ESG表現對企業全要素生產率的影響

【摘要】ESG作為一種追求企業長期價值增長的投資理念和非財務績效評價標準， 對于解決我國公司內部治理及經濟社會高質量發展問題具有重要意義。本文以2012 ～ 2020年我國滬深A股上市公司為研究樣本， 實證研究ESG表現、 融資約束、 市場化水平與企業全要素生產率之間的關系。結果表明： 第一， ESG表現與企業全要素生產率顯著正相關， 良好的ESG表現有利于提升企業全要素生產率； 第二， 在ESG表現提升企業全要素生產率的過程中， 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的企業， 位于低市場化水平地區企業的ESG表現對企業全要素生產率的影響更大。本文結論對引導企業全面綠色轉型升級、 提升企業全要素生產率、 促進經濟社會高質量發展和生態環境高水平保護具有參考意義。

【關鍵詞】ESG表現；企業全要素生產率；融資約束；市場化水平；高質量發展

【中圖分類號】 F832.5 " " 【文獻標識碼】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， 社會公眾對生態環境保護、 社會責任的關注度空前高漲， 低碳綠色發展已經成為經濟社會發展的主旋律， 無論是政府、 社會還是市場主體都面臨著新的機遇和挑戰。作為經濟社會中的基本單元， 企業能否真正在經營管理中踐行低碳綠色發展理念， 自覺履行環境保護、 綠色經營等社會責任， 關系著我國社會主義現代化建設全局。經濟社會以高質量發展為主題， 創新將成為第一動力， 綠色將成為普遍形態， 綠色和創新將成為驅動經濟轉型升級的兩個重要因素（張軍擴等，2019）， 但以往企業在生產經營中只注重創新未兼顧環境保護， 使得我國多數企業處于“創新卻不綠色”的發展階段（吳超等，2018）。作為依靠重工業經濟發展起來的國家， 要想實現以綠色經濟為主導的高質量發展， 重點是將經濟和生態文明建設相結合（唐鵬程和楊樹旺，2018）。如何引導經濟綠色轉型升級， 促進生態環境高水平保護， 以及如何提高企業全要素生產率為企業發展帶來新的增長點， 已成為社會主義市場經濟下高質量發展的重要課題。

ESG包含環境、 社會和公司治理三個維度（袁業虎和熊笑涵，2021）， 源起于社會責任投資和倫理投資， 將可持續發展理念與綠色發展理念歸納整合， 充分發揮利益相關主體的作用， 依托市場化驅動機制， 倡導企業將對環境的友好與社會責任的承擔內化到公司的治理之中， 以規范、 高水平的公司治理來保障企業對環境責任、 社會責任的履行。ESG高度契合“五位一體”的總體布局和新發展理念， 強調企業要注重生態環境保護、 履行社會責任、 提高治理水平， 推動了企業經營理念的變革， 為企業提質增效和經濟社會高質量發展指明了新道路， 無論是對企業自身價值創造還是對宏觀經濟增長都具有重要意義。

在推動經濟綠色轉型升級和企業自身提質增效的過程中， 企業面臨著提升全要素生產率與履行ESG責任的雙重任務， 那么這兩者之間是否存在聯系？企業的ESG表現是否會影響企業全要素生產率？ESG被提出以來， 學術界與實務界高度重視ESG表現對企業財務績效和企業價值的影響。為此， 學者們進行了豐富的研究， 盡管得出的結論不盡一致， 但大多數學者還是支持良好的ESG表現對企業財務績效和企業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）， 然而較少有學者對ESG表現與企業全要素生產率的關系進行研究。在微觀企業領域對ESG表現與全要素生產率的關系進行研究， 能夠有效引領經濟體探尋中國經濟持續高速增長的驅動因素（戴天仕和徐現祥，2010）， 引導企業全面綠色轉型升級， 促進經濟社會高質量發展和生態環境高水平保護。因此， 本文選取2012 ～ 2020年滬深A股上市公司作為研究對象， 對ESG表現與企業全要素生產率的關系進行深入研究， 明確ESG表現對企業全要生產率的積極影響， 促進企業全面認識ESG對推動企業高質量發展的影響效應， 將ESG納入企業治理， 以期為推動我國經濟社會高質量發展提供重要支持和經驗證據。

