ESG表現對戰略性新興產業企業融資效率的影響

張晨 李理 李博欣

【摘要】我國戰略性新興產業企業融資效率普遍偏低， 而ESG理念的興起為戰略性新興產業企業賦能提供了新的機遇。選取我國2011～2021年1437家戰略性新興產業企業為樣本， 采用系統GMM方法， 對ESG表現與企業融資效率的關系進行理論探索與實證研究， 并探討產權性質和外部環境對ESG表現與企業融資效率之間關系的調節作用。研究發現： ESG表現對戰略性新興產業企業融資效率有積極影響， 該積極影響主要由公司治理（G）所驅動且具有滯后性； 隨著時間的推移， ESG表現會對創新產出產生積極作用， 進而提升戰略性新興產業企業融資效率； 從長遠來看， ESG表現通過提高創新產出促進戰略性新興產業企業融資效率提升的作用在國有企業中更明顯， 而產品市場競爭并未充分發揮其外部治理效應， 在經濟政策不確定性上升時， ESG表現通過創新產出提升戰略性新興產業企業融資效率的作用會被弱化。本文拓展了ESG表現與企業融資效率之間作用機理的研究， 為提升戰略性新興產業企業融資效率并以此推動產業轉型升級和經濟高質量發展提供政策啟示。

【關鍵詞】ESG表現；融資效率；創新產出；產品市場競爭；經濟政策不確定性

【中圖分類號】 F275；F832.4? ? ?【文獻標識碼】A? ? ? 【文章編號】1004-0994（2023）22-0022-11

一、 引言

黨的二十大報告指出： “推動戰略性新興產業融資集群發展， 構建新一代信息技術、 人工智能、 生物技術、 新能源、 新材料、 高端裝備、 綠色環保等一批新的增長引擎。”國家信息中心數據顯示， 2021年我國戰略性新興產業增加值占GDP的比重為13.4%， 比2014年提高了5.8%， 表明我國戰略性新興產業發展不斷壯大①。但我國大部分戰略性新興產業企業融資效率仍偏低（Zeng等，2023）， 如何提升戰略性新興產業企業融資效率是亟待解決的問題。隨著投資者、 債權人及其他利益相關者對ESG信息的需求與日俱增， 提高ESG表現已成為戰略性新興產業獲得長期穩定發展不可或缺的途徑（孫麗艷等，2017； 黃世忠，2021）。因此， 研究ESG表現如何影響戰略性新興產業企業融資效率不僅有助于提升戰略性新興產業資本配置效率， 促進產業結構轉型升級與經濟高質量發展， 還可以推動戰略性新興產業企業履行ESG責任， 助力“雙碳”目標順利實現。

關于戰略性新興產業企業融資效率的影響因素研究， 既包括金融環境、 政府等外部因素， 也包括企業規模、 償債能力、 企業治理以及綠色創新等內部因素。具體來說： 在外部影響因素方面， 金融發展程度越高， 戰略性新興產業企業越能通過多元化融資渠道籌集資金， 融資效率也越高（王瓊和耿成軒，2017）； 政府通過制定規劃和政策指導戰略性新興產業發展， 為其提供資金支持， 但政府干預與戰略性新興產業企業融資效率呈非對稱倒U 型曲線關系（王瓊和耿成軒，2017）。在內部影響因素方面， 規模較大的戰略性新興產業企業更容易吸引高素質人才， 使得其勞動生產率提升， 進而提升融資效率（曾剛和耿成軒，2019； 黃亞茜，2019）； 而資產負債率過高會使戰略性新興產業企業面臨較大的財務風險， 抑制其融資效率的提升（曾剛和耿成軒，2018；曾剛和耿成軒，2019； 黃亞茜，2019）； 高管薪酬不足會加劇股東與管理層之間的利益沖突， 股權集中度過高不利于建立有效的約束和監督管理機制， 從而會降低戰略性新興產業企業融資效率（黃亞茜，2019）； 節能環保企業通過綠色創新生產出滿足消費者需求的綠色環保產品， 使得銷售收入增加， 進而提升融資效率（Zeng等，2023）。

現有關于ESG表現與企業融資效率之間關系的研究可從直接效應和間接效應兩個方面來闡述。直接效應研究發現， 良好的ESG表現能顯著提升企業融資效率（劉旺，2020；譚燁，2022；白莉雪，2022）。間接效應研究中僅將利益相關者關注度作為中介變量， 發現ESG表現通過影響利益相關者關注度進而影響企業融資效率（譚燁，2022）； 進一步區分企業產權性質、 企業信息透明度及是否屬于重污染行業等內部特征進行異質性分析， 發現在非國有企業、 信息透明度較低的企業、 重污染行業企業中ESG表現促進企業融資效率提升的作用更大； 考察地區市場化進程等外部環境因素的調節作用后發現， 對于處于市場化進程較高地區的企業來說， 其ESG表現對融資效率的提升作用更大（譚燁，2022；白莉雪，2022）。

