ESG信息披露如何影響企業全要素生產率？
——基于A股上市公司的經驗證據

■郭毓東 洪揚

一、引言

黨的二十大報告明確指出，高質量發展是全面建設社會主義現代化國家的首要任務，推動經濟社會發展綠色化、低碳化是實現高質量發展的關鍵環節。因此，要想實現我國經濟高質量發展，就要放棄粗放式的經濟發展模式，促進實體經濟向以提高全要素生產率和科技創新水平為主要目標，且兼顧經濟效益、社會效益以及環境效益的綠色發展模式轉變。企業作為經濟活動的主體，是推動經濟高質量發展的生力軍，其全要素生產率的提高對于促進我國經濟高質量發展起著關鍵作用[1]。

ESG 信息披露是指包含Environmenta（l環境）、Socia（l社會）和Governance（治理）等方面特質信息的披露方式。這一信息披露方式高度契合我國經濟高質量發展要求，是政府、投資者及債權人等利益相關者了解企業可持續發展能力、未來發展戰略目標的重要途徑，對于企業自身發展亦具有重要意義。隨著我國“碳達峰、碳中和”戰略目標的逐步推進，利益相關者對企業ESG 信息披露表現和可持續發展能力關注度快速攀升，這有助于推進我國ESG 信息披露制度的進一步發展和完善。與此同時，企業也想要通過ESG 信息披露來促進自身高質量發展。那么，ESG 信息披露是否有助于提高全要素生產率進而促進企業高質量發展呢？

目前，國內外關于ESG 信息披露經濟后果的研究大多聚焦于探究其對融資成本[2]、企業風險[3]、財務績效[4]、股價崩盤風險[5]、企業價值[6]、環境績效[7]和審計費用[8]等的影響。關于ESG信息披露能否影響企業全要素生產率，目前只有少數學者對兩者之間的關系進行了探討。例如，盛明泉等[9]研究指出良好的ESG 表現能夠促進家族企業全要素生產率的提高，該作用主要通過增強研發創新能力、提升信息透明度和降低融資約束來實現。陳玲芳[10]研究發現林業企業的ESG 表現可以通過強化創新能力和完善內部控制來提高全要素生產率。范丹等[11]研究發現環境信息披露主要通過緩解融資約束和促進綠色創新來提升企業全要素生產率。Liang 等[12]研究指出企業履行社會責任有助于提升企業全要素生產率，該作用主要通過緩解融資約束途徑來實現。以上研究成果為厘清企業履行社會、環境責任的動因和經濟后果提供了有益的參考。然而，關于ESG 信息披露對企業全要素生產率影響機制方面的研究還不夠深入，并且部分研究只探討了環境、社會、公司治理信息單個方面披露對企業全要素生產率的影響，未將ESG整體信息披露框架納入研究。

鑒于此，本文以我國A 股上市公司為樣本，以ESG信息披露對企業全要素生產率的影響為研究主題，進一步厘清ESG 信息披露對企業全要素生產率的作用路徑和影響因素，同時考察環保屬性、企業規模及兩職合一差異情況下，ESG 信息披露對企業全要素生產率的不同影響。本文的主要貢獻在于：第一，拓展和豐富了ESG 信息披露經濟后果和企業全要素生產率影響因素的相關研究，將以往學者研究的經濟后果進一步擴展。第二，借助中介效應和調節效應模型，從資源效應、成本效應和市場關注效應等視角出發，明晰ESG 信息披露提高企業全要素生產率的作用路徑，進一步研究了內部控制、審計質量和企業綠色創新在ESG 信息披露與企業全要素生產率關系中發揮的調節作用，并拓展探究了ESG 信息披露對企業全要素生產率在不同情況下的作用差異，以期為新時代高質量發展背景下政策的制定與實施提供參考。