二、 理論分析與研究假設

（一）ESG表現與企業全要素生產率

全要素生產率的核心內涵是指在生產要素投入一定的條件下， 所達到的額外不可預測的生產率（Olley等， 1996）。目前， 較少有學者直接探討ESG表現與企業全要素生產率之間的關系， 多數學者都是圍繞ESG三個因子中的某一個或某兩個因子， 研究其與企業全要素生產率的關系。隨著高質量發展理念的深入推廣， 資本市場在對企業進行評估時不僅考慮經濟和財務指標， 還將環境、 社會和公司治理指標納入考量范圍， 以評價企業可持續發展能力。利益相關者理論認為企業是多邊關系的總和， 這意味著企業的成長和發展與各利益相關主體密切相關。企業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“社會生態經濟人”， 企業在生產經營過程中不能一味地追求經濟利潤的增長， 需要更多地考慮各方利益相關者的要求， 承擔更多環境、 社會、 公司治理責任。

第一， 良好的ESG表現能夠加強企業與利益相關者的互動和獲得更多的社會關注， 較多的社會聯系能夠與各利益相關者形成良好的合作關系， 不僅有利于降低交易成本和代理成本， 還有利于獲得穩定的客戶資源， 提高企業的綜合競爭力和全要素生產率。第二， 良好的ESG表現可以向社會傳遞企業的正面信息， 在資本市場中樹立積極正面的形象（孫慧等，2023）， 引發投資者對企業情感聲譽和認知聲譽的感知， 獲得更多優質的投融資項目和積累更多的社會資源， 降低企業獲得戰略發展資源的成本和門檻， 為企業全要素生產率的提高提供潛在的發展條件。例如： 良好的ESG表現可以創造無法復制的無形資產， 為企業帶來持續可增長的發展潛力。特別地， 政府通常會為ESG表現良好的企業制定一些扶持政策。ESG表現良好的企業會在資本市場中傳遞企業綠色經營的信號， 既能夠迎合廣大消費者和投資者的環保訴求， 也有利于獲得政府、 社區、 投資者等利益相關者的認同感和信任感。第三， ESG表現良好的企業更注重改進公司治理問題， 形成完善的內部監督機制和管理體系。一方面， 可以減少組織冗余， 降低代理成本； 另一方面， 強調改善員工待遇和上下級關系， 實現員工與企業的共贏。ESG表現良好的企業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全要素生產率的提高。第四， ESG表現良好的企業在非財務方面的可持續發展表現更好。良好的ESG表現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表現良好的企業在遭受外部突發事件或者公關危機時的包容性更強。因此， ESG表現良好企業的風險承擔和保障可持續性收益的能力更強， 有利于降低投資者的風險感知和企業的融資成本， 從而提高企業全要素生產率。綜上所述， 提出以下假設：