以往研究探討了ESG表現影響企業融資效率的中介機制并進行了一系列異質性分析， 但仍存在如下不足： 第一， 僅從利益相關者關注視角分析ESG表現對企業融資效率的外部監督機制， 未能挖掘ESG表現影響企業融資效率的內部驅動機制， 而內部驅動因素才是影響企業融資效率的根本動因。第二， 僅考察了產權性質、 信息透明度、 行業類型、 市場化水平等內外部因素對ESG表現與企業融資效率關系的直接調節作用， 尚未考慮內外部因素對ESG表現與企業融資效率影響機制的間接作用， 不利于深入理解和挖掘ESG表現對企業融資效率的作用機制。第三， 沒有區分ESG表現各維度對企業融資效率的差異性影響， 不利于識別環境、 社會及公司治理中影響企業融資效率的主要因素。

針對上述問題， 本文基于利益相關者理論及資源依賴理論探究ESG表現對戰略性新興產業企業融資效率的影響機制， 可能的創新點如下： 第一， 考慮到創新是戰略性新興產業企業的核心驅動力， 從企業創新視角挖掘ESG表現對戰略性新興產業企業融資效率的內部驅動機制； 第二， 進一步探索企業產權性質、 產品市場競爭程度及經濟政策不確定性等內外部因素對“ESG表現—創新產出—戰略性新興產業企業融資效率”作用路徑的影響， 較為全面地深化內外部因素對ESG表現與戰略性新興產業企業融資效率之間影響機制的理解； 第三， 嘗試打開ESG表現各維度對戰略性新興產業企業融資效率的作用“黑箱”， 探索環境（E）、 社會（S）、 公司治理（G）單項指標對戰略性新興產業企業融資效率的作用方向和影響強弱。

二、 理論分析與假設提出

（一）ESG表現對戰略性新興產業企業融資效率的直接影響

戰略性新興產業企業融資效率是指企業以最低成本和風險籌集資金并運用資金為企業帶來最大收益的能力。利益相關者理論認為， 企業發展需要各利益相關者的支持與參與， 企業應追求經濟利益與社會利益整體最大化。良好的ESG表現有助于企業贏得各利益相關者的信賴和支持， 使企業與各利益相關者保持長期合作關系， 降低融資成本（邱牧遠和殷紅，2019）， 提高資金利用效率， 進而提升戰略性新興產業企業融資效率， 實現可持續發展（Jones，1995）。

具體而言， 在政府方面， ESG表現良好的戰略性新興產業企業因符合綠色發展理念下的綠色產業等政策要求， 更可能獲得財政補貼、 稅收優惠、 信貸支持等（王薇，2020）， 而政府支持會向資本市場傳遞利好信號， 吸引更多投資， 使企業有更多資源投入生產經營的關鍵環節， 提高生產效率（唐凱桃等，2023）， 提升企業融資效率。在投資者方面， ESG表現會影響企業可持續發展。投資者會同時考慮企業經濟績效與ESG表現， 具有ESG偏好的投資者更是會在降低預期回報的情況下給予ESG表現良好的企業更多資金（ Cornell，2021）， 提高戰略性新興產業企業融資效率。在消費者方面， 良好的ESG表現會增強消費者購買商品和服務的意愿（李海芹和張子剛，2010）， 且消費者愿意為對環境和社會友好的產品支付溢價（Lepineux，2005）， 從而提高企業盈利能力， 提升戰略性新興產業企業融資效率。在供應商方面， 良好的ESG表現能提高產品市場競爭優勢、 加強外部監督、 提高企業聲譽和抗風險能力， 促使企業獲得更多商業信用支持（李增福和馮柳華，2022）， 進而提升戰略性新興產業企業融資效率。在員工方面， 良好的ESG表現會提高員工忠誠度和工作效率， 提升企業勞動生產率（陳維濤等，2018）， 進而提升戰略性新興產業企業融資效率。基于此， 本文提出如下假設：

H1： 良好的ESG表現會提升戰略性新興產業企業融資效率。

（二）創新產出在ESG表現與戰略性新興產業企業融資效率之間的中介效應

戰略性新興產業以創新為新動能， 具有資金需求大、 風險高、 不確定性高等特點。基于資源依賴理論和利益相關者理論， 企業為了維持生存和發展， 需要從外部獲取各類資源， 而良好的ESG表現意味著企業能兼顧經濟價值和社會價值， 較好地平衡各利益相關方的利益， 實現對企業關系網絡和發展資源的重新整合， 有助于提高創新水平（Donaldson和Preston， 1995）， 從而降低企業債務融資成本（劉天保，2018）， 提升企業生產效率（Waddock和Graves，1997）， 提高戰略性新興產業企業融資效率。

從創新資金方面來看， 良好的ESG表現能緩解企業融資約束， 為創新活動提供資金支持， 提高創新產出， 提升戰略性新興產業企業融資效率。企業創新的主要阻礙因素之一是創新資金不足。由于創新投資具有風險高、 回收周期長、 沉沒成本高等特點， 企業與資金供給者在創新項目方面存在信息不對稱問題， 這會削弱金融機構的借貸意愿。而良好的ESG表現不僅通過提高企業信息透明度緩解融資約束， 而且通過為企業積累社會資本和建立商業合作網絡來獲取資金支持， 促進企業創新（Zhang和Lucey，2022；方先明和胡丁，2023）， 提高資金利用效率， 進而提升戰略性新興產業企業融資效率。