二、理論分析與研究假設

（一）ESG信息披露與企業全要素生產率

在我國大力推進低碳經濟及綠色發展的背景下，注重ESG 信息披露質量的企業可以有效改善全要素生產率低下的狀況進而實現自身高質量發展。首先，信息不對稱和委托代理理論認為，企業與利益相關者間所掌握的信息是不對等的，利益相關者通常處于信息劣勢地位，承受著較大的風險[13]。而企業提高ESG 信息披露水平可以有效降低利益相關者的信息劣勢，提高利益相關者對企業ESG 表現的了解程度，減少利益相關者對企業風險的擔憂，增強利益相關者的信心，贏得利益相關者的信任與支持，降低企業融資成本與難度，從而促進企業創新績效提升[14]。同時，高水平的ESG 信息披露可以增強利益相關者對企業管理層的監控能力，切實保障利益相關者的合法權益，降低管理層因私人利益而減少創新投入的可能性，有利于緩解管理層與利益相關者間的代理沖突[15]，改善資源配置效率，激發研發創新活力，進而有助于提高企業全要素生產率。其次，資源基礎理論指出，ESG 信息披露水平較高的企業通常更加重視環境保護和可持續發展，且具備充足的資金，掌握更多的社會資源，因而會更積極主動地履行環境和社會責任，不斷提高內部治理能力，從而提升企業的市場競爭優勢。最后，根據信號傳遞和聲譽理論，ESG信息披露具有信號傳遞效應，可以向外界釋放企業注重綠色可持續發展的積極信號，從而有助于提升企業的社會聲譽和形象[16]，提高公眾對企業的認可度，促進企業構建有利的價值網絡，增強企業與各利益相關方之間的長期合作關系，為企業贏得更多的資源支持，增強企業風險承擔能力[17]，提高全要素生產率，進而推動企業高質量發展。根據以上分析，本文提出假設：

H1：ESG信息披露對企業全要素生產率會產生正向影響。

（二）政府補助的中介作用

基于資源效應視角，高水平ESG 信息披露能夠有效增加政府補助，進而促進全要素生產率提升。一方面，積極履行環境、社會責任能夠展示良好的企業形象，且高水平的ESG 信息披露符合政府對企業的期待，從而有利于企業獲得更多政府補助[18]。另一方面，通過披露高水平ESG 信息獲得的政府補助會激勵企業提高研發強度和增強創新能力，進而有助于促進全要素生產率提高[19，20]。根據以上分析，本文提出假設：

H2：ESG信息披露可以通過增加政府補助來提升企業全要素生產率。

（三）債務融資成本的中介作用

基于成本效應視角，高水平的ESG 信息披露可以有效減少債務融資成本，進而促進全要素生產率提升。一方面，企業提高ESG 信息披露水平能夠有效提高企業信息透明度，緩解信息不對稱對債權人的不利影響，增強債權人的信心，減少債權人的投資風險，贏得債權人的認可和支持，進而有助于企業獲得較低成本的債務融資[21]。另一方面，企業在提高ESG 管理能力的過程中提升風險管理水平，可以在很大程度上降低企業面臨的潛在風險[22]。因此，債權人往往更加支持和信任那些積極主動披露有關環境保護、社會責任履行、公司治理等特質信息的企業，并會降低對債務融資的風險溢價補償要求，以較低的成本支持企業債務融資。這有助于緩解企業融資約束問題，提高企業研發強度，增強技術創新能力，進而促進全要素生產率提高。根據以上分析，本文提出假設：

H3：ESG信息披露可以通過降低債務融資成本來提升企業全要素生產率。

（四）市場關注程度的中介作用

基于市場關注效應視角，高水平ESG 信息披露可以有效提升市場關注程度，進而促進全要素生產率提升。一方面，我國的資本市場具有明顯的ESG責任偏好，企業提高ESG 信息披露水平可以向外界釋放企業重視ESG 責任履行和綠色可持續發展的良好信號，從而有助于企業吸引更多市場關注[23，24]。另一方面，市場對企業的關注程度越高，越有助于企業特質信息的深度挖掘和公開信息的廣泛傳播，這不僅能進一步減弱企業與市場間的信息不對稱程度，為企業贏得更多利益相關者的信任與支持，還有助于企業緩解融資約束，加大研發創新強度，提高創新效率，進而推動全要素生產率提高[25，26]。根據以上分析，本文提出假設：