H1： ESG表現正向影響企業全要素生產率。

（二）ESG表現、 融資約束與企業全要素生產率

Fazzari和Athey（1987）認為， 融資約束是指在不完美的資本市場中， 內外融資不能完全互為替代， 外部融資成本通常高于內部融資成本的情形。當面臨較為嚴重的融資約束時， 企業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， 使得投資偏離最優水平， 降低了企業全要素生產率（鄧可斌和曾海艦，2014）。在新古典經濟增長模型中， 技術創新是企業經濟增長的內生驅動力， 同時也是提高企業全要素生產率的根本因素。首先， 技術創新可以使企業創造出具有持續競爭優勢的高附加值產品或者通過降低生產成本增強核心競爭能力， 獲得更多的市場份額與穩定的客戶資源， 為企業帶來巨大的創新收益。其次， 技術創新使生產要素組合進一步優化（盛明泉等，2022）。企業通過技術創新改善了生產技術與生產工藝， 優化了生產要素組合， 從而提高了資源配置效率和企業全要素生產率（李端等，2023）。然而， 技術創新活動通常會涉及企業的核心戰略業務， 企業在融資過程中不會過多地向投資者披露融資項目的相關信息。理性投資者考慮到技術創新活動周期長、 風險高等特性， 可能會減少對技術創新項目的投資。由于技術創新活動投資時間長， 需要穩定的金融資源支持， 內外部信息不對稱使得技術創新投入存在嚴重的資金缺口， 導致企業研發投入不足， 增加了外部融資成本， 抑制了企業的技術創新意愿和企業全要素生產率的提升（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責任的企業。首先， ESG表現良好的企業通過向外部投資者充分披露非財務性相關信息， 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）。當資本市場或行業發生信任危機時， 勇于承擔ESG責任的企業更具穩定性， 這在一定程度上會降低投資者風險溢價要求。其次， 作為一種隱形契約， ESG表現良好的企業在生產經營中通常會將利益相關者的需求考慮在內， 向市場傳達企業有責任、 有擔當的積極信號。ESG表現通過企業的聲譽信號引發投資者對企業情感聲譽和認知聲譽的感知， 獲得利益相關者的信任與支持， 降低企業的融資約束程度。最后， 隨著高質量發展理念的推廣， 投資者在關注盈利能力等關鍵財務指標的同時， 也越來越關注企業在ESG非財務方面的可持續發展表現， 以此來評估企業的風險承擔能力， 保障其可持續性收益。融資約束的改善可以降低企業的流動性風險和交易成本， 企業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。這有利于促進企業金融資源的整合（任曙明和呂鐲，2014）， 加快流動性資產向非流動性資產的轉化， 將更多的金融資源投向收益更高的技術創新項目， 進而提升企業的全要素生產率。另外， ESG表現良好的企業可以強化利益相關者對企業的監督， 降低技術創新的機會成本， 提高創新的質量和效果， 從而提升企業的經營管理效率， 促進企業全要素生產率的提升。綜上所述， 提出以下假設：

H2： ESG表現負向影響融資約束。

H3： 在ESG表現對企業全要素生產率的正向影響中， 融資約束起到了中介作用。

（三） 市場化水平的調節作用

市場化水平表示市場在資源配置中所起作用的水平， 即經濟決策的權力從中央計劃部門逐漸轉交到分散的經濟主體手中的水平（買生等，2020）。因為企業的行為是針對某種特定市場制度環境的反應函數， 故在討論企業ESG時有必要考慮當地的市場制度環境。改革開放以來， 我國市場經濟雖然得到極大的發展， 但總體來說我國市場體制改革仍然不盡完善， 地區市場化發展水平不均衡。

市場化水平主要通過兩方面來影響企業ESG表現， 進而影響ESG表現與企業全要素生產率的關系。一方面， 在市場化水平較高的地區， 產品、 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的環境、 社會、 公司治理責任履行主要取決于是否將其作為一種差異化戰略來應對市場競爭。對于我國企業而言， 在激烈的市場競爭中， 第一發展要義就是生存， 企業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展資源， 因此會減少對社會責任的投資（楊忠智和喬印虎，2013）。并且， 在市場化水平較高的地區， 競爭機制和獲取資源的途徑相對公平， 企業用于改善自身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， 市場制度和競爭機制不完善， 政府擁有對關鍵資源、 市場準入和行政審批等自由裁量的權力。與政府建立良好的關系有助于企業獲取更多的稀缺資源和競爭優勢， 減少企業的不良信用， 獲得寬松的信貸支持， 降低企業陷入財務困境的風險（于蔚等，2012）。并且， 在市場化水平較低的地區， 出于對外部資源的穩定性需要， 建立良好的政企關系成為許多企業獲取外部發展資源的戰略手段。企業需肩負更多的ESG責任以獲取政府的信任和支持， 如環境污染治理、 精準扶貧、 鄉村振興以及社會捐贈等活動。綜合上述兩方面的分析， 結合我國目前的ESG現狀， 我國企業多傾向于被動承擔ESG責任， 而不是將ESG作為一種有效應對市場競爭的差異化戰略。因此， 本文認為， 相對于市場化水平較高地區的企業， 市場化水平較低地區企業的ESG表現對企業全要素生產率的影響更大， 從而提出如下假設：