從創新人員方面來看， 良好的ESG表現能夠吸引高素質人才， 緩解企業與員工之間的利益沖突， 提高員工創新的積極性， 促進創新產出， 提高戰略性新興產業企業融資效率。首先， 良好的ESG表現不僅會吸引高素質的新員工以增強企業競爭優勢（Greening和Turban，2000）， 還會提升現有員工對企業的忠誠度以增加員工創新積極性（Tsang等，2021）。其次， ESG表現良好的企業通常會借助各種員工持股計劃或者其他激勵手段， 使員工能夠分享創新帶來的超額收益， 推動員工與企業的利益趨同。最后， 良好的ESG表現有助于企業向外部利益相關方傳遞積極信號， 提高外部利益相關方對企業的風險容忍度， 為企業創造寬松的創新環境， 有利于滿足員工自我價值實現的需求， 激勵員工突破現有思維框架并取得突破性成果（方先明和胡丁，2023）， 促進企業創新產出， 提高資源利用效率， 進而提升戰略性新興產業企業融資效率。基于此， 本文提出如下假設：

H2：? 良好的ESG表現會通過促進創新產出提高戰略性新興產業企業融資效率。

（三）產權性質、 產品市場競爭程度及經濟政策不確定性對ESG表現與戰略性新興產業企業融資效率之間中介機制的調節作用

1. 產權性質的調節作用。國有企業更易獲得政策及資金支持以用于提高創新水平， 且受制度因素的影響， 國有企業更傾向于進行創新活動， 這會強化ESG表現通過促進創新產出提高戰略性新興產業企業融資效率的作用。戰略性新興產業的發展依賴于政府政策、 資金等的扶持， 不同產權性質的戰略性新興產業企業獲得的政府支持及追求的目標不同（桂黃寶和李航，2019）。第一， 與非國有企業相比， 政府與銀行均可為國有企業提供隱形擔保， 在長期信貸關系下， 銀行對國有企業的信息搜尋成本更低， 使得國有企業更易以較低的成本獲得更高的信貸額度， 且國有企業在獲得政策支持方面具有獨特優勢（楊箏等，2017）， 從而保障其創新得到資金支持。第二， 國有企業普遍受到嚴格的政府管控， 具有資本性與公共性雙重屬性， 其首要目標是推動整個社會發展， 需要將大量資金投入到研發創新這類風險大但收益高的活動中（萬良勇等，2020）。基于此， 本文提出如下假設：

H3：? 相較于非國有企業， ESG表現通過促進創新產出提高戰略性新興產業企業融資效率的作用在國有企業中更顯著。

2. 產品市場競爭程度的調節作用。當產品市場競爭激烈時， 企業的創新動機更強， 這會強化ESG表現通過促進創新產出提高戰略性新興產業企業融資效率的作用。政府在推進戰略性新興產業發展的過程中固然扮演著重要的角色， 但發揮市場競爭的外部治理作用也是維持產業持續發展的重要手段（劉海穎，2019）。首先， 競爭優勢理論認為， 競爭激烈的行業準入門檻較低， 潛在進入者或競爭對手對企業的威脅更大， 從而會降低企業利潤空間， 增加流動性風險， 提高破產概率。而管理者的職位安全與企業業績相關， 為保住現有職位， 管理層希望通過創新來樹立企業核心競爭優勢（高粼彤等，2022）。其次， 當產品市場競爭激烈時， 市場上存在較嚴重的產品同質化問題， 不同企業在成本、 利潤等業績指標方面差異不大， 企業所有者和外部投資者可通過多維度對比同行業其他企業所披露的信息來評估管理層， 約束管理層的利益侵占行為（高粼彤等，2022）， 從而迫使管理層將更多資源用于創新活動， 提高經濟效益。基于此， 本文提出如下假設：

H4： 當產品市場競爭程度較高時， ESG表現通過促進創新產出提高戰略性新興產業企業融資效率的作用更強。

3. 經濟政策不確定性的調節作用。當經濟政策不確定性上升時， 企業當期增加創新投資的機會成本更高， 這會弱化ESG表現通過促進創新產出提高戰略性新興產業企業融資效率的作用。經濟政策不確定是指經濟主體無法確切預知政府是否、 何時以及如何改變現行經濟政策（Gulen 和Ion，2016）。我國作為發展中國家， 市場機制尚不健全， 僅依靠市場機制無法為戰略性新興產業企業提供良好的發展環境， 需要制定政策對其進行扶持， 因此經濟政策不確定性對戰略性新興產業企業的影響也更大（樸英愛等，2023）。實物期權理論認為， 由于企業投資具有不可逆性和擇時性特點， 企業選擇當前投資就意味著放棄等待未來更好投資機會的權利， 這種繼續等待的權利具有實物期權價值， 而經濟政策不確定性提升會提高企業繼續等待的價值， 增加企業當期投資的機會成本， 導致企業減少當前投資（Gulen 和Ion，2016）。因此， 相比一般企業， 戰略性新興產業企業在經濟政策不確定性上升時更容易暫緩當期研發投入， 使得創新水平降低（郝威亞等，2017）。基于此， 本文提出如下假設：