H4：ESG信息披露可以通過提高市場關注程度來提升企業全要素生產率。

（五）內部控制的調節作用

良好的內部控制是提升企業信息披露質量的重要內部治理機制。一方面，環境治理能力、社會責任履行水平和公司治理能力較高的企業往往擁有較為健全完善的內部控制機制。同時，良好的內部控制可以有效提升ESG 信息披露的全面性、真實性和可靠性，打消利益相關者對投資風險的擔憂，幫助利益相關者提高對企業ESG 表現和可持續發展能力的了解程度，并作出科學合理的投資決策。另一方面，高質量內部控制能夠有效緩解信息不對稱和代理問題，約束高管的非理性行為，提高利益相關者對信息披露的信賴度，進而有利于企業獲得更多的資源支持[27，28]。因此，企業可以通過建立健全內部控制機制來提升ESG 信息披露質量，向外界傳遞企業積極承擔ESG 責任與可持續發展的良好信號，以獲得更多利益相關者的認可與支持，從而降低企業融資約束，增強企業研發創新能力，最終有助于提高企業全要素生產率。根據以上分析，本文提出假設：

H5：內部控制有助于強化ESG信息披露對企業全要素生產率的促進作用。

（六）審計質量的調節作用

良好的審計質量是保障企業信息披露質量的重要外部監督機制。一方面，高質量的外部審計能夠起到監督作用，可以在一定程度上約束管理層的自利行為和機會主義行為，有利于緩解信息不對稱和代理問題，進而促進企業可持續發展[29]。另一方面，高質量的外部審計可以較好地督促管理層提供高水平的ESG 信息，確保ESG 信息的準確性、真實性與可靠性，加強利益相關者對企業ESG 信息披露的信賴度，增強利益相關者的信心，進而有利于企業獲得更多融資支持。因此，企業可以通過雇傭高質量的審計師對ESG 信息披露進行審計，以提升ESG 信息披露的真實性和可靠性，增強利益相關者對企業的信任度，贏得利益相關者的認可和支持，緩解企業融資約束，增強企業研發創新能力，進而推動全要素生產率的提高。根據以上分析，本文提出假設：

H6：審計質量有助于強化ESG信息披露對企業全要素生產率的促進作用。

（七）企業綠色創新的調節作用

綠色創新作為企業承擔環境、社會責任的典型表現，是影響投資者投資決策的重要因素。一方面，企業開展創新活動需要大量的資源支持，而良好的社會信任是影響企業獲得創新資源的關鍵因素[30]。因此，企業需要積極主動披露有關于綠色創新行為的信息，以提升外部投資者對企業戰略目標、核心競爭力和可持續發展能力等方面的了解程度，緩解信息不對稱問題，進而有助于企業贏得更多投資者的信任和支持[31]。另一方面，綠色創新被普遍認為是企業節約資源、減輕污染的重要工具，可以幫助企業實現社會效益、經濟效益和環境效益，同時也會促使企業更加注重環境、社會責任的履行[32，33]。綜上所述，企業開展綠色創新活動不僅可以幫助企業獲得更多投資者的關注、信任和支持，還可以幫助企業實現社會效益、經濟效益和環境效益。因此，綠色創新型企業也更加愿意披露有關于環境、社會責任和公司治理等方面的特質信息，向外界傳遞企業積極主動承擔ESG 責任的信號，以加強對潛在投資者的吸引力，緩解融資約束問題，提升全要素生產率，進而促進企業高質量發展。根據以上分析，本文提出假設：

H7：企業綠色創新有助于增強ESG信息披露對企業全要素生產率的促進作用。

三、研究設計

（一）數據來源與處理

本文選取2017—2021 年中國A 股上市公司為樣本，并進行了以下處理：（1）剔除變量數據缺失的樣本；（2）剔除金融業企業；（3）剔除ST、*ST以及PT企業。最終獲得7630 個有效觀測值。為控制異常值的影響，對主要變量在上下1%的水平進行了縮尾處理。本文ESG 信息披露數據采用華證ESG 評價體系提供的評級結果，內部控制數據取自迪博數據庫，綠色專利數據取自CNRDS 數據庫，其他財務數據取自CSMAR數據庫。

（二）變量說明

1.被解釋變量

全要素生產率（TFP）。目前，測算全要素生產率的主流方法有LP 法、OP 法、OLS 法以及FE 法等。考慮到LP 法能夠更好地解決選擇性偏誤和內生性問題，因此，本文借鑒魯曉東等[34]的做法，選用LP法測算全要素生產率。運用LP法測算時，總產出變量采用企業營業收入來衡量，勞動力投入變量采用企業雇傭人數來衡量，資本投入變量采用企業固定資產投入來衡量，中間投入變量采用企業營業成本加上管理費用、財務費用、銷售費用再減去當期計提的折舊與攤銷、支付給職工和為職工支付的現金來衡量。此外，在穩健性檢驗中，進一步使用OP法、OLS法以及FE法測度的全要素生產率進行穩健性檢驗。

