(chǎn)率差異——來自中國上市公司的證據(jù)［J］．經(jīng)濟(jì)評論，2022，237（5）：?83-99.

［7］?Silverman?B?S，Cusumano?M?A，Kahl?S?J.?Advances?in?Strategic?Management［M］．Boston：?Pitman，1984.

［8］?Godfrey?P?C.?The?Relationship?between?Corporate?Philanthropy?and?Shareholder?Wealth：?A?Risk?Management?Perspective?［J］．?Academy?of?Management?Review，2005，30（4）：?777-798.

［9］?Luo?X?R，Wang?D，Zhang?J.?Whose?Call?to?Answer：?Institutional?Complexity?and?Firms?CSR?Reporting［J］．?Academy?of?Management?Journal，2017，60（1）：321-44.

［10］Marquis?C，Toffel?M?W，Zhou?Y.?Scrutiny，Norms，and?Selective?Disclosure：?A?Global?Study?of?Greenwashing［J］．?Organization?Science，2016，27（2）：?483-504.

［11］肖紅軍，張俊生，李偉陽.企業(yè)偽社會(huì)責(zé)任行為研究［J］．中國工業(yè)經(jīng)濟(jì)，2013，303（6）：?109-21.

［12］李志斌，阮豆豆，章鐵生.企業(yè)社會(huì)責(zé)任的價(jià)值創(chuàng)造機(jī)制：基于內(nèi)部控制視角的研究［J］．會(huì)計(jì)研究，2020，397（11）：112-124.

［13］曾光，司曉笛，李云鵬.數(shù)字化轉(zhuǎn)型對高碳排放企業(yè)ESG表現(xiàn)影響研究——來自A股上市公司的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)［J］．哈爾濱商業(yè)大學(xué)學(xué)報(bào)（社會(huì)科學(xué)版），2023（6）：97-112.

［14］王禹，王浩宇，薛爽.稅制綠色化與企業(yè)ESG表現(xiàn)——基于《環(huán)境保護(hù)稅法》的準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)［J］．財(cái)經(jīng)研究，2022，48（9）：?47-62.

［15］高杰英，褚冬曉，廉永輝等.ESG表現(xiàn)能改善企業(yè)投資效率嗎？［J］．證券市場導(dǎo)報(bào)，2021，352（11）：?24-34+72.

［16］李曉西.中國綠色金融報(bào)告［M］．北京：中國金融出版社，2014.

［17］周琛影，田發(fā)，周騰.綠色金融對經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的影響效應(yīng)研究［J］．重慶大學(xué)學(xué)報(bào)（社會(huì)科學(xué)版），2022，28（6）：?1-13.

［18］吳非，胡慧芷，林慧妍等.企業(yè)數(shù)字化轉(zhuǎn)型與資本市場表現(xiàn)——來自股票流動(dòng)性的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)［J］．管理世界，2021，37（7）：?130-144+10.

［19］陳志剛，弓怡菲.綠色金融對企業(yè)績效的影響及機(jī)制分析［J］．經(jīng)濟(jì)與管理評論，2022，38（5）：?72-85.

［20］邱牧遠(yuǎn)，殷紅.生態(tài)文明建設(shè)背景下企業(yè)ESG表現(xiàn)與融資成本［J］．?dāng)?shù)量經(jīng)濟(jì)技術(shù)經(jīng)濟(jì)研究，2019，36（3）：?108-123.

［21］謝東江，胡士華.綠色金融、期限錯(cuò)配與綠色全要素生產(chǎn)率［J］．軟科學(xué)，2023（6）：56-62+70.

［22］Seo?M?H，Shin?Y.?Dynamic?Panels?with?Threshold?Effect?and?Endogeneity［J］．?Journal?of?Econometrics，2016，195（2）：?169-186.

［23］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，2020，129：?113-223.

［24］Healy?P?M，Palepu?K?G.?Information?Asymmetry，Corporate?Disclosure，and?the?Capital?Markets：?A?Review?of?the?Empirical?Disclosure?Literature［J］．?Journal?of?Accounting?and?Economics，2001，31（1）：?405-440.