H5： 當經濟政策不確定性上升時， ESG表現通過促進創新產出提高戰略性新興產業企業融資效率的作用更弱。

綜上， 本文的研究假設框架見圖1。

三、 樣本選擇與研究設計

（一）樣本選擇與數據來源

本文選取中證指數和上海證券交易所2022年公布的中國戰略性新興產業綜合指數的成分股作為研究樣本， 包括新一代信息技術、 人工智能、 生物技術、 新能源、 新材料、 高端裝備制造業以及節能環保產業七大領域的戰略性新興產業企業， 這些企業具有典型代表性。研究期間為2011～2021年。ESG表現及財務數據來源于同花順iFinD、 CNRDS和CSMAR數據庫， 在剔除ST、 ?ST 股票的樣本及數據缺失嚴重的企業后得到1437家企業10292個觀測值， 為避免個別公司某些年份極值的影響， 對連續變量數據進行1% 和99%水平的Winsorized 縮尾處理。為減少多重共線性對結果的影響， 本文對交互項所涉及的變量做均值中心化處理。

（二）變量定義

1. 被解釋變量： 戰略性新興產業企業融資效率。測度企業融資效率的常用方法是數據包絡分析法（Data Envelopment Analysis，DEA）， 但傳統的數據包絡模型會忽略松弛變量信息且無法測算超效率， 而非徑向超效率模型彌補了傳統模型的不足， 因此本文采取非徑向超效率模型測算戰略性新興產業企業融資效率。產出指標多從盈利能力、 營運能力、 成長能力幾個方面進行選取， 投入指標在選取時應綜合考慮不同的融資渠道（王瓊和耿成軒，2017； 曾剛和耿成軒，2019）。考慮到不同戰略性新興產業企業在融資模式、 結構及成本方面存在差異， 本文從融資結構、 融資規模、 融資成本三個方面選取投入指標， 從盈利能力、 成長能力、 營運能力三個方面選取產出指標， 得到戰略性新興產業企業融資效率評價指標體系， 如表1所示。

數據包絡分析效率指標要求輸入輸出變量值非負， 而本文使用的數據部分出現負值， 因此對輸入輸出指標采取以下函數進行變換：

2. 解釋變量： ESG表現。目前主要使用第三方評級機構數據測度ESG表現， 但當前全球ESG評級機構數量眾多， 評級結果差異較大（王凱和張志偉，2022）。考慮到本文研究對象是我國A股戰略性新興產業企業， 其絕大多數為中小企業， 國外ESG評級機構如彭博、 富時羅素等只涵蓋我國部分綜合實力強勁的企業， 而華證ESG評級面向全部A股上市企業， 其他國內ESG評級機構只對特定A股上市企業評級， 且可追溯年份均短于本文樣本期間， 如商道融綠只提供 2015 ～ 2019 年滬深300 及 2018 ～ 2019 年中證 500的 ESG評級， 因此本文選擇華證ESG評級測度企業ESG表現。華證ESG評級中， 環境（E）維度包括環境管理體系、 綠色經營目標、 綠色產品等， 社會（S）維度包括制度體系、 健康與安全及社會貢獻等， 公司治理（G）維度包括制度建設、 治理結構及經營活動等。

3. 中介變量： 創新產出。企業創新產出包括發明專利、 實用新型及外觀設計專利， 一般將這三種類型的專利申請或授權數按照其對企業貢獻的比重計算加權總數來測度企業創新產出。考慮到從專利申請到獲得批準一般需要1 ～ 2年時間， 尤其是戰略性新興產業中的生物醫藥行業， 其專利獲批可能用時更久， 專利申請數量更能反映當期創新產出（章元等，2018）。因此， 本文根據發明專利、 實用新型及外觀設計專利申請數對企業貢獻的比重不同， 分別對其賦予0.5、 0.3 和0.2的權重， 采用加權平均值衡量創新產出（白俊紅和卞元超，2016）。

4. 調節變量。

（1）產權性質。本文對國有企業賦值為1， 非國有企業賦值為0， 以此衡量產權性質。

（2）產品市場競爭程度。現有測度產品市場競爭程度較為常用的指標是行業企業數、 行業內前四大企業所占市場份額以及赫芬達爾指數。前兩者均從單一視角考慮產品市場競爭程度的影響因素， 無法準確反映產品市場競爭程度， 而赫芬達爾指數等于行業內各個企業市場份額占比的平方累加值， 能夠全面考慮市場份額和行業企業數對產品市場競爭程度的影響。因此， 本文選擇赫芬達爾指數測度產品市場競爭程度， 該值越小， 表明一個行業內相同規模的企業越多， 產品市場競爭越激烈。為便于解釋， 本文中產品市場競爭程度為取倒數后的赫芬達爾指數， 記為HHI。