H4： 市場化水平負向調節ESG表現對企業全要素生產率的正向影響。

三、 研究設計

（一）樣本選取與數據處理

由于ESG相關研究在我國起步較晚， 本文在整理ESG評級數據時發現2012年之前的ESG評級數據缺失較嚴重。因此， 以2012 ～ 2020年我國滬深A股上市公司為研究樣本， 以期獲得較為完整的數據， 所選企業以中國證監會發布的《上市公司行業分類指引》（2012年修訂）為標準， 將ESG數據與企業全要素生產率數據及其他數據相匹配， 形成 2012 ～ 2020年的面板數據集。同時， 對所得的數據做以下處理： ①剔除九年內數據缺失及嚴重異常的樣本； ②剔除當年交易狀態為ST 和?ST的樣本； ③剔除金融業企業樣本； ④分年度對連續變量進行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： 企業全要素生產率（Lntfp）。為克服固定效應法存在的內生性問題與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法對企業全要素生產率進行估算。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據庫中的固定資產凈值與從業人員人數作為代理變量。由于我國數據庫缺乏直接數據， 企業增加值和中間要素投入需經過計算得出。參考袁堂軍（2009）、 于新亮等（2017）的相關研究， 本文采用收入法計算企業增加值， 勞動報酬總額采用財務報告中支付給職工或為職工支付的現金總額。采用生產法計算企業中間投入， 以上公式中的其他數據均直接從國泰安數據庫中獲得。

2. 解釋變量： ESG表現（ESG）。華證指數建立的ESG評價體系參考了國際主流的ESG評價體系并結合了我國市場特點， 將國內特有的經濟指標納入評級體系中， 具有貼近中國市場、 覆蓋范圍廣、 時效性強等特點， 在國內得到了廣泛的認可。華證指數將ESG評級分為從優到劣九個等級即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ESG表現越好， 同時將各季度得分取均值以測量年度ESG表現。

3. 中介變量： 融資約束（FC）。基于前文論述， 本文借鑒張悅玫等（2017）、 況學文等（2010）的研究， 采用顧雷雷和彭楊（2022）等的模型進行logit回歸， 擬合企業每一年發生融資約束的概率， 取值為0 ～ 1。FC越大， 企業面臨的融資約束問題越嚴重。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表示資產規模， 以總資產的自然對數作為代理變量；Lev表示企業財務杠桿率， 以年末負債總額與年末資產總額的比值測量； CashDiv表示企業當年發放的現金股利； MB表示企業的市賬比， 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。

4. 調節變量： 市場化水平（Mark）。市場化水平的測量較為復雜， 本文采用王小魯等（2021）編寫的《中國分省份市場化指數報告（2021）》的指數評分作為市場化水平的代理變量。由于該報告中2016年以前市場化指數的計算基期為2008年， 而2016 ～ 2019年市場化指數的計算基期更換為2016年， 故以2008年為計算基期計算2016 ～ 2019年市場化指數， 以統一數據口徑。同時， 該指數報告數據只更新到2019年， 為了使樣本數據連續完整和研究結果更加可靠， 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年度的數據。

5. 控制變量 。參考相關研究， 本文選取的控制變量具體包括： 企業規模（Size）、 資產負債率（Lev）、 資產收益率（Roa）、 勞動要素質量（Lob）、 資本要素質量（Density）， 同時還控制了年份（Year）和行業（Ind）固定效應。具體定義見表1。

（三）模型設計

為了檢驗ESG表現對企業全要素生產率的作用效果， 本文構建基準模型如下：

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

（4）

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

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

（5）

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

∑Year+εit " （6）

為檢驗企業所處地區的市場化水平是否會影響ESG表現與企業全要素生產率的關系， 本文將企業全要素生產率作為被解釋變量、 ESG表現作為解釋變量、 市場化水平作為調節變量， 建立調節效應模型如下：

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

β4Controlit+∑Ind+∑Year+εit （7）

四、 實證結果與分析

（一）描述性統計與相關性分析

1. 描述性統計。變量的描述性統計結果如表2所示。ESG表現的最大值為9， 最小值為4， 標準差為 1.153， 說明樣本企業ESG整體表現不好， 對ESG理念的認識在不同企業中差異較明顯。企業全要素生產率的最大值為12.197， 最小值為7.123， 標準差為1.101， 表明不同企業的全要素生產率差距較大， 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， 標準差為0.265， 表明樣本企業面臨的融資約束程度差異性較大， 這可能與樣本企業所處行業相關。進一步， 融資約束的均值為0.399， 表明樣本企業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， 標準差為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?， 我國市場經濟雖然得到極大的發展， 但總體來說我國市場體制改革仍然不盡完善， 地區市場化發展水平不均衡。