2.解釋變量

ESG 信息披露（ESG）。本文參考李志斌等[35]的做法，以華證ESG 評級來衡量ESG 信息披露。華證ESG 評級一共有九個等級，本文采用九分制將CAAA級分別賦值1—9。同時，將四個季度的評分取平均值來測度年度ESG信息披露質量。

3.中介變量

本文的中介變量包括政府補助、債務融資成本、市場關注程度等變量。

政府補助（SUB）。借鑒盛麗穎等[36]的做法，使用政府補助取自然對數來衡量政府補助。

債務融資成本（COST）。借鑒林鐘高等[37]的做法，使用企業財務費用占期末總負債的比重來測度債務融資成本。

市場關注程度（ANALYST）。借鑒王波等[38]的做法，使用分析師跟蹤人數來衡量市場關注程度。

4.調節變量

本文調節變量包括內部控制、審計質量、企業綠色創新等變量。

內部控制（ICD）。參考逯東等[39]的研究，選用迪博內部控制指數除以100來測度內部控制水平。該數值越大，說明內部控制越有效。

審計質量（AUDIT）。參考Pittman 等[40]的研究，以企業是否選擇“國際四大”來衡量審計質量。如果企業聘請“國際四大”進行審計，則AUDIT 取1；否則，AUDIT取0。

企業綠色創新（GI）。借鑒王曉祺等[41]的做法，以上市公司綠色專利申請數量加1取自然對數來測度企業綠色創新能力。

5.控制變量

借鑒陳玲芳等[42]的研究，本文設置以下控制變量：公司規模（SIZE）、盈利能力（ROE）、償債能力（LEV）、發展能力（GROWTH）、董事會規模（BOARD）、股權集中度（FIRST）、營運能力（TAT）、托賓Q 值（TOBINQ）、固定資產比率（FIXED）、兩職合一（DUAL）、行業（INDUSTRY）和年份（YEAR）。變量說明見表1。

表1 變量說明

（三）模型設定

為了探究ESG 信息披露對全要素生產率的影響，設定如下模型：

為了探究政府補助、債務融資成本和市場關注程度在ESG信息披露與全要素生產率關系中發揮的中介效應，借鑒溫忠麟等[43]的研究，設定如下模型：

為了探究內部控制、審計質量和企業綠色創新在ESG 信息披露與全要素生產率之間發揮的調節作用，設定如下模型：

式（1）至（10）中，TFP 為全要素生產率，ESG 為ESG 信息披露，SUB 為政府補助，COST 為債務融資成本，ANALYST 為市場關注程度，ICD為內部控制，AUDIT 為審計質量，GI 為企業綠色創新，Controls 為控制變量，INDUSTRY 為行業固定效應，YEAR 為年份固定效應，i 代表企業，t 代表年份，ε為隨機擾動項。另外，為避免公司層面的聚集效應對回歸結果的影響，確保研究結論的可靠性，本文在公司層面進行了Robust異方差調整和Cluster聚類處理。

四、實證結果與分析

（一）描述性統計

表2 為描述性統計結果。其中，TFP 的均值為9.273，最小值為6.930，最大值為12.070，說明不同企業之間全要素生產率差距較大。ESG 的均值為6.508，最小值為1，最大值為9，說明不同企業之間的ESG信息披露質量存在一定差異。

表2 描述性統計

（二）基本回歸結果分析

表3為ESG信息披露與全要素生產率的實證檢驗結果。為確保結果的穩健性，（1）列僅加入被解釋變量和解釋變量，（2）列在（1）列的基礎上加入了控制變量，（3）列在（2）列的基礎上加入了行業固定效應，（4）列在（2）列的基礎上加入了年份固定效應，（5）列在（2）列的基礎上加入了行業固定效應和年份固定效應。結果顯示，無論是否加入控制變量，是否控制行業、年份固定效應，ESG 與TFP 均顯著正相關，且均在1%的水平上顯著，即ESG 信息披露對企業全要素生產率會產生正向影響，假設H1得以驗證。