（3）經濟政策不確定性。經濟政策不確定性主要用新聞報紙中暗含經濟不確定性的文章頻率來測度， 其中最常用的主要是Baker等（2016）和Davis等（2019） 分別基于中國香港地區的《南華早報》和中國內地的《人民日報》《光明日報》， 利用文本分析方法構建的月度中國經濟政策不確定性指數。但前者使用的《南華早報》傾向于呈現與中國香港經濟和國際經濟有關的報道， 借助該報紙測度我國經濟政策不確定性存在片面性（宋科等，2022）。因此， 本文使用Davis等（2019）編制的指數衡量我國經濟政策不確定性， 且對其編制的月度中國經濟政策不確定性指數按年度取中位數作為年度經濟政策不確定性指標， 為剔除長期趨勢， 將年度經濟政策不確定性指標進行HP濾波， 如果所得周期值大于0， 則認為企業處于經濟政策不確定性上升期， 經濟政策不確定性（EPU）取值為1， 否則取值為0。

5. 控制變量。為避免遺漏關鍵變量的影響， 本文在基準模型中加入一系列可能影響戰略性新興產業企業融資效率的控制變量， 具體包括企業年齡（Age）、 總資產收益率（ROA）、 流動比率（LR）及經營活動現金流（CFO）等企業內部特征因素， 以及企業所在地區經濟水平（Gdp_p）等外部環境因素， 同時進一步控制企業所處的行業（Ind）和年份（Year）。

本文變量定義如表2所示。

（三）模型設定

企業融資效率變化通常具有慣性， 動態模型中因變量的滯后項只需滯后兩期， 就能滿足信息完整性（Wintoki等，2012）。因此為了驗證H1， 本文構建滯后期為兩期的動態模型， 如式（1）所示：

FEi，t= α0+ α1ESGi，t+ α2FEi，t-1+α3FEi，t-2+?αn∑Controls+∑Year +∑Ind+εi，t （1）

為了驗證H2， 借鑒溫忠麟和葉寶娟（2014）的研究， 構建以下模型檢驗創新產出在ESG表現與戰略性新興產業企業融資效率之間發揮的中介效應， 如式（2）和式（3）所示：

Patentsi，t=β0+β1ESGi，t+β2FEi，t-1+β3FEi，t-2+?βn∑Controls+∑Year +∑Ind+εi，t （2）

FEi，t= γ0+γ1ESGi，t+γ2Patentsi，t+γ3FEi，t-1+γ4FEi，t-2+γn∑Controls+∑Year +∑Ind+εi，t （3）

其中， Controls為控制變量，? α、 β和γ為回歸系數， ε為誤差項。

首先， 驗證模型（1）中的系數α1、 模型（2）中的系數β1和模型（3）中的系數γ2， 如果三個系數均顯著， 則說明創新產出發揮的中介效應顯著； 接著， 驗證模型（3）中的系數γ1， 如果顯著， 則表示ESG表現對戰略性新興產業企業融資效率的直接效應也顯著， 否則只有中介效應成立； 最后， 比較γ1和β1γ2的符號， 如果兩者同號， 則認為創新產出起到了部分中介作用， 如果兩者異號， 則認為創新產出發揮的是遮掩效應。

為了驗證H3 ～ H5， 本文參考溫忠麟和葉寶娟（2014）提出的有調節的中介效應模型方法（調節前半路徑）， 構建以下模型驗證產權性質、 產品市場競爭程度、 經濟政策不確定性對ESG表現與戰略性新興產業企業融資效率之間中介機制的調節作用， 如式（4）～（6）所示：

FEi，t=a0+a1ESGi，t+a2Mi，t+a3ESGi，t×Mi，t+a4FEi，t-1+a5FEi，t-2+an∑Controls+∑Year +∑Ind +εi，t （4）

Patentsi，t= b0+ b1ESGi，t+b2Mi，t+b3ESGi，t×Mi，t+?b4 Patentsi，t-1+b5Patentsi，t-2+ bn∑Controls+∑Year +∑Ind +εi，t （5）

FEi，t=c0+c1ESGi，t+c2Mi，t+c3ESGi，t×Mi，t+c4Patentsi，t+c5FEi，t-1+c6 FEi，t-2+cn∑Controls+∑Year +∑Ind +εi，t （6）

其中， Mi，t代表調節變量， 包括產權性質（SOEi，t）、 產品市場競爭程度（HHIi， t）和經濟政策不確定性（EPUi，t）， ESGi，t×Mi，t代表企業ESG表現與調節變量的交乘項， a、 b和c為回歸系數。

第一步， 驗證模型（4）中的系數a3是否顯著， 檢驗在未考慮創新產出時， ESG表現對戰略性新興產業企業融資效率的直接效應是否受到調節變量的影響； 第二步， 驗證模型（5）中的系數b3和模型（6）的系數c4是否顯著， 若顯著， 則證明有調節的中介效應（調節前半路徑）成立。