2.相關性分析。對各變量進行相關性分析， 結果（限于篇幅，略）顯示， 在 1%的顯著性水平上， ESG表現和全要素生產率呈正相關關系， 初步表明良好的ESG表現能夠提升企業全要素生產率。在1%的顯著性水平上， 企業面臨的融資約束與全要素生產率呈負相關關系， 初步判定當企業面臨融資約束時會降低企業的全要素生產率。在1%的顯著性水平上， ESG表現與融資約束呈負相關關系， 初步判定ESG表現良好的企業所面臨的融資約束程度可能更低。另外， ESG和企業全要素生產率與企業規模、 勞動要素質量、 資產負債率等控制變量在1%的顯著性水平上正相關， 與資本要素質量負相關。特別地， 在1%的顯著性水平上， 市場化水平與企業全要素生產率負相關， 與ESG表現正相關， 本文選取的控制變量相關系數整體上都顯著。

（二）ESG表現對企業全要素生產率的影響

在面板數據下， 本文經過Hausman 檢驗選擇固定效應模型實證驗證ESG表現對企業全要素生產率的影響， 回歸分析結果如表3列（1）、 （2）所示。列（1）為沒有控制年份和行業的估計結果， 列（2）控制了年份和行業， 表明無論是否控制年份和行業效應， ESG表現均在1%的水平上顯著影響企業全要素生產率， 且估計系數顯著為正， 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表現可以向資本市場充分披露企業環境、 社會和公司治理信息， 有利于加強企業與各市場主體之間的聯系， 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略資源， 增強企業的綜合競爭力和提升企業全要素生產率。

（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果。由列（3）可知， ESG表現在1%的水平上顯著負向影響融資約束， 說明ESG表現能緩解企業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全要素生產率， 將融資約束納入ESG表現與企業全要素生產率的研究模型后， ESG表現在1%的水平上顯著正向影響企業全要素生產率， 驗證了H3。這說明， 融資約束在ESG表現提升企業全要素生產率的過程中發揮了部分中介作用， 即ESG表現能夠通過緩解企業面臨的融資約束程度提升企業全要素生產率。正如前文所述， 企業良好的ESG表現可以充分披露非財務性相關信息， 彌補對外信息公開不夠透明的缺陷， 緩解企業的融資約束， 進而促進企業金融資源整合和技術創新， 提升企業的全要素生產率。進一步， ESG作為綜合衡量企業非財務績效的重要指標， 對企業的生產經營決策具有重要意義。尤其是在我國經濟由高速發展向高質量發展轉變的宏觀環境下， 國家對企業在環境、 社會、 公司治理等方面的責任履行提出了更嚴格的監管要求。ESG短期內可能增加企業的經營成本， 但長期來看有利于增強企業綜合競爭力， 推動企業自身提質增效， H2和H3的確立有利于準確指導企業開展ESG實踐和管理。

（四）市場化水平的調節作用

為研究不同的市場化水平下， ESG表現對企業全要素生產率的影響是否存在顯著差異， 本文對ESG表現、 ESG表現與市場化水平的交互項、 企業全要素生產率之間的關系進行回歸， 結果見表4。由回歸結果可知， 在加入調節變量及其與解釋變量的交互項Mark×ESG后， ESG表現的回歸系數為0.123， 且在1%的水平上顯著， 說明ESG表現對企業全要素生產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的回歸系數為-0.006， 在5%的水平上顯著為負， 說明市場化水平對ESG表現對企業全要素生產率的正向作用有著削弱效應， 即控制其他變量不變的情況下， 相對于高市場化水平地區的企業， 低市場化水平地區企業的ESG表現對企業全要素生產率的影響更大， 驗證了H4。正如前文所述， 在市場化水平較低的地區， 政府擁有對關鍵資源、 市場準入和行政審批等自由裁量的權力， 企業更傾向于通過肩負更多ESG責任以建立良好的政企關系， 獲取更多的戰略發展資源和競爭優勢。在市場化水平較高的地區， 競爭機制較完善， 資源分配相對公平， 政府行政干預較少， 企業用于改善自身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表現對企業全要素生產率的提升作用。

（五）穩健性檢驗

為保證實證結果的穩健性， 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健性檢驗。限于篇幅， 檢驗結果未列出。