表3 基本回歸結果

（三）穩健性檢驗

第一，替換解釋變量。為排除潛在的測度偏差對實證結果的影響，本文參考楊杰等[44]的研究，使用彭博ESG 評分（PESG）作為ESG 信息披露（ESG）的替代變量重新進行實證檢驗。根據表4（1）列可知，PESG 的回歸系數為0.022，且在1%的水平上顯著，說明ESG 信息披露有助于提升企業全要素生產率。因此，替換解釋變量度量方法后，研究結論依舊成立。

表4 穩健性檢驗結果

第二，替換被解釋變量。為了防止潛在的度量偏差對實證結果的影響，本文分別采用OP法計算的全要素生產率（TFP_OP）、OLS法計算的全要素生產率（TFP_OLS）以及FE 法計算的全要素生產率（TFP_FE）作為全要素生產率（TFP）的替代變量重新進行實證分析。根據表4（2）至（4）列可知，ESG的回歸系數分別為0.040、0.046、0.048，且均在1%的水平上顯著，說明ESG 信息披露有助于提升企業全要素生產率。因此，替換被解釋變量衡量方法后，研究結論依舊成立。

（四）內生性檢驗

第一，工具變量法。為了緩解可能由遺漏變量導致的內生性問題，本文借鑒王琳璘等[45]的研究，以公司注冊地所在城市其他上市公司ESG 信息披露的均值（AVERESG）作為工具變量，并運用2SLS 進行回歸分析。在進行回歸之前，對工具變量的有效性進行檢驗，發現工具變量通過了“弱工具變量檢驗”和“不可識別檢驗”，說明工具變量選取有效。根據表5（2）列可知，ESG的回歸系數為0.224，且在1%的水平上顯著，說明ESG 信息披露有助于提升企業全要素生產率。因此，采用工具變量法后，本文研究結論依舊成立。

表5 內生性檢驗結果

第二，滯后核心解釋變量。為了克服互為因果造成的內生性偏誤，本文將核心解釋變量滯后1—3期處理后分別進行實證檢驗。根據表5（3）至（5）列可知，L.ESG、L2.ESG、L3.ESG 的回歸系數分別為0.041、0.040、0.053，且均在1%的水平上顯著，說明ESG 信息披露有助于提升企業全要素生產率。因此，滯后核心解釋變量后，本文研究結論依舊成立。

（五）作用機制檢驗

1.基于資源效應視角

由前文理論分析可知，資源效應主要表現為政府補助的增加，即ESG 信息披露能夠通過增加政府補助來提升全要素生產率。表6（1）和（2）列為政府補助作為中介變量的檢驗結果。根據表6（1）列可知，ESG 的回歸系數為0.072，且在1%的水平上顯著，說明ESG 信息披露有助于企業獲取更多的政府補助。根據表6（2）列可知，在加入SUB 后，ESG 與TFP顯著正相關，SUB與TFP顯著正相關，說明政府補助在ESG 信息披露與企業全要素生產率的關系中發揮部分中介效應，假設H2 得以驗證。因此，ESG信息披露可以通過增加政府補助來提升全要素生產率。

表6 作用機制檢驗結果

2.基于成本效應視角

由前文理論分析可知，成本效應主要表現為債務融資成本的減少，即ESG 信息披露能夠通過減少債務融資成本來提升全要素生產率。表6（3）和（4）列為債務融資成本作為中介變量的檢驗結果。根據表6（3）列可知，ESG 的回歸系數為-0.002，且在1%的水平上顯著，說明ESG 信息披露能夠有效減少債務融資成本。根據表6（4）列可知，在加入COST后，ESG 與TFP 顯著正相關，COST 與TFP 顯著負相關，說明債務融資成本在ESG 信息披露與企業全要素生產率的關系中發揮部分中介效應，假設H3得以驗證。因此，ESG 信息披露可以通過減少債務融資成本來提升全要素生產率。

3.基于市場關注效應視角

由前文理論分析可知，市場關注效應主要表現為市場關注程度的提高，即ESG 信息披露能夠通過提高市場關注程度來提升全要素生產率。表6（5）和（6）列為市場關注程度作為中介變量的檢驗結果。根據表6（5）列可知，ESG 的回歸系數為0.741，且在1%的水平上顯著，說明高水平的ESG信息披露能夠有效提高市場關注程度。根據表6（6）列可知，在加入ANALYST 后，ESG與TFP顯著正相關，ANALYST與TFP顯著正相關，說明市場關注程度在ESG信息披露與企業全要素生產率之間起到部分中介作用，假設H4 得以驗證。因此，ESG 信息披露可以通過提高市場關注程度來提高全要素生產率。