四、 實證結果

（一）描述性統計與相關性分析

表3中戰略性新興產業企業融資效率（FE）的均值為0.366， 極差為0.984， 表明戰略性新興產業企業融資效率整體偏低， 且不同企業之間存在較大差距。ESG表現的均值為73.379， 最大值為83.900， 最小值為57.820， 而華證ESG的評分范圍為0 ～ 100， 可見戰略性新興產業企業整體ESG表現良好， 但不同企業之間差距較大。產權性質（SOE）的均值為0.308， 說明有30.8%的戰略性新興產業企業是國有企業。產品市場競爭程度（HHI）的均值為18.607， 極差為42.846， 說明戰略性新興產業整體競爭較為激烈， 且各行業競爭程度差異較大。經濟政策不確定性（EPU）的均值為0.347， 表明34.7%的樣本企業處于經濟政策不確定性上升期。

在求解除控制變量之外連續變量的Pearson相關系數后， 發現所有變量之間的系數遠低于0.5， 可認為各主要變量之間不存在多重共線性的問題。限于篇幅， 未展示相關系數矩陣。

（二）ESG表現及其各維度對戰略性新興產業企業融資效率的影響

為檢驗H1， 在模型（1）中將當期的ESG表現作為自變量進行回歸。模型（1）為存在因變量滯后項的動態模型， 因此使用系統GMM方法， 且考慮到影響融資效率的因素的內生性問題， 在模型中將這些因素的滯后值作為工具變量， 回歸結果如表4列（1）所示。ESGt 的系數為-0.320， 且在5%的水平上顯著， 表明當期ESG表現會降低戰略性新興產業企業融資效率， 不支持H1。可能的原因是： 基于成本收益理論， 企業為了獲得后期收益需要先增加環境、 社會責任等投入， 這會增加企業成本， 擠占企業資源， 影響企業競爭力（Friedman， 1970）， 尤其是對于大多屬于中小企業的戰略性新興產業企業而言， 這種資源擠占效應更明顯（中國工程科技發展戰略研究院，2018）。

為進一步探討ESG表現對戰略性新興產業企業融資效率是否存在跨期正向作用， 在模型（1）中將滯后一期的ESG表現、 滯后兩期的ESG表現分別作為自變量進行回歸， 結果如表4中列（2）和列（3）所示。列（2）中ESGt-1的系數為-0.168， 且在5%的水平上顯著， 即滯后一期的ESG表現會降低當期戰略性新興產業企業融資效率。列（3）中ESGt-2的系數為0.187， 且在5%的水平上顯著， 即滯后兩期的ESG表現會提升戰略性新興產業企業融資效率， 說明隨著良好的ESG表現信息逐漸被各利益相關方接受， ESG表現產生的資源聚集正向效應會超過資源擠占負向效應（張兆國等，2013）。

為進一步探討ESG表現各維度對戰略性新興產業企業融資效率的差異性影響， 在模型（1）中同時納入ESG表現各維度 ， 并將環境（E）、 社會（S）及公司治理（G）的當期、 滯后一期和滯后兩期值作為自變量進行回歸。表4列（4）中Et的系數為-0.069， 且在5%的水平上顯著， 列（5）中Et-1的系數為-0.070， 且在1%的水平上顯著， 列（6）中Et-2的系數為-0.088， 且在1%的水平上顯著， 表明減少碳排放量及廢物處理等環境保護措施會降低戰略性新興產業企業融資效率； 列（4）中St的系數為-0.131， 列（5）中St-1的系數為-0.073， 且均在1%的水平上顯著， 列（6）中St-2的系數為-0.003， 但并不顯著， 表明社區服務及慈善捐贈等社會責任履行會降低戰略性新興產業企業融資效率， 且隨著時間的推移， 這一作用有減弱的趨勢； 列（4）中Gt的系數為-0.022， 列（5）中Gt-1的系數為0.017， 但均并不顯著，? 列（6）中Gt-2的系數為0.060， 且在5%的水平上顯著， 表明隨著時間的推移， 董事會或管理層多樣性等公司治理機制會逐漸提升戰略性新興產業企業融資效率。由于僅滯后兩期的公司治理（G）對戰略性新興產業企業融資效率的影響顯著為正， 表明ESG表現提升戰略性新興產業企業融資效率的作用主要由公司治理所驅動。良好的公司治理能降低債務融資成本及減少管理層自利行為（白重恩等，2005）， 提高資金配置效率， 從而提高戰略性新興產業企業融資效率， 但當期公司治理信息從開始傳遞到被各利益相關方接受需要時間， 故無法在當期產生顯著的積極影響。