［25］李小玲，崔淑琳，賴曉冰.數(shù)字金融能否提升上市企業(yè)價(jià)值？——理論機(jī)制分析與實(shí)證檢驗(yàn)［J］．現(xiàn)代財(cái)經(jīng)（天津財(cái)經(jīng)大學(xué)學(xué)報(bào)），2020，40（9）：?83-95.

［26］郭峰，王靖一，王芳，等.測度中國數(shù)字普惠金融發(fā)展：指數(shù)編制與空間特征［J］．經(jīng)濟(jì)學(xué)（季刊），2020，19（4）：?1401-1418.

［27］Hadlock?C?J，Pierce?J?R.?New?Evidence?on?Measuring?Financial?Constraints：?Moving?beyond?the?KZ?Index［J］．?The?rReview?of?Financial?Studies，2010，23（5）：?1909-1940.

［28］鞠曉生，盧荻，虞義華.融資約束、營運(yùn)資本管理與企業(yè)創(chuàng)新可持續(xù)性［J］．經(jīng)濟(jì)研究，2013，48（1）：?4-16.

［29］劉躍所，謝洪明，藍(lán)海林.戰(zhàn)略生態(tài)理論的演進(jìn)：概念與基本問題［J］．科學(xué)學(xué)研究，2004（S1）：?25-33.

［30］楊松令，張秋月，劉夢偉等.控股股東股權(quán)質(zhì)押“同群效應(yīng)”與股價(jià)崩盤風(fēng)險(xiǎn)［J］．經(jīng)濟(jì)管理，2020，42（12）：?94-112.

［31］王馨，王營.綠色信貸政策增進(jìn)綠色創(chuàng)新研究［J］．管理世界，2021，37（6）：?173-188+11.

［32］楊杰，張宇，陳隆軒.數(shù)字金融與企業(yè)ESG表現(xiàn)：來自中國上市公司的證據(jù)［J］．哈爾濱商業(yè)大學(xué)學(xué)報(bào)（社會(huì)科學(xué)版），2022（5）：3-18.

Green?Finance，?Digital?Transformation?and?Corporate?ESG?Performance

GUO?Shujuan，?YAN?Caifeng

（School?of?Economics?and?Management，?Taiyuan?University?of?Technology，?Taiyuan?030600，?China）

Abstract：?Taking?the?A-share?listed?companies?in?Shanghai?and?Shenzhen?from?2013?to?2021?as?the?research?object，?the?relationship?between?green?finance，?digital?transformation?and?corporate?ESG?performance?is?revealed，?and?it?is?found?that?green?finance?generally?promotes?the?improvement?of?corporate?ESG?performance，?but?the?relationship?between?the?two?is?not?linear，?but?a?dynamic?nonlinear?change?trajectory?of?“potential?lag-slow?release”.?The?impact?of?green?finance?development?on?digital?transformation?is?non-linear，?and?digital?transformation?plays?an?intermediary?role?between?green?finance?and?corporate?ESG?performance，?but?this?intermediary?role?is?reflected?in?the?concealment?effect.?Digital?transformation?leads?to?the?non-linear?role?of?green?finance?in?promoting?corporate?ESG，?and?with?the?improvement?of?digital?transformation，?the?role?of?green?finance?in?promoting?corporate?ESG?performance?is?slowly?released.?Furthermore，?the?promotion?effect?of?green?finance?on?the?ESG?performance?of?enterprises?was?more?significant?in?the?group?with?low?information?asymmetry，?the?group?with?high?financial?foundation，?and?the?heavily?polluting?industries?and?state-owned?enterprises.?The?cohort?effect?of?green?finance?significantly?promotes?the?improvement?of?corporate?ESG?performance.?ESG?performance?cohort?effect?significantly?improved?environmental?performance，?but?had?no?significant?short-term?impact?on?financial?performance.

Key?words：green?finance;corporate?ESG?performance;digital?transformation;?cohort?effect

（責(zé)任編輯：周正）