（六）調節效應檢驗

1.內部控制的影響

表7（1）列為內部控制作為調節變量的檢驗結果。其中，ESG 與ICD 交互項（ESG×ICD）的回歸系數為0.036，且在1%的水平上顯著，說明內部控制在ESG信息披露與企業全要素生產率的關系中發揮正向調節作用，假設H5得以驗證。因此，內部控制有助于強化ESG信息披露對全要素生產率的促進作用。

表7 調節效應檢驗結果

2.審計質量的影響

表7（2）列為審計質量作為調節變量的檢驗結果。其中，ESG與AUDIT交互項（ESG×AUDIT）的回歸系數為0.107，且在1%的水平上顯著，說明審計質量在ESG 信息披露與企業全要素生產率之間具有正向調節作用，假設H6得以驗證。因此，審計質量可以強化ESG信息披露對全要素生產率的促進作用。

3.企業綠色創新的影響

表7（3）列為企業綠色創新作為調節變量的檢驗結果。其中，ESG與GI交互項（ESG×GI）的回歸系數為0.031，且在1%的水平上顯著，說明企業綠色創新在ESG 信息披露與企業全要素生產率之間起到正向調節作用，假設H7 得以驗證。因此，企業綠色創新有助于增強ESG 信息披露對全要素生產率的促進作用。

五、異質性分析

（一）環保屬性的影響

由于我國不同企業的環保屬性存在區別，ESG信息披露對全要素生產率的作用可能存在不同。因此，為了探究環保屬性對ESG 信息披露與企業全要素生產率關系的影響，本文借鑒于波[46]的研究，將樣本分為重污染、非重污染企業兩組分別進行驗證。根據表8（1）和（2）列可知，在重污染企業組中，ESG的回歸系數未通過顯著性檢驗，而在非重污染企業組中，ESG的回歸系數為0.043，且在1%的水平上顯著。說明非重污染企業ESG 信息披露有助于提升全要素生產率。究其原因可能是：重污染屬性使得利益相關者普遍認為重污染企業的生產經營活動具有負外部性，而提升環境績效則是重污染企業的固有責任，致使利益相關者通常不太關注重污染企業在改善自身環境表現方面所付出的努力，對重污染企業ESG 信息披露的關注度較小，對其投資熱情也較低。而非重污染企業的生產經營活動更加符合綠色可持續發展理念，相關的政策支持較多，其所披露的ESG 信息更加受到利益相關者的關注和認可，利益相關者對其投資熱情更高。因此，非重污染企業積極主動披露高質量的ESG 信息有助于其獲得更多利益相關者的認可和支持，緩解融資約束困境，加大技術創新投入，從而促進全要素生產率提高。綜上，ESG 信息披露對全要素生產率的促進作用在非重污染企業中表現更為明顯。

表8 異質性檢驗結果

（二）企業規模的影響

考慮到不同規模的企業在抗風險能力、治理水平以及融資方式等方面存在差異，ESG 信息披露對全要素生產率的作用可能具有不同。因此，為了檢驗企業規模對ESG 信息披露與全要素生產率關系的影響，本文以企業規模的行業年度中位數為標準，將樣本分為大、小規模企業兩組分別進行驗證。根據表8（3）和（4）列可知，在大規模企業組中，ESG 的回歸系數為0.059，且在1%的水平上顯著，說明大規模企業ESG 信息披露有助于提升全要素生產率。在小規模企業組中，ESG 的回歸系數未通過顯著性檢驗。這可能是由于：大規模企業在風險應對能力、人力資本和技術創新潛力等方面均遠勝于小規模企業，具有更高的ESG 信息披露能力和動機，并將其轉化為提升全要素生產率的動力。同時，利益相關者更加關注和信任大規模企業的ESG 信息披露，愿意為大規模企業提供更多的資金支持，進而助力企業提升全要素生產率。綜上，ESG信息披露對全要素生產率的促進作用在大規模企業中表現更為顯著。