（三）創新產出在ESG表現與戰略性新興產業企業融資效率之間的中介效應檢驗

為檢驗H2， 在模型（2）和模型（3）中將當期、 滯后一期及滯后兩期的ESG表現作為自變量進行回歸。表5匯報了創新產出在ESG表現與戰略性新興產業企業融資效率之間的中介效應檢驗結果。列（2）中ESGt的系數為0.665， 列（3）中ESGt的系數為-0.209， 且在5%的水平上顯著， Patentst的系數為0.011， 但不顯著， 說明創新產出在當期ESG表現與戰略性新興產業企業融資效率之間并不發揮中介效應， 不支持H2； 列（5）中ESGt-1的系數為-1.433， 且在10%的水平上顯著， 列（6）中ESGt-1的系數為-0.190， 且在5%的水平上顯著， Patentst的系數為0.077， 且在10%的水平上顯著， 說明創新產出在滯后一期的ESG表現與戰略性新興產業企業融資效率之間發揮部分中介效應； 列（8）中ESGt-2的系數為0.428， 且在10%的水平上顯著， 列（9）中ESGt-2的系數為-0.102， 但并不顯著， Patentst的系數為0.059， 且在10%的水平上顯著， 即創新產出在滯后兩期的ESG表現與戰略性新興產業企業融資效率之間發揮完全中介效應。這可能是由于戰略性新興產業企業大多屬于中小企業， 擁有的資源比較有限，? ESG投入會擠占戰略性新興產業企業創新投入資金， 抑制企業創新產出， 不利于企業提高核心競爭力， 抑制戰略性新興產業企業融資效率的提升， 表現為“此消彼長”的競爭關系， 但ESG表現對創新資源的擠出效應反映到創新產出的減少上具有一定的滯后性（文雯等，2018）， 使得當期的ESG表現并未通過抑制創新產出降低戰略性新興產業企業融資效率， 隨著時間流逝， 良好的ESG表現信息能通過從外部利益相關方獲取創新所需的資金和人力資本來促進創新產出， 從而提高戰略性新興產業企業融資效率， 表現為“共生共益”的促進關系。

（四）產權性質、 產品市場競爭程度及經濟政策不確定性對ESG表現與戰略性新興產業企業融資效率之間中介機制的調節作用檢驗

1. 產權性質的調節作用檢驗。表6報告了不同產權性質對滯后一期（滯后兩期）的ESG表現與戰略性新興產業企業融資效率之間中介機制的調節作用的回歸結果。列（1）中滯后一期的ESG表現與產權性質的交互項（ESGt-1×SOEt）的系數為0.215， 列（4）中滯后兩期的ESG表現與產權性質的交互項（ESGt-2×SOEt）的系數為1.648， 且均在10%的水平上顯著， 說明滯后一期（滯后兩期）的ESG表現降低（提升）國有戰略性新興產業企業融資效率的作用更弱（強）； 列（2）中滯后一期的ESG表現與產權性質的交互項（ESGt-1×SOEt）的系數為0.091， 列（3）中創新產出（Patentst）的系數為0.563， 列（5）中滯后兩期的ESG表現與產權性質的交互項（ESGt-2×SOEt）的系數為0.702， 列（6）中創新產出（Patentst）的系數為0.477， 且均在10%的水平上顯著， 表現有調節的中介效應成立且調節的是前半路徑， 即滯后一期（滯后兩期）的ESG表現通過抑制（促進）創新產出降低（提高）戰略性新興產業企業融資效率的作用在非國有企業中更顯著。這可能是因為國有企業能以較低的成本籌得資金用于創新活動， 且能獲得政府隱形擔保， 降低參與創新活動的風險， 會強化（弱化）ESG表現通過促進（抑制）創新產出提高（降低）戰略性新興產業企業融資效率的作用， 支持H3。

2. 產品市場競爭程度的調節作用檢驗。表7報告了產品市場競爭程度對滯后一期（滯后兩期）的ESG表現與戰略性新興產業企業融資效率之間中介機制的調節作用的回歸結果。列（1）中滯后一期的ESG表現與產品市場競爭程度的交互項（ESGt-1×HHIt）的系數為0.011， 列（4）中滯后兩期的ESG表現與產品市場競爭程度的交互項（ESGt-2×HHIt）的系數為0.050， 且均不顯著， 說明滯后一期（滯后兩期）的ESG表現對戰略性新興產業企業融資效率的直接效應在樣本期內并未受到產品市場競爭程度的調節作用； 列（2）中滯后一期的ESG表現與產品市場競爭程度的交互項（ESGt-1×HHIt）的系數為0.109， 但不顯著， 列（3）中創新產出（Patentst）的系數為0.618， 且在10%的水平上顯著， 列（5）中滯后兩期的ESG表現與產品市場競爭程度的交互項（ESGt-2×HHIt）的系數為0.011， 列（6）中創新產出（Patentst）的系數為0.208， 且均不顯著， 表明有調節的中介效應不成立， 產品市場競爭的外部治理效應在樣本期內并未發揮顯著作用， 不支持H4。這可能是因為政府在監管過程中不能明確自身角色定位， 過多對戰略性新興產業進行干預， 使得戰略性新興產業市場競爭機制不夠完善（劉海穎，2019）。