1. 替換被解釋變量的測量方法?？紤]到采用LP方法測量企業全要素生產率具有特異性， 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法測量企業全要素生產率。由檢驗結果可知， 在采用不同估算方法避免選擇性偏誤后， ESG表現的回歸系數無論是否控制年份和行業均顯著為正， 與前文實證檢驗結果一致， 說明ESG表現對企業全要素生產率的促進作用是穩健的。

2. 將ESG表現滯后一期重新進行回歸?；鶞誓Ｐ偷膶嵶C檢驗結果表明， 良好的ESG表現有利于企業全要素生產率的提升， 但企業全要素生產率與ESG表現也可能會存在雙向因果關系， 企業全要素生產率越高， 企業的經營管理越規范， 因而企業有足夠的積極性和資金投入ESG活動中。為進一步檢驗ESG表現對企業全要素生產率的影響效果， 本文將ESG表現滯后一期重新進行回歸， 通過滯后項緩解雙向因果問題。由回歸結果可知， 滯后一期的ESG表現的回歸系數與前文實證檢驗結果一致， 在1%的水平上顯著為正， 說明滯后一期的ESG表現與當期的ESG表現對企業全要素生產率均具有促進作用， 結論是穩健的?？偟膩碚f， 在穩健性檢驗的結果中， ESG表現和企業全要素生產率的關系沒有發生改變， 因此本文的研究結論具有穩健性。

五、 研究結論與啟示

（一）研究結論

當前， 環境污染、 氣候變化和公共衛生等問題隨著社會的發展呈井噴式爆發， 如何促進經濟社會可持續發展已經成為我國現階段面臨的首要問題。為應對發展所導致的環境和社會問題， 把高質量發展貫穿于社會主義現代化建設的各領域和全過程已經成為新的時代命題。ESG是企業經濟價值觀和社會價值觀的統一， 其核心要義高度契合高質量發展理念， 對強化企業環境、 社會和公司治理意識， 促進經濟綠色轉型， 推進企業治理理念變革具有重要意義。本文以2012 ～ 2020年滬深A股上市公司為研究樣本， 對ESG表現與企業全要素生產率之間的關系進行實證研究， 并具體分析了其可能的傳導路徑和作用規律， 本文的研究結論表明： ①ESG表現與企業全要素生產率顯著正相關， 良好的ESG表現有利于提升企業全要素生產率。②在ESG表現提升企業全要素生產率的過程中， 融資約束具有中介作用。③ESG表現與企業全要素生產率之間的關系受地區市場化水平的影響， 相對于位于市場化水平較高地區的企業， 位于市場化水平較低地區企業的ESG表現對企業全要素生產率的影響更大。

（二）啟示

基于以上研究結論， 本文得到以下啟示： 首先， 政府部門應積極推進ESG實踐， 有效推動經濟綠色轉型升級。從推進全社會ESG實踐來看， 不能“眉毛胡子一把抓”， 可以按照企業規模和市場化水平逐步落實推進， 對環境污染水平高的企業按期進行ESG評級， 制定短期、 中期、 長期規劃目標（王大地和黃潔，2021）， 積極穩步推進ESG實踐， 提升企業全要素生產率， 促進經濟綠色轉型升級， 最終實現經濟社會高質量發展。其次， 企業要提升全要素生產率， 應將ESG納入經營發展的戰略規劃中， 從戰略層面完善ESG管理。企業應將對環境的友好與社會責任的承擔內化到公司治理之中， 充分考慮市場因素， 通過良好的ESG表現樹立積極正面的企業形象， 緩解企業面臨的融資約束程度， 進而獲得充裕的資金來提高技術創新水平和全要素生產率， 創造高附加值的綜合效益。最后， 我國相關研究機構應當及時引導建立與中國國情和高質量發展階段經濟特征相吻合的ESG評級體系， 加快ESG頂層設計（白雄等，2022）。通過權威統一的ESG評級體系， 自上而下有效推動ESG發展進程， 加強行業內部之間的互相監督， 提升企業整體ESG表現和全要素生產率， 降低企業的融資約束程度， 維護金融市場平穩運行， 促進經濟社會高質量發展和生態環境高水平保護。

【 主 要 參 考 文 獻 】

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