（三）兩職合一差異的影響

考慮到不同企業之間兩職合一情況存在差異，ESG信息披露與全要素生產率之間的關系或許存在不同。因此，為了考察兩職合一差異對ESG 信息披露與全要素生產率關系的影響，本文將樣本分為兩職合一和兩職分離兩組分別進行驗證。根據表8（5）和（6）列可知，在兩職合一樣本組中，ESG的回歸系數為0.004，但未通過顯著性檢驗。而在兩職分離樣本組中，ESG的回歸系數為0.042，且在1%的水平上顯著，說明在兩職分離的企業中，ESG信息披露有助于提升全要素生產率。這或許是因為：CEO 和董事長兩職合一的結構會降低董事會對公司運營過程的監控能力，企業更容易隱瞞對自己不利的信息，從而會導致ESG 信息披露的真實性和可靠性降低。同時，利益相關者也會對兩職合一企業所披露的ESG信息的真實性存疑而保持觀望態度。而兩職分離能夠避免董事會與經理層利益趨于一致的現象，增強了董事會對經理層的制衡以及對ESG 信息披露的監督，有效約束了經理層的自利行為，進而有利于提高ESG 信息披露質量。并且，利益相關者也更加信任和認可兩職分離企業所披露的ESG 信息，更愿意將資源投入其中，進而有助于提高企業全要素生產率。綜上，ESG 信息披露對全要素生產率的促進作用在兩職分離的企業中表現更為顯著。

六、結論與建議

（一）研究結論

本文基于2017—2021 年中國A 股上市公司的經驗數據，探究ESG 信息披露如何影響企業全要素生產率，研究結果表明：（1）ESG 信息披露有助于提升企業全要素生產率，且該結論在更換解釋變量和被解釋變量、以工具變量法檢驗、滯后核心解釋變量后仍然成立；（2）ESG信息披露對企業全要素生產率的促進作用可以通過資源效應、成本效應和市場關注效應來實現；（3）將內部控制、審計質量和企業綠色創新引入實證分析，發現內部控制、審計質量和企業綠色創新均可以強化ESG 信息披露對企業全要素生產率的促進作用；（4）基于環保屬性、企業規模以及兩職合一差異的異質性分析表明，在非重污染、大規模以及兩職分離的企業中，ESG 信息披露對企業全要素生產率的促進作用更為明顯。

（二）對策建議

1.政府層面。（1）應建立健全具有中國特色、科學有效的ESG 評級體系和信息披露制度，引導企業履行ESG 責任并提升ESG 信息披露水平，同時鼓勵、支持和指導第三方評級機構參與企業ESG 信息的采集和發布，促進ESG 評價結果落地應用，助力企業實現可持續發展。（2）應增強對企業ESG 信息披露的監督力度，設置科學合理的獎懲機制。一方面，需要設定相關ESG 激勵標準，獎勵及時主動披露真實ESG 信息的企業，給予更多政府補助、減稅降費和政府采購等方面的傾斜，賦能企業高質量發展；另一方面，需要發揮制度的懲戒效應，嚴懲蓄意隱瞞或模糊真實ESG 信息的企業，提高虛假發布ESG相關信息的成本，以遏制企業“漂綠”行為。

2.企業層面。（1）應充分認識到ESG信息披露的重要性，把提高ESG 信息披露質量納入企業戰略，積極改善ESG 信息披露表現，不斷向外界傳遞企業重視綠色可持續發展和ESG 績效優秀的良好信號，持續提高市場對企業的關注度，贏得利益相關者的青睞，吸引更多的資金支持，增強技術創新能力，優化資源配置，提高全要素生產率，實現企業高質量發展。（2）應建立健全內部控制機制，增強ESG 信息披露方面的內部控制機制建設，切實保障ESG 信息披露的全面性、真實性和可靠性。（3）應強化外部監督機制，聘請高質量的審計師進行審計，切實提高ESG信息披露的可信度。（4）應注重綠色創新，樹立創新驅動與綠色發展理念，制定適當的綠色創新戰略，增加綠色研發投入，提高綠色創新能力，通過綠色創新加強環境治理，改善資源配置效率，爭取綠色信貸支持，驅動企業綠色發展。（5）基于異質性分析結果，非重污染、大規模以及兩職分離的企業應利用好自身的競爭優勢，注重將ESG 發展理念融入公司內部治理，積極主動履行ESG責任，持續提升核心競爭力，以爭取外部關鍵資源，促進全要素生產率提升，實現企業綠色可持續發展。