3. 經濟政策不確定性的調節作用檢驗。表8報告了經濟政策不確定性對滯后一期（滯后兩期）的ESG表現與戰略性新興產業企業融資效率之間中介機制的調節作用的回歸結果。列（1）中滯后一期的ESG表現與經濟政策不確定性的交互項（ESGt-1×EPUt）的系數為-0.012， 列（4）中滯后兩期的ESG表現與經濟政策不確定性的交互項（ESGt-2×EPUt）的系數為-0.005， 但均不顯著， 說明滯后一期（滯后兩期）的ESG表現對戰略性新興產業企業融資效率的直接效應在樣本期內并未受到經濟政策不確定性的調節作用； 列（2）中滯后一期的ESG表現與經濟政策不確定性的交互項（ESGt-1×EPUt）的系數為-0.085， 列（3）中創新產出（Patentst）的系數為0.133， 列（5）中滯后兩期的ESG表現與經濟政策不確定性的交互項（ESGt-2×EPUt）的系數為-0.090， 列（6）中創新產出（Patentst）的系數為0.106， 且均在10%的水平上顯著， 表明有調節的中介效應成立且調節的是前半路徑。這說明基于實物期權理論， 當經濟政策不確定性上升時， 企業當期增加創新投資的機會成本更高， 會強化（弱化）ESG表現通過抑制（促進）創新產出降低（提高）戰略性新興產業企業融資效率的作用， 支持H5。

五、 穩健性檢驗

（一）替換解釋變量

秩鼎ESG評級擁有超8000家上市企業數據， 收錄歷史可追溯至2013年。與除華證以外的ESG評級機構相比， 秩鼎ESG評級能更好地覆蓋本文選擇的大多數戰略性新興產業企業樣本。換用秩鼎ESG評級數據進行估計得到的結果與基本結論保持一致， 具體如表9列（1） ～ （3）所示。

（二）傾向得分匹配法

本文利用傾向得分匹配法（Propensity Score Matching，PSM）， 嘗試控制潛在的內生性， 將模型（1）中的控制變量作為匹配變量， 采用“一對一、 有放回”的方法， 在0.001的半徑內逐年對實驗組與控制組進行最近鄰匹配， 以緩解控制變量差異的作用。匹配后的檢驗結果保持不變， 具體如表9列（4） ～ （6）所示。

六、 主要結論與政策建議

（一）主要結論

在“雙碳”目標下研究ESG表現與戰略性新興產業企業融資效率之間的作用機制， 對于推動產業轉型升級及經濟高質量發展具有重要意義。本文以利益相關者理論和資源依賴理論為基礎，? 研究ESG表現通過創新產出影響戰略性新興產業企業融資效率的作用機制， 并區分ESG表現各維度對戰略性新興產業企業融資效率的差異性作用， 同時進一步探討產權性質、 產品市場競爭程度以及經濟政策不確定性對“ESG表現—創新產出—戰略性新興產業企業融資效率”這一關系的調節作用， 研究結論如下：

第一， ESG表現對戰略性新興產業企業融資效率的影響表現為先降低后提升。初始為提高ESG表現會擠占企業資源， 降低企業資金利用效率， 使得戰略性新興產業企業融資效率也隨之降低， 表現為資源擠占效應， 此時環境（E）表現和社會（S）表現對戰略性新興產業企業融資效率提升的抑制作用更明顯。隨著時間的推移，? ESG表現積累的資源聚集正向效應占據主導地位， 戰略性新興產業企業在董事會或管理層多樣性等公司治理（G）表現方面， 更能提升企業融資效率， 增加公司治理投入能夠增強投資者的信心， 降低融資成本， 抑制管理者的自利行為， 提高資本配置效率， 從而提升戰略性新興產業企業融資效率。

第二， 中介路徑檢驗發現，? ESG表現先對創新產出表現出抑制作用， 進而降低戰略性新興產業企業融資效率， 表現為“此消彼長”的競爭關系， 后來ESG表現對創新產出產生促進作用， 進而對戰略性新興產業企業有積極影響， 表現為“共生共益”的促進關系。

第三， 調節效應檢驗表明， 從產權性質來看， 國有企業擁有更多創新資金且受制度因素影響更傾向于進行創新， 故 ESG表現通過促進創新產出提高戰略性新興產業企業融資效率的作用在國有企業中更明顯。從產品市場競爭來看， 隨著時間的推移， 激烈的市場競爭環境并未強化ESG表現通過促進創新產出提高戰略性新興產業企業融資效率的作用， 表明戰略性新興產業企業市場競爭機制不夠完善。從經濟政策不確定性來看， 當經濟政策不確定性上升時， 企業在當期增加創新投資的機會成本更高， 會弱化ESG表現通過促進創新產出提高戰略性新興產業企業融資效率的作用。

（二）政策建議

基于研究結論， 本文提出以下政策建議： 第一， 戰略性新興產業企業要主動承擔ESG責任， 同時關注ESG表現各維度的結構性差異， 這有助于企業整合內外部資源， 釋放創新效能， 提高融資效率。第二， 政府在制定戰略性新興產業企業發展政策和提供創新補助時， 應同等對待不同產權性質的企業。在戰略性新興產業企業的發展過程中， 政府要明確自身定位， 避免對戰略性新興產業的不當干預， 發揮好市場優化資源配置的作用。在經濟政策不確定性上升時期， 會弱化ESG表現促進創新產出提高戰略性新興產業企業融資效率的作用， 因此政府應保持政策的連續性， 加大政策解讀力度， 穩定市場預期。

【 注 釋 】

① 資料來源：國家信息中心信息化和產業發展部， https：//www.ndrc.gov.cn/wsdwhfz/202302/t20230221_1349104。

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（責任編輯·校對： 陳晶? 喻晨）